看護師におけるメンタリングとキャリア結果の関連 - 日本看護管理学会

The Journal of the Japan Academy of Nursing Administration and Policies Vol 12, No 1, pp 49─59, 2008
資料
看護師におけるメンタリングと
キャリア結果の関連
Relationship between Mentoring and Career Outcomes of Nurses
今堀陽子 1）　作田裕美 2）　坂口桃子 3）
Yoko Imahori Hiromi Sakuda Momoko Sakaguchi
Key words : mentoring, mentor, mentorship, career development, career outcome
キーワード：メンタリング，メンター，メンターシップ，キャリア発達，キャリア結果
Abstract
The present study investigated the relationship between mentoring and the career outcomes
of nurses with respect to mentor job positions. A questionnaire survey was administered to 780
non-management level nurses with nursing experience of 10 years or more using a mentoring
scale consisting of subcategories career function, acceptance/approval function, manager s
behavioral function, and emotional function, as well as a career outcome questionnaire consisting of subcategories job satisfaction, internal motivation, and achievements. It was
found that slightly less than 60% of subjects had a mentor. Subjects whose mentors were nonmanagement level nurse, chief nurse/assistant head nurse, and head nurse, were categorized
into 3 groups, and the relationship between mentoring and career outcome in these groups was
analyzed. For subjects whose mentor was non-management level nurse, a relatively weak positive correlation was observed between 3 subcategories, except for emotional function, in the
mentoring scale, and all subcategories in the career outcome survey. In the group whose mentor
was chief nurse or assistant head nurse, although a relatively weak positive correlation was observed between career function and job satisfaction, no correlation was observed between
any other subcategories. In the group whose mentor was head nurse, a relatively strong positive
correlation was observed between all subcategories except for between emotional function and
job satisfaction. Significantly, Pearson product-moment correlation coefficients between manager s behavioral function and achievements, and manager s behavioral function and job
satisfaction were both above 0.5. Therefore, it was suggested that the mentoring function of
head nurse were effective in advancing the career development of individual nurses.
要　旨
本研究の目的は，看護師におけるメンタリングとキャリア結果の関連をメンターの職位別に
探求することである．看護経験年数 10 年以上の非管理職看護師 780 名を対象に，〈キャリア機
能〉，
〈受容・承認機能〉
，〈管理者的行動機能〉，
〈情緒的機能〉を下位次元とするメンタリング
尺度と，
〈仕事自体への満足〉
，〈内発的モチベーション〉，
〈業績〉から構成されるキャリア結果
質問票を用いた質問紙調査を行った．メンターを有していると回答した者は 6 割近くであった．
受付日：2007 年 8 月 3 日受理日：2008 年 3 月 28 日
1）和歌山県立医科大学保健看護学部 Wakayama Medical University School of Health and Nursing Science
2）京都大学大学院医学研究科人間健康科学系専攻 Human Health Science, Graduate School of Medicine, School of Health
Sciences, Faculty of Medicine, Kyoto University
3）滋賀医科大学医学部看護学科 Faculty of Nursing, Shiga University of Medical Science
日看管会誌 Vol 12, No 1, 2008 49
当時のメンターの職位が「非管理職看護師」，
「主任・副看護師長」，
「看護師長」であった 3 群に
おいて，メンタリングとキャリア結果の相関分析を行った．メンターが非管理職看護師の場合，
メンタリングの〈情緒的機能〉を除く 3 つの下位次元と，キャリア結果のすべての下位次元との
間に，やや弱い正の相関がみられた．メンターが主任・副看護師長の場合は，〈キャリア機能〉
と〈仕事自体への満足〉との間にやや弱い正の相関が認められたものの，その他の下位次元同士
では相関がみられなかった．メンターが看護師長の場合は，〈情緒的機能〉と〈仕事自体への満
足〉との間のみ相関は認められなかったが，その他の下位次元同士では，比較的強い正の相関
がみられた．なかでも，〈管理者的行動機能〉と〈業績〉
，〈管理者的行動機能〉と
〈仕事自体への
満足〉の相関分析では，Pearson の積率相関係数が 0.5 を超えており，看護師長がメンタリング
機能を発揮することは，個人のキャリア発達を促進するうえで有効であることが示唆された．
Ⅰ．緒言
るメントル（Mentor）に由来するとされている（合
谷，2002；小野，2003）
．経営組織を舞台にした
近年の看護系大学院の増設や専門看護師・認定
メンタリング研究は，1970 年代後半から米国を
看護師等のスペシャリスト養成は，独自な専門職
中心に開始された（久村，1997）
．わが国の看護界
性を追求しようとする看護師に多様なキャリアの
にメンタリングが紹介されるようになったのは
選択肢を提供している．看護界におけるキャリア
2000 年以降であり，背景に専門性を 1 つの軸にし
発達に関する研究は，草刈（1996）がライフコース
たキャリアの発達の促進
（小野，2003）
が注目され
の観点で看護管理職のキャリア発達・形成過程を
るようになったことがあげられる．
見出したのに端を発し，看護師の組織内キャリア
看護師のメンタリングに関する研究は希少であ
発達の詳細を明らかにしようとする動きが現れ始
るが，最重要メンターが提供するメンタリング
めた（坂口，1999，2000）
．その後，看護師のキャ
は，機能によってメンターの職位等が異なること
リア発達過程に及ぼす影響因子を抽出した研究
（小野，1999）
が明らかにされている．菊地
（2001）
（水野，三上，2000）
，キャリア発達の構造モデル
は，看護師のメンタリングは直属の上司，入職時
を作成した研究
（グレッグら，2003）
も報告されて
の上司，その上の上司，そして先輩の影響も大き
おり，看護師のキャリア発達に関する研究は蓄積
いと指摘し，小野の先行研究
（1999）と一致した研
されつつある．
究結果を報告している．このように，メンターの
経営界では，企業を取り巻く外部環境変化を受
職位に着目したメンタリングの研究はすでにある
け，日本的経営の見直しを迫られ，成果主義，業
が，メンタリングのアウトカムに関する研究はい
績主義が導入される傾向にある．能力開発の責任
まだなされていない．看護の専門職性の深化に伴
が企業から個人へと移されてきたことから，人材
い，看護師のキャリア発達が注目されるなか，そ
管理における
「支援」
の概念が注目され始め（山下，
れを支援する概念であるメンタリングに関する研
2000），メンタリングやコーチングをはじめとす
究の充実が，今後の看護管理分野における大きな
る自己啓発の支援が現実化されてきた（片岡，
課題であると考える．
2004）．
メンタリングは，個人のキャリア発達における
支援機能であり
（Kram, 1988）
，その機能を果たす
Ⅱ．目的
人をメンターという．メンターという言葉は，ギ
本研究の目的は，看護師におけるメンタリング
リシャ神話に出てくる勇将オデュッセウスが出陣
とキャリア結果の関連について，メンターの職位
に際しわが子の教育を託した，名教師の名前であ
別に明らかにすることである．
50 日看管会誌 Vol 12, No 1, 2008
Ⅲ．用語の定義
メンタリング：年長の経験や知識のある人が，
2.データ収集方法
質問紙法を用いた．質問紙は調査対象施設の看
護管理者宛てに一括郵送し，無記名で回答後，看
それらをもたない人々の個人の成長やキャリア形
護部にて取りまとめのうえ，一括返送してもらう
成を促進するために，個人的に援助すること．
方法を選択した．
メンター：経験や知識をもたない人々の個人の
成長やキャリア形成を促進するために，個人的に
3.測定用具の選定
援助し，その人が主要な人生の目標に到達するた
1）メンタリング尺度
めに影響力のある人．公式に支援機能を果たすプ
対象者がキャリア発達途上で最重要メンターか
リセプターや教育担当者等に限らず，あくまでも
ら受けたメンタリングを測定するために，小野
支援の受け手が
「この人のおかげで成長できた」
，
（2005）
の「メンタリング尺度」
を用いた．この尺度
「現在の職業人生があるのはこの人の支援があっ
たからだ」
などと認知している存在を指す．
は，ソーシャル・サポートおよびキャリア発達と
その支援に関する尺度や先行研究をもとに作成さ
メンターシップ：メンタリングの授受関係．
れた質問項目を，労働者全体，流通業界の社員，
キャリア発達：自律した個人がライフステージ
情報関連企業の社員，看護師を対象とした 4 つの
との関連でとらえた職業生涯において，自らの欲
調査研究を通して尺度化したものに，モデリング
求と期待とを最適に実現していくプロセスであ
に関する項目を加えた 54 項目からなる．また，
り，組織内でのキャリアの選択と決定に自己責任
キャリア機能，管理者的行動機能，情緒的機能，
をもつもの．
受容・承認機能のサブカテゴリーが存在し，高い
キャリア結果：職業生涯において，メンタリン
グを受けてキャリア発達が促された結果生じる，
主観的・客観的アウトカム．いわば，メンタリン
グの成果を明確にしたもの．
信頼性を備えている．しかし，妥当性は安定して
おらず，標準化はされていない．
回答は
「そうでない」から
「そうである」の 5 段階
評定とした．得点が高いほどメンタリングを強く
受けたことを意味する．後述のフェイスシートで
Ⅳ．対象
全国の 500 床以上の総合病院に勤務する，臨床
メンターがいると回答した者だけに回答を依頼し
た．
2）キャリア結果
経験年数 10 年以上の非管理職看護師 780 名．組織
メンターと深く関わっていた当時のキャリア結
内キャリア発達の視点から，臨床経験は現在所属
果を測定するために，坂口
（2002）
が先行研究で使
している施設での臨床経験とし，部署での経験年
用しているキャリア結果についての質問項目を用
数は問わないこととした．
いた．職務満足に関する 5 項目，仕事に対する意
欲に関する 3 項目，所属部署の目標達成に関する
Ⅴ．方法
1.対象者のリクルート
全国から無作為に抽出した病床数 500 以上の総
合病院 95 施設に対し，研究協力を依頼した．74
施設から回答があり，そのうち，39 施設から研
究協力の了承が得られた．
4 項目の合計 12 項目で構成されており，信頼性は
確保されている．坂口は，内発的モチベーション，
仕事自体への満足という次元に関しては，それぞ
れ田尾（1987）
，坂下（1985）の研究にて使用された
インディケータを参考に作成している．
回答は 5 段階評定で行い，得点が高いほど，高
いキャリア結果を受けていたということを示して
いる．
日看管会誌 Vol 12, No 1, 2008 51
3）デモグラフィック・データ
み .4470 と著しく低い結果となった．しかし，
専門職的自律性に関連する個人要因，組織要因
キャリア結果全体の α 係数は .8778 と高値を示し
の観点から対象者の特性を把握するための，年
た．〈内発的モチベーション〉
に関する項目をサブ
齢，性別，看護経験年数，所属部署，教育背景，
スケールとして扱うかどうかは，本調査結果にお
専門資格に関する項目，また，女性が大多数を占
いて α 係数を求めたうえで決定することとし，質
める看護師の特性を考慮し，女性のライフイベン
問項目はそのまま用いることとした．
トに関連した配偶関係，子どもに関する項目，さ
らに，メンターの有無，メンターと出会ったとき
5.研究参加者への倫理的配慮
の回答者の年齢・看護経験年数，メンターの当時
対象者ならびに調査協力施設に，個人情報の匿
の職位に関する項目からなるフェイスシートを作
名化，データの保管・処理方法，任意での研究参
成した．メンターが複数いる場合は，回答者の
加と中止の自由，滋賀医科大学倫理委員会での承
キャリア発達に最も影響を与えたメンターを 1 人
認について文書にて説明し，自由意志下での協力
だけ思い浮かべてもらい，回答を依頼した．
承諾を得た．
尺度使用においては，開発者に承諾を得た．ま
4.質問調査票の作成
本研究対象者に十分に理解され，かつ，信頼性
のある質問調査票を作成する目的で，本調査に先
立って，プレテストを 2 回実施した．
た，開発者が提示した条件下での質問項目修正に
ついて許可を得た．
質問調査票回収時には，質問調査票が厳封でき
るように，テープつき封筒も併せて配布した．
先述の測定用具を使用して仮の質問調査票を作
成し，1 回目のプレテストを行った．看護系大学
院修士課程の学生 18 名の協力を得，質問項目へ
の回答，回答時間・疑問点・不明点・感想等の記
6.調査期間
調査期間は，2006 年 6 月 1 日∼ 7 月 31 日を設定
し，留め置き期間は 1 か月とした．
入を依頼した．その結果を踏まえ，看護系大学教
員，および看護管理を専攻している大学院生と十
数回ディスカッションを行い，既存の尺度の意味
内容を変えないように注意しながら，尺度開発者
7.分析方法
統計処理には，統計解析パッケージソフト
SPSS 11.0J for Windows を用いた．
の使用条件下で文章表現を修正した．メンタリン
まず，本研究で使用した諸変数の平均値と標準
グ尺度については，否定的な意味をもつ質問項目
偏差を算出し，単純集計を行った後，メンターの
がなかったため，黙従反応の影響を除去するため
に，5 つの質問項目（質問項目番号：5，7，21，
25，52）について筆者が独自に否定的表現に変更
した．
2 回目のプレテストは，病床数 500 床以上の一
総合病院で 10 年以上勤務している臨床看護師 48
表 1　プレテストにおける尺度の信頼性
概念
メンタリング
名を対象とし，修正した質問調査票への回答を依
頼した．2 回目のプレテスト後，尺度の信頼性を
検証するために，統計解析パッケージソフト
SPSS 11.0J for Windows を用い，Cronbach の α 係
数を求めた
（表 1）．その結果，キャリア結果の
〈内
発的モチベーション〉に関する項目の α 係数の
52 日看管会誌 Vol 12, No 1, 2008
キャリア結果
次元
n ＝ 40
α
第 1 因子：キャリア機能
.9215
第 2 因子：管理者的行動機能
.8544
第 3 因子：情緒的機能
.8428
第 4 因子：受容・承認機能
.8639
全体
.9505
仕事自体への満足
.8906
内発的モチベーション
.4470
業績
.8384
全体
.8778
職位別にメンタリングとキャリア結果の関係を検
表 2　対象者の属性①
討するために相関分析を行い，Pearson の積率相
平均年齢
（n ＝ 600）
関係数を求めた．有意水準は 5％とした．
Ⅵ．結果
対象は 39 施設 780 名であり，回収数は 661，回
収率は 84.7％であった．データ精製後，最終的に
610 の有効回答が得られた．有効回答率は 78.2％
であった．
39
（SD6.2）
性別
（n ＝ 610）
人数
（％）
男性
女性
3
607
（0.5）
（99.5）
配偶関係
（n ＝ 610）人数
（％）
未婚
既婚
既婚離死別
（無回答）
250
328
29
3
（40.9）
（53.7）
（4.8）
（0.5）
子どもの有無（n ＝ 610）人数（％）
あり
なし
（無回答）
291
304
15
（47.6）
（49.8）
（2.5）
子どもの平均人数
（n ＝ 291）
1.対象者の属性
本研究対象者の属性を表 2，表 3 に示す．平均
年齢は 39（ ± 6.2）歳であった．また，607 名
（99.5％）が女性であり，未婚者より既婚者のほう
が上回っていた．しかし，子どもなしの者が子ど
もありの者をわずかに上回っていた．子どもの人
数は平均 2（± 0.8）名であり，幼児期から学童期
の末子をもつ者が約 7 割を占めていた．
看護師としての平均経験年数は 16.7（± 5.73）
年，現在の所属部署での平均経験年数は 4.5（±
3.92）年であった．対象者が現在所属する部署に
ついては，病床数にほぼ比例した形で度数が散ら
ばりを見せている．教育背景は圧倒的に高等学校
を卒業後に専門学校を卒業した者が多く，529 名
（86.7％）であった．
メンターがいると回答した者は 362 名
（59.3％）
で，当時のメンターの職位は
「非管理職看護師
（ス
タッフ）
」が 166 名（45.9％）
，次いで「看護師長」が
108 名（29.8 ％）
，「主任，副看護師長」が 65 名
（18.0％）であった．メンターと出会ったときの平
均看護経験年数は 5（± 4.8）
年であった．
2.尺度の構成概念妥当性の検証
メンタリング尺度について，主因子法，バリ
マックス回転による因子分析を行い，因子負荷量
0.35 以上を基準とし，因子を抽出した（表 4）
．4
個の因子が抽出され，小野の尺度と比較しても，
因子に寄与する項目に大きな相違はみられなかっ
たため，小野のメンタリング尺度の因子名を援用
2
（SD0.8）
末子の平均年齢（n ＝ 286）
10
（SD6.9）
平均看護経験年数
（n ＝ 605）
17
（SD5.7）
5
（SD3.9）
現在の所属部署（n ＝ 610）人数
（％）
内科系病棟
外科系病棟
小児科病棟
産婦人科病棟
精神科病棟
手術室
救急・ICU・CCU・NICU
中央材料室
透析室
外来
その他
複数回答
（無回答）
131
144
29
28
15
22
74
1
13
22
32
97
2
（21.4）
（23.6）
（4.8）
（4.6）
（2.5）
（3.6）
（12.1）
（0.2）
（2.1）
（3.6）
（5.2）
（15.9）
（0.3）
一般学歴
（n ＝ 610）人数
（％）
高等学校卒
短期大学卒
大学卒
大学院修士課程卒
その他
（無回答）
504
43
21
3
7
32
（82.6）
（7.0）
（3.4）
（0.5）
（1.2）
（5.2）
専門学歴
（n ＝ 610）人数
（％）
専門学校卒
短期大学卒
大学卒
大学院修士課程卒
その他
（無回答）
529
46
4
4
5
22
（86.7）
（7.5）
（0.7）
（0.7）
（0.8）
（3.6）
医療・看護関連の専門資格
（n ＝ 610）人数（％）
保健師
5
助産師
9
専門看護師
2
認定看護師
5
救命救急士
5
ファーストレベル
36
セカンドレベル
1
ケアマネジャー
25
その他
25
複数回答
19
（無回答）
478
（0.8）
（1.5）
（0.3）
（0.8）
（0.8）
（5.9）
（0.2）
（4.1）
（4.1）
（3.1）
（78.4）
現在の所属部署での平均経験年数
（n ＝ 606）
日看管会誌 Vol 12, No 1, 2008 53
表 3　対象者の属性②
師長」，
「看護師長」である 3 つの標本に限定され
た．したがって，分析に使用する標本はこの 3 つ
メンターの有無
（n ＝ 610）人数（％）
あり
362
（59.3）
なし
237
（38.8）
11
（1.8）
26
（SD5.7）
5
（SD4.8）
（無回答）
メンターと出会ったときの平均年齢
（n ＝ 362）
メンターと出会ったときの平均看護
経験年数
（n ＝ 359）
ンターの職位別の諸変数のスコアの平均値と標準
偏差を表 6 に示した．
どの職位にも共通して，メンタリングについて
の下位次元では，〈管理者的行動機能〉
のスコア平
均値が最も高く，
〈受容・承認機能〉，
〈情緒的機能〉
と続き，
〈キャリア機能〉は最も低い結果となった．
メンターの当時の職位
（n ＝ 362）人数（％）
スタッフ
とし，メンタリング・キャリア結果について，メ
166
（45.9）
キャリア結果の下位次元のスコアの平均値は，高
65
（18.0）
い順に〈内発的モチベーション〉，
〈仕事自体への
108
（29.8）
副看護部長
3
（0.8）
満足〉，
〈業績〉であった．
看護部長
2
（0.6）
14
（3.9）
護師であった群が，メンタリングでは
〈キャリア
4
（1.1）
機能〉，キャリア結果では〈業績〉を除いて，最も
主任・副看護師長
看護師長
その他
複数回答
メンターの職位別では，メンターが非管理職看
高い平均値を示していた．
し，第 1 因子から順に，
〈キャリア機能〉，
〈受容・
5.メンターの職位別にみた，メンタリングとキャ
承認機能〉，〈管理者的行動機能〉，
〈情緒的機能〉
リア結果の相関
とした．どの因子にも寄与しない 2 つの項目であ
メンタリングとキャリア結果の相関分析結果
る「私は，メンターの患者への接し方を真似よう
と思った」
，「私は，メンターのとおりにやれば専
門性を高めることができると思えた」
は除外した．
を，メンターの職位別に表 7 に示す．
メンターが非管理職看護師の場合，メンタリン
グの
〈情緒的機能〉を除く 3 つの下位次元と，キャ
リア結果のすべての下位次元との間に，やや弱い
3.尺度の信頼性の検証
各尺度の信頼性を検証する目的で，Cronbach
の α 係数を求めた（表 5）
．ほぼ 0.7 ∼ 0.9 台を示し，
内的整合性は確保できたといえる．
キャリア結果の〈内発的モチベーション〉
に関す
正の相関がみられた．
一方，メンターが主任・副看護師長の場合は，
〈キャリア機能〉
と〈仕事自体への満足〉
との間にや
や弱い正の相関が認められたものの，その他の下
位次元同士では相関がみられなかった．
る項目については，プレテストでは α ＝ .4470 と
メンターが看護師長の場合は，〈情緒的機能〉
と
低値であったが，本研究対象者においては α
〈仕事自体への満足〉との間のみ相関は認められな
＝ .6612 であったため，サブスケールとして使用
かったが，その他の下位次元同士では，比較的強
した．
い正の相関がみられた．中でも，〈管理者的行動
機能〉と
〈業績〉の積率相関係数は .538，〈管理者
4.メンターの職位別に見た，諸変数のスコアの
平均値と標準偏差
的行動機能〉と〈内発的モチベーション〉では .512
を示した．
メンターがいると回答した標本を当時のメン
また，3 つの職位を通して，
〈情緒的機能〉
と〈仕
ターの職位別に分割すると，母集団とみなせる度
事自体への満足〉との間には，ほとんど相関が認
数 n ＞ 60 を満たすのは，当時のメンターの職位
められなかった．
が「非管理職看護師（スタッフ）
」
，
「主任・副看護
54 日看管会誌 Vol 12, No 1, 2008
表 4　メンターについての因子分析
質問番号および内容
第 1 因子
第 2 因子
第 3 因子
第 4 因子
キャリア機能
49
会議でアイディアの発表機会提供
0.695
0.118
0.028
0.085
16
影響力で異動・昇進を有利に
0.649
0.018
− 0.028
− 0.085
47
査定のために有利な評価
0.643
0.049
− 0.076
0.081
12
昇進・昇格のための人脈づくり機会提供
0.618
− 0.020
0.096
0.032
19
昇進・昇格のために習得機会提供
0.613
− 0.021
0.196
0.040
33
院内で承認される方法を教示
0.604
0.125
0.041
0.232
48
仕事関係の情報を収集・伝達
0.600
0.068
0.031
0.185
28
昇進・昇格のための情報提供
0.589
0.036
0.068
0.241
50
上司・先輩の不在時，仕事を部分的に委任
0.585
0.173
0.125
− 0.017
40
院内の新しい計画・方針を伝達
0.573
0.071
0.005
0.215
31
キャリアアップのための方法を教示
0.566
0.063
0.093
0.180
36
希望の仕事を積極的に割り当て
0.557
0.202
0.185
0.080
24
アイディア・計画の説明機会提供
0.555
0.213
0.169
0.199
注目を集める仕事の割り当て
0.545
− 0.091
0.160
− 0.043
35
仕事ができる人として周囲にアピール
0.539
0.443
− 0.069
0.016
14
代表としての発表機会提供
0.524
0.115
0.229
− 0.122
53
影響力を使って，査定を有利に
0.519
− 0.237
− 0.175
0.109
44
異動・高度な仕事のための習得機会提供
0.479
0.155
0.102
0.110
希望の仕事への異動を援助
0.456
0.069
0.128
− 0.075
周囲を理解できるまで間に立って調整
0.386
0.154
0.299
0.143
8
3
13
受容・承認機能
39
何でも相談できるような態度
45
挨拶・微笑で精神的な支え
38
41
0.019
0.676
0.252
0.276
− 0.005
0.668
0.261
0.281
仕事ぶりや行動をほめる
0.250
0.598
− 0.069
0.137
能力を高く評価
0.376
0.578
0.025
− 0.103
対等の個人として尊重
0.076
0.576
0.080
0.223
32
いつも励まし
0.103
0.576
0.266
0.272
46
心から信頼
0.070
0.569
0.267
0.180
15
悩み事を心配
0.155
0.559
0.233
0.339
10
エキスパートとして承認
0.261
0.476
0.024
− 0.148
2
9
トラブル時，賛成・共感
0.120
0.467
0.302
0.073
51
一緒にいると安心
0.109
0.435
− 0.002
0.229
34
人生観や生き方に大きな影響
0.030
0.434
0.394
0.166
考え・行動を尊重してくれない
0.022
0.430
0.187
− 0.014
7
− 0.042
0.417
0.182
0.015
家族・友人について相談できない
0.014
0.413
0.204
0.388
43
仕事で困っているとき，声かけ
0.114
0.408
0.334
0.361
21
一緒に話をすることは少ない
− 0.029
0.377
0.256
0.323
52
5
仕事の結果を正当に評価してくれない
管理者的行動機能
4
新しい知識・技術が必要な仕事を提供
0.266
0.069
0.567
− 0.056
1
レベルを上げて指示や説明
0.173
0.065
0.543
0.079
11
知識・技術の習得方法を見習う
0.009
0.124
0.543
0.178
18
今の仕事のために習得機会提供
0.320
0.100
0.532
− 0.002
54
看護師を続けていくうえでの手本
− 0.038
0.467
0.489
0.056
29
トラブルについて的確なアドバイス
0.176
0.313
0.462
0.154
22
仕事の結果について指摘
− 0.001
0.196
0.445
0.140
25
仕事の進め方を教えてくれない
0.027
0.176
0.435
0.118
20
能力発見のため，さまざまな配慮
0.308
0.302
0.368
− 0.028
42
メンターを模倣すれば専門性向上
6
患者への接し方を真似る
0.273
0.224
0.329
0.024
− 0.106
0.266
0.290
0.095
情緒的機能
26
食事や酒・趣味の活動に誘い
0.145
0.182
0.127
0.770
17
トラブル時，気分転換に誘い
0.118
0.170
0.129
0.737
23
仕事の後，2 人で過ごす
0.211
0.202
0.070
0.527
37
子どもか弟や妹のように気にかける
0.162
0.404
0.222
0.489
30
人間関係形成のため，人に紹介
0.405
0.131
0.062
0.422
27
今後の進路についてアドバイス
0.352
0.152
0.335
0.361
因子の寄与率（％）
14.45
11.88
6.62
6.35
累積寄与率（％）
14.45
26.33
32.94
39.29
日看管会誌 Vol 12, No 1, 2008 55
表 5　本調査における尺度の信頼性
概念
次元
メンタリング
キャリア結果
Ⅶ．考察
n ＝ 362
α
1.対象者の背景
第 1 因子：キャリア機能
.9097
第 2 因子：受容・承認機能
.8928
第 3 因子：管理者的行動機能
.7894
もの平均人数，末子の平均年齢，平均看護経験年
第 4 因子：情緒的機能
.8181
全体
.9344
数，現在の所属部署での平均経験年数より，対象
仕事自体への満足
.8496
内発的モチベーション
.6612
業績
.7940
キャリアの時期にあるといえる．対象者が現在所
全体
.8404
属する部署については，病床数にほぼ比例した形
本研究対象者の配偶関係，子どもの有無，子ど
者は結婚，出産，育児というライフイベントと就
業を両立しながら，異動も数回経験している中期
で度数が散らばりを見せている．教育背景は圧倒
的に高等学校卒後専門学校卒が多く，近年の看護
系大学の急激な増加以前の時期に看護基礎教育課
程を修了しているという背景を反映している．
表 6　メンターの職位別に見た，諸変数のスコアの平均値・標準偏差
A：非管理職看護師（n ＝ 166）
B：主任・副看護師長（n ＝ 65）
C：看護師長（n ＝ 108）
概念
Mean（SD）
次元
メンタリング
キャリア結果
A
B
C
キャリア機能
2.77（0.62）
2.82（0.62）
2.82（0.62）
受容・承認機能
3.92（0.55）
3.83（0.59）
3.83（0.59）
管理者的行動機能
4.16（0.48）
4.10（0.45）
4.11（0.45）
情緒的機能
3.20（0.79）
3.09（0.85）
3.09（0.85）
全体
3.43（0.46）
3.41（0.46）
3.41（0.46）
仕事自体への満足
3.37（0.55）
3.36（0.49）
3.36（0.49）
内発的モチベーション
3.65（0.65）
3.52（0.69）
3.53（0.69）
業績
3.20（0.59）
3.30（0.57）
3.30（0.57）
全体
3.39（0.46）
3.37（0.44）
3.37（0.44）
表 7　メンターの職位別に見た，メンタリングとキャリア結果の相関
A：非管理職看護師（n ＝ 166）
B：主任・副看護師長（n ＝ 65）
C：看護師長（n ＝ 108）
キャリア結果
仕事自体への満足
A
B
内発的モチベーション
C
A
業績
B
C
A
B
C
メンタ
キャリア機能
.198*
.354**
.207**
.118
.285**
.237**
.071
.409**
リング
受容・承認機能
.309**
− .101
.419**
.207**
.018
.335**
.240**
− .016
.328**
管理者的行動機能
.293**
.098
.434**
.279**
.098
.512**
.276**
.083
.538**
情緒的機能
.081
.187
.129
.073
.282**
.059
.071
.278**
**p ＜ .01 *p ＜ .05
56 日看管会誌 Vol 12, No 1, 2008
.255*
− .197
ファーストレベルの受講経験やケアマネジャーの
3.メンタリングとキャリア結果の関連
資格を有している者の存在が，臨床経験年数 10
本研究では，メンタリングのアウトカムを
年以上を対象とした本研究の特徴であるといえ
「キャリア結果」
とし，調査を行った．当時のメン
る．
ターが非管理職看護師，あるいは看護師長である
場合は，メンタリングとキャリア結果の各下位次
2.提供されたメンタリングおよびキャリア結果
元の間にほぼ相関が認められたが，メンターが主
とメンターの存在
任・副看護師長の場合は，ほとんど相関が認めら
メンタリングの下位次元のスコアの平均値は，
れず，主任・副看護師長によるメンタリングは，
〈管理者的行動機能〉
が最も高く，
〈キャリア機能〉
が最も低かった．これは，小野のメンタリング尺
度を用いている先行研究（小野，1999；菊池，
2001）と同様の結果であった．
本研究で設定したキャリア結果にはアウトカムと
して表れなかった．
本研究の対象者が初期キャリアの時期にメン
ターと出会っているということから，先述のとお
小野は，
〈管理者的行動機能〉を
「管理者が日常
り，メンターシップ構築のきっかけは，組織内で
業務の遂行を通して部下を指導・育成する」
機能，
フォーマルに定められた人材育成役割の遂行が主
〈キャリア機能〉を「キャリアの発達をさまざまな
に考えられる．しかし，主任・副看護師長は，看
形で直接的に支援する」
機能であると述べている．
護単位，あるいは組織単位における人材育成の最
したがって，管理職である看護師長，あるいは主
高責任者ではなく，プリセプターのような第一線
任・副看護師長にとっては，日常業務そのものが
での教育的役割も担ってはいない．加えて，本研
〈管理者的行動機能〉の遂行であるといえる．一
究対象者がメンタリングを受けていた時期である
方，プリセプターシップが継続することによって
1990 年代前半の主任・副看護師長は，看護師長
メンターシップに発展することもある（Yoder,
の補佐・代行，業務整理，看護実践者としてのモ
1990）との見方もあることから，非管理職看護師
デル，チーム看護におけるリーダーシップが役割
がメンターである場合は，当時の臨床現場に浸透
として期待されており（木村，1991；鈴木，
しつつあったプリセプターシップ
（永井，1999）
が
1991；三浦，1993）
，個人よりも集団を対象とし
〈管理者的行動機能〉
を遂行するきっかけとなって
た内容が色濃く出ている．組織内でのフォーマル
いたことが考えられる．しかし，本研究対象者が
な役割の遂行がメンタリングに反映するとすれ
メンターと出会った時期は 1980 年代後半∼ 1990
ば，主任・副看護師長の役割は，個人のキャリア
年代前半であり，大学での看護基礎教育や専門・
発達の支援機能であるというメンタリングの特性
認定看護師制度が確立する以前という時代背景か
とは合致しにくく，メンタリングとしての側面は
ら，長期的視座でのキャリア支援は，現在ほど看
狭小傾向であったと考えられる．
護界に浸透していなかったと考えられる．した
また，メンターの 3 つの職位を通して，〈情緒
がって，〈キャリア機能〉
のスコアの平均値が最も
的機能〉と〈仕事自体への満足〉との間には，ほと
低く表れたと考える．
んど相関が認められなかったことも注目に値す
キャリア結果の下位次元のスコアの平均値から
る．〈情緒的機能〉
の質問内容は，仕事以外の場面
は，〈業績〉のように客観的評価がなされるキャリ
でのメンタリング機能を表している反面，〈仕事
ア結果よりも，
〈内発的モチベーション〉
のような，
自体への満足〉の質問内容は，仕事の場面での
直接目に見えない内面に表れるキャリア結果にメ
キャリア結果を表しており，さらに，仕事全般を
ンターの存在が寄与している傾向があるといえ
捉えた，非常に広範な次元での満足感を尋ねてい
る．
る．そのため，アウトカムには反映しにくかった
ものと考えられる．
日看管会誌 Vol 12, No 1, 2008 57
〈情緒的機能〉は他のキャリア結果の下位次元と
れなかったが，その他の下位次元同士では，比
も相関はほとんどなかった．しかし，メンターが
較的強い正の相関がみられた．中でも，
〈管理
看護師長である場合のみ，〈内発的モチベーショ
者的行動機能〉と〈業績〉，
〈管理者的行動機能〉
ン〉
，および〈業績〉において，弱くではあるが正
と〈内発的モチベーション〉
の相関分析では，積
の相関が認められた．メンターが看護師長である
率相関係数が 0.5 を超えていた．
場合は，メンタリングとキャリア結果の間に安定
6．また，3 つの職位を通して，
〈情緒的機能〉
と〈仕
して相関が認められており，特に，〈管理者的行
事自体への満足〉との間には，ほとんど相関が
動機能〉と〈業績〉
，および
〈管理者的行動機能〉と
認められなかった．
〈内発的モチベーション〉
の相関分析では，積率相
関係数が 0.5 を超えており，他に比べて相関の強
謝辞：本研究の実施にあたり，ご協力くださいま
さが著明であった．したがって，看護師長がメン
した多くの調査協力施設の看護管理者の皆様，看護
タリング機能を発揮することは，個人のキャリア
師の皆様に深謝いたします．また，質問調査票作成
発達を促進するうえで，非常に有効であることが
にあたり，尺度の使用を許可して下さいました亜細
示唆された．
亜大学の小野公一教授に深く感謝致します．
なお，本研究は，平成 18 年度滋賀医科大学大学院
Ⅷ．結語
医学系研究科看護学専攻修士課程に提出した修士論
文の一部に加筆修正したものである．
メンタリングとキャリア結果の関連について，
メンターの職位別に明らかにすることを目的に，
看護経験年数 10 年以上の非管理職看護師 780 名を
対象に質問紙調査を行った．その結果，以下のこ
とが明らかになった．
1．メンターがいると回答した者全体に提供され
たメンタリングの平均得点は
〈管理者的行動機
能〉が最も高く，
〈キャリア機能〉が最も低かっ
た．
2．メンターがいると回答した者全体のキャリア
結果の下位次元の平均得点は，高い順に
「内発
的モチベーション」，
「仕事自体への満足」
，「業
績」であった．
3．メンターが非管理職看護師の場合，メンタリ
ングの〈情緒的機能〉を除く 3 つの下位次元と，
キャリア結果のすべての下位次元との間に，や
や弱い正の相関がみられた．
4．メンターが主任・副看護師長の場合は，
〈キャ
リア機能〉と〈仕事自体への満足〉との間にやや
弱い正の相関が認められたものの，その他の下
位次元同士では相関がみられなかった．
5．メンターが看護師長の場合は，〈情緒的機能〉
と〈仕事自体への満足〉
との間のみ相関は認めら
58 日看管会誌 Vol 12, No 1, 2008
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