ISSN 1881-3801

VOLUME 7

NUMBER 1

2012

The Japanese Journal of Business Management for Long-Term Care

介
第７巻

護

経

営

第1号

２０１２年

日 本 介 護 経 営 学 会
The Japanese Association of Business Management for Long-Term Care介 護 経 営
Jpn. J. Biz. Manage. L.-T. Care

目

次

巻頭言
地域連携を支えるための社会福祉法人の役割
田島誠一････１
研究論文
介護職場における「コンフリクト」と職員の成長・介護実践の関連
白石旬子、藤井賢一郎、影山優子、今井幸充････２

ホームヘルパーの確保と定着に関する実証分析
宮本恭子････14

在宅家族介護者の介護関連デイリー・ハッスルの関連要因の検討
中島望、桐野匡史、實金栄、中嶋和夫････24

介護労働者のコミットメントとストレスが職務・職場継続意思に及ぼす影響岡部一光、原野かおり、中島望、張英恩、桐野匡史、中嶋和夫････36

編集後記

介護経営

1

第 7 巻 第 1 号 ２０１２年１１月［巻頭言］
地域連携を支えるための社会福祉法人の役割
日本社会事業大学大学院福祉マネジメント研究科（専門職大学院）特任教授
田島誠一

地域包括ケアは、住み慣れた地域において利用者本位のサービスを提供することを目指している。この実現のためには、「サービス提供機能の明確化」「人材の確保」「機能分化と連携」「情報開示」「療養の継続性」「費用の適正化」など多くの解決すべき問題が存在する。これらの中から、社会福祉法人のあり方を手掛かりに連携のあり方について考えてみたい。
介護保険が創設された以後、居宅サービス事業における社会福祉法人の独占は解体した。現在では、高齢者介護居宅サービス事業所のうち社会福祉法人はおよそ４分の１となっている。施設入所については、
営利事業者を始め多様な経営主体の参入は事実上閉ざされ、特別養護老人ホーム設置は社会福祉法人に事実上独占される状況が継続している。
居宅サービスに占めるシェアが減少したとはいえ、特別養護老人ホームの独占や地域包括支援センターのほぼ半数が社会福祉法人に委託されていることを考えると、社会福祉法人が地域における連携の鍵となっていることは否めないであろう。
社会福祉法人が連携を進めるための役割を果たすためには、これまでの（成功・維持）体験から離れ、新たな方向を目指す必要があるだろう。その中心は、地域の実情に対応した今日的課題への対応である。
新しい貧困や生活困難者の孤立といった今日的課題に適切に対応するため、決められた事業（社会福祉事
業）の継続から、「社会福祉を目的とする事業」に適切かつ機敏に対応することである。財務省「平成 24
年度予算執行調査」（2012 年 7 月）で、特別養護老人ホーム１施設当たりの内部留保は３億円で、全国の特別養護老人ホームの内部留保額の総額は推定約２兆円、ホームページなどでの財務状況の公表が不十分、内部留保が多額の施設ほど利用者負担軽減事業の実施率が低いことなどが指摘された。
筆者は、内部留保＝悪ではなく、新たな福祉ニーズの解決のために使用する原資として適切な内部留保は必要なものであると考える。が、「内部留保が多額の施設ほど、利用者負担軽減事業の実施率が低い」という調査結果は深刻なことと受け止めている。もし、利益を蓄積することが自己目的化し、生活困難者に対する減免策などを実施しないのであれば看過できない事態である。制度の谷間にある人々、社会的援護を必要とする人々への支援こそ、社会福祉法人の存在意義であるからである。
社会福祉法人の中には、地域へのサービス展開をすすめ、地縁的な住民力を組織化し、成果を上げる法人も現れてきている。公助の受け皿だけにとどまらず、共助、互助を組織化し、自助を支援しているのである。多くの社会福祉法人がこのような姿勢に転換したとき、多様な介護事業経営主体からの社会福祉法
人への信頼は高まるだろう。社会福祉法人には、連携の重要な一翼としての機能を担い、社会的価値の創造の先頭に立ち、地域包括ケアの未来を拓く先頭に立つことが期待されているのである。

2

介護経営 第７巻 第１号 ２０１２年１１月［研究論文］
介護職場における「コンフリクト」と職員の成長・介護実践の関連

著者

：白石

旬子

（日本学術振興会

特別研究員 DC2/日本社会事業大学大学院社会福祉学研究科博士後期課程）
共著者：藤井賢一郎（日本社会事業大学大学院福祉マネジメント研究科ビジネスマネジメントコース）

影山

優子（西武文理大学サービス経営学部）

今井

幸充（日本社会事業大学）

抄録
本研究の目的は、介護職場における「コンフリクト」が職員の成長や介護実践にとって有益な成果をもたらしうるのかについて、「コンフリクト」を引き起こす要因、そのタイプ、解決方略を踏まえて検証することであった。
調査方法は、郵送法による質問紙調査であった。
共分散構造分析の結果、「統合方略」群では、「『価値や根拠を前提にする』不一致」により高められた「タスク・コンフリクト」が、「視野の広がり」と高め、「視野の広がり」が「介護実践」を高めている結果が示された。介護職場における、「コンフリクト」マネジメントの重要性を議論した。

キーワード：高齢者介護施設・事業所、コンフリクトの要因、コンフリクトのタイプ、解決方略、職員の成長、介護実践

み出す源泉になるとも考えられている 10) 11)。

１．緒言
介護サービス施設・事業所においてサービスを「コンフリクト」とは、「対立、不一致、そして提供する際に、介護職員間で何を重要視し、優先ある種の相互作用」とされる概念 12)であり、主とするかといった、価値や視点の置き方に相違が存して、「コンフリクト」のタイプと成果に注目した

1)

在する場合が知られており 、これが、職員のスト

研究と、「コンフリクト」への解決方略に注目したレスや離職、「良いケア」の提供を阻害する要因に研究に蓄積がある。

2)～8)

。

「コンフリクト」のタイプと成果に注目した研

介護職員同士がサービスに対して共通認識をもつ

究によれば、「コンフリクト」が有益な成果をもたことの重要性はこれまでに強調されてきたことでらすか否かは、「コンフリクト」のタイプによるとあり、そのことによって「良い」介護サービスという。具体的には、集団にとって有益な「コンフは実現するという指摘 9)は、説得力があるように思リクト」とは、仕事の目標や仕事そのものに関すえる。

る意見の不一致を意味する「タスク・コンフリク

なっているという報告が多くなされている

しかし、一方で、組織論においては、仕事上のト」であり、有益でない「コンフリクト」とは、意見やアイデアを巡り「コンフリクト（集団内コ

緊張や怒りなどの感情的な要素を含んだ対人的なンフリクト）」が存在することは、それが創造的摩不一致を意味する「リレーションシップ・コンフ

擦として働くことで、適度な緊張状態を生み出し、リクト」と、仕事の役割、責任、資源配分を巡る

新しい知識の創出やより良いパフォーマンスを生不一致を意味する「プロセス・コンフリクト」で

介護経営

3

第７巻 第１号 ２０１２年１１月あるといわれている 13)～16)。

2.2

調査対象者の抽出と記入依頼

一方、「コンフリクト」に対する解決方略に注目

配布数を合計 10,000 施設・事業所と設定し、厚した研究によれば、「コンフリクト」が有益な成果

生労働省の「平成 21 年介護サービス施設・事業所をもたらすか否かは、それを解決しようとする際調査」23)による施設・事業所の総常勤介護職員数にに集団がとる方略によるという。解決方略には「統比例させ、各施設・事業所の配布数を、介護老人合」、「譲歩」、「回避」、「支配」、「妥協」の 5 つが福祉施設 4,112、地域密着型介護老人福祉施設 80、

17)、これらのうち、集団にとって有効される

介護老人保健施設 2,336、特定施設入居者生活介護

方略とは、お互いに関心をもちながら話し合いを

1,125、地域密着型特定施設入居者生活介護 33、認しようとする「統合」方略であり、「統合」方略と知症対応型共同生活介護 2,314 と、それぞれ、設対照の次元にあり、話し合いを避け自分にも他者定した。そして、平成 24 年 1 月時点で WAM-NET「介にも関心をもとうとしない「回避」方略をとった

護事業者情報」を用い、全国（東日本大震災被災 3場合には、組織にとって否定的な「結果」がもた

県 岩手・宮城・福島を除く）の施設・事業所別に、らされることが明らかになっている 18) 19)。

都道府県別の層化系統抽出を行った。

あり

しかし、
「コンフリクト」研究において、実証研

調査票の配布・記入にあたっては、まず、抽出究は必ずしも十分でなく、一致した結果がみられされた施設・事業所の施設長・事業所長あてに、ないなど、さらなる検証が求められている。たと

質問紙、返信用封筒を送付し、施設長・事業所長

えば、「タスク・コンフリクト」の有益さについてを通じて、介護職場のリーダー的職員（具体的に

20)

。また、
「コンフリクト」

は、①主として直接介護業務を行い、夜勤を含めのタイプと解決方略とは、それぞれ別々に、成果た勤務のローテーションに配置されている、②ユとの関連が検討され、この両者を踏まえた研究蓄

ニットリーダーや主任等の介護職を取りまとめる

積が「コンフリクト」研究のなかでの課題ともい役割を担っている、という 2 つの条件をいずれもは、否定的な研究もある

われている

21)22)。さらに、「コンフリクト」のタイ

プや解決方略の有益性については検討されてきた満たす者のうち介護職経験が最も長い者）に、質問紙と返信用封筒を配布するよう依頼した。

が、「コンフリクト」を引き起こす要因から「コンなお、返信にあたっては、施設・事業所でとりフリクト」の作用について実証した研究は、筆者

まとめること等はせず、回答者が直接、返信用封らが探した限りにおいて存在していない。

筒に入れ封をし、ポストに投函するよう依頼した。

以上の点を踏まえ、本研究では、介護職場における「コンフリクト」について、「コンフリクト」

2.2

倫理的配慮

のタイプとそれに対する解決方略との関係から、

施設長・事業所長および、対象者にそれぞれ送職員や組織にとって有益な成果をもたらしうるの付した調査趣意書には、1)調査の実施元、責任者

かどうかについて検討を行った。また、その際、「コとその連絡先、2)調査への協力の任意性、3)返送

ンフリクト」を引き起こす要因についても視野にされた調査票および、その内容が入力された電子いれて検討を行った。

媒体の管理・破棄方法、4)調査結果の利用・公表
方法、5)調査票の返信をもって、研究の趣旨に同２．調査の対象と方法意したとみなすこと、を明記した。また、調査は、

2.1

日本社会事業大学社会事業研究所研究倫理委員会

調査対象と方法の設定

全国の入所・居住系の高齢者介護サービス施
設・事業所を対象とし、郵送法による質問紙調査を実施した。調査期間は、平成 24 年 2 月 24 日～
平成 24 年 3 月 18 日とした。

に審議を依頼し、承認を受けた上で行われた。

4

2.4

介護経営 第７巻 第１号 ２０１２年１１月

分析に用いた項目

2.4.1

んでいる「介護実践」を尋ねた。

「コンフリクト」を引き起こす要因

まず、職場メンバー全体の「能力向上」は、中介護職場での「コンフリクト」を引き起こす要

原らの「能力向上尺度」17 項目 28)を用いた。本尺因として、筆者らが設定した「介護サービスを提度は、一般企業に勤務する 28 歳～35 歳の正社員の供する際の価値や視点」の項目を用い、職場メン「能力向上」を問うために作成されたものであり、バーが皆、同様に考えていたり、行動しているか

中原らによれば、「能力向上」は、「業務能力向上」

どうかの程度を尋ねた。調査項目は、筆者らの「介（α=0.81）、「他部門理解向上」（α=0.85）、「他部

護観」に関する質問項目

24)

および、筆者らの先行研究の自由記載（「ケアの考え方が合わない」経験
1)

門調整能力向上」（α=0.68）、「視野拡大」（α=0.83）、「自己理解促進」（α=0.73）、「タフネス向上」(αを基に、21 項目で構=0.84）の 6 因子構造であるが、これらは 1 つの主成した。回答形式は、「1.全く違う」～「7.全く同成分であり、分析にあたっても一つの尺度としてじ」までの７件法とした。

用いられている。回答形式は、「1.全くあてはまらの具体的内容）の分析結果ない」～「7.非常にあてはまる」までの 7 件法と2.4.2「コンフリクト」のタイプした。

「コンフリクト」のタイプについては、Jehn et
25)

職場で取り組んでいる「介護実践」の調査項目、

は、(株)日本経営が「全室個室・ユニットケア施の邦訳を参考にしながら、共同研究者間で設に関する調査研究」29)で用いた調査項目を参考に

原典の趣旨を踏まえ介護現場になじむよう、邦訳

して、筆者らが作成した 21 項目を用いた。回答形

したものを用いた。Jehn et al.の「コンフリクト」

式は、「1.全くあてはまらない」～「7.非常にあて尺度は、「タスク・コンフリクト」（α=0.94）、「リ

はまる」までの 7 件法とした。

al.の「コンフリクト」尺度 9 項目

を、松尾

11)

宍戸

26)

レーションシップ・コンフリクト」（α=0.94）、「プ
ロセス・コンフリクト」（α=0.93）の 3 因子で構成され、わが国においても、松尾

11)

、宍戸

26)

の研

３．結果
3.1

回収・有効回答

究によって同様の因子構造であることが明らかに

2,241 名からの回答があった（回収率 22.4%）。

されている。回答形式は、「1.全くあてはまらない」

このうち、分析に用いる項目に欠損のない 1,938～「7.非常にあてはまる」までの 7 件法とした。

名(有効回答率 19.4%)を分析対象とした。
なお、分析に先立ち、「非回答バイアス」がない

2.4.3「コンフリクト」の「解決方略」

かどうかを確認するため、回収期間の初期に返信「コンフリクト」の「解決方略」については、があった回答(n=100)と後期に返信があった回答

19)(n=100)の間で、分析に用いる変数の平均値の比較を用いた。本尺度は、「統合方略」（α=0.80）、「回を行ったところ、統計的な有意差はなく、本結果避方略」（α=0.81）の 2 因子で構成され、その内が、回収率の低さによってバイアスを受けていな的整合性やモデルとしての弁別的妥当性も確保さいことを確認した。

Song et al.の尺度

27)を邦訳した石田の 6 項目れたものである。回答形式は、「1.全くあてはまらない」～「7.非常にあてはまる」までの 7 件法と
した。

3.2

施設・事業所の属性

施設・事業所の属性を図表 1 に示した。なお、各施設・事業所の回答比率と調査票の配布比率を2.4.4「職場における成果」

比べた結果、「介護老人福祉施設（地域密着型を含「職場における成果」を捉える上で、職場メンむ）」、「認知症対応型共同生活介護」はほぼ同程度、バー全体の「能力向上」の程度と、職場で取り組「介護老人保健施設」は低く、「特定施設入居者生

介護経営

5

第７巻 第１号 ２０１２年１１月

活介護（地域密着型を含む）」は高い結果であった。

3.3.2「コンフリクト」のタイプ

先述したとおり、本研究で用いた「コンフリク
3.3
3.3.1

各指標の検証的因子分析

ト」を問う 9 項目とは、「タスク・コンフリクト」「コンフリクト」を引き起こす要因「リレーションシップ・コンフリクト」「プロセ

職場内での職員間の「介護サービスを提供する

ス・コンフリクト」で構成される 3 因子モデルで際の価値や視点」の相違を問う 21 項目を用いて、あり、このことは、近年の「コンフリクト」研究

探索的因子分析（最尤法、因子数はカイザーガッ

においても支持された結果である 11)、26)、30)。しか

トマン基準により決定、プロマックス回転）を行

し、それ以前には、「コンフリクト」とは、2 因子、った結果、2 因子 20 項目が抽出された。なお、分

1 因子が想定されていた経緯もあるという 26。そ析にあたっては、各回答の「1.全く違う」～「7.

こで、本研究は、「コンフリクト」の構造を、1 因全く同じ」を、「1.全く同じ」～「7.全く違う」と子、2 因子、3 因子と仮定して、それぞれ検証的因反転させ行った。

子分析を行うこととした。

その結果に基づいた検証的因子分析、および、

その結果、図表 3 に示した通り、モデルの比較

修正指数に基づく項目の取捨を行った結果、最終の際に基準とされる AIC の数値は 3 因子モデルが的には、図表 2 の通り、8 項目からなる 2 因子モデ

最も低く、3 因子モデルが採択された。なお、さらルを採択し、共分散構造分析で用いた（GFI=0.990、に、修正指数に基づく項目の取捨を行い、図表 4

AGFI=0.981、CFI=0.990、RMSEA=0.040、AIC=112.1）。

の通り、6 項目からなる 3 因子モデルを採択し、共分散構造分析で用いた（GFI=0.984、AGFI=0.943、
CFI=0.989、RMSEA=0.086、AIC=122.9）。

図表 1．施設・事業所属性

サービス
種別

度数

n=1,938％

介護老人福祉施設（地域密着型含む）

742

38.3%

介護老人保健施設

379

19.6%

特定施設入居者生活介護（地域密着型含む）

317

16.4%

認知症対応型共同生活介護

500

25.8%

260

18.1%

1178

81.9%

（GH以外） 10人以下
生活・ケア単位 11人以上
平均開設経過年数
要介護認定者の平均要介護度14.0（±10.2）年
3.4（±0.7）

図表 2．「コンフリクト」を引き起こす要因
因子名
質問項目
利用者が「やっていること」を維持し、増やそうとしているか「価値や根拠を前提
利用者の様子・行動の変化の理由を考えて行動しているかにする」不一致
自分のやり方を常に振り返り、改善点を考えて行動しているか（α=0.89)
どのような状態になっても、利用者の尊厳や人権を尊重して支援しているか
時間内に自分の仕事を終えるべきかどうか「安全や業務を優先 病気や状態を悪化させぬよう、食事制限等は必ず守るようにしているかどうかする」不一致
手早く効率的に仕事するべきかどうか(α=0.71)
利用者の生活が犠牲になっても想定できる事故やリスクを回避するような支援を行うべきかどうか
因子間相関
GFI=.990、AGFI=.981、CFI=.990、RMSEA=.040、AIC=112.2

標準化係数

.86
.86
.79
.76
.67
.67
.59
.54
.42

6

介護経営 第７巻 第１号 ２０１２年１１月

図表 3．「コンフリクト」のタイプ：各モデルの検証的因子分析の適合度指標

1因子モデル２因子モデル
３因子モデル

GFI

AGFI

CFI

RMSEA

AIC

0.905
0.934
0.948

0.842
0.886
0.902

0.929
0.951
0.963

0.128
0.107
0.098

916.4
644.8
511.4

図表 4．「コンフリクト」のタイプ：３因子モデル
標準化係数
因子名
質問項目
タスクコンフリクト 仕事に対して意見が一致しないことがよくある.92（α=.84)
仕事に対する考え方に大きな相違が存在する.84
リレーションシップ 感情的な対立が存在する.87
コンフリクト(α=.83) 人間関係が悪く、ピリピリしている.82
プロセスコンフリクト 誰が何をするべきかについて、意見がまとまらないことがよくある.87(α=.82)
誰がどのような責任を負っているかに関して、意見が一致しないことが強く存在する.81
タスク⇔リレーションシップ
.82
因子間相関
タスク⇔プロセス.88
リレーションシップ⇔プロセス.80

GFI=.984、AGFI=.943、CFI=.989、RMSEA=.086、AIC=122.9

図表 5．「解決方略」
因子名

統合方略
（α=.68）
回避方略（α=.65）

質問項目
皆で徹底的に問題について話し合う
気持ちや見解をすべて吐き出すよう促す
対立的な意見が出た問題について、オープンな議論を避ける
対立的な意見はあまり出せない

標準化係数

因子間相関

.92
.84
.87
.82
-.71

GFI=1.000、AGFI=.999、CFI=1.000、RMSEA=.000、AIC=18.3

図表 6．成果：職場メンバー全体の「能力向上」
因子名

視野の広がり（α=.90）

質問項目
他者や他部門の業務内容を尊重するようになった
多様な観点から考えるようになった
他者や他部門の立場を考えるようになった
他者や他部門の意見を受け入れるようになった

標準化係数

.88
.85
.82
.78

GFI=1.000、AGFI=.999、CFI=1.000、RMSEA=.000、AIC=16.6

3.3.3「コンフリクト」の「解決方略」（GFI=1.000、AGFI=0.999、CFI=1.000、RMSEA=0.000、

本研究で用いた「解決方略」の 6 項目は、
「統合

AIC=18.3）。

方略」と「回避方略」で構成される 2 因子モデルに基づき、組織内コンフリクトに対処・解決する

3.3.4「職場における成果」

方略を尋ねる項目である。
「統合」と「回避」が異

まず、職場メンバー全体の「能力向上」を問う

なる次元にあることとは、「コンフリクト」理論や17 項目を用いて、探索的因子分析（最尤法、因子17)、

数はカイザーガットマン基準により決定、プロマ、今回用いた項目は、尺度としての妥当

ックス回転）を行ったところ、1 因子 13 項目が抽実証研究のなかでも支持されている見解であり
19)、31)～33)

性や内的整合性も確認されたものである 19）。
検証的因子分析を行った結果、2 因子モデルがお出され、その結果に基づき構成したモデルの検証
的因子分析を行った。

おむね支持されたと判断できる結果が得られた

修正指数に基づく項目の取捨を行い、最終的に（GFI=0.989、AGFI=0.971、CFI=0.981、RMSEA=0.061、は図表 6 の通り、4 項目 1 因子モデルを採択し、共AIC=90.9）。なお、さらに修正指数に基づく項目の分散構造分析で用いた（GFI=1.000、AGFI=0.999、取捨を行い、図表 5 に示した通り、4 項目からなる

CFI=1.000、RMSEA=0.000、AIC=16.6）。

2 因子モデルを採択し、共分散構造分析で用いた

次に、職場で取り組んでいる「介護実践」の 21

介護経営

7

第７巻 第１号 ２０１２年１１月

項目を用いて、探索的因子分析（重みづけのない定を行い、「コモン・メソッド・バイアス」の確認

最小２乗法、因子数はカイザーガットマン基準にを行った。その結果、因子は複数に分割され、第より決定、プロマックス回転）を行ったところ、4一因子の因子寄与率は 29.4％と比較的小さい値で因子 16 項目が抽出され、その結果に基づき構成しあったことから、「コモン・メソッド・バイアス」

たモデルの検証的因子分析を行った。

の問題はないと判断した。

修正指数に基づく項目の取捨を行い、最終的にそして、その後、指標ごとに構成項目の点数をは、図表 7 の通り、9 項目からなる 4 因子モデルを加算した合計得点を用いて、各指標間の相関分析

採択し、共分散構造分析で用いた（GFI=0.996、（Pearson）を行った。その結果、図表 8 に示した

AGFI=0.991、CFI=0.997、RMSEA=0.025、AIC=58.0）。

通り、「施設開設経過年数」「平均要介護度」「生活・ケア単位ダミー」と各指標には全般に、非有意も3.5 「コモン・メソッド・バイアス」の検証と各

しくは、無相関の傾向がみられたが、それ以外は指標間の相関分析

全般に、有意な中程度の正もしくは負の相関関係

各指標間の相関分析に先立ち、検証的因子分析が示された。

で得られた変数を用いて、ハーマンの単一因子検図表 7．成果：「介護実践」
因子名

標準化係数
質問項目
自然な排泄が行われるように、食事内容や水分量の工夫・改善に取り組んでいる.84
自然排泄
尿失禁の改善のために、十分な水分摂取と歩行運動を行うようにしている.79（α=.82)
トイレポータブルトイレに座ってもらい、自然排泄できるよう努めている.69.87
生活時間の個別化 起床介助を行う時間は、個々の利用者の生活リズムに合わせるようにしている
食事時間は、個々の利用者の生活リズムに合わせるようにしている.83(α=.84)
どのような利用者であっても、施設・フロア外に出ていくことの制限は、できる限り.78
行動制限しない
行わないようにしている(α=.58)
利用者の行動を把握するためのセンサーやカメラは用いないよう努めている.52
利用者の外泊に積極的に取り組んでいる.81
外泊・在宅復帰可能な利用者に対しては、在宅復帰や在宅看取りのための取り組みを行うようにして.54(α=.61)いる
自然排泄⇔生活時間の個別化.57
自然排泄⇔行動制限しない.48
自然排泄⇔外泊・在宅復帰
.46
因子間相関
生活時間の個別化⇔行動制限しない.53
生活時間の個別化⇔外泊・在宅復帰.40
行動制限しない⇔外泊・在宅復帰.37

GFI=.996、AGFI=.991、CFI=.997、RMSEA=.025、AIC=58.0

図表 8．各変数の相関
F1
F1 「価値や根拠を前提にする」不一致
F2 「安全や業務を優先する」不一致
F3 統合方略
F4 回避方略F5 タスク・コンフリクト
F6 リレーションシップ・コンフリクト
F7 プロセス・コンフリクト
F8 視野の広がり
F9 自然排泄F10 生活時間の個別化
F11 行動制限しない
F12 外泊・在宅復帰
F13 開設経過年数
F14 平均要介護度
F15 グループホームダミー

F2

F3

F4

F5

F6

F7

1
.340
1
-.466 -.214
1.327 .108 -.474
1.449 .212 -.362 .326
1.368 .179 -.351 .344 .708
1.442 .216 -.364 .334 .744 .668
1-.542 -.213 .416 -.279 -.353 -.337 -.351-.514 -.161 .420 -.284 -.305 -.272 -.301-.383.307 -.215 -.229 -.191 -.186-.269.228 -.163 -.185 -.151 -.173-.287 -.084 .268 -.186 -.181 -.128 -.148
.067
-.149

F16 生活・ケア単位ダミー※表示してあるものは5%水準で有意だったもの

F8

F9

F10

F11

F12

F13

F14

F15

F16

1
.397
.300
.200
.241

1
.478
1
.351 .366
1.333 .287 .220
1-.159 -.147 -.114 -.088
1.057 .054 .104 -.037 -.190 -.132 -.138 -.106 .291
1.136 -.110 -.131 -.132 -.165 .110 .337 .300 .327 .142 -.331 -.419
1.075-.088 .137 -.232

1

8

3.6

介護経営 第７巻 第１号 ２０１２年１１月

多母集団共分散構造分析

前提にする』不一致」を高め、「『価値や根拠を前仮説モデルの検証に先立ち、「回避方略」合計得提にする』不一致」は「タスク・コンフリクト」

点から「統合方略」合計得点を減算した得点を用を高め、「視野の広がり」を低めていた。

いて、その上位 1/3 を「回避方略」群、下位 1/3

そして、「タスク・コンフリクト」は、「視野のを「統合方略」群、いずれにも該当しなかった群広がり」、「リレーションシップ・コンフリクト」、を「その他」群として、施設・事業所を「解決方「プロセス・コンフリクト」それぞれを高めてい略」別に分類した。

た。

そして、「コンフリクト」を引き起こす要因から「プロセス・コンフリクト」は、「リレーションシ

「コンフリクト」へのパス、「コンフリクト」のタップ・コンフリクト」を高め、「視野の広がり」とイプ間のパス、「コンフリクト」から「視野の広が有意な関連はなかった。
「リレーションシップ・コ

り」、各「介護実践」それぞれへのパスを仮定した

ンフリクト」は「視野の広がり」と有意な関連はモデルを設定した。

なかった。

その後、
「解決方略」群別の多母集団共分散構造「視野の広がり」は、「自然排泄」「生活時間の個分析を行い、修正指数に基づき、モデルの改善を別化」「行動制限しない」「外泊・在宅復帰」それ図り、最終的には、図表 9 に示した結果を採択しぞれを高めていた。「グループホームダミー」は、た （ GFI=0.910 、 AGFI=0.890 、 CFI=0.935 、「自然排泄」「生活時間の個別化」「行動制限しな

RMSEA=0.028、AIC=2935.8）。これらのうち、「タスい」「外泊・在宅復帰」それぞれを高めていた。

ク・コンフリクト」が、有益な効果をもたらした

一方、「回避方略」群、「その他」群の両群は、「タ「統合方略」群について、図表 10 にモデルを示し

スク・コンフリクト」と「視野の広がり」に有意た。

な関連はみられなかった。

図表 10 に示す通り、「統合方略」群では、「『安全や業務を優先する』不一致」は「『価値や根拠を図表 9．各群別にみた標準化係数
統合群（n=785)

回避群（n=562)

その他群(n=591)

標準化係数 有意確率 標準化係数 有意確率 標準化係数 有意確率
1 「『安全や業務を優先する』不一致」→「『価値や根拠を前提にする』不一致」
2 「『価値や根拠を前提にする』不一致」→「タスク・コンフリクト」
3 「『価値や根拠を前提にする』不一致」→「視野の広がり」
4 「タスク・コンフリクト」→「視野の広がり」
5 「タスク・コンフリクト」→「リレーションシップ・コンフリクト」
6 「タスク・コンフリクト」→「プロセス・コンフリクト」
7 「プロセス・コンフリクト」→「リレーションシップ・コンフリクト」
8 「プロセス・コンフリクト」→「視野の広がり」
9 「リレーションシップ・コンフリクト」→「視野の広がり」
10 「視野の広がり」→「自然排泄」
11 「視野の広がり」→「生活時間の個別化」
12 「視野の広がり」→「行動制限しない」
13 「視野の広がり」→「外出・在宅復帰」
14 「GHダミー」→「自然排泄」
15 「GHダミー」→「生活時間の個別化」
16 「GHダミー」→「行動制限しない」
17 「GHダミー」→「外出・在宅復帰」

GFI
AGFI
CFI
RMSEA
AIC
***p<0.001,**p<0.01,*p<0.05

0.36
0.46
-0.55
0.24
0.51
0.85
0.33
-0.17
-0.15
0.41
0.31
0.24
0.27
0.38
0.33
0.47
0.14

***
***
***
*
***
***
***
.086
.051
***
***
***
***
***
***
***
***

0.42
***
0.40
***
-0.53
***
-0.05
.681
0.57
***
0.87
***
0.26
*
-0.02
.860
-0.11
.177
0.40
***
0.28
***
0.23
***
0.35
***
0.21
***
0.27
***
0.33
***
0.00
.937
0.910
0.890
0.935
0.028
2935.8

0.40
0.33
-0.46
-0.23
0.56
0.91
0.27
0.26
-0.12
0.37
0.28
0.14
0.21
0.32
0.24
0.35
0.16

***
***
***
.205
***
***
.056
.130
.188
***
***
**
***
***
***
***
***

介護経営

第７巻 第１号 ２０１２年１１月

図表 10．「統合方略」群:n=785※

図表 9 のうち「統合方略」群のみを示した。

9

10

介護経営

第７巻 第１号 ２０１２年１１月と「リレーションシップ・コンフリクト」間の中

４．考察
本研究の目的は、介護職場における「コンフリ程度の相関関係を指摘し、De Wit et al.38)は、3クト」が有益な成果を生み出しうるのかどうかにつの「コンフリクト」間の中程度の相関関係を指ついて、「コンフリクト」を引き起こす要因、「コ摘しているが、これらの因果関係にまで言及してンフリクト」のタイプ、「解決方略」の 3 つの観点おらず、今回の結果は興味深い。

から検証することであった。また、「コンフリクト」

また、「リレーションシップ・コンフリクト」とを引き起こす要因については、職員間の「介護サ「プロセス・コンフリクト」が成果に対して、負ービスを提供する際の価値や視点」の相違に着目の影響を与えていたものの、有意なものではなかした。

ったことは、先行研究とは異なる知見である。仮本研究の主要な成果は、介護職場のなかで職員に、両者が「視野の広がり」に対して有意な負の間に価値や視点の違いがあり仕事上の「コンフリ影響をもっていた場合には、「タスク・コンフリク

クト」がもたらされたとしても、「統合方略」の下ト」の有益な効果も相殺されてしまう可能性も考においては、「タスク・コンフリクト」が職員の視え得る。これらの点は、今後の検討課題としたい。

野の拡大を促進し、職場に有益な成果をもたらし

さらに、「自然排泄」、「生活時間の個別化」、「行ているということを、実証的に示したことである。

動制限しない」、「外泊・在宅復帰」とは、現場で特に、「タスク・コンフリクト」が組織の有益な成の介護実践として重要とされているもの 39)40)がほ果をもたらす際に、「統合方略」による解決が媒介ぼ網羅されているものである。
「統合方略」に媒介するという結果は、先行研究では実証されてきてされた「タスク・コンフリクト」が、「視野の広がおらず、注目に値する。

り」を通じて、こうした重要な介護実践をすべて「統合方略」とは、「皆で徹底的に問題について高めていたこととは、介護サービスの質的向上・話し合う」「気持ちや見解をすべて吐き出すよう促

人材の資質の向上を図っていく上で、重要な示唆

す」で構成されており、何か問題があった時に、を与えた結果であった。

職員皆で、オープンに、徹底的に話し合いをして最後に、本研究の限界と貢献について述べたい。

解決しようとする姿勢を表している。こうした話本研究は、リーダー的職員から見た職場メンバ

し合いは、メンバーに内省や情報・知識の探索をー全体について問うことにより職場全体を捉えよ

促がし、その結果、メンバーはその論点に関するうとしたものである。したがって、リーダーが認

知識が豊かになったり、自分の意見に固執せず他知する職場の状況とその他のメンバーが認知する者の見解にも対応できるようになると考えられて職場の状況に違いがあるかもしれない。また、介34)35)。このような点から、「統合方略」が、「タ

護サービスを提供する職場において、価値や視点

スク・コンフリクト」を有効に機能させる働きをの違いがどのようにコンフリクトを生み、それが媒介したと考えられるのではなかろうか。なお、

どのように有益な結果につながっているかという好ましい「解決方略」は、状況適応的であるとい

具体像については、本結果からは明確にすること「統合方略」があらゆるケースでう意見 36)もあり、ができていない。したがって、より個別の職場の最適とはいえないかもしれない。

問題の解決に資するためには、施設・事業所単位

いる

次に、3 つの「コンフリクト」間の関係をみると、での質的な研究を通して、ミクロな視点で捉える「解決方略」群のいずれにおいても、「タスク・コことの方が適切なのかもしれない。これらは、今

ンフリクト」が、「リレーションシップ・コンフリ

後の検討課題としていきたい。

クト」「プロセス・コンフリクト」それぞれを高め
37)

20)

以上のような限界をもちつつも、本研究は、「コていた。Simons et al. 、 DeDreu et al. は、

ンフリクト」のタイプと解決方略の両方を踏まえ先行研究の結果を基に、「タスク・コンフリクト」

た上での有益な成果の創出を実証したことや、
「コ

介護経営

11

第７巻 第１号 ２０１２年１１月

ンフリクト」の背景にある「価値・視点」の相違

者が安心して生活を送るために―利用者の不安のにも焦点をあて、コンフリクト研究に一定の知見

原因を理解し職員全員でケアに取り組む,認知症を提供するとともに、介護職場における組織マネ

ケアジャーナル,3(2),5-18,2010.

ジメントの在り方に示唆を与えた点において、意8)中村孝一:施設での生活支援の改善の難しさと義深いものと考える。

その改善方法,（中島健一 共著）ケアワーカーを育てる「生活支援」実践法－生活プランの考え方,※本研究は、平成 23 年度厚生労働省老人保健健康中央法規出版,東京,127-160,2005.

増進等事業「介護職員の初期キャリア形成に関す

9)森繁樹：介護の専門性；「チーム」で発揮されるる研究事業」の一部として行われた。調査にご協

介護サービスの専門性,介護の基本（介護福祉士養

力くださった、全国の施設長・事業所長、および、

成 講 座 編 集 委 員 会 編 ), 中 央 法 規 出 版 （ 東

回答者の方々に、心から感謝申し上げます。また、

京),107-111,2010.

論文執筆の際に協力くださった、松本望氏（日本

10)Leonard-Barton,D and Leonard,D: Wellsprings

社会事業大学大学院社会福祉学研究科）にもこのof場を借りて感謝申し上げます。

sources of innovation,Harvard Business School

knowledge;Building

andsustaining

thePress(Boston),1998.
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おける,他の職員と「ケアの考え方が合わない」と12)Robbins,S.P.: Essentials of organizational

感じた経験に関する研究,第 19 回日本介護福祉学

behavior,8ndEd.,Pearson Education,2005.(=2009

会抄録.

高木晴夫訳『（新版）組織行動のマネジメント―入2)矢冨直美,中谷陽明,巻田ふき：老人介護ストレ門から実践へ』,ダイヤモンド社,316-317).

ッ サ ー 評 価 尺 度 の 開 発 , 社 会 老 年13)Jehn,K.A.: A Multimethod examination of the学,34,49-59,1991.

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3)小野寺敦志,畦地良平,志村ゆず：高齢者介護職

Administrative Science Quarterly,40,256-282,

員のストレッサーとバーンアウトとの関連,老年1995.

社会科学,28(4),464-475,2007.

14)Amazon.A.:Distinguishing4)学校法人 日本社会事業大学:「遊び感覚の職場

functionalに消耗していった私,介護老人福祉施設の資金市

strategic decision making;Resolving a paradox

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京),120-121,2008.

17)Rahim,M.A.: A measure of styles of handling7)半田英男:幻覚や妄想により不安を抱える利用

interpersonal

and

in

the

dysfunctional

effectofconflictonBendersky,C.:Intragrouporganizations;Atheconflict,contingency

conflict-outcomeinThe

Organizational

経営学

Academy

of

12

介護経営

第７巻 第１号 ２０１２年１１月

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the

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longitudinal

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38)De Wit,F.R,Greer,L.L.and Jehn,K.A.: Theの要因・結果の検討,一橋大学大学院商学研究科博paradox

士論文,11-34,2010.

meta-analysis,Journal of Applied Psychology,

conflict

and

of

and

conflict,Employee
Rightssolving,and

4nd

and

Journal,4(1),blaming

ConflictoninEd.,Transaction(NewPeterson,R.S.:

intragroupconflict:

Task

a

介護経営

13

第７巻 第１号 ２０１２年１１月

97(2),360-390,2012.

40)高齢者介護研究会： ２０１５年の高齢者介

39)地域包括ケア研究会：平成 21 年度老人保健健護；高齢者の尊厳を支えるケアの確立に向け

康増進等事業て,2003.

地域包括ケア研究会報告書,2010.

Abstract
The aim of this study is to understand the positive effects of “conflict” in care staff ’s growth andperformance in the elderly facilities, in terms of the factors, types, and strategies related to “conflict.”
The research methodology involved questionnaire surveys that were sent by mail.
A covariance structural analysis was conducted. The result indicated that in the groups that used
the “integrating style” to deal with conflict, “task conflict,” which was increased by their “Differences
regarding the Nature of Care Services,” promoted the care staff ’s growth, and subsequently, theirperformance.
We discussed the importance of “conflict management” in the elderly facilities.

14

介護経営

第７巻 第１号 ２０１２年１１月［研究論文］
ホームヘルパーの確保と定着に関する実証分析

著者

：宮本

恭子

（神戸大学大学院

経済学研究科研究員）

抄録
ホームヘルパー（以下、ヘルパー）の確保と定着への取り組みの重要性が増している。本研究の目的は、訪問介護事業者によるヘルパーの確保と定着への取り組みの現状を分析するとともに、ヘルパーの確保と定着を規定する取り組みの要因を明らかにすることである。
分析方法としては、まず、ヘルパーの確保と定着への取り組みの回答を解釈しやすくするため、探索的因子分析を実施した。次に、因子分析の結果抽出された尺度を説明変数として採用し、ヘルパーの確保と定着を規定している取り組みの要因を重回帰分析により検討した。
分析結果から、ヘルパー確保の取り組みについては、「募集コスト重視型」、「情報提供重視型」の 2 つの因子が抽出された。ヘルパー定着の取り組みについては、「能力向上重視型」、「雇用条件整備型」、「人間関係重視型」の 3 つの因子が抽出された。ヘルパーの確保と定着を規定する要因としては、「募集コスト重視型」、「能力向上重視型」、「雇用条件整備型」は、定着状況に影響を与えるという結果を得た。

キーワード：ホームヘルパー、訪問介護事業者、定着と確保への取り組み

１．はじめに在宅重視の理念に基づく介護保険制度の導入から 10 年余りが過ぎた。この介護保険制度において融危機後の景気後退を受けた 2009 年以降に低下基調になったが、2010 年 12 月の 1.05 倍を底に再び上昇に転じた 1）。

は、訪問介護サービスの担い手であるホームヘル

しかも、ヘルパーの平均勤続年数は 4.4 年、福パー（以下、ヘルパー）が在宅介護を支える重要祉施設介護員の平均勤続年数は 5.2 年で、全産業な役割として期待され、ヘルパーの確保と定着へ

平均の半分程度でしかない。ヘルパーで給与は月の取り組みの重要性が定着した。介護保険制度は、

額約 21 万円と、全産業平均の約 30 万と比べて見3 年に 1 度の定期的な制度見直しが義務づけられて劣りする 2）。待遇面での不満はかなり大きく、介護おり、2012（平成 24）年 4 月から介護報酬が改定

職の離職率は、全産業平均と比べて高い 3）4）。

された。今回の特徴は、施設から在宅への移行を

財団法人介護労働安定センターの「平成 22 年度

明確に打ち出したことである。24 時間定期巡回・

介護労働実態調査」によると、訪問介護員（ヘル随時対応などの新サービスも始まり、高齢者が住パー）の 1 年間（平成 21 年 10 月 1 日から平成 22

み慣れた地域でできるだけ長く暮らせる環境をつ

年 9 月 30 日）の離職率は、14.9%（前年度 12.9%）

くることが望まれる。

である。これを就業形態別にみれば、正社員は

課題のひとつは人材である。人材問題について

17.5%（前年度 14.5%）、非正社員は 14.5%（12.6%）の課題は多く、特に深刻なのは介護労働力が不足であり、正社員、非正社員ともに離職率は上昇ししていることである。2011 年 12 月の福祉分野の有ている。また、離職者の内「1 年未満の者」は 41.5%

効求人倍率は 1.52 倍で、2010 年 12 月の 1.44 倍か（前年度 39.0%）を占めており、早期に離職する者ら上昇している。ヘルパーの有効求人倍率は、金が多いのも特徴である 5)。

介護経営

15

第７巻 第１号 ２０１２年１１月

離職率に関連してヘルパーの「働くうえでの悩状況にあるとして、特に重要と思われる労働基準

み、不安、不満」をみると、「有給休暇がとりにく法等の法令の適用についての理解を促す目的で、い」を選択した者の割合は 41.1%と最も多い。次い平成 16 年 8 月 27 日付け基発第 0827001 号「訪問で、「仕事内容のわりに賃金が低い」37.0%、「身体介護労働者の法定労働条件の確保について」を発的負担が大きい」35.9%、「人手が足りない」34.4%

出した 9）。訪問介護事業者に訪問介護労働者の法定の順になっている 6)。このようにヘルパーには、賃

労働条件を適正に確保するようにとの周知である。

金や雇用管理面での不満が根強い。

また、介護サービス事業には特有の実態等から雇一方、ヘルパーに対する国民の期待は高い。厚用管理等の面で解決すべき問題が残されていると生労働省が実施した「高齢期における社会保障にして、介護職の雇用管理の改善や能力開発・向上

関する意識等調査」によると、「自宅で介護されるに役立つ方策も示している 10）。

とした場合、どのような介護をされたいか」といさらに、介護からの離職者を減らすため、2009

う問いでは、家族とヘルパーなどの外部の者から

年度補正予算で介護職員 1 人当たり月平均 1 万の介護を受けたい者が約 6 割を占めている。その5000 円の賃上げに相当する支援を行うために、介内訳は、「ヘルパーなどの外部の者からの介護を

護職員処遇改善交付金を導入した。これは、2012中心とし、あわせて家族による介護を受けたい」（平成 24）年 3 月で期限切れとなり、自治体や事とする者が 35.8%、「家族の介護を中心とし、ヘル業者などから存続を強く要請された政府は、介護パーなどの外部の者も利用したい」が 28.1%となっ

職員処遇改善交付金の相当分を報酬に円滑に移行ている。なお、「ヘルパーなどの外部の者からの介するための経過的な措置として、平成 27 年 3 月 31

護だけを受けたい」とする者は 9.6%である。実に日までの間、介護職員処遇改善加算を創設した。

回答者の半数近くが、ヘルパーなどの外部の者をだが現状では、介護サービスの担い手である介7)中心とする介護を望んでいる 。

護職の確保と定着は思うように進んでいない。今また、内閣府の「介護保険制度に関する世論調後さらに在宅分野のサービスの量的な拡大とサー査」によると、今後、増加が予想される介護を必ビス内容の多様化が見込まれる状況においては、要とする高齢者のために、「国や自治体はどのよ

優秀なヘルパーを豊富に確保して定着してもらう

うな施策に重点を置くべきだと思うか」と聞いたことが重要な課題である。

ところ、「介護人材の確保のために、賃金アップな

そのためには、賃金や雇用管理に係る課題を整どの処遇改善」を挙げた者の割合が 52.0%と最も高理し、取り組むべき基本的な考え方を明確にするい。以下、「認知症の人が利用できるサービスの充ことにより、熱意のある優秀な介護人材が介護現実」（48.3%)、「24 時間対応の在宅サービスの充場に集うよう、賃金や雇用管理の改善の取り組み

実」（47.7%）、「施設待機解消のための施設整備」を検討することが必要となる。これまでに、介護8)（44.1%）などの順である 。このように、行政が職の確保・定着には、その特性に応じた処遇が必積極的に介護人材不足の解消に取り組むことへの要ではないかという問題意識に基づいた分析がな

国民の期待は高い。

されている 11）。介護の職場や職種に特有の悩み、政府も介護人材不足を解消しようと対策を講じ

不安、不満と就業継続意思との関係を分析した結ている。2000（平成 12）年の介護保険法の施行以果では、組織内コミュニケーションの活性化や能来、訪問介護事業を営む事業者数は増加している

力開発に気を配ることが人材の確保・定着に有効が、訪問介護事業においては、事業特有の勤務実であるとの結果を得ている。また、介護職の確保、態があることや事業開始後間もない事業場が少な定着を実現するうえで効果的な雇用管理改善措置

くないことなどから、賃金、労働時間など労働基とは何かについての分析もなされている 12）。その準法等の法令に関する理解が必ずしも十分でない

結果、勤務管理体制や移動管理の取り組み、教育

16

介護経営

第７巻 第１号 ２０１２年１１月

訓練機会の充実が有効であることも明らかになっ施する予定はない」の 5 段階であてはまるものをている。さらに、実証的な調査研究に基づいて、選んでもらっている。この問いへの内容を、「すでヘルパーの能力開発の仕組みのあり方についてのに実施しており成果が出ている」を 5 点、「実施し提起もなされている。そこでは、ヘルパーの能力ているが成果が出ていない」を 4 点、「今後実施し開発を円滑化するために求められる人事処遇制度たい」を 3 点、「実施したいが実施できない」を 2のあり方と、職場における能力開発の担い手であ点、「実施する予定はない」を 1 点として得点化し、るサービス提供責任者が果たすべき役割の大きさ

この回答を解釈しやすくする為、探索的因子分析

についても指摘されている13）。

を実施した。分析は、どのような方法によればヘ

こうした取り組みを含め、どのような方法によルパーが確保できるのかという「入り口（確保）れば、効果的にヘルパーが確保・定着できるかのへの取り組み」と、一旦確保した人材が、その後検証を進めることが必要である。本研究では、訪定着して就業を継続するためにはどのような条件

問介護事業者によるヘルパーの確保と定着への取等が関係してくるのかという「定着への取り組み」

り組みの現状を分析するとともに、ヘルパーの確の項目に分けて行った。

保と定着を規定する要因として、取り組み内容がどれほど大きな影響を与えているかを確認することを目的とする。

2.3

ヘルパーの確保と定着の規定要因

ここでは、他の様々な要因を統制したうえでも、
ヘルパーの確保と定着を規定している要因として、

２．研究方法ヘルパーの確保と定着の取り組みがどれほど大き2.1

な影響を与えているかを確認することを目的としデータ

社団法人シルバーサービス振興会が実施したて、規定要因を重回帰分析により検証する。ヘル「介護サービス従事者の人材確保に関する調査事パーの確保への取り組みの抽出因子を用いた分析

業報告書」における個票データを用いる。これは、（モデル 1）と、ヘルパーの定着への取り組みの抽

東京大学社会科学研究所附属社会調査・データア

出因子を用いた分析（モデル 2）を行った。変数はーカイブ研究センターSSJ データアーカイブより

次に示すとおりである。

提供をうけたものである。本調査は、独立行政法
人社会医療機構の WAMNET“訪問介護事業所”デー

2.3.1

被説明変数

タ約 26000 件、シルバーサービスマーク取得事業

被説明変数に、「定着状況」を採用する。「定着者データ約 260 件より、全体の 2 分の 1 を大都市状況」は、「仮にヘルパーを 10 人採用したとした商業圏から、残り 2 分の 1 を全国 47 都道府県から、

場合、1 年後に定着している人はおおよそ何人か」

事業所単位で合計約 3000 件を抽出して調査を実施

に対する回答によって把握する。

したものである。調査時点は 2009 年 2 月である。
有効回答のあった事業所は、646 事業所であった（有効回答率 21.5%）。解析ソフトは SPSS for
Windows Ver.11.0 である。

2.3.2

説明変数

説明変数に、ヘルパーの確保への取り組みの因
子分析の結果から作成した「募集コスト重視型（3項目）」、「情報提供重視型（2 項目）」、定着への取

2.2

ヘルパーの確保と定着への取り組み内容

り組みの因子分析結果から作成した「能力向上重回答事業者にヘルパーの確保と定着への取り組

視型（11 項目）」、「雇用条件整備型（6 項目）、「人

みについて、「すでに実施しており成果が出てい間関係重視型（3 項目）」の 5 つの尺度を採用する。

る」、「実施しているが成果が出ていない」、「今後実施したい」、「実施したいが実施できない」、「実

介護経営

2.3.3

17

第７巻 第１号 ２０１２年１１月

統制変数

統制変数には、事業所の属性を考慮する。事業
所属性には、法人の経営主体、事業所の設立年、

３．結果
3.1

ヘルパーの確保と定着への取り組み内容（図表 1、2、3、4）

別の事業所の有無、介護事業収入、職員数、正社

ヘルパーの確保への取り組みについては、2 つの員全体の人数を選択する。法人の経営主体は、（民因子が抽出された（図表 2）。記述統計量は図表 1

間企業＝1、それ以外＝0）、（社会福祉協議会＝1、に示すとおりである。因子負荷が 0.40 以上のもの

それ以外＝0）、（社会福祉法人＝1、それ以外＝0）、に着目して各因子の構成要素をみると、第 1 因子

（医療法人＝1、それ以外＝0）、（NPO＝1、それ以は、「ヘルパー募集に以前よりコストをかけてい外＝0）、（社団・財団法人＝1、それ以外＝0）、（協る」、「ヘルパー確保のために求人広告に力を入れ

同組合＝1、それ以外＝0）、（地方自治体＝1、それている」、「ヘルパー募集の際に以前より給与を高以外＝0）とするダミー変数を採用する。別の事業

く設定している」から主に構成されており、募集所の有無は、貴事業所のみ＝1、別の事業所がある

コストに関することがらを表していると考えられ、＝0 とするダミー変数を採用する。介護事業収入は、「募集コスト重視型」の取り組みだと捉えること（500 万未満＝1、それ以外＝0）、（500 万～1 千万ができた。

未満＝1、それ以外＝0）、（1 千万～5 千万未満＝1、第 2 因子は、「事業所における介護および人材育

それ以外＝0）とするダミー変数を採用する。職員

成のビジョンについて明確に提示する」、「採用時数は、「正社員全体の人数＋非正社員の人数」の計に採用後の処遇やキャリア形成について説明して算により新たに作成した変数を用いる。

いる」から主に構成され、事業所がどのような考

図表 1．ヘルパー確保への取り組みの記述統計量

度数（N＝571）
福祉系大学・専門学校等の教育機関との連携を強めて いる

平均値

標準偏差

2.3

1.3

募集する際に、以前より職員や知人から声かけを多くしている

4.1

0.9

事業所における介護および人材育成のビジョンについて明確に提示する

3.1

1.1

採用時に採用後の処遇やキャリア形成について説明している

3.3

1.1

自社で 資格取得講座を開講し、修了者から採用する

1.9

1.1

ヘルパー募集の際に以前より給与を高く設定して いる

2.2

1.1

ヘルパー募集に以前よりコストをかけている

2.3

1.1

ヘルパーの確保のために求人広告に力を入れている

2.6

1.1

注：回答を5段階で得点化してい る

図表 2．ヘルパー確保に関する因子分析結果

第1因子

第2因子

共通性

ヘルパー募集に以前よりコストをかけている

0.897-0.0190.792

ヘルパー確保のために求人広告に力を入れている

0.736

0.003

0.543

ヘルパー募集の際に以前より給与を高く設定している

0.430

0.042

0.199

事業所における介護および人材育成のビジョンについて明確に提示する-0.066

0.704

0.467

採用時に採用後の処遇やキャリア形成について説明している-0.029

0.662

0.425

自社で資格取得講座を開講し、修了者から採用する

0.174

0.330

0.179

福祉系大学・専門学校等の教育機関等との連携を強めている

0.263

0.312

0.223

募集する際に、以前より職員や知人から声かけを多くしている

0.067

0.222

0.064

因子寄与

1.851

1.456

注：主因子法、プロマックス回転による。因子負荷0.40以上に下線を付した

18

介護経営

第７巻 第１号 ２０１２年１１月

え方に基づき事業を行っているのかを明示すると同行指導を行っている」、「働き方や仕事内容、「情報提供重視型」対策をあらわしていると考えキャリアについて上司と相談する機会を設定してられた。

いる」、「事故やトラブルへの対応体制を整えてい次に、ヘルパーの定着への取り組みについては、る」、「ヘルパーが事業所と連携しやすい環境があ

3 つの因子が抽出された（図表 4）。記述統計量はり、必要に応じた対応がとれる体制を整備してい図表 3 に示すとおりである。第１因子は、「サービる」から主に構成されており、ヘルパーの能力向ス提供責任者がヘルパーの育成を行うようにして上を重視する「能力向上重視型」対策だと捉えるいる」、「介護の能力を適切に評価し、教育・指導ことができた。なお、「事故やトラブルへの対応体に反映している」、「実務のなかで、上司や先輩か制を整えている」、「ヘルパーが事業所と連携しやら指導を受ける機会を設定している」、「介護能力すい環境があり、必要に応じた対応がとれる体制の向上に向けた研修を充実化している」、「各種マを整備している」については、ヘルパーの円滑なニュアルを整備・活用している」、「介護の能力向

業務遂行のための組織的な支援体制の整備と捉え上を意図した配置・仕事を割り当てている」、「介ることができるが、これらは、研修内容やマニュ

護保険制度や関係法令の改正情報を周知していアル内容とも関連していると考えられることから、

る」、「サービス提供開始前のオリエンテーション「能力向上重視型」対策をあらわしていると考え

図表 3．ヘルパー定着への取り組みの記述統計量
度数
平均値 標準偏差（N＝535）
介護の能力を適切に評価し、教育・指導に反映している

3.79

1.05

介護の能力向上を意図した配置・仕事を割り当てている

3.95

1.14

介護能力の向上に向けた研修を実施している

3.93

1.05

実務のなかで、上司や先輩から指導を受ける機会を設定している

4.12

1.04

公的な助成金制度(キャリア形成促進助成均等)を利用する

2.27

1.09

介護能力の伸びを評価する処遇制度を採り入れている

2.68

1.20

サービス提供責任者がヘルパーの育成を行うようにしている

4.16

1.08

介護保険制度や関係法令の改正情報を周知している

4.10

0.92

働き方や仕事内容、キャリアについて上司と相談する機会を設定している

4.04

1.03

介護の能力を適切に評価し、給与等に反映している

3.12

1.28

採用後に事業所におけるキャリアパス(昇給・昇格のイメージ)を明示している

2.75

1.24

経営者・管理者と従業員が経営方針・ケア方針を共有している

3.98

1.06

ヘルパーにも手順書の作成や他のヘルパー指導に関わらせるなど、やりがいを高めるための諸業務を割り振っている

3.61

1.24

勤務時間帯(シフト)を決める際に労働時間に融通を利かせている

4.59

0.89

各種マニュアルを整備・活用している

4.52

0.74

サービス提供開始前のオリエンテーションと同行指導を行っている

4.61

0.80

ヘルパーが事業所と連携しやすい環境があり、必要に応じた対応がとれる体制を整備している

4.64

0.70

サービス提供責任者や他のヘルパーと日常的に利用者情報を交換できる機会を設ける

4.66

0.72

上司や先輩に仕事上の相談ができる機会を設定している

4.44

0.87

職場内の仕事上のコミュニケーションの円滑化を図っている

4.53

0.77

福利厚生を充実させ、職場内の交流を深めている

3.70

1.19

子育て支援(子ども預かり所の設置・保育費支援等)を行っている

1.87

1.16

賃金・労働時間等の労働条件を改善している

3.29

1.25

介護事故や腰痛を予防するための教育や福祉機器を整備している

3.04

1.23

事故やトラブルへの対応体制を整えている

4.53

0.79

定期的な健康診断を実施している

4.41

1.03

悩み・不満・不安などの相談窓口(メンタルヘルスケア)を実施している

3.63

1.13

介護経営

19

第７巻 第１号 ２０１２年１１月られる。

用条件整備型」対策だと考えられる。

第 2 因子は、「採用後の事業所におけるキャリア

第 3 因子は、「職場内の仕事上のコミュニケーシ

パス（昇給・昇格のイメージ）を明示している」、

ョンの円滑化を図っている」、「サービス提供責任「介護の能力を適切に評価し、給与等に反映して者や他のヘルパーと日常的に利用者情報を交換でいる」、「介護能力の伸びを評価する処遇制度を取きる機会を設けている」、「上司や先輩に仕事上のり入れている」、「子育て支援（子ども預かり所の相談ができる機会を設定している」から主に構成

設置・保育費支援等）を行っている」、「賃金・労され、職場内の円滑な人間関係の形成を重視する

働時間等の労働条件を改善している」、「公的な助「人間関係重視型」対策をあらわしていると考え成金制度（キャリア形成促進助成金等）を利用すられる。

る」から主に構成され、雇用条件を充実させる「雇図表 4．ヘルパー定着に関する因子分析結果

第1因子
サービス提供責任者がヘルパーの育成を行うようにしている

0.694

第2因子 第3因子-0.069-0.103共通性
0.365

介護の能力を適切に評価し、教育・指導に反映している

0.643

0.135

-0.142

0.395

実務のなかで、上司や先輩から指導を受ける機会を設定している

0.601-0.005

0.021

0.376

介護能力の向上に向けた研修を実施している

0.599-0.001-0.0450.325

各種マニュアルを整備・活用している

0.592-0.118

0.063

0.357

介護の能力向上を意図した配置・仕事を割り当てている

0.583

0.126

-0.0230.399

介護保険制度や関係法令の改正情報を周知している

0.559

0.003

-0.031

0.293

サービス提供開始前のオリエンテーションと同行指導を行っている

0.505-0.100

0.062

0.265

事故やトラブルへの対応体制を整えている

0.461-0.155

0.201

0.325

働き方や仕事内容、キャリアについて上司と相談する機会を設定している

0.411

0.104

0.198

0.373

ヘルパーが事業所と連携しやすい環境の整備

0.407-0.193

0.394

0.468

勤務時間帯(シフト)を決める際に労働時間に融通を利かせている

0.384-0.038

0.197

0.271

経営者・管理者と従業員が経営方針・ケア方針を共有している

0.328

0.271

0.123

0.339

採用後に事業所におけるキャリアパスを明示している-0.0140.728-0.0720.503

介護の能力を適切に評価し、給与等に反映している-0.0290.709-0.0260.481

介護能力の伸びを評価する処遇制度を取り入れている

0.162

0.557

-0.1560.361

子育て支援(子ども預かり所の設置・保育費支援等)を行っている-0.181

0.459

0.054

0.175

賃金・労働時間等の労働条件を改善している

0.021

0.436

0.181

0.273

公的な助成金制度(キャリア形成促進助成金等)を利用する-0.0680.422-0.0490.156

福利厚生を充実させ、職場内の交流を深めている-0.077

0.376

0.375

0.293

ヘルパーにも指導育成に関わらせるなど、やりがいを高める諸業務を割り振っている

0.168

0.271

0.083

0.177

介護事故や腰痛を予防するための教育や福祉機器を整備している

0.198

0.258

0.089

0.191

悩み・不満・不安などの相談窓口(メンタルヘルスケア)を』実施している

0.193

0.207

0.166

0.201

職場内の仕事上のコミュニケーションの円滑化を図っている-0.085

0.023

0.861

0.659

他のヘルパーと日常的に利用者情報を交換できる機会を設けている

0.053-0.117

0.698

0.508

上司や先輩に仕事上の相談が出来る機会を設定している

0.055

0.046

0.684

0.541

定期的な健康診断を実施している

0.129

0.115

0.181

0.116

5.84

3.416

4.641

因子寄与
注：主因子法、プロマックス回転による。因子負荷0.40以上に下線を付した

20

3.2

介護経営

ヘルパーの確保と定着の規定要因

第７巻 第１号 ２０１２年１１月をもつ。このことは、能力向上を重視した取り組

それでは、1 年後に予想される定着人数を被説明

みは、定着に好影響をもたらすことを示している変数とする重回帰分析の結果をみよう。記述統計といえる。一方、雇用条件整備型の取り組みは、

量は図表 5 に示すとおりである。訪問介護事業所

定着状況に対してマイナスに有意な影響をもつ。

の属性の変数を統制したうえでも、次の分析結果

このことは、雇用条件の整備を重視した取り組みが得られた（図表 6）。モデル 1 の結果をみると、は、ヘルパーの定着にあまり効果的でないことをヘルパーの確保への取り組み（募集コスト重視型）、示している。事業所属性との関係では、事業所の（情報提供重視型）という 2 つの尺度のうち、募職員数が多いことはヘルパーの定着状況にプラス

集コスト重視型のみが、定着状況に対してプラスに有意な影響を持つ。職員数が多ければ柔軟に勤に有意な影響をもつ。

務シフトを組むことが可能である。また、事業所

モデル 2 の結果によれば、ヘルパーの定着へのの経営面では規模の経済性がはたらき、職員の雇取り組み（能力向上重視型）、（雇用条件整備型）、用環境の改善や労働条件の向上に結びつく可能性（人間関係重視型）の 3 つの尺度のうち、能力向も高くなる。

上重視型は定着状況に対してプラスに有意な影響

図表 5．重回帰分析の記述統計量

度数

最小値

最大値

平均値

標準偏差

確保(募集コスト重視型)

535

-4

1

0

0.93

確保(情報提供重視型)

535

-2

2

0

0.9

定着(能力向上重視型)

535

-4

1

0

0.92

定着(雇用条件整備型)

571

-1

2

0

0.92

定着(人間関係重視型)

571

-2

2

0

0.82

民間企業ダミー

646

0

1

0.58

0.49

社会福祉協議会ダミー

646

0

1

0.09

0.29

社会福祉法人ダミー

646

0

1

0.13

0.34

医療法人ダミー

646

0

1

0.06

0.23

NPOダミー

646

0

1

0.06

0.23

社団・財団法人ダミー

646

0

1

0.02

0.14

協同組合ダミー

646

0

1

0.03

0.17

介護事業収入500万円未満ダミー

646

0

1

0.16

0.37

介護事業収入500～1千万円未満ダミー

646

0

1

0.11

0.32

介護事業収入1千万～5千万円未満ダミー

646

0

1

0.57

0.49

職員数

617

2

294

19.58

20.93

正社員数

633

0

39

3.52

3.25

別事業所の有無ダミー

644

0

1

0.32

0.47

注：度数について、確保、定着は、あてまるものを選んで回答しているため度数は異なる。職員数と正社員数は、非正社員数によって度数が異なる。

介護経営

21

第７巻 第１号 ２０１２年１１月

図表 6．定着状況に影響する規定要因

被説明変数＝1年後に定着している人数

モデル1
標準化係数

モデル2
ｔ値

標準化係数

ｔ値

定着の取組み(能力向上重視型)

0.241

5.238**

定着の取組み(雇用条件整備型)-0.145­2.905**確保の取組み(募集コスト重視型)

0.241 4.773**

確保の取組み(情報提供重視型)-0.08-1.586定着の取組み(人間関係重視型)

0.072

1.398

民間企業ダミー-0.244-1.444-0.247-1.481

社会福祉協議会ダミー

0.047

0.434

-0.002-0.02

社会福祉法人ダミー-0.011-0.065-0.029-0.237

医療法人ダミー-0.117-1.25-0.095-1.026

NPOダミー-0.03-0.344-0.052-0.591

社団・財団法人ダミー-0.01-0.163-0.023-0.376

協同組合ダミー-0.017-0.24-0.021-0.306

介護事業収入500万円未満ダミー-0.07-1.119-0.101-1.591

介護事業収入500～1千万円未満ダミー-0.064-1.103-0.038-0.661

介護事業収入1千万～5千万円未満ダミー-0.065-0.81-0.056-0.839

職員数

0.064

1.17

0.12

2.175*

正社員数-0.029-0.554-0.059-1.135

別事業所の有無ダミー

0.051

1.133

0.049

1.067

定数項

8.062**

8.084**

N

501

475

F値

4.506**

5.339**

調整済みR2乗

0.095

0.128

注：**：p<0.01 *：p<0.05
モデル１：ヘルパー確保への取り組みの抽出因子を用いた分析
モデル2：ヘルパー定着への取り組みの抽出因子を用いた分析

４．考察などの取り組みを重視している可能性が示唆され

4.1

た。

ヘルパーの確保と定着への取り組みの現状

ヘルパーの確保と定着の取り組みの現状を分析

また、人材募集の方法については、「職員の知人した結果、次の内容が明らかになった。ヘルパーや友人」といった“人的つながり”より、「求人広確保への取り組みでは、人材募集に際して、求人告」などの“フォーマルな媒体”を通じて募集を広告費等にコストをかけることを重視しているこ行う傾向が指摘できる。これに対し、労働者と仕とが明らかになった。なお、冒頭で述べたように、

事を結びつけるジョブ・マッチング過程の研究で介護の現場では 1 年未満に離職する早期の離職者

は、親戚や友人などの個人的に知っている個人をが多いため、事業者は、一旦確保したヘルパーに指す「人的つながり」が、広告、公共職業安定所、

定着してもらえるよう、採用時の面接で経営方針

民間の斡旋・紹介所などの「フォーマルな方法」

やキャリア支援に関する情報提供をしっかり行う

より重要な役割を果たすことが明らかになってい

22

介護経営

第７巻 第１号 ２０１２年１１月

る 14）。介護業界は転職者が多いため、募集方法がパーにとって、就職後に雇用条件を整備すること

転職結果に及ぼす影響を分析することは重要な課

は、定着にあまり効果的にはたらかないという可題であるといえよう。

能性が示唆された。今後は、就業形態別に定着へ

ヘルパーの定着への取り組みについては、能力の取り組みの効果を検証することが課題である。

向上型、雇用条件整備型、人間関係重視型の雇用管理の取り組みが重視されていた。夜勤勤務や交５．結論

替制勤務が通常であり、チームで仕事を行う入所

訪問介護分野では、サービス内容の多様化と認型施設の場合、勤務シフトの組み方や円滑な人間知症対策や医療ニーズの高い者への対応など、サ関係の形成に役立つ雇用管理の取り組みが、介護ービス内容の高度化が進んでいる。ニーズに対応

職員の確保と定着に好影響を及ぼすことが指摘さするサービスを提供するヘルパーを確保するため

15）。もちろん、訪問介護分野でもこれらに、職業能力の向上は欠かせない。ヘルパー募集

は重要な要因であると考えられるが、ヘルパーのの際、豊富で幅広い人材を集めるためにコストを仕事は、先輩や同僚のアドバイスを仕事中に受けかけることや、入職後の能力向上の取り組みを積るといった現場での継続的なスキルの向上が困難

極的に実施することは、ヘルパーの確保と定着にであることが多い。そのため能力向上は、ヘルパ

一定の効果を発揮していた。今後、募集方法を工ーにとって安心して職務を遂行するうえでとりわ

夫すること、ヘルパーが職務能力を高めることがけ重要な要素であり、定着にも好影響を与えるこできるよう能力開発の機会を設けることで、ヘルとが示唆された。

パーの確保と定着に一定の効果を期待できる可能れている性が示唆された。
4.2

ヘルパーの確保と定着の規定要因

ヘルパーの確保と定着を規定している要因を検参考文献証した結果、確保への取り組みのうち、募集コス

1）中央福祉人材センター・バンク：職業紹介実績

ト重視型のみが有意にプラスの影響をもつことが報告．

明らかになった。このことから、豊富な人材を募

2）厚生労働省：平成 23 年賃金構造基本統計調査：集するためにコストをかけることは、ヘルパーの2011．

確保に好影響を与える可能性が示唆された。

3）介護職員は、介護労働安定センター、介護労働

また、ヘルパー定着への取り組みでは、能力向実態調査結果による．

上重視型がヘルパーの定着に好影響を与えること

4）産業計は、厚生労働省、雇用動向調査による．

が明らかになった。一方、雇用条件整備型は定着

5) 財団法人介護労働安定センター：平成 22 年度にあまり効果的でないという結果を得た。介護職

介護労働実態調査：2010．

員の就業形態は、正社員と契約社員、臨時的雇用

6) 財団法人介護労働安定センター：平成 21 年度

者、パートタイム労働者などの非正社員に分類さ介護労働者の就業実態と就業意識調査結果：2010．

れ、ヘルパーは、「非正社員」の占める割合が 8 割

7) 厚生労働省：平成 18 年を超えて圧倒的に多い。ヘルパーが「現在の仕事保障に関する意識等調査報告書：2008．

を選んだ理由」をみると、非正社員では、「働きが8) 内閣府：介護保険制度に関する世論調査

いのある仕事だと思ったから」に次いで、「自分や22 年 9 月調査：2010．

高齢期における社会平成

家族に都合のよい時間(日）に働けるから」が多い

9） 厚生労働省労働基準局：訪問介護労働者の法

16）

定労働条件の確保のために．

程度希望条件を満たす事業者を選んで就職してい10）厚生労働省職業安定局：介護分野における雇る可能性が高い。そのため、非正社員が多いヘル

用管理モデル検討会【訪問介護】：2007 年 6 月．

。すなわち非正社員は、応募の段階ですでにある

介護経営

23

第７巻 第１号 ２０１２年１１月

11）西川真理子：介護労働者の確保・定着に向け

制度：管理者の役割、ヘルパーの能力開発と雇用て－平成 19 年度介護労働実態調査データが示す課

管理、勁草書房、3‐18：2009．

題と方向性－、労働政策研究報告書

14）渡辺深：転職方法－就業情報が転職結果に及№113、35‐

62：2009．

ぼす影響－、組織科学、25（4）、72－84：1992．

12）堀田聡子：施設系事業所における介護職のス

15）宮本恭子：介護職員の勤続年数に影響する規

トレス軽減と雇用管理、労働政策研究報告書№113、

定要因の実証分析、介護経営、6（1）：2－15：2011．

84‐112：2009．

16）介護労働安定センター：平成 21 年度事業所に13）佐藤博樹：ヘルパーの能力開発と雇用・処遇

おける介護労働実態調査結果：2010．

Abstract
This study was aimed at analyzing the current measures that home care service companies took tosecure and establish home helpers and it was also aimed at clarifying factors to determine homehelpers’ securement and establishment.
We first performed an exploratory factor analysis to easily construe replies to the questionnaires on
measures to secure and establish home helpers. We then adopted scales that the factor analysis
revealed as explanatory variables to clarify above determinant factors by multiple linear regression
analysis.
As a result， two factors of “emphasis on costs for recruitment” and “emphasis on providing
information” were extracted regarding helper securement， while helper establishment were found to
involve three factors: “enhancement of education and training，”“upgrading of employment terms，”and “emphasis on human relationships.” In conclusion， concerning factors to determine helper
securement and establishment， the establishment was influenced by “emphasis on costs forrecruitment，” “enhancement of education and training，” and “upgrading of employment terms.”

24

介護経営

第７巻 第１号 ２０１２年１１月［研究論文］
在宅家族介護者の介護関連デイリー・ハッスルの関連要因の検討

著者

：中島

共著者：桐野望（岡山県立大学大学院

匡史

實金

栄

中嶋

和夫

（岡山県立大学

保健福祉学研究科博士後期課程）（岡山県立大学

保健福祉学部）（岡山県立大学

保健福祉学部）
保健福祉学部）

抄録
本研究は、在宅で高齢者を介護する家族における介護関連デイリー・ハッスルの関連要因を、性差を考慮して検討することを目的とした。調査には在宅介護支援事業所を利用する家族介護者 399 名が参加した。
調査内容は、家族介護者と要介護高齢者の属性、家族・専門職との関係性、結合型 SC、マッチドサポート、
介護関連デイリー・ハッスルで構成した。構造方程式モデリングによるパス解析（多母集団同時解析）の結果、介護関連デイリー・ハッスル（経験頻度）は、男性では「親族・家族」「親族等を除くインフォーマ
ル・ネットワーク」、女性では「親族・家族」「フォーマル・ネットワーク」からのマッチドサポートにより軽減することが示された。さらに家族や専門職との関係性や地域の繋がりの強化が、家族介護者のニーズに合ったサポート受領の促進要因となることが明らかとなった。以上より、家族介護者の性差を考慮した支援体制の整備の必要性が示唆された。

キーワード：家族介護、性差、介護関連デイリー・ハッスル、マッチドサポート、専門職との関係性

従来の研究によると、高齢者虐待の発生要因と

１．緒言
高齢社会白書（2012 年）によれば、2011 年 11

して介護負担が重視されているが 4）～6）、介護負担

月時点の高齢化率は 23.3%とおよそ 4 人に 1 人が高は特に男性介護者の増加といった介護者モデルの齢者となり、そのうち要介護高齢者は約 423 万人

変容が顕在化する中で多様化しはじめている 7）～9）。

（約 14％）に達している 1）。従来、要介護高齢者

たとえば、男性は介護だけではなく家事に困難をの介護は主に家族がその役割を担ってきた。しか感じていること 7）8）、また誰かに援助を求める行動

し、核家族化の進展や人間関係の希薄化、地域でが少ないこと、などが指摘されており、新たな介の相互扶助機能の低下などを背景に、わが国では護者としての男性は、本人も気づかないうちに介2000 年に介護保険制度が導入され、高齢者を社会護を抱え込み、負担が増大してしまうことなどが全体で支える仕組みの整備が継続して志向されて知られている 7）、10）11）。さらに従来の研究では、介いる。他方、高齢者を介護する家族による虐待事

護負担は周囲からのサポートが適切になされるこ

例が多数報告されるなど、いまだ高齢者とその家とで軽減化されるとされ 12）～16）、とりわけ家族や族を支える仕組みには問題を残している 2）。なお、別居親族からの情動的なサポートや、相談相手が家族による高齢者虐待の性別構成をみると、それいるといったインフォーマルなサポートが介護者

2）は男性が約 6 割と 、同居家族介護者に占める男性の負担の軽減に役立つとされている 12）～14）、16）。しの割合（約 3 割）3）からみても非常に大きい数値とかし、その効果については必ずしも一貫した知見なっている。

が得られているわけではない 15）。その理由のひと

介護経営

25

第７巻 第１号 ２０１２年１１月

つとして、サポートに関する測定方法が研究者に査の趣旨、倫理的配慮に関する書面を各事業所のより異なることが指摘できよう。Cohen ら（1984）

職員に配布し、同意が得られた場合にのみ、家族の研究では、「援助要請者の援助ニーズとの適合に対する調査の趣旨、倫理的配慮が記載された調性が高いサポートほど、有用性が高い」というサ

査票と糊付きの返信用封筒を送付し、職員に家族

ポートのマッチング仮説が提案されており 17）、さへの調査票配布を依頼した。調査票の回収方法に

らに Antonucci（1985）は、「援助する意図で行わ

ついては、郵送法と留め置き法を採用した。いずれた行動でも相手に否定的な効果を与えることがれの場合も、記入後のアンケートは回答者自身で18）。つまり、介護者自身が返信用封筒に厳封し、提出するよう依頼した。調必要なときに必要なサポートを要請し、その結果

査期間は、2011 年 12 月～2012 年 1 月、2012 年 5

満足のいくサポートが得られるような場合、本当月～2012 年 6 月のそれぞれ約 2 ヶ月間とした。調の意味で介護者への助けとなり得るものと推察さ

査票は 761 家族に配布し 399 部が回収できた（回れる。しかし、これらの知見を踏まえて介護者の収率 52.4%）。調査にあたっては、著者らが所属すサポートと負担感との関連性を検討した研究はほる機関の倫理審査委員会の審議を受けた。

ある」と指摘している

とんど見当たらない。また、山口ら（1991）や末木（2008）は、援助要請に関する研究においてサポーターとなる相手との関係性が重要であること
19）20）

2.2

調査内容

家族介護者の属性（性別、年齢、続柄、家族構。このことは介護者とサポー

成、就労状況、介護期間）、要介護高齢者の属性（性トを提供する周囲の人々との関係性を考慮するこ別、年齢、要介護度）、介護関連デイリー・ハッスとが、結果として、より現実に即した知見の提供

ル（経験頻度・ストレス強度）、マッチドサポート、につながることを示唆しているものと言えよう。

家族関係、結合型ソーシャル・キャピタル、専門を指摘しているそこで本研究では、今後の家族介護者への支援

職との関係性に関して回答を求めた。

向上に資する資料を得ることをねらいとして、高

介護関連デイリー・ハッスルは、著者ら（2012）

齢者の在宅家族介護者を対象に、介護に関する困によって既に妥当性と信頼性が確認されているりごと（介護関連デイリー・ハッスル）と家族自「介護関連デイリー・ハッスル尺度」を使用して身の援助要請によるニーズに即したサポート

測定した 9）。本尺度は、「要介護者との関わり（6（matched support：マッチドサポート）の受領、項目）」、「家事労働（3 項目）」、「社会資源の活用困

さらにその背景要因（周囲の人々との関係性）と難（6 項目）」、「時間的制約（3 項目）」の 4 要素、の関連性を検討することを目的とした。なお、本計 18 項目で構成されている。回答と得点化につい21）22）

や、ては、まず経験頻度について「0 点：全くない」か

積極的に援助を求めようとしない男性の特徴を考ら「3 点：いつもある」の 4 件法で回答を求め、さ研究では、介護負担感の性差に関する研究

慮して23）24）、男女別に上記の関連性の検討をすることとした。

らに経験によって生じるストレス強度について「0点：困っていない」から「3 点：非常に困っている」の 4 件法で回答を求めた。得点が高いほど、スト

２．方法

レッサーの経験頻度が高く、またそれに対してス

2.1

トレスを強く感じていることを意味している。

方法と対象

本研究では、上記の関連性（仮説）を実証的にマッチドサポートは、著者らが独自に項目を準検討するために、無記名の質問紙調査を行った。

備して測定した。測定項目は、野口（1991）の「ネ調査は、A 県および B 県内の居宅介護支援事業所をットワークのうちサポーティブなものは、構造と利用する高齢者の家族を対象に、当該事業所の協機能の両面を含む点で実践的な場面での有効性を力を得て行った。調査にあたっては、調査票と調もつ」という指摘 25）や従来の研究 26）～29）を参考に、

26

介護経営

第７巻 第１号 ２０１２年１１月

サポートの構造的側面（ネットワーク）に着目し、談した問題を解決してくれる」などの「信頼感（3サポートを提供してくれる対象を配偶者や自分の項目）」、「時間をとらせるのは申し訳ない」などの子ども等の「親族・家族（4 項目）」、友人や近隣の「遠慮・抵抗（4 項目）」、「秘密が守られるかどう

人々等の「親族等を除くインフォーマル・ネット

か心配だ」などの「懸念・不安（3 項目）」の 3 因ワーク（4 項目）」、行政・医療・介護関係機関の職

子、計 10 項目で構成した。回答は「0 点：まった員等の「フォーマル・ネットワーク（3 項目）」の

くあてはまらない」から「3 点：よくあてはまる」

3 つの要素で構成した。なお、サポートにはネガテの 4 件法で求めた。そのため、「信頼感」では得点18）、本研究においが高いほど専門職に対する信頼や安心の程度が高17）の内容を考慮

くなる半面、「遠慮・抵抗」や「懸念・不安」ではし、介護者が望んだサポートを受領できたかどう

得点が高くなるほど専門職に対するネガティブなかを尋ねることとした。そのため質問紙では、前イメージが高くなるよう設定されている。

ィブなサポートもあることからては、サポート・マッチング理論

述の対象にサポートを要請した結果、満足のいく
助けが得られたかについて回答を求めた。具体的

2.3

分析方法

には、助けに「応じてくれなかった」、「応じてく本研究では、あらかじめ理論に基づく仮説をたれたが、やや不満」、「応じてくれて、満足した」、て、その仮説（モデル）を実際のデータで検証す「応じてくれて、大変満足した」の 4 件法で回答る方法を用いた。具体的には、Lazarus ら（1984）を求め、分析の際には、「応じてくれなかった」のストレス認知理論 36）に基づき、また Pearlin ら「応じてくれたが、やや不満」を 0 点、
「応じてく（1990）の Stress Process Model を参考にしながれて、満足した」を 1 点、「応じてくれて、大変満ら 37）、マッチドサポートが介護関連デイリー・ハ

足した」を 2 点に得点化し、得点が高いほど、助ッスルの経験頻度に影響し、さらに経験頻度が対けが必要な時に必要なサポートを得られたことを応するストレス強度に影響を及ぼすといった因果意味するよう設定した。

関係モデルに、介護者と周囲の人々との関係性で家族関係は、田口ら（2009）の「家族関係尺度」
30）

ある「家族関係」、「結合型 SC」、「専門職との関係を用いて測定した。この尺度はすでに信頼性と性」をマッチドサポートの背景要因として配置し、内容的妥当性が検討されており、「凝集表出性（6またマッチドサポート、介護関連デイリー・ハッ項目）」と「葛藤性（4 項目）」の 2 因子、計 10 項

スルとの関連性が指摘されている 9）、25）、38）39）「介目で構成されている。回答は 4 件法で求め、得点

護者の年齢」、「要介護度」を統制変数として設定が高いほど家族内の凝集性・表出性が高く、またし、構造方程式モデリングによるモデルの検討（男怒りなどを表に出せないといった葛藤性が高いこ女による多母集団同時解析）を行った。なお、モとを意味するよう設定している。

デルの検討に先立ち、分析に使用する変数（尺度）

結合型ソーシャル・キャピタル（結合型 SC）は、
31）の妥当性（因子構造からみた構成概念妥当性）とを信頼性（内的整合性）について、前者は構造方程測定する 2 変数を用いて測定した。2 変数のうち、

式モデリングを用いた確認的因子分析により、後「近所づきあいの程度」は 4 件法で、「地縁的な活者はクロンバックのα係数により検討した。また

動への参加状況」は 7 件法で回答を求め、得点が分析にあたっては、標本数の関係上、介護関連デ高いほど近所づきあいが深く、地縁的な活動へのイリー・ハッスル、マッチドサポート、家族関係、参加頻度が高いことを意味するよう設定している。

専門職との関係性に関するそれぞれの因子につい専門職との関係性は、著者らが独自に項目を準て当該因子に所属する項目の合計得点を使用し、備して測定した。測定項目は、援助要請態度や被介護関連デイリー・ハッスルに関しては元々高次

日本総合研究所（2008）のボンディング指数

援助志向性に関する先行研究を参考に

32）～35）、「相の概念を仮定しているが 9）、本研究では下位要素

介護経営

27

第７巻 第１号 ２０１２年１１月（因子）ごとの関連性を詳細に検討することとし性では 60.7 歳であった。介護期間は平均 57.8 ヵ

た。

月であり、男性では 60.0 ヵ月、女性では 56.9 ヵ以上の因果関係モデル等のデータに対する適合月であった。就労状況は、全体では 55 名（35.0%）

性は、CFI と RMSEA で評価した。一般的に、CFI はが、男性では 18 名（39.1%）、女性では 37 名（33.3%）

0.9 以上、RMSEA は 0.10 以下であればモデルは妥が常勤もしくは非常勤で働いていた。要介護者か40）41）。パラメータの推定にらみた介護者の続柄は、男性では「息子」が最もは最尤推定法を採用し、パスの有意性の判定は、多く 33 名（71.7%）、女性では「息子の配偶者（嫁）」検定統計量の絶対値が 1.96 以上（有意水準 5％）が 48 名（43.2%）、「娘」が 35 名（31.5%）の順でを示したものを統計学的に有意であると判断した。

あった。家族構成では、全体および男性、女性に以上の分析には、所蔵の統計ソフト SPSS12.0J な

おいても「二世代世帯」が約半数と最も多く、次らびに Amos5.0 を用いた。なお本研究では、65 歳に男性では「夫婦のみ世帯（11 名･23.9%）」が、女以上かつ要介護度 1 以上の高齢者を同居で介護し性では「三世代世帯（31 名･27.9%）」が多くなってている家族で、分析に使用する変数に欠損値の無いた。要介護者の平均年齢は 85.6 歳（標準偏差 7.5）

い 157 名を分析対象とした。

であり、性別については、男性介護者は大半が女当であると判断される性を介護しており（39 名･84.8%）、女性介護者も女
３．結果性を介護している者が 6 割とやや多かった。要介

3.1

護者の要介護度は、全体では「要介護 2」が 49 名

対象者の属性等の分布（図表 1）

対象者の性別は、男性 46 名（29.3%）、女性 111（31.2%）と最も多く、男性では「要介護 1」と「要名（70.7%）であった。介護者の平均年齢は 62.0

介護 2」が同程度（それぞれ 12 名･26.1%）であり、歳（標準偏差 10.2）であり、男性では 65.1 歳、女

女性では「要介護 2（37 名･33.3%）」が多かった。

図表 1．対象者の属性等の分布（n=157）

介護者の平均年齢
要介護者の平均年齢
平均介護期間
就労状況
要介護者からみた続柄

家族構成

要介護者の性別
要介護者の要介護度

単位：人数( % )常勤・非常勤
無職
配偶者
息子
娘
息子の配偶者（嫁）孫その他
夫婦のみの世帯
二世代世帯
三世代世帯
四世代世帯
その他の世帯
男性
女性
要介護１
要介護２
要介護３
要介護４
要介護５

全体（n=157）
62.0±10.2歳
85.6±7.5歳
57.8±47.6ヵ月
55 ( 35.0 )102 ( 65.0 )
36 ( 22.9 )
33 ( 21.0 )
35 ( 22.3 )48 ( 30.6 )
2 (
1.3 )
3 (
1.9 )
24 ( 15.3 )
81 ( 51.6 )
40 ( 25.5 )
8 (
5.1 )
4 (
2.5 )
50 ( 31.8 )
107 ( 68.2 )
34 ( 21.7 )
49 ( 31.2 )
29 ( 18.5 )
21 ( 13.4 )
24 ( 15.3 )男性（n=46）65.1±11.9歳
85.9±7.8歳
60.0±46.2ヵ月
18 ( 39.1 )
28 ( 60.9 )
12 ( 26.1 )
33 ( 71.7 )
― (
―)
― (
―)
1 (
2.2 )
― (
―)
11 ( 23.9 )
25 ( 54.3 )9 ( 19.6 )
― (
―)
1 (
2.2 )
7 ( 15.2 )
39 ( 84.8 )
12 ( 26.1 )
12 ( 26.1 )8 ( 17.4 )
5 ( 10.9 )9 ( 19.6 )女性（n=111）60.7±9.2歳
85.4±7.5歳
56.9±48.4ヵ月
37 ( 33.3 )
74 ( 66.7 )
24 ( 21.6 )― (―)
35 ( 31.5 )
48 ( 43.2 )
1 (
0.9 )
3 (
2.7 )
13 ( 11.7 )
56 ( 50.5 )
31 ( 27.9 )
8 (
7.2 )
3 (
2.7 )
43 ( 38.7 )
68 ( 61.3 )
22 ( 19.8 )
37 ( 33.3 )
21 ( 18.9 )
16 ( 14.4 )
15 ( 13.5 )

28

3.2

介護経営

各測定尺度の妥当性・信頼性の検討および得点分布

第７巻 第１号 ２０１２年１１月

衣類などの買い物に行く」間と、「介護を頼れる人がいない」と「家事などを頼れる人がいない」間

各測定尺度の因子構造モデルの側面からみた構の 2 箇所に、項目誤差間の相関を認めた。

成概念妥当性と、内的整合性の側面からみた信頼

なお、信頼性については、マッチドサポートの性について検討した結果を図表 2 に示した。まず「親族・家族」因子でやや値が低かったが、項目前者については、仮定した因子構造モデルのデー

数が 4 つと少ないことを考慮し、許容できる水準

タに対する適合性は、すべての測定尺度で概ね許にあると判断した。

容できる水準にあった。ただし、「専門職との関係

以上の結果を基礎に、各測定尺度の下位尺度ご性」と「介護関連デイリー・ハッスル（ストレスとの合計得点を算出したところ（図表 3）、専門職強度）」を除く 3 つの測定尺度については、修正指との関係性の「遠慮・抵抗」とマッチドサポート

標を参考に、また項目内容の類似性を考慮して、の「親族等をインフォーマル・ネットワーク」、介

項目誤差間に相関を 2 箇所認めた。具体的には、

護関連デイリー・ハッスルの「社会資源の活用困「家族関係」については、「私のうちでは、言いた

難・時間的制約（経験頻度・ストレス強度）」においことを何でも言っている」と「私の家族には、いて男女間で有意差が認められた。具体的には、一体感がある」「私の家族は、よく喧嘩をする」間

男性は女性に比べて、専門職に対しての遠慮や抵の 2 箇所、「マッチドサポート」については、「兄

抗感が大きく、友人や近隣住民等からのサポート

弟姉妹や孫」と「自分の子どもの配偶者とその親」受領が低かった。また、社会資源の活用困難と時間と、「親友」と「友人や知人」間の 2 箇所、「介間的制約に関する苛立ちごとの頻度やそれに対す

護関連デイリー・ハッスル（経験頻度）」についてるストレスが、男性は女性に比べて低い結果となは、「食事の準備や後片付けをする」と「日用品やっていた。

図表 2．各測定尺度の妥当性と信頼性の検討

家族関係尺度

因子構造
２因子
斜交モデル

χ2（df）CFI

RMSEA

82.334（32）

0.918

0.100

信頼性係数
凝集表出性：0.871
葛藤性：0.742（田口ら, 2009）※項目誤差間に２箇所相関を認めた専門職との関係性

３因子
斜交モデル

64.118(32)

0.951

0.080

信頼感：0.882
遠慮・抵抗：0.725
懸念・不安：0.796

57.632（39）

0.922

0.055

親族・家族：0.506
親族等を除くインフォーマル
・ネットワーク：0.657
フォーマル・ネットワーク：0.609※独自に作成マッチドサポート

３因子
斜交モデル

※独自に作成、項目誤差間に２箇所相関を認めた

介護関連デイリー・ハッスル
尺度（経験頻度）〃 （ストレス強度）

それぞれ
４因子
二次因子
モデル

185.933（129）

229.563
（131）

0.942

0.921

0.053

要介護者との関わり：0.728
家事労働：0.953
社会資源の活用困難：0.641
時間的制約：0.687
全18項目：0.766

0.069

要介護者との関わり：0.818
家事労働：0.880
社会資源の活用困難：0.783
時間的制約：0.733
全18項目：0.896（Nakashima et al., 2012）※経験頻度に関しては、項目誤差間に２箇所相関を認めた

介護経営

29

第７巻 第１号 ２０１２年１１月

図表 3．対象者の各尺度得点の平均値（n=157）
全体（n=157）
男性（n=46）
女性（n=111）
有意差
平均値 標準偏差 平均値 標準偏差 平均値 標準偏差
家族関係
凝集表出性
12.2 ( 3.9 )12.5 ( 4.0 )12.1 (
葛藤性7.8 ( 2.9 )
8.4 ( 2.1 )7.6 (専門職との関係性
信頼感
7.8 ( 1.6 )
7.8 ( 1.6 )
7.8 (
遠慮・抵抗
4.5 ( 2.6 )
5.4 ( 3.0 )
4.1 (
懸念・不安
1.8 ( 1.8 )
1.9 ( 2.0 )1.8 (マッチドサポート
親族・家族
1.6 ( 1.4 )
1.7 ( 1.6 )1.5 (親族等を除くインフォーマル・ネットワーク
1.3 ( 1.4 )
0.9 ( 1.3 )1.4 (フォーマル・ネットワーク
2.1 ( 1.4 )
2.2 ( 1.4 )
2.1 (
介護関連デイリー・ハッスル（経験頻度）
要介護者との関わり
5.8 ( 3.7 )
5.4 ( 3.7 )
5.9 (
家事労働
5.2 ( 3.7 )
4.9 ( 3.1 )5.3 (社会資源の活用困難
2.6 ( 2.7 )
1.9 ( 2.4 )
2.9 (
時間的制約
2.7 ( 2.2 )
2.1 ( 1.7 )
3.0 (
介護関連デイリー・ハッスル（ストレス強度）
要介護者との関わり
3.8 ( 3.5 )
3.2 ( 3.2 )
4.1 (
家事労働
1.2 ( 1.8 )
1.2 ( 1.8 )
1.2 (
社会資源の活用困難
1.8 ( 2.4 )
1.3 ( 2.1 )
1.9 (
時間的制約
1.9 ( 1.9 )
1.4 ( 1.5 )2.1 (注）有意差は男女間の平均値の比較（Mann-WhitneyのU検定）による検定結果である。*p<0.05

3.3

介護関連デイリー・ハッスルの関連要因の検討（多母集団同時解析）

3.8 )
2.9 )

n.s.
n.s.

1.6 )
2.4 )
1.6 )

n.s.

1.3 )
1.4 )
1.3 )

n.s.

3.7 )
3.9 )
2.7 )
2.3 )

n.s.
n.s.

3.7 )
1.8 )
2.4 )
1.9 )

n.s.
n.s.

*

n.s.

*

n.s.

*
*

*
*

た「親族・家族」のマッチドサポートに対しては、専門職への「遠慮・抵抗」が有意な正の関連性を

介護関連デイリー・ハッスルと関連要因（マッ（標準化係数：0.424）、「親族等を除くインフォー

チドサポート、周囲の人々との関係性）の関係に

マル・ネットワーク」のマッチドサポートに対しついて、男女別の標本に構造方程式モデリングにては、「近所付合」が有意な正の関連性を示していよるパス解析（多母集団同時解析）を行った結果、た（標準化係数：0.352）。一方女性では、介護関モデルのデータに対する適合性は良好であった

連デイリー・ハッスルのストレス強度の各要素に（図表 4）。また変数間の関連性をみると、まず男対して、対応する経験頻度が有意な関連性を示し性では、介護関連デイリー・ハッスルのストレスていた（標準化係数：0.150～0.752）。また「要介強度の各要素に対しては、家事労働を除き、対応

護者との関わり（ストレス強度）」に対しては、「時する経験頻度が有意な関連性を示していた（標準

間的制約（経験頻度）」（標準化係数：0.267）が、化係数：0.637～0.805）。また「家事労働（ストレ「家事労働（ストレス強度）」に対しては「社会資ス強度）」に対しては「社会資源の活用困難（経験源の活用困難・時間的制約（経験頻度）」（標準化

頻度）」（標準化係数：0.428）が、「社会資源の活係数：順に 0.488、0.187）が、「社会資源の活用困

用困難（ストレス強度）」に対しては「時間的制約

難（ストレス強度）」に対しては「時間的制約（経（経験頻度）」（標準化係数：0.177）が、「時間的験頻度）」（標準化係数：0.204）が、「時間的制約

制約（ストレス強度）」に対しては「社会資源の活（ストレス強度）」に対しては、「要介護者との関用困難（経験頻度）」（標準化係数：0.291）が有意

わり・社会資源の活用困難（経験頻度）」（標準化な関連性を示していた。介護関連デイリー・ハッ

係数：順に 0.104、0.230）が有意な関連性を示し

スルの経験頻度に対しては、「親族・家族」のマッていた。介護関連デイリー・ハッスルの経験頻度

チドサポートが「社会資源の活用困難」に（標準に対しては、「親族・家族」のマッチドサポートが化係数：-0.407）、「親族等を除くインフォーマ

・「時「社会資源の活用困難（標準化係数：-0.397）」

ル・ネットワーク」が「家事労働」に（標準化係

間的制約（標準化係数：-0.206）」に、「フォーマ数：-0.332）有意な負の関連性を示していた。まル・ネットワーク」のマッチドサポートが「要介

30

介護経営

第７巻 第１号 ２０１２年１１月

図表 4．介護関連デイリー・ハッスルと関連要因の関係（左図：男性 46 名、右図：女性 111 名）
凝集表出性

凝集表出性

（家族関係）（家族関係）

葛藤性

要介護者
との関わり

（家族関係）（経験頻度）

親族・家族親族等を除くｲﾝﾌｫｰﾏﾙ・ -.332-.407
ﾈｯﾄﾜｰｸ

地縁活動（結合型SC）.424（ﾏｯﾁﾄﾞｻﾎﾟｰﾄ）
R2=.152

家事労働

家事労働（ｽﾄﾚｽ強度）

R2=.187（経験頻度）

ﾌｫｰﾏﾙ・
ﾈｯﾄﾜｰｸR2=.173

.251
要介護者
との関わり
親族・家族

.428
.805
.177

R2=.283

社会資源の活用困難（ｽﾄﾚｽ強度）
R2=.792

地縁活動（結合型SC）

時間的制約

R2=.299（経験頻度）（専門職との関係性）

R2=.154

.693

時間的制約
（ｽﾄﾚｽ強度）
R2=.669

R2=.188.256

親族等を除くｲﾝﾌｫｰﾏﾙ・ﾈｯﾄﾜｰｸ-.219（専門職との
関係性）

.358
-.224

遠慮・抵抗

ﾌｫｰﾏﾙ・
ﾈｯﾄﾜｰｸ（ﾏｯﾁﾄﾞｻﾎﾟｰﾄ）

-.397

懸念・不安

（専門職との関係性）（専門職との
関係性）

.267
.150
.488

R2=.044

.187

社会資源の
活用困難 .752
-.206
-.201

R2=.234

時間的制約（経験頻度）

R2=.753

家事労働（ｽﾄﾚｽ強度）
R2=.433

社会資源の
活用困難

（経験頻度）
R2=.187（専門職との
関係性）

懸念・不安

家事労働
（経験頻度）

要介護者との関わり（ｽﾄﾚｽ強度）

R2=.089（ﾏｯﾁﾄﾞｻﾎﾟｰﾄ）
R2=.163

信頼感.734（経験頻度）（ﾏｯﾁﾄﾞｻﾎﾟｰﾄ）

近所付合

.291

（ﾏｯﾁﾄﾞｻﾎﾟｰﾄ）

遠慮・抵抗

R2=.512（経験頻度）

社会資源の
活用困難

信頼感
（専門職との関係性）

葛藤性（家族関係）（結合型SC）

R2=.253

.352

要介護者
との関わり
（ｽﾄﾚｽ強度）

R2=.310（ﾏｯﾁﾄﾞｻﾎﾟｰﾄ）

近所付合（結合型SC）.637（ｽﾄﾚｽ強度）

.104
.230

.204
.747

R2=.246

R2=.780

時間的制約（ｽﾄﾚｽ強度）
R2=.760

χ2=200.037, df=136, CFI=0.941, RMSEA=0.055
注1）統計学的に有意なパス（p<0.05）を実線で示し、非有意なパスは省略している。
なお、パス上の数値は標準化推定値である。
注2）図の煩雑化を避けるため、非有意なパスは省略し、また独立変数（背景要因）間の相関、マッチドサポートおよび介護関連デイリー・ハッスルの各要素の誤差間相関は省略している。
注3）介護者の年齢および要介護度の影響は統制している。

護者との関わり（標準化係数：-0.219）
」
・
「時間的

による介護の現状はこれまで以上に多様化してき制約（標準化係数：-0.201）」に有意な負の関連性ている。こうした状況の中、家族による高齢者虐を示していた。また「親族・家族」のマッチドサ

待は一向に減少することなく、また介護が必要なポートに対しては、家族関係の「凝集表出性」が高齢者の状態も重度化するなど、家族による介護

有意な正の関連性（標準化係数：0.251）を示しては困難を極めている。そこで本研究では、こうしおり、「フォーマル・ネットワーク」のマッチドサ

た家族介護の現状から生じるさまざまな困りごと

ポートに対しては、専門職への「信頼感」が有意（介護関連デイリー・ハッスル）に焦点を当て、な正の関連性（標準化係数：0.358）を示していた。

その軽減を図るためのマッチドサポート（被援助なお、介護関連デイリー・ハッスルの経験頻度に者のニーズに合ったサポート）の関連性とその背対して有意な関連性がみられなかったが、「親族景要因（周囲の人々との関係性）を実証的に検討等を除くインフォーマル・ネットワーク」のマッすることを目的に行った。なお、男性と女性とでチドサポートに対しては「地縁活動」が有意な正は在宅介護の状況や介護に関する困りごとやストの関連性を（標準化係数：0.256）、専門家への「懸レスが異なること 21）22）、また援助を志向する態度

念・不安」が有意な負の関連性を示していた（標にも違いがあること 10）11）、23）24）を考慮し、前記の準化係数：-0.224）。

関連性の検討は男女別に行うものとした。
本研究の結果、まず男性介護者において、「親族・家族」からのマッチドサポートが、
「社会資源

４．考察
従来の研究では、介護負担感の増大は介護者のの活用困難（経験頻度）」に有意な負の関連性を示

42）

だけではなく、高齢者

し、間接的に「社会資源の活用困難」、「家事労働」、虐待に発展するリスク要因となることが報告され「時間的制約」に関するストレス（強度）を軽減

精神的健康を悪化させる

4）～6）。最近、配偶者のみならず、息子や娘させていることが明らかとなった。従来の研究でなどの実子等による介護も一般化するなど、家族

は、インフォーマルなサポートが介護負担感を軽

てきた

介護経営

31

第７巻 第１号 ２０１２年１１月

減させるといった知見がいくつか得られており 12）

ビスを受けるためには、現状を細かく説明するこ～14）、16）、本研究の結果はそれら知見を一部支持すとが要求されるが、行政の職員や医師などを除く

るものと言えよう。また、「社会資源の活用困難と、ケアプランを立案するケアマネージャーやヘ（経験頻度）」を構成する項目は、介護や家事を頼

ルパー等介護関連施設の職員には圧倒的に女性がれる人の不在あるいは家族や近隣との付き合いの多いことも、援助を求める対象を身近な人に狭め難しさといった内容で構成されており、その意味る要因になった可能性は否定できないものと推察

では、身近な存在から必要なときに必要なサポーされた。

トを得ることが出来る状況下では、自然と「社会一方、女性介護者においては、「親族・家族」か資源の活用困難」に対する経験頻度は軽減される

らのマッチドサポートが「社会資源の活用困難」

ものと推察された。

と「時間的制約」の経験頻度に、また「フォーマなお、「親族等を除くインフォーマル・ネットワ

ル・ネットワーク」からのマッチドサポートが「要ーク」からのマッチドサポートは、「家事労働（経介護者との関わり」と「時間的制約」の経験頻度

験頻度）」に有意な負の関連性を示していたが、家と有意な負の関連性を示し、間接的に介護関連デ事労働の経験頻度はそれに対応するストレス強度

イリー・ハッスルのすべての要素のストレス（強に対して有意な関連性を示さなかった。男性にお度）を軽減させていることが明らかとなった。ないてしばしば負担になると言われる家事であるがお、上記の結果に関して、「親族・家族」からのマ

7）8）、要介護高齢者が独居でない限り（同居家族がッチドサポートが「社会資源の活用困難」の減少いる場合）は通常、訪問介護サービス等の生活援に有効であるという点は男性の結果と同様である

助を受けられないため、また男性介護者は要介護が、とりわけ親族や家族といった身近な人から必7）

高齢者と二人暮らしの場合が多いこともあり 、友要な助けが得られるという傾向は家庭内での相互人や近隣住民などの力を借りることが有効な手立扶助機能が有効に働いているものと想定でき、結てとなり得ることが示唆された。また、背景要因

果として介護保険サービスの利用や、近隣・友人に着目すると、まず「親族等を除くインフォーマ

等の家族外へ援助を求める機会が減少したためとル・ネットワーク」からのマッチドサポートは、推察された。また、「親族・家族」から必要なとき

近所付き合いを良くしている人ほど得やすいことに適切なサポートが得られることは、介護者にとが明らかとなった。このことは、近所の人と親密って心理的なゆとりと安心感につながることから、であるほど家の手伝いをしてもらいやすいという「親族・家族」からのマッチドサポートは「時間ことに加え、近所の人との関係性が良好であるほ的制約」の経験頻度と有意な負の関連性を示した

ど「介護は家族でするべきだ」という規範意識（世ものと言えよう。なお、男性介護者と異なる点と間体）を気にせず、家族以外の友人・知人等を家しては、介護保険サービスなどの「フォーマル・

に呼ぶことにも抵抗が少なかったためと推察されネットワーク」からのマッチドサポートが、要介た。次に専門職への「遠慮・抵抗」が大きい人ほ護者への直接的介護を代替するとともに、介護者

ど、親族・家族に対して積極的に支援を求め、その時間的余裕を確保し、さらに介護に関する困りの結果ニーズに合ったサポートを得ていることがごとに関連したストレスの軽減に役立つことが示示された。特に男性においては、自尊心脅威や自されたことである。従来の研究では、フォーマル・

分の介護責任を全うしたいという思いから、外部

ネットワークのサポートについて、ホームヘルプの人にサポートを頼むのをためらう傾向があるとサービス、デイサービス、ショートステイサービ

10）11）、23）24）、男性は女性に比べて、スといった介護保険サービスは介護者のストレス

地域社会サービスの利用に心配や恐れを高く感じに対して軽減効果を示さなかったとする報告 14）がることも報告されている 43）。特に公的な福祉サー

ある一方で、介護負担感に影響を及ぼす要因とし言われており32

介護経営て、利用者や専門家間のコミュニケーションの円滑化が示されている

44）。本研究では、介護負担感（ストレス）ではなくそのストレス源との関連性

第７巻 第１号 ２０１２年１１月

ク」からのマッチドサポートを多く得ていたが、介護に関わる苛立ち事や介護ストレスの軽減には役立たないことが示された。

を検討しているため一概には言えないが、専門職

以上、本研究では、要介護高齢者と同居して介に頼りたいときに頼れるといった関係がマッチド

護をする家族を対象に、彼らの性差を考慮した上サポートに反映されていることを考慮するなら、で、介護関連デイリー・ハッスルとマッチドサポ

後者の知見を支持するものと言えよう。本研究でート、またその背景要因の関連性について検討し測定した「フォーマル・ネットワーク」からのマた。本研究の結果より、まず男性介護者に関して

ッチドサポートは、体調不良時の医師による診察、は、家族介護意識や介護に対する義務感が高いこショートステイの利用などの医療・福祉サービスとを念頭におきつつも、必要に応じて親族・家族

だけではなく、専門職からの日頃の情緒的、情報外のサポートも活用できるよう、地域資源も視野的な助けやフォローアップ等も当然含まれているに入れた専門職による資源の調整が重要であるとことから、前者の知見とは異なる結果が得られた考える。また女性と比べて専門職への遠慮・抵抗ものと考えられる。

感が大きいが、男性性に裏打ちされた援助要請へ

なお、女性介護者におけるサポートの背景要因の考え方を変化させることは難しいため、男性のに着目すると、まず「親族・家族」からのマッチ

介護・福祉関連専門職の養成など、男性介護者がドサポートは、家族関係の「凝集表出性」が高い

相談しやすいような体制づくりが求められる。な

人ほど得やすいことが示された。従来の研究におお女性介護者に関しては、家族内の関係性の調整

いて、家族員同士の交流頻度の高さ・家族の凝集はもちろんのこと、介護・福祉関連専門職との信性と介護負担感の間には負の関連性があると報告

頼関係構築などソーシャルワークにおける基本的されている

45）46）。本研究において家族関係の「凝集表出性」と「親族・家族」からのマッチドサポ

な姿勢を理解し、実践することの重要性が示唆された。

ート、さらにそのサポートが介護に関する困りごとと負の関連性が示されたことから、およそ従来

謝辞の知見を支持しながらも、加えて凝集性と負担感

本研究を進めるにあたり、調査にご協力くださの間には、サポートの適切性（適切なサポートをいました関係機関の皆様ならびに家族介護者の皆受けたという知覚）が媒介していることを示すこ様に心より感謝申し上げます。また、調査に際しとができた。次に「フォーマル・ネットワーク」てお力添えをいただきました岡山県立大学保健福からのマッチドサポートは、専門職への「信頼感」

祉学部看護学科（元教授）太湯好子先生に深く感が高い人ほど得やすいことが示された。特に家族謝申し上げます。（本研究は科学研究費補助金事ではない外部の人への援助要請は、とりわけ相手業の助成を受けた研究の一部である。）との関係性が重要な要因となってくるが19）20）、女

性は男性に比べて援助を受けることに対して肯定

参考文献的であること 19）、また公的介護に対する選好度も

1)内閣府、平成 24 年版 高齢社会白書、2012

有意に高いこと 47）が報告されており、このような

2)厚生労働省、平成 22 年度 高齢者虐待の防止、専門職に対する援助要請態度が、具体的な援助要高齢者の養護者に対する支援等に関する法律に基請を促進させ、その結果サポートも良く得られたづく対応状況等に関する調査結果、2011

ものと推察される。なお地縁活動へ頻繁に参加し、

3)厚生労働省、平成 22 年 国民生活基礎調査の概また専門職に対して懸念や不安感を抱いている人況、2011ほど「親族等を除くインフォーマル・ネットワー

4)津村智恵子、星山佳治、川口毅：高齢者の虐待

介護経営

33

第７巻 第１号 ２０１２年１１月

要因の解明に関する研究、社会医学研究、21、

16)広瀬美千代、岡田進一、白澤政和：家族介護者

13-22：2003の介護に対する認知的評価に関連する要因 : 介護5)桐野匡史、矢嶋裕樹、柳漢守

他：在宅要介護に対する肯定・否定両側面からの検討、社会福祉

高齢者の主介護者における介護負担感と心理的虐学、47(3)、3-15：2006

待の関連性、厚生の指標、52(3)、1-8：2005

17) Cohen S & Mckay G: Social Support, Stress

6)新鞍真理子、荒木晴美、炭谷靖子：家族介護者

and the Buffering Hypothesis : A Theoreticalの要介護高齢者に対する身体的および心理的虐待

Analysis, Handbook of Psychology and Healthの切迫感に関連する要因、老年社会科学、31（1）、(Baum A, Taylor SE, Singer JE), Hillsdale (NJ),

21-31：2009253-267, 1984

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18) Antonucci TC: Social support : Theoretical

低減、かもがわ出版（京都）、2007

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介護者における食事の支度の困り事に関する研究、

Therapy, research, and applications. Martinus

日本地域看護学会誌、10(1)、93-99：2007

Nijhoff (Hague). 21-37, 1985

9) Nakashima N, Kunikata H, Kirino M, et al.:19)山口智子・西川正之：援助要請行動に及ぼす援The relationship between caregiving -related

助者の性、要請者の性、対人魅力、および自尊心

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127-136: 1988

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Depression, and Help Seeking : Do College Men

1991

Face Double Jeopardy?, J Couns Dev, 74(1), 70-13)藤野真子：在宅痴呆性老人の家族介護者のスト

75: 1995

レス反応に及ぼすソーシャル・サポートの効果、

24) Möller-Leimkühler AM: Barriers to help-

老年精神医学雑誌、6(5)、575-581：1995

seeking by men : a review of sociocultural and14)一瀬孝子：痴呆症高齢者の在宅介護者のストレ

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スに対する資源の軽減効果、家族関係学、18、

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27-37：1999

200215)桾本知子、佐々木実、松田俊

他：家族介護者

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としてのソーシャル・サポートの効果－、健康心

26)田中共子、兵頭好美、田中宏二：在宅介護者の理学研究、19(2)、54-61：2006

ソーシャルサポートネットワークの機能：家族･友

34

介護経営

第７巻 第１号 ２０１２年１１月

人･近所･専門職に関する検討、社会心理学研究、

30(5), 583-594: 1990

18(1)、39-50：200238)高木修・妹尾香織：高齢者による援助行動の実

27)中條暁仁：中山間地域における福祉活動組織の態とその効用に関する研究（1）－近隣社会におけ性格と参加住民の意識、静岡大学教育学部研究報る援助授受の実態と性別、年齢、ボランティア活

告（人文･社会科学篇）、57、17-32：2007

動経験による差異、関西大学社会学部紀要、34(1)、28)富樫ひとみ：高齢者の社会関係に関する文献的

143-183：2002

考察－社会関係の構造的特質の検討、立命館産業39)平松誠、近藤克則、梅原健一

社会論集、42(4)、165-183：2007の介護負担感と関連する因子の研究（第 1 報）－29)奥田憲昭：認知症のインフォーマルサポートネ

基本属性と介入困難な因子の検討、厚生の指標、ットワークに関する地域間比較研究、大分大学大53(11)、19-24：2006

学院福祉社会科学研究科紀要、12、1-18：200940)山本嘉一郎・小野寺孝義、Amos による共分散構30)田口良子、山崎喜比古、戸ヶ里泰典：Family

造分析と解析事例（第 2 版）、ナカニシヤ出版（京Relationships Index（FRI）日本語版に基づいた都）、2002

家族関係尺度の作成の試み、日本公衆衛生雑誌、

41)朝野熙彦、鈴木督久、小島隆矢、入門 共分散

56(7)、468-477：2009

構造分析の実際、講談社サイエンティフィク（東31)株式会社日本総合研究所、日本のソーシャル・京）、2005

キャピタルと政策～日本総研 2007 年全国アンケー

42) Higashino S, Yu HS, Kirino M, et al.: Theト調査結果報告書～、p23、2008

Relationship between Mental Health and Care32)阿部聡美、水野治久、石隈利紀：中学生の言語

Burden in the Primary Caregivers of Seniors

的援助要請スキルと援助不安、被援助志向性の関requiring Support Care, J Jpn Health Sci, 8(3),連、大阪教育大学紀要、54(2)、141-150：2006

147-153: 200533)國清恭子、水野治久、渡辺尚他：人口妊娠中

43) Zodikoff, BD: Gender Differences in the

絶を受ける女性の援助不安と心のケアに関する研Community Service Use Attitudes of Older

究、Kitakanto Med J、56、303-312：2006

Spousal Caregiver-Care Recipient Couples, Home

34)湯浅京子、櫻田淳、小林正幸：育児相談の被援

Health Care Serv Q, 26(2), 1-20: 2007

助志向性に関する研究－ストレス反応と保健師に44)中島眞由美：認知症高齢者の家族の介護負担軽

対する被援助バリアの視点から、東京学芸大学教減とケアマネジメントのプロセス評価との関係、

育実践研究支援センター紀要、2、9-18：2006

社会福祉学、52(4)、66-79：201235)大畠みどり・久田満：看護師における心理専門45)佐伯あゆみ：認知症高齢者を介護する家族の家

職への援助要請に対する態度－態度尺度の作成と族機能および家族システムが主介護者の介護負担

関連要因の検討、上智大学心理学年報、33、79-87：

感に及ぼす影響、日本赤十字九州国際看護大学 IRR、2009

5、55-60：2006

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家族介護者の負担感‐影響する要因の検討、老年York), 1984

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37) Pearlin LI, Mullan JT, Semple SJ, et al.:47)渡辺匠、唐沢かおり、大髙瑞郁：家族介護と公Caregiving and the Stress Process : An Overview

的介護に対する選好度の規定要因および関係性にof Concepts and Their Measures, Gerontologist,

ついて、実験社会心理学研究、51(1)、11-20：2011

他：家族介護者

介護経営

第７巻 第１号 ２０１２年１１月

35

Abstract
The purpose of this research is to clarify factors associated with caregiving-related daily hassles in
the family caregivers of elderly, after considering the gender differences. Three hundred ninety ninefamily caregivers who use home care support office were surveyed. The questionnaire included the
caregiver’s characteristics, recipient’s characteristics, relationships with family and professionals,
bonding social capital, matched supports and caregiving-related daily hassles. Results of pathanalysis (multiple group analysis) using structural equation modeling indicated that matchedsupports from “family members and relatives” and “informal network except relatives” reduce
frequency of caregiving-related daily hassles in male family caregivers. And in female family
caregivers, it was showed that matched supports from “family members and relatives” and “formal
network” reduce frequency of caregiving-related daily hassles. In addition, it became clear thatenhancement of relationships with family, professionals and local community become a promoting
factor for receiving matched supports. The above results suggested the needs for maintenance ofgender-specific support system.

36

介護経営

第７巻 第１号 ２０１２年１１月［研究論文］
介護労働者のコミットメントとストレスが職務・職場継続意思に及ぼす影響

著者

：岡部

共著者：原野一光（岡山県立大学

中島

かおり

張

望

保健福祉学研究科博士後期課程、両備介護研究所）（岡山県立大学

英恩（岡山県立大学

保健福祉学部）

保健福祉学研究科博士後期課程）（両備介護研究所）

桐野匡史（岡山県立大学

保健福祉学部）

中嶋

和夫（岡山県立大学

保健福祉学部）

抄録【目的】本調査研究は、コミットメントの先行要因（職員の属性、介護職に就いた動機、介護技術）を考慮した上で、介護労働に関連したコミットメントおよびストレスが介護職務と職場継続意思に与える影響を検討した。【方法】調査にはＡ県の介護老人福祉施設 15 ヵ所で働く専門介護職員 404 人が参加した。調
査内容は職員の属性（性別、年齢、学歴、保有資格、介護職の経験年数、現在の職場の勤務年数、勤務形
態）、介護職に就いた動機、介護技術、介護職務・職場コミットメント、介護職務・職場ストレス、介護職
務・職場継続意思で構成した。
【結果】介護に関するコミットメントが職務や職場の介護ストレスを通して、また直接的に職務や職場の継続意思に影響するとした因果関係のデータへの適合性は、χ 2 =320.740、
DF=128、CFI=0.962、RMSEA=0.079 であった。【考察】以上の結果を基礎に、考察では職務や職場の継続意
思に対する介護コミットメントの重要性、ならびに介護コミットメントに関連する介護技術や介護職に就いた動機等を考慮した介入の在り方について議論した。

キーワード：介護労働者、仕事継続、コミットメント、ストレス

１．緒言険」）または「給与が安い」を加えた 4K といった

日本の高齢化率は 1994 年に 14％（
「高齢社会」）

イメージ等の理由から新規求職者は伸び悩み、まを越え、13 年後の 2007 年には 21％（「超高齢社会」）

たいったん職に就いた人材の離職率も高い状況とに達している。さらに将来推計によると、日本のなっている。たとえば、介護労働者の離職率は 2010

高齢化率は 2030 年には 32％、2060 年には 40％に年が 17.8％で従前に比してやや改善されているもなると推定され 1）、歴史的にも世界的にも稀な人口のの、全産業平均離職率より総じて高い値となっ構造を長期にわたって経験することが予測されてており、また同時に、離職者のうちの 1 年未満のいる。また前記の推計では、若年層の人口減少の離職が 43％、1 年以上 3 年未満の離職が 34.6％となかで介護を要する高齢者が持続的に増加すると高い値を示している 2）。

され、将来的には介護労働者の確保が困難になる従前の研究によれば、介護労働者の高い離職率ことが示唆されている。介護労働者は、一般的に、には低賃金、身体疲労、人間関係、労働条件、バ

過酷な労働の割にはその対価である賃金等の待遇

ーンアウト等 3）－6）が関与していることが知られてに恵まれない、3K（「きつい」、「きたない」、「危いる。これら要因のうち介護労働者の賃金問題に

介護経営

37

第７巻 第１号 ２０１２年１１月

関しては、その解決策のひとつとして介護職員処

２．研究方法遇改善交付金等改善策が講じられたものの、2011

2.1

調査対象

年に実施された介護労働安定センター調査では、

調査対象は、A 県内の介護老人福祉施設 120 ヵ所

介護労働者の月額は 216,494 円で、賃金構造基本において、乱数表に基づき無作為抽出した 19 ヵ所

統計による一般労働者の月額 296,800 円と比してのうち、調査協力が得られた 15 ヵ所で働く専門介

大きく下回っている。また身体疲労については、

護職員 610 人とした。具体的には、第一に、各施最近の研究では、客観的な疲労は認められるが、設および事業所長に研究趣旨、倫理的配慮等に関

実際には 3 日間程度の連続勤務であれば翌日へのする説明を書面および口頭にて行い、同意が得ら勤務には支障がないことから、むしろ勤務体制のれた場合にのみ調査への協力を依頼した。次いで

7）8）

。さらに介

職員に対しても、書面および口頭にて研究趣旨、

護労働者の離職には、役割関連のストレス認知や倫理的配慮等に関する説明を行い、同意が得られ整備こそが問題であるとされている

9）10）

。それ

た場合にのみ調査票を配布し、最終的には調査票の研究に加えて、他方では、介護労働者の仕事継の返送（郵送）をもって調査協力の承認を得たも続に関連する要因が検討されている。たとえば、のとした。調査は自記式質問紙法で行い、調査期

所属意識を高める工夫、介護組織のシステムづく

間は 2011 年 12 月から 2012 年 1 月までの約 2 ヵ月

りや職場の環境の整備、さらには組織コミットメ間とした。なお、調査実施にあたっては、著者ら

バーンアウトが複雑に関連しているがントの重要性が指摘されている

11）－14）と Allen のコミットメント研究15）ューマンサービス関連職種。なお、Meyer16）－22）が所属する機関において倫理委員会の承認を得た。

は、その後のヒの研究蓄積に大2.2

調査内容

きな影響を与えているが、介護労働者の介護コミ

調査内容は、職員の属性（性別、年齢、介護福ットメントの発生機序やそのインパクト、すなわ

祉関係の専修・専門学校の卒業歴、（専修・専門学

ち職務や職場に関連する継続意思との関連性をよ校を除く）介護福祉関係の学科の卒業歴、保有資

り総合的に吟味した研究は見当たらない。特に、格、介護職の経験年数、現在の職場の勤務年数、職務や職場に対する不満・ストレスと離職意向と勤務形態）、介護職に就いた動機、介護技術、介護の関連性が報告 9）23）されていることを考慮するな

コミットメント、介護ストレス、職務および職場

ら、継続意思に影響を与える要因としてコミット

継続意思で構成した。なお、本研究では賃金 6), 13)

メントのみならずストレスをも加味した総合的なの問題を無視し、前記諸要因との関係でのみ職務

因果関係モデルの検討が望まれよう。このようなおよび職場継続意思の関係性を検討するものとし研究を志向することは、結果的に、介護労働者のた。

離職予防や質の高い介護労働者の確保にとって重要な知見をもたらすものと推察される。

介護コミットメントについては、まずコミット
する対象を介護という「職務」と、所属している

本調査研究では、介護労働者の離職予防や人材

法人（会社）という「職場」のふたつに区分し、確保に資する基礎資料を得ることをねらいとして、それぞれ独自に質問項目を作成した。コミットメ

コミットメントの先行要因（職員の属性、介護職

ントは、従来の研究では「情動的コミットメントに就いた動機、介護技術）を考慮した上で、介護（愛着によるもの）」「存続的コミットメント（コ労働に関連したコミットメントとストレスが介護

ストの知覚によるもの）」「規範的コミットメント

職務および介護職場継続意思に与える影響を明ら（理屈抜きの愛着や忠誠によるもの）」の 3 要素をかにすることを目的とした。

主たる構成要素 15）としていることから、本調査研究においてもその 3 因子を基礎に所属項目を作成
し、配置した。具体的には、「介護職務コミットメ

38

介護経営

第７巻 第１号 ２０１２年１１月

ント尺度」については、介護職務コミットメント

う」の 4 件法で回答を求め、得点が高いほど介護を「介護の仕事に対する愛着や義務感、辞めるこという仕事や職場に関するストレスを感じているとによる損失の評価」と定義した上で、「情動的コことを意味するよう設定した。

ミットメント」として「介護の仕事を選択したこ

介護技術は、佐藤ら（2006）25）が開発した尺度とを誇りに思っている」などの 3 項目、「存続的コ（「ヘルパーの職業能力の測定尺度」）を参考に、

ミットメント」として「介護の仕事は私のキャリ

施設での介助場面を想定して項目を準備し、測定アアップにつながる」などの 3 項目、「規範的コミ

した。具体的には、「食事介助」「排泄介助」「更衣ットメント」として「介護の仕事に就いたからに介助」「入浴介助」「体位交換」「移乗介助」「健康は、それを途中で投げ出すべきではない」などの 3

チェック」「緊急対応」「関係構築」「協働」の 10

項目の、3 因子計 9 項目で構成した。「介護職場コ因子を設定し、各因子についてそれぞれ 3 項目、ミットメント尺度」については、介護職場コミッ

計 30 項目を配置した。回答と数量化については、

トメントを「現在所属する事業所および施設への「0 点：できない」から「4 点：確実にできる」の一体感および強い関与」と定義した上で、「情動的5 件法とし、得点が高いほど介護技術が高いことをコミットメント」として「この施設の問題があた

意味するよう設定した。

かも自分の問題であるかのように感じる」などの 3

介護職に就いた動機については、厚生労働省委

項目、「存続的コミットメント」として「この施設託事業調査「平成 21 年度介護労働実態調査」の調を離れるとどうなるか不安である」などの 3 項目、査項目 26）を抜粋し測定した。具体的には、自分の「規範的コミットメント」として「この施設のス

好奇心や興味である「内発的動機」、ある目的のた

タッフにお世話になっているので今やめようとはめの行動である「外発的動機」、自分の感情や目標

思わない」などの 3 項目の、3 因子計 9 項目で構成によらない「他発的動機」に対応させて「やりがした。なお、質問項目に使用された「施設」の意

いがあると思ったから」「人の役に立ちたいから」

味は事業所・法人・グループなどを含めることを「ほかに仕事がなかったから」の 3 項目で測定し調査票に明記した。回答と数量化は、各尺度項目た。回答は、「1 点：あてはまる」「0 点：あてはまに対して「0 点：まったくそう思わない」から「3らない」の 2 件法で求めた。

点：とてもそう思う」の 4 件法で回答を求め、得最後に、介護職務継続意思については「介護と点が高いほど職務および職場コミットメントが強いう仕事を辞めたい」という質問項目に対して、いことを意味するよう設定した。

介護職場継続意思については「介護の仕事は続け
24）

や堀

たいが、今の職場（会社あるいは法人）を辞めた田（2010） の研究成果を参考に、介護という仕事い」という質問項目に対して、「0 点：はい」からに対するストレス（以下、介護職務ストレス）と、「2 点：いいえ」の 3 件法で回答を求め、得点が高

職場の風土・人間関係に対するストレス（以下、

いほど介護の職務や現在の職場を続けていこうと

介護職場ストレス）の 2 側面から把握することとする意思が強いことを意味するよう設定した。

介護ストレスに関しては、鄭ら（2003）
5）した。具体的には、介護職務ストレスを「業務の量と質」「利用者との関係」「自分自身の健康問

2.3

分析方法

題」の 3 領域、介護職場ストレスを「先輩・上司

統計解析では、Lazarus らのストレス認知理論 27）との人間関係」「同僚との人間関係」「職場風土」

および従来の組織コミットメントの研究成果（コの 3 因子で構成することとした。さらに因子ごと

ミットメント理論とサイドベット理論 Side-betに 3 項目を配置し、それぞれ 3 因子計 9 項目の尺

theory）を参考に 28）29）、介護コミットメントが直度とした。回答と数量化は、各項目に対して「0 点：

接的に、また介護ストレスを通して間接的に職務

まったくそう思わない」から「3 点：とてもそう思や職場の介護継続意思に影響するといった因果関

介護経営

39

第７巻 第１号 ２０１２年１１月

係モデルのデータへの適合性を検討した。著者ら因として、性別、年齢、学歴、資格、介護職としは Lazarus らのストレス認知理論を援用して、介ての経験年数、勤務形態、介護技術（能力）を分

護に関するコミットメントは、ストレス認知に対析に投入した。このとき、学歴については介護福する「先行条件」、介護のストレスは「ストレス認

祉関係の専修・専門学校の卒業歴のみならず、（専

知」、介護の継続意思は広義の「ストレス反応」と修・専門学校を除く）介護福祉関係の学科の卒業

して位置づけた。通常、Lazarus らのストレス認知歴についても把握した。なお、介護職に就いた動理論では「ストレス反応」は外部からの刺激や要機は Mathieu ら 11）の研究では共変変数として扱わ求に対する生体の緊張状態や反応であり、心理面、れているが、本研究においてはコミットメントに

身体面、行動面の反応として表出される。とりわ

先行する心理的特性として位置づけた。

け、従来の職業ストレス研究では、心理面の反応

上記の因子構造モデルおよび因果関係モデルのである抑うつ傾向や行動面の反応である離職行動

データに対する適合性の判定には、CFI ならびにとの関連から検討がなされてきた。ただし、昨今

RMSEA を採用した。CFI は一般的に 0.9 以上、RMSEAの介護職の離職率が高い現状において、黒田 13）はは 0.1 以下であればモデルがデータに適合してい実際の離職行動に至らずとも離職意向を抱くことると判断される 31）32）。なお、分析モデルの標準化

がケアの無力感や労働意欲を低下させ、サービス係数（パス係数）の有意性は、非標準化係数を標

利用者の生活の質に悪影響をもたらすことを指摘

準誤差で除した値（以下、t 値）の絶対値が 1.96

している。また、介護労働者の離職行動を就業意

以上（5%有意水準）を示したものを統計学的に有識面からとらえた場合、勤務継続意思の低下が実意とした。またパラメータの推定には最尤法を用際の離職行動を引き起こすものと考えられているいた。ただし、職務や職場の介護継続意思を従属

30）。そこで本研究では、介護の職務・職場ストレス変数とした因果関係モデルの検証には、前記変数に対する反応として、行動面での離職行動ではなが 3 件法であり、連続変数とみなすことは難しい

く、それらと密接な関連がある離職意向や継続意ことから、重みづけ最小二乗法（WLSMV）を用いた。

向に着目し、介護継続意思を広義の「ストレス反本研究の分析には、SPSS12.0J ならびに Amos5.0

応」として捉えるものとした。なお、因果関係モを使用した。回収された調査票は 404 人分（回収デルの検討に先立ち、各測定尺度の妥当性と信頼率 66.2%）であったが、集計対象は、調査対象 610性を検討した。具体的には、介護技術は 10 因子二人のうちの分析項目に欠損値のない 242 人（有効次因子モデル、介護職務コミットメント、介護職

回答率 39.7％）とした。

場コミットメント、介護職務ストレス、および介
護職場ストレスはそれぞれ 3 因子二次因子モデル

３．結果を仮定し、構造方程式モデリングによる確認的因

3.1

対象者の属性等

子分析を行った。また信頼性については、内的整分析対象者の平均年齢は 37.2±11.4 歳（範囲 19

合性に着目し、クロンバックのα信頼性係数によ～69 歳）であり、性別は男性 68 人（28.1％）、女り検討した。

性 174 人（71.9％）であった。介護職の経験月数以上の内容を踏まえ、前記因果関係モデルのデは 83.1±61.2 ヵ月（範囲 1～300 ヵ月）、現在の職

ータに対する適合性と変数間の関連性を、構造方場の勤務月数は 51.6 ヵ月±50.5 ヵ月（1～295 ヵ

程式モデリングにより検討した。なお、本研究で月）であった。「介護福祉関係の専修・専門学校」

は、従来の研究において組織および職務コミットを卒業した者は 77 人（31.8％）と最も多く、次いメントに関連すると言われているサイドベット理

で「専修・専門学校以外で介護福祉関係の学科」

14）

の研究業

を卒業した者が 64 人（26.4％）となっていた。保績を参考に、職務・職場コミットメントの先行要

有資格は、「介護福祉士」が 158 名（65.3％）と最論を基礎とする要因

や Mathieu ら

11）

40

介護経営

第７巻 第１号 ２０１２年１１月

も多く、次いで「ヘルパー2 級」が 154 名（63.6％）、

護技術尺度」の確認的因子分析を行った結果、そ「ケアマネージャー」が 32 名（13.2％）、「ヘルパのデータに対する適合性は統計学的な許容水準を

ー1 級」が 12 名（5.0％）、「社会福祉士」11 名

概ね満たすものであった（χ2 =1042.970、df=395、（4.5％）の順になっていた。勤務形態は「正規職

CFI=0.895、RMSEA=0.083）。「介護技術尺度」の信員」が 203 人（83.9％）と多くを占めていた。

頼性は、クロンバックのα信頼性係数がそれぞれ介護職に就いた動機については、「やりがいがの下位尺度において 0.749～0.928、全 30 項目であると思ったから」が 118 人（48.8％）、「人の役

0.969 と、良好な値を示していた。なお、下位尺度に立ちたいから」が 103 人（42.6％）、「ほかに仕ごとの合計得点の平均値をみると食事介助で 6.6

事がなかったから」といった動機について該当す±1.6 点、排泄介助で 7.0±1.8 点、更衣介助で 7.1

る人は 33 人（13.6％）となっていた。

±2.0 点、入浴介助で 7.0±2.1 点、体位交換で 7.2

職務および職場継続意思に対する回答は、介護±2.1 点、移乗介助で 7.3±2.2 点、健康チェック

職務継続意思（「介護という仕事を辞めたい」）はで 6.6±1.9 点、緊急対応で 5.9±2.2 点、関係構「いいえ」が 127 人（52.5％）、次いで「どちらで築で 7.0±1.9 点、協働で 6.2±2.0 点であり、30もない」が 94 人（38.8％）、「はい」が 21 人（8.7％）

項目すべての合計得点の平均値は 68.0±16.2 点でであった。また、介護職場継続意思（「介護の仕事あった。

は続けたいが、今の職場（会社あるいは法人）を次に、それぞれ 3 因子二次因子モデルを仮定し辞めたい」）は「いいえ」が 109 人（45.0％）、「どた介護職務コミットメント尺度、介護職場コミッ

ちらでもない」が 101 人（41.7％）、「はい」は 32

トメント尺度、介護職務ストレス尺度、介護職場人（13.2％）であった。

ストレス尺度の確認的因子分析を行ったところ、
図表 2 にも示したように、データに対する適合性

3.2

は CFI=0.934～0.963、RMSEA=0.071～0.091 の範囲

各測定尺度の妥当性の検討

まずコミットメントの先行要因のひとつとしてにあり、いずれも許容できる水準にあった（ただ位置付けた、10 因子二次因子モデルを仮定した「介し、介護職場コミットメント尺度に関しては「こ図表 1．対象者の属性（n=242）（単位 人，( )内％）年齢37.2±11.4歳（範囲19～69歳）

介護職の経験月数83.1±61.2ヵ月（範囲1～300ヵ月）

現職場の勤務月数

51.6±50.5ヵ月（範囲1～295ヵ月）

性別

男性
女性

68 ( 28.1 )
174 ( 71.9 )

介護福祉関係の専修・専門学校卒業した
卒業していない77 ( 31.8 )
165 ( 68.2 )

介護福祉関係の学科（高校・高専・短大・大学・大学院）卒業した
卒業していない64 ( 26.4 )
178 ( 73.6 )勤務形態

正規職員（正社員）
非正規職員（非正社員）

203 ( 83.9 )
39 ( 16.1 )資格の取得状況（複数回答可）※「あてはまる」者のみ

介護福祉士
ヘルパー１級
ヘルパー２級
ケアマネージャー
社会福祉士

158
12
154
32
11

介護職に就いた動機（複数回答可） やりがいがあると思ったから※「あてはまる」者のみ人の役に立ちたいから
ほかに仕事がなかったから( 65.3 )( 5.0 )
( 63.6 )( 13.2 )( 4.5 )

118 ( 48.8 )
103 ( 42.6 )
33 ( 13.6 )

介護経営

41

第７巻 第１号 ２０１２年１１月の施設を離れるとどうなるか不安である」と「こ間の 2 箇所について、介護職場ストレス尺度に関の施設を辞めたら生活に困るだろう」の間、「今こしては「先輩や上司は、どちらかというと有能での施設を辞めたら失うものが大きいのでこの先もはない」と「同僚はどちらかといえば有能ではな

勤めようと思う」と「この施設のスタッフにお世い」の間について、それぞれ項目誤差間での相関話になっているので今やめようとは思わない」のを認めた。各尺度の信頼性については、介護職務

図表 2．介護職務・職場コミットメント、介護職務・職場ストレスの回答状況等（n=242）
まったくそう思わない
介護職務コミットメント 平均15.7±5.0点、Cronbach's α=0.851「情動的コミットメント」 平均6.0±2.2点、Cronbach's α=0.883
1. 介護の仕事を選択したことを誇りに思っている
7 ( 2.9 )2. 介護の仕事は私にとってやりがいのある仕事である
3 ( 1.2 )3. 介護は私にとって理想的な仕事である
15 ( 6.2 )「存続的コミットメント」 平均5.3±1.8点、Cronbach's α=0.660
4. 介護の仕事は私のキャリアアップにつながる
10 ( 4.1 )5. 介護という仕事は、将来は今よりも社会的な価値が認
11 ( 4.5 )められるはずである
6. 自分の介護が専門領域としてのさらなる介護技術の20 ( 8.3 )発展に役立つ「規範的コミットメント」 平均4.5±2.2点、Cronbach's α=0.775
7. 介護の仕事に就いたからには、それを途中で投げ出
45 ( 18.6 )
すべきではない
8. 介護の仕事は社会的な義務である
39 ( 16.1 )9. 介護に関する知識と技術を身につけた以上、それを21 ( 8.7 )介護の仕事に役立てるべきである
介護職場コミットメント 平均13.5±5.5点、Cronbach's α=0.870「情動的コミットメント」 平均4.6±2.0点、Cronbach's α=0.712
1. この施設の問題があたかも自分の問題であるかのよ
34 ( 14.0 )うに感じる
2. この施設の一員であることを誇りに思う
25 ( 10.3 )3. この施設の一員であることを強く意識している
20 ( 8.3 )「存続的コミットメント」 平均4.1±2.4点、Cronbach's α=0.833
4. この施設を離れるとどうなるか不安である
54 ( 22.3 )5. この施設を辞めたら生活に困るだろう
46 ( 19.0 )6. 今この施設を辞めたら失うものが大きいのでこの先も38 ( 15.7 )勤めようと思う「規範的コミットメント」 平均4.7±2.2点、Cronbach's α=0.780
7. この施設のスタッフにお世話になっているので今やめ
19 ( 7.9 )ようとは思わない8. この施設に多くの恩義を感じる
33 ( 13.6 )9. 今この施設を辞めたら、罪悪感を感じるだろう
46 ( 19.0 )介護職務ストレス 平均16.5±4.4点、Cronbach's α=0.758「業務の量と質」 平均5.8±1.9点、Cronbach's α=0.663
1. ひたすら忙しい仕事だ
2 ( 0.8 )2. 休憩時間がとりにくい
19 ( 7.9 )3. 仕事中の時間管理が厳しい
8 ( 3.3 )「利用者との関係」 平均5.7±1.7点、Cronbach's α=0.529
4. 仕事に追われてゆっくり利用者と関われない
13 ( 5.4 )5. 利用者に適切なケアができているか不安である
3 ( 1.2 )6. 利用者との人間関係が難しい
15 ( 6.2 )「自分自身の健康問題」 平均5.0±2.2点、Cronbach's α=0.709
7. 病気や腰痛など身体に不安がある
27 ( 11.2 )8. 疲れが取れない
19 ( 7.9 )9. 夜間よく眠れない
54 ( 22.3 )介護職場ストレス 平均9.6±5.0点、Cronbach's α=0.830「先輩・上司との人間関係」 平均3.1±2.1点、Cronbach's α=0.854
1. 先輩や上司は、業務上困った時に協力してくれない
60 ( 24.8 )2. 先輩や上司は、アドバイスや言葉かけがほとんどない 64 ( 26.4 )3. 先輩や上司は、どちらかというと有能ではない
72 ( 29.8 )「同僚との人間関係」 平均2.1±2.0点、Cronbach's α=0.815
4. 仕事に困った時に協力をしてくれる同僚がいない
107 ( 44.2 )5. 仕事の愚痴を聞いてくれたり言葉かけをしてくれるよ119 ( 49.2 )うな同僚がいない
6. 同僚はどちらかといえば有能ではない
96 ( 39.7 )「職場風土」 平均4.3±2.3点、Cronbach's α=0.717
7. 有給休暇をとるのに周囲に気兼ねをする
30 ( 12.4 )8. 個人的な都合で早く帰ろうとしても帰りにくい雰囲気が43 ( 17.8 )ある
9. 勤務時間外にも仕事がらみの人間関係にしばられる
94 ( 38.8 )（単位 人，( )内％）
とてもそう
適合度
思う

あまりそう
思わない

ややそう
思う

47 ( 19.4 )
41 ( 16.9 )
88 ( 36.4 )

103 ( 42.6 )
107 ( 44.2 )
97 ( 40.1 )

85 (
91 (
42 (

35.1 )
37.6 )
17.4 )

66 ( 27.3 )

125 ( 51.7 )41 (16.9 )

58 ( 24.0 )109 ( 45.0 )64 (26.4 )

98 ( 40.5 )

106 ( 43.8 )

18 (

7.4 )

83 ( 34.3 )

79 ( 32.6 )35 (14.5 )

95 ( 39.3 )

87 ( 36.0 )

21 (

8.7 )

77 ( 31.8 )

96 ( 39.7 )48 (19.8 )

【3因子
二次因子
モデル】
χ2=
57.444,
df=24,
CFI=
0.963,RMSEA=
0.076

112 ( 46.3 )

85 ( 35.1 )

11 (

78 ( 32.2 )
69 ( 28.5 )

104 ( 43.0 )
111 ( 45.9 )

35 (
42 (

100 ( 41.3 )
79 ( 32.0 )

71 ( 29.3 )
79 ( 32.6 )

17 (
38 (

92 ( 38.0 )

80 ( 33.1 )

32 (

50 ( 20.7 )

110 ( 45.5 )

63 (

4.5 )
【3因子
14.5 ) 二次因子17.4 ) モデル】
χ2=
7.0 )
58.356,15.7 )
df=22,
CFI=
13.2 )
0.963,RMSEA=
0.083
26.0 )

80 ( 33.1 )
94 ( 38.8 )

96 ( 39.7 )
81 ( 33.5 )

33 (
21 (

13.6 )
8.7 )

38 ( 15.7 )
70 ( 28.9 )
75 ( 31.0 )

115 ( 47.5 )
96 ( 39.7 )
110 ( 45.5 )

87 (
57 (
49 (

39 ( 16.1 )
38 ( 15.7 )
125 ( 51.7 )

108 ( 44.6 )123 ( 50.8 )
74 ( 30.6 )

82 (
78 (
28 (

48 ( 19.8 )48 ( 19.8 )
87 ( 36.0 )

116 ( 47.9 )
114 ( 47.1 )
72 ( 29.8 )

51 (
61 (
29 (

36.0 ) 【3因子二次因子23.6 )
モデル】
20.2 )
χ2=
53.493,33.9 )
df=24,
32.2 )
CFI=
11.6 )
0.934,RMSEA=
21.1 )
0.071
25.2 )
12.0 )

111 ( 45.9 )
119 ( 49.2 )
105 ( 43.4 )

60 ( 24.8 )
53 ( 21.9 )
53 ( 21.9 )

11 (
6 (
12 (

97 ( 40.1 )

27 ( 11.2 )

11 (

94 ( 38.8 )

22 (

9.1 )

7 (

120 ( 49.6 )

21 (

8.7 )

5 (

49 ( 20.2 )

83 ( 34.3 )

80 (

82 ( 33.9 )

65 ( 26.9 )

52 (

4.5 )
2.5 ) 【3因子5.0 ) 二次因子
モデル】
χ2=
4.5 )
69.101,
2.9 )
df=23,
CFI=
2.1 )0.951,RMSEA=
33.1 )
0.091
21.5 )

95 ( 39.3 )

39 ( 16.1 )

14 (

5.8 )

42

介護経営

第７巻 第１号 ２０１２年１１月

ストレス尺度の下位尺度「利用者との関係」におかった。他方、介護職場コミットメントは介護職

いては 0.529 とやや低い値を示していたが、項目

場継続意思と有意な関連性を示し（パス係数

数が 3 と少ないことを考慮すれば、概ね許容でき0.600）、かつ、介護職場ストレスに対しても有意る水準であると判断した。

な関連性を示した（パス係数：-0.388）。なお、介
護職場ストレスは介護職場継続意思に対してパス

3.3

介護の職務、職場における、コミットメント、係数が-0.266 と統計学的に有意な関連性を示した。

ストレス、継続意思との関連性

介護職務および職場コミットメントの先行要因

介護職務・職場コミットメントは直接的に、まとして位置づけた変数については、まず介護職務

た介護職務・職場ストレスを通して間接的に介護

コミットメントに対しては「やりがいがある：自職務および職場継続意思に影響を及ぼすといった発的動機」（パス係数：0.236）、「人の役に立ちた

因果関係モデルのデータに対する適合性を検討しい：外発的動機」（パス係数：0.178）、「介護技術」

た結果、χ

2=320.740 、 df=128 、 CFI=0.962 、（パス係数：0.227）が有意な関連性を示していた。

RMSEA=0.079 であった。

次に介護職場コミットメントに対しては、「やり変数間の関連性を見ると、介護職務コミットメがいがある：自発的動機」（パス係数：0.175）の

ントは介護職務ストレス（パス係数：-0.284）とみが有意な関連性を示していた。

介護職務継続意思（パス係数：0.780）に対して有本モデルにおける介護職務継続意思に対する関意な関連性を示したが、介護職務ストレスから介連要因の寄与率は 65.8%、介護職場継続意思に対す

護職務継続意思に対しては有意な関連性を示さな

る説明率は 60.5%であった。

図表 3．介護の職務・職場におけるコミットメントとストレス、継続意思との関連性（標準化係数）
性別（女性=1）

年齢

食事

.861

介護職に就いた
動機（
有 =）

やりがい
がある

排泄
更衣

.928 1

入浴

情動

.938

人の役に
立ちたい
他に仕事
が無い

存続
.842 .891

規範
.770

.236
.178

量・質

介護職務
コミットメント.864 .820

R2=.249

.227

.866

移乗
健康
チェック

.873
.734
.815
.853

専修専門

介護経験
期間

関係構築

法人勤続
期間

.486

.600
介護職場
コミットメント（卒業=1）

緊急対応

協働

.175

（卒業=1）.949 .770

情動

存続

‐.266

介護職場
ストレス R2=.151‐.388
R2=.107.901 .486

.937

規範

上司

R2=.658
介護職務
継続意思

.555

関係学科

.637

.780
‐.177

介護技術

.897

健康

2
介護職務 R =.081
ストレス

‐.284

.968

体位交換

利用者

同僚

介護職場
継続意思
R2=.605

.788

風土

勤務形態
（正規=1）

n=242, χ2=320.740, DF=128, CFI=.962, RMSEA=0.079
注記1）図の煩雑さを避けるため、潜在変数に付随する観測変数の表示は省略した
2）統計学的に有意なパス（p<0.05）のみ実線で示した

.131

介護経営

43

第７巻 第１号 ２０１２年１１月

４．考察する。また他方では、それは測定内容に一次元性

本調査研究では、介護労働者の離職予防や人材が認められることを意味している。さらにそれら確保に資する基礎資料を得ることをねらいとして、測定尺度で測定されるコミットメント間の関連性

コミットメントの先行要因（職員の属性、介護職

が、双方向のパス係数に着目するなら約 0.6 前後に就いた動機、介護技術）を考慮した上で、介護となっていたことから、それら概念間には相互に労働に関連したコミットメントとストレスが介護関係しつつも相対的には独立していると見なせる

職務および介護職場継続意思に与える影響を明らことを示唆しており、それぞれ個別に測定するこ

かにすることを目的に行った。集計対象が特定のとの意義が認められた。加えて本調査研究では、地域に限定されてはいるが、その標本数は、あら介護に対する動機や介護技術に関する測定尺度にかじめ仮定した因果関係モデルの実証的検討にはおいても、それら測定尺度の因子構造モデルの側33）。また、因果関係モ面からみた構成概念妥当性が、統計学的に支持さデルのデータへの適合性、ならびに因果関係モデれていた。なお、前記 4 種類の測定尺度の信頼性

ルに投入した変数間の関連性の検討には構造方程も統計学的には支持される数値の範疇にあった。

式モデリングを採用したが、これは最近の統計解

第二に、本調査研究では、介護労働に関連する

析傾向を踏まえるなら、適切な選択であったと言職務と職場コミットメントがそれぞれに対応した

えよう。また著者らが構築した介護労働の職務と継続意思に密接に関係していることを明らかにし職場の継続意思に関連した因果関係モデルにおいた。なお、従来の研究成果をコミットメントと継て、従属変数の一次要因の検討にはコミットメン

続意思の関係性の程度から見直すと、本研究の示ト理論を、またその二次要因としてサイドベット

した数値（パス係数）は極めて高いものであった

理論を援用したことは、従来のコミットメント研

ことから、本知見はコミットメント理論を強く支究にはない新たな総合的アプローチと位置づけら持する結果と解釈された。なお、パス係数の数値

れよう。また、従来適切な定義もないまま使用さが高かった理由として、本研究では誤差を取り除れてきた、いわゆる仕事継続意思を介護労働の職くことができる適切な統計学的解析方法を採用し務と職場に分離したこと 34）も特筆すべき試みと言たこと、さらには職務と職場を区別することで、えよう。なお、因果関係モデルに投入した変数の適切な因果関係モデルを仮定したことが指摘できうち、未だ測定尺度の妥当性と信頼性が実証されよう。特に、職務と職場に区分された継続意思にていない尺度に関しては独自に開発したが、そのは、それぞれに対応したコミットメントが関係し構成概念妥当性の検討に確認的因子分析を導入しており、そのための独立した介入が必要なことがたことは適切であったと判断される。従来、測定示唆される。またそれと同時に、介入は双方のコ尺度の因子の抽出は探索的因子分析により検討さミットメントの関係性から判断して、不可分な展れることが多かったが、その手法はあくまでも標開が必要なことを意味している。以下、この点に本に依存した因子の導出となるリスクが避けられついてはサイドベット理論に関連する知見を総合ないことから、本調査研究では標本数が比較的少して検討するものとする。

不足ないものとなっていたないことを考慮した上で、予め仮定した因子構造

第三に、本調査研究では、コミットメントに関モデルのデータへの適合性の検討を優先した 35）。

連する属性ならびに心理的特性の関係をサイドベ

その結果、第一に、介護職務および職場コミッット理論を基礎に検討し、介護労働に関連する職

トメントに関する測定尺度の二次因子構造モデル

務と職場コミットメントに介護職に就くにあたっが、共にデータに適合することを明らかにした。

ての動機（やりがい、人の役に立つ）ならびに介このことは因子構造モデルの側面からみた前記測護技術が密接に関係していることを明らかにした。

定尺度の構成概念妥当性が支持されたことを意味

動機については介護職場コミットメントより介護

44

介護経営

第７巻 第１号 ２０１２年１１月

職務コミットメントとの関連性が高いことが、ま性を示唆している。加えて、それらコミットメン

た、介護技術については、介護職務コミットメン

トに対してその先行要因としての動機が関与してトとの関連性が示された。これらは、従前の組織

いたが、それはいわば職に就くときの状況であっコミットメント関連の研究知見 36）に矛盾するものて、就労後に簡単に介入できる変数として位置づではない。

けるにはやや難があろう。ただし、採用に際して第四に、本調査研究では、介護技術と介護職務その側面に注目することは、より適切な人材を確継続意思との間に有意な負の関連が認められた。

保する上で、重要な情報となる。なお、本調査研

一般的に、介護技術が高くなるにつれてキャリア究で得られた、介護職務および職場コミットメン

志向も高まり、介護職務継続意思が高まることがトに最も有意な関係性を示した個人要因の「やり推測される。ただし、本研究の結果は、自身の能がい」については、「賃金の問題だけが注目されが力である介護技術がプラトーになることによってちだが、職員一人ひとりの働きがい・やりがいを

キャリア志向が低下し、そのことが介護労働者の知り、守ることが定着の鍵。介護職の仕事に対す

職務継続意思を低下させた可能性を示唆するもの

る意識はとても高いのです。」との堀田の報告内容と推察される。

38）に矛盾するのもではない。本研究では、この「や第五に、介護職務コミットメントは介護職務ス

りがい」に影響する詳細な要因までは言及できな

トレスに、また介護職場コミットメントは介護職かったが、今後は、施設運営に関する知識や技術、場ストレスにそれぞれ有意な負の関連性を示してさらには人材マネジメント技術、あるいは従来指

37)

のメタ分

摘されていたキャリアアップ機会の導入などが、析の結果に一致している。本研究の結果からは、

介護職員の「やりがい」との関連性に及ぼす影響

職場のみならず職務についても同様の傾向が否定についても検討していく必要があろう。

いた。後者の関係については、Meyer ら

できないことを示唆している。また、介護職場ス
トレスのみが介護職場継続意思と有意な負の関連

参考文献を示していたが、このことは職場の人間関係や職

1）国立社会保障・人口問題研究所「日本の将来推

場風土の改善がなされなければストレスそのもの

計人口」：平成 24 年 1 月推計

が介護職場継続意思の低下を助長する要因となる

2）(財)介護労働安定センター：各年度介護労働実ことを意味している。

態 調 査 よ り 、 http://www.kaigo-center.or.jp/

以上、本研究では、介護のコミットメントが介report/h22_chousa_01.html

護のストレスを軽減すると共に介護の継続意志を

3）阪口春彦：福祉人材確保に影響を及ぼす要因、高めることが支持され、介護労働者の職務と職場

龍谷大学論集 477、94-107：2011

に関する因果関係モデルがデータに適合すること

4) 松本佳代：介護職員の職場環境と職務満足度おを明らかにしたところであるが、本研究では、介よび離職に関する考察、

護労働の職務継続性に対し、本調査研究で取り上熊本大学医学部保健学科紀要第 7 号、85-105：2011

げた先行要因と介護コミットメントによる説明率5) 堀田聰子：介護保険事業所(施設系)における介が約 60％前後と、極めて高い数値となっている知護職員のストレス軽減と雇用管理、季刊・社会保見を得た。換言するなら、この知見は介護職務の障研究 Vol.46 No.2：2010

継続には介護職務コミットメントが、また介護職

6) 花岡智恵：賃金格差と介護従事者の離職、季刊・場の継続には介護職場コミットメントが密接に関

社会保障研究 Vol.45 No.3、269-286：2009

係していることを意味し、前述のようにコミット

7）原野かおり、谷口敏代、小林春男：睡眠と覚醒

メントを向上させることによって職務に関しても、からみた訪問介護員の疲労、介護福祉学 18(2)、

職場に関しても継続意思を維持・強化できる可能145-154：2011

介護経営

45

第７巻 第１号 ２０１２年１１月

8）原野かおり、谷口敏代、小林春男：介護労働にントの関連：看護師との比較による介護職員の特おける夜間勤務者の疲労の実態、徴、介護経営 6（1）、16-28：2011

川崎医療福祉学会 21（2）、208-217：201219）影山優子、藤井賢一郎、白石旬子、他：介護

9）佐藤ゆかり、澁谷久美、中嶋和夫、他：介護福現場におけるリーダーの特性に関する研究：-「他祉士における離職意向と役割ストレスに関する検の職員の目標」となるリーダーはどのような特性

討、社会福祉学

を持っているか‐、介護経営６(1)、53-66：2011

44（1）、67-78：2003

10) 岸本麻里：老人福祉施設における介護職者の20) 田尾雅夫：「会社人間」の研究

職業継続の意志に影響を与える要因の分析--バー

メントの理論と実際、京都大学学術出版会、

ンアウトと仕事への価値観の重要性を通して

111-127：1997

関

組織コミット

西学院大学社会学部紀要 (92)、103-114：200221) 高木浩人：多次元概念としての職種コミット

11）John E.Mathieu、Dennis M.Zajac：A review and

メント:先行要因,行動への影響の検討、愛知学院

meta-analysis of the antecedents，correlates，

大学文学部紀要

and consequences of organizational commitment、22) 福間隆康：介護職員の仕事コミットメントとPsychological Bulletin

組織コミットメントとの関係、介護福祉学 18(1)、108（2）、171-194：1990

第 33 号、9-22、：200312）谷口敏代、原野かおり、桐野匡史、他：介護

14-21：2011

職の仕事継続動機と関連要因、介護福祉学 17(1)、23) 小木曽加奈子、阿部隆春、安藤邑恵、他：介

55-65：2010

護老人保健施設におけるケアスタッフの仕事全体

13) 黒田 研二、 張 允楨: 特別養護老人ホームにの満足度・転職・離職の要因、社会福祉学 第 51

おける介護職員の離職意向および離職率に関する巻第 3 号、103-118：2010

研究、 社会問題研究24) 鄭真己、山崎喜比古：コールセンターの労働第 60 巻、15-25：201114）高木浩人：多次元概念としての組織コミット

職場環境特性が労働者に及ぼす影響-某情報サー

メント、社会心理学研究

ビス企業の縦断研究-、産業衛生学雑誌 47（5）、第 18 巻第 3 号、156-171：2003

210-223：2005

15) Meyer JP、 Allen NJ、 Smith CA： Commitment25) 佐藤博樹、大木栄一、堀田聰子：ヘルパーのto organizations and occupations

能力開発と雇用管理－職場定着と能力発揮に向け

Extensionand test of a three-component conceptualization、て、勁草書房 ：2006

Journal of Applied Psychology 78(4)、538-551：

26) 財団法人 介護労働安定センター：介護労働の1993

現状について－平成 21 年度介護労働実態調査を中

16）難波峰子、矢嶋裕樹、二宮一枝、他：看護師

心に：2010の組織・職務特性と組織コミットメントおよび離27) Lazarus RS、 Folkman S. Stress：Appraisal

職意向の関連、日本保健科学学会

and Coping、 Springer：1984

12（1）、16－

24：200928) Cohen A、Lowenberg Geula：A Re-examination

17）白石旬子、藤井賢一郎、大塚武則、他：個性ofが尊重されない｢組織風土｣における「キャリア・

Organizational Commitment 、 A Meta-Analysis.

コミットメント」の高い介護職員の離職意向と「介Human Relations 43(10)、1015-1050：1990

護観」の関連、老年社会科学会

29）鈴木竜太：組織コミットメント研究における33（1）、34-46、201118）白石旬子、藤井賢一郎、田口

theSide-Bet

Theoryas

Appliedto

サイドベット理論の展開 : サイドベット理論のレ
潤、他：介護

ビューと新たな視点．経営と情報、静岡県立大学・職員のワークモチベーションの内容および、ワー

経営情報学部/学報 10(1)、11-26：1998

クモチベーションの内容とキャリア・コミットメ

30) 労働政策研究・研修機構：介護分野における

46

介護経営

第７巻 第１号 ２０１２年１１月

労働者の確保等に関する研究、労働政策研究報告

36）グレッグ美鈴：臨床看護師の組織コミットメ

書、113、149-168：2009

ントを促す経験、岐阜県立看護大学起要 6(1)、31) 朝野煕彦、鈴木督久、小島隆矢：入門 共分散

11-18：2005

構造分析の実際、講談社サイエンティフィク：200537) Meyer JP, Stanley DJ, Herscovitch L ：32) 山本嘉一郎、小野寺孝義：Amos による共分散

Affective,

構造分析と解析事例（第 2 版）、ナカニシヤ出版：

commitment to the organization: A meta-analysis

2002

of antecedents, correlates, and consequences、

33）豊田秀樹：共分散構造分析 疑問編-構造方程Journal of Vocational Behavior、61、20-52：2002

式モデリング、朝倉書店：200338）堀田聰子：定着の鍵は働きがいを守ること 介34）阿部正昭:介護職の職務継続･離職意向と関連

護職の役割の議論深めて、
Vision と戦略要因に関する研究、社会論集

14-17：2008

第 17 号

関東学院

continuance,andnormative

第 52 号、

大学人文学会社会学部会、21-42：201135) 中嶋和夫、香川幸次郎、朴千萬：地域住民の健康関連ＱＯＬに関する満足度の測定、厚生の指標 50 巻第 8 号、8-15：2008

Abstract
This study examined the influence of caregiving-related commitment and stress to the intention tocontinue working as care staff and in present care facility, after considering the antecedent factors(staff ’s characteristics, motives and caring skill).
Four hundred four care staffs who work in care facilities in A prefecture were surveyed. The
questionnaire included staff ’s characteristics (gender, age, education background, qualification,
working years related to care, working years in present facility and working style), motives for caring
labor, caring skill, caregiving-related occupational and organizational commitment, caregiving-related
occupational and organizational stress and the intention to continue working as care staff and inpresent care facility.
We designed the causal relationship model which caregiving-related commitment impacts directly
or indirectly through caregiving-related stress on the intention to continue working. Above-mentioned
model was approximately fit to the data (χ2 =320.740, DF=128, CFI=0.962, RMSEA=0.079).
Based on these results, we discussed importance of commitment against the intention to continue
working. And we also discussed effective intervention in improvement quality of caregiving and job
retention of care staffs, after considering the antecedent factors (caring skill and motives) associatedwith caregiving-related commitment.

編集後記
介護経営第 7 巻第 1 号をお届けします。
今回も何人もの方々から投稿をいただきました。ありがとうございました。
前回の編集後記でも申し上げておりました投稿期限の変更について、今回の投稿期限からこれまでよりも約半月ほど前倒しとしました。一部の先生方にはご不便をおかけしたかと思いますが、編集や審査について、期間的な余裕を持って臨む必要を編集委員一同感じていましたので、必要なことだったと考えております。これにより査読にかける時間が増加したため、査読の時間切れの危険性が減少し、より精査可能なことから、雑誌の質の向上につながっていくと考えています。それでも、課題はすべて解決したわけではなく、まだまだ試行錯誤が続くと思いますので、今後も規定や投稿期限などの変更があるかもしれません。情報はホームページに掲載しますので、投稿をお考えの際はご留意ください。（投稿自体は通年で受け付けております。）
これからも、皆様からの盛んな投稿をお待ちしております。また、この場をお借りして、編集に携わっていただいた先生方に御礼申し上げます。ありがとうございました。
（K．N）

介護経営
第 7 巻 第 1 号 （年 1 回発行）２０１２年１１月発行
発行人

田中 滋

発行所

日本介護経営学会〒104-0061 東京都中央区銀座 1-5-15
TEL/FAX：03-3564-3235