要支援・軽度要介護者の社会活動への参加パターンとSense of coherence (SOC)の関連

Ⅰ. 研究の背景と目的

. 研究の背景 厚生労働省 (2015) が発行した ｢高齢者の地域にお けるリハビリテーションの新たな在り方検討会報告書｣ によれば, 通所リハビリテーションの利用者のうち, ｢社会的活動をできるようになりたい｣ と回答した人 は 42.3％にものぼる. そうした声があるにもかかわ らず, 通所, 訪問リハビリテーションでは, 身体機能 に偏ったアプローチが施されることが多く, 世界保 健機関 (WHO：World Health Organization) が示 した国際生活機能分類1) _{(ICF：International} Classi-fication of Functioning) で示される ｢活動・参加｣ に至らないことが多いと指摘されている. このような背景を受けて, 2015 年 4 月より介護保 険制度では社会参加の継続にむけ, 通所, 訪問リハか ら通所介護事業その他, 社会参加に移行した場合に算 定できる社会参加支援加算2)_{や, 活動, 参加に繋がる} 介入を評価した生活行為向上リハビリテーション実施 加算3)_{が新設された. しかしながら, 2016 年 10 月の} 介護給付費等実態調査月報から, 通所リハビリテーショ ン全体において社会参加支援加算を届けている事業所 は 11.4％, 生活行為向上リハビリテーション実施加 算は 7.5％と低い値に留まっている. この数値からは, リハビリテーション分野における高齢者の支援方法は, 未確立であると言わざるをえない. 社会活動に参加することは, 生命予後を規定する要 因であり (岡戸ら 2002：49), 生きがい, 地域力の向 上等, 多面的な効果をもたらすとされている. しかし, 要支援・軽度要介護者が社会活動に参加する場面では, 準備に時間を要する, 周囲の人と同じペースで行えな いなど, 様々な制約が生じ, それが本人のストレスに

The Study of Social Well-Being and Development 第 16 号 2021 年 3 月 論文要旨 本研究は, 高齢者の社会活動に向けた支援を検討する為の一研究とし, 参加パターンと Sense of coherence (SOC) との関連を明らかにすることを目的とした. 要支援・軽度要介護者 110 名を対象に, SOC スケール と構造化面接を実施し, 類型化した参加パターンと SOC との関連を分析した. 結果, 参加パターンは継続群, 再開群, 不参加移行群, 不参加継続群の 4 つの基準で分類され, 不参加継続群以外で SOC 下位因子間での差 が有意に認められた. また, 処理可能感では, 不参加継続群よりも継続群と再開群が, 有意味感では, 不参加 移行群, 不参加継続群よりも継続群, 再開群が有意に高い結果が得られた. 要支援・軽度要介護者の社会活動 促進に向けて SOC なかでも ｢処理可能感｣ ｢有意味感｣ を高める支援が有効である可能性が示唆された. キーワード：エスオーシー, 健康生成論, 社会活動, リハビリテーション, 軽度要介護高齢者

Keywords：Sense of coherence, Salutogenesis, Social activities, Rehabilitation, Elderly people requiring mild care

論

文

要支援・軽度要介護者の社会活動への参加パターンと

Sense of coherence (SOC) の関連

The Relationship Between SOC and Changes

in Social Activities of Mild Care Recipients

山

本

泰

雄

Yasuo YAMAMOTO

なりうる. その為, 参加に向けては, そのストレスを うまく対処する手立てを身につける必要があり, スト レス対処力と称される健康生成力 Sense of coherence (以下, SOC) の働きが参加に影響を与える可能性が ある. 社会活動と SOC の関係について金森ら (2013：21) は, 女性は参加組織数が多いほど SOC が高い傾向が あること, 畑山ら (2012：34) は, SOC が高得点で あるほど QOL は高く, 外出頻度の増加に伴い QOL 得点も増加すること, 畑山ら (2008：29-34) は, SOC の高低が社会参加や QOL の保持に関与する可 能性があることなど, 少なからず SOC と社会活動と の関連が示されている. しかしながら, 多くの報告は 調査時の参加状況のみを把握しており, 老化や病気, 事故などで心身に変化をもたらしながら在宅生活を継 続している要支援・軽度要介護高齢者の社会参加状況 と SOC との関連を把握するには十分とはいえない. 社会活動に不参加あるいは低迷した状態から促進の推 移を辿るよう支援する活動・参加に向けたリハビリテー ション支援の発展に向けて, さらなる研究が必要であ る. . 研究の目的 本研究では, 地域在住の要支援・軽度要介護高齢者 の社会参加状況の推移と SOC との関係を明らかにす ることに焦点をあて, 第一に, 要介護認定前, 認定時, 認定後における社会活動への参加有無から参加パター ンを類型化し, 第二に SOC 並びに下位因子スコアに ついて参加パターン間で比較分析し, その特徴を示す ことを目的とした.

Ⅱ. 用語の定義について

. 社会活動について 社会活動の定義については, 社会関係, 社会参加に よる効果に着目したものや, 社会参加の場など幅広い 視点をもつもの (仲村ら 1992：223, 浜口 1996：290, 白澤 1981：4 , 金ら 2004：51, 西下 1999：1505-1516), 同一の目的を有する人々が自主的に参加し, 集団で行っ ている活動など限定されたもの (奥山 1986：24, 松 岡 1992：14) など標準的なものは存在しない. 本研究では, 通所リハビリテーションの継続理由と して, ｢社会的活動をできるようになりたい｣ が 42.3 ％と少なくない (厚生労働省 2015：12-25) こと, 利 用目的が社会・対人交流が 50.0％を占めていること (デイケア協会 2015：64) を鑑み, 奥山 (1986：24) らが定義している ｢同一の目的を有する人々が自主的 に参加し, 集団で行っている活動｣ を参考にし, その うえで操作的に, 公的機関や専門職による制度に基づ くサービスや支援を含むものは除外した. . SOC について 山崎ら (2017：25-42) は, 実証研究を踏まえて, SOC は ｢ストレスフルな出来事や状況に直面しなが らも, それに対してその人の内外に有する資源を上手 く動員することによって心身の健康を守るばかりか, それを成長, 発達の糧に明るくいきいきと人生を送る ことを可能にする力, または源である.｣ と定義して おり, 本研究で使用する SOC の定義として採用した.

Ⅲ. 研究対象, 研究方法

. 研究対象 研究対象は, 某県農村部Ａ町 (人口 10,523 人, 高 齢化率 30.5％) にある A 事業所と B 事業所の通所ま たは訪問リハビリテーション利用者 (287 名) のうち 認知症の診断のない在宅要支援・軽度要介護高齢者 (要支援 1・2, 要介護 1) に該当するもの (119 名) で研究協力の同意を得られたもの (110 名) とした. 同意を得られなかった 9 名の理由は, ｢他の活動を優 先したい｣ が 4 名, ｢体調が優れない｣ が 5 名であっ た. 対象とした理由は, 調査時に筆者が勤務していた, また関連のある事業所であり, ラポール形成ができて おり研究協力が得られやすい為である. . 研究方法 1 ) 質問紙調査票 対象者 110 名に対し, 質問紙調査票を用いて, ①基 本的特性 (性別, 年齢, 要介護度, 世帯構成, 主な移 動手段) と, ②要介護認定を受ける 2∼3 年前, 要介 護認定を受けた時点, 調査時現在の 3 時点における社 会活動への参加有無を遡及的に聞きとった. 全ての調 査を筆者 1 人が担当した. また, 対象者に負担がかか らないよう配慮し実施した. 2 ) 13 項目版 5 件法 SOC スケール 対象者 110 名に対して, 13 項目版 5 件法 SOC ス ケールを 1 回実施した.

SOC は健康生成論の中核をなす概念であり, アメ リカの医療社会学者である Aaron Antonovsky (＝ 2001：19-29) が提唱した理論である. Antonovsky は, SOC について, 人々に共通して存在する健康要 因であり, 下位概念として, 把握可能感 (sense of comprehensibility), 処理可能感 (sense of manage-ability), 有意味感 (meaningfulness) の 3 つの下位 因子によって構成されるとし, 各感覚を次のとおり説 明している. 把握可能感は自分の内外で生じる環境刺 激について, 秩序付けられた予測と説明が可能なもの であるという確信として捉える感覚, 処理可能感は, 要求に対応するための資源はいつでも得られるとする 確信である感覚, 有意味感は, 要求は挑戦であり心身 を投入しかかわるに値するという感覚からなるとされ ている. Antonovsky (＝2001：19) が提唱した SOC は, 測定可能とされており, 29 項目版, 13 項目版, 3 項目版の SOC スケールがある. そのうち, 29 項目, 13 項目版の内的一貫性, 信頼性, 妥当性はすでに検 証されている. 本研究では, 通所, 訪問リハビリテー ションを利用している要支援・要介護高齢者を対象と しており, 質問への回答に対する負担を軽減できるよ う 13 項目版 5 件法 (レンジ 13-65) を援用した. 13 項目版 5 件法 SOC スケールは, 13 項目の質問から構 成され, ｢まったくない (1 点)｣ ∼ ｢とてもよくある (5 点)｣ などの 5 件法で自己評価を行い, すべての項 目を加算して得点化するものであり, 得点が高いほど SOC が高いことを意味する (Antonovsky＝2001： 76). . 分析方法 1 ) 対象者の基本属性と社会活動への参加パターンお よび群間比較 対象者の集団的特性を確認するために, 度数 (％) および平均年齢を算出した. また, 遡及的に聞き取っ た要介護認定前, 認定時, 調査時現在の 3 時点におけ る社会活動の参加有無から, 3 時点において参加を継 続している ｢継続群｣, 認定時には不参加になったも のの, その後に再開した ｢再開群｣, 要介護認定前は 参加していたものの認定時あるいは認定後に参加しな くなった ｢不参加移行群｣, 認定前から継続して参加 をしていない ｢不参加継続群｣ の基準でそれぞれ分類 する. なお, 月に 1 回以上参加している状態を参加有 とした. 加えて, 対象者の基本属性と群間の等価性の 程度を検討するために, 年齢は Kruskal-Wallis 検定, その他はχ2_{検定を行った.} 2 ) SOC 並びに下位因子スコアの参加パターン間で の比較 各参加パターンの SOC 並びに下位因子について, そ れ ぞ れ 正 規 性 を 確 認 す る 為 に Kolmogolov-Smirnov 検定を行った. 正規性に従わない項目を含 んでいることを確認し, 参加パターン間において SOC 並びに下位因子に差があるかどうかを Kruskal-Wallis 検定を用いて分析した. また, 参加パターン 間のどこに差があるかを分析する為に, Bonferroni の方法にて多重比較を行い, 効果量を求めた. 効果量 r は, それぞれのスコアを Z 変数化したものを対象数 の平方根で除して算出した. 効果量 r の判定は, 0.1 未満でほとんど効果なし, 0.1−0.3 で小さい, 0.3− 0.5 で中等度, 0.5 以上で大きい効果とされる (水本 2008：31). なお, すべての解析は IBM SPSS Statistics 25 を 用い有意水準は 5％とした.

Ⅳ. 倫理的配慮

本研究を行うにあたり, 日本福祉大学大学院 ｢人を 対象とする研究｣ に関する倫理審査を受け, 対象者の プライバシー保護と負担の軽減には細心の注意を払い, 研究を実施した. また, 調査の同意は, 書面を用いて 研究目的およびデータ処理方法, 不参加により不利益 が生じないことなどを説明し同意を得た (承認番号 17-002).

Ⅴ. 結果

. 対象者の基本属性および参加パターンの群間比較 調査時における対象者の基本属性および参加パター ンを類型化したものを表 1 に示した. 対象者全体の平 均年齢 (SD) は 79.6 (4.9) で, 男性 (25.5％), 女 性 (74.5％) であった. 要介護度は, 要支援 1 (15.5 ％), 要支援 2 (44.5％), 要介護 1 (40.0％) であり, 世帯構成は独り暮らし (20.9％), 2 人 (夫婦世帯) (43.6％), その他世帯 (35.5％) であった. 主な移動 手段は, 独歩 (39.1％), 杖・装具・シルバーカーの いずれかを使用 (60.9％) であった. 要介護認定前から調査時現在における参加パターン の特徴を ｢継続群｣ ｢再開群｣ ｢不参加移行群｣ ｢不参

加継続群｣ の 4 つに分けると, ｢継続群｣ 30 名 (27.3 ％), ｢再開群｣ 38 名 (34.5％), ｢不参加移行群｣ 23 名 (20.9％), ｢不参加継続群｣ 19 名 (17.3％) であっ た. 基本属性において類型化した参加パターン間に差 が認められたものはなかった. . 参加パターンによる SOC 並びに下位因子スコア の比較 各参加パターンにおける, 調査時現在の SOC 並び に下位因子スコアの中央値 (各スコアの総点を 100 点 とした率) と, 参加パターンによる SOC 並びに下位 因子スコアの結果を表 2 に示す. SOC 総スコア及び 把握可能感, 処理可能感, 有意味感の総点はそれぞれ 65 点, 25 点, 20 点, 20 点と同じではないため, ( ) 内に各スコアの総点を 100 とした率を表している. 対象者全体では, 総スコアで 45.0 (69.2％), 把握 可能感 15.0 (60.0％), 処理可能感 16.0 (80.0％), 有 意味感 14.0 (70.0％) であった. SOC 並びに下位因 子ごとに, 類型化した社会活動への参加パターンの中 央値と群間で比較した多重比較の結果を以下に示す. 各人数 (群内有効％), 年齢のみ平均値 (SD), すべての項目において欠損値なし 年齢の比較は, Kruskal-Wallis 検定, その他はχ2 検定を行った න̏ સ਼ ʤ1 ʥ ܩକ܊ ʤ1 ʥ ࠸֋܊ ʤ1 ʥ ෈ࢂՅҢߨ܊ ʤ1 ʥ ෈ࢂՅܩକ܊ ʤ1 ʥ S஍ ੓พ ஋੓ ʤʥ ʤʥ   ʤʥ  ঃ੓ ʤʥ     ೧ྺ ʤʥ ʤʥ ʤʥ ʤʥ ʤʥ  གྷղޤౕ གྷࢩԋ̏ ʤʥ ʥ ʤʥ ʤʥ ʤʥ  གྷࢩԋ̐ ʤʥ  ʤʥ ʤʥ ʤʥ གྷղޤ̏ ʤʥ  ʤʥ ʤʥ ʤʥ ੊ଵߑ੔ ಢΕ฽Δ͢ ʤʥ ʤʥ ʤʥ ʤʥ ʤʥ  ್ਕʤ෋෌੊ଵʥ ʤʥ ʤʥ ʤʥ ʤʥ ʤʥ ͨ͹ଠ ʤʥ ʤʥ ʤʥ ʤʥ ʤʥ क͵Ңಊघஊ ಢิ ʤʥ ʤʥ ʤʥ ʤʥ ʤʥ  似ɾૹ۫ɾεϩώʖΩʖ ͹͏ͥΗ͖Ν࢘༽ ʤʥ ʤʥ ʤʥ ʤʥ ʤʥ 表 調査時の基本的属性と参加パターン間の比較 数値は中央値, で着色した数値は四分位範囲 (各スコアの総点を 100 とした率) 効果量 (r)：0.1 未満ほとんど効果なし, 0.1-0.3 (小さい), 0.3-0.5 (中等度), 0.5 以上 (大きい) 群間比較は, Kruskal-Wallis 検定を行った 多重比較は, Bonferroni の方法を用いた *** p＜0.001, ** p＜0.01, * p＜0.05 න̐ ࢂՅϏνʖϱͶΓΖ સର ʤ1 ʥ ܩକ܊ ʤ1 ʥ ࠸֋܊ ʤ1 ʥ ෈ࢂՅҢߨ܊ ʤ1 ʥ ෈ࢂՅܩକ܊ ʤ1 ʥ ̧ ްՎྖ 62&૱ηαΠ  ʷ ʤʥ  ʷ ʤʥ  ʷ ʤʥ  ʷ ʤʥ  ʷ ʤʥ   ೼ѴՆ೵״  ʷ ʤʥ  ʷ ʤʥ  ʷ ʤʥ  ʷ ʤʥ  ʷ ʤʥ   ॴཀྵՆ೵״  ʷ ʤʥ  ʷ ʤʥ  ʷ ʤʥ  ʷ ʤʥ  ʷ ʤʥ   ༙қັ״  ʷ ʤʥ  ʷ ʤʥ  ʷ ʤʥ  ʷ ʤʥ  ʷ ʤʥ   U  U  U  U  U  U  U  U  表 参加パターンによる SOC (SOC 総スコア, 把握可能感, 処理可能感, 有意味感) スコアの比較

SOC 総スコアでは, ｢継続群｣ 46.5 (71.5％), ｢再 開群｣ 47.0 (72.3％), ｢不参加移行群｣ 45.0 (69.2％), ｢不参加継続群｣ 41.0 (63.1％) であった. 類型化し た 4 つの群間で中央値を比較すると, ｢不参加継続群｣ よりも ｢継続群｣ (p＝0.04, r＝0.25), ｢再開群｣ (p＝ 0.02, r＝0.32) において有意に高値を示した. 把握可能感では, ｢継続群｣ 15.0 (60.0％), ｢再開 群｣ 15.0 (60.0％), ｢不参加移行群｣ 13.0 (52.0％), ｢不参加継続群｣ 15.0 (60.0％) であり, ｢不参加移行 群｣ のみ中央値が低値を示す結果となったが, 統計学 的に有意な群間差は認められなかった. 処理可能感では, ｢継続群｣ 16.5 (82.5％), ｢再開 群｣ 17.0 (85.0％), ｢不参加移行群｣ 17.0 (85.0％), ｢不参加継続群｣ 14.0 (70.0％) であった. SOC 総ス コアと同様, ｢不参加継続群｣ よりも ｢継続群｣ (p＝ 0.019, r＝0.27), ｢再開群｣ (p＝0.001, r＝0.35) が 有意に高値を示した. 有意味感では, ｢継続群｣ で 16.0 (80.0％), ｢再開 群｣ で 15.0 (75.0％), ｢不参加移行群｣ で 13.0 (65.0 ％), ｢不参加継続群｣ で 13.0 (65.0％) であった. SOC 総スコア, 処理可能感と同様, ｢不参加継続群｣ よりも ｢継続群｣ (p＝0.00, r＝0.40), ｢再開群｣ (p＝ 0.00, r＝0.35) が有意に高値を示した. また, 加え て有意味感では, ｢不参加移行群｣ よりも ｢継続群｣ (p＝0.002, r＝0.32), ｢再開群｣ (p＝0.023, r＝0.27) が有意に高値を示した. また, 全体の SOC 下位因子スコアは, 把握可能感 が 15.0 (60.0％), 処理可能感が 16.0 (80.0％), 有意 味感が 14.0 (70.0％) であり他の因子に比べ処理可能 感で高値を示した.

Ⅵ.

考察

本研究は, 宅要支援・軽度要介護高齢者 110 名を対 象に要介護認定前, 認定時, 調査時現在の 3 時点での 社会活動への参加有無を遡及的に聞き取り, 参加パター ンを類型化した. そのうえで参加パターン間において SOC 並びに下位因子スコアに差があるかどうかを比 較した. 類型化した参加パターン, SOC スコアの様 相と SOC 並びに下位因子スコアを参加パターン間で 比較, 分析した結果を考察し以下に示す. . 類型化した参加パターンの様相 社会活動への参加パターンは, ｢継続群｣ ｢再開群｣ ｢不参加移行群｣ ｢不参加継続群｣ の 4 つに分けられ, ｢継続群｣ 27.3％, ｢再開群｣ 34.5％, ｢不参加移行群｣ 20.9％ ｢不参加継続群｣ 17.3％であった. ｢不参加移行群｣, ｢不参加継続群｣ に比べ, ｢継続群｣, ｢再開群｣ の対象者の割合が高い結果となったことに ついて, 李ら (2013：1-8) は, 社会活動への参加に ついて, 地域差が生じること, 福田 (2014：8) は, 都市部に比べ農村部において社会活動への参加が多かっ たことを明らかにしている. 本調査は農村部で実施し たものであり, 社会活動への参加率が高い地域性があっ た可能性がある. また, 宇都宮ら (2019：40) は, 要 支援者の社会活動について, 同居者の有無に関連がな いこと, 促進要因の一つとして, 地域での友人・知人 との繋がりがあることを示唆している. 本研究では本 人をサポートする因子として同居家族について調査を 行い各群間で有意な差はないことを明らかにし, 宇都 宮らの先行研究と同様の見解を示したが, 友人・知人 のサポートが ｢継続群｣ ｢再開群｣ に影響している可 能性も考えられる. 社会活動への参加パターン間において介護度, 移動 手段について差が認められなかったことについて, 結 城 (2015：26) は, 要介護 3 以上は歩行などに制約が あるとしており, 本研究の対象である要支援, 軽度要 介護者 (要介護Ⅰ) では, 歩行能力が影響し社会活動 への参加が抑制されるケースは少なかったものと考え られる. . SOC スコアの様相 対象者の平均年齢は 79.1±4.9 歳, 全体 (n＝110) における SOC 総スコアの中央値は 45.0 であり, 100 に対する率で表すと 69.2％であった. 本江ら (2003： 26) は, 通常の社会活動を営んでいる日本人高齢者の 率は 71.7％, 年代別にみると 65∼69 歳では 72.8％, 70∼74 歳では 75.5％, 75∼79 歳では 72.0％, 80 歳以 上では 70.3％であると報告している. これは, 本研 究の SOC 総スコアの結果と大きな差はなく, 要支援・ 軽度要介護状態に至っても著しく SOC が衰える, も しくは高まるという様相は認められないと解釈できる. また, 対象者全体の SOC 下位因子スコアは, 統計 的処理は施していないが他の因子に比べ処理可能感の 中央値が高い結果を示した. SOC の処理可能感に関 連する先行研究を調べると, 竹内 (2017：105-124) は, 女性を対象とした調査から処理可能感には既婚で あることが大きく関与することを報告している. 本研

究では対象者の婚姻状況について詳しくは把握してお らず一概には言えないが, 女性が 74.5％であること, 二人以上の世帯が 79.1％を占めることから, 既婚女 性が多いことが予測される. このサンプルの偏りが, 他因子に比べ処理可能感が高いという結果に影響して いる可能性もある. . SOC 並びに下位因子スコアにおける参加パター ンの群間比較 1 ) SOC 総スコア, 処理可能感における参加パター ンの群間比較 SOC 総スコア, 処理可能感, 有意味感において, ｢不参加継続群｣ よりも ｢継続群｣, ｢再開群｣ が有意 に高い値を示した. ｢不参加継続群｣ は, 認定前から不参加が続いてい る群である. 本研究では, 不参加の理由までは調査し ていないことから一概には言えないが, 認定前は, 意 思があれば社会活動への参加は可能であると予測でき る. しかし, ｢不参加継続群｣ では, 参加の場や機会 がないことや, 参加することの意味が得られず, 参加 に至らないことが予測できる. 処理可能感について Antonovsky (＝2001：21) は, 物事はうまくいくで あろうとの高い見込みがあると説明しており, 処理可 能感をつくり出す経験を総じて過小負荷と過大負荷の バランスがとれた経験としている. 不参加の状況が続 くことで, 社会との繋がりが希薄となり, 処理可能感 を育む経験が少なくなる可能性が考えられる. さらに, 山崎ら (2008：40) は, 過大負荷とはスト レッサーに押しつぶされうまく対処できない状況, 過 小負荷とはストレッサーを感じない状況とし, 資源を うまく使いこなしてストレッサーに対処し, 負荷を減 らしている状況がバランスのとれた経験であり処理可 能感を育むとしている. これらのことから, ｢継続群｣, ｢再開群｣ では, 要支援・軽度要介護状態に至りなが らもあらゆる資源を活用し, 社会活動を遂行できる見 込みを備えている, あるいは, 処理可能感が高い人ほ ど自身の状態に合わせて頻度や内容を継続, 再開する 適応力を身に付けていると解釈できる. また, 健康生成モデルで取り扱う ｢資源｣ には, ユー モア感覚, 楽観的感覚などその人の内面にある特性も 含まれている. 宮戸 (2015：15) は, 抑うつに耐えう る力, なかでも孤独に耐える力と処理可能感とに正の 関連があることを報告しており, 処理可能感の高い人 は一人でいることをネガティブに捉えず, 抑うつを回 避でき, 社会活動の継続や再開にも好影響をもたらし ているとも言えなくはない. リハビリテーションとの関連を検討すると, 臨床に おける概念的実践モデルとして作業療法の領域で用い られる人間作業モデル4) _{(Model of Human}

Occupa-tion：MOHO) の概念の一つに ｢遂行｣ がある (山 田 2015：28). 参加制約を対処できる感覚である処理 可能感は, 人間作業遂行モデルの ｢遂行｣ に影響を与 えるものと考えることができ作業療法との親和性が伺 える. 2 ) 有意味感における参加パターンの群間比較 有意味感においても, 処理可能感と同様 ｢不参加継 続群｣ よりも ｢継続群｣, ｢再開群｣ が高く, 加えて ｢不参加移行群｣ よりも ｢継続群｣ ｢再開群｣ が有意に 高い値を示した. 3−1) で, ｢不参加継続群｣ について, 認定前の参 加に至らない要因を考察したが, 参加する価値, 意味 を感じない, あるいは見失っている状況とも捉えられ, 有意味感との関連が考えられる. また, ｢不参加移行 群｣ は, 認定前には参加していたが, 認定時もしくは 調査時に不参加に至った群であり, 要支援, 軽度要介 護状態となり, これまで参加していた社会活動を継続, 再開することが途絶えた状況である. Antonovsky (＝ 2001 ： 26) は 有 意 味 感 を 動 機 付 け の 要 素 と み な し SOC のなかでも最も重要な概念であるとしている. 継続群, 再開群では, 参加制約を抱え, 社会活動から 遠ざかりながらも, 暮らしを営むなかで参加すること に何らかの価値を見出していると考察でき, 有意味感 が社会活動の参加促進に影響している可能性がある. 有意味感に関連する支援について考察すると, 斎藤 (2019：90-93) は, 本人が語った作業の意味は断片的 であり, 意味を俯瞰する姿勢が必要であることを指摘 している. 社会活動への参加促進に向けた支援として, 有意味感を高めることは有効であり, 支援者が, 本人 が社会との繋がりをどのように捉え価値や意味を有し ているかを理解することは重要である. 作業療法の分野においても, 工藤 (2015：34) らは, 生活環境が変化した脳出血後遺症をもつ高齢女性に対 し意味のある作業への支援が有効であったことを報告 しており, 有意味感は作業療法の基盤である ｢意味の ある作業｣5) _{とも共通点があると考えられる.}

3 ) 把握可能感における参加パターンの群間比較 把握可能感では, 参加パターン間に差は認められな かった. Antonovsky (＝2001：26) は把握可能感について, ｢人が内的環境及び外的環境からの刺激に直面したと き, その刺激をどの程度認知的に理解できるものとし て捉えているかということである.｣ と説明している. このことから要支援・軽度要介護者が社会活動を実現 する為には, 自身の状態を客観的に見つめ, おかれて いる環境や起こりうる課題等を合理的に理解すること が考えられ, 把握可能感は参加促進に影響をもたらす ものと考えられる. しかしながら, 本研究では群間差 は認められなかった. 断言はできないが, 状況や状態 を合理的に理解することで思い浮かぶ以前とのギャッ プから, 心理的負担が増し, 参加意欲が減弱するとも 考えられなくはない. 対象者全体の年齢や要介護度に おいても群間差が認められなかったことを考慮しても, 状況や状態を合理的に理解しているからこそ, 社会活 動への参加に向けて消極的になりうる可能性がある. 把握可能感の高低が参加パターンにどのように影響を 及ぼすかどうかについては, 本研究では結論付けるこ とはできない. 4 ) 本研究の意義 要支援・軽度要介護者に対するリハビリテーション は, 不参加あるいは低迷した活動や参加状態から促進 の推移を辿るよう支援するものである. 本研究にて, 社会活動の推移とこれまでのリハビリテーションの視 点にはなかった SOC との関連を明らかにしたことは, 未だ確立されていない活動・参加に向けたリハビリテー ション支援のあり方を示す発端となるといえる. また, 要支援, 軽度要介護者の社会活への参加に向けたリハ ビリテーションに取り組みながらも, 目標に至らない 課題解決への糸口, 悩みやジレンマを抱える支援の一 助になる可能性を含んでいると考える.

Ⅶ.

本研究の限界と今後の課題

本研究では, 在宅要支援・軽度要介護高齢者の社会 活動への参加パターンの特徴を示したうえで, SOC との関連を分析した. 結果, 考察から, 要支援・軽度 要介護者の社会活動促進に向けて SOC のなかでも ｢処理可能感｣ ｢有意味感｣ を高める支援が有効である こと, また, 状況や状態を合理的に理解しているから こそ, 社会活動への参加に向けて消極的になりうる可 能性があることが示唆された. しかしながら, 対象者は無作為に抽出したものでは ない為, 選択のバイアスを完全に排除することはでき ない. また, 社会活動への参加有無を遡及的に把握し たデータを用いていることから, その正確性を脅かす 可能性があることは否めない. さらに, 調査時現在の SOC との関連を示した横断研究であるため, 社会活 動を継続しているから SOC が高まったのではなく, もともと SOC が高いため社会活動も継続していると も捉えられ, 因果関係でなく相互関係に止めるべきで ある. 本研究では, 参加パターン間において SOC 並びに 下位因子に差があるかどうかを Kruskal-Wallis 検定 を用いて分析し, 参加パターン間のどこに差があるか を分析する為に, Bonferroni の方法にて多重比較を 行った. しかしながら, SOC 並びに下位因子スコア をそれぞれ単独で解析しており, 下位因子間の影響の 程度については十分な分析を行ったとはいえない. Antonovsky (＝2001：100) は, SOC の 3 つの下位 因子間の関連は強いことを説明しており, 他因子の影 響を受けている可能性は大いに考えられる. 今後, 多 変量解析を用いて SOC 下位因子間の関連についても 検討する必要がある. また, 参加頻度の増減や参加内 容の変更などの細かな様相を分析するまでには至らず, 今後の課題となる. さらに, 本調査は農村部での調査 であり, 一般化の可能性の限界があるため, 都市部な ど様々な背景をもつ対象に調査を重ね一般化の範囲を 拡大していくことが望まれる. 謝辞 本研究にご協力を賜りました対象者の皆様に心から 感謝申し上げます. (やまもと やすお：福祉社会開発研究科 社会福祉学 専攻博士課程 2018 年入学, 鈴鹿医療科学大学保健 衛生学部助教) 注 1 ) 障害に関する国際的な分類としては, 世界保健機関 (WHO) が 1980 年に ｢国際疾病分類 (ICD)｣ の補助と して発表した ｢WHO 国際障害分類 (ICIDH) が用いら れてきたが, WHO では, 2001 年 5 月の第 54 回総会に おいて, その改訂版として ｢ICF (International

Classi-fication of Functioning, Disability and Health)｣ を 採択した. ICF は, 人間の生活機能と障害について ｢心 身機能・身体構造｣ ｢活動｣ ｢参加｣ の 3 つの次元及び ｢環境因子｣ 等の影響を及ぼす因子で構成されている. これまでの ｢ICIDH｣ が身体機能の障害による生活機 能の障害 (社会的不利を分類するという考え方が中心で あったのに対し, ICF はこれらの環境因子という観点を 加えている. このような考え方は, 今後, 障害者はもと より, 全国民の保健・医療・福祉サービス, 社会システ ムや技術のあり方の方向性を示唆しているものといえる (厚生労働省：2014). 2 ) 社会参加支援加算は, 2015 年介護報酬改定にて新設 された. リハビリテーションの利用により ADL・IAD L が向上し, 社会参加に資する取組に移行するなど, 質 の高いリハビリテーションを提供する事業所の体制を評 価するもの (厚生労働省：2017). 3 ) 生活行為向上リハビリテーション実施加算は, 2015 年介護報酬改定にて新設された. 概要は, ADL・IADL, 社会参加などの生活行為の向上に焦点を当てた新たな生 活行為向上リハビリテーションとして, 居宅などの実際 の生活場面における具体的な指導等において, 訪問と通 所を組み合わせることが可能となるような新たな報酬体 系 (厚生労働省：2017). 4 ) 人間作業モデル (MOHO) は, 作業療法の実践モデ ルで, 人の文化的で個人的に適切な作業への参加に関心 があるものである. MOHO の意志 (動機づけ) は, ICF の個人因子に, 習慣化と遂行能力は活動と参加に, 遂 行 能 力 の 一 部 は 心 身 機 能 に 該 当 す る が , ICF が MOHO と は別の理論から生じているために両者は完 全に対応しない. (山田 2015：43) 5 ) 意味のある作業は, ｢意味のある作業｣ の定義につい て, カナダ作業療法士協会は ｢個人や集団や地域にとっ て個別的意 味があり納得のいく経験を促すために, 選 択され, 遂行される作業｣ としている (Townsend E A, Polatajko：2011). 日本においても, 大松ら (2015： 18) は, 国内事例報告の質的検討から ｢意味のある作業｣ を《自ら意思表示した》《興味がある》《生活史の中にあ る》《心 身機能と行動の改善を促す》《他者との関係に 変化をもたらす》《希望をもたらす》《新たな自分につな がる》のカテゴリに分類して示している. 文献

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