職場における上司の社会的パワーが
従業員に与える影響に関する実証的研究
一上司のS P
B及び侮辱的管理が従業員の組織態度に与える影響-諸 上 講 帆
1.問題の所在
今日,グローバル競争の激化のみならず,リーマンブラザーズの破綻に 端を発する世界的な金融恐慌の影響で経営環境が非常に悪くなってきてい る･こうした中,我が国の多くの産業でも非正規社員の雇用が景気の調整 弁として使用されるばかりでなく,正規雇用者の労働強化も進んでいる. さまざまな職場では従業員のストレスや不安感が一層増大しており,従業 員のモラールや組織コミットメントも低下しているのではないかと危慣さ れる･従業員のストレスや不安感の増大はひどい場合には,うつ病発症や 自殺にもつながるものと考えられる. 筆者はこうした職場環境の悪化の中,上司と部下の関係性の改善が重要 かつ喫緊の課題であると考えてt滝.とくに,上司による不当な社会的パ ワー行使(侮辱的管理行動/abusive supervising)が部下に与える重大な 悪影響について警鐘を鳴らしたいと考えている.上司による侮辱的な管理 行動は,小グループの閉鎖的な職場環境で行われることが多く,また,上 司の正当な社会的パワー行使の中に時々紛れ込んでいることが多く,組織 としての捕捉が難しく,改善もしにくい.したがって,一般的な手続き的公正の確保によってもなかなか改善が難しいものと考えられる.もちろん, 上司による正当な社会的パワーの行使は組織のとって必要不可欠なもので あるが,その中に紛れ込んでいる不当なパワー行使の抑止は職場環境の大 きな改善,生産性の向上につながるものと考えられる. 筆者はすでに別稿(諸上2009)にて,上司の社会的パワーの行使が従 業員にどのような影響を与えているかについて分析する為の諸概念の整理 とフレームワークの提案を行っている.そこでは,職場における上司の社 会的パワー(正当なパワー及び不当なパワー)の行使が従業員の組織態度 (組織コミットメント,職務満足,離職意図など)に与える影響を分析す るフレームを提示している.また,この関係は従業員が認知している手続 き的公正の度合いによって媒介されると考えている.すなわち,上司の社 会的パワーの行使-上司の手続き的公正-従業員の組織態度といった影響 関係を分析する産業･組織心理的フレームを提示している. 本稿では,上述のような筆者の問題意識及び分析フレームに沿った諸仮 説の提示とそれらの実証的検討を行っている.最後に,分析結果に基づい た本研究の意義を確認し,また,残された研究課題について言及している. 2.これまでの研究の流れの要約 筆者はすでに別稿(諸上, 2009)において職場の上司によって使用され る正当なパワーとしてのソーシャル s¥ワ一･ベース(以下SPBと省略) の行使及び,不当なパワーとしての侮辱的管理がそれぞれ従業員の組織態 磨(組織コミットメント,職務満足,離職意図)に与える影響に関するこ れまでの研究の詳しいレビューを行っている,ここでは本稿での実証分析 と関連する部分を中心にそれらを要約しておきたい. 第1の研究の流れとして,上司のSPBと従業員の組織態度との関係性 に関する研究については以下のような展開が見られた.
ワ-,報酬パワー,正当性パワー,専門性パワー,準拠性パワー)を行っ た･後に, Raven (1965)は6つ目のSPBとし,情報パワーを追加した. また･彼らの研究を基に, SPBと関連のある組織態度として,職務満足, 組織コミットメントの2つが焦点的な態度変数として採用されている.こ れらの研究は概念的な分類に留まらず,概念の操作化を可能とするもので あり,その後の研究発展の基礎を提供することになった.なお,その後の 研究も含めて,これまでのところ専門性パワー,準拠性パワーが上述の2 つの組織態度と正の関連があることが示唆されている.強制パワー,報酬 パワー,正当性パワーとの関連は研究によって多少結果が異なってt滝.
(Hinkin & Schriesheim, 1989, Yukl & Falbe, 1991)
さらに, Raven (1992,1993)は,この6つのSPBを11のSPBに再分類 した.具体的には,強制パワー,報酬パワーを個人的なもの(無形型の報 酬パワー,無形型の強制パワー)と非個人的なもの(有形型の報酬パワー, 有形型の強制パワー)に再分類し,正当性パワーをさらに4つのカテゴリ ー(①正当的互恵性②正当的エクイティ③正当的依存④正当的地位)に 再分類した. Raven, Schwarzwald and moslowsky (1998)は,これらの11 のSPBを実際に測る対人パワー･インベントリ(interpersonalpower inventory/IPI)尺度を開発し,実証研究を通して,この11のSPBの関係 性は完全に独立のものではなく,ハーシュパワー(harshpower)とソフ トパワー(softpower)の2次元に分頬できると報告した.ハーシュパワ ーには個人的強制パワー,報酬パワー,非個人的強制パワー,報酬パワー, 正当的地位,正当的エクイティ,正当的互恵性が組み込まれており,それ らは強制的で明白で,高圧的なパワーと解されている.ソフトパワーには 専門性パワー,準拠性パワ-,情報パワー,正当的依存が組み込まれてお り,それらは明確には捉えにくく,非直接的で,非強制的なものと解され ている. 最近では, SPBを上述のハーシュパワーとソフトパワーという2次元か
ら検討する研究が多い. SPBの2次元と組織態度との関連を調べた研究 例としてKoslowsky, Schwarzwald and Ashri (2001)が挙げられる.彼ら によると,ソフトパワーは職務満足と正の関係がある一方で,ハーシュパ ワーとは負の関係があることが見出された.なお,組織コミットメントに 関しては,ソフトパワーとは正の関係,ハーシュパワーとは負の関係があ ると仮定していたにも関わらず,結果は,両パワーとも組織コミットメン トとは正の関係があったと報告している.したがって,組織コミットメン トとの関係性については追加的な実証的検討が必要である. また,上司ないし組織による手続き的公正(proceduraljustice)が従業 員の組織態度に影響を与える可能性については早くから指摘されていた (Greenberg, 1990; Folger & Konovsky, 1989). Mossholder (1998)は,近 年において発展してきた共分散構造分析の手法を用いて,上司の手続き的 公正についての従業員の知覚がSPBと組織態度(職務満足,組織コミッ トメント)の有効な媒介変数であることを確認している. 第2の研究の流れとして,近年では,上司の不当なパワー行使として, 侮辱的管理(abusive supervision)の影響の深刻さがとりあげられるよう になっている.その代表的な論者であるTepper (2000)は,侮辱的管理 を, ｢上司が身体的接触を除いた敵意ある言動や非言動的行動を持続的に 行う程度に関する部下の知覚｣と定義している.侮辱的管理が従業員の職 務関連態度に与える影響について調べた研究によると,侮辱的管理は職務 満足と組織コミットメント(Tepper, 2000;Tepper, Duffy, Hoobler, & Ensley, 2004; Duffy et al., 2002)とは負の関係があり,離職意図(Tepper, 2000)と正の関係があるということが示唆されている.また, Tepper (2000)は,上司の手続き的公正についての従業員の知覚が侮辱的管理と 従業員の組織態度の媒介変数となることを報告している.
3.分析フレーム 筆者は上述のような文献レビューを踏まえて,別稿(諸上, 2009)にお いて下の図1に示しているような上司の社会的パワー行使および上司の手 続き的公正が従業員の組織態度に与える影響関係を分析するフレームを提 示している.その主たる特徴は3つある. 独立変数: 媒介変数: 従属変数: 上司の行動 上司の手続き的公正 従業員の組織態度
'莞L -.三 g｣f*&｣
I! i- - I 図1 :基本的分析フレーム(諸上, 2009) 第1に,上司による正当なパワー行使(SPB)と不当なパワー行使(侮 辱的管理行動)を明確に区別していることである.ここでは侮辱的管理と いう構成概念は,従来のSPB理論で捉えられてきた強制パワーとは次元 が異なるものと考えている. 第2に,正当な社会的パワー行使と不当な侮辱的管理行動を同時に取り 扱っていることである.これまでの研究ではSPBと侮辱的管理行動の従 業員の組織態度への影響はそれぞれ別個に取り扱われてきた.このフレー ムではそれらの影響度の比較を可能にする. 第3に,上司の｢手続き的公正｣についての従業員の知覚が上司による パワー行使が従業員の組織態度への影響の媒介変数として導入されている こと.近年の研究において上司(あるいは組織)の手続き的公正が有効な 媒介変数であることが示唆されているので,筆者の分析フレームでも上司の手続き的公正のという構成概念を採用する.なお,ここでの上司の手続 き的公正さ(公平さ)についての従業員の知覚は,組織の制度としてのよ り客観的な手続き的公正度そのものでないことに注意されたい.それは上 司の手続き的な公正さについての当該の従業員の知覚のことを指すもので あり,職場での日頃の上司による社会的パワーベースの使用の仕方および 侮辱的管理行動によって影響を受けると考えられる. 本研究では上述のような分析フレームを基にして,以下の仮説を設定し それらの実証的な検討を行う. 仮説1 :上司によるハーシュパワーの行使は従業員の組織コミットメント に負の影響を与える. 仮説2 :上司によるはハーシュパワーの行使は従業員の職務満足に負の影 響を与える. 仮説3 :上司によるはソフトパワーの行使は従業員の組織コミットメント に正の影響を与える. 仮説4 :上司によるはソフトパワーの行使は従業員の職務満足に正の影響 を与える. 仮説5 :上司による侮辱的管理は従業員の組織コミットメントに負の影響 を与える. 仮説6 :上司による侮辱的管理は従業員の職務満足に負の影響を与える. 仮説7 :従業員の組織コミットメントは離職意図に負の影響を与える. 仮説8 :従業員の職務満足は離職意図に負の影響を与える. 仮説9 :上司によるハーシュパワーの行使は上司の手続き的公正について の従業員の知覚に負の影響を与える. 仮説10 :上司によるソフトパワーの行使は上司の手続き的公正についての 従業員の知覚に正の影響を与える. 仮説11 :上司による侮辱的管理行動は上司の手続き的公正についての従業
員の知覚に負の影響を与える. 仮説12 :上司の手続き的公正についての従業員の知覚は従業員の組織コミ ットメントに正の影響を与える. 仮説13 :上司の手続き的公正についての従業員の知覚は従業員の職務満足 に正の影響を与える. これらの諸仮説を検討する具体的な分析フレームは,図2および図3の ようになる.但し,上述のような仮説の検討に当たり,従業員の知覚に男 女差,勤続年齢差,職種,職位が影響を与えている可能性があるのでそれ らを分析に先立って検討することにしたtl. 図2 :上司の社会的パワーが部下の組織態度に与える影響についての分析フレーム 図3 :上司の手続き的公正についての従業員の知覚が媒介するモデル
I. -tf法 4. 1.サンプル及び手続き 調査対象者は,都内某有名私立大学の文系の同一ゼミ出身(うち第1期 生∼22期生)の現職者で,現在の職場にて上司一部下関係を有する253人 であり,データ収集は郵送によるアンケート票の送付とその回収という方 法を採用した.調査期間は2008年7月25日-8月31日であり,有効回答は 98通であった(有効回答率-39%).サンプルの内訳は男性77名,女性21 名であった.また平均年齢は33歳(SD-7.3)であり,現在就業中の会社 における平均就業年数は8,1年であった. 4. 2.測定尺度 4. 2.1.社会的パワーベース 本研究では職場での上司のパワーベースは,本稿第1章で紹介したよう なRaven, Schwarzwald and moslowsky (1998)によって開発された対人 パワー･インベントリ(interpersonal power inventory/IPI)尺度(11種 のパワーベースを基礎とする33項目構成の尺度)を使用して測定した.こ の尺度では,職場の上司による指示に従う特定の状況を被験者に想定させ た上で回答するよう指示される.これらの尺度では,上司の指示に従った 理由として,上司による従業員の報酬や昇進への影響力,上司の能力や人 柄への尊敬や依存,従業員による自主的判断などの大きさを測定する(詳 しくは巻末の付録を参照されたい). 従来のほとんどの実証的分析においては,これらの11種のパワーベース はソフトパワーとハーシュパワーの2次元に分かれている.本研究でも因 子分析の結果,同様の2次元に分かれることを確認した. (表3にバリマ ックス回転後の出力を示している)ここでの分析では, 3つの因子が抽出 されたが,第-因子の寄与率38.85%で,第二因子の寄与率が21.97%であ
り,第三因子の寄与率が10.77%であった.第一因子はハーシュパワーベ ースを表しており,非個人的報酬,非個人的強制,個人的報酬,個人的強 刺,正当的エクイティ,正当的互恵性の項目の因子負荷量が高い.第二国 子はソフトパワーベースを表しており,専門性,正当的依存,情報,準拠 性の項目の因子負荷量が高い.第三国子は,正当的地位という1つ項目だ けの国子負荷量が高い.第三因子は寄与率も低いので本分析では除外する ことにした.なお,ハーシュパワーベース,ソフトパワーベースのそれぞ れの次元の信頼性係数を算出したところ,それぞれ, α-0.91, α-0.76 であった.本研究では,ハーシュパワー因子への負荷量が高かった6項目 と,ソフトパワー因子への負荷量が高かった4項目ベースのそれぞれの平 均を算出し,これ以降の分析に投入した. 4. 2. 2.侮辱的管理 侮辱的管理尺度は, Tepper (2000)による15項目(田中(2006)の和 訳)を使用し, 1.全くあてはまらなtー7.非常にあてはまる,という7 件法にて回答させた.ここでは, "私の上司は私を馬鹿にした態度をとっ だ', "私の上司は私の考えや感じ方をくだらないと言った"という項目を はじめとする上司の従業員に対する無視,不信,他人の前での軽蔑,愚弄 にかかわる言動,同僚からの孤立化を促す言動などを測定する15の項目が 使用された(詳しくは,田中(2006)を参照されたい).本研究ではこれ らの15項目の平均値を算出し,侮辱的管理スコアとした.信頼性係数 は, α-0.94であった. 4. 2.3.手続き的公正 手続き的公正尺度は, Colquitt (2001)による7項目の手続き的公正尺 度を使用し, 1.全くそうでない-7.非常にそうである,という7件法に て回答させた.例えば, "上司によるあなたの人事考課の際,あなたは意
見や感情を伝えることができましたか?", "上司によるあなたの人事考課 に対して,あなたは影響力を持つことができましたか?"などである(詳 しくは,巻末の付録を参照されたい).これらの7項目はそれらの平均値 を算出し,手続き的公正スコアとして使用した.信頼性係数αは0.90で あった. 4.2.4.組織コミットメント 組織コミットメント尺度は,これまでの多くの関連研究で使用されてい るMowday,SteersandPorter (1979)による9項目を採用し, 1.全くそ うでない-7.非常にそうである,の7件法にて回答させた.項目の例と して, "私はこの組織の成功のために進んで通常期待される以上に努力を している"などがある(詳しくは, Mowday,etal. (1979)を参照された い).この9項目は,それらの平均値を算出し,組織コミットメントスコ アとして使用した.信願性係数αは0.83であった. 4. 2.5.職務満足
職務満足尺度は,定評のあるWeiss, Davis, England and Lofquit (1967) によるMSQ (Minnesota Satisfaction Questionnaire)の短縮版の20項目 (井出(2004)から引用)を使用し, 1.非常に不満足-7.非常に満足, の7件法にて回答させた.例えば, "あなたの上司の部下への摸し方", "あなたの能力を生かせる", "自分の判断の自由度", "仕事から得られる 達成感"などについての満足度を尋ねる項目などがある(詳しくは, Weiss,et.al. (1967)を参照されたい).これらの20項目はそれらの平均値 を算出し,職務満足スコアとして使用した.信頼性係数αは0.86であっ た.
4.2.6.離職意図 離職意図尺度は, Robbins (1998)による3項目を使用し, 1.全くそ うでない-7.非常にそうである,の7件法にて回答させた.すなわち, "私は本気で今の会社を辞めるつもりだ", "私は現在,他の会社を探して いる" ``私はできるだけ早く今の会社を辞めたい"という3項目である. この3項目はそれらの平均値を算出し,離職意図スコアとして使用した. 信頼性係数αは0.87であった.
5.分析結果
5.1.記述統計分析 仮説の検討に先立って,各種の記述統計の結果を掲載しておきたい.義 1に,今回使用した各尺度の平均,標準偏差,信頼性係数を示し,各変数 間のピアソンの積率相関係数を表2に示す.表3はSPB項目の因子分析 (バリマックス回転後)の結果の要約を示す.本研究では第一因子をハー シュパワーベース,第二因子をソフトパワーベースと名付けた. 表4は性差の検定,表5は年齢による差の検定,表6は勤続年数による 差の検定,蓑7は役職による差の検定の結果を示している. 表4から性差は7つの構成変数のうち4つに有意差が認められる.女性 は男性と比べ侮辱的管理を受けているとの知覚が高い.男性は手続き的公 正,組織コミットメント,職務満足がより高い.したがって本来なら男女 別のサンプルで仮説を検討することが望ましtlが,ここではサンプル数が 限られているので,分析結果の解釈の際にこの事実を考慮することにして 両者をプールして使用することにした.なお,表5,表6から,年齢の高低 による差,勤続年数の長短による差については有意差が認められなかった. また,表7より役職の高低(課長以上と課長以下)による差については, 4つの構成概念について認められた.すなわち,課長以上のサンプルは課 長以下と比べ,手続き的公正,組織コミットメント,職務満足においてより高い.離職意図は課長以下の方がより高い.本来ならそれらを別サンプ ルとして取り扱うことが望ましいが,ここでもサンプル数の制約からプー ルして使用することにした.勿論,仮説検討の結果の解釈の際に考慮に入 れることにしたい. 表1 各尺度の平均,標準偏差,信頼係数 尺 度 項目数 平均値 標準偏差 q係数 HARSHパワーベース SOFTパワーベース 侮辱的管理 手続き的公正 組織コミットメント 職務満足 離職意図 18 3.20 12 5.09 15 2.28 4.54 4.25 20 4.84 2.44 1.16 0.91 0.88 0.76 1.09 0.94 1.21 0.90 1.01 0.83 0.78 .86 1.35 0.87 N-98 表2 変数間の相関係数 変 数 1 2 3 4 5 6 1 HARSHパワーベース 2 SOFTパワーベース 0.31☆☆ 3侮辱的管理 0.03 ｢0.12 4手続き的公正 -0.11 0.27★★-0.43★★ -5組織コミットメント 0.04 0.19 -0.46★☆ 0.46☆☆ 6職務満足 0.11 0.20 -0.54☆☆ 0.53… 0.57★★ 7離職意図 0.12 0.01 0.30**-0.24★ -0.38★☆ -0.39☆★ N=c ☆p<.05 ; …p<.01 表3 ソーシャルパワーベース項目の因子分析(バリマックス回転後) 第一因子 第二因子 第三因子 非個人的報酬 非個人的強制 個人的報酬 個人的強制 正当的エクイティ 正統的互恵性 専門性 正統的依存 情 報 準拠性 正統的地位
nw4"- (%)
･ ' -* : 過 0.89 0.06 0.88 -0.02 0.25 -0.06 0.74 0.05 0.68 0.32 ) o o -0.06 0.22 -0.03 0.29 0.ll 0.00 -0.02 0.81 ,14 0.26 -0.12 0.16 -0.26 0.45 0.69 -0.12 0.15 .01 0.95 38.85 21.97 10.77表4 性差の検定(t検定) 尺 度 性別 N 平均値 標準偏差 t値 自由度 p値 HARSHパワーベース SOFTパワーベース 侮辱的管理 手続き的公正 組織コミットメント 職務満足 離職意図 t - i -I I N -i -I C -i -1 t ^ . T -I N H N r -( I N -T -1 c -o o [ - o a c - c ^ ] i > -c ^ t > -e o o -c ^ t > -c ^ 男女男女男女男女男女男女男女 CO t > -C ｣ ) i -( t * O Q N O O I N H N C O C O i n L O C M C M J適 T -H 辿 ｡ ｡ t o c o 諾 c o t > O O H H O I M i -I C O C M I O ^ -^ O I O I O i -I t -I C T > t > -O < N I i -1 ^ f f l O N O O C O M H H O O H H H H O H O O H H 0.57 96 0.57 -0.69 96 0.49 -2.43 96 0.02 1.75 96 0.08 3.05 96 0.00 1.96 96 0.05 -1.04 96 0.30 表5 年齢による差の検定(t検定) 尺 度 年齢 N 平均値 標準偏差 t値 自由度 p値 HARSHパワーベース SOFTパワーベース 侮辱的管理 手続き的公正 組織コミットメント 職務滴足 離職意図 l o ^ C T i i -I L O t -I C O f f l ^ D ^ t D W ^ i r j t -I C ^ I t -I O C O N ¥ t < i n N N O O Q O W C O c o c o L n L O c v i c o ^ x h ' t f -^ -^ -^ C M O o < D ( N I C D < N ! t D C S I C D C ¥ l t D C ¥ l < D C ^ C ｣ > C N ] 蝣 ^ L O T * L O " * L O -^ L O I 5 t l L O ' ^ t l 1 -0 ' ^ h L 0 億高低高低高低高低高低高低高 c o o ^ c o -^ c o t o i o o o o o c n c ^ -^ ^ ' X J 蝣 t -I t -I C T j O O t H O C S I t -f O C 7 3 O O l > -C O C O T -I r -I O O t -I t -I f -I t -I i -I O O O t -I 1 -I -0.39 96 0,70 1.00 96 0.32 0.62 96 0.54 -0.46 96 .65 0.07 96 0.94 0.23 96 0.82 0.70 96 0.49 *年齢高群-中央値34歳以上,年齢低群-中央値34歳以下
表6 勤続年数による差の検定(t検定) 尺 度 勤続年数 N 平均値 標準偏差 r値 自由度 p値 HARSHパワーベース SOFTパワーベース 侮辱的管理 手続き的公正 組織コミットメント 職務満足 離職意図 < ｣ i T ) f O O H a ) ( O H O O L O L O ( ｣ ) ( M O a 5 C V I t -H t -1 O W N t t i ^ r -I C O 0 0 0 0 t ｣ > C S ] C O C O U O L O C ^ C ^ l ^ -^ 1 -* ^ " < * 蝣 蝣 < * C d C O C T ) C ? > C } 0 } 0 1 C " > 0 } G " > 0 } ( J 5 0 } 0 } C r > 0 } O ^ * * J i ' " v j ' " * v H " v j ^ 1 ￨ v j ^ ^ ^ ^ ^ ^ ^ ^ ^ ^ ^ ^ ^ ^ ^ ^ ^ v j ^ 低高低高低高低高低高低高低高 IS L O ^ H t O c O N I O H H N I S Q O H H m O O H O N H H O O O t D c O C O i -I t -I O O t H t -I t -I t -I ^ H O O O t -I H 0.54 96 0.59 0.96 96 0.34 0.14 96 0.89 0.54 96 0.59 -0.94 96 0.35 0.22 96 0.83 1.15 96 0.25 *勤続年数高群-中央値6.6年以上,勤続年数低群-中央値6.6年以下 表7 役職による差の検定(t検定) 尺 度 役職 N 平均値 標準偏差 f値 自由度 p値 HARSHパワーベース SOFTパワーベース 侮辱的管理 手続き的公正 組織コミットメント 職務満足 離職意図 課長以下 課長以上 課長以下 課長以上 課長以下 課長以上 課長以下 課長以上 課長以下 課長以上 課長以下 課長以上 課長以下 課長以上 < X > C N ! < X ) C ^ ' X > C ^ C O M C O c N ] C O C M C O C ^ C - O J t - C < ] [ > -< N ] I ^ C M [ -< N ] t - C ¥ l C -< N l m i > ^ N m o o L n o i ( M O O O M c O O o I H C O C N I L O L O ( N l < N l -^ L C l ⋮ m 一 ⋮ 川 ? 1 ( T ｡ x , -J O r i ￨ i -5 ^ N C n ^ ( D I N O ォ T H M ( D N O m H H f f i t D O H N O O a i N O ^ O l i -H t -I O O t -I t -I t -I t -I t -< O O O t -( O 1.50 96 0.14 -1.05 96 0.30 0.95 96 0.35 -2.97 96 0.00 -2.46 96 0.02 -2.23 96 0.03 2.47 96 0.02
5.2.共分散構造分析 続いて,本研究で使用された変数間の直接軌及び,間接的関係を検討 するために, Amos5.0による共分散構造分析を実施した. まず,上司の社会的パワーが従業員の組織態度に与える影響についての 直接影響モデルの標準化係数を図4に示す.モデルの適合度は, GFI-0.90, AGFI-0.70, RMSEA-0.20であった.係数を見てみると,ハーシ ュ及びソフトのソーシャルパワーベースから組織態度に与える影響はどれ N-98 *p<.05 ; **p<.01 ; ***p<.001 図4 :上司の社会的パワーが部下の組織態度に与える影響についての分析フ レーム(直接影響モデル) HARSH-.19* SOFT.28* /fcJf^iHHS&rfflV^.｡rt***紅軍司 N-98 ★p<.05 ; …p<.oi ; ★★★p<.001 図5 :職場における上司の社会的パワーが部下に与える影響についての分析 結果(間接影響モデルの共分散構造分析)
も有意とならなかった.侮辱的管理から組織態度に与える影響はどちらも 有意に負の影響となっていることがわかる. また,組織コミットメント,職務満足の両方とも離職意図とは有意に負 の関係があることがわかる.なお,決定係数は,組織コミットメントが 0.21,職務満足が0.31,離職意図が0.15であった. 次に,上司の手続き的公正についての従業員の知覚変数を介した間接影 響モデルの標準化係数を図5に示す.モデルの適合度は, GFI-0.84, AGFI-0.68, RMSEA-0.19であった.係数を見てみると,全ての係数は 有意となっており,ハーシュパワーベースと侮辱的管理から手続き的公正 に向けられた係数は負の係数となっていることがわかる. さらに,ハーシュパワーベースよりも侮辱的管理の方が係数が大きいこ とから,侮辱的管理の方が手続き的公正の知覚に対して負の影響がより強 いことがわかる.さらに,手続き的公正は組織コミットメンL,職務満足 に対してかなり強い正の関係性があることから,手続き的公正の知覚が従 業員の職務態度に与える影響が大きいことがわかる.また,ハーシュ-辛 続き的公正知覚一組織コミットメントの間接効果 -0.19×0.46)は-0.09 であり,ハーシュ-手続き的公正知覚-職務態度の間接効果 -0.19×0.53) は-0.10である.ソフト-手続き的公正知覚一組織コミットメントの間接 効果(0.28×0.46)は0.13であり,ソフト-手続き的公正知覚-職務態度 の間接効果(0.28×0.53)は0.15である.侮辱的管理-手続き的公正知覚 一組織コミットメントの間接効果(-0.39×0.46)は-0.18であり,侮辱的 管理-手続き的公正知覚-職務態度の間接効果(-0.39×0.53)は-0.21で ある.決定係数は,手続き的公正の知覚が0.27,組織コミットメント.が 0.21,職務満足が0.28,離職意図が0.15であった. 5. 3.仮説の検討結果の要約 上述のような共分散構造分析の結果から,仮説1, 2, 3, 4について
は,仮説通りの傾向が認められるものの統計的には支持されなかった.す なわち,ハーシュパワーもソフトパワーも従業員の組織コミットメントお よび職務満足に統計的に有意な影響を与えていな亘 仮説5 , 6は統計的に支持された.すなわち,侮辱的管理は従業員の組 織コミットメントおよび職務満足に統計的に有意な負の影響を与えている ことが確認された.特に,侮辱的管理が組織コミットメントに相当に強い 負の影響 -0.44)を与えていることが注目される. 仮説7, 8は統計的に支持された.すなわち,従業員の組織コミットメ ントおよび職務満足は離職意図に対して統計的に有意な負の影響を与えて t沌(従業員の組織コミットメントおよび職務満足が高いと離職意図は低 い). 仮説9, 10, 11は統計的に支持された.すなわち,ハーシュパワーは, 上司の手続き的公正についての従業員の知覚に負の影響を与えており,そ れに対してソフトパワーは正の影響を与えている.侮辱的管理は上司の手 続き的公正についての従業員知覚に手続きかなり強い負の影響仁0.39) を与えている. 仮説12, 13は統計的に強く支持された.すなわち,上司の手続き的公正 についての従業員知覚が高いほど従業員の組織コミットメント(0.46)お よび職務満足(0.53)が有意に高くなることが確認された. 6.本研究の意義と今後の課題 本研究では職場上司のソーシャルパワーベース(SPB)としてのハーシ ュパワーベース及びソフトパワーベースが上司の手続き的公正についての 従業員知覚を媒介としてどのような影響を与えているかが検討された.早 はり上司がその地位や報酬決定力(人事考課)などに依存する,どちらか というと強制的で高圧的なハーシュパワーベースの使用は,上司の手続き 的公正についての知覚に負の影響を与え,一方,上司の専門性や情報力に
基づくソフトパワーベースの使用は部下による上司の手続き的公正知覚に 正の影響を与えていることが示唆された.上司の手続き的公正は,部下と の双方向コミュニケーションの良さ,上司による分け隔ての無t一貫した 手続きの採用,偏見のなさ,正確な情報に基づく判断,上司の倫理･道徳 性などから従業員が知覚するものである.本研究ではこうした手続き的公 正が従業員に知覚されていればハーシュパワーの負の影響も改善されるこ とが示唆された. 他方,侮辱的管理の悪影響は明白である.それは上司の手続き的公正に ついて従業員知覚および従業員の組織コミットメントに強い負の影響を与 えることが示唆された.侮辱的管理が行われるところでは手続き的公正知 覚は期待できないといってよいであろう. 職場での上司による侮辱的管理の問題の一つは,それが上述のような正 当なハーシュ及びソフトパワーベースの使用と同時に行われる点である. 正当な部下管理の合間に侮辱的管理が折り込まれることが多いことが問題 を複雑にしていると思われる.それだけに問題が表面化しにくい点も見逃 してほならないであろう.また,侮辱的管理行動は職場間の上司の相互交 読,職場内の同僚間のコミュニケーションなどが乏しい,閉鎖的な職場に おいて発生し易く,発見がより難しくなると考えられる.その意味では明 白なパワーハラスメントより質が憩いのである.いずれにせよ,本研究で も示唆されたように,侮辱的管理が従業員の組織コミットメントや職務満 足に対して重大な負の影響を与えていることを考えれば,企業としてはそ うした行為をいかに発見し,止めさせるかについてより真剣に検討しなけ ればならない重要な課題であることは間違いないであろう. ただし,性差の検定において,女性の方が男性と比べ侮辱的管理を受け ているとより感じやすい傾向が強いことが分かっている.また,上司の手 続き的公正についての知覚も女性の方がより低いことも示唆されている. ここには日本における伝統的な男社会的な職場環境の影響があるかもしれ
ない.この点についてはさらに検討が必要である. なお,上司の侮辱的管理行動についての知覚については,従業員のパー ソナリティ(特に神経症傾向)の影響も指摘されてt沌ので,それらの影 響を検討する必要がある. 最後に,この種の調査への被験者の回答には社会的望ましさのバイアス (本音と建前の違いや報復への恐怖)の影響が見られる可能性が高いと思 われる.そこ現職者と離職者(離職してそれほど時間が経過していないも の)の回答傾向の比較を行うことが必要であると考えている.筆者は続稿 において,従業員のパーソナリティ(特に神経症傾向)の影響と現職者と 離職者の回答傾向の差について追加的に検討する. また,職場の上司のパワー行使とそれが従業員に与える影響関係につい ては,国,地域,人種などによる社会文化的背景の相違がそれに重要な影 響を与える可能性も存在するので,国際的比較研究が望まれることも指摘 しておきたい. 付録1 SPB尺度項目
出所: Raven, Schwarzwald and Kloslowsky (1998)による対人パワー･イ ンベントリ(interpersonal power inventory/IPI)尺度を筆者が和訳して 若干の修正を加えて使用した.回答には7件法を剛､た. (1.全く理由 にならな0-7.非常に理由になる) <状況説明文> ｢上司はしばしば部下に対して,いつもと少し違ったやり方で仕事を運 行するよう要求します.時には部下はそれに抵抗するか,または,上司の 指示通りに仕事を運行しません.そうでない場合には,部下は上司の指示 通りに仕事を遂行します. 本調査では,我々は部下が上司の要求に従う状況を想定しています. それでは,今,あなたが何らかの職務の運行を監督されているという状 況を想定してください.上司があなたにこれまでと少し違うやり方で仕事
をするように指示したとしましょう.あなたは,最初は抵抗感を持ちまし たが,結局,指示された通りに仕事を運行しました.以下の質問項目にあ るように,あなたが何故そうしたかについての理由がたくさん考えられま す. あなたが監督されているという状況を考えながら,各質問項目を注意深 く読んでください.あなたが上司の指示に従う理由として各項目がどの程 度妥当するか,一番当てはまるものに(非常に理由になる-どちらでもな い-全く理由にならない) ○を付けてください.｣ <質問項目> 1.上司からいい評価をうけると給料が上がるかもしれないと思ったから. 2.結局のところ,上司に従ったまでだ. 3.上司が恐らくその仕事の一番いいやり方を知っていたと思ったから. 4.指摘されたとき,その変更が必要であったと理解できたから. 5.上司を尊敬していたので反対はしたくなかったから. 6.上司が好きであったし,その上司に認められることが大事であったか ら. 7.そうすることによって,私が過去に引き起こした問題を埋め合わせる ことができるかもしれないと思ったから. 8.私が過去に受けた恩義を考えると,従わざるを得ないと感じたから. 9.上司に従わなければ私にとって不都合な状況になるから. 10.上司が共鳴できる人だったから. ll.私がそうしなければ,上司の仕事がもっときつくなると思われたから. 12.上司が私のことを悪く評価することが怖かったから. 13.上司は恐らく私よりも仕事について知っていると思ったから. 14.指示に従えげ,過去にうまくやれなかったことを埋め合わせることが できると思ったから. 15.上司が私に特別な利益をもたらせるかもしれないと思ったから. 16.上司は私が要求通りにしなかったら,冷たくよそよそしい態度をとっ たかもしれないから. 17.上司は私が仕事のやり方を変えるべききちんとした理由を示したから. 18.上司がこの件について本当に私の助けが必要だったと理解したから. 19.上司は私に上司のやり方で仕事を遅行することを要求する権利を持っ ていると思ったから.
20.上司は私が要求どおりに仕事をしたときに,私をより高く評価すると 感じさせたから. 21.私はいくつか失敗をおかしてきて,上司に対して負い目を感じていた から. 22.上司はもし私が従わなかったら,昇進をより難しくすることが出来る と思われたから. 23.上司は以前,私が要求したことを叶えてくれたから. 24.上司の要求通りにしたら,個人的に認められると思ったから. 25.部下として,私は上司の指示通りに行う義務があったから. 26.上司を尊敬し,普段から私の仕事の模範としていたから. 27.上司の今回の指示が私の昇進につながると思われたから. 28.上司は恐らくこの件に関して私よりも専門的知識を持っていただろう から. 29.上司はもし私が従わなかったら,昇給をより難しくすることが出来る と思われたから. 30.上司が職場の人々からの援助や協力を必要としていることがよく理解 できたから. 31.私は指示通りの変更が適切である理由が理解できたから. 32.上司は以前私の思い通りにさせてくれたので,今回は従わざるを得な いと感じたから. 33.上司の機嫌を損ねれば,私の立場がわるくなることがわかっていたか ら. 付録2 手続き的公正尺度項目 出所: Colquitt (2001)による7項目の手続き的公正尺度を筆者が和訳 し若干の修正を加えて使用した.回答には7件法を用いた. (1.全くそ うでない-7.非常にそうである) <質問項目> 1.上司によるあなたの人事考課の際,あなたは意見や感情を伝えること ができましたか7 2.上司によるあなたの人事考課に対して,あなたは影響力を持つことが できましたか7 3.上司によるあなたの人事考課は他者と分け隔てなくなされていました か7
4.上司によるあなたの人事考課は上司の偏見なしに行われましたか7 5.上司によるあなたの人事考課は正確な情報に基づいていましたか? 6.上司によるあなたの人事考課の際,あなたは自己アピールできました か? 7.上司によるあなたの人事考課は倫理的,道徳的基準を尊重しながら行 われましたか? 参考文献
Colquitt, J.A.(2001), "On the Dimensionality of Organizational Justice: A Construct Validation of a Measure , Journal of Applied Psychology, Vol.86, No.3, pp.386-400.
Duffy, M.K., Ganster, D.C., & Pagon, M.(2002), HSocial Undermining in the workplace", Academy of Management Journal, Vol.45, pp.33 1-35 1.
Folger, R., & Konovsky, M.A. (1989), "Effects of Procedural and Distributive Justice on Reactions to Pay Raise Decisions Academy of Management Journal, Vol.32, pp.1 15-130.
French, J., & Raven, B.H.(1959), "The Bases of Social Power", In D.Cartwnght(Ed.), Studies in Social Power, Ann Arbor, MI: Institute for Social Research, pp.150-167.
Greenberg, J.(1990), Organizational Justice: Yesterday, Today, and Tomorrow Journal of Management, Vol. 16, pp.399-432.
Hinkin, T.R., & Schnesheim, C.A.(1989), "Development and Application of New Scales to Measure the French and Raven(1959) Bases of Social Power , Journal of Applied Psychology, Vol.74, pp.56 1 -567.
井出白(2004) ｢仕事への動機付け｣,外島祐･田中堅一郎縮, 『産業･組織心 理学エッセンシャルズ』,ナカニシャ出版, l-30頁.
諸上詩帆(2009) ｢職場における上司の社会的パワーが従業員に与える影響に 関する産業･組織心理学的分析フレームの構築に向けて｣, 『横浜商大論集』,第 42巻,第2号, 114-131頁.
Mossholder, k., Bennett, N., & Martin, C.L.(1998), A Multilevel Analysis of Procedural Justice Context , Journal of Social Issue, Vol.46, pp. 131-141.
Mowday, T.R., Steers, M.R., & Porter, W.L.(1979), "The Measurement of Organizational Commitment", Journal of Vocational Behavior, Vol. 14, pp.224-247.
Poon, M.L.(2004), "Effects of Performance Appraisal Politics on Job Satisfaction and Turnover Intention , Personnel Review, Vol.33, No.3, pp.322-334.
Raven, B.H.(1965), "Social influence and power. In I.D.Sterner & M.Fishbem(Eds.), Current Studies in Social Psychology. New York, NY: Holt, Rinehart, & Wmnston, pp.371-381.
Raven, B.H.( 1 992), "A power/interaction model of interpersonal influence:French and Raven thirty years later", Journal of Social Behavior and Personality, Vol.7, pp.217-244.
Raven, B.H.(1993), "The bases of power: Origins and recent developments", Journal of Social Issues, Vol.49, No.4, pp.227-25 1.
Raven, B.H., Schwarzwald, J., & Koslowsky, M.(1998), "Conceptualizing and Measuring a Power/Interaction Model of Interpersonal Influence", Journal of Applied Psychology, Vol.28, No.4, pp.307-332.
SchwarzwaldJ., Koslowsky, M. & Agassi, V.(2001), "Captain's Leadership Type and Poloce Officers'Compliance to Power Bases", European Journal of Work and
Organizational Psychology, Vol. 1 0, No.3 , pp.273-290.
Robbins, S.P･(1998), "Organizational Behavior: Concepts, Controversies, and Applications", Prentice Hall, Englewood Cliffs, NJ.
田中堅一郎(2006) ｢荒廃する職場の犠牲者-職場の迫害,職場いじめに関す る心理学的研究の展望-｣, 『日本大学大学院総合社会情報研究科紀要』,第7巻,
1-12貢.
Tepper, J.(2000), "Consequences of Abusive Supervision", Academy of Management Journal, Vol.43, pp.178-190.
Tepper, J., Duffy, M.K., Hoobler, J., & Ensley, M.D. (2004), "Moderators of the relationships between coworkers'organizational citizenship behavior and fellow employees'attitudes", Journal of Applied Psychology, Vol.89, pp.455-465.
Yukl, G., & Falbe, CM.(1991), "Importance of Different Power Sources in Downward and Lateral Relations", Journal of Applied Psychology, Vol.76, pp.41 6-423.
Weis,H,, Davis.R., England,G., & Lofquit,L. (1967), Manual for the Minnesota satisfaction questionnaire. Industrial Relations Center, University of Minnesota.
