精神神経学雑誌

第 121 巻 第 6 号（2019） 445⊖456 頁



原

著

復職準備性評価スケール（Psychiatric Rework Readiness Scale）によるリワークプログラム参加者の就労継続の予測妥当性―就労継続に影響する要因―

堀井

清香1,2），酒井 佳永1,3），田川 杏那1,4），ピーター・バーニック5），
關 恵里子6），秋山 剛1），立森 久照7,8）
Sayaka Horii, Yoshie Sakai, Anna Tagawa（Nagashima）,
Peter Bernick, Eriko Seki, Tsuyoshi Akiyama, Hisateru Tachimori：

Predictive Validity of the Psychiatric Rework Readiness Scale for Work Continuation
for Participants in the Re‒work Program Aiming to Increase the Resilience of Patients
Returning to Work with Mental Illness：Factors Influencing Work Continuation

復職準備性評価スケール（PRRS）が，一般復職者の就労継続を予測することがすでに報告されているが，参加者のレジリアンスの改善を目的とするリワークプログラム参加者においても，
PRRS が就労継続を予測するかについて，また，就労継続に影響する社会人口的要因，臨床的要因について検討を行った．2014 年 1 月から 2016 年 9 月までに NTT 東日本関東病院のリワークプ
ログラムに参加し，調査日 2017 年 5 月 31 日までに復職した 76 名中，研究への同意が得られた
56 名を対象に調査を行った．Kaplan‒Meier 法により推定された平均就労継続期間は，715 日（95％信頼区間：547～884 日）であった．「復職前の PRRS 総得点」は有意に就労継続を予測し，得点が低いと，就労継続に不利であった．PRRS 得点の下位尺度については，「基本的生活」「症状」「職場との関係」「健康管理」が復職後の就労継続期間を有意に予測しており，いずれもこれ
らの下位尺度の得点が低いと，就労継続に不利であった．社会人口的要因については，女性が就
労継続に不利であり，臨床的要因については，若い初診時年齢，過去の長期の総休職期間が，就労継続に不利であった．一般の復職者だけではなく，リワークプログラム参加者についても，
PRRS が就労継続を予測することが確認され，復職に関する決定について PRRS が客観的な評価
ツールとして使用できる可能性が示された．過去の長期の総休職期間のリワークプログラム参加
後の就労継続への影響については，以前にも報告があり，治療効果に影響する要因として参加希望者に説明する必要がある．しかし，この影響は一般の復職者でもみられ，リワークプログラム
参加が就労予後を改善する可能性があることから，リワークプログラムの適応禁忌の基準になるとは考えられない．
＜索引用語：リワーク，気分障害，復職準備性，就労継続，メンタルヘルス＞

精 神 経 誌（2019）121 巻 6 号

446

が，英語名称を Scale としており，本論文では日は じ め に
1．背

本語でも復職準備性評価スケールと呼ぶ．

景

精神疾患のレジリアンスモデルによれば，精神

しかし，医療機関で行われているリワークプロ

疾患の発症，再発，再発の予防は個体の脆弱性，

グラム参加者の就労予後を，PRRS が予測するか

環境ストレス，個体のレジリアンスに影響されるについては，これまで検討が行われていない．リと考えられる ．就労中に精神疾患を発症した患

ワークプログラムを経て復職した人は，一般の復者が元の職への復職を希望する場合，個体のレジ職者より就労予後がよいことが報告されていリアンスを改善しなければ，個体の脆弱性，環境

る7,17）．このため両群の間には，何らかの差異が存

ストレスが同じであることから，復職後の再発，在する可能性があり，PRRS をリワークプログラ

再休職が発生してしまう

ム参加者の復職時期の判定に用いてよいかについ8）．うつ病については，発20,23）

症後さらに脆弱性が高まることも示唆されている ．
26）て，検討を行う必要がある．

復職を希望する患者のレジリアンス改善への支援をリワークプログラムと呼ぶ．リワークプログ

2．目

ラムでは，
「レジリアンスが改善し，復職後に患者本研究では，リワークプログラム参加者においが再発，再休職する危険性が低くなっているか」て，復職前の PRRS による評価が就労継続を予測という評価が，重要である．復職できる状態にあするかについて検討した．また，就労継続に影響る患者を復職させずに待たせることには意味がなする社会人口的要因，臨床的要因についての検討

いが，レジリアンスが改善していないのに，早も行った．これは，リワークプログラム参加者のまって復職して短期間で再発すれば，復職した意

就労継続に影響する要因があれば，リワークプロ

味がなくなってしまうからである．

グラムの効果に影響を与える要因として参加希望

秋山らは，（レジリアンスが改善し）
“休職者が

的

者に説明する必要があるからである．

再発せずに復職できる状態であるか”という『復職準備性』を評価する復職準備性評価スケール（Psychiatric Rework Readiness Scale：PRRS）を

Ⅰ．方
1．対

法

象

開発し，一般の復職者を対象とした場合，就労継本研究の対象は，2014 年 1 月から 2016 年 9 月

続を予測することを報告した24）．このスケール

までに NTT 東日本関東病院精神神経科が実施すは，従来復職準備性評価シートと呼ばれていたるリワークプログラムに参加し，調査日 2017 年 5

著者所属：1）NTT 東日本関東病院精神神経科，Depertment of Neuropsychiatry, NTT Medical Center Tokyo2）株式会社保健同人社，Hokendohjin CO., LTD
3）跡見学園女子大学文学部臨床心理学科，Atomi University, Faculty of Psychology, Department of ClinicalPsychology
4）公益財団法人神経研究所，Neuropsychiatric Research Institute5）国立大学法人長崎大学，Nagasaki University
6）公益財団法人東京都保健医療公社荏原病院，Tokyo Metropolitan Health and Hospitals Corporation Ebara
Hospital
7）国立精神・神経医療研究センタートランスレーショナル・メディカルセンター，Translational Medical
Center, National Center of Neurology and Psychiatry8）国立国際医療研究センター国際医療協力局グローバルヘルス政策研究センター，Institute for Global Health
Policy Research, Bureau of International Health Cooperation, National Center for Global Health andMedicine
受理日：2019 年 1 月 21 日

堀 井・他：就労継続の予測妥当性

月 31 日までに復職した 76 名中，研究への同意が得られた 56 名とした．

447

度の分布を示した．
③復職後の推定就労継続期間を，Kaplan‒Meier
法による生存分析で算出した．

2．アウトカム

④復職後の就労継続期間を予測する要因を検討す

リワークプログラム参加者の復職後の就労予後るために，就労継続期間を従属変数，復職前のについて，復職後の精神疾患による再休職をイベ

PRRS 得点，社会人口的要因，臨床的要因を独ントとし，調査日までにイベントが発生していた

立変数とした単変量 Cox 比例ハザードモデル

場合は復職日から精神疾患による再休職までの日による分析を行った．

数，調査日までにイベントが発生していなかった

以上の統計解析には IBM SPSS Statistics24 を場合は復職日から調査日までの日数を，就労継続用いた．

期間とした．復職日は，時間短縮勤務など試し・慣らしでの勤務期間があったかどうかにかかわら5．倫理的配慮ず，復職発令日とした．また再休職は該当の疾患

本研究は，NTT 東日本関東病院の倫理委員会

による病気休暇を，診断書により再度指示されたの審査を受け承認を得た．また，対象者に研究の日とした．

目的を説明し，書面による同意を得た．

3．評価項目Ⅱ．結果1）社会人口的要因

1．対象者の属性

性別，プログラム参加時の年齢，学歴，婚姻状対象者の社会人口的要因と臨床的要因を表 1 に

況，職階，勤務先企業の業種，現所属事業所での勤続年数（年），総勤続年数（年）についてプログ
ラム開始時に情報を聴取した．

示す．
本調査の対象者は，社会人口的要因において，
男性 44 名，女性 12 名，プログラム参加時年齢は

2）臨床的要因

25～58 歳，平均 43.2 歳であった．学歴は，大卒未初診時年齢，診断，総休職期間（月），総休職回

満が 6 名，大卒が 45 名，大学院修了が 5 名であっ数についてプログラム開始時に情報を聴取した．

た．婚姻状況は配偶者ありが 30 名，配偶者なしが

3）PRRS

26 名であった．職階は管理職が 14 名，非管理職

復職前に PRRS による評価を行った．PRRS は，が 42 名であった．臨床的要因においては，初診時

面接評価尺度であり，復職準備性を「基本的生活」

年齢は 18～53 歳，平均 36.8 歳であった．診断名

「症状」
「社会性」
「サポート状況」「職場との関は，うつ病が 35 名，双極性障害が 14 名，その他係」「作業能力」「準備状況」「健康管理」の 8 つの（統合失調症，アルコール依存症など）が 7 名で側面から総合的に評価する1）．PRRS は，評価者間あった．総休職回数は 1～10 回，平均 2.6 回，総信頼性，内的整合性，および一般の復職者の就労休職期間は 5～90 ヵ月，平均 28.7 ヵ月であった．

継続に関する予測妥当性を有する尺度であることが報告されている24）．

2．PRRS 得点の分布
復職前の PRRS の総得点および各下位尺度の最4．統計解析

小値，最大値，平均値，標準偏差を表 2 に示す．

①対象者の属性を明らかにするため，社会人口的要因，臨床的要因について，記述統計を算出し3．就労継続期間

た．

Kaplan‒Meier 法による生存分析を行ったとこ②復職前の PRRS 得点について，総得点と下位尺

ろ，調査期間中に再休職した対象者は 56 名中 12

精 神 経 誌（2019）121 巻 6 号448
表1

社会人口的要因

臨床的要因

社会人口的要因

臨床的要因

対象者の社会人口的・臨床的要因

性別

男性
女性
学歴
大卒未満
大卒
大学院修了
婚姻状況 配偶者あり
配偶者なし
職階
管理職
非管理職
業種
鉱業
建設業
製造業
運輸
通信
卸売・小売
金融・保険
サービス業
診断名
うつ病
双極性障害
その他
プログラム参加時年齢
現所属事業所での勤続年数（年）総勤続年数（年）
初診時年齢
総休職期間（月）
総休職回数（回）

度数

（％）

44
12
6
45
5
30
26
14
42
13
1
16
6
11
1
7
1
35
14
7

78.6
21.4
10.7
80.4
8.9
53.6
46.4
25.0
75.0
23.2
1.8
28.6
10.7
19.6
1.8
12.5
1.8
62.5
25.0
12.5

最小値

最大値

平均値

標準偏差

25.0
0.5
0.5
18.0
5.0
1.0

58.0
35.0
36.0
53.0
90.0
10.0

43.2
16.8
19.7
36.8
28.7
2.6

8.5
9.2
9.0
8.7
21.2
1.9

対象者の性別・婚姻状況などの社会人口的要因と，初診時年齢や総休職期間などの臨床的要因をまとめたもの．

表2

PRRS 得点の分布

変数

最小値

最大値

平均値

標準偏差

復職前の PRRS 総得点（23）PRRS 下位尺度

50

82

72.8

7.9

6
12

12
23

10.1
18.7

1.5
3.0

5
4

8
8

6.5
6.6

0.7
1.1

4
5
3
7

8
11
8
12

7.1
7.9
5.2
10.7

1.1
1.3
1.1
1.3

基本的生活（3）症状（6）社会性（2）
サポート状況（2）職場との関係（2）作業能力（3）
準備状況（2）
健康管理（3）PRRS の得点分布を表にまとめたもの．
※（ ）内は，項目数堀 井・他：就労継続の予測妥当性

449

1.0

P＝0.002），「職場との関係」（HR＝0.528，P＝

0.8

職後の就労継続期間を有意に予測しており，いず

0.006），「健康管理」（HR＝0.583，P＝0.008）が復

累積生存れもこれらの下位尺度の得点が低いと，就労継続に不利であった．「社会性」「サポート状況」の下

0.6

位尺度得点は，就労継続を予測する傾向を示した

0.4が有意水準には至らず，「作業能力」「準備状況」の下位尺度得点は，就労継続の予測妥当性を示さ

0.2

なかった．

0.0
0

200

400 600 800 1,000 1,200
就労継続期間（日）
生存関数

打ち切り

図 復職後の就労継続期間曲線
対象者の復職後の就労継続期間を生存分析で算出した
もの．

5．社会人口的要因および臨床的要因の就労継続への影響
表 3 の社会人口的要因については，「性別」が復職後の就労継続期間を有意に予測しており（HR＝3.575，P＝0.033），女性が就労継続に不利であった．臨床的要因については，「初診時年齢」が復職
後の就労継続期間を有意に予測しており（HR＝

名（21.4％）であった（図）．Kaplan‒Meier 法に0.924，P＝0.032），若い初診時年齢が就労継続により推定された平均就労継続期間は，715 日（95％

不利であった．また，「総休職期間（月）」が復職

信頼区間：547～884 日）であった．調査期間中に後の就労継続期間を有意に予測しており（HR＝再休職した対象者が 50％に至らなかったために，

1.029，P＝0.011），過去の「総休職期間（月）」が就労継続期間の中央値は算出できなかった．経過

長期であると，就労継続に不利であった．

の観察期間の平均は 246 日，標準偏差（SD）は236.9 日であった．

Ⅲ．考察

1．対象者の属性
4．PRRS の就労継続予測妥当性

本研究の対象者の属性について，「男性が多い」

復職後の就労継続期間を従属変数，対象者の復「気分障害の診断が多い」という特徴は，国内の先職前の PRRS 得点，社会人口的要因および，臨床行研究における報告6,16）と類似しており，他機関的要因を独立変数とした，単変量 Cox 比例ハザーのリワークプログラム参加者に共通した属性と考ドモデルの結果を表 3 に示す．各モデルの適合度えられる．

指標として，尤度比のχ と自由度，有意水準を示2した．また各独立変数の Wald 統計量，ハザード
比（HR），およびその 95％信頼区間を表 3 に示した．

2．就労継続期間
就労継続期間について，海外の研究によれば，精神疾患一般については 328 日21），精神疾患群の復職前の PRRS 得点については，「復職前のオフィス勤務社員では 14.9 ヵ月15），製造業務勤務

PRRS 総得点」が復職後の就労継続期間を有意に社員では 16.7 ヵ月15），うつ病関連障害では 23 ヵ

予測しており（HR＝0.904，P＝0.002），「復職前の月5）といった報告がある．これらの報告は，いず

PRRS 総得点」が低いと，就労継続に不利であっれも生存分析の中央値である．わが国では，五十た．PRRS 得点の下位尺度については，「基本的生

嵐らがリワークプログラム参加者について 1,561

活」（HR＝0.650，P＝0.025），「症状」（HR＝0.734，

日7），大木らが 1,693 日16），Sado らが一般復職者

精 神 経 誌（2019）121 巻 6 号

450
表3

累積就労継続期間を予測する要因

変数

Wald

ハザード比

95％信頼区間P

尤度比 χ2

df

P

復職前の PRRS 総得点
PRRS 下位尺度
基本的生活
症状
社会性
サポート状況
職場との関係
作業能力
準備状況
健康管理
対象者の社会人口的要因
性別（男性 0，女性 1）
プログラム参加時年齢
学歴
大卒未満（ref）
大学卒業
大学院修了
婚姻状況（配偶者あり 0，配偶者なし 1）
職階（管理職 0，非管理職 1）
業種
鉱業（ref）
製造業
運輸
通信
金融・保険
その他
対象者の臨床的要因
初診時年齢
診断名
うつ病（ref）
双極性障害
その他
現所属事業所での勤続年数（年）総勤続年数（年）
総休職期間（月）
総休職回数（回）10.0340.904

0.850～0.962

0.002＊＊

12.4801＜0.001

5.011
9.512
3.829
3.675
7.496
0.755
0.114
6.967

0.650
0.734
0.438
0.565
0.528
0.825
0.916
0.583

0.446～0.948
0.603～0.893
0.191～1.001
0.315～1.013
0.335～0.834
0.535～1.272
0.550～1.524
0.390～0.870

0.025＊
0.002＊＊
0.050
0.055
0.006＊＊
0.385
0.735
0.008＊＊

5.376
10.971
4.043
3.810
8.563
0.760
0.114
7.486

1
1
1
1
1
1
1
1

0.020
0.001
0.044
0.051
0.003
0.383
0.735
0.006

4.560
2.607

3.575
0.942

1.110～11.512
0.877～1.013

0.033＊
0.106

0.069
0.068
0.035
0.203

1
1
2

0.023
0.099
0.966

1.317
1.305
1.308

0.167～10.397
0.080～21.310
0.407～4.201

0.966
0.794
0.852
0.652

5.173
2.716
0.069

0.204

1

0.652

1.316

2.448

0.530～11.300

0.251

5.153
2.384
0.777
2.291
1.843
0.000

1
5

0.236
0.211

0.286
0.386
0.197
0.231
0.000

0.058～1.401
0.047～3.199
0.024～1.614
0.028～1.916
0.000～0.000

0.398
0.123
0.378
0.130
0.175
0.988

1.402
7.127

4.592

0.924

0.859～0.993

0.032＊

0.377
0.087
0.214
2.138
2.058
6.530
0.243

1
2

0.026
0.824

1.205
0.610
0.948
0.949
1.029
1.066

0.349～4.153
0.075～4.969
0.882～1.019
0.883～1.019
1.007～1.052
0.827～1.375

0.828
0.768
0.644
0.144
0.151
0.011＊
0.622

4.983
0.386

2.223
2.128
7.429
0.244

1
1
1
1

0.136
0.145
0.006
0.621

＊
P＜0.05 ＊＊P＜0.01
就労継続期間（日）を従属変数，対象者の復職前の PRRS 得点，社会人口的要因および，臨床的要因を独立変数とした，単変量 Cox 比例ハザードモデルの結果を表にまとめたもの．
※（ref）表記の変数を reference とした．

の精神疾患群の男性で 910.3 日，女性で 958.7 日23）であった．上記のように，海外での報告は 10.8～という結果を報告している．五十嵐ら，大木らの23 ヵ月，わが国での報告は 23.5～55.7 ヵ月という報告は中間値であり，Sado らの報告は生存分析結果であるが，これについては，海外とわが国にの中間値か平均値かが明記されていない．本研究

おける就労体制の相違18），本研究と五十嵐ら，大の就労継続期間の平均値は，715 日，約 23.5 ヵ月

木らの報告のみがリワークプログラム参加者であ堀 井・他：就労継続の予測妥当性
表4451

場合の最適な感度，特異度を，ROC 曲線（receiver

PRRS 得点による復職後 6 ヵ月の再休職判定の感度，特異度

operating characteristic curve）を描いて検討しカットオフポイント

感度

特異度

た．観察終了時点で，復職後 6 ヵ月経過していな

59/60
64/65
68/69
70/71
71/72
72/73
73/74
74/75
75/76
76/77
77/78
78/79
79/80
80/81
81/82
82/83

0.625
0.625
0.625
0.625
0.625
0.625
0.625
0.625
0.625
0.625
0.750
0.750
0.875
0.875
0.875
1.000

1.000
0.967
0.900
0.833
0.767
0.733
0.700
0.600
0.533
0.500
0.500
0.267
0.167
0.100
0.000
0.000

かった 18 名はこの分析には含まれなかった．
各カットオフポイントにおける感度および特異度を表 4 に示した．ROC 曲線下面積は 0.72 で，復職時の PRRS の総得点は，今回のサンプルに対しては，復職後 6 ヵ月の就労状況について中等度の予測性をもつことが示された．予測性が最も高いカットオフポイントは，64/65 であり，このとき感度は 0.625，特異度は 0.967 であった．これは64 点以下を陽性（再休職），65 点以上を陰性（就労継続）と予測した場合，実際に復職 6 ヵ月後の時点で再休職している人の 62.5％，就労継続できている人の 96.7％を正しく予測できるということを意味する．また，このカットオフポイントを採用したときの陽性反応的中率は 83.3％，陰性反応
的中率は 90.6％であった．

るという対象群の相違，本研究は就労継続期間の下位尺度得点については，「基本的生活」「症

平均値を報告しており，Sado らを除く，他の研究状」「職場との関係」「健康管理」が就労継続を有では中央値が報告されているといった要因の影響意に予測し，「社会性」「サポート状況」も有意水7）が考えられる．五十嵐らの報告は 510 例，925 例

準には至らなかったものの，就労継続を予測するに関するものであるが，本研究と同様単一施設に傾向を示した．一方，「作業能力」「準備状況」のおける調査であり，リワークプログラム復職者の下位尺度得点は，就労継続の予測妥当性を示さな

平均就労継続期間に関する分析については，今後かった．

の多施設における研究を待つ必要があると考えられる．

下位尺度得点の妥当性について検討を進めるた
めに，本研究者らが行った一般復職者を対象とした研究データを再分析した24）．本研究と同様に，

3．PRRS の就労継続予測妥当性

PRRS 総得点（平均＝76.3，SD＝8.9）と下位尺度

本研究によって，リワークプログラム参加者にの「健康管理」が有意な予測妥当性を示した．本

おいても，復職前の PRRS 得点が，復職後の就労研究で有意な予測妥当性を示した「基本的生活」

継続を予測することが確認された．一般の復職者「症状」「職場との関係」は，一般復職者では有意だけではなく，リワークプログラム参加者についな予測妥当性を示さなかった．一方，本研究ではても，PRRS が，レジリアンスの改善度，就労継有意な予測妥当性が認められなかった「社会性」

続を予測することが確認されたことの意義は大きと「作業能力」が，一般復職者では有意な予測妥

く，就労の可否判定などに PRRS が客観的な指標

当性を示していた．「健康管理」が両研究で有意なとして使用できる可能性が示された．

予測妥当性を示したことから，この下位尺度が，

PRRS 総得点について，復職後 6 ヵ月の時点でレジリアンス改善の評価に最も関係している可能の再休職について，再休職者（8 名）を就労継続性が示唆された．また，同じ復職者といっても対者（30 名）から復職時の PRRS 総得点で弁別する

象群によって，異なる下位尺度が就労予後に影響精 神 経 誌（2019）121 巻 6 号452を示す可能性が示唆されたが，一般復職者を対象ている可能性が示唆されたが，女性の PRRS 得点とした過去の研究も今回の研究もサンプルサイズが低かった理由は，これまでの調査研究からは明が小さく，「準備状況」が両研究で有意な予測妥当

らかではない．

性を示さなかったことを含めて，今後の研究で慎年齢について，今回の調査では，影響がみられなかった．過去の研究では，高年齢が有利とする

重に検討する必要がある．
PRRS の下位尺度に関連する知見として，精神報告12,23），不利とする報告14），影響がみられな

症状は就労継続に不利22），精神状態や作業能力がかったとする報告4,19,21），男性においてのみ有利で予後に影響する3），上司との関係が悪いと就労継あったという報告11）がみられる．

続に不利 ，重症な精神疾患は不利 といった以学歴について，今回の調査では，影響がみられ前の報告があり，該当の下位尺度が PRRS に含まなかった．過去の研究では，50 歳以下では低学歴れている妥当性を間接的に支持しているものともが不利であったという報告13）がみられる．本研究考えられる．

の対象には大卒未満が 6 名と非常に少ないため

2）

19）

に，学歴の影響については結論づけることはでき
4．社会人口的要因および臨床的要因の就労継ない．一方，低学歴者でも，リワークプログラム
によって精神疾患の再発に関するレジリアンスの続への影響
今回の調査では，社会人口的要因のうち「性別」
が復職後の就労継続期間を有意に予測しており改善が得られれば，高学歴者との就労予後に差が出ない可能性も考えられる．

（HR＝3.575，P＝0.033），女性が就労継続に不利

婚姻状況について，今回の調査では影響がみらであった．過去には，性差は就労継続に影響がなれなかった．過去には，同様に影響がみられなかったとする報告が多い4,11,12,14,19,21,23,24）．また，リ

かったとする報告14,21），未婚・離別・死別が，就ワークプログラム参加者を対象にした先行研究に

労継続に不利であったとする報告25），未婚者が就

おいては，女性が有利とする報告17）もある．今回

労継続に不利であったとする報告12）がみられる．

の調査のサンプルについて性別と他の要因との相職階については，今回の調査では影響がみられ

関 に つ い て 分 析 を 行 っ た と こ ろ， 女 性 に は，ず，過去にも，職階や社会経済的地位は就労継続「PRRS 総得点が低い」「独身が多い」「非管理職に影響しなかったという報告4,17）がある．

が多い」「その他の診断が多い」「総休職回数が少業種については，今回の調査では影響がみられない」という特徴が認められた．今回のサンプルなかった．過去には，自営業，不動産業・建築業

では，婚姻状況，職階，診断，総休職回数は就労は不利であったとする報告がある19）．

継続に影響を示していなかったことから，女性の現所属事業所での勤続年数については，総勤続

PRRS 得点が低かったことが，就労継続の不利に年数が長いほうが就労継続に有利である可能性が影響していた可能性がある．また，一般復職者を示唆されたが，今回のサンプルでは有意差はみら対象とした研究データを再分析したところ ，本れなかった．

24）

研究と同様，性別は就労継続期間を有意に予測し社会人口的要因の就労継続への影響についてており，女性は男性よりも短期間で再休職しやすは，いろいろな報告の間で知見が必ずしも一定しい傾向が示された．また，本研究と同様，女性（平ていない．これは，同じ社会人口的要因が，異均＝69.3，SD＝7.65）は，男性（平均＝78.1，SD

なった職場状況で，異なった影響を及ぼす可能性＝8.38）より，復職時の PRRS 総得点が低い傾向を示唆しているとも考えられる．社会的な要因はがあり，これが短期間での再休職のしやすさと関休職の発生の予測に役立たないとする報告もあ連していると思われた．両研究から，女性の復職

る28）．

時の PRRS 得点が低く，それが就労予後に影響し臨床的要因については，若い初診時年齢が就労堀 井・他：就労継続の予測妥当性

453

継続に不利であった．初診時年齢については，島は，複数の地域および施設を対象とした予後調査

らが，同様に低い発症年齢は就労継続に不利と報を行う必要がある．
第 2 に，サンプルサイズが小さい．本研究の知告している ．
25）

また，過去の「総休職期間（月）」が長期であると，就労継続に不利であった．これについては，
過 去 に も 同 様 の結果が報告されており，再現性がある結果と考えられる．

9～12,17,20,23,27）

見を，多施設におけるより大きなサンプルサイズ
で確認する必要がある．
第 3 に，経過観察の期間が 1～33 ヵ月であり，長期にわたっているとはいえない．

診断は就労予後への影響を示さなかった．診断について，大木らは，うつ病群はその他の気分障

お わ り に害圏，気分障害圏以外の診断より，就労継続に有

本研究においては，結論として以下の 3 点が示利であったと報告している ．総休職回数は就労された．

予後への影響を示さなかった．この要因について①リワークプログラム参加者の就労継続についは，大木らも影響を示さなかったとしている ．

て，復職前の PRRS 得点の予測妥当性が確認さ総休職期間が影響を示す一方，総休職回数が影響

れた．

17）

17）

を示さないことについては，1 回の休職において②PRRS の下位尺度得点については，「基本的生

休職期間がどの程度に及ぶかによって影響が異な活」「症状」「職場との関係」「健康管理」が就労る可能性がある．

継続を有意に予測した．

社会人口的要因，臨床的要因については，過去③臨床的要因の影響については，過去の長期のの長期の総休職期間だけが，いくつかの報告の結「総休職期間」が就労継続に不利であることが再果を再現したものとなっており，リワークプログ

現された．

ラムの効果に影響を与える要因として参加希望者に説明する必要がある．ただ，過去の長期の総休

なお，本論文に関連して開示すべき利益相反はない．

職期間の影響は，一般の復職者でもみられており9～12,20,23,27），また，五十嵐ら，大木らの報告では，リワークプログラム参加者のほうが就労継続がよい可能性が示唆されているので7,17），リワー
クプログラムの適応禁忌の基準になるとは考えら
れない．

文
1）秋山

献

剛：復職準備性評価シートの開発．厚生労働科学研究補助金こころの健康科学研究事業「リワークプ
ログラムを中心とするうつ病の早期発見から職場復帰に至る包括的治療に関する研究」（主任研究者：秋山剛）．平成 20 年度報告書．p.123‒126，2009

臨床応用としては，復職する患者に対してこの

2）Arends, I., van der Klink, J. J., van Rhenen, W., et

スケールを用いてレジリアンス改善状況の評価をal.：Predictors of recurrent sickness absence among

行い，適切な復職時期について患者や職場にアドバイスする資料として活用されることが望ましい．
5．本研究の限界
本研究には，いくつかの限界がある．
第 1 に，リワークプログラム施行施設が単一であったために，サンプルの偏りが存在する可能性

workers having returned to work after sickness absence
due to common mental disorders. Scand J Work Environ
Health, 40（2）；195‒202, 2014
3）Bertilsson, M., Vaez, M., Waern, M., et al.：A prospective study on self‒assessed mental well‒being andwork capacity as determinants of all‒cause sickness
absence. J Occup Rehabil, 25（1）；52‒64, 2015
4）Endo, M., Muto, T., Haruyama, Y., et al.：Riskがある．対象者が所属する企業は 8 業種にわたっ

factors of recurrent sickness absence due to depres-てはいるが，本研究は首都圏の復職者の就労継続

sion：a two‒year cohort study among Japanese employ-

に関する結果であり，知見を一般化するために

ees. Int Arch Occup Environ Health, 88（1）；75‒83, 2015

精 神 経 誌（2019）121 巻 6 号

4545）Ervasti, J., Vahtera, J., Pentti, J., et al.：The role

デイケア実践研究，16（1）；34‒41，2012

of psychiatric, cardiometabolic, and musculoskeletal

17）大木洋子，五十嵐良雄：リワークプログラム利用

comorbidity in the recurrence of depression‒related

者の復職後の就労継続性に関する効果研究．産業精神保work disability. Depress Anxiety, 31（9）；796‒803, 2014

健，20（4）；335‒345，2012

6）五十嵐良雄：リワークプログラムの実施状況と利18）大木洋子，五十嵐良雄，山内慶太：リワークプロ

用者に関する調査研究．厚生労働科学研究費補助金（障害グラムの効果研究―国内研究のアウトカムと海外研究の動者対策総合研究事業）「うつ病患者に対する復職支援体制の向―．臨床精神医学，41（11）；1561‒1571，2012

確立 うつ病患者に対する社会復帰プログラムに関する研究」（研究代表者：秋山剛）．平成 23～25 年度総合研究報

告書．p.87‒98，2014

19）Real, E., Jover, L., Verdaguer, R., et al.：Factors
associated with long‒term sickness absence due to mental disorders：a cohort study of 7. 112 patients during the7）五十嵐良雄，大木洋子：リワークプログラム利用

Spanish economic crisis. PLoS One, 11（1）；e0146382, 2016の効果．PROGRESS IN MEDICINE，37；1393‒1398，

20）Reis, R. J., Utzet, M., La Rocca, P. F., et al.：Previ-2017

ous sick leaves as predictor of subsequent ones. Int Arch8）加藤敏：脆弱性モデルからレジリアンスモデル

へ．精神経誌，110（9）；751‒756，2008

Occup Environ Health, 84（5）；491‒499, 201121）Roelen, C. A., Koopmans, P. C., Anema, J. R., et9）Koopmans, P. C., Roelen, C. A., Groothoff, J. W.：

al.：Recurrence of medically certified sickness absence

Frequent and long‒term absence as a risk factor foraccording to diagnosis：a sickness absence registerwork disability and job termination among employees instudy. J Occup Rehabil, 20（1）；113‒121, 2010

the private sector. Occup Environ Med, 65（7）；494‒499,
200822）Roelen, C. A., Hoedeman, R., van Rhenen, W., etal.：Mental health symptoms as prognostic risk markers10）Koopmans, P. C., Roelen, C. A., Groothoff, J. W.：
Risk of future sickness absence in frequent and long‒term absentees. Occup Med, 58（4）；268‒274, 2008of all‒cause and psychiatric sickness absence in office
workers. Eur J Public Health, 24（1）；101‒105, 201423）Sado, M., Shirahase, J., Yoshimura, K., et al.：11）Koopmans, P. C., Roelen, C. A., Bültmann, U., etPredictors of repeated sick leave in the work‒placeal.：Gender and age differences in the recurrence of sick-because of mental disorders. Neuropsychiatr Dis Treat,ness absence due to common mental disorders：a longi-

10；193‒200, 2014

tudinal study. BMC Public Health, 10；426, 201024）酒井佳永，秋山剛，土屋政雄ほか：復職準備性

12）Koopmans, P. C., Bültmann, U., Roelen, C. A., et

評価シート（Psychiatric Rework Readiness Scale）の評価

al.：Recurrence of sickness absence due to common men-

者間信頼性，内的整合性，予測妥当性の検討．精神科治療

tal disorders. Int Arch Occup Environ Health, 84（2）；学，27（5）；655‒667，2012

193‒201, 201113）Mattila‒Holappa, P., Ervasti, J., Joensuu, M., et25）島悟，佐藤恵美：精神障害による疾病休業に関する調査．産業精神保健，12；46‒53，2004

al.：Do predictors of return to work and recurrence of26）Stroud, C. B., Davila, J., Moyer, A.：The relation-

work disability due to mental disorders vary by age? A

ship between stress and depression in first onsets versus

cohort study. Scand J Public Health, 45（2）；178‒184, 2017recurrences：a meta‒analytic review. J Abnorm Psychol,14）Norder, G., Bültmann, U., Hoedeman, R., et al.：117（1）；206‒213, 2008

Recovery and recurrence of mental sickness absence27）杉本洋子：メンタルヘルス不調で休職していた従among production and office workers in the industrial

業員の復職後の就労継続に影響を与える要因の検討．産業

sector. Eur J Public Health, 25（3）；419‒423, 2015

ストレス研究，18（4）；319‒328，201115）Norder, G., Hoedeman, R., de Bruin, J., et al.：28）van Hoffen, M. F. A., Roelen, C. A., van Rhenen,

Time to recurrence of mental health‒related absenceW., et al.：Psychosocial work characteristics and long‒from work. Occup Med, 65（7）；574‒577, 2015

term sickness absence due to mental disorders. J Ment

16）大木洋子：気分障害等を対象としたリワークプロ
グラムのアウトカム―利用者の就労予後に関する検討―．

Health, 9；1‒8, 2018

堀 井・他：就労継続の予測妥当性

455

Predictive Validity of the Psychiatric Rework Readiness Scale for Work Continuation for
Participants in the Re—work Program Aiming to Increase the Resilience of Patients
Returning to Work with Mental Illness：Factors Influencing Work Continuation

Sayaka HORII1,2）, Yoshie SAKAI1,3）, Anna TAGAWA（NAGASHIMA）1,4）, Peter BERNICK5）,
Eriko SEKI6）, Tsuyoshi AKIYAMA1）, Hisateru TACHIMORI7,8）1）Depertment of Neuropsychiatry, NTT Medical Center Tokyo
2）Hokendohjin CO., LTD
3）Atomi University, Faculty of Psychology, Department of Clinical Psychology4）Neuropsychiatric Research Institute5）Nagasaki University6）Tokyo Metropolitan Health and Hospitals Corporation Ebara Hospital7）Translational Medical Center, National Center of Neurology and Psychiatry8）Institute for Global Health Policy Research, Bureau of International Health Cooperation,
National Center for Global Health and Medicine

The predictive validity of the Psychiatric Rework Readiness Scale（PRRS）for work continuation in the case of typical individuals who return to work after sick leave has previously
been reported. The present study expanded on previous studies examining the predictive
validity of the PRRS with participants in the Re‒Work program, which aims to increase theresilience of patients returning to work with mental illness. In addition, sociodemographic factors and clinical factors that influence work continuation were considered.
Of the 76 patients enrolled in the Re‒Work program at NTT Medical Center Tokyo
between January 2014 and September 2016 who returned to work before the survey date of
May 31st, 2017, 56 consented to participate in this study. The average duration of work continuation, as estimated by the Kaplan‒Meier method, was 715 days（95％ confidence interval：
547‒884 days）. The total PRRS score before return‒to‒work significantly predicted work continuation, with lower scores predicting a shorter duration of work continuation. Individual
scores on the PRRS subscales of“basic daily life rhythm,”“symptom impact,”“relationship withthe workplace,”and“health management”also significantly predicted work continuation, withlower subscale scores predicting shorter work continuation. Among the sociodemographic factors examined, female gender predicted shorter work continuation. For clinical factors, earlier
age of onset and longer total duration of sick leave in the past predicted shorter work continuation.
This study confirmed the predictive validity of the PRRS for work continuation for Re‒
Work program participants, consistent with previous results demonstrating its validity forPowered by TCPDF (www.tcpdf.org)

精 神 経 誌（2019）121 巻 6 号

456

typical individuals who returned to work without participating in the program. This scale may
thus be used as an objective assessment tool in the context of decisions related to return‒to‒work. The influence on work continuation of the total past duration of sick leave has previously been reported, and should be explained to individuals considering participation in the Re‒
Work program as a factor that may limit the effects of the treatment. However, this impact has
also been observed for non‒program participants who returned to work, and therefore may notnecessarily be a contraindication for participation in the Re‒Work program.
＜Authors’ abstract＞＜Keywords：return to work, mood disorder, Psychiatric Rework Readiness, work continuation,
mental health＞