社会医学研究．第 36 巻 1 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.36(1)2019

原著

思春期の怒り喚起場面における友人によるサポート知覚尺度の開発
Development of a scale to assess perceived support from friends inanger-evoking situations in adolescence
石田実知子 1）、井村
小池

亘 2）、渡邊

康弘 5）、山形

真紀 2）3）、江口

真由美 6）、國方実希 4）、

弘子 7）

Michiko ISHIDA1）, Wataru IMURA2）, Maki WATANABE2）3）, Miki EGUCHI4）
Yasuhiro KOIKE5）, Mayumi YAMAGATA6）, Hiroko KUNIKATA7）1）川崎医療福祉大学医療福祉学部保健看護学科
2）玉野総合医療専門学校作業療法学科
3）岡山大学大学院保健学研究科博士後期課程
4）神戸常磐大学保健科学部看護学科
5）川崎医療福祉大学医療技術学部リハビリテーション学科
6）岡山県立大学保健福祉学部看護学科
7）香川県立保健医療大学保健医療学部看護学科
1）Department of Nursing Faculty of Health and Welfare Kawasaki University of Medical Welfare2）Department of Nursing, Department of Health Sciences Department of Occupational Therapy,
Tamano Institute of Health and Human Services3）Doctorʼs course, Graduate School of Health Sciences, Okayama University4）Department of Nursing, Faculty of Health Science, Kobe-Tokiwa University5）Department of Rehabilitation Faculty of Health Science and Technology Kawasaki University of
Medical Welfare6）Department of Nursing Faculty of Health and Welfare Science, Okayama Prefectural University7）Department of Nursing, Faculty of Health Sciences Kagawa Prefectural University of Health
Science

要旨

本研究は、思春期の怒りの感情に随伴する不適切な対処行動に対する予防的介入に関する知見を得ることをねらいとして、思春期の怒り喚起場面における友人によるサポート知覚尺度の開発、ならびに尺度の妥当性、信頼性について検討することを目的とした。調査対象は、中学生および高校生とし、調査内容は基本属性と怒り喚起場面における友人によるサポート知覚に関する質問項目で構成した。統計解析ではソーシャルサポートの定義を基に思春期の怒り喚起場面における友人によるサポート知覚尺度を 3 因子二次因子モデルと仮定し、データへの適合性を構
造方程式モデリングで検討した。その結果、適合度指標は、統計学的な許容水準を満たしており、ω信頼性係数についても良好な値であった。以上のことから、本尺度は「活動的サポート」「情緒的サポート」「尊重的サポート」
からなる概念的一次元性を備えた尺度であり，思春期の怒り喚起場面における友人によるサポート知覚の把握可能な指標となることが示唆された。

Abstract
A scale for assessing perceived support from friends in anger-evoking situations during adolescence wasdeveloped, and its validity and reliability were examined, to obtain data to conduct preventive interventions forinappropriate coping behaviors caused by anger in adolescence. Participants were junior and senior high school
students. Survey contents included basic attributes and questions about perceived support from friends in angerevoking situations. The statistical analysis based on the deﬁnition of social support, the scale of perceived support
from friends in anger-evoking situations in adolescence was assumed to have a three-factor second-order model,− 45 −

社会医学研究．第 36 巻 1 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.36(1)2019

and goodness-of-ﬁt of the model was examined using structural equation modeling, which indicated statistically
acceptable goodness-of-ﬁt indices. Moreover, the value of the reliability coeﬃcient omega was rather high. Basedon the results above results, this scale, consisting of behavioral support,

emotional support, and esteemed

support, was considered to be conceptually unidimensional. It is suggested that the Scale for Assessing Perceived
Support from Friends in Anger-Evoking Situations during Adolescence would be a useful index for understanding
perceived support from friends in anger-evoking situations in adolescence.
キーワード：怒り、サポート知覚尺度、思春期、友人、構造方程式モデリング
Keywords：Anger，Support Perception Scale，Adolescent，Friend ，Structural equation modeling

Ⅰ．緒言

受ける可能性に対する期待である知覚されたサポート

思春期は、「第二の分離個体化」の時期にあたり、第 2 次性徴の発現による戸惑いや、親からの精神的離脱と個の自立が課題とされる。そのため、思春期における身体発育や性的成熟による生理学的変化とともに心理・社会的に急激な変化による混乱の時期であり
1）、生涯で最もストレスの多い時期であることが報告されている 2）。またこれらは、青年の適応状態との関3）連も示唆され 、摂食障害、暴力、自傷行為などの自他への攻撃的行動が増大し、思春期精神保健にとって重要なテーマの一つとなっている。加えて攻撃性とは、
4）

敵意とともに怒りの中心概念であるとされ 、自他へ
5）の攻撃行動は怒りに対する対処行動の一つでもあり 、
反社会的行動や非社会的行動に現れ、自殺との関連性も指摘されている 6）。また、怒りは心疾患や高血圧など疾病の問題をも惹き起こすことから身体的、情緒的、社会的発達にも重大な影響をもたらす重要なテーマである。一方、怒りを適切に制御することは、自己主張となり、相互理解や共感を通して、適応的行動や向社会的行動に繋がることが報告されている 7）。これらのことから、怒り喚起場面において、自他への暴力行動
といった行動ではなく、適応的行動に向けた予防・改善のための健康教育を行うことは、学校保健のみならず社会においても重要視されている。
さて、心理的ストレス反応の低減効果が広く認められているものの一つとしてソーシャルサポートがある 8）9）10）。ソーシャルサポート（以下サポート）とは、
他者との間の社会的支援関係を指し、概念的に大別す
ると「社会的包絡ないしネットワーク」「知覚されたサポート」「実行されたサポート」の 3 つの次元に分類されているであることが示されている 17）。これらのことから、怒りを喚起する場面においても他者からサポートを得る
ことができるという知覚されたサポートがストレス反応を低減し、対人葛藤の解決のための対人要因への介入となることが考えられる。さらに、ストレッサーによって課される対処要件と、提供されるサポートが一致したときのみサポートはストレッサーに対する感情的反応を縮小化、つまり緩衝効果が生じるとされている 18）。これらのことを、Lazarus らのストレス認知理論の第１次評価・第 2 次評価という２つの評価プロセ
スの中で、知覚されたサポートは、第 2 次評価において知覚された脅威に対し、無害であると再評価されるとされている 18）。これらのことから、怒りを喚起する場面に対応した知覚されたサポートによってのみストレスに対する緩衝効果がもたらされると言えよう。しかしながら、怒り喚起場面におけるサポート知覚については明らかとなっておらず、中学生、高校生といった思春期を通して包括的に測定可能、かつ妥当性・信頼性について十分に検討された測定尺度はみあたらない。統計手法においても探索的因子分析により作成された尺度は、因子モデルの妥当性が証明されたことにはならないことから、確認的因子分析の使用が勧められている 19）。
そこで、思春期の怒りの感情に随伴する不適切な対
処行動に対する予防的介入に関する基礎的資料を得ることをねらいとして、思春期の怒り喚起場面における友人によるサポート知覚尺度を開発、ならびに因子構造の側面から見た構成概念妥当性、信頼性について検討することを目的とした。

11）。サポートの発達的変化に関する研究

では、小学生の高学年から中学生の間で保護者と友人のサポート量が逆転すること

Ⅱ．用語の定義12）、高校生では二人の間

本研究では、ソーシャルサポートの概念を「知覚さ13）、思春期における友人は、れたサポート」として取り上げ、ソーシャルサポート

重要なサポート源として認識されている 14）15）。加えて、を「個人による認知」という主観的な側面から捉えた不快情動に対する制御方略への期待感が高い者は抑う「個人に、当該個人が世話をされ、愛され、尊重され、の互恵的関係が重視されつ感が低いこと16）、精神的健康に寄与するのは、友人から実際に受けたサポートではなく、他者から援助を相互的な責務をもったネットワークのメンバーである、と信じさせるような情報である 18）」と定義した。

− 46 −

社会医学研究．第 36 巻 1 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.36(1)2019

Ⅲ．方法といえばそう思う」に 3 点、「どちらかといえばそう思わない」に 2 点、「そう思わない」に 1 点を付与し、1．調査対象と調査方法
本研究は、第 2 次性徴の発現とそれに伴う心理的変化の時期にあたる前青年期と中青年期を「思春期」と得点が高いほど友人からのサポートを知覚していることを示すよう設定した。

4．統計解析

1）

位置づけ 、中学生・高校生に焦点をあて、自記式の質問紙を用いて実施した。調査協力が得られた A 県
内の中学校 1 校 506 名および普通科全日制高等学校１
校 585 名、合計 1,091 名を対象とした。
調査は平成 29 年 10 月上旬に実施した。対象者への教示は対象校教員の担当する教科あるいはホームルー
ムの時間を利用して行った。なお、教示内容は各クラ
スとも共通の教示文により実施した。
調査内容は、基本属性（性別、学年）と、主観的な側面から捉えたソーシャルサポートの定義 18） を基に怒り喚起場面における友人のサポート知覚 9 項目で構成した。そして、定義の構成要素から下位概念を「活動的サポート」「情緒的サポート」「尊重的サポート」を第一次因子、怒り喚起場面における友人によるサポート知覚を第二次因子とする二次因子モデルとし問題の解決に直、「情緒的サポート」は、 信頼、共感、愛など情緒面に寄与するサポート とした。また、「尊重的サポート」は、 尊重され受容されている人間だと感じられるサポート

答分布に偏りがないことを確認した。そして、中学‒Whitney の U 検定を用いて差がないことを確認した．その上で思春期の怒り喚起場面における友人によるサポート知覚尺度の因子構造の側面からみた構成概念妥当性の検討において、構造方程式モデリング（Structural equation modeling）による確証的因子分

3．調査内容接寄与するサポート

学生と高校生の回答の天井・床効果、各学年間の回
生・ 高 校 生 の 回 答 得 点 の 2 群 の 比 較 を 行 い、Mann

2．調査実施期間て仮定した。「活動的サポート」は統計解析では、構成概念妥当性の検討に先駆け、中とした。尺度項目の選定については、先行研究 20） を参考に研究者間でソーシャ
ルサポートの構成概念と照らし合わせながら、因子間の得点の比較が可能となること、調査対象者の負担を考慮し、各 3 項目ずつ尺度項目を配置した。
その結果、「X1：友達は友人や先生などの他者に相談を求めてくれるだろう」「X2：友達は私の怒りの原因となった人に働きかけてくれるだろう」「X3: 友達は友人や先生などの他者に助けを呼んでくれるだろう」の活動的サポートに関する 3 項目、「X4：友達は私の相談にのってくれるだろう」「X5：友達は私をなだめてくれるだろう」「X6：友達は私の気をまぎれさせてくれるだろう」の情緒的サポートに関する 3 項目、「X7：
友達は私をそっとしてくれるだろう」「X8：友達は私が落ち着くまで待ってくれるだろう」「X9：友達は私のことを干渉しないでくれるだろう」の尊重的サポートに関する 3 項目の計９項目を配置した。選択枝数の決定においては、対象者に中学生も含まれることを考析（Conﬁrmatory Factor Analysis）を行った 22）。本
研究は、測定尺度における因子構造モデルの設定方法
において、筆者らが操作的定義と既存の知見を基礎に事前に想定した仮説構造に基づき、「活動的サポート」「情緒的サポート」と「尊重的サポート」を第一次因子、「怒り喚起場面における友人によるサポート知覚」を第二次因子とする二次因子モデルを仮定し、そのモデルのデータへの適合性を検討した。なお、因子構造モデルは、1 因子モデル、直交モデル、斜交モデ
ル、高次因子として設定できるが 23）、本研究では、前記のように思春期の怒り喚起場面における友人によるサポート知覚尺度を 3 因子からなる二次因子構造モデルとした。その事由は、そのモデルがデータに適合す
るならば、二次因子からみて下位概念（一次因子）と観測変数を、一次元的な概念上の連続体と見なすことが可能であるということに依拠している。因子構造
モデルのデータへの適合性の判定には、適合度指標である Comparative Fit Index（以下「CFI」と略す）
24）

下「RMSEA」と略す）25）で判定し、推定法は頑健性のある重みづけ最小二乗法の拡張法（Weighted Least
Squares Means and Variance Adjusted：WLSMV）を用いた 26）。変数間の関連性については５％有意水準とした。一般的に CFI は 0.90 以上 23）、RMSEA は 0.08
以下 25） であればデータに対するモデルの当てはまりが良いと判断される。なお、尺度の信頼性については、
内的整合性に着目し、McDonald のω信頼性係数 27）を算出し検討した。以上の統計解析には、IBM SPSS
Statistics Ver22、Mplus 7.2 および HAD15.0 を使用した。

5．倫理的配慮慮し、回答が比較的容易であり、日本では中心点に回答が集中するという指摘

21）を鑑み、適切な評価ができる 4 件法を採用した。
各項目の回答は、「そう思う」に 4 点、「どちらかと Root Mean Square Error of Approximation（以本研究計画は、研究者所属の倫理委員会の承認を事前に得て実施した。本調査は職員会議で承認を得た上で対象校の協力のもと、調査紙の配布を依頼し実施し− 47 −

5．

的
計

は、

で

認を得た

容、

、

者
で

の

の

認を

校の

のもと、

の

、

性について

に

に得て
布を

社会医学研究．第 36 巻 1 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.36(1)2019

、

した。

頼し

し、

は

した。
には

目的、
で

した

で ン ートへのを求め、表にた。 研究目的、内容、手順、利益、不利益、匿名性

しては、
性の
について
した。デ
1．集計対象の基本属性分布について質問紙に明記し、実施時には口頭で説明した
ータは統計学的にし、の目的1中に示した。中学生には 集計対象者の基本属性分布は表しないこと、
およは上でアンケートへの協力を求め、結果公表に際しては、
意思で り
の
や、
での

1年
166 名、3 年
154 名、 高の155 名、2が 年なこと、
意生 の中に校 生 1 年

匿名性の保持について保証した。データは統計学的に

よる

は

ないことを

176 名、2 年 187 名、
年 189名であった。
意する場合はの 3意に 名、合計 1,027
を れ

した。

処理し、本研究の目的以外には使用しないこと、参加

た

、のり

き

に

を生

回答者の性別は男性 604 名 58.9％（中学生 267 名、高および途中辞退は自由意思であり参加の拒否や、白紙でし、の目につかない場にした．
は調査票の同意欄にチェックを入れた後、のり付き封

2．思春期の怒り喚起場面における友人によるで回 知覚されたサポートの回答分布および中学
された 1,078 （回98.8％）の校生 337 名）女性 423 名 41.1％（中学生 208 名、高校

き回
に
した
を
してもらうことにより、の 意とした。
での調査用紙の提出が可能なこと、同意後の中止等に
生 215 名）であった。年齢は平均 15.1 歳（標準偏差：1.75、
よる不利益は一切ないことを説明した。同意する場合
範囲 12-18）であった。
筒に調査票を生徒自身で封入し、教員の目につかない
統計には、合計 1,091
ン ート
場所に設置した鍵付き回収ボックスに厳封した調査票
データのうち、分 にな全ての項目にを有さない
1,027 分のデータを生と高校生の回答比較

を投入してもらうことにより、研究参加の同意とした。

1．

計

計

Ⅳ．結果

の

、高校生 1176

性分布は表 1 にトの回答分布および中学生と高校生の回答比較は表2した。中学生1
155 、2 166 、3 生 154

、2

189

187

、3

統計解析には、合計 1,091 名アンケート調査で回収

性 604

怒り喚起場面における友人による知覚されたサポー

性分布

者の

した。

58.9％（中学生 267に示した。中学生と高校生の回答の天井・床効果、各、合計 1,027、高校生 337

された 1,078 名（回収率 98.8％）のデータのうち、分

校生 215 ）で った。
は 名分の
15.1
析に必要な全ての項目に欠損を有さない
1,027

（

データを使用した。

でった。回答者の性は学年間の回答分布に偏りがないことを確認したところ） 性 423

41.1％（中学生 208、高いずれも認められなかった。また、中学生・高校生の準

差：1.75、

12 18）で表1った。

得点の 2 群間の比較ではいずれの項目においても差は認められなかった。

表1

1
2
3
合計
1
2
高校生
3
合計
中学生

者の

性分布

ｎ=1,027 (中学生：475，高校生552） 単位：人（％）
性性97 （ 62.6 ）
58 （ 37.4 ） 155 （ 100.0 ）
95 （ 57.2 ）
71 （ 42.8 ） 166 （ 100.0 ）
75 （ 48.7 ）
79 （ 51.3 ） 154 （ 100.0 ）267 （ 56.2 ） 208 （ 43.8 ） 475 （ 100.0 ）
98 （ 55.7 ）
78 （ 44.3 ） 176 （ 181.4 ）
121 （ 64.7 ）
66 （ 35.3 ） 187 （ 100.0 ）
118 （ 62.4 ）
71 （ 37.6 ） 189 （ 100.0 ）
337 （ 61.1 ） 215 （ 38.9 ） 552 （ 100.0 ）得点の 2 群間の比較ではいずれの項目においても差は認められなかった。

2．思春期の怒り喚起場面における友人による知覚されたサポートの回答分布およ
表 2 怒り喚起場面における友人によるサポート知覚に関する項目の回答分布と高校生の回答比較

中学生

ｎ=1,027(中学生：475，高校生552） 単位：人（％）

回答カテゴリ
怒り喚起場面における友人による知覚されたサポートの回答分布およ項目
サンプルの回答比較は表 2 に中学生と高校生 各項目
得点のどちらかといえばそう思 どちらかといえばそう思
わないう

そう思わないそう思う、各学間の回答分布34.5 ）
112 （
23.6 ）

有意差

高校生
116 （
21.0 ）
141 （
25.5 ）
202 （36.6 ）
93 （16.8 ）
認したところいずれも認められなかった。また、中学生・高校生の全体
213 （20.7 ）
243 （
23.7 ）
366 （
35.6 ）
205 （20.0 ）n. s

した。中学生と高校生の回答の中学生
97 （20.4 ）
102 （

・）

21.5

164 （

xa1 友達は友人や先生などの他者に相談を求めてくれるだろうにりがないことを

xa2 友達は私の怒りの原因となった人に働きかけてくれるだろう

xa3 友達は友人や先生などの他者に助けを呼んでくれるだろう

xa4 友達は私の相談にのってくれるだろう

xa5 友達は私をなだめてくれるだろう

xa6 友達は私の気をまぎれさせてくれるだろう

xa7 友達は私をそっとしてくれるだろう

xa8 友達は私が落ち着くまで待ってくれるだろう

xa9 友達は私のことを干渉しないでいてくれるだろう

中学生

82 （

17.3

）

117 （

24.6

）

153 （

32.2

）

103 （

21.7

高校生

119 （

21.6

）

151 （

27.4

）

207 （

37.5

）

75 （

13.6

）

全体

201 （

19.6

268 （

26.1

）

360 （

35.1

）

178 （

17.3

）

中学生

85 （

5

）

17.9

）

100 （

21.1

）

181 （

38.1

）

109 （

22.9

）

高校生

102 （

18.5

）

124 （

22.5

）

211 （

38.2

）

115 （

20.8

）

全体

187 （

18.2

）

224 （

21.8

）

392 （

38.2

）

224 （

21.8

）

中学生

42 （

8.8

）

41 （

8.6

）

122 （

25.7

）

270 （

56.8

）

高校生

33 （

6.0

）

61 （

11.1

）

193 （

35.0

）

265 （

48.0

）

全体

75 （

7.3

）

102 （

9.9

）

315 （

30.7

）

535 （

52.1

）

中学生
高校生

64 （
57 （

13.5
10.3

）
）

70 （
78 （

14.7
14.1

）
）

164 （
224 （

34.5
40.6

）
）

177 （
193 （

37.3
35.0

）
）

全体
中学生

121 （
59 （

11.8
12.4

）
）

148 （
80 （

14.4
16.8

）
）

388 （
152 （

37.8
32.0

）
）

370 （
184 （

36.0
38.7

）
）

高校生
全体

46 （
105 （

8.3
10.2

）
）

82 （
162 （

14.9
15.8

）
）

215 （
367 （

38.9
35.7

）
）

209 （
393 （

37.9
38.3

）
）

中学生

54 （

11.4

）

76 （

16.0

）

195 （

41.1

）

150 （

31.6

）

高校生
全体

36 （
90 （

6.5
8.8

）
）

100 （
176 （

18.1
17.1

）
）

218 （
413 （

39.5
40.2

）
）

198 （
348 （

35.9
33.9

）
）

中学生
高校生

61 （
52 （

12.8
9.4

）
）

88 （
90 （

18.5
16.3

）
）

167 （
237 （

35.2
42.9

）
）

159 （
173 （

33.5
31.3

）
）

全体
中学生

113 （
55 （

11.0
11.6

）
）

178 （
92 （

17.3
19.4

）
）

404 （
191 （

39.3
40.2

）
）

332 （
137 （

32.3
28.8

）
）

高校生
全体

60 （
115 （

10.9
11.2

）
）

104 （
196 （

18.8
19.1

）
）

229 （
420 （

41.5
40.9

）
）

159 （
296 （

28.8
28.8

）
）

Mann–Whitney の U 検定

3．思春期の怒り喚起場面における友人による知覚されたサポート尺度の構成概念妥当性・信頼性の検討− 48 −

思春期の怒り喚起場面における友人による知覚されたサポート尺度について、仮定した3 因子 9 項目から構成される二次因子モデルのデータへの因子構造の側面から見た適合性

）

表

n. s

n. s

n. s

n. s

n. s

n. s

n. s

n. s

xa8 友達は私が落ち着くまで待ってくれるだろう

xa9 友達は私のことを干渉しないでいてくれるだろう

全体

90 （

8.8

）

176 （

17.1

）

413 （

40.2

）

348 （

33.9

）

中学生
高校生

61 （
52 （

12.8
9.4

）
）

88 （
90 （

18.5
16.3

）
）

167 （
237 （

35.2
42.9

）
）

159 （
173 （

33.5
31.3

）
）

全体
中学生

113 （
55 （

11.0
11.6

）
）

178 （
92 （

17.3
19.4

）
）

404 （
191 （

39.3
40.2

）
）

332 （
137 （

32.3
28.8

）
）

高校生

60 （
10.9 ）
104 （
18.8 ）
229 （
41.5 ）
159 （
28.8 ）n. s
115 （ 社会医学研究．第11.2 ）
196 （ 3619.1
420 （
40.9Social） Medicine,
296 （
28.8
）
巻1）
号．Bulletinof
Vol.36(1)2019

全体

n. s

Mann–Whitney の U 検定

観測変数へのパス係数は、いずれも正値であって、「活
3．思春期の怒り喚起場面における友人による
3．思春期の怒り喚起場面における友人による知覚されたサポート尺度の構成概念妥当性・
動的サポート」は0.863−
0.886、「情緒的サポート」
知覚されたサポート尺度の構成概念妥当は 0.851 − 0.901、「尊重的サポート」は 0.747 − 0.904
信頼性の検討性・信頼性の検討の範囲にあった（図 1）。パス係数は、非標準化推定値
思春期の怒り喚起場面における友人による知覚され思春期の怒り喚起場面における友人による知覚されたサポート尺度について、仮定したを標準誤差で除した値の絶対値がすべて 1.96（5％有たサポート尺度について、仮定した3 因子 9 項目から
3 因子 9 項目から構成される二次因子モデルのデータへの因子構造の側面から見た適合性
意水準）以上であり、統計学的に有意な水準にあった。
構成される二次因子モデルのデータへの因子構造の側は、CFI=0.993、RMSEA=0.067 といずれも統計学的な許容水準を満たしていた。また、観測
また、思春期の怒り喚起場面における友人によるサポー

面 か ら 見 た 適 合 性 は、CFI=0.993、RMSEA=0.067 とト知覚尺度のω信頼性係数は、0.904 であった（図１）。

変数
いずれも統計学的な許容水準を満たしていた。また、

怒り喚起場面における友人によるサ
ポート知覚.800**.874**.945**

d1

d3

d2

活動的
サポート

情緒的
サポート

.869 ** .863**.886**.851** .901**.882**

尊重的
サポート
.785** .904 **.747**

y1

y2

y3

y4

y5

y6

y7

y8

y9

e2

e3

e4

e8

e11

e13

e15

e19

e20

ｄ：攪乱変数（disturbance variable）
e：誤差変数(error variable)

χ2=133.201 df=24 CFI=0.993 RMSEA=0.067 推定法：WLSMV
6※**：p≦0.01
図1

思春期の怒り喚起場面における友人によるサポート尺度の構成概念妥当性

Ⅴ．考察

次元性を備えた思春期の怒り場面における友人による本研究では、ソーシャルサポートの概念を「知覚さサポート知覚尺度が開発できたことを意味する。以上、れたサポート」として取り上げ、ソーシャルサポート

本研究は思春期の怒り喚起場面における友人によるサを「個人による認知」という主観的な側面から捉えたポート知覚を「活動的サポート」「情緒的サポート」「尊に基づき、思春期の怒りの感情に随伴する不重的サポート」の 3 因子を通して数量化して把握可能

適切な対処行動に対する予防的介入に関する基礎的資なことを意味している。思春期にある中学生・高校生

料を得ることをねらいとして、思春期の怒り喚起場面

等多様な学校領域及び精神保健領域において応用・活における友人によるサポート知覚尺度を開発、ならび用が可能となると期待され、臨床的に意義深いものとに因子構造の側面から見た構成概念妥当性、信頼性に

言えよう。

定義

18）

怒りは、中学生・高校生の遭遇するストレスの中でついて検討することを目的とした。
本尺度は、ソーシャルサポートの定義 18） に即しも攻撃性を伴い、いじめや自傷行為など自他への暴力てサポートの 3 要素である「活動的サポート」「情緒行動を招き、極めて重要な社会問題を惹き起こすテー

的サポート」「尊重的サポート」に関連した 3 因子をマである。その解決として仲間の支援を形成すること

第一次因子、思春期の怒り場面における友人によるは大切であり、そのきっかけとなるのは、友人のサポー

サポート知覚を第二次因子モデルとあらかじめ仮定

トに気づいている、サポートを受ける可能性に対してし、そのモデルが確認的因子分析により、良好な適合期待できるということである。単に自他への暴力行度が得られた。このことは、本研究で開発した 9 項目

動に伴う知識の提供を中心とした健康教育には、教育3 因子で構成される思春期の怒り喚起場面における友効果にも限界があり、暴力行動へのサポート知覚の緩

人によるサポート知覚尺度が、因子構造の側面からみ衝効果を明らかにし、その知見を基礎に健康教育を行た構成概念妥当性が統計学的に支持されたことを意味

うことが求められる。本研究において開発した尺度は、している。別言するならば、以上の結果は、概念的一

怒りの喚起場面において怒りの原因となった人や友人− 49 −

社会医学研究．第 36 巻 1 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.36(1)2019

や教師に働きかけるなど必要な資源を提供する「活基盤研究 17K12579 の助成を受けて行われた研究の一

動的サポート」、勇気づける、励ますなど情緒に働き部として実施した。

かける「情緒的サポート」、さらにはそっとするなどの「尊重的サポート」から構成されていることを鑑み

利益相反に関する開示

るならば、これらのサポート期待（知覚）を高める支本研究における利益相反は存在しない。

援が求められると言えよう。厚生労働省は、自殺対策大綱 28）の重点施策の中で「学校における SOS の出し

文献

方に関する教育の推進」について盛り込んでいる。こ１）Blos P．On adolescence，A psychoanalytic

れらの具現化に向け、その第一歩として安心・安全なinterpretation．New York: Free Press．1962．

環境を作る中で身近な存在である友人がサポートして

２）Arnett J J．Adolescent storm and stress,

くれる期待感がもてるよう、さらには危機時には自ら

reconsidered．American psychologist 1999;54：

SOS が発信できるように早期に健康教育に取り組むべ

371 − 386．

きであると考える。例えばピア・サポート活動に向け

３）Petersen A C，Taylor B. The biologicalてのトレーニング・プログラムに今回開発した尺度の下位概念である 3 つのサポートを取り入れることも一

approach to adolescence: Biological change and案である。今後は、本研究で開発された思春期の怒り

psychological adaptation. Handbook of adolescent

喚起場面における友人によるサポート知覚尺度を用い

psychology, 1980:117 − 155．

て、サポート知覚に影響を与える要因や、サポート知４）中井あづみ、怒りと怒りの近似概念の操作的定覚が怒りに対する対処行動やレジリエンス、精神的健義の異同および怒りの操作的定義に影響を与えた

康にどのように影響を与えるかについて実証的に明ら要因．明治学院大学心理学紀要．2012；22：13

かにしていくことが重要となろう。

− 30．
５） 石 田 実 知 子、 高 校 生 に お け る 怒 り の 対 処 行

Ⅵ．研究の限界

動 の 現 状． イ ン タ ー ナ シ ョ ナ ル Nursing Care

本研究では中学校 1 校、高等学校 1 校の生徒を対象

Research．2014；13：115 − 124．

とした調査のデータを用いて分析を実施した。そのた

６）松本俊彦、今村扶美、思春期における故意に自め、本研究で得られた結果を一般化するためには限界分の健康を害する行動と消えたい体験および自殺がある。そのため、今後、母集団の人口学的特性が適念慮との関係．精神医学．2009；51：861 − 871．

切に反映されるように調査対象を広げるとともに関連研究による知見の蓄積が求められる。加えて結果の交

７）Deffenbacher J L ．Cognitive-Behavioral

差妥当性の検討、中学校・高等学校を通しての暴力行

conceptualization and Treatment of Anger

動に対する予防的介入プログラムにおける判定指標とCognitive and Behavioral practice．Ferguson.

して本尺度を活用し、予防的実践の知見を蓄積すると2011;18:212-221．

ともに、尺度のスクリーニング機能の検討を行ってい８）細田絢、田蔦 誠一、中学生におけるソーシャルくことが課題と言える。

サポートと自他への肯定感に関する研究．教育心理学研究．2009；57：309 − 323．

Ⅶ．結論９）今村慎吾、関山徹、中学生におけるストレス反「活動的サポート」（3 項目）、「情緒的サポート」（3

応の検討―レジリエンスおよびソーシャルサポー

項目）、「尊重的サポート」（3 項目）を一次因子、「怒トとの関連―．鹿児島大学教育学部教育実践研究

り喚起場面における友人によるサポート知覚」を二次因子とする思春期の怒り喚起場面における友人によるサポート知覚尺度の因子的側面からみた構成概念妥当

紀要．2017；26：163 − 172．
10）有賀美恵子、高校生における社会的スキルの関
連要因．日本社会精神医学会雑誌．2015； 24：

性および信頼性が支持された。

228 − 239．

謝辞11）Barrera M. Distinctions between social support

本研究を行うにあたり、快く調査にご協力いただき

concepts, measures, and models. American

ました中学生・高校生の皆さま、学校関係者の皆様にjournal of community psychology. 1986;14

深謝いたします。

（4）:413-445．

なお本研究は、平成 29 〜 32 年度科学研究費補助金− 50 −

社会医学研究．第 36 巻 1 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.36(1)201912）藤林まど花、園田直子、ネガティブ感情の対処方

程式モデリング入門．北大路書房．東京：2014．

略とソーシャル・サポートの関連．久留米大学文27）McDonald R P. Test theory: A uniﬁed treatment.

学部心理学科・大学院心理学研究科紀要．2013；12：74 − 80．

Psychology Press，2013．
28）厚生労働省．自殺総合対策大綱〜誰も自殺に追い

13） Taniguchi H, Ura M．Support reciprocity

込まれることのない社会の実現を目指して〜．

and depression among elementary school and

URL:http://www.mhlw.go.jp/stf/seisakunitsuite/high school students. Japanese Psychologicalbunya/0000172203.html ＞［平成 30 年 6 月 19 日

Research．2002；44：247 − 253．

検索］14）坂晴己子、真中陽子、高校生の学校ストレスとソーシャル・サポートおよびコーピングとの関連．明治学院大学大学院文学研究科心理学専攻紀要．2002；7：9 − 18．
15）伊藤純子、坂井誠、小・中学生の学校ストレス軽減効果に関する研究―ソーシャルサポートを中心に―．愛知教育大学研究報告

教育科学．2003；

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16）田中知恵、沼崎 誠、ネガティブ・ムード制御方略
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17） Brown J L，Sheffield D，Leary M R，etal.

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Psychosomatic Medicine．2003; 65: 276-283
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19）豊田秀樹編、共分散構造分析応用編―構造方程式
モデリング．朝倉書店，東京：2000．
20）石田実知子、塚原貴子、小池康弘他、高校生における友人の怒り体験におけるサポート行動の傾向．
一般社団法人日本学校保健学会第 64 回学術大会
講演集．2017；187．
21） 岩井紀子、穴戸邦章、佐々木尚之、East Social
Survey を通してみた国際比較調査の困難と課題．
社会と調査．2011；７：18 − 25．
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24）小塩真司、はじめての共分散構造分析 Amos によるパス解析．東京図書．東京： 2008．
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26）小杉考司、清水裕士、M-plus と R による構造方− 51 −

社会医学研究．第 36 巻 1 号．Bulletin of Social Medicine, Vol.36(1)2019− 52 −