対人援助職版やりがい尺度の作成

近藤 孝司

doi:10.4992/jjpsy.96.24212

Translated Abstract

The purpose of this study was to create a scale measuring the yarigai of human service professionals in the fields of medicine, welfare, and education and verify the scale's reliability and validity. In Study 1, responses to an open-ended questionnaire were collected from 759 service workers, and a provisional scale of 39 items was created. In Study 2, an online survey was administered to 1,999 human service professionals to examine factor structure, reliability, and validity. The factor analysis confirmed a structure of 28 items under the five factors of "growth and positive change in the recipient," "gratitude and trust," "smooth cooperation," "growth as a professional," and "positive evaluation at the workplace." A significant correlation was demonstrated with respect to test-retest reliability. Moreover, correlations were confirmed between work engagement and meaningful work, degree of job utilization and aptitude, and the intention to quit. These results suggest that the scale possesses a certain degree of reliability and validity.

近年，日本における対人援助職のメンタルヘルスは悪化の一途をたどっている。2022年の労働安全衛生調査（厚生労働省，2023）によると，メンタルヘルスの不調を理由に1ヵ月以上休職した労働者は，医療・福祉業で0.6%，教育・学習支援業で0.5%であり，2022年以前からその割合が高くなってきている。特に，2021年度に正規雇用者の1年以内の離職率が11.6%の前年度より増加した看護師（日本看護協会，2023）と，2022年度の精神疾患による病気休職者が6,539名と過去最多を記録した教員（文部科学省，2023）のメンタルヘルスは著しく悪化してきている。

近年では，業務量の増加がメンタル不調に拍車をかけている。例えば，教師は，管理職や保護者を含む周囲からの監視強化と，教育以外の職務増加によって個人の仕事量と責任範囲が増加している（平尾，2020）。その結果，児童生徒と関わる時間と気力が不足するなど本来の業務に支障が出ている（高木，2015）。保健師は，複雑で長期的な個別相談の増加や，緊急を要する事例の増加，また相談対象者から攻撃的な言葉を浴びる機会の増加などによって，個人の仕事の許容量を超える事態が増えている（井口，2014）。業務量増加に伴う長時間労働はメンタル不調の要因になる一方で（春日，2023），自発的選択の結果として長時間労働となることや（Campbell & van Wanrooy, 2013），自己成長や向上心によって動機づけられた長時間労働はメンタルヘルスに良い影響を与えることが報告されている（渡辺・山内，2019）。また介護など3Kと言われるような職場環境において，今の仕事が「楽しい」や「嬉しい」とやりがい感を表現する対人援助職も多くいることも報告されている（藤村，2016）。このように，メンタルヘルスの維持増進には，業務量の削減のほかに仕事への意欲やモチベーションに注目することが重要になる。

仕事の意欲やモチベーションを表す概念としてワーク・エンゲイジメント（work engagement: 以下，WEとする）と仕事への意味づけ（meaningful work），やりがい（または，働きがい）がある。WEは仕事そのものへの熱中度合いを表すという点で明瞭かつ説得力をもつ指標である（Bakker, 2011）。ただし，個人と職場との関係的文脈（同僚やチームなど）を見過ごしており（Kahn & Heaphy, 2013），クライエントへの支援や多職種連携など，関係性に重きを置く対人援助職の仕事の質的側面を評価する際の使用には限界があると考えられる。仕事への意味づけは，職業生活の文脈における一貫性，方向性，意義，所属の感覚と定義され（Schnell, 2020），社会やコミュニティの利益を目的とする他者性のある概念（Tan et al., 2023）であることから，対人援助職の特徴にあったものであると言える。しかし多くの研究者が指摘しているように，定義と特徴に関し研究者間で十分なコンセンサスが得られておらず（Rosso et al., 2010），日本ではほとんど研究されていない。またTan et al.（2023）は，一般的に仕事への意味づけのアウトカムは肯定的であるが，仕事への意味づけの高さが過労によるバーンアウトや不完全雇用につながるという報告を挙げていることから，仕事への意味づけが必ずしも良好なメンタルヘルスの指標になるとは言えない。最後にやりがいである。やりがいは，対人援助職を対象とした多くの研究で用いられている。例えば，やりがいが職場のサポートや職業的有用感を高めることや（壬生・神庭，2013），職場（学校）の支持的風土や落ち着き，仕事の自律性と関連すること（伊佐他，2013）が明らかとなっている。しかし，やりがいの定義は曖昧で学術的検討が十分にされているとは言えず（小野，2011），仕事満足感と類似するものとして扱われることが多い（丸山他，1991）。しかしながら，やりがいには達成感や満足感といった単純な感情だけでなく，仕事上の自己の存在意義などの認知や価値などを含むことから（田中・松田，2021），対人援助職の仕事の質的側面を捉えるのに有用な概念になると考えられる。そこで本研究は，やりがいに注目する。

近藤（2023）は，やりがいを「苦労と困難の伴う行為をやり通すことで経験する達成感」と，否定的なニュアンスのある行為の発生が前提となる定義を作った。この定義には，「甲斐」に関する浦上（2008）の考察が反映されている。「甲斐」は，ある行為によって得られる結果を表しており，「やる」に付されれば「やりがい」，「働く」ならば「働きがい」，「生きる」なら「生きがい」となる。この「甲斐」の付される「やる」，「働く」，「生きる」の言葉は，辛さや苦労に類する否定的なニュアンスを少なからずもつ。それに打ち込むことで得られる充足感が，「やりがい」，「働きがい」，「生きがい」として表現される。逆説的に，肯定的・快適さが原則となる「食べる」，「遊ぶ」などの語句に「甲斐」を付して「食べがい」，「遊びがい」とすると，日本語として違和を感じてしまう。このように，やりがいを感じるには，その成果の達成に少なからず困難や努力が伴うことが必要であると言える。また阿部（2019）は，介護職の働きがいには，「不自由な身体を支える重みや人生の現実に直面する厳しさ，命を担う責任に意味を見出す経験」（p.16）があって生じるものと論じている。なお，「やりがい」に該当する概念は日本以外では見当たらず，類似する「生きがい」についても相当する言葉が英語，イタリア語，フランス語にはないことから（森，2001），日本独特の表現であるとされている（美濃，2019）。

近藤（2023）は，対人援助職を対象としたやりがいの研究動向を系統的レビューで検討した。抽出された28件の文献をレビューしたところ，独自に作成した尺度を用いた文献が14件，職業性ストレス簡易調査票の「働きがい」の1項目を使用したのが7件と，評価尺度が十分に整備されていないことが指摘された。またやりがいの諸要素が示唆され，「支援対象者への実践」，「専門性の発揮」，「職場の雰囲気」，「職場の人間関係」，「チーム連携」，「待遇」，「私生活と仕事の両立」，「自己成長」の8つを抽出した。以上から，複数因子で構成された尺度の開発が必要であるとの結論に至った（近藤，2023）。以上を踏まえると，仕事の質を評価する指標として，やりがいが最適であるが学術的整理が十分ではないという現状が示された。そこで，本研究では，対人援助職のやりがいを評価する尺度を作成し，信頼性と妥当性を検討することを目的とする。

評価尺度の作成では以下の2点を考慮する。第1に，「やりがい」が複数因子で構成される点である。これまで「やりがい」は一次元で評価されてきたが，系統的レビュー（近藤，2023）から複数の因子が予測されている。そこで，一人ひとりの対人援助職に対して，個々が抱いているやりがいを感じにくい側面を明瞭にできる多面的評価を前提とした指標の作成を目指す。第2に，対人援助職全体を評価対象とする点である。今日，対人援助職の現場では様々な職種が協働しながら活動しているが，待遇や勤務体系のほか，職種によって役割と職業倫理観が異なる。様々な対人援助職を包括的に評価することが可能な尺度を作成することで，職種や業務内容，雇用形態，待遇などの様々な変数を取り入れた調査が可能となり，優先的なアプローチの選定が可能となる。

研究1では，対人援助職版やりがい尺度の暫定版を作成する。研究2では，因子構成と信頼性，および妥当性を検討する。因子構成の検討には探索的因子分析と確認的因子分析を用い，信頼性係数で内的整合性を確認する。また4週間の間隔を空けた再テスト法で，再検査信頼性を検討する。妥当性の検討には，理論的に関連が予想されるバーンアウト，WE，仕事への意味づけ，職業性ストレス簡易調査（仕事の負担（量・質），活用度，適性，働きがい，仕事満足の一部項目），離職意図を使用する。

研究1

方法

手続き　調査にはFreeasyというweb調査ツールを使用した。医療，福祉，教育に従事する対人援助職の資格を保有して働いている，あるいは働いた経験のある20歳以上でスクリーニングした。抽出された者を対象に，「仕事をしていて，どのようなときに「やりがい」を感じますか」と教示し，自由記述式で回答を求めた。データをカテゴリ化し，質問項目を作成した。調査は2022年12月に行った。本研究は，上越教育大学倫理審査委員会の承認を経て実施した（承認番号：2022-87）。

調査対象者　医療，福祉，教育に従事する対人援助職の資格を保有して働いている，あるいは働いていた者1,000名が回答し，回答に不備のあった者を除いた938名のうち，「やりがいがない」と回答した179名を除いた759名を分析対象とした。平均年齢は41.54歳（SD=10.61歳），男性249名，女性510名であった。医療・福祉563名，教育194名，不明2名であった。なお，研究1と研究2において医療・福祉および女性のデータが多いが，相当数の教育と男性のデータがあるため大きな偏りは生じないと判断した。

結果

収集したデータ（例，「いつもありがとうね」と感謝を言われた時，関わった人が，自分がいなくてもしっかりやっていけている姿を見られた時，など）から文章単位でローデータを抽出した。ローデータは一人あたり1つであることが多いが，複数の文章が抽出されることもあった。これらのローデータのうち重複する内容は統合または削除し，132個のローデータを使用した。近藤（2023）が示した8つの要素を参考にしながら，データの類似性から132個のローデータをカテゴリ化した。患者やクライエント，またその家族に関するローデータが全体の半分近くあった。内容を精査すると，「『あなたのおかげ』と言われたとき」などの対象者からの言語的で直接的なフィードバックと，「自分がいなくてもしっかりやっていけている姿を見た」など，調査対象者の観察による間接的なフィードバックに分けられることが分かり，それぞれをカテゴリ化した。また「待遇」（給料がもらえる，など）や「社会」（社会の一員として存在感を感じる，など），「世代性」（若者の育成，など）といった重要な意味を示唆するカテゴリが生成されたが，該当するローデータが少ないため「職場」のカテゴリに含めた。なお，8つの要素（近藤，2023）のうち「私生活と仕事の両立」に関するローデータは1つのみであったため分析から除外した。データの多くは，患者やクライエント，子どもに何らかの支援を行ったものであり，頑張ったかいがあったこと，予期していなかった成長や感謝の言葉をもらったこと，保護者といった本人以外からのお礼など，対人援助職にとって本懐とも言えるような内容であった。以上のカテゴリ化の結果，「対象者」，「エンパワーメント」，「連携」，「キャリア」，「業務」，「職場」の6つのカテゴリが生成された。ここまでの分析を著者が単独で行った。

次にカテゴリの特徴を理解し，分類されたローデータを参考にしながら，似た内容にならないように各カテゴリ10個以上の質問項目を考えた。その際，質問項目が定義上の概念を評価できるか，回答可能な文章になっているか，医療，福祉，教育の様々な職種の専門職が回答できる文章になっているかなどに考慮した。この段階から，メンタルヘルスを専門とする臨床心理学の研究者（60代）と一緒にローデータを俯瞰しながら協議し，92項目¹を作成した。

尺度を利用する際の利便性も考え，6因子25項目前後の完成版を目指した。標準化作業による質問項目の除外を考え，その2倍程度の暫定版を作成しようとした。著者と上述の研究者が，92項目を吟味し，自身の臨床経験とも照合して，やりがいの高低が反映され，かつ内容が重複しない質問項目を取捨し，適宜，様々な分野の対人援助職が回答できる文章へと修正した。この作業を個別に行ったあと，結果を持ち寄って協議するというプロセスを何度か行った。そして，やりがいの評価に有用な39項目を選定し，これを暫定版とした。これらの作業に約半年を要した。

教示について，やりがいの強さより，日常の仕事の中でどのようなやりがいを，どれくらいの頻度で経験するのかを評価するために，教示を「あなたは今の仕事をしていて，以下のような事柄をどの程度経験したことがありますか？」とした。また様々な対人援助職が回答できるように，ニーズのある者を「対象者」と表記し，「※『対象者』…支援や関わりの対象（患者，利用者，メンバー，児童生徒など）」と追記した。

研究2

方法

手続きと分析　調査にはFreeasyというweb調査ツールを使用した。はじめにスクリーニング調査を行い，（a）男女20―59歳，（b）現在の仕事が医療，保健，福祉，介護，教育，保育の領域，（c）利用者，患者，児童生徒など支援やサービスの必要な人間に対し対面で会い直接関わることのある仕事内容，（d）現在週4日以上勤務の条件に該当する者を抽出し，後日，以下の調査指標で構成される本調査への回答を依頼した。最初の画面で回答は匿名であること，参加は任意であること，研究責任者の名前と所属，連絡先を明示した。調査は2023年10月に実施した。再検査信頼性を検討するため，本調査に最後まで回答した者に対し，4週間後の2023年11月に回答を依頼した。項目は，対人援助職版やりがい尺度暫定版39項目のみであった。2,000名のデータが集まった時点で調査依頼を中止した。なお研究2は，上越教育大学倫理審査委員会の承認を経て実施した（承認番号：2023-50）。分析にはHAD ver.18（清水，2016）を使用した。信頼性の評価基準は，≥.70とした（Prinsen et al., 2018）。妥当性の評価基準は，小さい相関をr=.10，中程度の相関をr=.30，大きな相関をr=.50とした（Cohen, 1962）。

調査指標　研究2で使用した尺度は以下のとおりである。

1. 研究1で作成した39項目で構成された対人援助職版やりがい尺度暫定版を用いた。「あなたは今の仕事をしていて，以下のような事柄をどの程度経験したことがありますか？※『対象者』…支援や関わりの対象（患者，利用者，メンバー，児童生徒など）」と教示し，「まったくなかった」から「つねにあった」の5件法で回答を求めた。

2. バーンアウトを測定するために，Maslach & Jackson（1981）のMaslach Burnout Inventoryをもとに作成された日本版バーンアウト尺度（Japanese Burnout Scale: 以下，JBSとする；久保，2004）を用いた。情緒的消耗感，脱人格化，個人的達成感の減退の17項目3因子で構成される。「あなたは最近6ヵ月くらいのあいだに，次のようなことをどの程度経験しましたか。当てはまると思う選択肢にチェックしてください」と教示し，「ない」から「いつもある」の5件法で回答を求めた。

3. WEを測定するために，Schaufeli et al.（2002）が開発し，Shimazu et al.（2008）によって日本語訳されたユトレヒト・ワーク・エンゲイジメント尺度短縮版（Utrecht Work Engagement Scale短縮版：以下，UWES短縮版とする）を使用した。活力，熱意，没頭の3項目3因子で構成されている。「各文をよく読んで，あなたが仕事に関してそのように感じているかどうかを判断してください。そのように感じたことが一度もない場合は『全くない』を，感じたことがある場合はその頻度に当てはまる選択肢にチェックしてください」と教示し，「全くない」から「いつも感じる」の7件法で回答を求めた。

4. 仕事への意味づけを測定するために，Steger et al.（2012）のWork and Meaning Inventoryの日本語版（以下，J-WAMIとする；正木，2016）を使用した。ポジティヴな意味，仕事による意味生成，大義への動機づけの10項目3因子で構成される。「以下の文章をよく読み，自身に当てはまる選択肢にチェックしてください」と教示し，「まったくあてはまらない」から「非常にあてはまる」の5件法で回答を求めた。

5. 仕事上のメンタルヘルスの状況を評価するために，職業性ストレス簡易調査票（下光，2005）の一部を使用した。仕事の負担（量），仕事の負担（質），仕事の活用度，仕事の適性，働きがいの9項目5因子を使用した。「あなたの仕事についてうかがいます。最もあてはまる選択肢にチェックしてください」と教示し，「ちがう」（1点）から「そうだ」（4点）の4件法で回答を求めた。得点が高いほどその傾向が高いことを表す。

6. 離職への考えを評価するため，今の職場に対する「現在の職種はそのまま，今の職場を辞めたい」，仕事そのものに対する「現在の職種そのものを辞めたい」の2項目を独自に作成した。「あなたの仕事についてうかがいます。最もあてはまる選択肢にチェックしてください」と教示し，「ちがう」から「そうだ」の4件法で回答を求めた。

調査対象者　現在週4日以上，医療，保健，福祉，介護，教育，保育の領域において支援の必要な者への直接的なサポートに従事する対人援助職1,999名を分析対象とした。平均年齢42.77歳（SD=9.33歳），男性743名，女性1,256名であった。従事領域は，医療・福祉1,538名，教育461名であった。4週間後の再検査信頼性の検討では，データに不備のあった2名を除く198名を分析対象とした。平均年齢43.33歳（SD±9.00歳），男性92名，女性106名，医療・福祉152名，教育44名，不明2名であった。

結果

因子構成の検討　対人援助職版やりがい尺度暫定版において，床効果と天井効果は確認されなかった。39項目に対し因子分析（最尤法・promax回転）を行った。スクリープロットが，21.89，1.67，1.10，0.99，0.84，0.70…と推移していたが，研究1で6つのカテゴリが生成されたこと，因子の解釈可能性を検討し，5因子解が妥当であると判断した。因子負荷量.40以上と因子の独立性を保っていることを条件に11項目を削除し，2回目の因子分析を行った。その結果，最終的に28項目を採用した（Table 1）。因子間相関が高いため，それらに影響を与える高次因子（合計点）を想定した確認的因子分析を行ったところ十分な値が示された（CFI=.987, RMSEA=.031, GFI=.968, AGFI=.958）。この結果から，本尺度は基本的に合計得点で使用し，調査や使用の目的に応じて因子を使用することが望ましいと考えられた。5つの因子について，質問項目の内容から「対象者の成長・肯定的変化」，「感謝・信頼されること」，「円滑な協働」，「専門家としての成長」，「職場の肯定的評価」と命名した。

Table 1

対人援助職版やりがい尺度の因子分析（最尤法・promax回転）

		F1	F2	F3	F4	F5
F1：対象者の成長・肯定的変化（α=.943）
	対象者が主体的に行動するようになった	.86	‒.12	.08	‒.02	.03
	対象者が積極的に取り組むようになった	.83	.03	‒.02	‒.05	.08
	対象者が頑張るようになった	.79	.06	.01	‒.02	‒.01
	対象者が自分の考えを持って動くようになった	.78	‒.04	.03	‒.02	.08
	対象者ができなかったことができるようになった	.73	.17	‒.07	‒.02	.01
	対象者と目標に向かって取り組めた	.66	.04	.12	.07	‒.01
	対象者が達成したい目標に到達できた	.65	.10	.03	.02	.06
	対象者の回復・成長に接することができた	.54	.25	.02	.12	‒.07
F2：感謝・信頼されること（α=.922）
	対象者に感謝してもらえた	.03	.76	.01	‒.01	.04
	対象者の笑顔がみられた	.04	.75	.08	‒.02	‒.09
	対象者の役に立てた	.09	.66	.05	.07	‒.05
	対象者の家族や保護者から感謝された	.14	.65	‒.10	‒.04	.18
	対象者の家族や保護者に信頼されていると感じた	.22	.58	‒.06	‒.04	.17
	対象者と信頼関係を築けた	.28	.57	.09	.03	‒.11
	チームでの対応がうまくできた	.17	.54	.14	.09	‒.14
F3：円滑な協働（α=.924）
	スタッフがお互いに尊重しあえた	.01	‒.02	.85	‒.04	.05
	連携をスムーズに進めることができた	.01	‒.07	.85	‒.01	.04
	同僚と満足のいく連携をすることができた	‒.05	.04	.78	‒.02	.06
	対象者に合わせたかかわりをすることができた	.03	.06	.70	.06	.02
	関係者で力を合わせて支援することができた	.11	.09	.69	.05	‒.09
	関係者のそれぞれが考えを共有することができた	.16	.06	.59	.04	.01
F4：専門家としての成長（α=.870）
	職業人として成長した	.05	.02	.00	.79	.04
	仕事を通して成長した	.02	.00	.07	.75	.06
	知識・技術を習得した	‒.01	.06	.03	.66	.08
F5：職場の肯定的評価（α=.838）
	上司に褒められた	‒.03	.02	.10	‒.03	.78
	評価されて昇給した	.17	‒.17	‒.06	.08	.60
	自分の仕事が評価された	.01	.12	.05	.15	.57
	上司や同僚から感謝された	‒.04	.13	.31	‒.06	.53
	F2		.82	.72	.73	.64
	F3			.76	.76	.65
	F4				.74	.71
	F5					.68

個人属性の分析　年齢とやりがい5因子および合計得点とのPearsonの積率相関係数を求めたところ，r‒.025―‒.059と相関関係がみられなかった。5因子および合計点における性差をWelch検定で調べたところ，円滑な協働（t (1540.38) =4.49, p＜.01）において女性が男性より有意に高いことが示されたほかでは有意な結果は認められなかった。職種²における平均値の差異をWelch検定で調べた結果，教育は医療・福祉よりも，やりがい合計（t (743.58) =‒3.33, p＜.01），対象者の成長・肯定的変化（t (748.35) =‒6.93, p＜.01），感謝・信頼されること（t (745.57) =‒2.33, p＜.05）で有意に高いことが示された。

信頼性の検討　各因子のα係数は，第1因子から.943，.922，.924，.870，.838と十分な値が示された。

妥当性の検討　対人援助職版やりがい尺度と各尺度（JBS，UWES短縮版，J-WAMI）とのPearsonの積率相関係数を算出した（Table 2）。その結果，情緒的消耗感と脱人格化については弱い相関であった一方，個人的達成感の減退とJ-WAMI合計，ポジティヴな意味，仕事による意味生成では高い相関係数がみられ，WEを中心に中程度の相関が認められた。これらの変数は，達成感や肯定的意味づけ，仕事への夢中さなど，仕事に対するモチベーションと肯定的感情を表していることから，本尺度は設定した「やりがい」の定義を正確に評価することが可能と考えられる。仕事の活用度には反転処理を施し，職業性ストレス簡易調査票とのPearsonの積率相関係数を算出した（Table 3）。その結果，仕事の負担（量）との相関はみられなかった。仕事の負担（質）と仕事の活用度については弱い相関であり，仕事の適性と働きがい，仕事満足とは中程度の相関が得られた。次に離職意図（職場）と離職意図（職種）の1点（ちがう）をL群，4点（そうだ）をH群とし，L群とH群におけるやりがい尺度の差異をWelch検定で検討した（Table 4）。その結果，やりがい5因子と合計点のすべてにおいて，L群はH群より1%水準で有意に高かった。そのため，離職を強く考えている人とそうでない人とではやりがいに大きな違いがみられ，やりがいは離職意図を予測できると考えられた。

Table 2

対人援助職版やりがい尺度と各変数との相関

		やりがい合計		対象者の成長・肯定的変化		感謝・信頼されること		円滑な協働		専門家としての成長		職場の肯定的評価
**p<.01
JBS
	情緒的消耗感	‒.19	**	‒.16	**	‒.14	**	‒.19	**	‒.17	**	‒.21	**
	脱人格化	‒.24	**	‒.18	**	‒.21	**	‒.26	**	‒.22	**	‒.19	**
	個人的達成感の減退	‒.65	**	‒.60	**	‒.57	**	‒.57	**	‒.59	**	‒.56	**
UWES短縮版
	合計	.55	**	.51	**	.47	**	.48	**	.51	**	.47	**
	活力	.51	**	.48	**	.43	**	.45	**	.46	**	.45	**
	熱意	.49	**	.44	**	.44	**	.43	**	.47	**	.41	**
	没頭	.48	**	.46	**	.41	**	.42	**	.46	**	.42	**
J-WAMI
	合計	.59	**	.53	**	.55	**	.53	**	.57	**	.45	**
	ポジティヴな意味	.57	**	.53	**	.53	**	.51	**	.55	**	.45	**
	仕事による意味生成	.55	**	.50	**	.50	**	.49	**	.54	**	.42	**
	大義への動機づけ	.50	**	.43	**	.49	**	.45	**	.48	**	.36	**

Table 3

対人援助職版やりがい尺度と職業性ストレスとの相関

	やりがい合計		対象者の成長・肯定的変化		感謝・信頼されること		円滑な協働		専門家としての成長		職場の肯定的評価
p<.05，*p<.01
仕事の負担（量）	.06	*	.08	**	.06	**	.05	*	.07	**	‒.02
仕事の負担（質）	.16	**	.19	**	.16	**	.12	**	.18	**	.06	*
仕事の活用度	.21	**	.18	**	.21	**	.18	**	.21	**	.15	**
仕事の適性	.40	**	.36	**	.36	**	.35	**	.38	**	.34	**
働きがい	.44	**	.40	**	.39	**	.41	**	.41	**	.36	**
仕事満足	.40	**	.35	**	.33	**	.38	**	.38	**	.39	**

Table 4

離職意図高群・低群における対人援助職版やりがい尺度5因子の得点

離職意図（職場）	H群（n=829）		L群（n=151）		df	t値
**p<.01
離職意図（職場）	M	（SD）	M	（SD）	df	t値
やりがい合計	70.583	（24.66）	90.043	（20.41）	189.22	9.14	**
対象者の成長・肯定的変化	20.08	（ 7.74）	25.26	（ 6.62）	192.13	7.73	**
感謝・信頼されること	19.35	（ 6.74）	23.78	（ 5.55）	188.79	7.62	**
円滑な協働	15.13	（ 6.12）	19.54	（ 5.10）	189.81	8.33	**
専門家としての成長	7.50	（ 2.98）	10.11	（ 2.73）	198.42	10.01	**
職場の肯定的評価	8.52	（ 3.49）	11.35	（ 3.27）	200.85	9.24	**

離職意図（職種）	H群（n=616）		L群（n=231）		df	t値
離職意図（職種）	M	（SD）	M	（SD）	df	t値
やりがい合計	79.186	（23.10）	88.388	（22.07）	396.92	5.23	**
対象者の成長・肯定的変化	22.61	（ 7.10）	24.65	（ 7.18）	417.41	3.70	**
感謝・信頼されること	21.79	（ 6.36）	23.34	（ 6.03）	394.46	3.20	**
円滑な協働	16.77	（ 5.68）	19.42	（ 5.44）	397.77	6.12	**
専門家としての成長	8.69	（ 3.01）	9.81	（ 2.93）	404.38	4.88	**
職場の肯定的評価	9.32	（ 3.69）	11.16	（ 3.39）	384.86	6.64	**

再検査信頼性の検討　5因子と合計得点の級内相関係数（ICC (1, 2) ）を調べたところr=.47―.62と中程度から高い数値が得られた。このことから，対人援助職版やりがい尺度には一定の時間的な安定性が確認されたと言える。

考察

因子の内容　第1因子「対象者の成長・肯定的変化」は，支援やケアの対象者が回復，成長，発達するなど，肯定的に変化することに対するやりがいである。先行研究では，看護師を対象にした尺度の「目指す目標の達成」因子（大河原他，2020）や，教師を対象とする「生徒の変化」因子（藤原・川俣，2019）と類似する。第2因子「感謝・信頼されること」は，対象者または家族や保護者から直接的な感謝の言葉をもらう，信頼関係ができあがったことを実感するなど，直接的な肯定的フィードバックによって生じるやりがいである。先行研究でも「患者と関わる喜び」因子（若狭他，2003），「実施したケアに対し患者から肯定的な反応があると嬉しい」などの項目（福澤・冨田，2020）と共通している。第3因子「円滑な協働」は，多職種連携やチームでの支援の主観的な充実度から生じるやりがいであり，実践経験のほか協調性やコミュニケーション能力などの資質も関係してくると考えられる。先行研究でも「医療チームとの円滑な関係」因子（大河原他，2020），「職場の雰囲気」や「職場の人間関係」の質問項目（門間，2000）と類似する因子である。第4因子「専門家としての成長」は，仕事や実践による知識・経験の蓄積や職業的アイデンティティの形成など，自身に対するやりがいであり，対人援助職自身の主観的な成長を表す因子であると考えられる。先行研究の「看護師としての自己成長」因子（若狭他，2003）や「自身のキャリア開発機会の確保」因子（大河原他，2020）などと共通する。第5因子「職場の肯定的評価」は，職場から認められることや待遇が良くなることで生じるものであり，職場における存在感の向上によるやりがいである。第3因子「円滑な協働」と同じく，職場に対するやりがいという点で共通するが，「職場の肯定的評価」は昇給などの人間関係以外の要素が対象である。先行研究における「労働待遇への満足感」因子（河村，2001）や「師長としての承認」因子（大河原他，2020）と内容が共通している。

信頼性と妥当性の検討　各因子のα係数はすべて.83以上であった。評価基準（Prinsen et al., 2018）とされる.70を上回ったことから十分な内的整合性があると言える。再検査信頼性について級内相関係数が.47から.62と中程度以上の値が得られ，比較的高い時間的安定性をもつことが示唆された。

バーンアウトの状態を表す情緒的消耗感と脱人格化が弱い負の相関を示したことから，やりがいのない状態が精神的な疲弊状態を伴うとは必ずしも言えないことが示された。WEとは中程度の相関であり，やりがいはWEとの類似性は認められるものの，基本的には別概念である。またJ-WAMI合計とは高い相関が示された。仕事ヘの意味づけは，仕事の意味や価値を示す特徴がある（Tan et al., 2023）ことから，やりがいにも同様の性質があると考えられる。一方，本尺度の「職場の肯定的評価」は，他の因子と比べてJ-WAMIおよびポジティヴな意味との相関が低いことが示された。「職場の肯定的評価」は「職場」が対象になっているのに対して，J-WAMIは「仕事」そのものが対象となっていることから，相関関係が中程度に留まったと考えられる。仕事の負担（量）との相関はなく，仕事量に左右されないと言える。一方で，責任が求められ緊張の強いられる仕事内容である仕事の負担（質）と，技能や知識が発揮できる程度を表す仕事の活用度では弱い正の相関が認められた。このことは，質的に高度な仕事内容ほどやりがいが生じやすいことを意味し，「苦労と困難の伴う行為をやり通すことで経験する達成感」というやりがいの定義を支持する結果と言える。仕事の活用度，適性，働きがい，仕事満足とは中程度の正の相関がみられたことから，やりがいは肯定的な労働状態を表す指標と言える。離職意図との関連では，合計得点と5因子とも離職意図の高低を弁別する力が証明され，やりがいのなさが退職・休職，またその職業自体からのドロップアウトにつながる可能性が示された。

総合考察

本研究では，対人援助職が日常の実践で認識する「やりがい」を評価する対人援助職版やりがい尺度を作成することが目的であった。研究1では，自由記述式の調査から質問項目を収集し，研究2では，内的整合性と時間的安定性および妥当性を検討した。その結果から本研究で作成した対人援助職版やりがい尺度は，一定の信頼性と妥当性を兼ね備えていると言えるだろう。

本尺度は，複数因子で構成されることと，対人援助職全般が評価可能であることの2点が大きな特徴と言える。まず1つ目の複数因子で構成されていることについてである。「専門職としての成長」以外の4因子は，自己と他者との関係性を前提にしていることで共通している。その他者が，ニーズのある者では「対象者の成長・肯定的変化」と「感謝・信頼されること」，仕事仲間では「円滑な協働」，職場スタッフでは「職場の肯定的評価」となり，対人援助職のやりがいは他者との関係性から生じるものと言えるだろう。他者性を前提としないWEと比べて，本尺度は対人援助職の特徴に基づく尺度であると言える。また因子間相関が高いという結果が示された。対人援助職が多職種との協働を進めながら支援に注力していくことで，ニーズのある者が成長・回復していき，その途上で感謝やお礼の言葉が出るという臨床現場で生じうる現象には，本尺度の5因子が相互に関連している。高い因子間相関は，臨床現場の日常的状況を反映したものであると言える。実際の使用にあたっては，高次因子を設定したモデルの適合度の高さから合計点を使用することが推奨される。しかし調査目的によっては因子ごとの分析も有用であり，本尺度の特徴を理解した上での使用が求められる。

もう1つの特徴が対人援助職全体を評価対象としていることである。本尺度の「円滑な協働」，「専門職としての成長」，「職場の肯定的評価」の質問項目の内容をみていくと，医療・福祉と教育の両者において大きな違いがみられないようであり，実際に研究2では有意な差異がみられなかった。このことは，多職種連携やキャリア発達，職場の人間関係から得られるやりがいは，職種によって違いはなく，対人援助職全般に共通するものと言えるであろう。一方，「対象者の成長・肯定的変化」と「感謝・信頼されること」では，教育が医療・福祉より有意に高いことがわかった。教育職は基本的に健康で率直な反応の多い子ども（幼児，児童，生徒）を対象とする一方，医療・福祉職は重篤で回復困難な事例を扱う可能性があり，相対的にやりがいの発生頻度に差が出たと考えられる。このことから，援助を受ける対象者の特徴や問題の困難度によって，対人援助職のやりがいが変化することが示唆される。本研究の結果は，医療・福祉と教育に限定され，他の領域や雇用形態によってどのように異なるのかは不明であるが，対人援助職全般が回答可能，かつ複数因子で構成される本尺度は，様々な職種や職場環境の特徴を含めた比較検討に有用であると考えられる。

ところで，本尺度の目的は対人援助職の仕事の質を評価することであるが，やりがいの高さが肯定的なメンタルヘルスの状態を本当に表すのかに関し，十分な検討を行ったとは言えない。研究2から，WEや仕事満足感などとは高い相関であったが，仕事の質的負担との正の弱い相関は，定義の正しさを示すものである一方で責任が重く高度な仕事ほどやりがいを感じやすいとも言える。したがって，やりがいが長期にわたって続く場合，慢性的に疲労を蓄積してしまう，ワーカホリズムを招く可能性があるのではないだろうか。児童生徒との関わりにやりがいを感じているが，そのために多大な努力を投入し，燃え尽きる教師の姿を連想させる。同じような事態が仕事への意味づけにおいても生じることが報告されている（Tan et al., 2023）。このことから，やりがいには健康な状態と不健康な状態の2つがあると予測される。今後どのようなやりがいの状態が理想的なのか，どのような生起プロセスをたどるのか，詳細に検討していく必要がある。

本研究には3つの課題がある。第1に，メンタルヘルスの指標としての有効性を証明したとは言えない点である。今後は，well-beingや抑うつなどの指標を用いたアウトカムの検討など，メンタルヘルスの悪化に対する妥当性の検証が求められる。第2に，デモグラフィック変数との検討が不十分であるという点である。職種において有意な差異が認められたが，さらなる検討を行うことで個人差を考慮した施策と工夫に活用できると考えられる。第3にやりがいのプロセスの妥当性が担保されていない点である。先行研究（浦上，2008など）から，やりがいの発生条件に，否定的ニュアンスをある程度含んだ行動への従事を前提としているが，その行動がどの程度か，本人にとってどの程度困難なものなのか，質的研究や縦断研究を用いた基準の作成が望まれる。

利益相反

本論文に関して，開示すべき利益相反関連事項はない。

助成

本研究の一部は，JSPS科研費23K02980の助成を受けて実施された。

関連する発表

本研究は，日本心理臨床学会第43回大会（2024）にて発表された。

著者情報

研究1，2実施時の所属は，上越教育大学であった。

謝辞

研究遂行にあたりご協力くださいました，五十嵐透子先生（元：上越教育大学）に感謝申し上げます。

電子付録

本論文の研究1における尺度作成の途中段階の質問項目（92項目）は，J-STAGEの電子付録に掲載している。

92項目の質問項目をJ-STAGEの電子付録に掲載した。

オンライン調査会社アイブリッジが所有するモニターのデータ（業種：医療・福祉業，教育業）を使用した。

References

阿部正昭（2019）．介護職の働きがいと職場の組織マネジメント――特別養護老人ホームにおける介護の現場から――　ブイツーソリューション
Bakker, A. B. (2011). An evidence-based model of work engagement. Current Directions in Psychological Science, 20, 265-269. https://doi.org/10.1177/0963721411414534
Campbell, I., & van Wanrooy, B. (2013). Long working hours and working-time preferences: Between desirability and feasibility. Human Relations, 66, 1131-1155. https://doi.org/10.1177/0018726713478641
Cohen, J. (1962). The statistical power of abnormal-social psychological research: A review. Journal of Abnormal and Social Psychology, 65, 145-153. https://doi.org/10.1037/h0045186
藤村和宏（2016）．「便益享受」と「便益遅延性」を鍵概念とする専門職のワーク・モチベーション・モデルの構築可能性を探る――介護サービス業界の職員を対象として――　香川大学経済論叢，89, 15-85.
藤原和政・川俣理恵（2019）．中学校部活動顧問教師のやりがい感と負担感を測定する尺度の作成　学校メンタルヘルス，22, 185-195. https://doi.org/10.24503/jasmh.22.2_185
福澤知美・冨田幸江（2020）．新卒看護師のレジリエンスに関連する要因　日本健康医学会雑誌，29, 71-83. https://doi.org/10.20685/kenkouigaku.29.1_71
平尾実美（2020）．学校教員の疲弊構造を探る――離職経験者の語りからの一考察――　公教育システム研究，19, 25-49.
井口理（2014）．行政保健師の「仕事の要求」と「仕事の資源」の概念の明確化――離職を考えた状況と職場にとどまった思いの記述を通して――　日本公衆衛生看護学会誌，3, 11-21. https://doi.org/10.15078/jjphn.3.1_11
伊佐夏実・新谷龍太朗・鈴木勇（2013）．教師の働きがいと学校特性　大阪大学教育学年報，18, 47-62. https://doi.org/10.18910/24313
門間晶子（2000）．保健婦のエンパワーメントの構造と規定要因の分析　日本看護科学会誌，20, 11-20. https://doi.org/10.5630/jans1981.20.2_11
Kahn, W. A., & Heaphy, E. D. (2013). Relational contexts of personal engagement at work. In C. Truss, K. Alfes, R. Delbridge, A. Shantz, & E. Soane (Eds.), Employee engagement in theory and practice (pp.82-96). Routledge.
春日由美（2023）．教員のメンタルヘルスとその支援に関する文献的研究　山口大学教育学部教育実践総合センター研究紀要，55, 33-41.
河村茂雄（2001）．教師の職業生活自己分析尺度の作成　学校メンタルヘルス，4, 55-63.
近藤孝司（2023）．対人援助職における「やりがい」の構成概念に関する系統的レビュー　上越教育大学研究紀要，43, 239-248.
厚生労働省（2023）．令和4年度労働安全衛生調査（実態調査）Retrieved January 18, 2024, from https://www.e-stat.go.jp/stat-search/files?page=1&toukei=00450110&tstat=000001069310
久保真人（2004）．バーンアウトの心理学――燃え尽き症候群とは――　サイエンス社
丸山総一郎・佐藤寛・森本兼曩（1991）．労働者の働きがい感と健康習慣・自覚症状との関連性　日本衛生学雑誌，45, 1082-1094. https://doi.org/10.1265/jjh.45.1082
正木澄江（2016）．日本語版意味深い仕事尺度（J-WAMI）の作成と仕事関連変数への影響の検討　産業・組織心理学会第32回大会論文集，45-48.
Maslach, C., & Jackson, S. E. (1981). The measurement of experienced burnout. Journal of Organizational Behavior, 2, 99-113. https://doi.org/10.1002/job.4030020205
壬生尚美・神庭直子（2013）．介護職員の仕事の満足感・やりがい感に影響を及ぼす要因――ユニット型施設と従来型施設による比較――　人間生活文化研究，23, 287-299. https://doi.org/10.9748/hcs.2013.287
美濃陽介（2019）．働きがいとワークモチベーション青森中央短期大学研究紀要，32, 213-217.
文部科学省（2023）．令和4年度公立学校教職員の人事行政調査について　Retrieved January 7, 2024, from https://www.mext.go.jp/a_menu/shotou/jinji/1411820_00007.htm
森俊太（2001）．「生きがい」の構造と言説――イタリアとフランスの調査を中心に――　生きがい研究，7, 16-38.
日本看護協会（2023）．2022年病院看護実態調査　Retrieved January 7, 2024, from https://www.nurse.or.jp/nursing/home/publication/pdf/research/99.pdf
大河原あゆみ・吉川三枝子・大渕律子（2020）．看護師長のやりがいを構成する要素　佐久大学看護研究雑誌，12, 87-95.
小野公一（2011）．働く人々のwell-beingと人的資源管理　白桃書房
Prinsen, C. A., Mokkink, L. B., Bouter, L. M., Alonso, J., Patrick, D. L., De Vet, H. C., & Terwee, C. B. (2018). COSMIN guideline for systematic reviews of patient-reported outcome measures. Quality of Life Research, 27, 1147-1157. https://doi.org/10.1007/s11136-018-1798-3
Rosso, B. D., Dekas, K. H., & Wrzesniewski, A. (2010). On the meaning of work: A theoretical integration and review. Research in Organizational Behavior, 30, 91-127. https://doi.org/10.1016/j.riob.2010.09.001
Schaufeli, W. B., Salanova, M., González-Romá, V., & Bakker, A. B. (2002). The measurement of engagement and burnout: A two sample confirmatory factor analytic approach. Journal of Happiness Studies, 3, 71-92. https://doi.org/10.1023/A:1015630930326
Schnell, T. (2020). The psychology of meaning in life. Routledge. https://doi.org/10.4324/9780367823160
Shimazu, A., Schaufeli, W. B., Kosugi, S., Suzuki, A., Nashiwa, H., Kato, A., Sakamoto, M., Irimajiri, H., Amano, S., Hirohata, K., & Goto, R. (2008). Work engagement in Japan: Validation of the Japanese version of Utrecht Work Engagement Scale. Applied Psychology: An International Review, 57, 510-523. https://doi.org/10.1111/j.1464-0597.2008.00333.x
清水裕士（2016）．フリーの統計分析ソフトHAD――機能の紹介と統計学習・教育，研究実践における利用方法の提案――　メディア・情報・コミュニケーション研究，1, 59-73.
下光輝一（2005）．職業性ストレス簡易調査票を用いたストレスの現状把握のためのマニュアル――より効果的な職場環境等の改善対策のために――　平成14年―16年度厚生労働科学研究費補助金労働安全衛生総合研究　Retrieved May 21, 2024, https://www.mhlw.go.jp/file/05-Shingikai-11201000-Roudoukijunkyoku-Soumuka/0000050920.pdf
Steger, M. F., Dik, B. J., & Duffy, R. D. (2012). Measuring meaningful work: The work and meaning inventory (WAMI). Journal of Career Assessment, 20, 322-337. https://doi.org/10.1177/1069072711436160
高木亮（2015）．養護教諭の教職キャリアに関する検討　就実教育実践研究，8, 159-172.
Tan, K. L., Sim, A. K., Yap, S. S. N., Vithayaporn, S., & Rachmawati, A. W. (2023). A systematic review of meaningful work unifying 20 years of theoretical and substantive contributions (2000-2020). Journal of Advances in Management Research, 20, 462-512. https://doi.org/10.1108/JAMR-11-2022-0225
田中理恵・松田宣子（2021）．精神科看護師の看護実践におけるやりがい　日本精神保健看護学会誌，30, 19-28. https://doi.org/10.20719/japmhn.30.21-001
浦上昌則（2008）．「働きがい」と「あきらめ」　人間関係研究，7, 69-88. https://doi.org/10.15119/00001085
若狭紅子・濱田由紀・江波戸和子・田中美恵子・菅原とよ子（2003）．日本における薬物依存症患者の看護の実際――看護ケアの要素と影響因子――　日本精神保健看護学会誌，12, 121-135. https://doi.org/10.20719/japmhn.KJ00006916686
渡辺真弓・山内慶太（2019）．病院に勤務する看護師の残業時間及びメンタルヘルスに影響する要因　日本医療・病院管理学会誌，56, 61-69. https://doi.org/10.11303/jsha.56.61

責任著者(Corresponding author)

J-STAGEへの登録はこちら（無料）