Title

対人関係の悩みについての自己開示がストレス低減に及ぼす影響

Author(s)丸山, 利弥; 今川, 民雄

Citation

対人社会心理学研究. 2001, 1, p. 107-118

Version Type VoR
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https://doi.org/10.18910/5113

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Osaka University Knowledge Archive : OUKA
https://ir.library.osaka-u.ac.jp/
Osaka University

対人社会心理学研究, 2001年, 第1号, 107-118.
Japanese Journal of Interpersonal and Social Psychology, 2001, No. 1, 107-118.

対人関係の悩みについての自己開示がストレス低減に及ぼす影響 1)

丸山利弥（北海道教育大学大学院教育学研究科）
今川民雄（北海道教育大学）
本研究の目的は、第１に自己開示によるストレス低減のプロセスを明らかにすること、第２に個人変数による自己開示のストレス低減プロセスの差を検証することであった。結果、まず自己開示がカタルシス機能を持つことを確認した。また
自己開示後に経験する他者からのフィードバックを不十分なフィードバック、心理的資源、ストレス対処のための直接的なサポートに分類し、心理的資源にストレス低減効果が認められたが直接的なサポートにはストレス低減効果が認められなかった。さらに個人差が自己開示のストレス低減効果に影響を与えていることが確かめられた。
キーワード ： 自己開示、ストレス低減、サポート、個人差、カタルシス

問題
人が自分の考えや気持ちなどを他者に伝えるという行動は、誰もが日常的に経験することであり、人間が周囲の社会との関係を築いていく上で欠かすことが出来ないものである。この、人が自分の考えや気持ちを他者に伝える行動を自己開示といい、安藤（1986）によれば「特定の他者に対して、言語を介して意図的に伝達される自分自身に関する情報、およびその伝達手段」と定義される。
この自己開示を精神的健康と関連付けて最初に取り上げたJourard(1971)は「自己開示はパーソ
ナリティー健康のしるしであり、健康なパーソナリティーを至高に達成する手段である」とし、この主張に刺激されてパーソナリティー心理学、社会心理学、臨床心理学およびその周辺領域で多くの研究が行われており、実際にこれまで多くの研究によって自己開示と精神的健康の間に相関があることが見いだされている。例えば、Larson & Chastain（1990）は自己隠蔽尺度で高得点であった人は低得
点者よりも有意に憂鬱な状態であったり、身体の異常を訴えたりすることを見出した。和田（1995）は自
己開示は単純に深さが深ければ、量が多ければ、精神的健康であるというわけではなく、適切な深さ・量の自己開示が最も望ましいということを見出した。自己開示は深すぎても多すぎても効果が低く、逆に浅すぎても少なすぎてもいけないというのである。またＰＴＳＤに対する予防的介入の１つとして心理的デブリーフィングという手法が用いられる。これは語り合うことを通してトラウマとなるような経験を共有したり、トラウマに対する反応を理解することによって、トラウマの心理的な影響を軽減させるものだという（岡田・安藤・佐藤・小西、1998）。これも自己開示が精神的健康に結びついていく効果を持つことを示唆するものであろう。しかし、このような自己開示することが一体どのような経路を経て精神的健康につながっていくのかが検討された研究は少ない。
そこで本研究においては、この自己開示がどのような経路を経て精神的健康に至るのかを検証することを目的とし、以下の３つの仮説を立てた。ただし本研究では精神的健康そのものではなくストレス低減の効果に限定して扱う。安藤（1986）は自己開示の機能として感情表出、あるいはカタルシスの機能をあげている。また、和田(1995)も自己開示の一つの機能として「鬱積したことを浄化する」ことをあげている。そこで、カタルシス機能によって自己開示を行うだけでストレスが低減されるという第１の仮説を立てた。次に考えられるのは、自己開示が何らかの媒介する心理的要因に影響を与え、心理的要因がストレス低減に影響を及ぼす場合である。安藤（1986）は自己開示によって他者からのフィ対人社会心理学研究, 2001年, 第1号, 107-118.
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ードバックが得られるとも述べている。この他者からのフィードバックがストレス低減に与える影響を考え、第２、第３の仮説を立てた。第２の仮説は他者からのフィードバックが開示者にとってストレス対処のための心理的資源として働くことにより、結果的にストレスは低減する場合があるのではないかというものである。第３の仮説は、他者からのフィードバックがストレス対処の直接的なサポートとして働くため、結果的にストレスは低減する場合があるのではないかというものである。
以上３つの仮説をもとにその構造をモデル化したものがFigure1（以下「自己開示−ストレス軽減モデル」とする）である。このモデルを検討することを第１の目的とする。

自己開示

感情表出

受容

非受容

心の緊張の緩和

十分な他者からの不十分な他者からの（カタルシス機能）

フィードバック

フィードバック

心理的資源の利用（報酬機能、社会的妥当化

ストレス対処のプライバシーの漏洩感

社会的コントロール）

サポート

不公平感、孤独感

ストレス軽減Figure１

ストレス増大

自己開示−ストレス軽減モデル

また、ストレス低減には開示者の個人変数も影響するものと考えられる。本研究では自己開示がストレス低減に及ぼす影響について検討することから、まず日常的に自己開示をしているかの個人差指標である自己開示性の高低が、自己開示行動がストレス低減に及ぼす効果に影響をもつ可能性を考えた。第２にストレスの低減は日常どの程度ストレスを感じているかによって左右されるのではないかと考え、慢性ストレスについても取り上げることにした。それぞれに応じた仮説は以下のようなものである。
普段から自己開示する傾向のある人は、自己開示することに抵抗がなく、自己開示することで何らかの利得を得ていることが推測できる。そこで普段から自己開示する傾向のある人ほど、自己開示の対人社会心理学研究, 2001年, 第1号, 107-118.
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ストレス低減効果は高まるのではないかという第４の仮説を立てた。また、日常的に多くストレスを抱えている人は、日常的にストレスを低減するため対処が上手く機能していないのではないかと推測されることから自己開示の与える効果もまた小さいのではないかと考えられる。そこで慢性ストレスの高い人ほど、自己開示のストレス低減効果は低くなるのではないかという第５の仮説を立てた。これらの仮説を検討することを第２の目的とする。

方法
1． 質問紙の構成
1）自己開示性 榎本（1991）を参考に作成した15項目を両親、兄弟姉妹、同性の友人、異性の友人それぞれについてどれだけ話してきたかを尋ねた。（「全く話したことがない」〜「十分に話してきた」の５段階評定）。
2）慢性ストレス 宗像ら（1989）の日常苛立事尺度を使用し、それぞれのイベントについて「日頃イライラを感じている」かどうかを尋ねた。３段階評価。
1999年４月から調査日までの８ヶ月間に対人関係の悩みについて自己

3）自己開示経験の有無

開示した経験があるかどうかを尋ねた。
4）自己開示の内容 久世・蔭山（1973）の「困った場面」の中から対人関係に関連する項目を選び出し、それを参考に対人関係の悩みを６項目作成。それに「その他」を加えた計７項目から選択。
5）自己開示の対象（受け手） 誰に対して自己開示したのかを両親、兄弟姉妹、その他の家族・親
類、先生（教官）、同性の友人、異性の友人、彼氏・彼女、その他の８項目の中から選択。
6）内容の表出の程度

悩みの内容をどのくらいうち明けたのかを尋ねた。５段階評定。

7）感情の表出の程度 悩みをうち明けたときに自分の気持ちをどのくらい相手に伝えたと思うかを尋ねた。 ５段階評定。
8）内容の受容の程度 悩みの内容を相手がどのくらい理解してくれたと思うかを尋ねた。５段階評
定。
9）感情の受容の程度 悩みをうち明けたとき、自分の気持ちを相手がどのくらい理解してくれたと思うかを尋ねた。５段階評定。
10）自己開示後経験 嶋（1991）をもとにしたサポーティブな内容の項目と自己開示の他者からの適切ではないフィードバックを合わせて自己開示後経験し得ると考えられる20項目を作成。経験の有無尋ねた。
11）ストレス変化測定尺度 GHQの30項目版（中川・大坊、1982）と津村（1990）をもとに作成した33項目について自己開示後に程度あるいは頻度がどのくらい増減したかを尋ねた。
２．調査対象北海道教育大学旭川校の学生１年生から４年生470名に配布し、311名（男性102名、女性
209名）の回答を回収。うち自己開示した経験があると答えた回答者は182名である。この182名
を以下の分析の対象とした。
３．調査日時と手続き
1999年12月8日、20〜40人程度のグループ毎に、一斉に配布・実施、回収した。

結果
まず、自己開示の内容別、自己開示の対象別に分析を行う予定であったが、被験者の回答が偏り、各内容、各対象に十分なデータが得られなかったため、本研究では扱わなかった。

対人社会心理学研究, 2001年, 第1号, 107-118.
Japanese Journal of Interpersonal and Social Psychology, 2001, No. 1, 107-118.

１． 自己開示後経験の構造
自己開示を行ったことによって被開示者から受けた対応がどのような構造をもっているのかを明らかにするため、自己開示後経験20項目に対し、主因子法、バリマックス回転による因子分析を行い、その結果、まず低い共通性を示した項目１、４、７、15を取り除き再度分析した。その結果、６因子が抽出された。結果はTable 1 に示されている。それぞれの因子は因子負荷量の高い項目から判断し、第１因子は「親身になって話を聞いてもらえない」、「悩みを話したら笑われた」といったことを知覚した「無関心因子」、第２因子は「批判・攻撃された」、「勘違いの解釈をされた」といったことを知覚した「批判・攻撃因子」、第３因子は「相手が遊びに誘ってくれた」、「解決法を一緒に考えてくれた」といったことを知覚するという「共行動因子」第４因子は「慰めてくれた」、「心配してくれた」などのサポートの知覚である「なぐさめサポート因子」、第５因子は「食事をおごってもらった」、「贈り物をされた」といったことを知覚するという「物質的サポート因子」、第６因子は「相手が真剣に話を聞いてくれた」といったことを知覚したという「親身対応因子」と名付けた。第１因子と第２因子はFigure1のモデルの十分な他者からのフィードバックの不在を、第３因子、第５因子は心理的資源としてのサポート、第４因子、第６因子は直接ストレス対処になるサポートに対応していると考えられる。

変数名

Table.1 自己開示後経験の因子負荷行列
因子 1 因子 2 因子 3 因子 4 因子 5 因子 6

13悩みを話したらその人に笑われた
9あまり親身になって話を聞いてくれなかった
14興味なさそうに話を聞いていた12その人はあなたの悩みについて全くの勘違いをし・
11その人に「そんなくだらないことで・・」
7悩みを話したらその人に・・・批判・攻撃された
5その人はあなたを遊びに誘った
16その人と遊びに行った
10一緒に解決法を考えた
1その人に慰められた
2その人に心配された
3その人は食事やカラオケ代などをおごってくれた
6その人は何か贈り物をしてくれた
4その人は真剣に話を聞いていた
8その人は周囲に言いふらした15その人はあなたの悩みを解決しようとしてくれた
因子負荷量の２乗和因子の寄与率（％）
累積寄与率（％）

0.8056 0.1283 -0.0319 -0.0215 0.0584 0.1682
0.7952 0.0983 0.0354 -0.1390 0.0358 -0.2944
0.6421 0.6310 0.0012 -0.0773 0.1374 -0.1671
0.3963 0.6606 -0.0188 0.0713 0.1196 0.0134
0.0260 0.6451 -0.0002 -0.1285 -0.1586 -0.0547
0.0600 0.4067 0.1642 -0.2145 -0.0844 -0.0653-0.0046 0.0185 0.8037 0.0416 0.1157 -0.1369
0.0327 0.0061 0.7100 0.0979 0.0469 0.1754-0.2092 -0.2152 0.3384 -0.0934 -0.0499 0.1955-0.1529 -0.1516 0.1133 0.6424 0.0248 -0.0141-0.1207 0.0281 0.0769 0.6416 -0.0057 0.0483
0.0885 0.0362 0.1076 0.0333 0.7305 0.0261
0.2078 0.0248 0.2007 -0.0578 0.5130 -0.2171-0.3508 -0.1738 0.0080 0.0706 -0.0157 0.4618
0.2115 0.2585 0.1028 0.0457 0.1605 -0.4277-0.2629 -0.0868 0.2763 0.0712 0.0578 0.2890

共通性
0.699
0.751
0.863
0.613
0.462
0.253
0.680
0.548
0.254
0.473
0.435
0.556
0.398
0.372
0.333
0.245

2.2256 1.6193 1.4516 0.9543 0.9150 0.7681
13.9097 10.1205 9.0724 5.9643 5.7184 4.8006
13.9097 24.0302 33.1026 39.0669 44.7853 49.5859

２．ストレス変化測定尺度の検討
次にストレス変化測定尺度の33項目に対し主因子法による因子分析を行い、その結果、まず共通性の低かった項目４、16、23を取り除き再度分析した。その結果、４因子が抽出された。結果はTable2に示されている。それぞれの因子は因子負荷量の高い項目から判断し、第１因子は「気持ちや感情を隠す」「生きがいを感じない」「未来が明るくない」といった日常生活に対するネガティブな感情・態度に関するものと考え「ネガティブ感情増大因子」、第２因子は「心配で眠れない」、「ノイローゼ気味」というように開示者の不安に関するものと考え、「不安増大因子」、第３因子は「活動的な生活が出来ない」「外出しなくなる」などネガティブな日常の行動に関するものと考え「ネガティブ行動増大因子」、第４因対人社会心理学研究, 2001年, 第1号, 107-118.
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子は「自信を失った」、「大した理由もないのに何かが怖い」などの項目から自信の喪失に関する因子と考え「自信喪失因子」と名付けた。
Table2
変数名

ストレス変化測定尺度の因子負荷行列
因子 1
因子 2
因子 3

16周りの人とうまくつき合っていくことが、
8自分の能力がうまく生かされてると・・・
7自分の個性が生かされていると、15全てがうまくいっていると思うことが、
17自分のしていることに生きがいを…
28自分の未来は明るいと感じることが・・
10頭がスッキリしてさえていると
5自分の意見や感情を…
21日常生活を楽しく送ることが・・
2心の底から笑ったり、怒ったり…
12落ち着かなくて眠れない夜を・・
30ノイローゼ気味で何もできない・・
9心配事があって眠れないということが・
26気が重くて憂鬱になるということが・・
11元気ではつらつとしていることが・・
25いろいろなことを重荷と感じる事が・・
24問題があったときに積極的に・・
29一般的に見て自分は幸せと…
4生きていることに意味がないと・・
1不安を感じ緊張することが・・
13活動的な生活を送ることが8何かするとき、いつもより集中して18容易に物事を決めることが14外出することが20問題を解決できなくて困ることが19ストレスを感じることが3摩擦や葛藤が生じることを
27自信を失ったと感じることが23大した理由もないのに何かが怖く・・
22困ったことがあってつらいと…
因子負荷量の２乗和因子の寄与率（％）
累積寄与率（％）

因子 40.6646
0.64150.59320.57680.53210.51250.49680.44620.41800.32760.12660.20640.09950.44570.54720.41010.24840.38370.35820.22620.37450.14100.08070.17890.08020.26450.21300.27450.17290.34880.33790.0110-0.06390.32410.31590.31290.25310.1871
0.36210.25970.76030.71680.61200.50070.47310.45840.43100.43090.41270.39000.40840.20200.17950.07120.29720.32070.16850.29000.32980.30900.15880.06350.15460.15120.33280.03580.29300.13320.38480.20650.14560.1676
0.24790.06470.21620.10120.18890.18540.04720.31390.57540.47250.46640.41400.39470.3936
0.35680.07080.35420.25880.09770.13900.27890.26830.18420.36660.10250.02800.15620.05930.12870.1556
0.23780.35560.01740.36860.20470.28380.16610.1894-0.0147
0.18700.3542-0.04310.32320.31080.14500.6624
0.39870.36394.482214.9406
14.9406

4.316414.3880
29.3287

2.40398.013137.3418

2.04686.822644.1643

共通性
0.591
0.435
0.458
0.533
0.528
0.496
0.407
0.253
0.478
0.221
0.632
0.609
0.502
0.580
0.570
0.524
0.325
0.448
0.328
0.338
0.638
0.319
0.382
0.210
0.355
0.424
0.222
0.603
0.423
0.416

３．「自己開示とストレスの関係モデル」の検討
前述の結果に基づき「自己開示−ストレス軽減モデル」の流れに基づいたパス解析を行った。その分析結果はFigure2である。
図中の実線の矢印は正の有意な標準偏回帰の存在を、また破線の矢印は有意な負の標準偏回帰の存在を表している。
まず、第１の仮説は自己開示の受容からストレスの軽減に向けた直接のパスが存在するというものであった。さらに受容されない場合にはストレス増大に向かうというものであった。被調査者の自己開示
は自己受容と強いつながりを示しており、まず、悩みについての自己開示を多く示すものほど受容されていると感じやすいことが示されている。その上で仮説は「ネガティブ感情増大」及び「ネガティブ行
動増大」に向けたパスの存在によって支持されている。つまり、受容されたと感じるほど、ネガティブ感

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情は減少し、またネガティブ行動も減少するということを示している。またこの仮説は批判誤解因子からネガティブ行動増大因子への負の有意な偏回帰の存在によっても一部間接的に支持されている。批判誤解因子は受容できないことをあらわしているからである。次に第２の仮説は「共行動」、「物質的サポート」の各サポートからストレス軽減へのパスを仮定している。この第２の仮説は「共行動」から「ネガティブ行動増大」へのパスと「物質的サポート」から「ネガティブ感情増大」へのパスによって支持された。つまり、他者と遊んだり、解決法を考えたりすることによってネガティブ行動が減少し、他者から贈り物をされたり、食事をおごってもらうことによってネガティブ感情が減少することを示している。第３の仮説は「なぐさめ」及び「親身対応」からストレス軽減へのパスの存在を仮定していた。しかし、いずれの要因からもストレス変化尺度の各因子への有意なパスは見られず仮説３は支持されなかった。

-0.167

自己開示-0.1840.431-0.179-0.182受容-0.212

無関心

批判･誤解

不十分なフィードバック-0.184

物質的 S

共行動

なぐさめ S

心理的資源

親身対応

直接的なサポート-0.153-0.206-0.176-0.162
ネガティブ感不安

ネガティブ行

自信

情･増大

増大

動･増大

喪失

Figure2

自己開示行動による自己開示後経験とストレス変化の関係についてのパス図（注：数値は標準偏回帰係数）

４．自己開示性とストレス低減効果の関係の検証
次に自己開示性の高低別に「自己開示−ストレス関係モデル」の流れに基づいたパス解析を行った。その分析結果がFigure3、Figure4である。
図中の実線の矢印は正の有意な標準偏回帰の存在を、また破線の矢印は有意な負の標準偏回帰の存在を表している。
自己開示性低群では、表出（自己開示）から「ネガティブ感情増大」への有意な負のパス、そして「無関心」から「ネガティブ感情増大」への有意な負のパス、「なぐさめサポート」から「ネガティブ感情増大」への有意な正のパスと「不安」への有意な負のパスが見られた。Figure2の全体のパス図と比べる

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と受容からストレス低減のパスがない点、Figure2では認められなかった「なぐさめサポート」が「不安」を低減させる一方でネガティブ感情を増大させている点が目立つ。自己開示性高群では受容から「ネガティブ感情増大」と「ネガティブ行動増大」への、「共行動」から「ネガティブ行動」へのいずれも有意な負のパスが見られた。Figure2と比べると受容から受容しない応答へのパスがなくなり、また自己開示からの直接のパスもなくなっている。低群では受容の程度が受容しない応答に結びついているのに対し、高群ではストレス低減に結びつくのが特徴的である。また自己開示性低群では表出から「親身対応」への負のパスと受容から「無関心」と「批判・攻撃」への負のパスが見られ、自己開示性高群では受容から「物質的サポート」への正のパスが見られた。
また、自己開示性低群と自己開示性高群を比較すると、自己開示性低群では、「無関心」から「ネガティブ感情増大」への有意な負のパスが見られ、｢なぐさめサポート｣から｢ネガティブ感情増大｣への増大｣への有意な正のパスが見られる。つまり、自己開示性低群ではストレス増大に影響することがあ
りうることが示されたのに対し、自己開示性高群では「共行動」から「ネガティブ行動」への負のパスが見られ、サポートがストレス低減に影響していることが確かめられたが、ストレス増大へのパスは確認できなかった。

自己開示-0.326-0.291
0.405-0.284受容-0.363

無関心

批判･誤解

共行動

不十分なフィードバック

物質的 S

なぐさめ S

心理的資源

親身対応

直接的なサポート-0.6770.256-0.302
ネガティブ感不安

ネガティブ行

自信

情･増大

増大

動･増大

喪失

Figure3 自己開示性低群における自己開示行動による自己開示後経験とストレス変化の関係についてのパス図 (注：数値は標準偏回帰係数)

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自己開示
0.396

受容
-0.246-0.286
0.215

無関心

批判･誤解

共行動

不十分なフィードバック

物質的 S

心理的資源

なぐさめ S

親身対応

直接的なサポート-0.234

ネガティブ感不安

ネガティブ行

自信

情･増大

増大

動･増大

喪失

Figure４

自己開示性高群における自己開示行動による自己開示後経験とストレス変化の関係についてのパス図(注：数値は標準偏回帰係数)

５．慢性ストレスとストレス低減効果の関係の検証
次に慢性ストレスの高低別に「自己開示−ストレス関係モデル」の流れに基づいたパス解析を行った。その分析結果がFigure5、Figure6である。
図中の実線の矢印は正の有意な標準偏回帰の存在を、また破線の矢印は有意な負の標準偏回帰の存在を表している。
慢性ストレス低群では「共行動」から「ネガティブ行動」への有意な負のパス、「物質的サポート」から「自信喪失」への有意な正のパスが見られた。慢性ストレス高群では「批判・誤解」と「物質的サポート」
から「ネガティブ感情増大」への有意な負のパスが見られた。慢性ストレス低群は高群よりも有意なパスの少ない点と物質的サポートがむしろ自信喪失につながるといったストレス解消に向かわないパスの存在が特徴的である。

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自己開示
0.382
0.253

受容
-0.227

無関心

批判･誤解

物質的 S

共行動

不十分なフィードバック

なぐさめ S

心理的資源

直接的なサポート-0.3670.271

ネガティブ感不安

ネガティブ行

自信

情･増大

増大

動･増大

喪失

Figure５ 慢性ストレス低群における自己開示行動による自己開示後経験とストレス変化の関係についてのパス図 (注：数値は標準偏回帰係数)

自己開示
0.415

-0.261-0.310受容-0.215

無関心

批判･誤解

0.287

共行動

不十分なフィードバック-0.304

物質的 S

心理的資源

なぐさめ S

親身対応

直接的なサポート-0.236

ネガティブ感不安

ネガティブ行

自信

情･増大

増大

動･増大

喪失

Figure６

親身対応

慢性ストレス高群における自己開示行動による自己開示後経験とストレス変化の関係についてのパス図 (注：数値は標準偏回帰係数)

対人社会心理学研究, 2001年, 第1号, 107-118.
Japanese Journal of Interpersonal and Social Psychology, 2001, No. 1, 107-118.

考察
まず、第１の仮説について本研究では仮説を支持する十分な結果が得られたと考える。人は他者によって開示が受容され、感情を十分に表出出来たとき、ストレスを低減させることが出来るようである。
しかし、ここで自己開示から直接のパスが存在することも重要である。このことは、自己開示が相手に受け入れられたかどうかに拘わらず、自己開示する事自体が相手からの受容の否定（「無関心」）や「物質的サポート」及び「不安」の低減に結びついていることを示している。この自己開示によって直接不安の増大が回避できるというストレス低減と、そして自己開示が相手によって受容されているかいな
いかについての相手からのフィードバックがストレス低減に影響しているという結果は、いずれも自己開示すること及びそのことが受け入れられていると感じること自体が直接ストレスを低減するというカタ
ルシス機能の仮説に一致する結果である。また、カタルシス機能によってストレス低減が起こるならば、「自己開示」と「受容」の要因は、自己開示によって被開示者からフィードバックされる心理的資源や直接のストレス低減サポートとは無関係なはずである。というのも、カタルシス機能は他の何らかの要因を媒介して生ずるストレス低減機能ではないというのがその定義だからである。それ故、「受容」が「心理的資源」及び「ストレス低減」をもたらすフィードバック要因と有意なパスを持たなかったことも、間接的に自己開示のカタルシス機能仮説を支持していると見なすことができる。しかし、自己開示は、「物質的サポート」に負の影響を与えていた点はどう考えたらいいのであろうか。悩みについての多くの自己開示がかえって物質的サポートを低減させるという事実は、多くの自己開示が、被開示者に対して物
質的サポート程度ではどうにもならないかもしれないと感じる傾向をもたらした可能性を示唆しているというのが、一つの解釈であろう。
では、自己開示から直接負の影響を受けていた「物質的サポート」が「ネガティブ感情増大」を押さえる方向で影響してたことは、仮説と矛盾しないのであろうか。少なくとも、自己開示と物質的サポートの関係とは別に、物質的サポートが提供されればネガティブ感情の増大は押さえられることが示されていると見なすことができよう。
また、仮説２のとおり、自己開示した相手からの心理的資源となるフィードバックは、ネガティブ感情やネガティブ行動の低減をもたらすことが示されていた。しかし、これらの心理的資源は、不安の増大
や自信喪失には何ら効果を持っていないことも明らかとなった。
そして、仮説３のストレス低減に直接働きかけようとするフィードバックは、ストレス低減に全く影響していなかった。
つまり、自己開示を通じてのストレスの低減は、自己開示そのものによるカタルシス機能と、自己開示による被開示者からのフィードバックによるものとがあり、それらはそれぞれ異なったストレスの側面に働きかけ低減する効果を持っているが、一方、それだけではどうにもならないストレスの側面もあることが示されたことになる。
ところで仮説４については、自己開示性高群と低群との違いは、単に自己開示によるストレス低減効
果が大きいか小さいかといった違いではなかった。自己開示高群では、既に述べたように、自己開示の受容がネガティブ感情及びネガティブ行動の増大を阻止するという、カタルシス効果が現れており、また、心理的資源からのストレス低減効果も一部ながら示されていた。自己開示性低群では、カタルシ
ス効果は自己開示による直接の効果のみにとどまり、自己開示が受容されているかどうかは全くストレス低減には影響していなかった。そして、高群で受容が、相手からのフィードバックによる受容の否定に全く影響していないのに対し、低群ではかなり影響していることも大きな違いである。さらに低群では、「なぐさめ」という全体でも高群でもストレス低減に関係のなかった、ストレス低減に直接働きかけようとするフィードバック要因が、一方ではネガティブ感情を増大させると共に不安の増大を阻止するという対人社会心理学研究, 2001年, 第1号, 107-118.
Japanese Journal of Interpersonal and Social Psychology, 2001, No. 1, 107-118.

矛盾した影響を持っていることが示されている。これらの事実は、自己開示高群に比べ低群は、自己開示をすることそのものについて高群よりも複雑な（例えばアンビヴァレンツな）態度を持っていることが推測される。
こうした結果から、自己開示によって生ずるストレスの低減が、自己開示すること自体にどのような態度を持っているかという個人差によって影響を受けてしまうことが示されているといえよう。
仮説５については、予想とは逆に近い結果がでたといえよう。慢性ストレス高群ではまがりなりにも被開示者からのフィードバックがネガティブ感情の増大を防ぐ効果があることが示された。しかし低群においては、共行動がストレス低減の効果を持ったのに対し、物質的サポートがストレス増大の効果を持つという矛盾した結果をもたらしている。しかし、慢性ストレスの程度によって分けた両群の結果でより特徴的であるのは、全体においてみられたカタルシスによるストレス低減効果が消失しているという点である。このことは、自己開示によるストレス低減の過程に、慢性ストレスが重要な関わりを持っている可能性を示唆している。しかし、本研究結果では、どのような影響によるのかは明らかではない。
さて、最後に今後の課題についてまとめておきたい。自己開示が持つストレス低減が、カタルシス機
能と被開示者からのフィードバックが心理的資源資源となる機能とによっていると結論するためには、
いくつかの問題がある。その第一は、本研究で扱った開示内容が対人関係の悩みのみであったという点である。 Cohen & McKay(1984) が提起しているストレッサー・サポート特定特性モデル(stressor-support specificity model)つまりマッチング・モデル(matching model)では、サポートがストレ
ス緩衝機能を持つのは、ストレッサーによって引き起こされた対処欲求とサポート資源とが一致すると
きのみであると主張されている。その点からすれば、ストレッサーが異なる場合、自己開示が同じ様な過程を通じてストレス低減効果を持つかどうかについての検討が必要になる。また橋本(1995)が対人関係においてサポートとストレスを同時に扱う場合には、サポート提供者とストレッサーとが同一人物の場合と別人の場合とを考慮する必要があると指摘している点も、今後検討が必要な課題であろう。
さらに自己開示のもつストレス低減の機能についての特徴を明らかにするためには、ストレスに対する対処方略のなかに自己開示を位置づける必要がある。自己開示がストレスに対する対処行動のごく一部に過ぎないということである。人はストレス状況にある時、他にも様々な対処方略を用いてストレス低減させていくだろう。実際本研究における回答者311名の中で自己開示を行ったと答えた回答者は182名（58.5％）であった。残りの41.5％の回答者は自己開示を行うことなくストレスに対処しているということを考慮する必要があることである。
既に述べた慢性ストレスの程度が自己開示のストレス低減効果に及ぼす影響についても、ストレッ
サーとストレス対処行動をより包括的に扱うなかで明らかにしてゆくことが必要であろう。こうした包括的なアプローチの必要性は、自己開示性に代表される個人差の問題を扱う際にもいえることである。

引用文献
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1974、透明なる自己 誠信書房）
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名古屋大学教育学部紀要（教育心理学科）20,39-49

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中川泰彬・大坊郁夫 （1982） 日本版一般健康調査質問紙法の妥当性と信頼性の検討とこの質問紙の臨床応用
国立精神衛生研究所モノグラフ「質問紙による精神・神経症症状の把握の理論と臨床応用（中川泰彬編著）,
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嶋信弘 （1991） 大学生のソーシャルサポートネットワークの測定に関する一研究 教育心理学研究 3 9 , 440-447
津村俊充 (1990) 体験集団における相互作用過程
大坊郁夫・安藤清志・池田謙一編
社会心理学パースペクティブ２-人と人とを結ぶとき 誠信書房 89-189
和田実 (1995) 青年の自己開示と心理的幸福感の関係 社会心理学研究 1 1 , 11-17

註１ ） 本研究の一部は、北海道心理学会第 47 回大会において発表した。

The Effects of Self -disclosure o f Interpersonal Proble m s on stress reduction
Toshiya Maruyama（Ｇraduate School of Education, Hokkaido University of Education）
Tamio Imagawa（Hokkaido University of Education)
This study was performed to investigate the processes of stress reduction which
self-disclosure caused, and examine how individual differences influenced those processes.
The hypothesis that stress reduction were occurred by the functioning of catharsis causedby self-disclosure was confirmed. The psychological resources which were given by others
who received self disclosure reduced the stresses , although the supports which were given
to reduce the stresses did not. Individual differences were found to influence the processesof stress reduction in different way.
Keywords：self-disclosure, stress reduction, supports, individual differences, catharsis