自己卑下的・高揚的人物に対する好意度評価に関する研究 [ PDF

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(1)自己卑下的・高揚的人物に対する好意度評価に関する研究キーワード：自己卑下的人物，自己高揚的人物，好意度評価，卑下度−高揚度行動システム専攻稲富健. 問. 題. など），両者に対する好意度の二対比較を実施してきた．. 近年，自己呈示研究の領域では自己卑下的人物，自己. その背景には，刺激人物の発話が自己卑下か自己高揚か. 高揚的人物に対する好意度評価について活発な議論がな. という二分法的判断によって，評価者が好意を形成して. されている．本研究の目的は，従来の研究によって看過. いるという暗黙の前提があった．. されてきた，自己卑下と自己高揚を連続量として捉える. しかし，この前提は妥当であろうか．中村（1986）は. 「卑下度−高揚度」の視点を導入し，好意度形成プロセ. 自己開示者の開示内容に含まれる自己高揚的情報，自己. スについて検討することである．. 卑下的情報の割合を５水準に操作した研究を行った．そ. １．研究の背景. の結果，割合の変化に伴って好意度が大きく変動するこ. 他者に対する好意度評価に関して，当該他者の能力情. とを示した．この知見は，評価者が上述した二分法的判. 報が不明確な場合，西洋人は自己卑下的人物（ある評価. 断によって好意度を形成しないことを示す，間接的証拠. 次元に関して自らが劣っていると言及する人物）より自. と見なすことができる．. 己高揚的人物（自らが優秀であると言及する人物）を好. そこで本研究では自己卑下，自己高揚を二分法で捉え. 意的に評価する（Schlenker & Leary, 1982 study 1）．. るのではなく連続量として捉える「卑下度−高揚度」の. これとは対照的に，日本人は自己高揚的人物より自己卑. 視点を導入する．この概念は以下の操作に依拠する．ま. 下的人物を好意的に評価することが示されている（e.g.,. ず自己卑下，自己高揚を一直線上に捉え，且つ，両者の. 吉田・古城・加来, 1982）．この違いは，対人行動におけ. 中間にニュートラル・ポイントを仮定する．そして，そ. る文化的規範の差異（西洋文化：自らの有能性の主張を. のポイントからのズレを段階的に増減する．具体的には. 重視，日本文化： “謙遜の美徳”を重視）によって生じる. 「何らかの評価次元に関して，平均的な普通の人々の能. と解釈されてきた．以下，この解釈を文化的規範説と呼. 力を 50 点とした場合，自らの能力は何点に相当するレ. ぶ．. ベルにあるか」について，刺激人物に発話させる．この. しかし日常的な経験を顧みたとき，日本人は常に自己. 自己評価点数を平均 50 点から５点刻みで増減すること. 卑下的人物を好意的に評価するわけではない（Inadomi. で，卑下度−高揚度は操作可能となる．この操作は中村. & Yamaguchi, 2004）．また評価状況によっては，西洋人. （1986）が行なった情報量の割合に基づく操作とは異な. でも自己高揚的人物より自己卑下的人物を好意的に評価. り，１つの発話の卑下度−高揚度を直接的に操作する方. することが示されている（ e.g., Wosinska, Dabul,. 法である．. Whetstone-Dion, & Cialdini, 1996）．. 上述の操作に基づいて卑下度−高揚度を段階的に操. このように文化的規範説は，個々の状況における我々. 作した場合，刺激人物に対する好意度評価はどのように. の好意度評価を十全に予測・解釈するものとは言いがた. 変化するであろうか．中村（1986）は開示内容中に含ま. い．好意度評価に影響を及ぼす要因について精緻な検討. れる自己卑下的情報の割合を横軸，好意度評価を縦軸に. が要請されるが，こうした研究は数少なく（e.g., 高木,. とった場合，あるポイントを頂点とする逆Ｕ字曲線が得. 2001; Vonk, 1999），未解明な部分が多い．. られることを示している．この知見に基づくと，卑下度. そこで本研究では，このような取り組みの 1 つとして，. −高揚度においても同様に「適切な卑下度−高揚度」の. 従来看過されてきた自己卑下と自己高揚を連続量として. 範囲が見出され，ある点を頂点とする逆Ｕ字の曲線が得. 捉える視点，すなわち「卑下度−高揚度」の視点を提起. られると予測される（仮説１）．. する．. ３．評価状況からみた“適切な卑下度−高揚度”. ２．卑下度−高揚度ほとんどの先行研究では，刺激人物の発話を自己卑下，及び自己高揚に質的に操作し（たとえば「苦手」「得意」. ただし，ある状況における適切な対人行動は目下の社会的文脈に大きく影響を受ける（e.g., Holtgraves & Srull, 1989）．そのため，適切な卑下度−高揚度は評価.

(2) 状況によって変動すると予想される（仮説２）．. ように，あなたは大学院生（自己高揚適切状況では人事. ４．各評価者からみた“適切な卑下度−高揚度”. 担当の人）から“何点とれるか予想してみてください”. 人は種々の対人認知活動において，自らの知識や信念. と尋ねられました．あなたは何点取れると答えますか？』. をデフォルトな基準として活用している（for review. ④評価状況の操作チェック：提示したシナリオが，自己. Nickerson, 1999）．したがって適切な卑下度−高揚度は. 卑下適切状況，自己高揚適切状況に操作されているか確. 社会的文脈の影響を受けながら，最終的には各評価者の. 認するため，『今回提示したストーリーのような状況は，. 認知活動によって決定されると予測される．つまり，評. 「自分をよく見せたほうがいい」状況だと思いますか，. 価者はある評価状況において「自分だったらどのように. それとも「控えめに振舞ったほうがいい」状況だと思い. 振舞うか」という，自分なりの適切な卑下度−高揚度（以. ますか』という設問が用意し，７件法により測定した．. 下，自己基準）を定位していると想定される．そして，. ⑤刺激人物の予想点数の提示：以下の文章を提示した．. 評価者は評価状況に関わらず，最終的には自己基準から. 『さて，ストーリーの中で A さんは，大学院生（シナリ. みて刺激人物の卑下度−高揚度がどれだけ乖離している. オ２では人事担当の人）からの質問に対し“○○点だと. かに依拠しながら好意度を形成していると予測される. 思います”と答えました』．文章中の○○に相当する部分. （仮説３）．. を５点間隔で 30 点∼70 点まで９段階に変更した．これ. 以上の点について，他者評価状況として自己卑下的な. は刺激人物の卑下度−高揚度（-20，-15，-10，-5，0，5，. 振る舞いが望ましいと認知されやすい状況と，自己高揚. 10，15，20）を操作するために行なわれた．. 的な振る舞いが望ましいと認知されやすい状況の２つの. 「好感が持てる−好感が ⑥刺激人物に対する好意度評価：. 評価状況を設定し，検討を行った．. 持てない」「親しみやすい−親しみにくい」「友達になりたい−友達になりたくない」などの６形容詞対を用いて，刺激人物に対する好意度を７件法により測定した．なお. 方. 法. 両極尺度であることを考慮し，分析の際には得点を-3∼ +3 に変換したものを使用した．. 調査対象者：福岡県内の大学生・大学院生 698 名（女性 367 名，男性 331 名）．年齢は 18∼28 歳（M=20.40, SD= 1.60）であった．. 結. 果. 要因計画：卑下度−高揚度（-20，-15，-10，-5，0，5， 10，15，20：９水準）×他者評価状況（自己卑下適切状況，自己高揚適切状況：２水準）の２要因計画（共に被. １．好意度評価尺度の検討好意度評価尺度の６つの形容詞対に対し主成分分析. 験者間要因）．. を行い，１因子性を確認した．α係数は.86 であり，高. 質問紙構成：. い内的整合性を確認した．以降の分析では，これら６つ. ①フェイスシート. の形容詞対の単純合計値を好意度得点として使用した．. ②シナリオの提示：シナリオを２種類用意した．どちら. ２．状況操作のチェック. のシナリオも，Ａさんが架空のテストである「論理的思. 提示したシナリオが自己卑下適切状況，自己高揚適切. 考テスト」に取り組む前に，自らの成績を予想する状況. 状況に操作されているか確認するため，各条件の状況特. を描写したものである．ただし自己卑下適切状況では，. 性得点を t 検定により比較した．その結果，両シナリオ. 大学院生の依頼を受けて心理実験室にて取り組む状況で. 間に有意差がみられた（t (1, 696)=10.63, p <.001）．シナリ. あり，一方自己高揚適切状況では，塾講師アルバイトの. ，シナリオ２は M =3.74（SD オ１は M =4.69（SD =0.98）. 採用試験状況である．なお調査対象者には，シナリオの. =1.34）であった．. 中でＡさんが自らの成績を予想することになる「論理的. ３．刺激人物の卑下度−高揚度と評価状況が好意度評価. 思考テスト」の問題の一部を提示した．これは２つのシナリオ間で，A さんが何について自己成績を予想してい. に与える影響（仮説１および２の検討）好意度得点に対して，卑下度−高揚度と評価状況の２. るのかを統一するための作業である．. 要因分散分析を行った．その結果，卑下度−高揚度の主. ③自己基準の測定：調査対象者の自己基準を測定するた. ，評価状況の主効果（F (1,680) 効果（F (8,680) = 3.24, p <.01）. め，次のような設問が用意された．『あなたが A さんの. = 13.39, p <.001）が有意であった．また，２つの要因の. 立場に置かれた状況を想像してください．A さんと同じ. ．交互作用に有意傾向が見られた（F (8,680) = 1.82, p <.10）.

(3) 下位検定の結果，卑下度−高揚度の-15 条件（F ，-10 条件（F 3.54, p <.10）件（F. (1,680). (1,680). (1,680). =. = 8.83, p <.01），-5 条. = 4.04, p <.05），0 条件（F. (1,680). 5. 好. = 8.54, p. <.01）において評価状況の単純主効果が有意であった．続いて評価状況の各条件における卑下度−高揚度の要因の単純主効果を検定したところ，自己卑下適切状況（F (8,680). 3. 度. 2. 得. 1. 点. = 2.75, p <.01），自己高揚適切状況（F (8,680) = 2.29,. 4. 意. 0 -20 -15 -10. -1. p <.05）ともに有意であった．多重比較を行なった結果. -5. 0. 5. 10. 15. 20. -2. （Bonferroni 法），自己卑下適切状況における-10 条件と. Figure 1 自己卑下適切状況における. 20 条件，0 条件と 15 条件，-10 条件と 15 条件の間に有. 卑下度−高揚度と好意度得点の関係. 意差がみられた（Figure 1）．また自己高揚適切状況では， -20 条件と 5 条件，-15 条件と 5 条件の間に有意差がみられた（Figure 2）．. 5. 好. さらに，卑下度−高揚度と好意度得点の間に２次関数関係があるか調べるため傾向検定を行なった．結果，それぞれ２次関数により最も効果的に説明されることが示された（自己卑下適切状況：F（1,680）=7.12, p<001，自己. 3. 度. 2. 得. 1. 点. 卑下適切状況：F（1,680）=4.01, p<.05）．. 4. 意. 0 -20 -15 -10. -1. ４．自己基準からの乖離と評価状況が好意度評価に与え. -5. 0. 5. 10. 15. 20. -2. る影響（仮説３の検討）. Figure 2 自己高揚適切状況における. 自己基準と刺激人物の卑下度−高揚度との乖離を算. 卑下度−高揚度と好意度得点の関係. 出するため，刺激人物の自己評価得点から各調査対象者の自己基準の差を算出した（M = -2.80，SD = 20.58，最大値=50，最小値=-60）．次に，各条件に該当する調査対. 自己高揚適切状況. 象者数を考慮しつつ，自己基準との乖離を 10 点間隔で. 6. 分割し８条件作成した（-31 以下，-30∼-21，-20∼-11，. 5. と-20∼-11 条件，-31 以下条件と-10∼-1 条件，-31 以下. -2. 条件と 0 条件，-31 以下条件と 1∼10 条件，-31 以下条. -3. 21 以上. 10. 20 11 ∼. -1. 0. 0 1∼. なかった．HSD 法による多重比較の結果，-31 以下条件. 点. -1. p <.001）．交互作用は有意では. -1 0∼. (1,682) =11.32,. 1. 得. -1 1. あった（F. p <.001），および評価状況の主効果が有意で. 2. 度. -2 1. (7,682) =9.04,. 3. 意. -2 0∼. 要因分散分析を実施した．結果，自己基準からの乖離（F. 4. -3 0∼. 基準との乖離（８水準）」×「評価状況（２水準）」の２. 好. -3 1以下. -10∼-1，0，1∼10，11∼20，21 以上）．続いて「自己. 自己卑下適切状況. 件と 11∼20 条件，-31 以下条件と 21 以上条件，-30∼-21. Figure 3 自己基準との乖離と評価状況が. 条件と-10∼-1 条件，-30∼-21 条件と 0 条件，-30∼-21. 好意度評価に与える影響. 条件と 1∼10 条件，-20∼-11 条件と 0 条件，0 条件と 11 ∼20 条件，0 条件と 21 以上条件の間に有意な差がみられた．. 考. 続いて自己基準からの乖離と好意度得点の間に２次. 察. 関数関係があるか調べるため，傾向検定を行なった．その結果，２次関数により最も効果的に説明されることが示された（F (1,682) =5.03, p <.01：Figure 3）．. 仮説１・２の検討評価状況別に卑下度−高揚度の効果を見ると，両状況ともに予測のとおり，逆 U 字形の曲線が描かれている．また，好意度得点との間に２次関数関係が示されたこと.

(4) から，仮説１は支持されたといえる．また，自己卑下適. 必ずしも等価である保証はなく，何らかの質的な差異が. 切状況では頂点が 0∼-15 付近に存在する一方で，自己. 存在するかもしれない．今後，被験者内要因計画を用い. 高揚適切状況では+5 が頂点となっており，状況間による. て検討する必要があるだろう．. 頂点の違いが確認された．この点から仮説２も支持される．これらの結果をまとめると，１）ある状況において適切な卑下度−高揚度が存在し，その卑下度−高揚度から逸脱した刺激人物に対して低い好意度評価がなされる，. 主要引用文献. ２）適切な卑下度−高揚度は，評価状況に影響を受け変動することが明らかとなった．卑下度−高揚度と好意度の関係が非線形関係ということは，仮に自己卑下的人物，自己高揚的人物の二対比較を行なったとしても，両者の卑下度−高揚度をどのレ. 中村雅彦. 1986. 自己開示の対人魅力に及ぼす効果. （２）−開示内容の望ましさの要因に関する検討− 実験社会心理学研究, 25, 107-114 沼崎誠・工藤恵理子 2003 自己高揚的呈示と自己卑. ベルに設定するかによって全く異なる結論を導く可能性. 下的呈示が呈示者の能力の推定に及ぼす効果. を示唆する．従来行なわれてきた自己卑下，自己高揚の. 験室実験とシナリオ実験との相違−. 二対比較の限界が改めて示されたといえる．. 学研究, 43, 36-51. 仮説３の検討自己基準との乖離が好意度評価に与える影響につい. Schlenker, B. R., & Leary, M. R. 1982. 実験社会心理 Audiences’. reactions to self-enhancing, self-denigrating, and. ては，乖離が小さいほど好意的な評価が形成されるとい. accurate. う傾向が頑健に見出され，またその傾向は評価状況を問. Experimental Social Psychology, 18, 89-104. わず一貫していた．したがって仮説３も支持されたとい. −実. 高木. 彩. self-presentations. 2001. Journal. of. 結果依存が自己宣伝する女性の魅力. える．この結果は，自己基準を対人魅力研究において言. に及ぼす効果日本社会心理学会第 42 回大会発表論. 及される「態度」に相当する内的表象と見なした場合，. 文集, 520-521. 解釈可能である．かつて対人魅力研究では，自己と他者. Wosinska, W., Dabul, A. J., Whetstone-Dion, R., &. の態度の類似性が好意度評価に正の効果を及ぼすという，. Cialdini,. いわゆる類似性効果を実証してきた（e.g., Byrne, 1971;. responses to success in the organization: The costs. Newcomb, 1961）．自己基準との乖離が小さい刺激人物. and benefits of modesty. Basic and Applied Social. は，評価者に類似した態度を持つ他者と見なすことがで. Psychology, 18, 229-242. きる．この類似性効果が，今回のような評価状況においても影響したと解釈できよう． Figure 3 に端的に示されるように，自己基準との乖離と好意度の関係は，評価状況間で極めて類似している．この点から，人の好意度形成プロセスは社会的文脈や文化など様々な要因から影響を受けるが，最終的には，１）自己基準を定位し，２）刺激人物が自己基準からどの程度乖離しているか算出し，３）好意を形成する，という３つのプロセスによって記述できる可能性がある．今後，このプロセスの妥当性を様々な状況，文化において検討する必要があるだろう．また，各評価者が定位する自己基準の個人差は如何なる要因の影響を受けるのかについても検討する必要がある．最後に，本研究の方法上の問題点を挙げておく．自己基準との乖離が好意度評価に与える影響を検討する際，たとえば刺激人物の卑下度−高揚度 50，自己基準 70 の場合も，刺激人物の卑下度−高揚度 40，自己基準 60 の場合も同じ乖離-20 として等価と見なしている．しかし，. R.. B.. 1996. Self-presentational. 吉田寿夫・古城和敬・加来秀俊 1982 児童の自己呈示の発達に関する研究教育心理学研究, 30, 120-127.

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