社会技術研究論文集 Vol.13, 77-85, May 2016

海岸管理政策における関与アクター相互の正当性の承認プロセスモデル
APPROVAL PROCESS MODEL OF RELEVANT ACTORS’ MUTUAL LEGITIMACYON COASTAL MANAGEMENT POLICY大友章司 1・田代豊 2・野波寛 3・坂本剛4

1 博士(心理学)

甲南女子大学准教授 人間科学部 (E-mail: s.ohtomo@konan-wu.ac.jp)
名桜大学教授 国際学群 (E-mail: tashiro@meio-u.ac.jp)
3 博士(心理学)
関西学院大学教授 社会学部 (E-mail: nonami@kwansei.ac.jp)
4 修士(心理学)
名古屋産業大学准教授 環境情報ビジネス学部 (E-mail: sakamoto@nagoya-su.ac.jp)
2 博士(学術)

本研究では，海岸管理政策のコモンズにおける地元区民と一般県民の関与アクターの相互の承認プロセスの違いを検討することを目的とした．承認プロセスモデルでは，政策決定の協力意図は正当性が規定し，その正当性は認知的基盤，制度的基盤，情動反応に規定されると仮定した．本研究では，沖縄県名護市の東海岸近隣に居住する地元区民と，遠方に居住する一般県民を対象に調査を実施した．その結果，地元区
民と一般県民はともに自分たちのアクターの認知的基盤，正当性，協力意図を高く評価していた．さらに，
一般県民アクターの承認プロセスにおいて地元区民や一般県民の間で大きな違いがみられた．このように自集団の正当性や協力意図を高く評価するバイアスが他集団の承認の障害になることが示唆された．

キーワード：正当性, 認知的基盤, 制度的基盤, 情動反応, 承認プロセスモデル

1.

はじめに

対する自他の管理権について何らかの理由や価値を基に評価する承認可能性を，正当性(legitimacy)と定義した．
つまり，正当性とは，コモンズの適正管理を目的とした
社会的な取り決めを行う権利は何者にあるのか，その権利の根拠は何かについての認知的な評価である．これまで正当性について，心理学的な観点からその規定因を扱った研究として，Feather8, 9)の正当性モデルがある．このモデルでは，正当性の規定因として，相応性(deservingness)と有資格性(entitlement)を仮定している．相応性とは，良い結果であれ悪い結果であれ，その行動を起こした個人の責任として判断することである．
つまり，結果に影響を及ぼせる可能性がある人ほど相応性が高いとみなされる．また，相応性が高いほど取り決めを行う
正当なアクターだと判断される．有資格性は，法律や規範といった外的な準拠枠に基づく自他の権利の判断である．つまり，外的な準拠枠に合致するほど有資格性の評
価が高くなる．有資格性もそれが高いほど，取り決めを行う正当なアクターだと判断される．さらに，正当性のモデルでは，相応性や有資格性が欠如している人が決定に関与する場面では否定的な情動反応(e.g. Feather, et al.
10)) が生じると考えられている．この情動反応が生じた
場合，正当性の評価が低下することが示唆されている．
Feather の正当性モデルは雇用問題などにおける権威者への正当性の判断を対象としており，コモンズの問題

人工化されていない自然海岸など，沖縄をはじめとして日本にある数少ない貴重な自然環境が失われている．
このような環境破壊の重要なアクターとなるのがその自然環境がある地元である場合が多い．例えば，沖縄市泡瀬では，地元の戦後復興の名の下で，宅地造成や工業地帯の開発のため，内海の埋め立てを行った結果，1970 年
代までに海洋汚染が進み豊富な漁場が破壊された 1) ．また，2000 年以降にも観光のための人工海浜の造成などの海岸保全事業が自然特性を無視して計画され，沖縄らしい景観を損なう事例も報告されている 2)．地元の地域振興や観光事業のために自然環境が破壊される事例が繰り返されており，貴重な自然環境の開発政策や管理政策のあり方が問い直されている．本研究では，自然環境の管理政策の決定に関わる多様なアクターの正当性の認知プ
ロセスを検討することで，この問題について心理学的な観点から検討を加える．
井上 3)は，森，川，海などの自然資源やその共同管理する制度を含めてコモンズと定義している．コモンズとしての共同管理制度が機能するためには，その制度の決定や運用を行う権利を誰がどのような根拠から承認するかについての判断が問題となる．野波ら 4-6)は， 宮内 7)による環境社会学的な知見を基づき，人々がコモンズに77

社会技術研究論文集 Vol.13, 77-85, May 2016を扱ったものではない．コモンズの問題に Feather の正当性のモデルを拡張した研究として，野波ら 5, 11) による権利承認の研究がある．野波らの研究では，相応性と有資
格性をそれぞれ認知的基盤と制度的基盤として概念を拡張している．まず，認知的基盤は，好ましさや望ましさ，信頼といった主観的評価に基づく自他の権利の判断基準として仮定されている．次に，制度的基盤は，主観的評
価ではなく，法規的，政治的あるいは社会的な規範に依拠した自他の権利の判断基準として仮定されている．これら 2 つの基盤が正当性の規定因として考えられている．
野波らの研究では，Feather の正当性モデルにように，情動反応を含めたモデルが検討されていない．しかしながら，自然環境のコモンズの管理権を考える上で，情動反応は重要な要因である．例えば，環境保全よりも開発を優先させる地元住民は，制度的基盤はあるが認知的基盤が低いため，そのようなアクターが関与することに否定的な情動反応が生じると考えられる．また，環境保全だ
けを訴える地元以外の環境団体に対しても，制度的基盤の低いアクターとして，その関与に対する否定的な情動反応が生じると考えられる．
そこで，本研究では，Feather の正当性モデルと野波らの権利承認の研究の枠組みに基づき，Fig. 1 の関与アクターの相互の承認プロセスモデルを仮定した．このモデルでは，野波らの枠組みによる認知的基盤と制度的基盤を正当性の規定因とした．また，Feather のモデルにある
ように，認知的基盤や制度的基盤の欠如は，否定的な情動反応を生じさせ，その情動反応が正当性を低下させると仮定した．
さらに，
正当性のその先にある要因として，
関与アクターの決定に対する協力意図を新たに仮定した．
現実のコモンズの問題では，正当性が認められた関与ア
クターの決定をどれだけ受け入れるかも重要である．本
研究では，正当性が高くなるほどその関与アクターに対する協力意図が促進されると仮定した．

2.

本研究の目的

本研究では，自然環境のコモンズの問題として，沖縄
本島北部東海岸に位置する名護市近隣の護岸整備などの海岸管理政策を対象とする．沖縄県 12)によれば，沿岸域

Fig. 1 正当性の承認プロセスモデル

78

は亜熱帯特有のサンゴ礁とエメラルドグリーンに輝く海，
白い砂浜，琉球石灰岩の海食崖と湿地帯のマングローブ等の優れた自然景観の自然海岸がある．その一方で，「台風銀座」と呼ばれるほどの台風常襲地帯であり， 異常に
大きな高潮が発生するなど，特異な海岸災害環境を有している．とくに，沖縄本島北部は，固有の生態系が維持されるとともに特徴的な地形が残る自然豊かな地域として認識されている 13)．また，ジュゴンやウミガメ類をはじめとする生物多様性の豊かな自然海岸が存在している
14)．その一方で，自然海岸がある東海岸地域では，台風や低気圧よって高潮が発生し，護岸が崩れたり民家や学校に被害が生じたりしている．ここ数年の間でも台風通過に伴う高潮の発生により浸水や道路寸断などの大きな被害が生じていることが報道されている 15)．
このように高潮被害が多発しているため，地元住民から早急な高潮対策への要望が大きい地域である 16)．しかし，高潮対策のための護岸工事により自然海岸が失われている．沖縄本島北部東海岸をはじめとする自然海岸の管理政策の問題には，高潮対策などの防護と自然環境の保全とのトレードオフが考えられる 17)．実際に，従来の海岸管理政策は，地元の要請や住民防護に主眼がおかれ計画されることが多いため，高潮対策などの防護機能を優先し，良好な海岸環境の維持といった環境保全が軽視されてきたとの報告がある 12)．また，コモンズの管理において生物多様性や景観といった環境価値は顕在化しにくい問題であることが指摘されている 18)．
本研究では，自然海岸というコモンズの管理政策の関与アクターとして，
2 つのアクターを対象とした．
1 つは，地元住民として，自然海岸がある沖縄本島北部東海岸の名護市の「地元区民」である．地元区民は高潮被害や自然海岸がある当事者アクターとして東海岸の管理政策に関与している．いま 1 つは，一般住民として，名護市西海岸の「一般県民」である．西海岸の人々を一般県民としたのは，この地域が市役所のある市街地で，高潮被害を受けない都市部と見なせるからであり，彼らは非当事者アクターとして東海岸の管理政策に関与する．また，「一般県民」と表現したのは，「一般市民」とした場合，沖縄県外の人を含めて対象が広がり，アクターに関する操作的定義が難しくなる．さらに，沖縄本島北部東海岸の名護市近隣のローカルな事例について，地理的に離れている那覇市などの居住者を対象にした場合，海岸問題のイメージが難しいことに加え，地元住民と個人属性が大きく異なり，
さまざまな剰余変数が入る可能性がある．
調査対象者の等質性という方法論上の制約からも，本研究では名護市西海岸の居住者を一般県民とした．
この地元区民と一般県民の 2 者間では，コモンズとしての自然海岸が一種の NIMBY 構造に近い問題として存在すると考えられる．一般的に，東海岸の地元区民はそ社会技術研究論文集 Vol.13, 77-85, May 2016

3.

の自然海岸を，貴重な自然環境というより高潮被害を生じさせる厄介な災害環境として位置づけ，西海岸の一般
県民は自然海岸を貴重な自然環境として位置づけるという構図が仮定できる．つまり，貴重な自然環境の恩恵は全体にあるが，高潮被害という負担は地元だけに生じている．実際に，沖縄県が実施した調査 19)では，一般県民
は防災よりも自然環境の保全を重視していることが指摘されている．一方，海岸地域の住民を対象に行われた調査 20)では，海岸整備において環境保護よりも災害対策を重視する傾向があることが指摘されている．また，東海岸の海岸保全事業において，早急な高潮対策を求める地
元住民と，環境保全を求める地元以外の人々との意見の違いも報告されている 16)．
そこで，本研究では，当事者である地元区民と非当事者である一般県民が東海岸の管理政策の関与アクターとして，互いの正当性をどのように承認しているかを検討する．NIMBY 構造のコモンズの場面では当事者を重視した判断がされやすいことが指摘される 11)．東海岸の管理政策においても，当事者である地元区民は，地元を優先し，非当事者である一般県民が関与アクターとなることの正当性や協力意図，それらの規定因を否定的に評価すると考えられる．一方，非当事者である一般県民は，地元区民が関与アクターとなることに否定的な評価をしないと考えられる．このように，地元区民アクターに対しては，地元区民と一般県民が同様の正当性のプロセスが生じやすいのに対して，一般県民アクターに対して地元区民は敏感に反応するプロセスが予想される．
さらに，当事者と非当事者という観点だけなく，自集団と他集団という観点では，正当性の先行研究 9)で指摘されている
ように，自己が所属するアクターの方を望ましく評価しようとする内集団バイアス(e.g. Tajfel, et al. 21)) が生じる可能性が考えられる．また，主要価値類似性(salient value
similarity)モデルの研究 22)からも，組織や他者が同じ価値を共有しているという認知が，その組織や他者の決定に対する受容と関連することが示唆されている 23, 24)．よって，認知的基盤や正当性において，地元区民は同じような価値を共有する地元区民アクターを，一般県民も価値を共有しやすい一般県民アクターを肯定的に評価する傾向が予想される．以上の点を検討することで，本研究では，沖縄県で進められている防護・環境・利用のバランスを配慮した周辺環境を含めた海岸整備政策 12)といった海岸保全区域における海岸管理政策の問題に対して，利害の異なるアクター間の承認のあり方について，社会技術論的な提言を行うことを目的とする．

方法

3.1. 調査方法および調査対象者
調査は 2012 年 5 月下旬から 6 月中旬にかけて，調査員が訪問し数日後に回答用紙を回収する訪問留め置き回収法によって実施した．調査は『本島北部東海岸についての意識調査』という題目で，本島北部東海岸の保全ある
いは護岸整備などの管理政策の調査であることや，学術調査であり政治的な問題を尋ねるものでないことを明記した．地元区民として名護市の東海岸に位置する久志地
区の久志，瀬高，汀間，安部，嘉陽の 5 地区の 300 世帯を対象とした．一般県民として，名護市の市街地である
名護地区の東江，城，港，大南の 4 地区の 500 世帯を対象にした．地元区民の抽出サンプル数が 300 となっているのは，人口が少ない地域であるため，それ以上のサン
プル数が現実的に見込めないためである．調査世帯は，住宅地図から各区の人口比率に応じて系統無作為法で抽出した．欠損値を除いた最終サンプル数は，一般県民は246 票(有効回答率 49%)，地元区民は 156 票(有効回答率52%)であった．一般県民と地元区民の平均年齢(M =57.10, SD = 15.15 v.s. M = 57.52, SD = 14.10; t (398) = .29, p= .775)，性別(男性 59％，女性 41% v.s. 男性 58％，女性
42%; χ2 (1) = .06, p = .805)，居住年数(M = 25.25, SD = 20.35
v.s. M = 27.22, SD = 19.04; t (394) = .98, p = .330)に統計的な差はみられなかったⅰ)．
3.2. 調査項目
個人属性以外は以下の項目を用いた．地元区民アクターと一般県民アクターの対象以外は同一の質問内容である．項目の評定尺度は“1. 全くそう思わない”から“5. 非
常にそう思う”の 5 段階評価で測定した．
制度的基盤 「東海岸の地元区民(一般県民)は，法律や条例上で，東海岸の管理政策に関与する権利を持っている」，「東海岸の地元区民(一般県民)が東海岸の管理政策に関与する権利は，法律や条例上で保障されているはずだ」(地元区民アクター: α =. 67, 一般県民アクター: α = .72)
認知的基盤 「東海岸の地元区民(一般県民)は，東海岸の管理政策を決める上で，頼りになる」，「東海岸の管理政策に関する決定をまかせる上で， 東海岸の地元区民(一般県民) は信頼できる」，「東海岸の管理政策は，東海岸の地元区民(一般県民)にまかせれば大丈夫だと思う」(地元区民アクター: α = .64, 一般県民アクター: α = .74)
情動反応 「東海岸の地元区民(一般県民)が，東海岸の管理政策に関わることには，なんとなく不満を感じる」「東海岸の管理政策に東海岸の地元区民(一般県民)が関与するとしたら，なんとなくいらだちを感じる」(地元区民ア
クター: α = .67, 一般県民アクター: α = .77)
正当性「私は，東海岸の管理政策へ東海岸の地元区民(一79社会技術研究論文集 Vol.13, 77-85, May 2016

< .001, η2 = .05)が確認された．単純主効果を検討したところ，一般県民アクターおよび地元区民アクターの水準における居住地域の単純主効果が確認された(Fs > 6.17, p< .05)．よって，認知的基盤は一般県民および地元区民いずれも，自分の居住地域のアクターの方を高く評価していた．
その次に，情動反応を従属変数にした分散分析では，
関与アクターの主効果(F (1,413) = 42.32, p < .001, η2 = .09)，
関与アクター×居住地域の交互作用(F (1,413) = 21.51, p< .001, η2 = .05)が確認された．単純主効果を検討したところ，一般県民アクターでは水準の居住地域の単純主効果が確認されたのに対し(F (1,413) = 13.78, p < .001)，地元区
民アクターの水準における居住地域の単純主効果はみられなかった(F (1,413) = 3.00, p = .084)．よって，一般県民
アクターが関与することへの否定的な情動反応は，地元区民の方が強く生じやすい．
次に，正当性を従属変数にした分散分析では，関与ア
クターの主効果(F (1,413) = 92.16, p< .001, η 2 = .18)，
関与
アクター×居住地域の交互作用(F (1,413) = 21.56, p< .001, η2 = .06)が確認された．単純主効果を検討したところ，一般県民アクターおよび地元区民アクターの水準における居住地域の単純主効果が確認された(Fs > 4.80, p< .05)．よって，正当性は一般県民および地元区民は自分の居住地域のアクターの方を高く評価していた．
最後に，協力意図を従属変数にした分散分析では，関与アクターの主効果(F (1,413) = 67.38, p < .001, η2 = .14)，
関与アクター×居住地域の交互作用(F (1,413) = 40.28, p< .001, η 2 =. 09)が確認された．
単純主効果を検討したところ，一般県民アクターおよび地元区民アクターの水準における居住地域の単純主効果が確認された(Fs > 14.26, p< .001)．よって，協力意図も，一般県民および地元区民
は自分の居住地域のアクターの方に強いことを示していた．
4.2. 地元区民および一般県民アクターの承認プロセスの分析
地元区民および一般県民アクターの相互承認プロセス
における居住地域の差異を検討するため，関与アクターごとに居住地区の要因連関の違いを比較する多母集団分般県民)が関わることに，納得できる」「東海岸の地元区
民(一般県民)が，東海岸の管理政策に関わるのなら，私はそれを承認しようと思う」「私は，東海岸の地元区民(一般県民)が，東海岸の管理政策へ関与することに，同意できる」( 地元区民アクター: α = .87, 一般県民アクター: α=. 90)
協力意図 「東海岸の地元区民(一般県民)が，東海岸の管理政策を決定すれば，私はそれを受け入れようと思う」「保全または護岸整備など，東海岸の地元区民(一般県民)を決めるのが東海岸の地元区民であるなら，私はそれに従う義務がある」「 東海岸の地元区民(一般県民)が，東海岸の管理について何か政策を決めたら，それを支持しようと思う」(地元区民アクター: α = .83, 一般県民アク
ター: α = .87)

4.

結果

4.1. 地元区民と一般県民の相互の認知的差異の検討
地元区民および一般県民の相互承認の認知的差異を検討するため，関与アクター( 地元区民アクター v.s. 一般
県民アクター)×居住地域(地元区民 v.s. 一般県民)の参
加者内と外の 2 要因混合分散分析を行った．居住地域ごとの各認知変数の平均および標準偏差は Table 1 に示した．
まず，制度的基盤を従属変数にした分散分析では，関与アクターの主効果(F (1,413) = 56.30, p < .001, η2 = .12)ⅱ)，
関与アクター×居住地域の交互作用(F (1,413) = 9.01, p= .003, η 2 =. 02)が確認された．
単純主効果を検討したところ，一般県民アクターの水準では居住地域の単純主効果が確認されたのに対し(F (1,413) = 4.04, p = .045)，地元区
民アクターの水準における居住地域の単純主効果はみられなかった(F (1,413) = 2.70, p = .101)．よって，一般県民
アクターの制度的基盤を地元区民は一般県民よりも低く評価していた．
次に，認知的基盤を従属変数にした分散分析では，関与アクターの主効果(F (1,413) = 105.29, p < .001, η2 = .20)，
関与アクター×居住地域の交互作用(F (1,413) = 23.37, p

Table 1 承認プロセスモデルの認知変数の平均及び標準偏差
制度的基盤

認知的基盤

情動反応

協力意図

正当性

地元区民 一般県民 地元区民 一般県民 地元区民 一般県民 地元区民 一般県民 地元区民 一般県民
地元区民
アクター

3.78

3.63

3.43

3.24

1.99

2.14

4.08

3.90

3.66

3.35

(.85)

(.90)

(.77)

(.73)

(.84)

(.90)

(.77)

(.87)

(.82)

(.81)

一般県民
アクター

3.20

3.38

2.73

2.98

2.58

2.24

3.29

3.65

2.91

3.26

(.93)

(.87)

(.79)

(.76)

(.99)

(.87)

(.98)

(.83)

(1.00)(.77)

注) ( )は標準偏差を示す．
「地元区民」，「一般県民」は回答者の居住地域を示す．
「地元区民アクター」，「一般県民アクター」は質問項目の関与アクターの評価対象を示す．

80

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Table 2 地元区民および一般県民アクターの承認プロセスモデルの多母集団分析の適合度
Model

χ

2

df

p

Δχ

2

Δdf

Δp

AIC

GFI

CFI

RMSEA
.09

地元区民アクターモデル
Unonstrained model

16.52

4

<.01

-

-

-

68.52

.99

.98

Full constrained model

35.84

11

<.01

19.33

7.00

< .05

73.84

.96

.96

.07

認知的基盤→正当性の制約解除

24.27

10

<.01

11.57

1.00

<.01

64.63

.98

.98

.06
.05

一般県民アクターモデル
Unonstrained model

7.45

4

.11

-

-

-

59.45

.99

1.00

Full constrained model

22.87

11

.02

15.42

7.00

< .05

60.87

.98

.98

.05

認知的基盤→情動反応の制約解除

18.67

10

.05

4.19

1.00

< .05

58.67

.98

.99

.05

制度的基盤→正当性の制約解除追加

13.38

9

.15

5.30

1.00

< .05

55.38

.99

.99

.03

正当性→協力意図の制約解除追加

8.94

8

.35

4.44

1.00

<.05

52.94

.99

1.00

.02

対し，一般県民ではみられなかった．制度的基盤から正当性への影響は，地元区民の方が一般県民よりも強かった．正当性から協力意図の影響についても，地元区民の方が一般県民よりも強かった．さらに，地元区民を関与
アクターとした結果と同様に，認知的基盤から協力意図への直接的な影響が地元区民と一般県民の両方でみられ
た．

地元
一般

認知的
基盤
R2=.06/.06

情動反応-.44**.-44**

R2=.42/.52

正当性

.49**
.49**

R2=.34/.48

協力
意図

制度的
基盤
a) 地元区民アクターの正当性の承認プロセスモデルの結果
地元
一般

認知的
基盤
R2=.24/.13

情動反応-.40**.-40**

R2=.59/.45

正当性

5.

R2=.46/.34
.53**
.37**

考察

本研究では沖縄本島北部東海岸の管理政策における地
元区民アクターと一般県民アクターの正当性の承認を対象に，地元区民と一般県民の居住地域それぞれの自他のアクターに対する承認プロセスを比較した．
まず，関与アクターの承認プロセスモデルの規定因の比較についてである．1 つは，一般県民アクターの制度的基盤が一般県民に比べ地元区民に低く評価されていた．
つまり，一般県民は海岸管理政策において，地元区民から制度的な面で正規の関与アクターとはみなされにくい
ことが示唆された．2 つは，認知的基盤について，地元区民と一般県民ともに自分たちのアクターの方を高く評価し，他方を相対的に低く評価していた．自分たちの方が海岸管理政策において好ましい判断ができると考えていることが示唆された．これらの点について，これまでにも制度的基盤の側面で当事者は自身と同じアクターを高く評価し，それ以外を低く評価することが指摘されている 9, 11)．認知的基盤は，自他のアクターで違いが見られなかったり 9)，当事者が同じアクターを高く評価する
11)などあり，結果が一貫していない．本研究で，地元区民と一般県民のそれぞれが自己のアクターの方を高く評価していた理由として，これまでの東海岸の事例 16)で報告されているように，海岸管理政策における視点の違いが挙げられる．地元区民は自然海岸を高潮の被害を生じさせる災害環境としての迷惑源ととらえ，一般県民は自然海岸を貴重な環境資源ととらえており，それぞれが全

協力
意図

制度的
基盤
b) 一般県民アクターの正当性の承認プロセスモデルの結果

Fig. 2 地元区民と一般県民アクターの多母集団分析の最終モデル
注) ** p < .01

析を行ったⅲ)．なお，配置不変モデルから測定不変モデ
ルまでのパスの等値制約の解除の必要性について，カイ2 乗変化値の有意性検定を用いてモデルを比較した(Table2)．
まず，地元区民を関与アクターにした分析では，認知的基盤→正当性への等値制約を解除したモデルの適合度が最も高かった(Table2 および Fig. 2a)．具体的には，認知的基盤から正当性への影響は，地元区民ではみられなかったのに対し，一般住民では確認された．また，認知的基盤から情動反応への影響は地元区民と一般県民の両方でみられなかった．さらに，予想に反して，地元区民
および一般県民ともに，認知的基盤から協力意図への直接的な影響が確認された．
次に，一般県民を関与アクターにした分析では，認知的基盤→情動反応，制度的基盤→正当性，正当性→協力
意図の等値制約を解除したモデルの適合度がもっとも高かった(Table 2 および Fig. 2b)．具体的には，認知的基盤
から情動反応への影響が，地元区民では確認されたのに81

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く異なる決定を行う可能性がある．そのため，自己と同じアクター方が望ましい判断をするという認知的基盤の評価を行ったと考えられる．
3 つは，一般県民アクターに対する否定的な情動反応
が地元区民の方が強く生じていた．地元区民アクターに対しては居住地域で違いがみられなかったことから，一般県民アクターが関与することに地元区民が敏感に反応することが示唆された．Feather 9)の研究では，自分と異なるアクターに対して否定的な情動反応が生じることが指摘される．本研究における管理政策のアクターは，自他の所属集団の違いではなく，当事者と非当事者という社会的な位置づけが異なる集団である．そのため，非当事者である一般県民が関与することに，当事者である地元区民からの反発として否定的な情動反応が生じたと考えられる．これまで，当事者と非当事者の権利承認が問題となるコモンズの研究において，情動反応は十分に検討されてこなかった 5, 11)．本研究と同様の情動反応の違いが確認されるか，コモンズ管理に関する研究の蓄積が求められる．
4 つは，正当性について，認知的基盤と同様に，地元区民と一般県民ともに自分たちのアクターの方を高く評価し，他方を相対的に低く評価していた．これまで，自己と同じアクターの正当性が高く評価されることや 9) ，当事者ほどその傾向が強くなることが指摘されている 11)．
最後に，協力意図についても同様に，地元区民と一般県
民ともに自分たちのアクターの方への協力意図が高く，他方への協力意図が相対的に低くなっていた．自集団の方を好ましく評価しようとしたり，自集団をひいきする
傾向は一種の内集団バイアス 21)である．自然海岸の管理政策において，高潮被害を生じさせる災害環境としての迷惑源とみなす地元区民と貴重な自然環境とみなす一般
県民とで価値判断が異なるため，それぞれの自集団の正
当性や協力意図を高く評価することで，所属集団の社会的アイデンティティを肯定的にしようとするバイアスが心理的作用として生じていると考えられる．
次に，関与アクターの承認プロセスモデルの影響の違いについてである．1 つは，地元アクターを対象にした承認プロセスについて，認知的基盤からの正当性への影
響を除き，地元区民と一般県民の間で大きな違いはみられなかった．
認知的基盤からの正当性の影響については，
一般県民のみで確認された．また，予想に反して，地元区民と一般県民ともに，認知的基盤から情動反応への影響がみられず，認知的基盤から協力意図への直接的な影響がみられた．このように，認知的基盤の影響について予想と異なる結果がみられたのは，地元のアクターが自然海岸の管理政策に関与することが好ましいことは自明であり，そのことに反発が生じることは少ないため，情動反応への関連がみられなかったといえる．一般県民に

82

おいてのみ認知的基盤から正当性への影響が見られた点も，地元区民が正当性を判断する上では，そもそも地元
区民アクターが関与することが明らかに望ましいことであるため，認知的基盤が大きな影響を及ぼすまでの要因にならなかったといえる．また，非当事者が当事者の正当性を判断する上で，認知的基盤と制度的基盤の両方が規定因となることは先行研究の知見 11)とも一致している．
一方，認知的基盤から協力意図への直接的な影響については，正当性の評価にかかわらず，地元区民アクターが自分たちにとって好ましい判断をするのであれば，その決定に協力するという一種の利己的な動機からこのような関連がみられたと考えられる．これまでにも，社会政策の受容において，便益評価が直接的な規定因になることが示唆されており 25)，望ましい結果になるとの判断が決定の受け入れや協力には重要な規定因になるといえる．
また，主要価値類似性モデル 22)の観点からも，決定をまかせられるという認知的基盤にある価値の共有性の判断が，自分たちにとって望ましい決定を導くという期待から協力意図を高めたと解釈できる．
2 つは，一般県民アクターを対象にした承認プロセスについて，認知的基盤から情動反応への影響，制度的基盤から正当性への影響，正当性から協力意図への影響において，地元区民と一般県民の間で違いがみられた．具
体的には，認知的基盤から否定的な情動反応を抑制する
影響が地元区民のみで確認された．すなわち，一般県民
アクターの認知的基盤が低いと評価されれば，地元区民には否定的な情動反応が生じやすいことが示唆された．
地元区民は，一般県民アクターが海岸管理政策の関与において好ましいか信頼できるかといった認知的基盤の判断に敏感であるといえる．また，制度的基盤から正当性への影響は，地元区民の方が一般県民よりも強い影響を及ぼしていた．これまで，当事者が非当事者の正当性を判断する際には，制度的基盤の影響が強いことが指摘されている 11)．よって，本研究においても，当事者である
地元区民にとって，一般県民アクターが関与することに社会的な準拠枠が与えられているかの判断が，正当性を判断する上で重要な要因になるといえる．さらに，正当性が協力意図を規定する影響も，一般県民よりも地元区民において，相対的に強かった．一般県民が正当なアクターと見なされれば，その決定に協力しようとする傾向
は地元区民において，より敏感に生じるといえる．加えて，地元区民アクターの結果と同様に，地元区民と一般
県民ともに，認知的基盤から協力意図への直接的な影響がみられた．自分たちにとって好ましい判断をするのであれば，その決定に協力するという一種の利己的な動機から，地元区民アクターと同様の関連がみられたと考えられる．また，地元区民アクターのモデルの結果と同様に，主要価値類似性モデル 22)の観点からも，自分たちと社会技術研究論文集 Vol.13, 77-85, May 2016

題である．

同じような決定をするだろうとの期待がある場合に，協力意図を促進すると解釈できる．
以上，沖縄本島北部東海岸の自然海岸の管理政策において，地元区民は自らを正当なアクターとみなしその決定に協力しようとする傾向だけでなく，一般県民にも同様の傾向があることが示唆された．井上 3)は，自然資源のコモンズの問題において，地元住民が中心となり外部の人々と合意を形成して資源の利用や管理の方針を決め
る「開かれた地元主義」と，多様なアクターと関与の深さに応じて発言権を認める「かかわり主義」の 2 つの重要性を議論している．本研究では，地元区民と一般県民がおのおのを海岸管理政策における正当なアクターと認知している一方，相対的に他方の正当性を低く認知していたため，「開かれた地元主義」や「かかわり主義」によるコモンズ管理の実現が難しい状況にあるといえる．とくに，地元区民では，一般県民の認知的基盤に対する評
価の低さから，否定的な情動反応が生じ，一般県民の正当性を低く評価するプロセスが生起しやすい．
そのため，地元区民が他のアクターの意見を重視せずに，地元の要
望だけで海岸管理政策を決めてしまう「偏った地元主義」に陥りやすいといえる．地元の意見を尊重したために結果として自然環境が破壊される問題の背景には，このような現象が考えられる．コモンズの共同管理制度を機能させるためには，多様なアクターが対話する場だけでなく，それぞれのアクターの正当性の承認プロセスに生じる認知的なバイアスを抑制することが重要である．
最後に，本研究にはいくつか課題がある．沖縄本島北部東海岸の自然海岸の管理政策として，東海岸地域の人々を地元区民とし，西海岸地域の人々を一般県民としてアクターを区別した．しかしながら，どこまでを地元として扱うのか明確に定義することは難しい．例えば，
辺野古をはじめとする米軍基地問題であれば，沖縄県の人々が当事者である地元住民で，沖縄県以外の人々が非当事者である一般市民となる．対象となる事例に応じて地元の定義や範囲が異なる．また，本研究と異なり広域な振興政策など，行政が重要な役割を果たす事例においては，行政をアクターとした分析も課題となりうる．加えて，本研究では，開発が進んでいない海岸地域のコモンズの問題を対象にしたため，サンプル数や抽出方法に限界があった．そのため本研究の結果の一般化には，十分に配慮しなければいけない．
このような課題はあるものの，正当性の承認プロセスモデルに基づいてアプローチすることで，理念的な議論だけでなく，認知的基盤や制度的基盤といった心理的要
因が自然資源の共同管理を阻害しているかを実証的に検討することができる．今後は自然海岸の管理政策だけでなく，さまざまなコモンズの問題について研究することで，正当性の承認プロセスモデルの研究事例の蓄積が課

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27) 豊田秀樹 (2003) 『共分散構造分析 [疑問編]―構造方程式

を対象として―」『名桜大学総合研究』23, 45-52.
14) 安部真理子 (2013) 「沖縄島・嘉陽海岸エコ・コースト事モデリング―』 朝倉書店.

業をめぐる保全活動について」『第 16 回日本サンゴ礁学
会講演要旨集』 pp. 50 (沖縄県).

謝辞15) 沖縄タイムス (2012) 「防災強化望む声 高潮対策・高齢者非難に課題」『沖縄タイムス 9 月 18 日』.

本研究は，科学研究費補助金基盤研究 B（研究代表者：
野波寛，26301031）の助成を受けて行われた．本研究の実査において，財団法人 沖縄県公衆衛生協会に格別の協力をいただいた．また，名護市在住の多くの回答者の参加により，貴重なデータを得ることができた．ここに感謝の意を表したい．

16) 又吉康之 (2014) 「自然環境に配慮した新たな沖縄型の海岸整備について（嘉陽海岸高潮対策事業）」『平成 26 年度
沖縄ブロック国土交通研究会』
http://www.dc.ogb.go.jp/Kyoku/kengyo/kokudo_kenkyukai/201
40724_sougou/pdf/ronbun/ronbun_09.pdf [ 2016, February 23].
17) 自然共生型海岸づくり研究会 (2003) 『自然共生型海岸づくりの進め方』 全国海岸協会.
18) Dietz, T., Ostrom, E. & Stern, P. C. (2003). The Struggle toGovern the Commons, Science, 302, 1907-1912.

i)19) 沖縄県 (2014) 『第８回県民意識調査報告書 くらしにつ

統計記号の表記については次に示す．"M"は標本平均，"SD"は標本標準偏差，"t"は検定統計量 t，"p"は有意確率，

いてのアンケート結果』"χ2"はカイ 2 乗値である．より詳しい内容については，一

http://www.pref.okinawa.jp/site/kikaku/chosei/kikaku/isikityousa

般的な統計解析の文献 26)の説明を参考にされたい．

.html [ 2016, February 23].

ii)20) 仲座栄三, 津嘉山正光, 比嘉真弓, 大石根光茂, 西園公彦,"F(Fs)"は検定統計量F，"η2"は効果量を表す．
η2 の目安は.01より大きければ小さな効果，.06 より大きければ中程度の

川満康智 (2000) 「侵食対策としての海岸整備に関する住効果，.14 より大きければ大きな効果があると考えられて

民意識調査」『海岸工学論文集,』47, 1306-1310.

いる．より詳しい内容については，一般的な統計解析の文献 26)の説明を参考にされたい．

21) Tajfel, H., Billig, M. G., Bundy, R. P. & Flament, C. (1971).
Social categorization and intergroup behaviour, European

iii)

Journal of Social Psychology, 1, 149-178.

適合度指標については， "df"はカイ 2 乗の自由度，"GFI"
は Goodness of Fit Index，"CFI"は Comparative Fit Index,22) Earle, T. C. & Cvetkovich, G. (1995). Social trust: Toward a"RMSEA"は Root Mean Square Error of Approximation,cosmopolitan society. Westport, CT: Praeger Press"AIC"はAkaike Information Criterionを示す．
GFIとCFIは，

23) Cvetkovich, G. & Nakayachi, K. (2007). Trust in a High‐

1 に近いほどモデルの良いあてはまりを示し，.90 以上あconcern Risk Controversy: A Comparison of Three Concepts,

ることが適合度の基準になっている．RMSEA は，0 に近Journal of Risk Research, 10, 223-237.

いほど適合度が良いことを示し，.10 以上ではモデルを採

24) 中谷内一也, 野波寛, 加藤潤三 (2010)「沖縄赤土流出問題

択すべきないと考えられている．AIC は複数のモデルをにおける一般住民と被害者住民の信頼比較リスク管理組

比較するための相対指標で，値が最も小さいモデルが最織への信頼規定因と政策受容」『実験社会心理学研究』 49,

適なモデルであることを示す．より詳しい内容について

205-216.

は, 構造方程式モデリングの文献 27)の説明を参考にされ

25) Visschers, V. H. M. & Siegrist, M. (2014). Find the differences

たい．

and the similarities: Relating perceived benefits, perceived costs
and protected values to acceptance of five energy technologies,
Journal of Environmental Psychology, 40, 117-130.

APPROVAL PROCESS MODEL OF RELEVANT ACTORS’ MUTUAL LEGITIMACYON COASTAL MANAGEMENT POLICY
1

2

3

Shoji OHTOMO , Yutaka TASHIRO , Hiroshi NONAMI , and Go SAKAMOTO

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4

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1Ph.D. (Psychology) Associate Professor, Faculty of Human Sciences, Konan Women’s University (E-mail:s.ohtomo@konan-wu.ac.jp)
2Ph.D. Professor, School of International Studies, Meio University (E-mail: tashiro@meio-u.ac.jp)
3Ph.D. (Psychology) Professor, School of Sociology, Kwansei-Gakuin University (E-mail: nonami@kwansei.ac.jp)
4M.A. (Psychology) Associate Professor, Faculty of Environment and Information Management, Nagoya Sangyo

University (E-mail: sakamoto@nagoya-su.ac.jp)
The study examines differences of the approval process of mutual legitimacy between coastal and city public actors
on the coastal management policy. Our approval process model hypothesized that approval intention was determinedby legitimacy based on the evaluations of perceived substance, institutional substance, and mutual resentment
between coastal and city public actors. The study surveyed coastal residents who live near the east coast and city
residents who live far from the coast in Nago city, Okinawa prefecture. The results indicated that both coastal and city
residents recognized their in-group actors’ perceived substance, legitimacy, and likelihood of approval intention,compared with their out-group actors. Moreover, the approval process of city public actors differed between coastal
and city residents. Thus, cognitive bias that valued legitimacy and approval intention of in-group actors is asignificant barrier of approval for out-group.

Key Words: legitimacy, perceived substance, institutional substance, resentment, approval process model

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