第 3 章 予備調査と尺度検証
第 5 節 予備調査の結果
1. 職場ストレス尺度の検証
職場ストレス尺度は 21 項目を含んでいる。まず項目分析を行う。項目の総得点を求めて から、得点の高低により順位をつける。予備調査のサンプル数は 200 人であるため、第 54 番目の被験者の得点は 63 点であり、第 147 番目の被験者の得点は 45 点である。この 2 つ の値を境にして上位グループと下位グループに分ける。即ち、得点が 63 点以上の被験者は
上位グループに属し、45 点以下の被験者は下位グループに属す。それから独立したサンプ ルの T 検定法で 2 つのグループの差異を検証する。検証結果は下表に示す。
表 12 職場ストレス尺度の項目分析結果（n=200）
職場ストレス_総得点
A1 私の仕事が煩わしくて複雑で、量が大きい Pearson 相関性 .378**
顕著性（双側） .000
A2 私にはいつもやりきれない仕事がある Pearson 相関性 .378**
顕著性（双側） .000
A3 私はいつも残業している Pearson 相関性 .252**
顕著性（双側） .000
A4 私は自分の職責範囲をはっきりしていない Pearson 相関性 .531**
顕著性（双側） .000
A5 職務においてどのぐらいの職権があるか分からな い
Pearson 相関性 .506**
顕著性（双側） .000
A6 職務内容についての説明が不明瞭である Pearson 相関性 .526**
顕著性（双側） .000
A7 私がやった仕事はある人の要求を満たすが、他の 人の要求を満たすとは限らない
Pearson 相関性 .532**
顕著性（双側） .000
A8 上司から異なる仕事の指示を受けたことがある Pearson 相関性 .522**
顕著性（双側） .000
A9 異なる職務分野に派遣されたことがある Pearson 相関性 .346**
顕著性（双側） .000
A10 同僚と衝突又は不愉快なことがある Pearson 相関性 .503**
顕著性（双側） .000
A11 上司と高級主管のサポートが欠けている Pearson 相関性 .640**
顕著性（双側） .000
A12 上司は私の職務上の問題に対して解決したくな い、あるいは解決できない
Pearson 相関性 .593**
顕著性（双側） .000
A13 仕事において孤立するような気がする Pearson 相関性 .566**
顕著性（双側） .000
A14 昇進が遅い、或いは昇進する望みがない Pearson 相関性 .625**
顕著性（双側） .000
A15 十分な個人発展の空間がない Pearson 相関性 .688**
顕著性（双側） .000
A16 会社の組織構造が硬直で、素早い発展に適応でき ない
Pearson 相関性 .673**
顕著性（双側） .000
A17 部門間に有効なコミュニケーションが欠けてい る
Pearson 相関性 .666**
顕著性（双側） .000
A18 会社の給与制度が合理的ではない Pearson 相関性 .667**
顕著性（双側） .000
A19 会社は私の職務行動に対して十分な フィードバックがない
Pearson 相関性 .711**
顕著性（双側） .000
A20 会社には階層が多すぎて効率が悪い Pearson 相関性 .652**
顕著性（双側） .000
A21 会社には不合理的な政策、規定と手続きがある Pearson 相関性 .596**
顕著性（双側） .000
職場ストレス_総得点 Pearson 相関性 1
顕著性（双側）
出所：筆者作成
表 12 に示すように、初期の職場ストレス尺度の 21 の項目は全て総得点と 0.01 水準で有 意な相関があり、相関係数は 0.252～0.688 の間に介在する。これは全ての項目で上位グル ープと下位グループに有意差が認められたため、21 の項目が一定の識別力（項目弁別力）
を備えていると判断した。
(2) 因子分析と妥当性分析
Kaiser （ 1974 ） は 尺 度 の 項 目 間 因 子 分 析 に 適 し て い る か 否 か は 、 適 切 性 数 値
（Kaiser-Meyer-Olkin、KMO）の標本妥当性測度により判断できるとしている。KMO と Bartlett の検定結果により、KMO の値は 0.838 であり、因子分析に適しており、Bartlett の球面性検定で X2は 2028.164 で、P は 0.000 で 0.05 以下であり、母グループの相関行列の 間に共通する因子が存在しているため、因子分析に適することが示された。
表13 職場ストレス予備調査のKMO と Bartlett の検定
KMO標本妥当性の測度 .838
Bartlett の球面性検定 近似カイ2乗 2028.164
自由度 210
Sig. .000
出所：筆者作成
職場ストレス尺度に因子分析を行い、主成分分析法を用いて、Kaiser の正規化を伴うバ リマックス回転により成分行列が得られ、且つ共同因子における項目の因子負荷量の大小 によって順位付けることで、共同因子に含まれる項目を容易に考察できる。因子分析の結 果は下表に示す。
表14 職場ストレス回転の成分行列a 成分
1 2 3 4 5
A19 .793 .203 .112 .097 .028 A18 .785 .129 -.018 .117 .101 A20 .785 .039 .122 .015 .104 A16 .780 .093 .134 .060 .055 A21 .760 .009 .082 .001 .076 A17 .759 .095 .093 .045 .152 A14 .729 .258 .006 -.037 .029 A15 .697 .377 .074 .002 .032 A11 .281 .773 .199 .069 .062 A12 .206 .761 .156 .015 .188 A13 .202 .692 .366 .028 -.047 A10 .091 .589 .061 .203 .336
A5 .130 .137 .878 .070 .067
A4 .067 .260 .838 .083 .137
A6 .159 .190 .732 -.044 .248 A2 .082 .132 -.026 .856 .099 A1 .134 .021 -.051 .831 .196 A3 -.037 .043 .164 .711 -.089
A8 .158 .207 .084 .126 .769
A9 .055 -.018 .116 .003 .767
A7 .161 .294 .274 .070 .541
因子抽出法：主成分分析法。
回転法 :Kaiser の正規化を伴うバリマックス法。
a. 6 回の反復で回転が収束した。
出所：筆者作成
表 14 に示すように、因子負荷法で分析して 5 つの因子が抽出された。しかし、これは尺 度作成時の構想と食い違いが見られる。キャリア発達尺度に属すべき第 14、15 項目は組織 構造と風土尺度に納められる一方、役割関連尺度に属すべき第 4、5、6、7、8、9 項目は 2 つのグループに分けられることが分かった。これはキャリア発達は組織の経営手法や管理 スタイルと密接な関係があることが示される一方、役割関連のストレッサーを更に細分化 する必要があることが示された。
探索的因子分析を経て、初期の職場ストレス尺度の 21 項目は 5 つの下位尺度に分けられ、
そのうち、項目 14～21 は第一因子とし、組織構造・風土とキャリア発達と命名し、項目 10
～13 は第二因子とし、組織における人間関係を代表する。項目 4～6 は第三因子とし、役割 の曖昧さを代表し、項目 1～3 は第四因子とし、仕事そのものを代表し、項目 7～9 は第五 因子とし、役割の葛藤を代表することにした。
(3) 信頼性分析
本研究ではα係数で職場ストレス尺度の信頼性を検証した結果、職場ストレスの全体的な Cronbaehα係数は 0.883 であり、各下位尺度を見ると、やや低いものが見られるが、全体 的には比較的に高い内部一貫性があることが示された。
表 15 職場ストレス尺度信頼性分析（n=200）
尺度 項目数 Cronbaehα係数
仕事そのもの 3 0.726
役割の曖昧さ 3 0.839
人間関係 4 0.794
役割の葛藤 3 0.643
組織構造・風土とキャリア発達 8 0.909
職場ストレス 21 0.883
出所：筆者作成
前記の分析により、本研究の職場ストレス尺度の 21 項目が得られ、本格的な調査の尺度 とする。
2. 職務満足感尺度の検証