山形大学大学院社会文化創造研究科社会文化システムコース紀要

第２０号（２０2３）43－５３

他者の評価が自己不全感および自己呈示において
女子大学生の痩身願望に与える影響
高萍（2022年度修了生）

大

杉

尚

之

（文化システムプログラム）
現在，日本社会では痩せたいという願望を持っ2012）との連続性を考え，自己呈示とした）。まず，ている人，痩せるための行動を行う人が多くいる。

自己不全感から発する痩身願望については，自尊

特に，若い女性は，実際には太っていないにもか

感 情 が 低 く， 日 常 生 活 で 空 無 感 が 高 い 人 が，かわらず，自分が太っていると感じ，過度のダイ

Body Mass Index（BMI）が高いという要因が加エット行動による痩せすぎ，摂食障害の問題など

わると，この自己不全感の原因を肥満体型に求め，が生じている（令和元年「国民健康・栄養調査」「今の体型では幸せになれない」といった感情を（厚生労働省）参照）。そこで，本研究では若い抱くことになる。そして，この現在の体型へのデ女子大学生の痩せたいという願望（痩身願望）に

メリット感から，痩身のメリットを意識し，痩身注目する。尚，馬場・菅原（2000）に従い，本研願望を抱くようになると説明した。すなわち，自究も痩身願望を「自己の体重を減少させたり，体己に対する不全感が高い個人が，自己の評価を回型をスリム化しようとする欲求であり，絶食，エ復するための手段として痩身を用いようとするこステなど様々なダイエット行動を動機づける心理とで，痩身願望が高まる。一方，自己呈示から発的要因」と定義する。

する痩身願望については，賞賛獲得欲求「女性と痩身願望に関する心理学研究では，若い女性のしての魅力をアピールしたい」という呈示性の高

個人特性や身近な他者の観点から痩身願望に対すさに BMI が高い（今の自分は太っている）といる社会・文化的な影響について検討されてきた。

う要因が加わることで，痩身に呈示性を満足させ

馬場・菅原（2000）は，自己に対する評価的な感るための手段としての意味が強まり，「痩せれば覚であり，自分の基本的な価値を認識することを今より良いことがある」という痩身によるメリッ

意味する「自尊感情」，他者からより高い評価をト感が高まって痩身願望に影響するとした。

得ようとする「賞賛獲得欲求」，他者からの否定

馬場・菅原（2000）で示された自己不全感と自的評価を回避しようとする「拒否回避欲求」など

己呈示の２つの観点による説明は，これまでの研の個人特性と痩身願望との関係を検討した。その究で概ね一致する結果が示されている。例えば，結果，痩身願望は，自尊感情と負の相関，賞賛獲

自己不全感について，自尊感情に注目した先行研

得欲求と拒否回避欲求とは正の相関が示された。

究（Tiggemann，１９９４； 竹 内 他，１９９１； 田 崎・

この結果について，馬場・菅原（2000）は自己不

今田，２００４；田崎，２００６，２００７；浦上他，２０１３；

全感（自己に対する不全感）と，自己呈示（相手

清原他，２０１２）では，一貫して自尊感情が低いほに望ましい印象を与えようとすることを意図的にど痩身願望が高いという負の相関が示されている。

振る舞うこと）の２つの観点から説明をした（尚，特に，女性は男性に比べて自分が実際よりも太っ馬場・菅原（2000）では自己顕示欲求という用語ていると評価し，痩身願望の上昇と自尊感情の低が 用 い ら れ て い た が， 後 続 研 究（e.g., 鈴 木，

下が起こりやすいと考えられている（Tiggemann,－43－

他者の評価が自己不全感および自己呈示において女子大学生の痩身願望に与える影響（高

萍・大杉

尚之）

１９９４；竹内他，１９９１）。また，自己呈示に関しては，

場合の痩身願望への影響を検討した。他者の性別

賞賛獲得欲求と拒否回避欲求はともに痩身願望と（異性，同性）と指摘の有無（指摘あり，指摘な

正 の 相 関 が あ る（ 馬 場・ 菅 原，２０００； 浦 上 他，

し）の要因を操作した結果，指摘あり条件は指摘

２０１３）が，賞賛獲得欲求は間接的な影響または弱なし条件に比べて痩身願望が高かった。他者の性い影響だけがあり，拒否回避欲求は，直接的にも別の効果，指摘の有無 × 他者の性別の組み合わ

間接的にも影響が示されないことも報告されていせの効果は示されなかった。すなわち，直接的なる（馬場・菅原，２０００； 浦上他，２０１３）。すなわち，指摘をされた場合には，性別によらず痩身願望が

賞賛獲得欲求と拒否回避欲求は別の要因を媒介し高くなることが示された。

て痩身願望に影響することが想定されている。具

他者からの指摘のような状況要因が痩身願望に体的には，痩身に対するメリット感や，現体型に与える影響についても，自己不全感と自己呈示の対するデメリット感（馬場・菅原，２０００； 清原他，

２つの観点で説明ができる可能性があるが，十分２０１２），痩身によりポジティブな評価が得られるに検討されていない。例えば，自己不全感に関しとする予期（体型ポジティブ印象予期）と現在のては，自己の体重に対するネガティブフィード体型（非痩身）によりネガティブな評価が得られバック（実験者が，実際よりも１５kg 重い体重をるとする予期（体型ネガティブ印象予期）（鈴木，

伝える操作）を与えた場合に不安感が高まること

２０１２）がある。鈴木（２０１２）では，構造方程式モや，自身をより太っていると感じることは示されデリングを用いた分析の結果，賞賛獲得欲求が体たものの，状態自尊感情への影響は示されなかっ型ポジティブ印象予期に，拒否回避欲求が体型ネた（Mills & Miller，2007）。自己呈示に関しては，

ガティブ印象予期に対して直接の正の影響を与え場面の違い（買い物場面，海水浴場面）が，体型ており，体型ポジティブ印象予期と体型ネガティ

印象管理予期および痩身願望に及ぼす影響は示さ

ブ印象予期から痩身願望への正の影響があることれている（鈴木，2015）が，指摘の有無は操作さを報告した。すなわち，賞賛獲得欲求が体型ポジれていない。

ティブ印象予期を経由して痩身願望に影響する目

ルートと，拒否回避欲求が体型ネガティブ印象予期を経由して痩身願望に影響するルートが存在す的本研究の目的は，自己不全感と自己呈示の２つると考えられている。

の観点（e.g., 馬場・菅原，２０００）において，他者

以上の自己不全感と自己呈示の観点による説明

からの指摘が女子大学生の痩身願望に与える影響

は，個人属性と痩身願望の関係を調べる研究で提について明らかにすることである。この目的のた案・支持されてきた。しかし，痩身願望は個人属

めに，高・大杉（２０２１）と同様に他者から体型に性だけで決まるのではなく，他者の存在といった関する直接的な指摘をされる場面想定実験を行な

状況要因からも影響を受ける。釜谷・藤島（２０１０）い，痩身願望に加えて，状態自尊感情，状態承認

は，「一緒にいる他者が自分以外の女性のスタイ

欲求，体型印象管理予期を測定した。実験１では，ルを褒める場面」で身近な他者の言葉が痩身願望

自己不全感が生じることで痩身願望が上昇する可に与える影響について検討した。その結果，血縁能性を検討するため，自己不全感の要素の１つで関係のあり（親）・なし（友人）と性別の違い（男あり，自己の不全という評価的な側面を反映する性・女性）の組み合わせの効果がみられ，異性友

自尊感情を追加の指標として用いた。また，自己人の言葉は同性友人の言葉に比べて痩身願望が高呈示に関して検討した実験２では，鈴木（２０１２）くなった。また，高・大杉（２０２１）では，「もっに基づき，承認欲求，体型印象管理予期を追加のと痩せた方が良い」と直接的に体型を指摘された指標とした。このように，自己不全感と自己呈示－44－

他者の評価が自己不全感および自己呈示において女子大学生の痩身願望に与える影響（高

萍・大杉

尚之）

の２つの観点での検討を２つの実験でそれぞれ検うにした。山形大学人文社会科学部倫理委員会に討した。痩身願望の予測については高・大杉（２０２１）

よる許諾（承認番号２０１９－２）を受けた上で実験をと同様に，他者からの指摘により痩身願望が高ま実施した。

ると予想した。状態自尊感情については，多くの要因計画

２要因参加者内計画を用いた。独立

個人属性に関する研究（e.g., 馬場・菅原，２０００）

変数は他者の性別（異性，同性）と指摘（指摘なで痩身願望と負の相関が示されることから，他者し，指摘あり）であり，組み合わせて４つの場面の指摘により低下する可能性がある。一方で，を設定した（場面１：異性・指摘なし，場面２：

Mills & Miller（２００７）のネガティブフィードバッ

同性・指摘なし，場面３：異性・指摘あり，場面

ク実験のように，他者の指摘の効果が示されない

４：同性・指摘あり）。従属変数は痩身願望と状可能性もある。体型印象管理予期は，痩身願望へ

態自尊感情であった。それぞれ痩身願望尺度（馬の直接的な影響があることから（鈴木，２０１２；場・菅原，２０００）と状態自尊感情尺度（阿部・今２０１７），痩身願望の上昇と連動して，上昇する可野，２００７）を使用した。
手続き

能性が考えられる。一方で，鈴木（２０１２）で間接

実 験 の 実 施 プ ロ グ ラ ム は lab.js

的な影響しか示されていない状態承認欲求につい（Henninger et al.，２０２２）で作成した。サーバーては，指摘によって変わらない可能性もある。

にインストールした実験プログラムや参加者管理

尚，本研究では高・大杉（２０２１）と同様に女性を担うソフトウェアである JATOS（Lange et al.,

参加者のみを分析対象とした。また，「現在，痩2015）上で lab.js で作成したプログラムを動かし，せたいと思っています」の質問項目への回答（「はオンラインで実験を実施した。

い」，「いいえ」，「むしろ太りたい」）から特性と実験はフルスクリーンで実施されるよう設定ししての痩身願望を測定し，痩せたい女性グループ

た。はじめに実験の事前説明を行った上で，イン（「はい」と回答）と，痩せたくない女性グルー

フォームドコンセントを取得した。その後に，年プ（「いいえ」と回答）に分けて分析を行なった。

齢と性別の入力，他者の評価が痩身願望及び状態
自尊感情に及ぼす影響に関する実験（全部で４つ

実験１の場面），身長と体重に関する回答と痩せたいこ

実験１の目的は，他者からの指摘が女子大学生との確認の順番で実験が行われた。

の痩身願望，自己不全感（状態自尊感情）に与え他者の評価が痩身願望に及ぼす影響に関する実る影響について明らかにすることであった。他者

験では，以下の４つ場面について場面想定をさせの性別（同性・異性）と指摘の有無（指摘あり・

た上で痩身願望と状態自尊感情を測定した。「以指摘なし）を独立変数，痩身願望，状態自尊感情

下の場面を想像してください。」という文章の後を従属変数とした。

に以下のいずれかの文章が表示され，「次へ」の

方
実験参加者

ボタン押すまで呈示されていた。

法・あなたは，異性の友人と一緒に食事に行きま

大学生１４３名が実験に参加した。

した（場面１：異性・指摘なし）。

データの削除希望者が１名いたことから，１４２名

・あなたは，同性の友人と一緒に食事に行きまのデータの属性を示す（女性８８名，男性４４名，未回答は１０名した（場面２：同性・指摘なし）。

平均年齢１９．４９３歳，SD=1.912）。サ・あなたは，異性の友人と一緒に食事に行きま

ンプルサイズは，高・大杉（２０２１）を参考とし，した。あなたは，その友人から「もっと痩せ

痩せたい女性と痩せたくない女性に分けて分析した方が良い。」と言われました（場面３：異性・た際に，いずれのグループも２０名を下回らないよ指摘あり）。
－45－

他者の評価が自己不全感および自己呈示において女子大学生の痩身願望に与える影響（高

萍・大杉

尚之）

・あなたは，同性の友人と一緒に食事に行きま÷（身長 m）2）。身長と体重の回答は強制ではな

した。あなたは，その友人から「もっと痩せかった。同じ画面内で「現在，痩せたいと思ってた方が良い。」と言われました（場面４：同性・います」という質問項目に対し，「はい」，「いいえ」，

指摘あり）。

「むしろ太りたい」という選択肢を設けた。以上

尺度

各設定場面における痩身願望を測定するのオンライン実験の最後の画面で，実験中に生じために，馬場・菅原（２０００）が作成した痩身願望

たトラブルやデータ除外の有無を答える質問画面

尺度計１１項目を使用した。各項目について「あてを表示した。質問への回答後，実験を終了した。

はまる」（５点）から「あてはまらない」（１点）

結の５段階による自己評定を求めた。具体的項目は，

果「体重が増えるのが怖い」，「もっと痩せたいとい

統計解析には HAD（清水 , 2016）を用いた。

う思いで頭がいっぱいだ」，「体重にとらわれてい性別回答で女性と答えたデータのみを分析したる」，「何が何でも体重を減らしたい」，「もっと痩（N=88）。身長と体重の入力があった76名の女性のせていたらと悔やむことが多い」，「体力が落ちて

平均 BMI は２０．７８３（SD= ２．８０６）であった。以下，もとにかく痩せたい」，「少しでも早く痩せたい」，

痩せたい女性（N= 64）と痩せたくない女性（Ｎ「痩せられると聞けば何でもする」，「自分が痩せ=２４）に分けて分析を行った。尚，「むしろ太りることを考えるとわくわくする」，「体重を量ったたい」と回答した女性はいなかった。条件ごとのときに減っているとうれしい」，「今，痩せること

痩身願望得点，状態自尊感情得点は Table １にに一番興味がある」という質問項目であった。次示した。各尺度の内的整合性は十分に高かったに，「もう一度，以下の場面を想像してください。」（痩せたい女性における４つの場面の痩身願望という文章と，上記の場面想定文が呈示された。

（αs>．
８００）と状態自尊感情（αs>．
９００），痩せ

各設定場面における状態自尊感情尺度を測定する

たくない女性における４つの場面の痩身願望ために，阿部・今野（２００７）が作成した状態自尊（αs>．８００）と状態自尊感情（αs>．
９００））。

感情尺度計９項目を使用した。具体的項目は，「い

痩せたい女性の痩身願望得点について２（他者

ま，自分は人並みに価値のある人間であると感じの性別：異性・同性）×２（指摘の有無：指摘ある」，「いま，自分には色々な良い素質があると感り・指摘なし）の参加者内分散分析を行った結果，じる」，「いま，自分は失敗者だと感じる（逆転項

指摘の有無の主効果（F（１，６３）= ３２．５２，p<．００１，目）」，「いま，自分は事物を人並みにうまくやれηp2=．３４０）と交互作用（F（１，６３）=５．１６，p=．０２７，ていると感じる」，「いま，自分には自慢できると

ηp2=．０７６）は有意であった。他者の性別の主効果

ころがないと感じる（逆転項目）」，「いま，自分は有意ではなかった（F（１，６３）= １．３６，p=．２４７，

に対して肯定的であると感じる」，「いま，自分にηp2=．０２１）。下位検定の結果，同性（F（１，１２６）=

ほぼ満足を感じる」，「いま，自分はだめな人間で３４．７８，p<．００１，ηp2=．３５６）および異性（F（１，１２６）あると感じる（逆転項目）」，「いま，自分は役に=９．６７，p=．００２，ηp2=．１３３）の指摘の有無の単純

立たない人間であると感じる（逆転項目）」とい

主効果が有意であり，指摘ありが指摘なしよりもう質問項目であった。各項目について「あてはま高かった。また，他者の性別の単純主効果は指摘る」（５点）から「あてはまらない」（１点）の５なし条件では有意であり，異性が同性よりも高件法の選択肢を設けた。

かったが（F（１，１２６）= ５．９４，p=．０１６，ηp2=．０８６），

さらに，次の画面では身長と体重について入力

指摘あり条件では有意ではなかった（F（１，１２６）=を求める質問が表示された。尚，身長と体重は０．６４，p=．４２７，ηp2=．０１０）。痩せたくない女性では，

BMI を算出するために取得した（BMI= 体重 kg

指 摘 の 有 無 の 主 効 果 は 有 意 で あ り（F（１，２３）=－46－

他者の評価が自己不全感および自己呈示において女子大学生の痩身願望に与える影響（高Table. １

萍・大杉

尚之）

実験１における条件ごとの痩身願望および状態自尊感情得点
指摘なし

指摘あり

異性

同性

異性

同性

痩身願望

３４．５

３２．１

３８．１

３８．９

状態自尊感情

２９．５

３０．１

２６．０

２６．６

痩身願望

１８．７

１６．３

２９．２

２６．５

状態自尊感情

３２．８

３３．０

２７．６

２６．６

痩せたい女性

痩せたくない女性

３３．２２，p<．００１，ηp2=．５９１）。他者の性別の主効果

また，他者の指摘の有無の差分を同性と異性とで（F（１，２３）= ３．９８，p=．０５８，ηp2=．１４７），交互作用比較したところ，同性の差分（M= ６．８，SD= ９．４）

（F（１，２３）= ０．０１，p=．９２５，ηp2<．００１）は有意でが異性の差分（M= ３．６，SD= ９．１）よりも有意にはなかった。以上の結果より，痩せたい女性，痩大 き か っ た（t（63）= ２．２７，p=．０３６）。 こ の よ う

せたくない女性ともに他者の指摘は有意に痩身願に指摘の効果の大きさが同性の方が大きくなるこ

望を増加させることが示された。

とはいずれの研究とも異なっていた。この理由と痩せたい女性の状態自尊感情について痩身願して，指摘なしの時の異性の痩身願望が同性より望と同様の分析を行った結果，指摘の有無の主も高かったのが，指摘ありの時には変わらない（ま効 果 は 有 意 で あ り（F（１，６３）= ２３．６７，p<．００１，

たはわずかに同性の方が高い）傾向にあったこと

ηp2=．２７３），他者の性別の主効果（F（１，６３）= １．１９，が考えられる。指摘されない場合でも異性との会

p=．２８０，ηp2=．０１８）， 交 互 作 用（F（１，６３）<０．０１，

話場面を想像することで痩身願望が高まったのか

p=．９８６，ηp2<．００１）は有意ではなかった。痩せたもしれないが，同様の傾向は高・大杉（２０２１）でくない女性も同様に，指摘の有無の主効果は有意示されていないこともあり，頑健に生じる効果でであり（F（１，２３）= １５．２１，p=．００１，ηp2=．３９８），はないと考えられる。
また，状態自尊感情については，痩せたい女性，

他者の性別の主効果（F（１，２３）= ０．６８，p=．
４１７，
ηp2=．０２９），交互作用（F（１，２３）= １．９７，p=．
１７４，

痩せたくない女性のいずれも，性別の違いによらηp2=．０７９）は有意ではなかった。以上の結果より，ず指摘による状態自尊感情の低下が示された。以痩せたい女性と痩せたくない女性ともに他者の指上より，他者からの指摘は痩身願望を上昇させる摘は有意に状態自尊感情を減少させることが示さとともに，状態自尊感情を低下させることが示された。

れた。この結果は，自尊感情と痩身願望の負の相考関を示す多くの個人属性に関する研究（e.g., 馬場・察

菅原，２０００）と一致する。すなわち，他者の評価

実験１の目的は，他者からの指摘が女子大学生

が自己不全感を生じさせることによって痩身願望の痩身願望と自己不全感に与える影響について明を高めることが支持された。

らかにすることであった。痩せたい女性と痩せた

実験２

くない女性のいずれも，他者から体型に関する指摘をされることで痩身願望が高くなることが示さ

実験２の目的は，他者からの指摘が女子大学生れた。この結果は，高・大杉（２０２１）や，釜谷・の痩身願望，自己呈示（状態承認欲求，体型印象

藤島（２０１０）と一致する。ただし，痩せたい女性

管理予期）に与える影響について明らかにするこで指摘の有無と他者の性別間の交互作用があった。

とであった。痩身願望に加えて，２種類の状態承－47－

他者の評価が自己不全感および自己呈示において女子大学生の痩身願望に与える影響（高

萍・大杉

尚之）

認欲求（状態賞賛獲得欲求，状態拒否回避欲求），（N=６０）。身長と体重の入力があった５４名の平均体型印象管理予期（体型ポジティブ印象予期，体BMI は２０．９６９（SD=３．３８６）であった。痩せたい型ネガティブ印象予期）を従属変数とした。

女性（N=３６），痩せたくない女性（N=２１）に分

方
実験参加者

けて分析を行った。「むしろ太りたい」と回答し法た女性データ（N= ３）は分析から除外した。条

大学生９０名が実験に参加した。サ

件ごとの痩身願望得点，状態承認欲求（状態賞賛

ンプルサイズは実験１と同じ基準で決定した。

獲得欲求，状態拒否回避欲求）得点，体型印象管

データの削除希望者が１名いたことから，８９名の理予期（体型ポジティブ印象予期・体型ネガティ

データの属性を示す（女性６０名，男性２３名，未回ブ印象予期）得点は Table ２に示した。各尺度

答は６名の内的整合性は十分に高かった（痩せたい女性に

平均年齢２０．０２２歳，SD= １．８５９）。

要因計画，手続き，尺度 要因計画と手続きはおける４つの場面の痩身願望（αs>．８５０）と状

下記の点を除いては実験１と同じであった。実験

態承認欲求（αs>．
８００），痩せたくない女性デー

２では自尊感情尺度の代わりに状態承認欲求尺度

タにおける４つの場面の痩身願望（αs >．７００）（鈴木・本田，２０１１），体型印象管理予期尺度（鈴と状態承認欲求（αs>．８５０））。体型印象管理予木，２０１５ａ）を測定した。４つの場面でそれぞれ，期は２項目であり，別因子であることからα係数

痩身願望尺度への回答，状態承認欲求尺度への回は算出しなかった。

答，体型印象管理予期尺度への回答を求めた。各

痩身願望得点について実験１と同様の分析を場面で，痩身願望，状態承認欲求，体型印象管理行った結果，痩せたい女性では，指摘の有無の主予期の順番で回答した。状態承認欲求尺度計６項

効 果（F（１，３５）= ２１．９４，p<．００１，ηp2=．３８５）。 他

目（状態賞賛獲得欲求３項目，状態拒否回避欲求者 の 性 別 の 主 効 果（F（１，３５）= ８．７５，p=．００６，

３項目）（鈴木・本田，２０１１）を使用した。状態

ηp2=．２００）が有意であった。交互作用は有意では賞賛獲得欲求の具体的項目は，「褒められたい」，

なかった（F
（１，３５）= ０．３３，p=．
５６７，ηp2=．００９）。

「尊敬されたい」，「認められたい」，状態拒否回

痩せたくない女性では，指摘の有無の主効果は有避欲求の具体的項目は，「否定されたくない」，「嫌意であり（F（１，２０）= １１．４２，p=．００３，ηp2=．３６３），

がられたくない」，「拒否されたくない」という質

他者の性別の主効果（F（１，２０）= ０．２７，p=．６１１，

問項目であった。各項目について「非常にあては

ηp2=．０１３），交互作用（F（１，２０）= ２．１０，p=．
１６３，

まる」
（６点）から「まったくあてはまらない」（１

ηp2=．０９５）は有意ではなかった。以上より，痩せ点）の６件法であった。また，体型印象管理予期

たい女性，痩せたくない女性ともに他者の指摘は（体型ポジティブ印象予期・体型ネガティブ印象

有意に痩身願望を増加させることが示された。ま予期）尺度計２項目（鈴木，２０１５）を使用した。

た，痩せたい女性では同性よりも異性と一緒にい体型ポジティブ印象予期の項目は，「やせていたる場面での痩身願望が高くなる傾向も示された。

ら良い印象を持ってもらえる」，体型ネガティブ

状態賞賛獲得欲求では，痩せたい女性における印象予期の項目は，「今の体型だと良い印象をもっ指摘の有無の主効果（F（１，３５）= ０．１８，p=．６７８，てもらえない」という質問項目であった。各項目

ηp2=．００５），他者の性別の主効果（F（１，３５）= ０．４９，について「とてもそう思う」（７点）から「まっp=．４８７，ηp2=．０１４）は有意ではなかった。交互作

たくそう思わない」（１点）の７件法であった。

用（F（１，３５）= ５．２５，p=．０２８，ηp2=．１３０） は 有 意結果

性別回答で女性と答えたデータのみを分析したであった。下位検定の結果，同性（F（１，７０）= １．９２，
p=．１７０，ηp2=．０５２）および異性（F（１，７０）= ０．４０，p=．５２８，ηp2=．０１１）の指摘の有無の単純主効果，－48－

他者の評価が自己不全感および自己呈示において女子大学生の痩身願望に与える影響（高

萍・大杉

尚之）

Table.2 実
 験２における条件ごとの痩身願望，状態賞賛獲得欲求，状態拒否回避欲求，体型ポジティブ印象予期，体型ネガティブ印象予期得点
指摘なし

指摘あり

異性

同性

異性

同性

痩身願望

36.4

35.1

41.4

39.4

状態賞賛獲得欲求

13.5

13.8

13.8

13.1

状態拒否回避欲求

15.6

14.9

15.3

14.3

体型ポジティブ印象予期

5.6

4.9

5.8

5.5

体型ネガティブ印象予期

4.5

4.0

5.2

5.0

痩身願望

16.9

16.0

24.1

26.0

状態賞賛獲得欲求

12.6

12.6

11.8

12.7

状態拒否回避欲求

14.2

13.6

13.2

14.7

体型ポジティブ印象予期

3.7

3.2

4.5

4.6

体型ネガティブ印象予期

2.7

2.3

3.6

3.8

痩せたい女性

痩せたくない女性

および指摘なし条件（F（１，７０）= ０．４０，p=．
５３１，

ηp2=．１１０）および異性（F（１，４０）= ２．２７，p=．１４０，

ηp2=．０１１），指摘あり条件（F（１，７０）= ３．３０，p=．

ηp2=．１０２）の指摘の有無の単純主効果，指摘なし

０７３，ηp2=．０８６）における他者の性別の単純主効条件における他者の性別の単純主効果（F（１，４０）

果も有意ではなかった。以上より，交互作用は示= ０．９２，p=．３４３，ηp2=．０４４）は有意ではなく，指されたが，頑健な効果ではなく，状態賞賛獲得欲摘あり条件における他者の性別の単純主効果のみ

求に与えた影響は微弱であると考えられる。痩せが有意であった（F（１，４０）= ４．５１，p=．０４０，ηp2=．

たくない女性については，指摘の有無の主効果１８４）。指摘なし条件では，同性は異性よりも高く（F（１，２０）= ０．４０，p=．５３３，ηp2=．０２０），他者の性なることが示された。以上の結果より，痩せたい

別の主効果（F（１，２０）= ０．５３，p=．４７５，ηp2=．０２６），

女性では指摘により拒否回避欲求は変化せず，痩交 互 作 用（F（１，２０）= １．１７，p=．２９２，ηp2=．０５５）

せたくない女性では異性に指摘された時に比べ，の全てが有意ではなかった。以上の結果より，痩同性に指摘された場合に状態拒否回避欲求が上昇

せたい女性と痩せたくない女性ともに指摘によりする傾向が示された。

状態賞賛獲得欲求は変化しないことが示された。

体 型 ポ ジ テ ィ ブ 印 象 予 期 で は， 痩 せ た い

状態拒否回避欲求では，痩せたい女性における女 性 に お け る 指 摘 の 有 無 の 主 効 果（F（１，３５）=

他者の性別の主効果（F（１，３５）= １３．６５，p=．
００１，

６．６６，p=．０１４，ηp2=．１６０）と他者の性別の主効果

ηp2=．２８１）は有意であった。指摘の有無の主効果（F（F（１，３５）= １０．６１，p=．
００２，ηp2=．２３３）が有意で（１，３５）= １．８２，p=．１８６，ηp2=．０４９），交互作用（Fあった。交互作用は有意ではなかった（F（１，３５）（１，３５）= ０．３３，p=．５７２，ηp2=．００９）は有意ではな= １．３２，p=．２５８，ηp2=．０３６）。痩せたくない女性

かった。痩せたくない女性については，指摘の有については，指摘の有無の主効果は有意であった無の主効果（F（１，２０）<０．０１，p=．９６７，ηp2<．００１），（F（１，２０）= ６．２０，p=．
０２２，ηp2=．２３７）。他者の性

他者の性別の主効果（F（１，２０）= ０．５０，p=．
４８９，

別の主効果（F（１，２０）= ０．２６，p=．６１６，ηp2=．０１３），

ηp2=．０２４）は有意ではなく，交互作用（F（１，２０）

交 互 作 用（F（１，２０）= ２．３２，p=．１４３，ηp2=．１０４）= ７．４６，p=．０１３，ηp2=．２７２）は有意であった。下は有意ではなかった。以上の結果より，痩せたい

位検定の結果，同性（F（１，４０）= ２．４８，p=．
１２３，

女性，痩せたくない女性ともに指摘は体型ポジ－49－

他者の評価が自己不全感および自己呈示において女子大学生の痩身願望に与える影響（高

萍・大杉

尚之）

ティブ印象予期を増加させること，痩せたい女性

痩せたい女性と痩せたくない女性で一貫しているでは同性よりも異性と一緒にいる場面において体

わけではなく，頑健な傾向ではないと考えられる。

型ポジティブ印象予期が高まることが示された。

一方で，体型印象管理予期については，指摘によ

体型ネガティブ印象予期では，痩せたい女性にり，一貫して上昇しており，他者の指摘により痩おける指摘の有無の主効果（F（１，３５）= １３．５７，

身願望と連動して変化する要因であると考えられ

p=．００１，ηp2=．２７９），他者の性別の主効果（F（１，３５）る。

= ４．３４，p=．０４５，ηp2=．１１０）が有意であった。交互

総合考察

作用は有意ではなかった（F（１，３５）= １．０８，p=．３０７，
ηp2=．０３０）。痩せたくない女性についても指摘の自己不全感と自己呈示の観点による説明（e.g.,

有無の主効果は有意であった（F（１，２０）= １１．５１，

馬場・菅原，２０００）は，個人属性と痩身願望の関

p=．００３，ηp2=．３６５）。他者の性別の主効果（F（１，２０）係を調べる研究で提案・支持されてきたが，他者= ０．０８，p=．７８４，ηp2=．００４），交互作用（F（１，２０）の評価といった状況要因においても，その説明が= ２．７９，p=．１１０，ηp2=．１２３）は有意ではなかった。

当てはまるのかは明らかではなかった。そこで本以上より，痩せたい女性，痩せたくない女性とも

研究は，自己不全感と自己呈示の２つの観点（e.g.,に指摘は体型ネガティブ印象予期を増加させるこ

馬場・菅原，２０００）において，他者の指摘が女子と，痩せたい女性では同性よりも異性と一緒にい大学生の痩身願望に与える影響について明らかにる場面において体型ネガティブ印象予期が高まるすることを目的とした。実験１では，他者からのことが示された。

体型に関する直接的な指摘が女子大学生の状態自考

尊感情および痩身願望に与える影響，実験２では察

状態承認欲求，体型印象管理予期および痩身願望

実験２の目的は，他者からの指摘が女子大学生に与える影響について検討した。その結果，他者の痩身願望および自己呈示に与える影響についての指摘は痩身願望の上昇とともに状態自尊感情の明らかにすることであった。痩せたい女性と痩せ減少を生じさせること（実験１），状態承認欲求

たくない女性のいずれも，他者から体型に関するを変化させずに体型印象管理予期を上昇させるこ指摘をされると痩身願望が高くなることが示されと（実験２）が示された。以上より，他者の評価た。この結果は実験１とも同様であり，高・大杉により自己不全感が生じる，または自己呈示によ（２０２１）や，釜谷・藤島（２０１０）と一致する。まる予期を生じさせることによって，痩身願望を高た，本実験では，痩せたい女性において同性よりめることが示された。すなわち，他者の評価といっも異性と一緒にいる場面での痩身願望が高くなる

た状況要因においても自己不全感と自己呈示の観傾向が示された。性別に関連した効果が実験ごと点による説明が当てはまることが示された。

に異なる理由は明らかではないが，本実験では自本研究では，性別の違いによらず他者の指摘は己呈示に関する質問を加えたことで自己意識が高

痩身願望が高まり，状態自尊感情が低くなること

まり，異性に対する痩身願望が上昇した可能性もが示された。この結果は，自尊心（自尊感情）と考えられる。

痩身願望の間の負の相関関係を示す多くの研究

他者の性別と他者の指摘は，状態賞賛獲得欲求（e.g., 馬場・菅原，２０００）と一致する。すなわち，および状態拒否回避欲求は変化せず，体型ポジ

馬場・菅原（２０００）が想定した自己不全感に基づ

ティブ印象予期および体型ネガティブ印象予期のき痩身願望が上昇するルートについて，個人属性

みを上昇させることが示された。状態承認欲求でだけでなく，他者からの指摘という状況要因につは，部分的な交互作用効果は示されているものの，いても示すことが出来た。体型に対して直接的に－50－

他者の評価が自己不全感および自己呈示において女子大学生の痩身願望に与える影響（高

萍・大杉

尚之）

指摘された場合には，自己不全感を生じさせる原に対する意識が引き起こされ，印象管理予期およ因を痩身という手段によって解決することができ

び痩身願望の上昇につながったと考えられる。

るため，多くの参加者の自尊感情の低下（自己不以上のように，本研究では他者から直接的な体全感の上昇）が痩身願望の上昇につながったと考型に関する指摘をされた場面を想定するように求え ら れ る。 た だ し， 本 研 究 の 結 果 は Mills &めた実験により，他者からの指摘は，状態自尊感

Miller（２００７）のネガティブフィードバック実験

情が低くなること（実験１），状態賞賛獲得欲求とは一致しなかった。この実験では，自己の体重および状態拒否回避欲求を変化させず，体型印象に対するネガティブフィードバックが与えられた管理予期を増加させること（実験２）が示された。

が，状態自尊感情は低下しなかった。この操作で他者の評価により自己不全感が生じる，または自は，「痩せた方が良い」と直接的に指摘されたわ

己呈示による予期を生じさせることによって，痩けではないため，自己不全感を感じるほどの影響

身願望を高めると考えられる。ただし，本研究ではなかったのかもしれない。一方で，本研究のよは以下のような限界も考えられる。本研究は「場うに「もっと痩せた方が良い」と直接的に体型を面想定」を用いていることから，本研究の知見は指摘された場面では，大きなストレッサーとなり，

実生活での痩身願望が上昇する状況の推定に留状態自尊感情が低下した可能性が考えられる。

まっている。今後は，本研究で推定されたような

また，他者の指摘は状態承認欲求を変化せず，痩身願望が高まる状況が，現実場面において起こ体型印象管理予期のみを上昇させることが示されり得るのかについて検証が必要になる。また，今た。これは，鈴木（２０１２）の個人属性に関する研後の展望として，本研究の成果は自己不全感の解究で，痩身願望に直接的な影響を及ぼすのは体型決策，または自己呈示の手段として過度のダイ

ポジティブ印象予期，体型ネガティブ印象予期でエット行動を行わないように介入する研究につなあったことと一致する結果である。鈴木（２０１２）

がる可能性がある。自己不全感や印象管理への予では，賞賛獲得欲求が体型ポジティブ印象予期を期にとらわれてダイエット行動を行わないように，

経由して痩身願望に影響するルートと，拒否回避

痩身行動の目的について正しい認識を持つことに欲求が体型ネガティブ印象予期を経由して痩身願も役立つだろう。

望に影響するルートがあることを提案している。

引用文献

他者の指摘は，このルートの承認欲求に関連する部分には影響せず，印象予期に関連する部分以降

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木（２０１５）とも一致する。鈴木（２０１５）では，買い物場面に比べて，海水浴場面で，体型印象管理

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予期および痩身願望が高くなることが示された。

Kieslich, P. J., & Hilbig, B. E.（2022）. lab. js:

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な体型に関する指摘が引き金となり，自己の体型

学苑人間

清原直彦・檜山美希・本田未菜美・西村太志（２０１２）．
－51－

他者の評価が自己不全感および自己呈示において女子大学生の痩身願望に与える影響（高男女大学生における痩身願望に影響を与える
心理的諸要因の検討

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萍・大杉

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－52－

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他者の評価が自己不全感および自己呈示において女子大学生の痩身願望に与える影響（高

萍・大杉

尚之）

The effects of Friends’ Weight-Related Criticisms on Japanese Female
Undergraduates’ Desire to Lose Weight in Self-inadequacy and Self-presentation
GAO Ping
OSUGI TakayukiPrevious studies have examined the relationship between the desire to lose weight and personal
attributes, such as the influence of feelings of self-deficiency and self-presentation. However, it is not
only personal attributes that influence the desire to lose weight but also situational factors, such asother people's comments. It remains unclear whether one's desire to lose weight is influenced by theeffects of negative opinions expressed by others about their body. This study consists of two
experiments. In Experiment 1, female undergraduate students were asked to imagine their male and/or female friends pointing out their weight-related physical flaws. The participants then completed aquestionnaire regarding their desire to lose weight (11 self-rated items) and state self-esteem (9 selfrated items). In Experiment 2, a different group of participants was asked to imagine the same situationand complete a questionnaire regarding the need for approval as a state (6 self-rated items) and bodyoutcome expectancy (2 self-rated items). The results revealed that other people's negative opinions
about one's body increased their desire to lose weight and body outcome expectancy, while decreasing
their state self-esteem. These findings suggest that other people's negative opinions contribute to anincreased desire to lose weight due to a sense of self-inadequacy arising from the criticism of othersand expectations related to self-presentation.

－53－