分析モデル 3 に基づく組織的要因が自発的なメンタリング行動に与える影響の確認

6.5 分析モデル 3 に基づく組織的要因が自発的なメンタリング行動に与える影響の

表6.5 心理的エンパワーメントの媒介性の検討

従属変数 心理的エンパワー

メント（総合） メンタリング（総合） キャリア的機能 心理・社会的機能

Model 1 Model 2 Model 3 Model 4 Model 5 Model 6 Model 7

β S.E. β S.E. β S.E. β S.E. β S.E. β S.E. β S.E.

年齢 0.27** .010 .073 .008 -.040 .008 .041 .010 -.050 .009 .090 .009 -.019 .009

勤続年数 -0.14 .010 .078 .007 .138 .007 .136 .008 0.18* .008 -.007 -.001 .050 .007 性別ダミー -0.01 .256 -.007 .171 -.001 .171 -.001 .221 .004 .208 -.012 -.035 -.006 .195 学歴ダミー 0.09 .159 .020 .106 -.016 .106 .021 .137 -.008 .129 .013 .023 -.022 .121 役職者ダミー 0.22** .180 0.26* .124 0.17* .124 0.31*** .156 0.24** .150 .146 .281 .056 .141 権限移譲 0.14† 0.16 -.054 .107 -.112† .107 -.035 .136 -.081 .129 -.061 -.107 -.117† .121 人材育成 0.03 0.18 .114 .119 .103 .119 .087 .153 .078 .144 .116 .194 .105 .135 ビジョンの共有 0.08 0.17 .060 .115 .026 .115 -.009 .148 -.036 .139 .123 .205 .090 .131 チーム業績給 -0.13 0.19 .113 .131 0.17* .131 0.18* .167 0.22** .159 .014 .024 .068 .149 個人の業績給 0.02 0.18 -.161 .121 -0.17* .121 -0.20* .156 -0.20* .147 -.080 -.133 -.086 .138 心理的エンパワーメント

（総合） 0.42*** .049 0.34*** .059 0.40*** .055

定数 2.73*** 2.81*** 1.97*** 2.49*** 1.68*** 3.12*** 2.25***

調整済R2乗 .10** 0.15*** 0.30*** 0.19** 0.29*** .076 0.21***

F値 3.31** 3.40*** 7.40*** 4.44*** 6.86*** 0.21*** 4.64***

†p<.10 * p<.05 ** p<.01 *** p<.001

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(1) 心理的エンパワーメントの媒介性の分析結果

Model 1 、Model 2及び Model 3の分析モデルにおいて、「心理・社会的機能」を従

属変数としたModel 2では統計的に有意な調整済決定係数が確認されず、それ以外の全て の分析モデルで統計的に有意な調整済決定係数が確認された。

Model 1の分析において、「心理的エンパワーメント（総合）」に対し影響を及ぼした

組織的要因は、10%水準以下ではあるが「権限委譲」 (β = .14, p=.054) が心理的エンパワ ーメントに対し統計的に有意な影響を及ぼした。すなわち、組織的要因の中では権限委譲 が心理的エンパワーメントを高めている事が示唆された。

Model 2の分析において、「メンタリング（総合）」に対し、10%水準以下ではあるが

「個人の業績給」 (β = - .16, p=.062) は負の方向に統計的に有意な影響を及ぼす結果が得 られた。Model 4の分析において、「キャリア的機能」に対しては、「チーム業績給」 (β = .18,

p<.05) は正の方向に統計的に有意な影響を及ぼし「個人の業績給」 (β = - .20, p<.05) は

負の方向に統計的に有意な影響を及ぼす結果が得られた。一方で、Model 6の分析におい て、「心理・社会的機能」に対しては、統計的に有意な影響を及ぼす組織的要因はなかった。

すなわち、個人の業績給が「メンタリング（総合）」及び「キャリア的機能」に対して負の 影響を与える事が示唆される一方で、チーム業績給は「キャリア的機能」を高める事が示 唆された。

Model 3の分析において、「メンタリング（総合）」に対し、「チーム業績給」 (β = .17,

p<.05) は正の方向に統計的に有意な影響を及ぼし「個人の業績給」 (β = - .17, p<.05) は

負の方向に統計的に有意な影響を及ぼす結果が得られた。また、10%水準以下ではあるが

「権限委譲」 (β = - .11, p=.090) は負の方向に統計的に有意な影響を及ぼす結果が得られ た。また、Model 5の分析において、「キャリア的機能」に対しては、「チーム業績給」 (β

= .22, p<.01) は正の方向に統計的に有意な影響を及ぼし「個人の業績給」 (β = - .20, p<.05) は負の方向に統計的に有意な影響を及ぼす結果が得られた。「心理・社会的機能」に対して は、Model 7の分析において、10%水準以下ではあるが「権限委譲」 (β = - .12, p=.093) に 負の方向に統計的に有意な影響を及ぼす結果が得られた。すなわち、個人の業績給が「メ ンタリング（総合）」及び「キャリア的機能」を阻害する事が示唆される一方で、チーム業 績給は「メンタリング（総合）」及び「キャリア的機能」を高める事が示唆された。また、

権限委譲は「メンタリング（総合）」を阻害する事が示唆された。

Model 1 で 10%水準以下の統計的に有意な影響を確認した「権限委譲」について、

Model 2, Model 4及び Model 6での係数よりもModel 3, Model 5及び Model 7での係数 の方が高かった事より、権限委譲は心理的エンパワーメントを高めるもののその影響はメ ンタリング行動には及ばないと考えられる。すなわち、権限委譲は心理的エンパワーメン トを媒介しメンタリングに作用するよりも単独でメンタリングに作用している事が示唆さ れた。なお、「権限委譲」以外の組織的要因はModel 1で統計的に有意な影響を確認でき ず、心理的エンパワーメントを媒介する作用が無い事が示唆された。

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全ての分析モデルにおいて、「人材育成」及び「ビジョンの共有」は、「心理的エンパ ワーメント（総合）」及び「メンタリング（総合）」、「キャリア的機能」、「心理・社会的機 能」のいずれに対しても、心理的エンパワーメントを媒介あるいはメンタリング行動に直 接的に作用するいずれの場合においても統計的に有意な影響を及ぼす結果は確認されなか った。

6.5.2 組織的要因と心理的エンパワーメントの交互作用項の検討

前セクションにて分析モデル3に基づき心理的エンパワーメントの媒介性の確認を行 った結果、組織的要因のいずれも心理的エンパワーメントを媒介する作用が確認できなか った。しかし、組織的要因のうち「権限委譲」、「チーム業績給」及び「個人の業績給」に メンタリング行動に対する直接的な統計的に有意な影響が確認されたため、この直接的な 影響に対して心理的エンパワーメントが調整的に作用する効果について検討する。なお、

本分析には前セクションで直接的な統計的に有意な影響が確認されなかった「人材育成」

及び「ビジョンの共有」も含める。

具体的には、本セクションでは前セクションでの媒介性の確認結果を踏まえ、組織的 要因と心理的エンパワーメントの組み合わせを確認する。

なお、交互作用項を投入するにあたり平均値による修正 (mean centering) を行った うえで変数を投入している。

(1) 組織的要因と心理的エンパワーメントの交互作用項の分析結果

分析結果では、「メンタリング（総合）」及び「キャリア的機能」に対しては、「チ ーム業績給」及び「心理的エンパワーメント（総合）」に正の方向に有意な影響、「個人 の業績給」に負の方向に有意な影響が確認されたが、交互作用項はいずれにおいても有意 な影響が確認されなかった。一方で「心理・社会的機能」に対しては、「心理的エンパワ ーメント（総合）」に正の方向に有意な影響が確認されたが、交互作用項はいずれにおい ても有意な影響が確認されなかった。

以上より、心理的エンパワーメントには組織的要因がメンタリング行動に与える影響 を増減させるような調整的な作用が見られず、組織的要因がメンタリング行動に及ぼす影 響に対しては心理的エンパワーメントが影響を及ぼす程度が低い事が示唆された。

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