青年期において自立と依存のバランスが援助要請に及ぼす影響
1), 2)
池 田 亜 紗
磯 崎 三 喜 年
国際基督教大学大学院アーツ・サイエンス研究科 国際基督教大学 本研究では，大学生を対象に，対人関係プロフィールテストの日本語版を作成し，過度に依存に偏る過 剰依存，過度に自立にこだわる分離，自立と依存のバランスがとれたヘルシー・ディペンデンシー（healthy dependency，以下HDとする）の3つの下位尺度と，援助要請行動および援助要請スタイルとの関連を検 討した。HDは援助要請行動と正の，分離は援助要請行動と負の関連を示した。過剰依存は援助要請過剰型 と正の関連，分離は援助要請過剰型と負の，援助要請回避型および援助要請自立型と正の関連，HDは援助 要請過剰型および援助要請自立型と正の，援助要請回避型と負の関連を示した。また，HDは援助要請行動 を媒介して適応感を高めるという仮説モデルの検討も行ったが，媒介効果は示されず，HDから適応感への 直接効果のみ示された。HD独自の効果が適応感を予測することが示唆された。 キーワード：自立と依存のバランス，ヘルシー・ディペンデンシー，援助要請，援助要請スタイル， 青年期問題と目的
援助要請とは，「他者に援助を求める行動全般 をさし，問題やストレスを抱えた際に，理解・助 言・情報・治療・その他全般の援助を得るために 他者に働きかけること」と定義される（Rickwood, Deane, Wilson, & Ciarrochi, 2005）。適 切 な 援 助 要請を行うことは，人生に起こる様々な問題への 重 要 な コ ー ピ ン グ の 一 つ で あ り（Fallon & Bowles, 1999），個人の適応にとっても望ましい とされている（Rickwood et al., 2005）。しかし， 大学や学校などにおいて学生や生徒が援助を求め ない，学生相談などに相談しないという現状があ り（木村，2017），どうすれば援助要請を促進で きるかは依然として重要な課題となっている。 これまでの研究から援助要請行動を促進・抑制 する様々な要因が明らかにされてきた。主要なも のとして，性別，年齢，教育などのデモグラフィッ ク変数，自尊心や帰属スタイルなどのパーソナリ ティ変数，ソーシャルサポートなどのネットワー ク変数などがあげられる（水野・石隈，1999）。 その中でも，青年期の特徴として，問題を自分で 解決したい，もしくは解決すべきだという信念が， 援助要請行動を阻害する要因として強い影響力を 持 つ こ と が 指 摘 さ れ て い る（Wilson & Deane, 2012; Wilson, Rickwood, Bushnell, Caputi, &Thomas, 2011）。その背景に，他者に援助を求め
ることは，他者への依存としてみなされ，自律
1）本研究の一部は，日本心理学会第82回大会において
発表された。
2）本 研 究 の 実 施 に 際 し，邦 訳 の 許 可 を 下 さ っ た Professor Robert F. Bornstein（Adelphi University）， 本論文の執筆にあたり貴重なご助言を下さった査読 者の先生方，喜入暁先生（大阪経済法科大学），松 本昇先生（信州大学），調査実施にご協力いただい た先生方，調査に参加してくださった方々に厚くお 礼申し上げます。 DOI: http://doi.org/10.2132/personality.30.1.3 J-STAGE First published online: April 26, 2021
的・自立的でありたいという欲求と葛藤すること があげられる（Nadler, 1997; Wilson et al., 2011）。 特に青年期は依存から自立に向かう発達的な時期 であり，自立への強いこだわりが，悩みが深刻な 場合であっても周囲に助けを求めることの障壁と な っ て し ま う（Wilson et al., 2011）。一 方 で， 自立とは一人で何でもできることではなく，必 要な時に人に頼れることだという認識を持つこと の重要性が指摘されている（Wilson, Rickwood,
Ciarrochi, & Deane, 2002）。すなわち，自立と依
存を上手に両立させることが，援助要請行動を促 進するうえで重要な役割を果たすと考えられる。 そこで本研究は，援助要請行動に影響する要因と して，自立と依存のバランス3)に着目する。 自立と依存の関係については，これまで依存 的パーソナリティに見られるような，他者への 過 度 な 依 存 の 問 題 に 焦 点 が 当 て ら れ て き た （Bornstein, 1992）。しかし，依存そのものは人間 にとって必要なものであり，依存を否定したり， 自立にこだわりすぎることは，むしろ他者と親密 な関係を築けない，他者に頼ることができないと いう分離（detachment）につながることが指摘さ れている（Birtchnell, 1987）。このような背景から，
Bornstein & Languirand （2003）は，適応的な依
存の在り方，すなわち自立と依存のバランスが取 れた状態をヘルシー・ディペンデンシー（healthy dependency，以下HDとする）として概念化した。 HDは「親密さと自律性を両立させ，自分を保ち ながら他者に頼ることができ，また必要に応じて やましさなどを感じることなく他者に助けを求める
ことができること」（Bornstein & Languirand, 2003） と定義される。HDは，心理的ウェルビーイング を始めとするポジティブな特性と関連することや （Bornstein et al., 2003; Haggerty, Blake, & Siefert,
2010），高齢期においても援助要請を可能にする ことで心身の健康を高めることが示されている （Fiori, Consedine, & Magai, 2008）。
自立と依存のバランスは自己報告式の対人関係プ ロフィールテスト（the Relationship Profile Test; Bornstein & Languirand, 2003，以下RPTとする）に よって測定される4)。RPTは，過剰依存（destructive
overdependence），分離（dysfunctional detachment）5)，
HDの3つの下位尺度で構成される。これらの 3概念は，自己と他者に関する認知，社会的接触 への情緒的反応，親和や分離への動機，他者との 近接・距離を得るための行動の4つの側面に次の ような異なる特徴があるとされる（Supplementary Material Table 1）。過剰依存は，自己を弱く無力 な存在とみなし，自律的に動くことに不安を感 じ，世話や支えを提供してくれる他者とのつなが りを強めようとする傾向を指す。分離は，他者に 対して不信感を抱き，自分で状況をコントロール 3）「じりつ」には，自分のことを自分でするという意 味と（自立，independence），他者にコントールさ れないという意味がある（自律，autonomy）。先行 研 究 （Wilson & Deane, 2012; Wilson et al., 2011）
では，援助要請に関わるものとしてindependence とautonomy どちらにも言及している。本研究にお いても，その両方を含めて論を進めるが，「自立と 依存のバランス」に言及する際の「じりつ」には， 便宜上「自立」の字をあてることとする。 4） Bornstein（1998）では，「依存（dependency）の反 対はindependence ではない」とし，independence は他者との親和や他者からの影響を望まないのに対 し，autonomyにはそのような含意はなく，安定的 で主体的（self-directed） な状態であると述べられて い る。そ の 後，依 存 と 自 立 の 概 念 が 整 理 さ れ， Bornstein, Geiselman, Eisenhart, & Languirand （2002）で は，「依 存 の 反 対 は 分 離（dysfunctional detachment）であるということに，臨床家の間で合 意に至った」と述べられている。そして，これまで ネガティブな特性として扱われてきた依存を「過剰 依存」，依存を否定し，他者とのつながりを築けな いことを「分離」，そして自立を前提としながらも 他者に頼ったり，親密な関係を築けることを「HD」 という3つの概念に整理した。RPTはこうした経緯 のもと開発された。 5）ここでいう「分離」は，先述の分離とほぼ同義であ るが，これ以降「分離」と表記されるものは，すべ て Bornstein et al. （2003）の dysfunctional deta-chmentを指す。
できないことや，他者から影響を受けることに不 安を感じ，過度に自律的にふるまう傾向を指す。 そしてHDは，他者への信頼感と自分への自信を 持ち，安心して他者と親密な関係を築き，自立 性・自律性を保ちながら状況に適した援助を求め る傾向を指す6)。3下位尺度の関係については， 過剰依存とHD，分離とHDの間に負の相関が示 されている（Bornstein et al., 2003）。RPTと援助 要請行動の関連はこれまで検討されていないが， 上記の定義から，下位尺度ごとに関連は異なり， とりわけ自立と依存のバランスがとれたHDは援 助要請行動と関連すると考えられる。 援助要請の量と質 援助要請行動を促進することは，問題解決や コーピングに重要であるが，援助要請行動は必ず しも多ければよいわけではなく，近年どのように 援助要請するのかという質にも注目が集まってい る。援助要請の質については，特に学業場面にお いて，自助努力をせずに答えだけを聞くような援 助要請は本人の学びにとってもプラスにならない ことから，ヒントや説明を求める自律的援助要請 と，答えや解決を求める依存的援助要請が区別さ れてきた（瀬尾，2007）。こうした視点は，一般 的な悩みの相談においても言えることであり，む やみに援助要請することで，自律性が損なわれた り，他者からの否定的対応を受けるかもしれない （永井，2017）。永井（2013）によれば，援助要 請スタイルは，自身での問題解決を試み，どうし ても解決が困難な場合に援助を要請する援助要請 自立型，問題が深刻でなく，本来なら自分自身で 取り組むことが可能でも安易に援助を要請する援 助要請過剰型，問題の程度にかかわらず一貫して 援助を要請しない援助要請回避型の3つのスタイ ルに分類される。適応的な援助要請のあり方を考 えるうえでは，この援助要請の質を考慮する必要 がある。 本研究の目的 以上をふまえ，本研究では，まずRPT日本語 版を作成し，日本人大学生のデータでも過剰依 存，分離，HDの3因子が抽出できるかどうかを 確認したうえで，RPTの下位尺度それぞれが援助 要請行動および援助要請スタイルとどのように関 連するかを検討する。まず，RPT下位尺度と援助 要請行動との関連について，過剰依存は他者への しがみつき行動や無力な自己呈示を特徴とするた め，援助要請行動と正の関連がある（仮説1-1）， 分離は社会的回避や自律的な自己呈示を特徴とす るため，援助要請行動と負の関連がある（仮説 1-2），そしてHDは自律性を前提とした援助要請 を特徴とするため，援助要請行動と正の関連があ ると予測した（仮説1-3）。次に，RPT下位尺度 と援助要請スタイルの関連について，過剰依存は 無力な自己観や，自律的に動くことへの不安を特 徴とするため，安易に援助を要請する援助要請過 剰型と正の関連があると予測した（仮説2-1）。分 離は，他者への不信感や，他者から影響されるこ とへの不安を特徴とするため，援助要請回避型と 正の関連があると予測した（仮説2-2）。HDは， 他者への信頼感と自分への自信，また安心して他 者と親密になれることを特徴とするため，解決が 困難な場合に援助を要請する援助要請自立型と正 の関連があると予測した（仮説2-3）。 なお，先行研究では，HDは援助要請行動を可 能にすることで，高い人生満足度や幸福感などポ ジティブなアウトカムと関連するとされている （Bornstein et al., 2003; Bornstein & Huprich, 2006;
Haggerty et al., 2010）。本研究では，ポジティブ なアウトカムとして適応感を取りあげ，HDが援 6） HDと似ている概念として安定した愛着があげられ るが，両者は以下の点において区別される。第一に， 愛着が自他の相互作用に関する内的作業モデルに基 づくものであるのに対し，HDは長期的な支援関係 を築くことを可能にする一連の動機と情緒的反応に 基づくものである。第二に，愛着がある程度の一貫 性を持つと想定されるのに対し，HDは，相手や文 脈によってより多様に表出されうると想定されてい る（Bornstein, 1998; Bornstein et al., 2002, 2003）。
助要請行動を可能にすることで適応感を高めるか どうかについても検討する。上記の先行研究をも とに，次の仮説を立てた。HDは援助要請行動を 媒介して適応感を高める（仮説3）。Figure 1に仮 説3を表す仮説モデルを示した。
方
法
調査手続きと調査対象 調査は，私立大学4校と国立大学1校の大学生 計260名を対象に実施された。質問紙の表紙には， 匿名性が保証されること，回答が任意であり，協 力しないことによる不利益は一切ないことが明記 され，口頭によっても説明された。すべての項目 に回答しなかった参加者3名を除外した 257名 （男性101名，女性156名：Mage=19.95, SD=1.72） を分析対象とした。 質問紙の構成 対人関係プロフィールテスト RPT（Bornstein & Languirand, 2003）を日本語訳したものを用い た。過剰依存（10項目；e.g., 「他の人は，私より も自信があるように見える」），分離（10項目； e.g., 「他の人は，私に求めすぎだと思う」），HD （10項目；e.g., 「私は，ほとんどの人は基本的に 良い人で，善意の人だと思う」）の3つの下位尺 度で構成される。RPTは，先行研究では特定の相 手を想定せずに用いられており，本研究でも同様 の手続きをとった。日本語訳については，原著者 の承認を得たうえで第一著者が原案を作成した。 その後，日英両言語に通じた研究者複数名との合 議により修正・加筆を繰り返した。また，専門家 に依頼してバックトランスレーションを行い，日 本語と英語の表現に齟齬がないことを確認した（Supplementary Material Table 2）。各項目につい
て，「1：全くあてはまらない」から「5：非常に よくあてはまる」の5件法で回答を求めた。 援助要請行動 木村・水野（2004）による大学 生の主要な悩み6項目（「対人関係」「恋愛・異性」 「性格外見」「健康」「卒業後の進路や将来」「学力・ 能力」）を提示し，重要度の高い項目に3番目ま で回答を求めた。それぞれの項目について，「こ のことで悩んだ場合に，ふだんどのくらい誰かに 相談したり，意見を求めたりしますか」と尋ね， 教員，先輩，友人，家族，学内のサポート機関の それぞれに対し，「1：全くしない」から「7：非 常によくする」の7件法で回答を求めた。なお， 木村・水野（2004）が指摘するように，大学生が 援助を必要とする場合，学生相談などのフォーマ ルなもの，友人などのインフォーマルなものを含 め，多くの援助者が選択肢として考えられる。そ こで，本研究では複数の援助要請対象を設定し た。 援助要請スタイル 援助要請スタイル尺度（永 井，2013）を用いた。援助要請自立型（4項目）， 援助要請過剰型（4項目），援助要請回避型（4項 目）の3つの下位尺度で構成される。永井（2013） は援助要請相手を友人に限定しているが，本研究 は全般的な援助要請の傾向に着目するため，「何 か悩みをかかえたりしたとき，あなたは友だちに 悩みを相談しますか？」という教示の「友だち」 を「誰か」に書き換えたうえで使用した。各項目 について，「1: 全くあてはまらない」から「7: よ くあてはまる」の7件法で回答を求めた。 適応感 青年用適応感尺度（大久保，2005）を 用いた。居心地の良さの感覚（11項目），課題・ 目的の存在（7項目），被信頼・受容感（6項目）， 劣等感の無さ（6項目）の4因子で構成される。 各項目について，「1: 全くあてはまらない」から 「5: 非常によくあてはまる」の5件法で回答を求 めた。 Figure 1 適応感に影響を及ぼすHDと援助要請行動の 媒介効果の仮説モデル
結
果
分析 欠損値を含むデータをリストワイズする と，約1割のデータが失われる。そこで，記述統 計を除く以降の分析では，完全情報最尤法による 構造方程式モデリング（以下，SEMとする）に よって潜在変数間の関連を検証した。分析にはR Version 3.6.3を使用した。 RPT の因子分析 原尺度と同様の3因子構造が得られるかを確認 するため，RPTを構成する30項目に対し，完全 情報最尤法による確認的因子分析を行った。その 結 果，モ デ ル 適 合 度 は 低 か っ た（χ（2 402）= 983.253, p<.001, χ2/df=2.445; CFI=.665; RMSEA= .075; SRMR=.093）。そこで，最尤法プロマック ス回転の探索的因子分析を行った。いずれの因子 に対しても因子負荷量が.35以下の項目，および 複数の因子に.35以上の因子負荷量を示した項目 を削除し，分析を繰り返した結果，最終的に25 項目による3因子が抽出された（Supplementary Material Table 2）。25項目で再度，完全情報最尤 法による確認的因子分析を行ったところ，モデル 適合度は改善したものの十分な値とは言えなかっ た （χ（2 272）=638.106, p<.001, χ2/df=2.446; CFI= .743; RMSEA=.072; SRMR=.085）。しかし，多く の観測変数を含むモデルの評価について，豊田 （2002）はRMSEAなどの1自由度あたりの適合 の指標を参照することを推奨している。RMSEA は.08以下，SRMRは.10以下であれば許容される 値 と さ れ（Schweizer, 2010），本 研 究 のRMSEA とSRMRはおおむね許容できる値である。また， 本研究のCFIは高い値ではないが，原尺度では確 認的因子分析が実施されていないためCFIの比較 ができない。さらに各下位尺度のα係数とIT相 関を算出したところ，先行研究（Bornstein et al., 2003）において基準とされているα係数.60以上 Table 2 各変数の相関係数 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 1. 過剰依存 .06 −.03 .15* .04 −.15 −.15 −.05 .03 −.08 −.16* −.40** 2. 分離 — −.40** −.29** .44** .22* −.25* −.44** −.44** −.28** −.36** −.29** 3. HD — .46** −.52** .25** .53** .67** .65** .55** .56** .25** 4. 援助要請過剰型 — −.50** −.15 .39** .24** .23** .25** .22** −.03 5. 援助要請回避型 — .01 −.41** −.32** −.28** −.31** −.27** −.29** 6. 援助要請自立型 — .36** .23** .21** .32** .12 .09 7. 援助要請行動 — .36** .30** .40** .36** .07 8. 適応感 — — — — — 9. 居心地の良さの感覚 — .76** .80** .56** 10. 課題・目的の存在 — .69** .42** 11. 被信頼・受容感 — .50** 12. 劣等感の無さ — Note. *p<.05, **p<.01. HD = ヘルシー・ディペンデンシー。 Table 1 各変数の記述統計量と信頼性係数 N M SD 得点範囲 α 過剰依存 254 30.85 6.13 14–44 .80 分離 254 22.78 4.36 10–34 .66 HD 251 28.76 5.66 13–45 .75 援助要請過剰型 254 14.28 6.56 4–28 .92 援助要請回避型 254 11.58 5.75 4–28 .87 援助要請自立型 256 18.60 4.38 4–28 .71 援助要請行動 252 49.18 15.50 15–90 .82 適応感 244 102.99 20.21 32–144 .95 居心地の良さの感覚 249 38.60 9.07 12–55 .94 課題・目的の存在 254 25.74 5.57 7–35 .89 被信頼・受容感 257 17.84 4.50 6–28 .88 劣等感の無さ 252 20.87 4.80 6–30 .81 Note. HD=ヘルシー・ディペンデンシー。およびIT相関.30以上を満たしており（Table 1,
Supplementary Material Table 2），十分な内的一
貫性を持つことが確認された。そこで本研究にお いては25項目3因子でこれ以降の分析を行っ た7）。 各変数の記述統計 各変数の記述統計量と信頼性係数をTable 1に 示す。RPTと援助要請スタイルは，各下位尺度の 項目への回答の合計点を算出した。援助要請行動 は，3つの悩み項目について，それぞれ5種類の 援助要請相手に対する援助要請行動の得点をすべ て合計した。適応感は，全体の合計得点を適応感 得点とし，下位尺度ごとの得点も算出した。 各変数間の相関 仮説1と仮説2を検証するため，SEMによって 潜在変数間の相関係数を算出した（Table 2）。こ れ以降の結果の変数名はすべてSEMによって抽 出された潜在因子を指す。RPT下位因子につい て，分離とHDの間に負の相関が示された。過剰 依存とHD，過剰依存と分離の間には有意な相関 は見られなかった。RPTと援助要請行動について は，分離と援助要請行動の間に負の，HDと援助 要請行動の間に正の相関が示された。過剰依存と 援助要請行動の間には有意な相関が示されなかっ た。RPTと援助要請スタイルについては，過剰依 存と援助要請過剰型の間に正の相関が示された。 分離と援助要請過剰型の間に負の，分離と援助要 請回避型および援助要請自立型の間に正の相関が 示された。HDと援助要請過剰型および援助要請 自立型の間に正の，HDと援助要請回避型の間に 負の相関が示された。 また，分離は適応感全体およびどの下位因子と も負の，HDは適応感全体およびどの下位因子と も正の相関を示した。過剰依存は「被信頼・受容 感」「劣等感の無さ」とのみ負の相関を示した。 さらに，援助要請行動は，適応感全体および「居 心地の良さの感覚」「課題・目的の存在」「被信 頼・受容感」との間に正の相関を示した。 RPT 下位尺度と援助要請行動および援助要請スタ イルの関連 仮説に含めなかった変数間にも相関が見られた ことから，援助要請行動および援助要請スタイル に対するRPT各下位因子の独自の効果を明らか にするため，SEMの重回帰モデルによる検討を 行った（Table 3）。援助要請過剰型に対しては， 過剰依存とHDから正のパス，援助要請回避型に 対しては，分離から正の，HDから負のパス，そ して援助要請自立型に対しては，分離とHDから 正のパスが有意であった。援助要請行動に対して は，HDからの正のパスのみが有意であった。 HD と適応感の関係における援助要請行動の媒介 効果 HDと適応感の関係における援助要請行動の媒 介効果を検討するため，SEMによって，HDを説 明変数，援助要請行動を媒介変数，適応感全体お よび適応感の各下位因子を目的変数とした媒介分 析をそれぞれ行った（Table 4）。適応感の尺度全 体と各下位尺度のいずれを用いた場合も，媒介変 数を含めない場合のHDから適応感への効果は有 意であったが，HDを統制すると，援助要請行動 は適応感を予測せず，HDから援助要請行動を媒 介した適応感への間接効果は有意とならなかっ た。 Table 3 援助要請スタイルおよび援助要請行動を目的 変数とした重回帰分析におけるRPTの標準偏 回帰係数 援助要請スタイル 援助要請 行動 過剰型 回避型 自立型 過剰依存 .17* .01 −.15 −.13 分離 −.14 .28** .38** −.04 HD .40** −.41** .41** .50** 説明率（R2） .25 .33 .21 .29 Note. *p<.05, **p<.01. HD = ヘルシー・ディペンデンシー。 7）項目の削除については原著者に許可を得ている。
考
察
本研究では，RPT尺度の日本語版を作成し，過 剰依存（依存しすぎること），分離（自立にこだ わること），HD（自立と依存のバランスが取れ た状態）の3つの下位尺度と，援助要請行動およ び援助要請スタイルとの関連を検討した。 以下では，相関分析の結果をもとに仮説の検証 を行う。また，重回帰モデルによって示された， 援助要請行動および援助要請スタイルに対する RPT下位尺度の独自の効果についても合わせて 考察する。第一に，RPT下位尺度と援助要請行動 の関連について，HDは援助要請行動と正の関連， 分離は援助要請行動と負の関連を示したが，過剰 依存と援助要請行動の間には有意な関係は示され ず，むしろ負の方向を向いていた。したがって仮 説1-1は支持されず，1-2と1-3は支持された。過 剰依存を構成する項目には「批判されるとすぐに 傷つく」「人間関係が永久に傷ついてしまうかも しれないと心配になる」といったように他者から の否定的評価懸念や，関係破綻への不安に関する 項目が含まれる（Bornstein & Languirand, 2003）。 過剰依存の傾向が高い人は，実際に他者に依存す る場合と，他者に頼りたい思いがありながら，相 手にどう思われるかを気にして援助要請を控える 場合があると想定され，そのために関連が示され なかった可能性もある。今後は，過剰依存の複雑 性をふまえた検討が必要である。なお，重回帰モ デルでは，HDのみが援助要請行動を予測し，分 離の効果は消失した。このことから，HDは援助 要請行動に対して大きな影響力を及ぼすが，分離 の影響は相対的には大きくないと考えられる。 第二に，RPT下位尺度と援助要請スタイルの関 連については，過剰依存は援助要請過剰型と正 の，分離は援助要請回避型と正の，HDは援助要 請自立型と正の関連を示し，仮説2-1, 2-2, 2-3は 支持された。さらに，分離は援助要請過剰型と負 の，HDは援助要請回避型と負の関連を示した。 これらは，分離の特徴である自立への強いこだわ りと，HDの特徴である適度な自立と依存への志 向を反映していると考えられる。加えて，分離は 援助要請自立型と正の，HDは援助要請過剰型と 正の関連も示した。分離の傾向が強くても自立的 な援助要請をする可能性や，HDの傾向が高いと 過剰な援助要請をする可能性があると考えられ る。なお，これらの結果から日本語版RPTの構 成概念妥当性が一部示されたと言えるが，本尺度 の妥当性はさらなる検討が必要である。また，重 回帰モデルでは，援助要請過剰型と分離の負の関 連は有意とならなかったが，相関分析の結果と同 Table 4 Figure 1に示した媒介モデルにおける各係数とSE，および各モデルの決定係数 目的変数 直接効果 HDa) 援助要請行動b) 間接効果c) β b SE β b SE b p値 R2d) 適応感（合計） (.66**).65** (1.24)1.17 .26 .01 0.01 .08 0.01 .90 .41 居心地の良さの感覚 (.65**).68** (1.27)1.26 .27 −.06 −0.07 .08 −0.06 .44 .43 課題・目的の存在 (.53**).45** (1.01)0.81 .21 .16 0.17 .09 0.15 .07 .30 被信頼・受容感 (.55**).50** (1.23)1.06 .26 .10 0.12 .10 0.11 .24 .31 劣等感の無さ (.26**).30** (0.41)0.46 .17 −.09 −0.08 .08 −0.07 .33 .07 Note. **p<.01. HD = ヘルシー・ディペンデンシー。 a) 媒介変数である援助要請行動を投入した場合のHDから各目的変数への偏回帰係数および標準偏回帰係数。括弧内は，媒介変数 である援助要請行動を投入する前の値。 b) HDを統制した援助要請行動から各目的変数への偏回帰係数および標準偏回帰係数。 c)援助要請行動を媒介したHDから各目的変数への間接効果。b HD→援助要請行動=0.88–0.90 (SE=.23–.24, β=.52–.53, ps<.01）。 d) HDと援助要請行動を説明変数とした場合の各目的変数に対する決定係数。様の関連が示され，相関による仮説検証を補完す る結果となった。また，HDはいずれの援助要請 スタイルに対しても相対的に強い効果を及ぼして いた。 以上の結果から，RPT下位尺度が援助要請の量 と質いずれにおいても影響を及ぼしていることが 明らかになった。HDの傾向が高い人は，自分で 解決を試みてから援助を要請することも，簡単な ことで援助を要請することも多く，援助要請行動 を積極的に行うことが示唆された。分離の傾向が 高い人は，援助要請を回避することが多い一方 で，解決が困難な場合には援助を要請することも 多いこと，ただし，HDの傾向が高い人に比べる と，実際の援助要請行動は抑制されやすく，問題 を一人で抱える可能性もあることが示唆された。 過剰依存の傾向が高い人は，簡単なことで援助を 要請し，自助努力はあまりしないこと，ただし， 他者からの評価や関係破綻を懸念して，実際には 援助要請行動を控える可能性もあることが示唆さ れた。 第三に，HDと適応感の関係における援助要請 行動の有意な媒介効果は示されず，仮説3は支持 されなかった。HDと援助要請行動は，ともに適 応感との間に正の相関を示したが，媒介分析にお いてはHDのみが適応感に影響を及ぼしており， HDを統制すると援助要請行動は適応感を予測し なかった。この結果から，援助要請行動と適応感 の関連は，援助要請行動とHDの共分散成分によ るものであったと考えられる。また，HDが援助 要請行動を媒介して適応感を高めるのではなく， 援助要請行動とは独立したHDの特性，すなわち 他者への信頼感と自分への自信を持ち，自律・自 立性を保ちながら他者と親密な関係を維持できる ことが適応感を高めていることが示唆された。こ れらの特性は，HDの行動的側面とは別の，HD の 認 知・情 緒・動 機 的 側 面 で あ る と 考 え ら れ
（Supplementary Material Table 1），理論的にも解
釈可能である。したがって，仮説は支持されな かったものの，HDと適応感の関連メカニズムを 一部示すことができたと言える。 なお，先行研究で示されている過剰依存とHD の間の負の相関は，本研究では示されなかった。 RPTで扱っている過剰依存は，日本では必ずしも 米国の先行研究と同じように否定的な意味を持つ わけではないのかもしれない。西洋文化では，自 立が重んじられ，依存を望ましくないものとして みなす傾向がある一方で，日本では「甘え」に見 られるような，親しい関係性においてある種の依 存が許容される側面があることも議論されている （Behrens, 2004）。一方で，過剰依存と「被信頼・ 受容感」「劣等感の無さ」の間には負の相関が示 されており，適応感の低さとは一部関連が見られ た。RPTの過剰依存が日本において持つ意味につ いては，今後検討を重ねる必要がある。また，分 離は適応感と負の，HDは適応感と正の関連が見 られ，いずれも先行研究と同様の結果であった （Bornstein et al., 2003）。 以上，本研究は，自立と依存のバランスという 新たな観点から援助要請を検討することによっ て，自立と依存のバランスが援助要請において重 要であることを明らかにした。 今後の課題 援助要請行動を尋ねる際，6つの悩みのカテゴ リーから重要度の高いもの3つまでに限定して尋 ねた。援助要請過剰型は，深刻でない悩みについ ても安易に援助要請することが示されているよう に（永井，2013），悩みの深刻さも援助要請行動 に影響する。今後は，この点を考慮し，重要度の 低い項目も含めた検討が求められる。 また，一般的にRPTは特性として用いられる 概 念 で あ る 一 方 で，Bornstein et al. （2003）は HDが相手や文脈によっても変わりうることを指 摘している。しかし，相手や状況を特定してRPT を用いた研究はまだ行われていない。特性として のRPTと，特定の関係や状況におけるRPTが， 心理メカニズムや対人行動などとどのように関
わっているかということは，今後検討すべき課題 の一つである。
* この論文はJ-StageでSupplementary Materialを 公開中。
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―2019.12.13受稿，2021.2.6採択―
The Effects of the Balance between Autonomy and Dependency
on Help-seeking among University Students
Asa Ikeda
1and Mikitoshi Isozaki
21Graduate School of Arts and Sciences, International Christian University 2International Christian University
The Japanese Journal of Personality 2021, Vol. 30 No. 1, 23–32
In this study we developed the Japanese version of the Relationship Profile Test and examined the relationship between its three subscales (destructive overdependence, dysfunctional detachment, and healthy dependency (HD)) and help-seeking behaviors and help-seeking styles among university students. Results showed that HD was positively related to help-seeking behaviors whereas dysfunctional detachment was negatively related to them. Destructive overdependence was positively related to an excessive help-seeking style. Dysfunctional detachment was negatively related to an excessive help-help-seeking style and positively related to an avoidant help-seeking style as well as a self-directed help-seeking style. HD was positively related to an excessive help-seeking style and a self-directed help-seeking style and negatively related to an avoidant help-seeking style. We also tested a hypothetical model which assumed that the link between HD and adaptation was mediated by help-seeking behaviors. The indirect effect of help-seeking behaviors was not significant. The results implied that the unique effect of HD predicted adaptation.
Key words: balance between autonomy and dependency, healthy dependency, seeking,
