ISSN 1881-3801

VOLUME 3

NUMBER 1

2008

The Japanese Journal of Business Management for Long-Term Care

介
第3巻

護

経

営

第1号

２００８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
私の「介護の日」〜介護職を目指す学生とともに〜
宇田

淳････１

研究論文
要介護高齢者の主介護者におけるソーシャル・サポートの評価に関する研究
筒井孝子、東野定律、柳漢守、尹靖水、筒井澄栄、大夛賀政昭、桐野匡史、中嶋和夫、小山秀夫 ････２
介護保険法改正のサービス担当者会議への影響〜神奈川県と尾道市の比較調査〜
田城孝雄、高橋 隆、瀬戸恒彦、大槻紘美、田中 滋････10
介護職における職務適応と性格タイプ
永井隆雄、小野宗利････23
新人介護職における意識の違いと処方箋
永井隆雄、小野宗利････35
研究資料
介護技術・技能の変革による介護作業価値向上に関する基礎的検討
扇原
編集後記

淳、武藤

充、山路

学････43

介護経営

1

第 3 巻 第 1 号 ２００８年１１月［巻頭言］
私の「介護の日」〜介護職を目指す学生とともに〜
日本介護経営学会理事

広島国際大学医療福祉学部医療経営学科教授
宇田淳

私は、教職に就いている。マスメディアによる介護現場の（3K＋1K：きつい. 厳しい. 帰れない. 給料が安い＝結婚できない）報道で、学生が介護の社会を目指さない、また親や先生が子供に介護の職に就かせないなど、介護福祉系の学生定員割れ問題の報道に寂しさと、不安を感じている。数年先の介護人材の不足が予期されるからである。人材不足はマスメディアの報道に問題も一因があるという方もいるが、介護現場が（3K＋1K）であることは事実である。
一方、在学生の間では、「全ては、高齢者さんの心の底からの笑顔のために」と従事する熱血青年の奮闘ぶりを描く老人介護漫画が、高齢者介護の実態をリアルに描いていると評判である。現場をまだ知らぬ学生が、「リアルに」というのは不可思議ではあるが、実際に、読んでみると、事業の運営や財政問題、新予防給付など介護保険制度の問題点や限界、介護人材の待遇問題、将来に向けての人材育成、外国人介護士など、タイムリーな話題が満載である。主人公たちの『介護ってのは、千差万別！』『“今日”できねえことは“明日”はもっとできなくなるんだよ』という言葉は、介護する側に、介護とは？誰のための介護なの？と深く語りかけるメッセージなのだ。この漫画が、介護保険制度開始前 2003 年、ビジネスマン向けのコミック誌に連載が始まり、この漫画が受け入れられていることに、介護の普遍化を感じる。
先日、厳しい介護状況の中、厚生労働省は、介護についての理解と認識を深め、介護従事者、介護サービス利用者及び介護家族を支援するとともに、利用者、家族、介護従事者、それらを取り巻く地域社会における支え合いや交流を促進する観点から、高齢者や障害者等に対する介護に関し、国民への啓発を重点的に実施するための日として、「11 月 11 日」を「介護の日」と決めた。
私にとっての「介護の日」は、未来の医療・福祉職に就く介護の担い手である学生諸氏に、「何を伝え、何をともに考えるのか」という原点に立ち返る日である。そして、「介護への理解」を介護者の負担感だけで捉えてしまわずに、大勢の人間が関心を持つことで何が変えられるかのメッセージを伝えていくことを確認する日である。
日本介護経営学会は、研究の進展とその成果の世の中への積極的発信を通じ、介護分野の発展に役立たつ学会が目標であり、「介護経営を考える」ことを共通フィールドとする、研究者、実務家・自治体職員・政策関係者・報道など幅広い分野からの参加を期待している。そして、研究成果を「世に問う場」として、学術大会、シンポジウム、学会誌や研究会などの活動している。学会活動が、私にとっての「介護の日」の原動力である。
介護の社会を目指す学生たちよ、私たちとともに、介護経営を一緒に考えていきましょう。

2

介護経営

第 3 巻 第 1 号 ２００８年１１月［研究論文］
要介護高齢者の主介護者におけるソーシャル・サポートの評価に関する研究
著者：

筒井孝子（国立保健医療科学院

共著者：東野定律（静岡県立大学
花女子大学
学大学院

福祉サービス部）

経営情報学部）、柳漢守（岡山県立大学

現代人間学部）、筒井澄栄（岡山県立大学

保健福祉学部）、尹靖水（梅保健福祉学部）、大夛賀政昭（立教大

コミュニティ福祉学研究科）、桐野匡史（岡山県立大学（岡山県立大学

保健福祉学部）、小山秀夫（静岡県立大学

保健福祉学部）、中嶋和夫

経営情報学部）

抄録
目的：本研究は、要介護高齢者の主介護者における受領的なソーシャル・サポート認知を測定する尺度開発を目的とした。
方法：対象は、Ｓ県Ｏ市に在住し、要介護認定を受けた要介護高齢者 1、085 人の主介護者とした。ソーシャル・サポート認知は「介護関連ソーシャル・サポート認知尺度」で測定した。前記尺度の構成概念妥当性は、「情緒的サポート認知」「手段的サポート認知」「情報的サポート認知」を一次因子、「介
護関連ソーシャル・サポート認知」を二次因子とする二次因子モデルのデータへの適合度、その因子モデルと精神的健康との関連性で検討した。
結果：前記の二次因子モデルは、データに適合し、3 つの因子のうち、手段的ソーシャル・サポート得点
のみが精神的健康に影響し、その得点が高い主介護者ほど精神的健康は良好であった。
結論：本研究で開発した介護関連ソーシャル・サポート認知尺度は、構成概念妥当性を十分備えた尺度として位置づけられた。これによりこの尺度は、保健医療福祉専門職が主介護者に対するソーシャル・
サポートの方法を具体的に考える際に有用な資料となると考えられた。

キーワード：要介護高齢者、ソーシャル・サポート、構成概念妥当性

1．緒言

程であるとした。加えて、ソーシャル・サポート

ソーシャル・サポートの概念は老年学の下位概念は、１）情報による支援 informational、（Gerontology）をはじめとして、多様な領域で個

２）情緒による支援 emotional、３）手段による支別に検討されてきた。そのため、ソーシャル・サ

援 instrumental に集約されることを指摘している。

ポートの概念をひとつの定義に集約することは容このように欧米では、「ソーシャル・サポート」

易ではない 1。例えば、OʼReilly2 は、ソーシャ（social support:社会支援）に関する多くの測定

ル・サポートの測定尺度に関連した 33 の研究論文

尺度が開発され、すでに構造方程式モデリングをを概観し、そのうちの 14 の論文にあった定義は、基礎とする確証的因子分析によって因子モデルの

Caplan、Weiss、Cobb、Kahn らの定義の引用であっ側面での構成概念妥当性 3-10 が検討されている。

たと指摘している。さらに、上記の４人の定義に一方、わが国においては、ソーシャル・サポー

共通していた点を３つに集約し、ソーシャル・サ

トの測定を意図した尺度はいくつか開発されよう

ポートを１）個人の社会的、心理的、身体的ウェとしているが、尺度における妥当性の検討に際し

ルビーイングに肯定的な影響を及ぼす、２）特定て、内容的妥当性の検討はあるものの、因子モデの行為ないし行動が行なわれる、３）相互作用過ルを用い、構成概念妥当性を検討した尺度は見当

介護経営

3

第 3 巻 第 1 号 ２００８年１１月

たらず、また認知症等を持った要介護高齢者を介調査員が主介護者に個別に調査票を配布し、主介護する家族については、ソーシャル・サポートの護者から調査協力の同意書を得ている。これらのストレスに対する調節効果や媒介効果 11-13 を検調査票については、秘密厳守のため封印後、調査討した研究はほとんど見当たらない。このため、票が回収されている。

ソーシャル・サポートに関しての妥当性の高い尺度の開発が望まれるところである。

なお、本調査は、O 市の調査に関する倫理委員会を経て実施されている。

そこで本研究では、要介護高齢者の主介護者を対象に、彼らの受領的なソーシャル・サポートを

2.3.

調査内容

測定し、その因子モデルのデータへの適合ならび

調査内容は、要介護高齢者の性、年齢、要介護に外的基準との関連という２つの側面から構成概度、主介護者の性、年齢、続柄、介護継続期間、念妥当性を検討することを目的とした。

受領的な介護関連のソーシャル・サポート認知、本研究においては、対象とするソーシャルサポ

精神的健康を評価する項目であった。

ートの内容について、介護者がソーシャルサポー

また本研究で、主介護者の受領的なソーシャ

トを利用可能な資源であると認知することの重要

ル・サポート認知を介護に関連した受領的な援助性を考慮し、受領的なソーシャルサポートとは、に関する認知（評価）と定義し、OʼReilly2 の研「介護者が他者からどのようにどの程度の支援を

究業績を基礎に下位概念を「情緒的サポート認知受けているかに関する認知」と定義し、自らの要

emotional support 」、「 手 段 的 サ ポ ー ト 認 知求を満たすために利用するサポートではなく、あinstrumental support 」、「 情 報 的 サ ポ ー ト 認 知

くまで他者からの提供によって成立する受領的な

informational support」の３因子で構成し、合計サポートを中心にソーシャルサポートの内容を構

９項目の質問（以下、「介護関連ソーシャル・サポ

成し、その測定を行った。

ート認知尺度」）を準備し、これに対しての回答を

具体的には、「情緒的サポート認知」、
「手段的サ

求めた。

ポート認知」、「情報サポート認知」を一次因子、「介

具体的には、「介護をするようになってから、家護関連ソーシャル・サポート認知」を二次因子と族や親戚、近隣、友人等からどのような支援を受する二次因子モデルを想定し、その構成概念妥当けているか」と質問し、回答は２件法（「いいえ」、性を検討することとした。

「はい」）で構成した。
精神的健康については、英国版 GHQ-1214 で測定

2．方法した。回答はリカート４件法で求め、得点化は GHQ

2.1.

採点法 15（４選択肢の左から 0-0-1-1 点、12 点満調査対象

Ｓ県Ｏ市に在住し、平成 14 年 4 月 1 日までに要点）に従った。

介護認定を受けた第１号被保険者である要介護高齢者 5、189 人の主介護者のうち、調査の協力が得られた 1、143 人を対象とした。

2.4.

分析方法

分析に際しては、要介護高齢者の性、年齢、要介護度、主介護者の性、年齢、介護継続期間、介

2.2.

調査者

調査は、市役所の保健師ならびに介護保険制度において、市町村から調査委託を受けている介護

護関連のソーシャル・サポート認知、「GHQ-12」の回答に欠損値を有さない 1、085 人のデータを用いた。

支援専門員が行った。介護支援専門員らに対して

第 1 に、介護関連ソーシャル・サポート認知尺

は、調査の目的、内容等について調査説明会を行度の因子モデルの側面から見た構成概念妥当性を、

い、その方法について説明を行った。その上で、「情緒的サポート認知」「手段的サポート認知」
「情

4

介護経営

第 3 巻 第 1 号 ２００８年１１月

報サポート認知」を一次因子、「介護関連ソーシャ

高 齢 者 と 主 介 護 者 の 続 柄 は 、 息 子 の 嫁 340 名

ル・サポート」を二次因子とする二次因子モデル（ 31.3 ％ ） が 最 も 多 く 、 次 い で 配 偶 者 317 名を想定し、そのデータへの適合性を検討した。

（29.2％）、娘 270 名（24.9％）の順であった。

第２に、外的基準との関連性における構成概念

要 介 護 者 の 基 本 属 性 は 、 性 別 は 男 性 333 名

妥当性を、介護関連ソーシャル・サポート認知を（30.7%）、女性 752 名（69.3%）であった。年齢は、独立変数、精神的健康を従属変数とする因果関係

平均が 82.4 歳（標準偏差 7.63、範囲 65−103 歳）

モデルを設定し、そのモデルのデータへの適合性であった。要介護度は、「要支援」が 78 名（7.2%）、と要素間の関連性のふたつの側面から検討した。

「要介護度１」が 324 名（29.9%）、「要介護度２」

なお、このとき GHQ-12 は、1 因子モデルを想定しが 274 名（25.3%）、「要介護度３」が 171 名（15.8%）、た。適合度の判断には、比較適合度指標「要介護度４」が 125 名（11.5%）、「要介護度５」

Comparative Fit Index（CFI）、Tucker-Lewis Index

が 113 名（10.3%）で要介護１の割合が最も高かっ（TLI）、Root Mean Squares Error of Approximation

た（図表１）。

（RMSEA）を用いた。パラメータの推定は、得点が図表1 主介護者・要介護者の属性分布(n=1,085)

２値型変数 binary variable であることを考慮し、
WLSMV （ Weighted

Least-Squares

主介護者
性別

男性
女性

parameter
平均年齢

estimates using a diagonal weight matrix withrobuststandard

errorsandMean-を採用した。

†

統計解析ソフトは M-plus Ver2.0116 を用いた。

‡

男性
女性

333人 （ 30.7 %）752人 （ 69.3 %）82.4歳 （標準偏差=7.63）（範囲65-103歳）

48.1ヶ月 （標準偏差=51.55）（範囲0-492ヶ月‡）

被介護者との続柄 配偶者
息子
息子の嫁
娘
娘の婿
孫（女）
孫（男）
その他

Variance-adjusted chi-square test statistic）

要介護者
性別

60.5歳 （標準偏差=11.56） 平均年齢
（範囲28-93歳）

平均介護期間and

242人 （ 22.3 %）843人 （ 77.7 %）317人 （ 29.2 %）125人 （ 11.5 %）340人 （ 31.3 %）270人 （ 24.9 %）1人 （ 0.1 %）1人 （ 0.1 %）1人 （ 0.1 %）
30人 （ 2.8 %）要介護度 要支援
要介護１
要介護２
要介護３
要介護４
要介護５

78人 （ 7.2 %）324人 （ 29.9 %）274人 （ 25.3 %）171人 （ 15.8 %）125人 （ 11.5 %）113人 （ 10.3 %）標準偏差
介護期間が1ヶ月未満の場合「0」としている

なお、因子モデルの標準化係数（パス係数）の有意性は、非標準化係数を標準誤差で除した値（以3.2.

介護関連ソーシャル・サポート認知尺度に下、t 値）を参考とし、その絶対値が 1.96 以上（5％おける回答分布
介護関連ソーシャル・サポート認知尺度の回答有意水準）を示したものを統計学的に有意とした。

分布は図表２に示した。
「はい」が最も多かった項
3.結果

目は「あなたに介護関連の福祉サービスを教えて

3.1.

くれる人はいますか」が 79.3％で最も高く、次い

主介護者・要介護者の基本属性

主 介 護 者 の 基 本 属 性 は 、 性 別 は 男 性 242 名

で「介護をしているあなたを気遣ってくれる人は（22.3％）、女性 843 名（77.7％）であった。年齢

いますか」が 75.0％、「介護をするようになって、は、平均が 60.5 歳（標準偏差 11.56、範囲 28-93

あなたを励ましてくれる人がいますか」が 66.6％、歳）であった。介護継続期間は、平均 48.1 ヶ月（標

「介護を手伝ってくれる人はいますか」が 61.8％

準偏差 51.55、範囲 0-492 ヶ月）であった。要介護と続いていた。

図表2 介護関連ソーシャル・サポート認知尺度における回答分布 (n=1,085)
いいえ

はいXs1 あなたの介護に対する努力をほめてくれる人はいますか

質問項目

434 ( 40.0 )

651 ( 60.0 )Xs2 介護をするようになって、あなたを励ましてくれる人がいますか

362 ( 33.4 )

723 ( 66.6 )Xs3 介護をしているあなたを気遣ってくれる人はいますか

271 ( 25.0 )814 ( 75.0 )Xs4 介護で疲れたときに、留守番などの簡単な用事を気軽に頼める人はいますか

534 ( 49.2 )551 ( 50.8 )Xs5 介護を手伝ってくれる人はいますか

414 ( 38.2 )671 ( 61.8 )Xs6 介護で忙しいときに家事を手伝ってくれる人はいますか

500 ( 46.1 )585 ( 53.9 )Xs7 1日以上外出するとき、介護を変わってくれる人はいますか

630 ( 58.1 )455 ( 41.9 )Xs8 あなたに介護関連の福祉サービスを教えてくれる人はいますか
Xs9 あなたに介護の適切な方法を教えてくれる人はいますか
名 （%）

225 ( 20.7 )
473 ( 43.6 )

860 ( 79.3 )612 ( 56.4 )

介護経営

3.3.

5

第 3 巻 第 1 号 ２００８年１１月

精神的健康に関する尺度（GHQ-12）におけ準偏差 3.32）であった。
「抑うつ症状」を呈している回答分布るか否かを、従来の Cut off-point で判断すると、精神的健康に関する尺度（GHQ-12）における回

３ 点 以 上 の 得 点 を 示 し た 者 の 割 合 は 617 人

答分布は図表３に示した。平均得点は、4.03 点（標（56.9％）で半数を超えていた。

図表3 GHQ-12の回答分布 (n=1,085)
回答1

質問項目

回答3

回答2

回答4

Xg1
何かをする時にいつもより集中して、71 ( 6.5 )702 ( 64.7 )
270 ( 24.9 )
42 ( 3.9 )
Xg2
132 ( 12.2 )467 ( 43.0 )
344 ( 31.7 )
142 ( 13.1 )心配事があって、よく眠れないことは、
いつもより自分のしていることに生きがいを感じることが、105 ( 9.7 )661 ( 60.9 )
264 ( 24.3 )
55 ( 5.1 )Xg3
図表４ 老親扶養義務感及び介護継続意思得点と主介護者の年齢、介護継続期間との相関係数
Xg4
いつもより容易に物ごとを決めることが、78 ( 7.2 )789 ( 72.7 )
201 ( 18.5 )
17 ( 1.6 )いつもストレスを感じたことが、60 ( 5.5 )405 ( 37.3 )455 ( 41.9 )
165 ( 15.3 )
Xg5164 ( 15.1 )
585 ( 53.9 )259 ( 23.9 )
77 ( 7.1 )Xg6
問題を解決できなくて困ったことが、いつもより問題があった時に積極的に解決しようとすることが、
123 ( 11.3 )
741 ( 68.3 )
204 ( 18.8 )
17 ( 1.6 )Xg7
介護者
いつもより気が重くて、憂うつになることは、
108 ( 10.0 )462 ( 42.6 )395 ( 36.4 ) 介護継続期
120 ( 11.0 )
Xg8
Xg図表５
9
自信を失ったことは、559 ( 51.5 )
250 ( 23.0 )
79 ( 7.3 )老親扶養義務感および介護継続意思得点と 197 ( 18.2 )の年齢間（月）Xg10 自分は役に立たない人間だと考えたことは、392 ( 36.1 )538 ( 49.6 )123 ( 11.3 )
32 ( 3.0 )
49 ( 4.5 )329 ( 30.3 )
628 ( 57.9 )
79 ( 7.3 )Xg11 いつもより日常生活を楽しく送ることが、主介護者の性別
Xg12 ノイローゼ気味で何もすることができないと考えたことは、536 (老親扶養義務感得点
49.4 )
391 ( 36.0 )123( 11.3 )
35 ( 3.3 )
-.013
.003
名 (%) ＊項目1 ： 「回答1：できた」，「回答2：いつもと変わらなかった」，「回答3：いつもよりできなかった」，「回答4：まったくできなかった」
項目2，5，6，9，10，12 ： 「回答1：まったくなかった」，「回答2：あまりなかった」，「回答3：あった」，「回答4：たびたびあった」
介護継続意思得点.312.063
項目4，7 ，11： 「回答1：できた」，「回答2：いつもと変わらなかった」，「回答3：できなかった」，「回答4：まったくできなかった」
項目3 ： 「回答1：あった」，「回答2：いつもと変わらなかった」，「回答3：なかった」，「回答4：まったくなかった」
項目8 ： 「回答1：まったくなかった」，「回答2：いつもと変わらなかった」，「回答3：あった」，「回答4：たびたびあった」

3.4.

シャル・サポート認知」を二次因子とする二次因介護関連ソーシャル・サポート認知尺度の子モデルのデータへの適合度は、CFI が 0.984、TLI

因子モデルのデータへの適合性「情緒的サポート認知」、「手段的サポート認知」、「情報サポート認知」を一次因子、「介護関連ソーが 0.987、RMSEA が 0.059 であった。パス係数はい
ずれも統計学的に有意な水準にあった。

ソーシャル・
サポート認知

0.883

ζ1

0.668

0.762

ζ2

ζ3

情緒的サポート

0.766

0.921

手段的サポート

0.930

情報的サポート

0.865 0.876 0.858 0.823

0.874 0.874

y1

y2

y3

y4

y5

y6

y7

y8

y9

ε1

ε2

ε3

ε4

ε5

ε6

ε7

ε8

ε9

図表4 介護関連ソーシャル・サポート認知尺度の因子構造（標準化解）
3.5.

n=1,085, CFI=0.984, TLI=0.987, RMSEA=0.059, KR-20=0.81
介護関連ソーシャル・サポート認知と精神が 0.984、RMSEA が 0.044 であった。独立変数の従的健康の関係
介護関連ソーシャル・サポートの各因子を独立変数として、また精神的健康を従属変数とする因果モデルのデータへの適合度は、CFI が 0.972、TLI

属変数に対する寄与率は 9.3％であった。なお、パス係数は手段的サポートのみが統計学的に有意な水準にあった。

6

介護経営

εs1

ys1

εs2

ys2

第 3 巻 第 1 号 ２００８年１１月

0.771

εs3

ys3

0.923
0.926

yg1

εg1

0.721

yg2

εg2

0.754

yg3

εg3

yg4

εg4

yg5

εg5

0.815

yg6

εg6

0.835

yg7

εg7

yg8

εg8

0.681

yg9

εg9

0.239

yg10

εg10

0.845

yg11

εg11

yg12

εg12

情緒的サポート
0.699
0.821

εs4

0.589

ys4

0.086

ζ1

-0.325

精神的健康

0.866

εs5

ys5

εs6

ys6

εs7

ys7

εs8

ys8

0.866

手段的サポート
0.673

0.856

0.900

R2 = 9.3%

0.835

0.874

0.509

-0.0490.860

情報的サポート

0.874

εs9

0.849

ys9

図表5 介護関連ソーシャル・サポート認知と精神的健康の関係（標準化解； n=1,085, CFI=0.972, TLI=0.984, RMSEA=0.044）
4.考察
本研究では、OʼReilly の定義に基づいて「介護Scale of Perceieved Support: MSPSS」24、「SocialProvisions

Scale:SPS 」 25 、 「 Social

関連ソーシャル・サポート」を二次因子、「情緒的Support-Family Measure: SSFM」26）、「Inventory

サポート認知」、「手段的サポート認知」、「情報サof Social Supportive Behaviors: ISSB 」 27 、

ポート認知」を一次因子とした二次因子モデルを「Social Support Questionnair: SSQ」27 が報告

想定し、その構成概念妥当性を検討した。この結されるようになっている。本研究で示された要介

果、前記因子モデルは、データに適合（CFI＝0.973、

護高齢者を介護する家族のソーシャル・サポート

TLI＝0.969、RMSEA＝0.043）することが明らかにを測定するための尺度も、この一連の研究のひとされた。このように、二次因子モデルがデータにつとして位置づけられる。

適合したことは、本研究で開発した「介護関連ソ以上の解析に加え、介護に関連した受領的なソーシャル・サポート認知尺度」の構成概念妥当性

ーシャル・サポートの認知が主介護者の精神的健を支持する結果として解釈でき、また介護関連ソ

康に影響するという仮説を検討した結果、本モデーシャル・サポート認知の概念的な一次元性を支ルがデータに適合し、また受領的なソーシャル・

持するものであり、重要である。

サポートの認知を高く評価している者ほど健康状

これまでに、ソーシャル・サポートに関しては、態が良好であることが明らかになった。これは、多様な測定尺度が開発されその効果について研究

介護関連ソーシャル・サポート認知尺度の外的基がなされてきた。しかし、本研究で示したような準との関連における構成概念妥当性を支持する結構造方程式モデリングを適用した確証的因子分析

果と言える。

によって尺度の構成概念妥当性を検証したものは、わが国においては少なかった 17-20。
しかし、諸外国では、尺度の内部構造の側面において構成概念妥当性を検討した尺度の開発がす

すなわち、これまで臨床的に言われてきたように、ソーシャル・サポートが多いと認知している者ほど、精神的な健康度は良好であるということを示している。

す め ら れ て お り 、 例 え ば 、「 Social Support

しかし、これまでの研究におけるソーシャル・

Behaviors：SS-B」21、22、「Interpersonal Support

サポートの効果については、主にそのサポートがEvaluation List：ISEL」23、「Multidimensional

直接的に認知した高齢者の精神的健康に与える効

介護経営

7

第 3 巻 第 1 号 ２００８年１１月

果の違いについて研究がなされ、その結果、情緒に対するソーシャル・サポートの方法を具体的に的なソーシャル・サポートを受けている高齢者に考える際の有用な資料となると考えられた。

とって、日常生活能力の高さなど、当該高齢者の今後は、交差妥当性の検討を重ねつつ、ソーシ

状態に関係なくすべての高齢者において、精神的ャル・サポートに関する調節・媒介効果モデルの健康に与える効果が得られるという結果 28 が示さ

検証も踏まえながら、専門家の適切な介入方法にれてきた。

ついて検討がなされなければならないと考える。

本研究では、はじめて要介護高齢者の介護を現在行っている介護者を対象とし、ソーシャル・サ

引用文献

ポートの認知の測定を行った。この結果、情緒的

１)Langford CP, Bowsher J, Maloney JP, et al：

なサポートの認知の影響よりも、手段的なサポー

Social support: a conceptual analysis, J

トのほうが介護者の精神的健康に与える影響が大Adv Nurs, 25(1), 95-100:1997

きいことがわかった。この結果から、介護者は情

２ )O'Reilly P ： Methodological issues in緒的サポートよりも、例えば、介護の代替といっsocial support and social network research,

た手段的サポートを望んでいる可能性が示され、Soc Sci Med, 26(8), 863-873:1988

先行研究とは異なっており、貴重な結果といえる。

３)Vaux A: Appraisals of social support: Love,

いずれにしても介護は、基本的に介護者に大き

respect, and involvement ， J Community

な負担を与えていることが示されており 29-37、これらの介護負担の軽減とこうしたソーシャル・サ

Psychol 15, 493-502：1987
４ )Vaux A, Riedel S, Stewart D: Models ofポートとの関連性について、さらに検討していく

social

必要がある。

Behaviors(SS-B) Scale ， Am J Community

ただし、本研究で取り上げた介護関連ソーシャ

support:The

SocialSupportPsychol, 15(2), 209-237:1987

ル・サポートを評価した内容は、短時間で質問を５ )Brookings JB, Bolton B ： Confirmatory

できることをねらいとするため、かなり質問数をfactor analysis of the Interpersonal

少なくし、かつ、サポート源としての続柄を特にSupport Evaluation List, Am J Community

限定せずに、回答しやすい質問で構成した。

Psychol, 16(1), 137-147:1988

このため、例えば、同じ介護援助であっても、

６)Zimet GD, Powell SS, Farley GK, et al：

仕事と割り切って援助してもらう場合と介護者がPsychometric

遠慮や気遣いをしながら援助をしてもらう場合でMultidimensional

は、介護者の負担あるいは、心理的ストレスへのSocial Support, J Pers Assess, 55(3-4),

影響は、まったく異なることが予想される。した610-617:1990

がって、今後は、質問方法の妥当性を含め、さらに慎重な検討が望まれよう。
以上、本研究においては、要介護高齢者の主介
護者における介護に関連した受領的なソーシャ

characteristics
Scale

of

of

the

Perceived

７ )Dahlem NW, Zimet GD, Walker RR ： The
Multidimensional

Scale

of

Perceived

Social Support: a confirmation study, J
Clin Psychol, 47(6):756-761:1991

ル・サポート認知を測定する尺度の開発を試みた。

８)Mancini JA, Blieszner R: Social provisions

その際、構成概念妥当性を因子モデルと外的基準

in adulthood: concept and measurement inとの関連で検討し、介護関連ソーシャル・サポー

close relationships, J Gerontol, 47(1),ト認知尺度の構成概念妥当性が支持された。これ

14-20:1992

により、この尺度は、とくに、地域で在宅介護を

９)Windle M, Miller-Tutzauer C: Confirmatory

支える保健医療福祉専門職にとっては、主介護者

factor analysis and concurrent validity of

8

介護経営

the

perceivedsocialsupport-family

measure among adolescents, Journal of

第 3 巻 第 1 号 ２００８年１１月

効果、老年精神医学雑誌、6(5)、575-581：
1995

Marriage and the Family, 54, 778-787:1992

20)田中共子、兵藤好美、田中宏二在宅介護者の10)Pretorius TB, Diedricks M: A factorial

ソーシャルサポートネットワークの機能：家investigation of the dimensions of social

族・友人・近所・専門職に関する検討、社会

support, S Afr Tydskr Sielk, 23(1),

心理学研究、18(1)、39-50：2002

32-35:1993

21)Vaux A: Appraisals of social support: Love,

11)Schumacher KL, Dodd MJ, Paul SM：The stressprocess in family caregivers of persons
receiving chemotherapy, Res Nurs Health,16(6), 395-404:1993

support,Psychol, 15, 493-502:1987
22)Vaux A, Riedel S, Stewart D ： Models ofsocial12)Baillie V, Norbeck JS, Barnes LE：Stress,socialrespect, and involvement, J Community

andpsychologicaldistress of family caregivers of the

support:The

SocialSupportBehaviors(SS-B) Scale, Am J Community
Psychol, 15(2), 209-237：1987
23)Brookings JB, Bolton B ： Confirmatory

elderly, Nurs Res, 37(4), 217-222:1988

factor analysis of the Interpersonal13)Franks MM, Stephens AP：Social support in

Support Evaluation List, Am J Community

the context of caregiving: husbands'
provision of support to wives involved in

Psychol, 16(1), 137-147:1988
24)Dahlem NW, Zimet GD, Walker RR ： The

parent care, J Gerontol B Psychol Sci Soc

Multidimensional

Sci, 51(1), 43-52:1996

Social Support: a confirmation study, J14)Mcdowell IAN, Newell C：Measuring health:
A

guide

to

ratingquestionnaires,

Oxfordscales

Scaleof

Perceived

Clin Psychol, 47(6), 756-761:1991

and25)Mancini JA, Blieszner R: Social provisions

University

in adulthood: concept and measurement in

Press:1987
15) 福 西 勇 夫 ： 日 本 版 General Health
Questionnaire（GHQ）の cut-off point、心理臨床、3(3)、228-234:199016)Muthén LK, Muthén BO: Mplus Userʼs Guide,
Los Angeles:1998

close relationships, J Gerontol, 47(1),14-20:1992
26)Windle M, Miller-Tutzauer C: Confirmatory
factor analysis and concurrent validity oftheperceivedsocialsupport-family

measure among adolescents, Journal of17)新名理恵、矢冨直美、本間昭：痴呆性老人のMarriage and the Family, 54, 778-787:1992

在宅介護者の負担感に対するソーシャル・サ27)Pretorius TB, Diedricks M: A factorial

ポートの緩衝効果、老年精神医学雑誌、2 (5)、investigation of the dimensions of social655-63：1991

support, S Afr Tydskr Sielk, 23(1),18)岸玲子、江口照子、笹谷春美、他：高齢者の32-35:1993

ソーシャル・サポートおよびネットワークの

28)杉澤秀博：高齢者における主観的幸福感およ

現状と健康状態：旧産炭地・夕張と大都市・び受療に対する社会的支援の効果−日常生

札幌の実態、日本公衆衛生雑誌、41(5)、

活動作能力の相違による比較−、日本公衆衛474-488：1994

生雑誌、40(3)、171-180:1993

19)藤野真子：在宅痴呆性老人の家族介護者のス29)Grafstrom M, Fratiglioni L, Sandman PO, et

トレス反応に及ぼすソーシャル・サポートのal ： Health and social consequences for

介護経営

9

第 3 巻 第 1 号 ２００８年１１月

relatives of demented and non-demented

review of the literature, J Clin Epidemiol,elderly, A population-based study, J Clin

42(12), 1137-1148:1989

Epidemiol, 45(8),p861-p870：1992

34)Nygaard

HA:Strainoncaregiversof30)Vitaliano PP, Russo J, Young HM, et al：demented elderly people living at home,

Predictors of burden in spouse caregivers

Scand J Prim Health Care, 6(1), 33-37:1988

of individuals with Alzheimer's disease,35)Jutras S, Lavoie JP: Living with an

Psychol Aging, 6(3), 392-402：1991
31)Baumgarten M, Battista RN, Infante-Rivard
C, et al：The psychological and physicalhealth of family members caring for an

impaired elderly person- the informal
caregiver's physical and mental health, J
Aging Health, 7(1), 46-73:1995
36)Haley WE, Levine EG, Brown SL, et al:elderly person with dementia, J Clin

Psychological,

Epidemiol, 45(1), 61-70：1992

consequences of caring for a relative with32)Baumgarten M, Hanley JA, Infante-Rivard C,
et al：Health of family members caring for
elderlypersonswithdementia-A

health405-411: 1987
37)Schulz R, O'Brien AT, Bookwala J, et al:
Psychiatric26-132:1994

effects

care to the demented elderly- a criticalandsenile dementia, J Am Geriatr Soc, 35(5),longitudinal study, Ann Intern Med, 120(2),33)Baumgarten M: The health of persons givingsocial,andofprevalence,physicaldementia
correlates,

morbidity
Caregiving-andcauses,Gerontologist, 35(6), 771-791:1995

Abstract
Purpose: The purpose of this research is to develop a scale for measuring perceived social support
received by family members providing care to seniors requiring care.
Method: The subjects were 1,085 individuals who as of April 1, 2002, were acting as the main
caregivers for any of the 5,189 seniors living in O City, S Prefecture, certified as “Type 1 Insured
Parties” after having received certification of eligibility for long-term care. All of the subjects agreed inadvance to participate in this study. “Perceived social support received by main caregivers” wasmeasured using the “Care-related Social Support Perception Index.” The construct validity of thisCare-related Social Support Perception Index was verified based on goodness of fit with data from asecondary factor model that used “Perceived emotional support,” “Perceived instrumental support,”and “Perceived informational support” as the primary factors and “Care-related perceived social
support” as the secondary factor, and using the relationship between this factor model and mental
health.
Results: The secondary factor model described above was in conformance with the data. Of the threefactors in care-related social support, only instrumental social support had an effect on mental health:main caregivers with higher scores for this factor had better mental health.
Conclusions: The Care-related Social Support Perception Index developed in this research can beseen as having an acceptable level of construct validity.

10

介護経営

第 3 巻 第 1 号 ２００８年１１月［研究論文］
介護保険法改正のサービス担当者会議への影響―神奈川県と尾道市の比較調査−
著者：

田城孝雄（順天堂大学

共著者：高橋

医学部公衆衛生学講座）

隆（茨城県立医療大学

保健医療学部）、瀬戸恒彦（かながわ福祉サービス振興会）、大槻紘美（かながわ福祉サービス振興会）、田中滋（慶應義塾大学大学院経営管理研究科）

抄録
介護保険法改正の影響を検証するために、平成 17 年と平成 18 年に、地域包括ケアに先進的に取り組ん
できた尾道市と、神奈川県のサービス担当者会議の実態を比較調査した。
尾道市では、利用者、家族、主治医の参加には変化が無く、基本的に介護保険制度改正の影響を受けておらず、神奈川県では、介護保険制度改正の影響を受けて、利用者と家族が参加するサービス担当者会議の開催回数が増加したが、介護支援専門員は、サービス担当者会議への主治医の参加に困難感を覚えており、主治医に参加を呼びかけていないと回答した割合が 50％を超えていた。主治医の参加という点では、改正の効果が現れていない。要介護者は、要介護状態になった基礎疾患の治療のため、服薬などの医療を受けていることが多い。医療と介護の連携は必要であり、主治医と介護支援専門員などとの連携は不可欠である。サービス担当者会議に主治医の参加を促す施策が必要である。

キーワード：サービス担当者会議、居宅介護支援専門員、尾道方式、介護保険法改正、主治医

1.目的

ケアカンファレンスの重要性の強調、指摘が増

介護を必要とする高齢者が地域の中で安心してす一方で、現実的にはケアマネジャーが日々の業暮らせるようにするためには、個別のケアマネジ

務に忙殺される中、多職種による共同開催の困難

メントだけではなく、介護を地域全体で支えるとさもあり、ケアカンファレンスの実施についてはいう地域ケア全体のマネジメントとして、情報共低調であることが指摘され、開催状況と内容につ有、連携、調整を図ることが重要となる。要介護

いても標準化されていとは言い難い。本研究では、高齢者の援助過程であるケアマネジメントにおい

平成 17 年度から平成 18 年度にかけて、介護保険ては、ケアカンファレンス（＝サービス担当者会

制度改正を経たサービス担当者会議の実態と内容議）がこの役割を担ってきた。利用者各々のニーの経時的変化を明らかにし、現在のサービス担当

ズに即したサービスを提供するため、多様なサー者会議の状況と今後の展望を検討することを目的

ビス提供主体による医療、保健、福祉にわたる介とする。

護サービスが総合的、一体的に提供されうるサー

地域包括ケアに先進的に取り組んできた尾道市

ビス体系の確立はケアマネジメントの重要な要素と、急速に高齢化が進行し都市部と農村部を抱えの一つであり、ケアマネジメントが介護保険制度

全国標準とされる神奈川県のサービス担当者会議に導入された理由となっている。

の実態を比較し、制度改正の影響を検証するため

介護経営

11

第 3 巻 第 1 号 ２００８年１１月に、平成１７年度と平成１８年度の２か年にわたって調査を実施した。

また、平成 18 年度についても、10 月 1 日時点において指定を受けている全ての居宅介護支援事業所を対象に、平成１７年度と同様に調査票を郵送

2．方法

した。

2.1.調査方法
平成 17 年 11 月 1 日時点において指定を受けて

2.2.分析方法

いるすべての居宅介護支援事業所を対象に、調査

分析方法は、尾道市と神奈川県を比較検討する票を郵送した。1 事業所あたり調査票を 2 票ずつ居ため、χ2 検定を行った。ｐ＜0.05 を有意差あり

宅介護支援事業所の管理者あてに依頼状とともにとした。解析には統計ソフト SPSSver.12J を用い郵送し、管理者から、調査対象事業所に勤務する

た。

介護支援専門員に手渡すよう依頼した。所属する
介護支援専門員の中から担当件数の多い順に、２

3.結果名に回答してもらった。記入済み調査票の回収に

3.1.調査票配布数及び回収率

ついては、返信用封筒を同封し、介護支援専門員

平成 17 年度と平成 18 年度に実施した調査におが調査業務の委託を受けた社団法人かながわ福祉

いて、調査票の配布数及び回収率は、表１のとおサービス振興会へ直接返送するよう依頼した。

りであった。

表１

調査票配布数及び回収率

平成１７年
調査票配布数
神

奈

川

有効回収数

有効回収率

県

3,386

1,122

33.1%

広 島 県 尾 道 市

82

45

54.9%

平成１８年
調査票配布数
神

奈

川

有効回収数

有効回収率

県

3,496

1,397

40.0%

広 島 県 尾 道 市

100

30

30.0%

3.2.開催回数

１Ｂ）

尾道市と神奈川県の居宅介護支援専門員の回答したサービス担当者会議の開催回数の割合を図１に示す。
（平成 17 年度

図１Ａ，平成 18 年度

図

各年の平均回数、標準誤差、最小回数と最大回数を表２に示す。

12

介護経営

表２

平成１７年

第 3 巻 第 1 号 ２００８年１１月

開催回数の平均（平均値±標準誤差（最小値‐最大値））
尾道市

4.78±0.86 回（1‐33 回）

神奈川県

3.00±0.10 回（1‐24 回）

平成１８年

（平均値±標準誤差（最小値‐最大値））
尾道市

3.80±0.44 回（1‐10 回）神奈川県

4.17±0.09 回（1‐46 回）

尾道市では、開催回数が減少し、一方、神奈川県では増加した。

図１Ａ

サービス担当者会議の開催回数（平成 17 年 10 月中）【平成 17 年調査】
1回

0回

2回
3回

0%

20%

15.6%

尾道市(n=45)

40%

15.6%

4.4%

4回
60%

13.3%

17.8%

5回

6 回以上

80%

100%

11.1%

20.0%

2.2%

不明

34.3%

神奈川全県(n=1122)

図１Ｂ

17.7%

16.1%

11.5%

5.3% 4.2% 6.8% 4.0%

サービス担当者会議の開催回数（平成 18 年 10 月中）【平成 18 年調査】
1回

2回

3回

20%

40%

60%

6 回以上

5回

4回
0%

80%

100%

0.0%
尾道市(n=30)

10.0%

33.3%

10.0%

10.0%

20.0%

16.7%

0.0%

0回
不明

神奈川全県(n=1397)

7.3%

10.9%

17.5%

18.5%

13.5%

10.7%

20.3%

1.3%

介護経営

13

第 3 巻 第 1 号 ２００８年１１月

3.3.サービス担当者会議の所要時間

している事業所 26.7％、介護保険施設 13.3％、サービス担当者会議の所要時間は、平成１７年

居宅サービス事業所 13.3％であり、神奈川県は、

度は、尾道市は 22.43±1.29 分（10‐40 分）、神奈

利用者の自宅 88.7％、自分が勤務している事業所

川県は 51.39±0.88 分（1‐180 分）であり、一方、

37.5％、居宅サービス事業所 21.1％、介護保険施平成１８年度は、尾道市が 23.45±1.61 分（15‐設 14.1％、主治医の診療所・病院 9.5％であった。

50 分）、神奈川県は 45.60±0.46（図２Ｂ）

分（10‐120 分）であった。
（表記は平均値±標準誤差（最小値‐最大値））
尾道市では、所要時間に変化が無く、一方、神奈川県では短縮した。

尾道市では、主治医の診療所・病院が、最も多く、平成１７年 89.2％、平成１８年 90.0％と変化は無かった。次いで、利用者の自宅が多く、平成
１７年 54.1％、平成１８年 53.3％と変化が無かった。次いで自分が勤務している事業所が多く、平3.4.開催場所
平成１７年には、尾道市は、主治医の診療所・

成１７年 18.9％から、平成１８年 26.7％と増加した。

病院が 89.2％、利用者の自宅 54.1％、自分が勤務

一方、神奈川県では、利用者の自宅が最も多い

している事業所 18.9％、介護保険施設 13.5％、居が 、 平 成 １ ７ 年 の 63.0 ％ か ら 平 成 １ ８ 年 に は宅サービス事業所 2.7％であり、神奈川県は、利用88.7％に増加した。回答した居宅介護支援専門員

者 の 自 宅 63.0 ％ 、 自 分 が 勤 務 し て い る 事 業 所

自身の勤務する事業所が次に多いが、平成１７年

49.6％、居宅サービス事業所 16.8％、主治医の診の 49.6％から、平成１８年には 37.5％に減少して療所・病院 12.4％、介護保険施設 8.1％であった。

いる。次いで居宅サービス事業者が多い。主治医（図２Ａ）の診療所、病院は、平成１７年

平成１８年には、尾道市は、主治医の診療所・病院が 90.0％、利用者の自宅 53.3％、自分が勤務

12.4％、平成１

８年 9.5％であり、尾道市より少なかった。

14

介護経営

図２Ａ

第 3 巻 第 1 号 ２００８年１１月

サービス担当者会議の開催場所（平成 17 年 10 月中）【複数回答】【平成 17 年調査】
0%

20%

40%

60%

80%

100%

54.1%
利用者の自宅63.0%

18.9%
あなたが勤務している事業所
49.6%

2.7%
居宅サービス事業所
16.8%

13.5%
介護保険施設8.1%

89.2%
主治医の診療所、病院
12.4%

0.0%
在宅介護支援センター
3.8%

0.0%
公共の施設(公民館等)
1.7%

0.0%
その他
8.5%

介護経営

15

第 3 巻 第 1 号 ２００８年１１月

図２Ｂ

サービス担当者会議の開催場所（平成 18 年 10 月中）【複数回答】【平成 18 年調査】
0%

20%

40%

60%

80%

100%

53.3%
利用者の自宅88.7%

26.7%
あなたが勤務している事業所
37.5%

13.3%
居宅サービス事業所
21.1%

13.3%
介護保険施設14.1%

90.0%
主治医の診療所、病院
9.5%

0.0%
地域包括支援センター
6.8%

0.0%
公共の施設(公民館等)
0.9%

0.0%
その他
3.1%

3.5.サービス担当者会議の参加者（サービス担当
者会議の構造）3.5.1.利用者の参加

3.5.2.家族の参加
平成 17 年は、調査期間中に開催したサービス担

平成 17 年は、調査期間中に開催したサービス担

当者会議に家族が出席したと回答した介護支援専

当者会議に利用者が出席したと回答した介護支援

門員は、尾道市で 94.6％（35/37）、神奈川県 69.4％

専門員は、尾道市で 91.9％（34/37）、神奈川県（480/692）であり、尾道市と神奈川県で有意な差64.6％（447/692）であり、尾道市と神奈川県で有を認め、一方、平成 18 年には、尾道市で 90.0％

意な差を認めたが、平成 18 年には、尾道市で 86.7％（27/30）、神奈川県 87.9％（1122/1277）であり、（26/30）、神奈川県 89.3％（1140/1277）であり、利用者の参加と同様に、尾道市と神奈川県で有意

尾道市と神奈川県で有意差を認めなかった。
（表３、差を認めなかった。（表３、図３）

図３）

16

介護経営

表３

第 3 巻 第 1 号 ２００８年１１月

利用者・家族が参加したサービス担当者会議

平成１７年

尾道市

神奈川全県

P値

利用者が出席したサービス担当者会議が１回以上ある

34/37(91.9)

447/683(65.4)

0.001

家族が出席したサービス担当者会議が１回以上ある

35/37(94.6)

480/680(70.6)

0.002

尾道市

神奈川全県

P値

利用者が出席したサービス担当者会議が１回以上ある

26/30(86.7)

1140/1277(89.3)

0.474

家族が出席したサービス担当者会議が１回以上ある

27/30(90.0)1122/1277(87.9)

0.443

平成１８年

図３

サービス担当者会議への利用者・家族の参加

平成１７年
0%

20%

40%

60%

80%

100%

91.9%
利用者が出席した会議が1回以上ある
64.6%

94.6%
家族が出席した会議が1回以上ある
69.4%

神奈川全県(n=692)

尾道市(n=37)

平成１８年
0%

20%

40%

60%

80%

100%

86.7%
利用者が出席した会議が1回以上ある
89.3%

90.0%
家族が出席した会議が1回以上ある
87.8%

3.5.3.サービス担当者会議に参加を呼びかけた人

一方、平成 18 年は、主治医、主治医以外の医療

介護支援専門員が、利用者、家族、主治医、主機関の職員、民生委員に呼びかける比率が、尾道

治医以外の医療機関の職員、民生委員に呼びかけ

市は神奈川県より有意に高かったが、利用者、家る比率は、平成 17 年は、尾道市が神奈川県より有族では有意差を認めなかった。サービス事業者に意に高かった。サービス事業者に参加を呼びかけ参加を呼びかける割合は、平成 17 年と同様に、有る割合は、有意差を認めなかった。

意差を認めなかった。（表４）

介護経営

17

第 3 巻 第 1 号 ２００８年１１月

表４

サービス担当者会議に参加を呼びかけた人
平成 17 年

平成 18 年

尾道市

神奈川県

P値

尾道市

神奈川県

P値

利用者

36/37(97.3)

454/692(65.6)

0.000

27/30(90.0)

1173/1277(91.9)

0.714

家族

36/37(97.3)

540/692(78.0)

0.005

29/30(96.7)

1196/1277(93.7)

0.502

主治医

36/37(97.3)

161/692(23.3)

0.000

29/30(96.7)

425/1277(33.3)

0.000

サービス事業者

37/37(100.0)

633/692(91.5)

0.064

29/30(96.7)

1242/1277(97.3)

0.845

20/37(54.1)

194/692(28.0)

0.001

15/30(50.0)

408/1277(31.9)

0.037

19/37(51.4)

54/692(7.8)

0.000

9/30(30.0)

78/1277(6.1)

0.000

主治医以外の医療
機関の職員
民生委員

3.5.4.サービス担当者会議に実際に参加した人に、主治医、主治医以外の医療機関の職員、民生

利用者、家族、主治医、主治医以外の医療機関

委員の参加率は、尾道市が神奈川県より優位に高の職員、民生委員の参加率は、平成 17 年は、尾道

かったが、利用者、家族では有意差を認めなかっ市が神奈川県より優位に高かった。サービス事業

た。サービス事業者に参加を呼びかける割合は、者の参加率には有意差を認めなかった。

平成 17 年と同様に、有意差を認めなかった。（表一方、平成 18 年は、参加を呼びかけた人と同様
表５５）

サービス担当者会議に実際に参加した人
平成 17 年

平成 18 年

尾道市

神奈川県

P値

尾道市

神奈川県

P値

利用者

35/37(94.6)

423/692(61.1)

0.000

27/30(90.0)1128/1277(88.3)

0.778

家族

35/37(94.6)

486/692(70.2)

0.001

29/30(96.7)

1122/1277(87.9)

0.141

主治医

33/37(89.2)

97/692(14.0)

0.000

24/30(80.0)

156/1277(12.2)

0.000

サービス事業者

36/37(97.3)

624/692(90.2)

0.149

28/30(93.3)

1220/1277(95.5)

0.556

23/37(62.2)

171/692(24.7)

0.000

15/30(30.0)

349/1277(27.3)

0.006

18/37(48.6)

37/692(5.3)

0.000

9/30(30.0)

66/1277(5.2)

0.000

主治医以外の医療
機関の職員
民生委員

3.5.5.サービス担当者会議に参加が必要と思われる人認めなかった。
一方、平成 18 年は、主治医、主治医以外の医療サービス担当者会議に毎回参加が必要と思われ機関の職員、民生委員の参加率は、尾道市が神奈る人についてみると、平成 17 年は、利用者、家族、川県より優位に高かったが、利用者、家族では有主治医、主治医以外の医療機関の職員、民生委員

意差を認めなかった。サービス事業者に参加を呼の参加率について、尾道市が神奈川県より優位にび掛ける割合は、平成 17 年と同様に、有意差を認高かった。サービス事業者の参加率には有意差をめなかった。（表６）

18

介護経営

表６

第 3 巻 第 1 号 ２００８年１１月

サービス担当者会議に参加が必要と思われる人
平成１７年

平成１８年

尾道市

神奈川全県

P値

尾道市

神奈川県

P値

利用者

35/37(94.6)

423/692(61.1)

0.000

27/30(90.0)1128/1277(88.3)

0.778

家族

35/37(94.6)

486/692(70.2)

0.001

29/30(96.7)

1122/1277(87.9)

0.141

主治医

33/37(89.2)

97/692(14.0)

0.000

24/30(80.0)

156/1277(12.2)

0.000

36/37(97.3)

624/692(90.2)

0.149

28/30(93.3)

1220/1277(95.5)

0.556

23/37(62.2)

171/692(24.7)

0.000

15/30(30.0)

349/1277(27.3)

0.006

18/37(48.6)

37/692(5.3)

0.000

9/30(30.0)

66/1277(5.2)

0.000

サービス事業者
主治医以外の医療機関の職員
民生委員

3.6.サービス担当者会議不参加の理由った。平成 18 年は、「連絡がつかない」「出席を呼サービス事業者不参加の理由では、平成 17 年は、

びかけていない」の２項目で、尾道市は神奈川県「日や曜日があわない」の項目で、尾道市が有意より有意に低かった。神奈川県の介護支援専門員に低かった。それ以外の項目も、尾道市は神奈川の約 60％の回答者が主治医に出席を呼びかけてい

県より低いが、有意差は認めなかった。一方、平ない点は、平成 18 年も変わりが無かった。

成 18 年は、「日や曜日があわない」に加えて、「時

利用者の不参加の理由については、平成 17 年は、間帯が合わない」も、尾道市が有意に低かった。

「出席を呼びかけていない」が、尾道市 2.2％、神主治医の不参加の理由については、平成 17 年は、
尾道市はいずれの項目についてもたいへん低い割

奈川県 18.0％であり、有意差を認めた。平成 18 年は、すべての項目で有意差を認めなかった。

合である。これに対して、神奈川県は、「自分が呼家族の不参加の理由については、平成 17 年は、

びかけていない」(57.7%)、「日にちや曜日が合わ

尾道市では「日にちや曜日が会わない」が 24.4％ない」(45.3%)、「時間帯が合わない」(45.3%)と、であり、これに対し、神奈川県では「日にちや曜

いずれも高い割合になっている。いずれの項目に日が会わない」が 30.8%、「時間帯が合わない」がついても、尾道市は神奈川県より有意に低かった。

25.2％になっているが、有意差を認めなかった。

神奈川県の介護支援専門員の約 60％の回答者が主

平成 18 年は、「時間帯が合わない」が、尾道市が治医に出席を呼びかけていないことが特徴的であ有意に神奈川県より高かった。（表７）

介護経営

19

第 3 巻 第 1 号 ２００８年１１月

表７

サービス担当者会議の不参加理由(1)事業者
平成１７年
尾道市

神奈川全県

平成１８年
P値

尾道市

神奈川県

P値

日や曜日があわない

9/45(20.0)

492/1122(43.9)

0.002

7/30(23.3)

708/1397(50.7)

0.003

時間帯が合わない

16/45(35.6)

437/1122(38.9)

0.647

7/30(23.3)

609/1397(43.6)

0.027

連絡がつかない0/45(0.0)

15/1122(1.3)

0.435

0/30(0.0)

14/1397(1.0)

0.582

会議の意義の無理解

0/45(0.0)

25/1122(2.2)

0.311

0/30(0.0)

29/1397(2.1)

0.425

信頼関係の不確立

1/45(2.2)

10/1122(0.9)

0.365

1/30(3.3)

8/1397(0.6)

0.059

0/45(0.0)

43/1122(3.8)

0.181

1/30(3.3)

6/1397(0.4)

0.024

出席を呼びかけていない(２)主治医

平成１７年

平成１８年

尾道市

神奈川全県

P値

尾道市

神奈川県

P値

日や曜日があわない

7/45(15.6)

508/1122(45.3)

0.000

13/30(43.3)

639/1397(45.7)

0.793

時間帯が合わない

11/45(24.4)

508/1122(45.3)

0.006

11/30(36.7)

634/1397(45.4)

0.343

連絡がつかない1/45(2.2)

210/1122(18.7)

0.005

0/30(0.0)

219/1397(15.7)

0.018

会議の意義の無理解

3/45(6.7)

253/1122(22.5)

0.012

6/30(20.0)

307/1397(22.0)

0.796

信頼関係の不確立

0/45(0.0)

312/1122(27.8)

0.000

4/30(13.3)

317/1397(22.7)

0.225

2/45(4.4)

647/475(57.7)

0.000

2/30(6.7)

742/1397(53.1)

0.000

出席を呼びかけていない(３)利用者

平成１７年

平成１８年

尾道市

神奈川全県

P値

尾道市

神奈川県

P値

日や曜日があわない

4/45(8.9)

143/1122(12.7)

0.445

1/30(3.3)

164/1397(11.7)

0.154

時間帯が合わない3/45(6.7)

134/1122(11.9)

0.281

1/30(3.3)

121/1397(8.7)

0.302

連絡がつかない0/45(0.0)8/1122(0.7)

0.570

0/30(0.0)

5/1397(0.4)

0.743

会議の意義の無理解

3/45(6.7)

157/1122(14.0)

0.161

3/30(10.0)

161/1397(11.5)

0.796

信頼関係の不確立

0/45(0.0)

12/1122(1.1)

0.486

0/30(0.0)

12/1397(0.9)

0.610

1/45(2.2)

202/1122(18.0)

0.006

2/30(6.7)

81/1397(5.8)

0.841

出席を呼びかけてい
ない
(４)家族

平成１７年

平成１８年

尾道市

神奈川全県

P値

尾道市

神奈川県

P値

日や曜日があわない

11/45(24.4)

346/1122(30.8)

0.361

13/30(43.3)

429/1397(30.7)

0.139

時間帯が合わない6/45(13.3)

283/1122(25.2)

0.070

15/30(50.0)

329/1397(23.6)

0.001

連絡がつかない4/45(8.9)

99/1122(8.8)

0.988

1/30(3.3)

98/1397(7.0)

0.432

会議の意義の無理解

4/45(8.9)

181/1122(16.1)

0.192

7/30(23.3)

225/1397(16.1)

0.288

信頼関係の不確立

1/45(2.2)

27/1122(2.4)

0.937

1/30(3.3)

33/1397(2.4)

0.730

2/45(4.4)

142/1122(12.7)

0.101

2/30(6.7)

54/1397(3.9)

0.434

出席を呼びかけてい
ない

20

介護経営

第 3 巻 第 1 号 ２００８年１１月

4. 考察

合併前の地域を記載する項目を設けなかったので、

4.1.平成１７年と１８年間の変化

区別できなかった。また尾道市の回答率が減少し4.1.1.介護保険法の改正ている。合併前の旧市域の事業所と新市域の事業

平成１８年４月から改正介護保険法が施行され、所の比較を行う調査が必要である。

介護保険制度が改正された。この改正ではサービス担当者会議の重要性が盛り込まれ、やむをえな

4.3.サービス担当者会議の開催時間

い理由がある場合を除きサービス担当者会議の開サービス担当者会議の開催時間は、神奈川県で催は基本であることが明示され、サービス担当者

は 51.4 分から 45.6 分に短縮している。一方で尾会議を開催しないと、不適切な事業運営に関する

道市では、22.4 分から 23.5 分と若干延長している。

報酬減算の対象となり、介護報酬が減額されるこ尾道市は３０分以内の割合が、平成１７年とが規定された。

91.9％であり、平成１８年も 90.0％であった。また 60 分を超えると回答した介護支援専門員は 0％

4.1.2.尾道市の市町村合併であった。一方、神奈川県は、３０分以内の割合

尾道市は、平成１８年１月１０日に、因島市、は、平成１７年は 31.2％、平成１８年は 33.4％で瀬戸田町を合併した。このため、対象事業所数があり、平成１７年は、60 分の割合が 42.2％と最も

４１事業所から５０事業所に増加した。

多くなっていた。60 分を超えると回答した介護支
援専門員は、平成１７年 12.6％、平成１８年は4.2.サービス担当者会議開催回数

3.9％であった。このことから、神奈川県は、尾道神奈川県では、サービス担当者会議の開催回数

市よりもサービス担当者会議の開催時間を２倍以が、平均 3.00 回から 4.17 回へと増加した。また

上かけていることがわかる。尾道市の介護支援専

一度も開催しなかった居宅介護支援専門員の割合

門員は、短い時間で担当者会議を終わらせており、も、34.3％から 7.3％に減少し、平成１８年施行の神奈川県の介護支援専門員は、比較的長い時間を

改正介護保険法の影響を受け、サービス担当者会

かけて担当者会議を開催している。

議の開催が促進され、介護保険法の改正の効果と考えられる。

平均開催回数と平均所要時間の積を指標とすると、平成１７年は、尾道市は 107.2 分、神奈川は一方、尾道市では開催回数が、4.78 回から 3.80

154.2 分であり、回数は尾道市が多いが、総時間数回へと減少した。サービス担当者会議を、一度もは神奈川より短くなっている。また尾道市は、主開催しなかった居宅介護支援専門員の割合は、治医の診療所・病院で、一度に数件のサービス担

15.6％から 0％に減少し、回答した居宅支援専門員

当者会議を集中して行い、神奈川県は利用者宅で、は、全員が少なくても１回は、サービス担当者会別々に行うことを考慮すると、サービス担当者会

議を開催していた。平成１７年は５回弱の開催回

議の前後の移動時間を含めると、拘束時間に大き数であった尾道市が、翌１８年に平均約１回開催な差が生じている。尾道方式は、効率的なサービ回数が減少している理由として、種々の要因が考ス担当者会議の開催方法を確立している。

えられる。市町村合併により、市域が拡大し、平平成１８年には、尾道市は、89.1 分と、さらに成１７年の対象と異なる事業所が、新たに回答者

総時間数が短縮しているが、一方、神奈川県は、に加わった。その影響は否定できない。質問票に190.2 分と、さらに 23％総時間数が増加している。

介護経営

21

第 3 巻 第 1 号 ２００８年１１月

回数の増加に比して、開催時間の短縮はそれほど

７年には３つの段階で有意差を認めた。利用者と無く、総時間数は増加している。介護報酬の減額

家族の参加の必要性に関して、介護支援専門員のを避けるために、サービス担当者会議を励行して意識の段階から、有意な差が有ったと言える。平いるが、尾道市のように効率的なサービス担当者

成１８年には、有意差を認めないので、介護保険会議の運営に手をつけないまま回数が増加し、総法改正の影響は、神奈川県において、サービス担

時間数は約四分の一増加している。このままでは当者会議に利用者と家族の参加が必要であるとの介護支援専門員の負担感が益々増加し、サービス意識の改革をもたらした。

担当者会議の開催に困難を覚える可能性がある。

意識改革をもたらした要因としては、介護保険

神奈川県は、効率的なサービス担当者会議の運営

制度改正により、介護支援専門員の質向上のため方法に関して検討する必要がある。

に研修体系が構築され、現任研修の義務化が図ら

尾道市と神奈川県とでは、介護支援専門員の基れたことも考えられる。神奈川県においては、神礎職種や会議の運営方法など、多くの点で異なっ

奈川県介護支援専門員協会が中心となって、介護ている。サービス担当者会議の時間の相違につい支援専門員を対象とした研修を充実しており、介ては、医療職と福祉職の違い、主治医が参加して護支援専門員の意識が変化したと考えられる。

いるか否か、開催場所の違いなどが、開催時間に影響を及ぼしていると考えられる。

神奈川県において、サービス担当者会議に、利用者と家族の参加が増えた理由として、従来はサービス担当事業所において、介護サービス担当職

4.4.サービス担当者会議の開催場所

員中心に、サービス給付の調整を主として行って尾道市では、サービス担当者会議の開催場所といたが、介護保険法の改正により、サービス担当

して、主治医の診療所・病院が最も多い。このこ者会議の開催が励行され、それとともに、利用者とは、後述するサービス担当者会議への主治医のの自宅で開催される割合が高くなり、結果として参加率が高いことに繫がる。

利用者と家族の参加の割合が増加したと考えられ神奈川県では、利用者の自宅が最も多かったが、る。

平成１８年には 88.7％と１.４倍に増加している。
自分の勤務する事業所で行う割合は、平成１８年には 25％減少した。

4.6.制度改正の影響と今後の課題
神奈川県では、介護保険制度改正の影響を受けて、サービス担当者会議の開催が実施されるよう

4.5.サービス担当者会議への参加者
利用者と家族のサービス担当者会議への参加は、になり、利用者や家族の参加を得て介護の方針やケアプランの検討が行われるようになった。平成

平成１７年には、神奈川県は、尾道市に比べ、有18 年度におけるサービス担当者会議の開催につい意に少なかったが、平成１８年には、神奈川県とて、平成 17 年と 18 年を比較すると、この１年間

尾道市には有意な差を認めなかった。

で神奈川県においては、サービス担当者会議を頻サービス担当者会議に、①参加が必要と思う、②参加を呼びかける、③（結果として）実際に参繁に開催するようになり、大きく改善されていることがわかる。

加する、の３つの段階ごとに、神奈川県と尾道市

しかし、サービス担当者会議に、①参加が必要を比較すると、利用者と家族に関しては、平成１と思う、②参加を呼びかける、③（結果として）22

実際に参加する、の３つの段階ごとに、神奈川県

介護経営

第 3 巻 第 1 号 ２００８年１１月

果が現れていない。

と尾道市を比較すると、主治医と民生委員に関し

要介護者は、要介護状態になった基礎疾患の治ては、平成１７年・平成１８年とも、３つの段階療のため、服薬などの医療を受けていることが多で有意差を認め変化は無かった。主治医と民生委

い。医療と介護の連携は必要であり、さらに在宅員の参加の必要性に関しては、残念ながら神奈川医療の推進のためには、主治医と介護支援専門員

県の介護支援専門員の意識の改革をもたらさなかや訪問看護師、訪問介護士などの介護保険給付をった。

行う職種との連携は不可欠である。介護支援専門

尾道市の介護支援専門員は、主治医の不参加理員をはじめ、関係職種の意識改革を行い、サービ

由として、どの項目も低い割合であった。つまり

ス担当者会議に主治医の参加を促す施策が必要で介護支援専門員は主治医の参加に関して困難に思ある。

っていないことになる。一方、神奈川県では、主尾道市では、介護保険法改正の影響に加え、回治医の参加に困難感を覚えており、介護支援専門

収率の低下と、市町村合併の影響が重なった。旧

員は、主治医に参加を呼びかけていないと回答し市域と新市域の比較などの、さらなる調査が必要た割合が平成１７年・平成１８年とも、50％を超である。

えていた。主治医の参加という点では、改正の効

Abstract
In order to examine the effects of the revision of the Long-term Care Insurance Law, we made acomparative investigation in 2005 and 2006 of the situation of care conferences in Onomichi City,
which has been leadingly working on community comprehensive care, and in Kanagawa Prefecture.
In Onomichi City, participation of users, family members and doctors in care conferences did notchange, so basically, it has not been affected by the revision of the Long-term Care Insurance Law. In
Kanagawa Prefecture, more care conferences, in which service users and their family take part, were
held as a result of the revision. However, care managers found difficulty in getting doctors toparticipate in care conferences; over 50% of care managers answered that they did not ask doctors toattend the meetings. The revision has not affected doctors’ participation. People needing nursing careare often receiving medical treatment, like drug use, for their underlying diseases that account for
their care requiring condition. Therefore, cooperation between medical and long-term care isnecessary; cooperation between doctors and care managers is essential. We need a measure toencourage doctors to participate in care conferences.cooperation of various occupations, we must not
stick to standardized care-managing training programs, but rather introduce meticulous training andguidance that take parent organizations into consideration

介護経営

23

第 3 巻 第 1 号 ２００８年１１月［研究論文］
介護職における職務適応と性格タイプ

著

者：永井隆雄（株式会社 JEXS 組織戦略研究所所長・コンサルタント）

共著者：小野宗利（小野人事管理研究所所長・中小企業診断士）

抄録
介護施設では高い離職率によって経営計画や人材育成が困難になっている。そこで、なぜ人が辞めるのかが問題になる。１つにはそれは施設経営のあり方に起因する問題である。一方、介護職の職務適応に起因する諸要因を考慮してみる必要がある。本研究では、203 名の意識調査に基づき、性格類型を想定し、それによって就業意識（転職意思、バーンアウト、組織コミットメント、職場環境要因の認識、期待ギャップ）がどのように異なるかを検討した。これらの検討を通じて、いかなる人材を介護職として採用すべ
きか、またどういう人材は施設に定着しないのかを明らかにする。検討を通じて、職務適応しやすいのは
安定的自信家型、共感的堅実家型で、一方、高不安ルーズ型、衝動的行動型は不適応を起こしやすいこと、
堅実型心配性型は中間的であることが示された。

キーワード：バーンアウト、組織コミットメント、性格特性、クラスター分析、離転職意思

１．研究の背景と目的が、このような計算が必ずしも行なわれているわ

介護職については今日、高い離職率が問題になけではない。一方、入職者の総数を１年後の離職っている。その離職率は平均で 20%を超えていると者で割った場合を「１年後における新規入職者離言われるが、施設によってかなり差があり、永井・

職率」ということになるが、これも正確に算定さ小野による施設調査によると、過去 3 年間で 20%

れていない可能性が高い。離職率の定義があいまを超えているだけではなく、在籍者の半分近くがいであることは１つには大きな問題である。

常時入れ替わっているケースもあった。この場合、いずれにしても、離職率を低減し、定着化を進

離職率は 50%になるだろう。先行研究でも、この高

めていくこと、また離職の背景になっている現象

い離職率は経営課題として議論されている（小を探っていくことは大きな課題である。なぜなら、野,2007b；永井・小野,2008）。本研究では、離職一人の人材を採用し、新人として訓練し、活躍での背景に職務適応があると想定し、それが性格タきる状態にまで立ち上げていくには先行投資がか

イプによって異なってくるという前提で、問題をかる。ある程度の離職はいかなる企業や職務でも俎上に上げ、検討する。

起こりうるが、想定するよりも顕著に高い場合、離職率の計算は期首と期末の人員数の合計を足

人的効率が低くなってしまう。また、離職は組織して２で割り、平均在籍者数を求め、これを分母に対する共鳴性の欠如、労働条件の否定を意味すとし、期中における離職者総数を分子にして算定る。かかる離職が極端に高いことは組織にとってしたものを「全体離職率」とするのが適切である

健全ではなく、実在者に対して不信感を招くこと

24にもなりかねない。

介護経営

第 3 巻 第 1 号 ２００８年１１月

は 5 つの下位尺度からなるものとし、各尺度に 3

本研究では、介護職の職務適応に焦点を当て、つの設問を設けた。設問は日本労働研究機構

その諸要因を探り、今後の施設経営を改善するた（2003）の調査で明らかになったものから、因子めの方策を明らかにすることにしようとしている。

得点の高いものを中心に選び出した。
「全くあては職務適応とは、仕事と職場に適応し、より高い職

まらない」から「全くその通り」までの 5 件法で務満足とコミットメントを示しつつ、継続的に就質問した。

業する意欲を示している状態と定義することがで＜採用された 5 つの下位尺度＞

きる。

1.

職務満足感（Job Satisfaction）

2.

存 続 的 コ ミ ッ ト メ ン ト （ Continuous

本研究では、介護職に関する意識調査をデータベースとして、主に性格類型によってそのバーン

Commitment）

アウト、組織コミットメント、仕事観、期待ギャ

3.

職務コミットメント(Job Commitment)ップなどが異なることを示すことを目的とする。

4.

仕事への没入感（Job Involvement）

5.

帰属意識（Affective Commitment）

2. 研究の理論的背景
2.1.バーンアウト

2.3.職場環境要因

バーンアウトとは、「長時間にわたって人に援助

職場環境要因については、介護におけるバーンする過程で、心的エネルギーがたえず過度に要求

アウトに関する先行研究を参考にし、働きやすさ、された結果、極度の心身の疲労と感情の枯渇を示

上司葛藤、同僚葛藤、利用者葛藤、過重労働、上す 症 候 群 」（ Maslach & Jackson,1981; 田 尾 ・ 久司サポートを設問として加え、「いつも」、「しばし

保,1996）と定義されている。バーンアウトを測る

ば」、「時々」、「たまに」、「全くない」の頻度尺度

MBI 尺度には、①「情緒的消耗感（EE; emotionalとし、5 件法で質問した。

exhaustion ） 」 、 ② 「 脱 人 格 化 （ DP;depersonalization ）」、 ③ 「 個 人 的 達 成 感 （ PA;

2.4.仕事観

personal accomplishment）」という 3 つの下位尺

仕事観、すなわち、働く目的をどう持つかは、度がある。情緒的消耗感とは、仕事を通じて、情

バーンアウトや離転職意思、組織コミットメント

緒的に力を出し尽くし、消耗してしまった状態のに関係することが小野（2007a）によって明らかにことである。脱人格化とは、サービスの受け手にされている。そこで、仕事観に関する設問を設け、対する無情で、非人間的な対応のことである。個「全くあてはまらない」から「全くその通り」ま人的達成感とは、ヒューマンサービスの職務に関での 5 件法で質問した。

わる有能感、達成感のことである。通常、その減少を認識する。

2.5.性格特性
性格特性論においては、いわゆる Big Five がコ

2.2.組織コミットメント

ンセンサスを得ている（藤島・山田・辻,2005）。

働く人々の仕事に対するコミットメントは、長日本では 90 年代後半、これに基づく 5 因子性格検

らく組織行動の研究者のみならず、実務家の関心査が相次いで公表された。村上・村上（1995）の 5を集めてきた。組織コミットメントに関する基準

因子性格検査、FFPQ 研究会（1998）の 5 因子性格

介護経営

25

第 3 巻 第 1 号 ２００８年１１月

検査、下仲他（1999）による NEO−PI−R の翻訳な法により、一部を郵送によって回収した。調査期

どである。5 因子の名称は多少異なるが、本研究で間は、2007 年 6 月 21 日から 7 月 20 日であり、配は、神経症傾向（N）、外向性（Ex）、開放性（O）、

布数 281 通、回収数は 208 通（有効回答 203 通）、調和性（A）、統制性（C）の 5 特性の名称を採用し回収率は 74.0％であった。また各施設に離職状況た。5 因子モデルに基づく性格試験に関しては 150

や入職後の研修などについて追加調査を行なった。

項目を 50 項目に短縮した質問紙がある（藤島

この調査期間は、2008 年 1 月 10 日から 1 月 30 日

他,2005）。しかし、これでも実際の調査では他のだった。22 施設のうち 9 施設から回答があった。

質問項目もあるため、冗長である。そこで、小野

施設の類型的特徴は特養であること、施設内の介（2007a）では、24 項目まで短縮し、調査票に組み護職であることである。運営形態等は分散してい込んだ。本研究ではこの項目に準じている。

る。
(1)福岡県で調査を実施した理由は、研究者の一人、

2.6.期待ギャップ

小野の調査フィールドであることもあるが、今入職後の期待ギャップは、早期離職と関係して回の調査を支援頂いた西南学院大学社会福祉

いることが先行研究によって示されている（若学科の賀戸先生のご紹介で施設調査が可能に

林,1988;Dunnette,1973）。そこで、介護職の職場なったことによる。

事情になじみやすいように項目をアレンジし、上(2)22 施設に関して施設ごとに集計したところ、バ

司、作業条件、給与条件、仕事の面白さ、権限委

ーンアウトや転職意思、組織コミットメント、譲、自己成長の機会など 12 の項目を選定した。こ

離職率等は大きな差があった。しかし、一部にれらについて、「期待以上」、「おおむね期待通り」、ついて複数施設が混在していること、離職率に「やや期待外れ」、「全く期待外れ」の 4 件法で質関しては回答数が 3 分の 1 程度に留まったこと問することにした。

などから、検討には限界があった。ただ、施設の運営によって定着度合に差があることは明2.7.転職意思

らかのようである。

本調査では、回答者の転職意思を確認するため、①現職に留まりたい、②転職したい（但し、介護3.2.尺度の検定

職として）、③転職したい（介護職以外の仕事）と3.2.1.バーンアウト尺度いう設問を行なった。回答は三者択一である。

バーンアウトに関する 17 の設問についてバリマ
ックス回転を伴う主因子法による確証的因子分析

3. 調査結果を行なったところ、3 つの因子解が得られた。因子

3.1 調査の概要

はそれぞれ「脱人格化」、「情緒的消耗感」、「個人調査対象は、福岡県内の老人福祉施設 22 箇所を的達成感」と命名された。3 つの因子について内的対象にし、調査票を配布した(1)。調査方法は、ア

一貫性を示す信頼性係数を算定したところ、脱人

ンケート用紙を用いた無記名の自記式アンケート

格化（α=.840）、情緒的消耗感（α=.844）、個人調査とした。各特別養護老人ホームに事前に趣旨

的達成感（α=.857）だった。いずれも十分な値だを説明し、必要部数の調査票を用意し、郵送し、った。

回答者の選択は施設に一任した。一部を留め置き

26

介護経営

3.2.2.職場環境要因

第 3 巻 第 1 号 ２００８年１１月

的コミットメント（α＝.789）、仕事への没入感（α

職場環境要因に関する設問についてプロマック＝.664）、帰属意識（α＝.714）、職務コミットメ

ス回転を伴う最尤法による探索的因子分析を行なント（α＝.775）だった。おおむね問題のない数ったところ、６つの因子解が得られた。因子はそ値だった。

れぞれ「働きやすさ」、「利用者葛藤」、「過重労働」、「上司葛藤」、「同僚葛藤」、「上司サポート」と命

3.2.4.期待ギャップ名された。因子数を 5 にするなどして何度か因子

期待ギャップに関する 12 の設問についてバリマ分析を行なったが、「上司葛藤」と「上司サポート」

ックス回転を伴う主因子法による探索的因子分析

は収束しないので、6 つの因子解とした。信頼性係を行なったところ、3 つの因子解が得られた。それ数はそれぞれ、働きやすさ（α=.827）、利用者葛ぞれ「マネジメント」、「心理的報酬」、「雇用条件」

藤（α=.738）、過重労働（α=.797）、上司葛藤（αと命名された。内的一貫性を示す信頼性を算定し=.700）、同僚葛藤（α＝.620）、上司サポート（αたところ、マネジメント（α=.878）、心理的報酬=.660）だった。各因子の信頼性はおおむね十分な（α=.812）、雇用条件（α=.623）だった。雇用条数値だった。

件についてはやや低かった。
3 つの因子について勤続期間を横軸に取り、グラ

3.2.3.組織コミットメント

フにしたところ（図表 1）、入職して 6 ヶ月を過ぎ

組織コミットメントに関する 5 つの下位尺度各 3

るとマネジメントに関して急速にギャップ感が高つの設問について、バリマックス回転を伴う主因

まり、その後、徐々に小さくなるが、4 年を過ぎる子法による確証的因子分析を行なったところ、5 つと再びやや大きくなること、心理的報酬に関しての因子解に収束した。因子はそれぞれ「職務満足は似た軌跡を辿るが、その変化はやや小さいこと感」、「存続的コミットメント」、「仕事への没入感」、が見て取れる。一方、労働条件については 1 年を「帰属意識」、「職務コミットメント」と命名され過ぎると、徐々にギャップ感が小さくなっていく。

た。信頼性係数は、職務満足感（α＝.879）、存続
図表 1
マネジメント

期待ギャップ
心理的報酬

労働条件

2.90
2.80
2.70
2.60
2.50
2.40
2.30
2.20
６ヶ月未満

6ヶ月-１年

１-３年

4-７年

８-１０年

介護経営

27

第 3 巻 第 1 号 ２００８年１１月

3.3.性格特性による類型化と意識各値を百分率表示した（図表２）。これについて解3.3.1.性格類型

釈をして 5 つの性格分類を想定した。①衝動的行

ビッグ 5 による性格特性を測るための質問とし

動型は、衝動性、自己卑下などが高く、一方、共て採用された 24 の項目は、調和性について十分な感性、信頼性などが低い。②安定的自信家型は、信頼性を確保できないなどの問題があった（小自信性と支配性が高く、一方、活動性、興奮追求

野,2007a）。そこで、本研究では、因子分析を行なが低い。③共感的堅実家型は、共感性と他者尊重

わず、24 項目をそのままクラスター分析し、性格が高く、心配性、自己卑下がない。④堅実的心配類型を作ることにした。

性型は、心配性で几帳面、やや抑うつがあるが、Ward 法、平方ユークリッド距離、標準化なしの支配性は低い。⑤高不安ルーズ型は、心配性で抑設定で、階層数を 5 とし、クラスター分析を行な

うつ、緊張が高いが、自己統制や能率、回転は低った。保存された階層を独立変数にし、24 の項目

い。また男女別に性格タイプごとの就業意識を一を従属変数にして集計し、さらに全体の平均値で覧表にした（図表 3 及び 4）。

図表 2
性
別

タイプ
衝 動的 行 動型
安 定的 自 信
家型

男性

共 感的 堅 実
家型
堅 実的 心 配性型
高 不安 ル ーズ型
合計
衝 動的 行 動型
安 定的 自 信
家型

女性

共 感的 堅 実
家型
堅 実的 心 配性型
高 不安 ル ーズ型
合計
衝 動的 行 動型
安 定的 自 信
家型

全体

共 感的 堅 実
家型
堅 実的 心 配性型
高 不安 ル ー
ズ型
合計

衝動

心配
堅実

共感

信念

理解

能率

性

５つの性格類型

他者

興奮

自己

計画

群居

活動

支配

尊重

追求

卑下

性

性

性

性

自信
性

信頼

自己

注意

統制

獲得

抑 うつ

几帳
執着

緊張

協調

回転
面

167%

97%

93%

129%

118%

130%

109%

116%

102%

103%

119%

116%

99%

112%

107%

76%

97%

85%

106%

91%

108%

101%

94%

104%

73%

102%

90%

106%

93%

107%

89%

117%

100%

82%

91%

101%

86%

67%

132%

123%

73%

100%

88%

110%

82%

91%

101%

108%

63%

94%

125%

112%

130%

131%

55%

123%

129%

100%

53%

130%

128%

137%

151%

147%

56%

146%

125%

123%

54%

127%

128%

147%

74%

86%

90%

75%

98%

129%

113%

96%

87%

95%

124%

105%

103%

115%

96%

88%

126%

134%

106%

100%

89%

109%

104%

105%

108%

94%

87%

104%

70%

64%

118%

67%

99%

77%

111%

84%

80%

81%

81%

72%

132%

83%

84%

65%

116%

78%

79%

71%

97%

96%

93%

106%

97%

106%

99%

103%

101%

88%

101%

103%

93%

91%

113%

101%

96%

103%

96%

97%

93%

95%

98%

103%

143%

86%

105%

117%

107%

106%

102%

112%

99%

132%

115%

101%

120%

120%

106%

71%

106%

94%

116%

85%

105%

105%

95%

112%

85%

92%

98%

101%

103%

93%

78%

110%

96%

86%

90%

101%

107%

91%

115%

119%

77%

101%

95%

102%

100%

101%

94%

102%

78%

135%

116%

85%

132%

137%

73%

119%

114%

124%

51%

102%

102%

130%

123%

115%

82%

121%

130%

128%

74%

115%

137%

134%

80%

130%

101%

83%

108%

102%

121%

85%

101%

89%

112%

108%

86%

87%

75%

113%

125%

107%

101%

111%

108%

109%

126%

101%

106%

84%

99%

92%

68%

63%

121%

71%

93%

100%

111%

81%

95%

99%

56%

90%

116%

81%

76%

95%

120%

85%

70%

57%

101%

102%

103%

97%

102%

97%

101%

99%

99%

105%

99%

99%

103%

104%

94%

100%

102%

99%

102%

101%

103%

102%

101%

99%

149%

89%

102%

120%

110%

112%

104%

113%

100%

125%

116%

105%

115%

118%

106%

72%

104%

92%

114%

87%

105%

104%

95%

110%

80%

96%

95%

103%

99%

99%

83%

113%

98%

84%

90%

101%

98%

81%

122%

120%

75%

101%

92%

106%

93%

97%

97%

105%

74%

125%

118%

92%

131%

135%

69%

120%

118%

118%

52%

109%

108%

132%

130%

123%

75%

127%

129%

127%

69%

118%

135%

137%

79%

120%

98%

81%

106%

108%

119%

87%

98%

90%

114%

107%

90%

93%

80%

107%

125%

113%

102%

108%

103%

109%

121%

102%

107%

87%

95%

96%

69%

63%

120%

69%

95%

92%

111%

82%

90%

93%

64%

84%

121%

81%

79%

85%

119%

83%

73%

61%

100%

100%

100%

100%

100%

100%

100%

100%

100%

100%

100%

100%

100%

100%

100%

100%

100%

100%

100%

100%

100%

100%

100%

100%

28

介護経営

図表 3

第 3 巻 第 1 号 ２００８年１１月

性格類型とバーンアウト・組織コミットメント
バーンアウト

性別

情緒的

脱人格

個人的

バーン

消耗感

化

達成感

アウト

104%

106%

101%

103%

安 定的 自信 家型

99%

93%

101%

共 感的 堅実 家型

79%

99%

110%

堅 実的 心配 性型

102%

102%

104%

高 不安 ルー ズ型

104%

121%

合計

99%

103%

衝 動的 行動 型

107%

安 定的 自信 家型

92%

共 感的 堅実 家型

87%

堅 実的 心配 性型
高 不安 ルー ズ型

タイプ

女性

全体

存 続 的 コミ

職 務 コミッ仕 事 への

ットメント

トメント

没入感

職務満足

帰属意識

91%

98%

97%

91%

106%

101%

95%

98%

90%

116%

92%

122%

116%

86%

100%

104%

86%

78%

95%

104%

84%

114%

85%

105%

83%

86%

100%

99%

101%

94%

100%

94%

96%

99%

108%

97%

106%

102%

94%

106%

93%

85%

89%

105%

92%

114%

104%

107%

110%

105%

81%

112%

86%

113%

90%

110%

118%

121%

106%

99%

102%

101%

100%

105%

103%

104%

105%

105%

109%

92%

107%

87%

104%

88%

90%

96%

合計

100%

99%

101%

99%

103%

100%

103%

102%

100%

衝 動的 行動 型

106%

107%

98%

105%

99%

95%

102%

95%

89%

安 定的 自信 家型

95%

91%

103%

94%

105%

105%

105%

104%

102%

衝 動的 行動 型

男性

組織コミットメント

89%

85%

86%

111%

87%

113%

90%

113%

117%

112%

堅 実的 心配 性型

105%

100%

102%

101%

101%

100%

97%

102%

105%

高 不安 ルー ズ型

105%

113%

90%

109%

86%

104%

87%

89%

98%

合計

100%

100%

100%

100%

100%

100%

100%

100%

100%

性格類型と職場環境・期待ギャップ
職場環境要因別103%

共 感的 堅実 家型

図表 4

性

103%

タイプ

働 きやすさ

利用者葛

過重労働

上司葛藤

藤

期待ギャップ同僚葛上 司 サポー

マネジメン

心理的報

藤

ト

ト

酬

労働条件

衝動的行動型

82%

100%

103%

112%

113%

99%

96%

102%

91%

安定的自信家型

95%

102%

99%

101%

106%

102%

99%

100%

99%

男

共感的堅実家型

75%

75%

101%

130%

130%

91%

106%

97%

114%

性

堅実的心配性型

88%

91%

110%

114%

124%

93%

108%

113%

126%

高 不 安 ル ー ズ型

85%

98%

106%

104%

109%

99%

111%

106%

112%

合計

88%

97%

103%

108%

112%

99%

103%

103%

105%

衝動的行動型

104%

105%

108%

114%

110%

97%

104%

105%

99%

安定的自信家型

108%

95%

96%

91%

89%

104%

96%

96%

102%

女

共感的堅実家型

123%

92%

91%

87%

90%

93%

91%

96%

92%

性

堅実的心配性型

99%

103%

97%

94%

88%

105%

100%

101%

98%

高 不 安 ル ー ズ型

100%

109%

98%

91%

93%

102%

99%

93%

95%

合計

105%

101%

99%

97%

95%

101%

99%

98%

98%

衝動的行動型

99%

104%

107%

113%

110%

97%

102%

105%

97%

安定的自信家型

103%

98%

97%

95%

96%

103%

97%

98%

101%

全

共感的堅実家型

110%

88%

94%

98%

100%

92%

95%

96%

97%

体

堅実的心配性型

96%

101%

100%

99%

96%

102%

102%

104%

105%

高 不 安 ル ー ズ型

95%

105%

100%

95%

98%

101%

103%

97%

101%

合計

100%

100%

100%

100%

100%

100%

100%

100%

100%

介護経営

29

第 3 巻 第 1 号 ２００８年１１月

3.3.2.性格類型と就業意識的に高いが、仕事への没入感はあまり高くない。

性格類型を独立変数にし、バーンアウト、組織

職場環境要因では、衝動的行動型が過重労働、

コミットメント、職場環境要因、期待ギャップを

上司葛藤、同僚葛藤を相対的に強く感じており、従属変数にしてグラフ化した。これらについて解仕事そのもの及び人間関係にストレスを感じてい釈していく。バーンアウトでは、共感的堅実家型ることを示す。堅実的心配性型もストレスが強く、と安定的自信家型は比較的バーンアウトの度合い

過重労働、上司葛藤、利用者葛藤をやや強く感じが低いが、他の 3 つは総じてバーンアウトの度合ている。安定的自信家型は働きやすさを感じ、人いが高い（図表 5）。

間関係の葛藤や過重労働を比較的感じていない

組織コミットメントでは、衝動的行動型が仕事（図表 7）。

への没入感が低く、他の項目では平均的な傾向を

期待ギャップでは、共感的堅実家型では勤続期示す（図表 6）。一方、共感的堅実家型は職務満足、間を通じて大きなギャップの変化はなく、比較的

職務コミットメントが非常に高く、存続的コミッ

横ばいで推移していく（図表 8）。これに対して、トメントは低い。高不安ルーズ型では、職務満足、

安定的自信家型、高不安心配性型、高不安ルーズ

職務コミットメント、仕事への没入感についてい型では、入職 6 ヶ月から 1 年未満をピークにギャ

ずれも低いが、存続的コミットメントは最も高く、ップが高まり、その後はギャップが多少とも解消

帰属意識もやや高い。堅実的心配性型では、どのされる。この場合、安定的自信家型が最も回復が項目も平均的である。安定的自信家型では、全般

早い。

図表 5
衝動的行動型
堅実的心配性型

性格類型とバーンアウト
安定的自信家型
高不安ルーズ型

共感的堅実家型

4.0
3.5
3.0
2.5
2.0
1.5

情緒的消耗感脱人格化

個人的達成感

30

介護経営

図表 6

3.3

第 3 巻 第 1 号 ２００８年１１月

性格類型と組織コミットメント

衝動的行動型

安定的自信家型

堅実的心配性型

高不安ルーズ型

共感的堅実家型

2.9

2.5

2.1

1.7

職務満足

存続的コミットメント

図表 7
衝動的行動型

安定的自信家型

職務コミットメント

仕事への没入感

帰属意識

性格類型と職場環境要因
共感的堅実家型

堅実的心配性型

高不安ルーズ型

上司葛藤

同僚葛藤

115%
110%
105%
100%
95%
90%
85%
80%
働きやすさ

利用者葛藤

過重労働

介護経営

31

第 3 巻 第 1 号 ２００８年１１月

図表 8

性格類型と期待ギャップ

3.0

2.8

2.6

2.4

2.2

2.0

1.8
6ヶ月未満

6ヶ月-1年

1-3年

衝動的行動型
高不安心配性型

4−7年

安定的自信家型
高不安ルーズ型

8-10年

共感的堅実家型

3.4.転職意思と就業意識を従属変数にする重回帰分析（ステップワイズ法）

3.4.1.バーンアウトと転職意思を行なった。結果は図表 9 にまとめられたが、ババーンアウトは転職意思を強く予測することはーンアウトの下位尺度 3 つを織り込んだモデル 3

先行研究によっても示されている（小野,2007a）。

では調整済み R2 乗が.263 だった。バーンアウトがそこで、3 つの下位尺度を独立変数にし、転職意思

転職意思を予測することが示された。

図表 9

バーンアウトを独立変数にし、転職意思を従属変数にする重回帰分析
標 準偏 回モデル
モデル 1

帰 係数 β個人的達成感

7.361

.000

4.289

.000

4.542

.000

-.235 -3.209

.002

3.000

.003

.461
.332

(定数 )

モデル 3

p

.001

(定数 )

モデル 2 脱 人 格 化

有 意確 率

3.323

(定数 )
脱人格化

t値

脱人格化

.239

2.948

.004

個人的達成感-.217 -2.985.003

情緒的消耗感.184.013※従属変数: 転職意思

2.516

F値

調 整済 みR2 乗

54.184.208

33.495.243

25.034

.263

32

介護経営

3.4.2.転職意思と就業意識

第 3 巻 第 1 号 ２００８年１１月

ズ法）を行なった。結果は図保湯 10 にまとめられ転職意思がどのような要因によって決定されてた。モデル 4 では、①職務コミットメント、②仕いるかを確認するために、バーンアウト、組織コ

事への没入感、③マネジメントに関する期待ギャ

ミットメント、職場環境要因、期待ギャップの各

ップ、④存続的コミットメントの 4 項目を独立変

項目を独立変数にする重回帰分析（ステップワイ

数とするもので、調整済み R2 乗は.401 だった。

図表 10

就業意識を独立変数にし、転職意思を従属変数にする重回帰分析
標準偏回

モデル

帰係数

t値

有 意確 率

F値

β

モデル 1

20.194.000-.536 -8.977.000

21.260.000-.356 -5.280.000-.331 -4.913

.000

6.207

.000

職務コミットメント-.331 -4.990.000

仕事への没入感-.246 -3.476.001

マネジメント

.207

3.275

.001

6.628

.000

-.318 -4.842.000-.210 -2.936.004

マネジメント

.208

3.319

.001

存続的コミットメント-.132 -2.285.023(定 数 )
職務コミットメント(定 数 )

モデル 2 職 務 コ ミ ッ ト メ ン ト
仕事への没入感(定 数 )

モデル 3(定 数 )
職務コミットメント

モデル 4 仕 事 へ の 没 入 感※従属変数: 転職意思調 整済 みR2 乗

80.581.284

57.023.358

43.450.388

34.587

.401

介護経営

33

第 3 巻 第 1 号 ２００８年１１月

4. 考察と討論でも考慮すべきである。なお、実務的に介護職で本研究では、性格特性が就業意識に関係してい心理テストを導入するとすれば、今回の結果をもるという認識に立つ。転職意思を予測し、好まし

っと精緻に検証するとともに、30 分程度で実施可

い介護サービスの裏面指標であるバーンアウトは能なテストを開発し、低廉な費用で採用時に実施

職場環境要因によってもたらされるという研究モできると人的効率の向上に寄与できるだろう。しデルがわが国では依然として主流である。そのたかし、人手不足で採用選考で応募者を弾く状況にめ、バーンアウトとパーソナリティを関連付けたない施設も多く、入職後の指導や教育で対応でき

研 究 は少 なく、 エ ゴグ ラムと の 関連 （中村 ･ 稲

ないものかという課題も残されてくる。

岡,1985）のほかは踏み込んだ研究が長らく乏しかった。ところが、看護職に関して、5 因子モデルとの関連付けでバーンアウトを説明しようとする研

参考文献
１)Dunnette, M.D., Arvey, R.D., & Banas, P.A

究が近年になってようやく出てきた（福島Why

他,2004）。本研究では、性格特性を 5 因子ではな

Personnel,(May-June),pp.25-39:1973 年

く、性格分類にタイプ分けし、それによって違い

２)藤島寛・山田尚子・辻平治朗「5 因子性格検が出るかを探った。
バーンアウトでは、2 つのタイプが顕著にバーン

do

they

leave?

査短縮版（FFPQ-50）の作成」『パーソナリ
ティ研究』13(2)pp.231-241:2005 年

アウトしていた。また組織コミットメントでも、5

３)福島裕人・名嘉幸一・石津宏・與古田孝夫・

つのタイプによって違いが見られた。職場環境要高倉実「看護者のバーンアウトと 5 因子性因でも、2 つのタイプは他の 3 つとはかなり異なる格特性との関連」『パーソナリティ研究』

パターンを示した。期待ギャップでも、5 つのタイ

12(2).pp.106-115:2005 年

プはおおむね 4 通りの軌跡を示した。これらから、
性格タイプが就業意識に説明力を持つものと考えられる。
入職後の受入についてはどうしていけばいいのか。大きな課題である。期待ギャップは、「幻滅曲

４)FFPQ 研究会『FFPQ（5 因子性格検査）』北大路書房,1998 年
５)久保真人『バーンアウトの心理学』サイエンス社,2004 年
６ )Maslach, C., & Jackson, S.E.

Maslach線」、「現実的な職務予告（realistic job preview）」

Burnout Inventory Manual. Consulting（若林,1988;Wanous,1980）の観点でも重要な視点

Psychologists Press, Inc.:1981 年であり、介護職問題における現実的活路のひとつ

７)村上宣寛・村上千恵子「主要 5 因子性格検と言える。入職後 6 ヶ月をどうするかが大きなポ

査 の 世 代 別 標 準 化 」『 性 格 心 理 学 研 究 』

イントになると考えられる。また、採用も重要な

8,pp33-42:1995 年

課題である。職務適応という点では共感的堅実家

８)中村久美子・稲岡文昭「看護婦にみられる型、安定的自信家型が望ましく、一方、高不安

Burn-out とエゴグラムに示される個人特性

ルーズ型、衝動的行動型は不適応を起こしやすい。

との関連」日本看護学会集録 第 16 回看護とりわけ、この 2 つでは利用者葛藤も高く、好ま管理,pp.17-21:1985 年

しいサービスを期待しにくい。堅実的心配性型は中間的で、職務上は特に問題がない。

９)永井隆雄・小野宗利「介護職のバーンアウ
トと離職」,vol.3,pp.77-95:2008 年

採用時点で性格テストなどを用いてチェックす10)日本労働研究機構編『組織の診断と活性化ることが必要である。なお、この場合の問題特性のための基盤尺度の研究開発 : HRM チェッ

は、衝動性、不安、心配性などの高さであり、共クリストの開発と利用・活用』日本労働研

感性、自信、理解、能率の低さである。また面談

究機構,2003 年

34

介護経営

11)小野宗利（2007a）「介護職の就業意識−組織調査」九州大学大学院紀要『経済論究』

京心理株式会社,1999 年
14)田尾雅夫・久保真人『バーンアウトの理論

第 129 号,pp.39-54: 2007 年 11 月と実際−心理学的アプローチ』誠信書

12)小野宗利（2007b）「介護職の離転職と HRM施策」九州大学大学院紀要『経済論究』第房,1996 年
15)若林満「採用・配置・昇進」三隅二不二・

129 号,pp.55-63: 2007 年 11 月

山田雄一・南隆男編『組織の行動科学』所13)下仲順子・中里克治・権藤恭之・高山緑『NEO-PI-R,NEO-FFI

第 3 巻 第 1 号 ２００８年１１月

収 福村出版,198

共通マニュアル』東Abstract
Most of the care house face high turnover rate and find out managerial planning and Human
Resource Development. We should examine why many care workers leave. One reason is that carehouse has management problem and another reason is care workers’ job adaptation and its factors. In
this study we examined the attitude and consciousness in 203 care workers. We supposed 5 personality
types and they predict the attitude and consciousness (turnover intension, Burnout, Organizational
Commitment, Cognition on the workplace environment factors, and gap between expectation andreal).The aim of this study is what people the care house should recruit and employ and what
personality

type

is

easy

to

quit

from

the

care

house.

Stable-self-confident

type

and

Compassionate-solid type are preferable regarding job adaptation. High-anxiety-loose type andImpulse-high-activity type are not preferable. Steady-uneasy type is middle.

介護経営

35

第 3 巻 第 1 号 ２００８年１１月［研究論文］
新人介護職における意識の違いと処方箋著

者：永井隆雄（JEXS 組織戦略研究所所長・コンサルタント）

共著者：小野宗利（小野人事管理研究所所長）

抄録
組織に参入する新人は自分のナイーブな期待と現実のギャップに直面するが、特に新人介護士は、深刻な幻滅と葛藤を経験する。1 年以内に離職する介護士は後を絶たず、非常に多い。この論文では、離職の先行指標になるのは何か、何が離職の背景になっていくのかを、施設ごとの離職状況や意識調査の結果を検討することを通じて明らかにしようとしている。幻滅は 203 の介護士を対象にし、12 の項目（上司、給与、承認、権限委譲など）によって測られた。その結果、バーンアウトと組織コミットメントは有効な先行指標にならないことが示され、一方、幻滅が決め手になることが明らかになった。

キーワード：幻滅曲線、バーンアウト、組織コミットメント、介護職、新人

1. 目的

事では決して世間水準から見て高い報酬を得られ

高齢者介護施設で働く介護職においては早期離ないことは入職する前から十分に告知されている職が頻発しており、その背景にはバーンアウトがことで、無理やりに、その仕事に追い込まれ、不あるが、さらにその淵源には職場環境や処遇の問

利益変更の結果、その条件になったわけではない。

題が横たわっているものと考えられる。言わば、

つまり、労働条件のみに帰着させる発想は政治的「介護労働」というおおきな社会問題があり、今なデモンストレーションに過ぎない。本研究では、後はそれを「介護経営」、「（介護）施設経営」とい

実際の介護従事者の就業意識を主観的な次元で捉う視点で取り組んでいかないといけない局面を迎え、離職意思形成の原因を意識の面から多元的にえつつある。従来のような介護理念、介護概念だ

探っている。また、離職という現象はキャリアのけで現場を切り盛りすることは困難であろうと考初期に特徴的な問題として組織行動論で議論されえられる。

てきたし、現在も研究がなされている。そこで、介護問題に関してはこれまでいくつかのアプロ

決して高くないだろう条件ながら、何かあるだろーチがなされてきた。１つには社会福祉学におけうと夢と期待を持って入職し、ある者はその夢がる介護概念の探求である。もちろん、介護のある

かなって日々の仕事に喜びを覚えて定着し、あるべき姿や理念は大いに議論されるべきであるし、者はひどい幻滅感から職場を瞬く間に去ってしま

その信念や理想なくして成り立たないものと考えう現実を追いかけ、その違いと背景を丹念に追いる。一方、社会政策学では、老人介護における労かけることにした。

働条件の劣悪さが糾弾されてきた。労働条件を大本研究は組織行動論の理論と手法を用いて介護幅に改善しないと、介護労働の問題は前進しない

職の初期キャリアを研究するものである。これまという発想である。確かに介護従事者の労働条件でもバーンアウト研究があり、バーンアウトすれは決して十分なものとは言えない水準であるし、ば介護労働の質は下がるはずなので、その原因を処遇に対する不安や不満もある。しかし、定着し探り、それを回避するという研究は多くなされてている層もあり、仮に 2 倍の報酬を払って解決すきた。それらは一定の成果となっている。しかし、るとしても現実的ではない。また、介護という仕バーンアウトは先行指標であり、HRM の施策として

36

介護経営

第 3 巻 第 1 号 ２００８年１１月

ターゲットにすべきなのは離職低減や定着化、採有の価値観や行動規準と、自分自身の生活、その用ロスである。それらを結果変数に想定できるよ

人固有の価値観などが対立し、時に苦悩し、しだ

うに研究モデルに組んだのが本研究である。

いに組織の一員としての自己が芽生えて自立して永井・小野（2008）は、介護職においてバーン

いく。もちろん、この対立・葛藤は根源的なもの

アウトが転職意思の先行指標になることを示し、であり、完全に解消されてしまうわけではない。

さらにバーンアウトの原因変数には職場環境要因

キャリアの中期以降も様々な葛藤や煩悶、懊悩ががあること、また組織コミットメントとバーンア

起こってくるだろう。また、期間は職務内容によウトに一定の関係が認められることを明らかにしって異なってくるだろう。

た。また、小野（2007a）は、仕事観がバーンアウ

新人が組織に参入する時、最初にその人が期待

トや職場環境の認識に関係することを強調し、仕していたことと現実にギャップがある時、幻滅事の意味にあまり関心を示さず経済的動機を重視（disillusionment）や対立、葛藤が生じてくる（若する「実利指向型」よりも、人との交流や献身、林,1981）。Dunnette ら（1973）は、入社 2 年以内

能力の発揮に価値を見出す「自己実現型」がバーに離職した群と離職しなかった群に分け、在職経ンアウトしにくいことを示した。さらに、永井・験を比較したところ、上司や承認、仕事の責任な

小野（2008）は、施設ごとに離・転職意思やバー

どについての幻滅に差があることを明らかにし、

ンアウト、組織コミットメントなどが大きく異な幻滅経験が離職に関係していることを示した。若ることを示したが、この点についてその背景を含林・南・佐野（1980）は、潜在能力の高さが期待めて十分に掘り下げることはできなかった。そこの高さと考え、上司との交換関係によって幻滅感

で、施設ごとの離職状況などを追加調査によってと職務遂行がどうなるかを検討し、潜在能力、交明らかにし、施設ごとに介護経営を考えるという換関係が共に高い場合、幻滅感が小さいこと、そ観点から、早期離職の実相に迫り、介護職の定着の一方で潜在能力が高くても交換関係が低かった化に向けたソーシャル・サポート、こーピングな群では最も幻滅感が大きいことを示した。また、どの支援策、計画的な人材育成など HRM 施策を検幻滅を防ぎ、現実を十分に予告して採用すべきで討し、提言していくことが必要になってくる（小あることを Wanous（1976,1980）は強調している。

野,2007b）。本研究は、そのための現状把握に寄与

先行研究を踏まえ、永井・小野（2008）では、することを目的としている。

期待ギャップに関する設問を独自に作り、①上司、②作業条件、③給与条件、④自己に対する承認、

2. 背景⑤権限委譲、⑥仕事の面白さ、⑦自己成長の機会、

2.1.組織社会化と幻滅⑧仕事の多様性、⑨施策の納得性、⑩アイデアの組織に新人が参入した時、新しい組織に適応し活用、⑪能力の活用、⑫雇用の保証という 12 項目ていく必要から知識や技術を習得し、態度を形成

について質問を行なった。なお、尺度は「期待以し、行動を変容させ、組織に順応していく。この上」、「おおむね期待通り」、「やや期待以下」、「かよ う な 過 程 を 「 組 織 社 会 化 （ organizational

なり期待以下」の 4 件法としている。

socialization）」という（佐々木,1993）。このよ
うな過程については、「氷解」、「変化」、「再氷結」

2.2.仮説という 3 段階（Schein,1980）など様々な行動変容

介護職においては早期離職が多く、好ましい交のステージ・モデルが想定されている。なお、新換関係が形成されないまま離職してしまう。しか人とは明確な期間はないが、入職して組織への適し、資格に裏付けられて働く介護職においては、

応に煩悶、葛藤し、定着化していく実在者のこと

たとえ離職する場合でも、また介護士として再就を指し、彼らは未熟なスキル、職務知識、組織固職したいという希望する者も少なくない。しかし、

介護経営

37

第 3 巻 第 1 号 ２００８年１１月

新人として組織社会化のプロセスを経験できずにが報告されやすいものと考えられる。そこで、電早期離職してしまった場合、その後も組織との交話をして趣旨を説明し、さらに守秘義務を約束し換関係において不適応を示してしまう可能性があてデータ収集に当たった。

る。そこで、次のような作業上の仮説を想定し、新人介護職の組織社会化プロセスについて検討し

3.2.研究方法ていく。

3.2.1.施設ごとの離職状況
施設ごとに離職状況を算定した。過去 2 年間

仮説 1：施設ごとに離職率は異なる
仮説 2：離職率の高い施設は幻滅度合いが高い（2006 年及び 2007 年）の期首と期末の在籍者数の仮説 3：幻滅度合いの高い施設は転職意思が高い

平均を分母とし、期中の退職数を分子にして離職仮説 4：幻滅度合いの高い施設はバーンアウトの率を計算した。

度合いが高い
3.2.2.幻滅曲線

仮説 5：幻滅度合いの高い施設は組織コミットメ

施設ごとに幻滅度合いを算定し、独立変数に経ントが低い

験期間、幻滅度合いを従属変数にし、さらに、こ3.方法

れを図表として示す。なお、幻滅度合いは 12 項目

3.1.調査対象

4 段階の合計点とする。幻滅曲線は全体としての傾向をつかんだ後、転職意思別、施設別に描き直し

本研究では、2007 年 7 月に実施された小野によてさらに検討を加える。

る介護施設調査のデータセットを用いている。この調査は、福岡市に所在する 22 の施設について実施され、203 名の施設内介護職の就業意識に関する4.結果ものである。また 2008 年 1 月 4−20 日、施設ごと

4.1.施設ごとの離職状況の離職状況や新人受け入れ態勢について調査を行

調査期間において離職は全くなかったとする施ない、8 の施設から回答を得た。なお、退職者数設もあったが、具体的に数字を示したところでは、についての詳細を明らかにした施設は 6 施設だっ

13.2%が最も低い数字だった（略号「聖」）。これにた(1)。サンプルは特養であり、全国的に見ても標対して、最も高いところは 37.3%だった（「花」）。

準的な地方都市のものとなっていると考えられる。

その他については全体の調査と関連付けて帰属さ

福岡県は調査協力が得やすいことから、医療や福せることが困難だった。これは介護施設調査を行祉に関して全国から調査依頼が多いところである。

なった際、一部の施設について郵送法を採ったた(1) 退職率などの数字はあまりその施設にとっめに、施設が判然としない調査票が含まれたことて示したくない経営情報であろう。そのため、極に起因する。

端によいか、悪いか、あるいは偽装された数字か

図表 1

離職率(%)

施設別の離職率

花

聖

A

B

C

D

37.3

15.2

17.9

13.2

23.6

25.7

4.2.幻滅曲線
まず、全体としての幻滅曲線を描いたところ、
図表 2 のようになった。入職して 6 ヶ月から 1 年
未満のところで、最も大きく落ち込んでいる。一方、1−3 年ではある程度回復するが、その後は再び低迷する。さらに、10 年を過ぎた頃から再び悪化していく。

38

介護経営

図表 2

第 3 巻 第 1 号 ２００８年１１月

幻滅曲線（全体）

-26

6ヶ月未満

6ヶ月−1年

1-3年

4-9年

10-15年16-19年

-27

-28

-29

-30

-31

-32

-33

-34

次に転職意思別に描いたところ、図表 3 のようも、介護職以外の職を希望している群でも、同じになった。転職意思のない群では、おおむね全体

く入職直後である 6 ヶ月未満の段階で幻滅感があの傾向とパラレルであるが、入職 10 年以降は悪化

り、そのまま低迷している。入職 4 年以降になる

せず、むしろ改善していく。これに対して、転職と、差が生じて、介護職以外での転職を希望する

意思のある群は、介護職として転職を希望する群

群はより一層幻滅感が強いことが示される。

図表 3

幻滅曲線（転職意思別）

-22

6ヶ月未満

6ヶ月−1年

1-3年

-24
-26
-28
-30
-32
-34
-36
-38
-40

転職意思なしあり（但し介護）あり（別の仕事）

4-9年

10-15年16-19年

介護経営

39

第 3 巻 第 1 号 ２００８年１１月

次に、8 つの施設について幻滅曲線を示したとこ

かった「聖」の幻滅曲線は、入職 6 ヶ月の実在者

ろ、図表 4 のようになった。これを見ると、幻滅がいないが、経験年数 3 年未満では最も 0 に近い曲線の軌跡が施設ごとにかなり異なっていること水準にあり、幻滅感が小さいことが示され、かつが示されている。図表 1 で最も離職率の高かった

その後も改善向上していることが確認できる。4 年「花」という施設では入職後 6 ヶ月から 1 年未満

以降において幻滅感の少ない「城」に関しては離で大きく落ち込んでおり、その後の回復も緩慢で、職状況が把握できなかった。全体としては入職 6

10 年以降については在籍者がいないという状況にヶ月以上 1 年未満に比較的強い幻滅感、期待ギャなっている。一方、「堂」は幻滅曲線がフラットで、ップが生じているが、その後は多少とも改善して期間によって差があまりない。また、離職率の低いく点で共通している。

図表 4
花

志

幻滅曲線（施設別）

城

聖

筑

光

堂

飯

-18
6ヶ月未満

6ヶ月−1年

1-3年

4-9年

10-15年16-19年

-23

-28

-33

-38

-43

-48

※名称は略号としている。なお、施設数が多いこともあり、どの施設がどの線か、判別しにくいが、おおむね 3 つ程度のパターンに階層化していることが見て取れる。「花」は極端に落ち込み、「城」とされる施設は回復が急である。「飯」は長期的にも下落している。

4.3.転職意思
転職意思に関する設問について平均を求めて整理したところ、図表 5 の通りになった。
「志」及び「聖」については 2 以上の数字が示され、介護という仕事ではなく、他の仕事に就きたいことが大勢を示す結果になっている。一方、「花」や「筑」、「堂」の数字は低くなっている。

40

介護経営

図表 5
花

施設別経験年数別の転職意思

志城

6 ヶ月未満

1.0

3.0

1.0

6 ヶ月−1 年

1.0

2.2

2.0

1-3 年

2.0

2.3

4-9 年

1.8

10-15 年

第 3 巻 第 1 号 ２００８年１１月

聖

筑

光

堂

飯

1.0

2.0

1.3

2.5

1.5

2.0

1.6

1.3

1.9

1.3

2.2

1.9

2.0

1.0

1.8

1.7

1.3

1.5

1.0

2.3
2.3
3.0

16-19 年
※転職意思なしを 1 とし、転職意思あり（ただし、介護職）を 2 とし、さらに転職意思あり（ただし、別の仕事）を 3 として、その平均値を求めた。

4.4.バーンアウトと組織コミットメント

についてはバーンアウトでは平均的であるが、帰施設ごとにバーンアウトの下位尺度（情緒的消属意識が低い。
「聖」はバーンアウトの度合いがや

耗感、脱人格化、個人的達成感）及び組織コミッや低い。一方、「飯」は、顕著にバーンアウトの度

トメントの下位尺度（職務満足、存続的コミット

合いが高く、組織コミットメントは低い。
「回」はメント、職務コミットメント、仕事への没入感、

バーンアウトの度合いが低い。
「光」は、個人的達帰属意識）を算定し、その後、偏差値に換算して成感、組織コミットメントが低い。

表示したのが図表 6 である。これを見ると、「花」
図表 6
事業所

情緒的消
耗感

施設ごとのバーンアウト、組織コミットメント

脱人格化

個人的達
成感

職務満足

存続的コミ

職務コミ

仕事への

帰属

ットメント

ットメント

没入感

意識

花

51

51

49

50

50

52

48

46

回

45

45

46

51

48

49

51

53

恵

48

49

52

51

46

49

52

53

志

54

52

45

46

54

49

49

48

城

45

48

57

56

47

55

53

47

聖

48

46

51

51

49

48

49

52

筑

52

51

51

52

53

50

50

52

堂

51

49

52

50

49

53

52

50

飯

60

63

43

40

58

39

41

47

善

51

48

50

48

49

51

50

48

光

53

53

46

46

45

44

46

49

不明

48

50

50

51

51

51

50

50

※偏差値表示、偏差値 55 以上及び 48 以下を太字表示。

介護経営

41

第 3 巻 第 1 号 ２００８年１１月

5.考察

ることになる。しかし、バーンアウト尺度や組介護施設における介護士の離職率は 20%とされているが、本調査でも、おおむねこの範囲になっ

織コミットメントだけでは十分にそれを予測することは困難である可能性を示す。

ていた。ただし、その実態把握は困難で、全体を推計するに足る情報を得ることは難しかった。
我々は、本研究で次のような仮説を提示したが、それらについて検証にしていきたい。
仮説 1：施設ごとに離職率は異なる→支持された（図表 1 参照）
仮説 2：離職率の高い施設は幻滅度合いが高い→支持された（図表 4 参照）
仮説 3：幻滅度合いの高い施設は転職意思が高い→支持されなかった（図表 5 参照）

参考文献
１)Dunnette,M.D.,Arvey,.R.D.,& Banas,P.A.:
Why do theyleave?,Personnel,50,3,25-39;1973２)永井隆雄・小野宗利：介護職のバーンアウトと離職、人材育成研究、3（1）,pp.77-95;2008３)小野宗利：「介護職の就業意識−組織調査」、『経済論究（九州大学大学院経済学会）』,129,pp.39-54;2007

仮説 4：幻滅度合いの高い施設はバーンアウトの

４)小野宗利：「介護職の離転職と HRM 施策」、
『経

度合いが高い→支持されなかった（図表

済 論 究 （ 九 州 大 学 大 学 院 経 済 学

6 参照）会）』,129,pp.55-63;2007

仮説 5：幻滅度合いの高い施設は組織コミットメ

５)佐々木政司：「組織社会化過程における新入社

ントが低い→部分的に支持された（図表

員の態度変容に関する研究」、『経営行動科学』、

6 参照）

8、pp.23-32;1993

以上から、施設全体のバーンアウトの程度、組織コミットメントの実情把握からは離職は予測し６)Schein, E.H.: Organizational Psychology,
New Jersey:Prenticehall、1980

にくいと結論付けることができる。一方、幻滅の

７)若林満・南隆男・佐野勝男：「わが国産業組織

度合いは離職率の先行指標になると考えることがにおける大卒新入社員のキャリア発達過程−

できる。つまり、幻滅度合、期待ギャップを質問

そ の 経 時 的 分 析 」、『 組 織 行 動 研

することが転職意思を問うのには適当ということ

究』,6,pp.3-131;1980になる。かかるインプリケーションからすると、

８)若林満：「キャリア形成とモチベーション」,

幻滅とその回復という観点で、介護労働を一層研『組織の行動科学』（西田耕三・若林満・岡田

究していくべきものと考えるべきであろう。

和秀編著）,有斐閣,pp.175-202;1981

本研究における結論は、全体的なサンプルとし

９)Wanous, J.P.: Organizational Entry: fromて検討を行なった永井・小野（2008）及び小野

naive expectations to realistic beliefs,（2007a）と異なる結果になった。これは施設単位

Journalでは調査サンプルが全数ではないことに起因する

pp.22-29; 1976

ものと考えられる。そして、サンプルが少ない場

10)Wanous,ofAppliedJ.P.:

Psychology,

Organizational

61,

Entry:

合でも、幻滅という測定尺度で検討すれば、転職

Recruitment, selection, and socialization

意思の先行指標となり、それは転職行動を予測すof newcomers, Addison-Wesley; 1980

Abstract
The differences depend upon Care Houses about attitude in Newcomer: Prescription for HRM in are
Workers Newcomers in organizational entry face the gap between his naive expectation and therealistic; paticually care workers experience the serious disillusionment and conflict from the

42

介護経営

第 3 巻 第 1 号 ２００８年１１月

organization. There are son many early turnover in care workers within 1 year. The purpose of thisarticle is to examine what are the leading indicators for turnover and what is causal process in highturnover rate in care workers though focusing on the differences in several care houses. We research
203 care workers on disillusionment by 12 questionnaires (ex.boss, pay, recognition, and delegation).
Both Burnout and Organizational Commitment are not leading indicators for high turnover rate. On
another hand, Disillusionment is critical.

介護経営

43

第 3 巻 第 1 号 ２００８年１１月［研究資料］
介護技術・技能の変革による介護作業価値向上に関する基礎的検討
著

者：扇原淳（早稲田大学人間科学学術院健康福祉科学科）

共著者：武藤充（早稲田大学人間科学部健康福祉科学科）、山路学（青山学院大学理工学部経営システ

ム工学科）

抄録
現今、わが国の介護事業者は利用者に対する質の高いサービスの提供が求められている。しかし、ケア
ワーカーの確保が困難な状況であることに加え、彼らの離職率も高い現状にあり、職員の確保・育成・定着に対する取り組みが急務である。我々は、前述のような背景の中で他施設との競争に打ち勝つカギは、利用者に質の高いサービスを保証した介護技術・技能の変革であると捉えた。そこで、本研究では、この介護技術・技能の変革を介護作業価値の向上という側面から捉え、介護作業価値マネジメントモデルと介護作業価値向上展開モデルを提案した。また、本モデルに基づいた活動を展開している特別養護老人ホームにおける会議プロセスの改善事例を検討した。職員は、会議プロセスの改善をはじめとした本モデルに基づく取り組みとその成果を肯定的に評価していた。こうした取り組みを継続的に行ない、今後さらに客観的な指標を用いて取り組みの評価を行っていく必要がある。

キーワード：介護技術・技能の変革、介護作業環境、人材育成、インテリジェンス・ケアワーカー、介護
作業価値向上1．はじめに利用者満足を追求する質向上活動の動きが見られ我が国の介護事業者は、介護保険制度の導入以るが、実際には長く措置制度の下にあったために、降、「措置・委託により与えられる福祉」から「利いまだに浸透しきれていない 1）。また、サービス用者が契約により選択する福祉」へと変わったこの質を高める、あるいは一定以上の質に保とうととで、より質の高い介護サービスの提供が要求さする活動の指標として ISO9001 を取得する社会福れている。そのため、施設間の質に対する考え方

祉法人もあるが、ISO9001 は、創造性が支配する業

および取り組み方の違いによって、業績などに差

務分野への適用や全員の活力・自主性の向上・人が生じている。多くの介護事業者の収益基盤は悪材育成などの面での弱みが指摘されている 2）。

化し、介護事業から撤退する事業者や NPO も出始めている。

以上のような背景がある中で、我々は、介護事業者が地域内での競争に打ち勝つ高水準かつ同一こうした状況を乗り越えるには、ケアワーカー

品質の介護サービスを直接的な顧客である利用者によって提供される介護サービスを高水準かつ同に提供するには、介護技術・技能の変革が必要で一 品 質 で 提 供 す る こ と が 不 可 欠 で あ り 、 QCDあり、そのためには介護作業環境の刷新と人材育（Quality、Cost、Delivery）を意識した介護サー成が不可欠であると考える。

ビスの提供が必須条件と言える。
しかしながら、介護事業を含む福祉業界では、

本稿では、介護技術・技能の変革を介護作業価値の向上という側面から捉えて、介護作業価値マ

44

介護経営

第 3 巻 第 1 号 ２００８年１１月

ネジメントモデルと介護作業価値向上展開モデル

そこに直接的に関係しない部分は切り離して考えを提案する。さらに、提案した介護作業環境の刷られることが多い。再発を防ぐためには、該当す

新と人材育成に取り組んでいる特別養護老人ホーるケアワーカーの個人の資質や能力に着目し、介ムの事例について検討する。

護作業を取り巻く環境を踏まえて考えることも重要である。

2．介護現場における人材育成の現状

また、ケアワーカー自身はもちろんのこと、利

高齢者人口の増加と核家族化に応じた介護サー

用者やその家族、一般の人々に、ケアワーカーのビスに対する需要の拡大に伴って、介護事業者は仕事が社会的に価値のある業務であると認知され利用者に対する質の高いサービスの提供が求めらることが不可欠である。ここでの価値とは、介護れている。

作業に対するサービスの出来栄えとその評価と考しかし、現状ではケアワーカーの確保がそもそえる。この価値を向上することが、事故や感染症も困難な状況であることに加え、全産業の平均離の予防につながり、離職率を低減することにつな

職率 16.2%を上回る 21.6%の離職率となっており 3)、

がると考える。

介護サービスの担い手であるケアワーカーの確

この介護作業の価値に関しては、山路ら 5、6)

保・定着が難しくなっている 4)。また、確保できによる製造業を対象にした労働作業価値向上の基たとしても十分な適性診断や研修が行われず、介本原理が、ケアワーカーにとっても大いに示唆に

護技術にバラつきがある状態で業務に入ることが富む。これは図表 1 のように 5 層からなり、下の少なくない。これには、新人に対して指導を行う

階層ほどケアワーカーにとって基本的な要求とな者の資質に依存し、指導担当者によって指導内容る。以下、各項目に関して説明する。

が異なるために、個人にも現場にも混乱を生じさせていることは否定できない。加えて、介護技術・a) 物理的負担軽減では、体位交換や移乗をはじ

技能、仕事の手順、介護サービスの展開の仕方にめとした重筋作業の軽減の具体的プログラム

ついては、多くのあいまいさ、すなわち「暗黙知」化と実施が必要不可欠である。利用者とそのが存在している。多くの介護施設では、個人や組家族の期待を適える“安全・安心な介護サー

織の中にある介護技術・技能、ノウハウや運用ル

ビス”の基盤となる。

ールなどがあいまいなままであり、ケアワーカー
個人の能力が十分に発揮できず、高水準かつ同一b)精神的負荷低減では、介護現場における精神品質の介護サービスが提供することが困難な状況的な障害を軽減する適切な労働環境の提案とにある。

実施が不可欠であり、より高度な介護技術・技能の習得のモチベーションとなり、質の高

3．介護現場における労働作業価値向上

い介護サービスの基盤となる。

介護施設の経営者は、施設で提供するサービスの独自性よりも、事故や感染症等を起こさないこc)自己実現では、利用者にとって安全・安心ととが重要であると考えることが多い。これらに対いう意味も含んだ高度な介護技術・技能を習する予防策や発症・発生後には事故や感染症に直得することにより、モラルの改善を図る。こ

接関係する事柄については何らかの対応をするが、れらを習得することにより、同一施設内にお

介護経営

45

第 3 巻 第 1 号 ２００８年１１月

いて同一品質で、しかも質の高い介護サービ

くすことが不可欠である。これを達成するためにスの提供が可能となる。さらに言えば、利用

は、ケアワーカーや相談員、ケアマネジャー、医者とその家族の気持ちに応えられる介護サー

療スタッフ、事務職員および経営者が連携して、

ビスにつながるのである。

ケアワーカーの技術・技能の改革に臨まなければならない。

d)安全・安心の介護サービスが展開されること

そこで、先の労働作業価値の基本原理に基づき、

で、少なくとも介護に伴う事故や感染症の発

介護作業価値マネジメントモデルを図表 2 に示し症による通院や入院による施設の減収や苦情た。通常、労働作業の価値を考える際に、その対処理対応の時間が減少し、組織への貢献がな

価として賃金で考えるが、今回は作業環境とそれされ、これが、e)地域住民が安心して質の高を取り巻く環境を考慮に入れたモデルとした。

い介護サービスを受けられるという意味で地

このモデルでは、現在の介護現場における課題

域社会の福祉水準の向上に貢献し、f)利用者を認識し、介護作業価値を高めるために必要な要とその家族という顧客満足への貢献がなされ件を表している。具体的には、自ら向上していく

ることとなる。

課題として、体力づくりや知力づくり、職員間連

これらの要件が、バランスよく満たされること

携、モラル向上が挙げられ、環境の向上として、により、より高いレベルの要件が生まれ、これをケアワーカーに負担のかからない用具・装置の開繰り返すことで、介護における労働作業価値、す発、介護作業工程の円滑化、疲労軽減、健康管理

なわち介護作業価値がスパイラルアップすると考が必要である。これは、ケアワーカーが技術・技える。

能を習得し、発揮するための環境づくりと考えら

図表 1

労働作業価値向上の基本原理 3）

れる。これらのことを実践するためには、ケアワ
ーカーだけでなく、相談員やケアマネジャー、医労働作業価値向上

療スタッフ、事務職員、経営者ともコミュニケー
ションをとる必要があるため、全職員をつなぐシe) SSへの貢献

f) CSへの貢献

ステムが重要となる。
これらを的確に実行していくことで、ケアワーc) 自己実現

カーの技術・技能の変革がなされ、継続的な質の技能

技術d) 組織への貢献
b) 精神的負担の低減
a) 作業負担の低減

高い介護サービスが可能となり、利用者とその家族の満足、いわゆる顧客満足と地域の社会的満足が高まり、介護作業価値も高まる。当然、従業員満足も高まる。このような施設が地域内に存在す

4．介護作業価値マネジメントモデル
質の高い介護サービスを展開するためには、少なくとも職員間の介護技術・技能のバラつきをなる住民は、質の高い介護サービスを受けられる可能性が高くなる。すなわち、地域の福祉水準の向上に寄与することになる。

46

介護経営

図表 2

第 3 巻 第 1 号 ２００８年１１月

介護作業価値マネジメントモデル
地域の福祉水準の向上

高レベルかつ同一技術・サービス
体力作り

用具・装置の開発
ケアワーカー

知力づくり

ケアマネ

医療スタッフ

介護作業工程の円滑化

栄養士
技術・技能の変革

事務員

相談員
経営者

職員間連携

疲労低減

介護作業環境の刷新

人材（ICW）育成

モラル向上

健康管理

介護作業価値向上

5．介護作業価値向上展開モデル

人材育成、ICW の育成には、入職時の適性診断に

我々は、提案したモデルを戦略的に展開するた基づく適切な訓練と自己学習支援を含むアシスト

めには、ケアワーカーが介護技術の腕を磨き、そが重要となる。さらに、作業の効率化と情報の共れを十分に発揮できる環境を整えることが特に重有化を図ることも重要である。

要であると考えた。

介護作業価値とは、顧客である利用者の満足にそのカギとなるのは、作業環境の刷新とインテ寄与する、提供した介護サービスの出来栄え、とリジェンス・ケアワーカー（Intelligence Care

いうことができる。介護作業価値の向上とは、ケWorker、以下 ICW）の育成という、人材育成である

アワーカーが現場の仕事の価値を自ら創出し、チと考えた。この ICW を、これまでの単純労働作業ーム活動による相互啓発を通して、“生きがい”を志向から脱却した“生きがい”の持てる知的生産

共有し、自己実現・自己成長を達成することであ作業を行うケアワーカー、と定義する。これは、る。すなわち、ケアワーカー自身が介護施設で働製造業が直面しているオペレータの育成 5、6)と類くことに意義を見出し、顧客である利用者とその似している。これらの充実を図ることが、介護作

家族の期待に応える介護技術とサービスの永続的業価値の向上につながり、エクセレントファシリ

な提供を通して、地域社会の福祉水準の向上に寄ティとして介護施設が成長するというモデルを提与することができる。

案した。

また、介護作業価値向上に取り組む意義として作業環境の刷新では、前述のように施設で展開

は、ケアワーカーの知的労働作業の創出であり、させる介護サービスを見える化し、「暗黙知」を「言これによりモチベーションを高め、各個人の技語知」に変換する、作業・精神的負荷の軽減、作術・技能をより高度なものへと変革し、介護サー

業時間・負荷の平均化、機器・設備の信頼性の向ビスの質の向上を投資手段へとつなげ、施設の品上、情報公開等を含む。

質経営に貢献できると考える。

介護経営

47

第 3 巻 第 1 号 ２００８年１１月

図表 3

介護作業価値向上展開モデル

地域社会の福祉水準の向上
CS、ES、SS

介護サービスの質の向上

介護作業環境の刷新
・介護技術、サービスの見える化
・介護作業負荷の軽減
・精神的負荷の軽減
・介護作業時間，負荷の平均化
・装置・設備の信頼性向上
・情報公開

インテリジェンスケアワーカーの育成
・ケアワーカーの診断
適正診断、適切な訓練・ケアワーカーのアシスト
技能訓練、自己学習支援
・作業の効率化
・情報の共有化

介護作業価値の向上

エクセレントファシリティ

6．実践報告：会議プロセスの改善度行われていた。職員が、日頃気にかけている個

ここでは、埼玉県内の特別養護老人ホーム（総別処遇や業務運営について、提案や意見交換を行

職員数 49 名、利用者定員 74 人で、2007 年度の稼い、業務改善を図るものである。しかし実際の会

働率は 96％）において 2007 年から前述のモデルに

議運営は、情報が一方的に流れるもので課題の解基づいた活動の事例を紹介する。

決策を参加者全員で探るという進行ではなかった。

この施設で行った介護作業環境の刷新に向けてまた会議の準備段階において、全職員が視覚的に取り組みの成果の一部について報告した 7)が、そ情報を共有できる仕組み作りもなされていなかっの際、ケアワーカーを含んだ全職員による作業かた。このことから、会議を“1 つのシステム”としら、当施設の最も中心的な改善課題として「会議」て捉え、その有効化・効率化を図る 8)ことを目的が抽出された。

に、会議プロセスの改善を行った。図表 4 に会議同施設で行われた会議の中で、管理職を含めた職員間の情報共有を目的にしていた会議が月に 1

改善のプロセスを示した。

48

介護経営

図表 4
時間軸

①

第 3 巻 第 1 号 ２００８年１１月

会議プロセスの改善事例

改善前プロセス

改善後プロセス

時間軸

特になし

日常業務の中で各職員が「改善すべき課
題」をカードに書き出しボードに貼っておく

準備段階

準備段階

カード例）

グループ活動②

朝の清掃時間空
いた時間をどのように活用するのか

：職員

：テーブル

全体で各グループ発表

普段発言しない職員の意見も吸収！

グループ活動各委員会での話し合い→発言者の意見のみを羅列「解決策の提案」

会議
話し合いで
課題を出す

Ｍさん
布団の掛けすぎについて(湿疹が良くならないので)各委員会
でのカード分類→課題の「共通認識」「解決策の提案」

：職員

：テーブル

全体で各グループ発表
ホワイト
ボード

③
会議
代表者が，解決
しない課題も含めて発表のみ：代表発表者

④

会議終了

：司会者

→：情報の方向
決定方針ほぼ無以下に改善前と改善後の会議方法の違いを示す。
①

会議
課題の整理

会議の準備段階においては、改善前には特に準備はしていない→「改善すべき課題」を事前に各職員が日常業：代表発表者：司会者→：情報の方向
決定方針実行！

④

課題が整理・分類され職員間での情報共有

会議
解決しない課題
は，改善策を全員で話しあう全員で改善策を模索→方針決
定会議終了

改善策の決定方針が定まらないままに会議
終了→改善策の決定方針を打ち出す→1 ヶ月後の会議でその成果を確認する

務中にカードに書き出しておく→あらかじめ会議プログラムを紙面にて作成
し職員に配布→ホワイトボードを準備②

リットは、まず会議の本来の役割である問題解
決・情報共有が可能となったことである。これま会議が始まると、主にリーダーを中心に各での会議では、各委員会が話し合った問題点の改委員会で話し合い＜グループ活動＞

善策の発表及び課題の発表のみであったが、改善→あらかじめ収集されたカードを中心に課題③

会議プロセスを改善したことから考えられるメ

後は参加者全員で解決できなかった問題点を把の分類・改善策の提案

握・改善策の模索を行うことで、今後の改善方針

各委員会が集まり、全体に改善策の発表をを打ち出し実行につなげる会議システムとなった。

委員会のリーダーが行う

各委員会の話し合いの段階においても、カードに→発表を委員会のリーダーが行い、委員会で改よる問題点の分類・整理、またホワイトボードの善策が出なかったものは参加者全員で改善

活用によって情報を視覚的に捉えやすくなり、職策を模索

員間の相互の情報共有がスムーズになった。

→方針決定

事後に職員を対象に行ったアンケート調査で、

介護経営

49

第 3 巻 第 1 号 ２００８年１１月

図表 5 のように改善の効果を認識していた 9、10）。
図表 5

アンケート調査結果 9、10)
項目 1

内容

項目 2

・自分の意見を持って会議に

会議前に各職員で課題臨めるをカードに書き会議に
持参する

成果

情報共有

・発言者が増えた・全員参加の会議に・幅広い意見の共有
・問題解決の効率化
・会議の質向上会議改善・個別処遇の改善
課題整理

・怪我・事故の減少
・具体的な会議へ
・問題点の把握ホワイトボードの使用

・時間の目安が分かり、集中
時間

でき

る
・時間短縮

課題の収集においても、これまでは課題の提案の確保・定着等に関する研究会が職員間のコミュをあまり行わなかった職員もカードへの書き出し

ニケーションが離職防止に対して重要であること

によって課題の提案をしやすくなったとする意見を指摘しているように 4)、今回のような会議を通も見られた。

した職員間のコミュニケーションを図ることが離

医療サービスにおいても、質の高いサービスを提供するために、患者や現場に関する情報伝達が職防止に効果的に働く可能性があり、この点については今後検証する必要がある。

不可欠であることが認識されている 11)ように、こまた、同施設では、職員による感染症対策のビのような形で会議プロセスを改善する取り組みもジュアルマニュアル 6)を作成した。これについて

介護施設では不可欠である。

は、PC でマニュアルがいつでも見られる環境にあ

ここで行われた会議プロセスの改善は、図表 3

り、職員はこれを、「業務が明確化した」、「均質化のモデル中の特に作業の効率化と情報の共有化にが図れた」と評価していた 17)。業務の可視化・標有効であり、作業環境の刷新でいえばすべての項

準化に効果を上げていると推察できた。同施設で目に影響を及ぼすものである。

は、この取り組みをして以降、感染症等を発症しこのように業務プロセスを、「暗黙知」から「言通院・入院した利用者は半数近くまで減少した 18)。

語知」化し、分析・改善を繰り返すことで質向上

今後は、前述のモデルに基づいた改善の取り組につながる 12)ことはもちろんであるが、こうしたみを継続的に行っていくことが、従業員満足やケ改善活動がケアワーカーのバーンアウトを防止す

アワーカーの確保・定着にどのように影響するのる 13‐16)とする報告もある。さらに、介護労働者

かを引き続き調査していくことに加えて、QI19、

50

介護経営

第 3 巻 第 1 号 ２００８年１１月

20)等の客観的な指標を用いて取り組みの評価を管理学会、第 24 回全国大会講演論文集要旨行う予定である。

集 、169−172：2006
６) 酒井浩久、天坂格郎、インテリジェンス・オ

7．まとめ
我が国の介護事業者は、ケアワーカーの確保が困難な状況であることに加え、彼らの離職率も高い現状にある。ケアワーカーの確保・育成・定着

ペレータ育成のための“HI-POS”の提案と実証−トヨタのグローバル生産戦略の布石、品質、36（3）、48−56：2006７) 扇原

淳、関根淳美、沖

繁希、山路

学、

に対する取り組みが急務となっている。その一方

高齢者福祉施設における業務プロセスの改善

で、いずれの事業者にも利用者に対する質の高いに関する研究、介護経営、2（1）、52−57：2007

サービスの提供が求められている。
我々は、前述のような背景の中で他施設との競
争の打ち勝つカギは、利用者に質の高いサービス

８) 福永信彦、会議の上手な進め方その 1、月間
福祉 、89（1）、86−89：2006
９) 武藤

充、扇原

淳、沖

繁希、山路

学、

を保証した介護技術・技能の変革であると捉えた。

科学的アプローチを用いた高齢者福祉施設業

本稿では、この介護技術・技能の変革に着目し務プロセスの改善（第 3 報）、日本公衆衛生雑て、それを介護作業価値の向上という側面から捉え、介護作業価値マネジメントモデルと介護作業
価値向上展開モデルを提案した。
また、モデルに基づいて展開している特別養護老人ホームにおける会議プロセスの改善事例を検誌、55（10）：2008 印刷中
10) 扇原

淳、武藤

充、沖

繁希、山路

学、

科学的アプローチを用いた高齢者福祉施設業
務プロセスの改善（第 4 報）、日本公衆衛生雑誌、55（10）：2008 印刷中討した。職員は、会議のプロセスの改善をはじめ

11) 星野元宏、棟近雅彦、病院におけるブリーフとしたモデルに基づく取り組みを肯定的に評価しィングの方法論に関する研究、日本品質管理ていた。

学会第 80 回研究発表要旨集 79−82：2006

今後は取り組みの成果を客観的な指標で評価していく必要がある。

12) 義本純子、富岡和久、介護保険施設における介護福祉士のバーンアウトとストレスの関係について、北陸学院短期大学紀要、37、173

引用文献
１) 川原邦彦、職員満足の視点と今後の福祉経営、
月間福祉、85（4）、12−15：2002
２) 日本福祉施設士会・「福祉 QC」全国推進委員会、「福祉 QC」活動ガイドブック ver.3．社会法人全国社会福祉協議会：2005−182：200613) 一瀬貴子、介護職・看護職の職務バーンアウ
ト研究の現状と課題、関西福祉大学紀要、（9）、
101−117：2006
14) 倉石哲也、福祉援助職のバーンアウト症候群とその予防としてのスーパービジョンの可能

３) 厚生労働省「雇用動向調査（平成 18 年）」

性について、臨床教育学研究、（7）、29−49：

４) 介護労働者の確保・定着等に関する研究会（中2001

間とりまとめ）、厚生労働省職業安定局：200815) 藤野好美、日本における社会福祉専門職のバ

５) 山路 学、酒井浩久、天坂格郎、技術・技能のーンアウト研究についての考察−先行研究の変革によるグローバル生産の実際、日本生産

現状と今後の展開に関して、評論・社会科学、

介護経営

61、1−22：2000
16) 徳永淳也、今中雄一、波多野浩道、社会福祉サービスにおける質改善活動とバーンアウト
抑制の関連、日本公衆衛生雑誌、53（8）、822：
2006
17) 沖

51

第 3 巻 第 1 号 ２００８年１１月

18) 保泉

幸男、TQM 展開における会議カイゼンの試み、第 1 回福祉における品質経営研究大会報告資料集、44−50：2008
19) 山田ゆかり、池上直己、MDS−QI（Minimum Date
Set-Quality Indicators）による質の評価、繁希、特別養護老人ホームにおける TQM

病院管理、41、455−467：2005

展開に関する研究、2007 年度卒業論文要旨集20) 伊藤美智子、近藤克則、アメリカのナーシン（早稲田大学人間科学部健康福祉科学科）、

グホームにおけるケアの質マネジメントシス

168：2008

テムの現状と評価、社会福祉学、48、153−
166：2007

Abstract
In Japan, there is need for elderly care providers who can offer high-quality services to users.
However, it is difficult to find new care workers, and their unemployment rate is high. Hence, there isan urgent need to take measures for finding, training, and retaining care workers.The authors believethat the key to making care providers deliver high-quality care-work services lies in the developmentof care-work techniques and skills. In this study, we focused on the development of care-work
techniques and skills from the perspective of intelligence care-work value improvement and proposed
the “Intellectual Care Work Value Improvement Management Model” and the “Intellectual Care Work
Value Improvement and Development Model.” Based on these models, we demonstrated a casewherein there was an improvement in the meeting process at a nursing home for the elderly. There
were favorable responses from staff members who undertake the activities described in our models. It
is necessary to further examine these activities using objective indexes in the future.

編集後記
介護経営第 3 巻第 1 号をお届けします。今回も多くの方から投稿をいただき、大変あり
がとうございました。今回は、かれこれ発行３年目ということもあり、編集委員会としては一部の編集作業過程の改善を行いました。大きな点として、これまでも査読はいたしておりましたが、今回はより広範囲の先生方に査読お願いをすることにし、そのやり取りのための文書やシートの再整備などを行いました。なるべく査読内容にツールなどの基本的な部分が原因で差が生じないようにするためです。その点では一定の効果はあったと思うのですが、一方で、初めてお頼みする査読者の先生方とのやり取りの点で十分な余裕がな
く、査読者の先生方にも投稿者の方々にもご迷惑をおかけしてしまった面があったかと思っています。その点についてはお詫び申し上げなくてはなりません。ですが、今後も、質と量に優れた学会誌を追及して、さまざまな改善を行っていきたいと考えています。皆様からの盛んな投稿やご意見をお待ちしておりますので、よろしくお願いいたします。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、事務局の方々に御礼申し上げま
す。
（K．N）

介護経営
第 3 巻 第 1 号 （年 1 回発行）２００８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