結果

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った (ps > .19)。共分散分析の結果，男性の育児休業に対する他者態度推測 (M =

3.16, SD = 1.00)は，実際の個人態度よりも有意に低いことが示された (M = 4.22, SD = 1.22; F[1, 297] = 212.25, p < .001, ηp2 = .42)。つまり，男性の育児休業に対す る同年代の他の男性の態度を，回答者は実際よりも否定的に推測していた。効果

量の指標であるηp2の効果の大きさには明確なものがない (水本・竹内, 2008)た め，η²を算出して，水本・竹内 (2008)の効果量の大きさの目安を参照した。その 際，共変量の影響を取り除いて分析した。その結果，「態度の主体」の効果 (η²

= .18)の効果量は大きいことが示された。この結果は，仮説2-1が支持されたこ

とを示している。さらに，個人態度と他者態度推測はそれぞれ中点からも有意に

離れていることが示された。これは，3.5というカットオフポイントに基づいた 回答者の分類の妥当性を示しているといえる (個人態度: t[292] = 10.15, p < .001, d = .88; 他者態度推測: t[292] = -5.83, p < .001, d = .47)。

3.2.2.2. 多元的無知状態が行動意図に及ぼす効果

他者態度の誤った知覚が行動意図に及ぼす効果について検証するため，3 (カ

テゴリ: 自他ポジティブ群 vs. 多元的無知群 vs. 自他ネガティブ群)×2 (行動意 図: 理想 vs. 現実)の共分散分析を実施した。年齢，子供の数，勤続年数，雇用 形態そして伝統的性役割志向性を統制変数としてモデルに投入したところ，伝

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統的性役割志向のみ有意な効果をもち (F[1, 281] = 9.37, p < .001, ηp2 = .03)，それ 以外の統制変数の効果は有意ではなかった (ps > .23)。分析の結果，カテゴリ

(F[2, 281] = 44.39, p < .001, ηp2 = .24)と行動意図 (F[1, 286] = 138.60, p < .001, ηp2

= .33)それぞれの主効果，そしてそれらの交互作用 (F[2, 286] = 14.59, p < .001, ηp2

= .09)が有意だった。効果量の指標である ηp2 の効果の大きさには明確なものが

ない (水本・竹内, 2008)ため，η²を算出して，水本・竹内 (2008)の効果量の大き さの目安を参照した。その際，共変量の影響を取り除いて分析し，主効果と交互

作用の効果量をそれぞれ算出した。その結果，カテゴリの主効果 (η² = .47)と行 動意図の主効果 (η² = .15)の効果量は大きかったものの，それらの交互作用 (η²

= .03)の効果量は小さいことが示された。

ボンフェローニ法による多重比較を行った。自他ネガティブ群の理想として

の取得意図は，残りの2群よりも有意に低かった (M = 2.79, SD = 1.15; 自他ポジ ティブ群: t[281] = 9.30, p < .001, d = 2.15; 多元的無知群: t[281] = 8.08, p < .001, d =

1.86)。一方で，自他ポジティブ群 (M = 4.97, SD = 1.52)と多元的無知群 (M = 4.67, SD = 1.55)の理想としての取得意図得点の間に有意差はみられなかった (t[281] =

1.52, p = .39, d = .39)。さらに，現実としての取得意図 (M = 2.24, SD = 1.14)は自 他ネガティブ群が残りの 2 群よりも有意に低かった (vs. 自他ポジティブ群:

t[281] = 7.48, p < .001, d = 1.73; vs. 多元的無知群: t[281] = 3.57, p < .001, d = .82)。

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くわえて，多元的無知群の現実としての取得意図の平均値 (M = 3.13, SD = 1.62) は，自他ポジティブ群の平均値 (M = 4.11, SD = 1.68)よりも有意に低いことが明 らかとなった (t[281] = 4.74, p < .001, d = .91)。3つの群の中で，男性の育児休業 に対する取得意図の理想と現実の差異が最も大きかったのは多元的無知群だっ

た (t[112] = 10.37, p < .001, d = .97)。重要なことに，多元的無知群における理想 としての取得意図と現実としての取得意図の平均値は，それぞれ中点から有意

に離れていた (理想: t[112] = 5.18, p < .001, d = .68; 現実: t[112] = -5.29, p < .001, d

= .69)。すなわち，理想得点の平均値は“私はどちらかというと育児休業を取得 したい”を示している一方で，現実得点の平均値は“私はどちらかというと育児

休業を取得しないだろう”を示している。したがって，仮説2-2も支持されたと いえる。

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Table 3. 研究2aにおける記述統計量と相関係数

M SD 1 2 3 4 5 6 7 8 9

1. 年齢 39.20 5.55 -

2. 子供の数 1.62 0.97 .23 ^** -

3. 雇用形態 - - -.01 -.06 -

4. 勤続年数 13.15 7.59 .60 ^** .18 ^** -.16 ^** -

5. 伝統的性役割志向性 3.41 1.42 .14 ^* .06 .05 .14 ^* -

6. 個人態度 4.22 1.23 -.16 ^** .01 .01 -.14 ^* -.46 ^** -

7. 他者態度推測 3.16 1.00 -.08 .01 .00 -.06 -.10 ⁺ .37 ^** -

8. 行動意図 (理想) 4.31 1.73 -.14 ^* -.02 -.05 -.13 ^* -.33 ^** .74 ^** .30 ^** -

9. 行動意図 (現実) 3.24 1.71 -.01 .01 -.03 -.07 -.25 ^** .53 ^** .42 ^** .65 ^** -

Note: N = 299; 雇用形態 (1=正社員, 2=契約社員)

**p < .01, ^*p < .05, ⁺p < .10

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Figure 3. 研究2aにおける群ごとの行動意図の平均値 (エラーバーは95%信頼区間)

1.5 2.0 2.5 3.0 3.5 4.0 4.5 5.0 5.5

行動意図 ( 理想 ) 行動意図 ( 現実 )

自他ポジティブ群

多元的無知群

自他ネガティブ群

70