東京成徳短期大学紀要

第 48 号

2015年3月

青年期の愛着スタイルと被援助志向性
馬場康宏

1 ．はじめに本研究では、青年期の愛着スタイルと被援助志向性との関連を明らかにすることを目的とした。
短期大学に通う青年178名を対象として、愛着スタイルについては中尾・加藤（2004）の「一般他者を想定した愛着スタイル尺度」、被援助志向性については田村・石隈（2006）の「特性被援助志向性尺度」を用いた質問紙調査法による測定を実施した。分散分析の結果、ポジティブな他者観を形成していると考えられる安定型及びとらわれ型の愛着スタイルを持つ者は、ネガティブな他者観を形成していると考えられる愛着軽視型及び恐れ型より有意に被援助に対する肯定的態度が高いことが明らかになった。また、安定型の愛着スタイルを形成している者は、愛着軽視型、とらわれ型、恐れ型より有意に被援助に対する疑念や抵抗感は低く、ネガティブな自己観を形成していると考えられるとらわれ型と恐れ型では、他者に対してより回避傾向の高い恐れ型の方が、被援助に対する疑念や抵抗感が高いことが明らかになった。
愛着スタイルBowlby（1969, 1982）は、子どもと主たる養育者との間で形成される情緒的絆を愛着という概念で説明した。愛着は、人生早期に子どもと主たる養育者の相互作用により形成され、また、質的な差があることも認められている。さらに、愛着は人生早期の親子関係に適応されるのみならず、生涯を通して対人関係の形成に影響を与えるものと考えられている。
Bowlby（1973）は、乳幼児は養育者との相互作用の中で、一つは他者に関する、そしてもう一つは自己に関する心的表象を形成すると仮定した。他者は自分を受け入れてくれる存在か、自分は他者に愛されるだけの価値ある存在かに関わる内的作業モデル（InternalWorking Models：以下IWMと略記）が形成され、このIWMが、後の対人関係上の情報処理や行動のベースとして機能すると考えたのである。
青年・成人期以降の愛着スタイルの測定について、Bartholomew（1991）は、BowlbyのIWMの考え方に基づき、自己観と他者観の両側面から愛着スタイルを解釈できるとした。
さらにBrennanら（1998）は、「親密な対人関係体験尺度」を開発し、自己観に対応する「見捨てられ不安」と、他者観に対応する「親密性の回避」の二つの因子を抽出している。
中尾・加藤（2004）は、Brennanらの尺度を元に、日本語版の「一般他者を想定した愛着スタイル尺度」を開発し、信頼性と妥当性も確認されている。
近年の青年・成人期の対人関係に関する多くの研究では、自己観と他者観に関わるIWMとして「見捨てられ不安」と「親密性の回避」を測定し、各々の高低により 4 タイプに分類することで愛着スタイルを測定する方法がとられている。「見捨てられ不安」は対人関係上の不安に関係し、自己についてのIWMがネガティブであるとこの不安は高くなり、「親密性― 47 ―の回避」は対人志向性と関係し、他者についてのIWMがネガティブであると回避傾向は強くなると考えられている。
本研究も先行研究に従って、「見捨てられ不安」と「親密性の回避」の高低の組み合わせによる 4 タイプを愛着スタイルとして検討する。
被援助志向性
日常生活において、自分一人では解決困難な問題に遭遇し、このような状況に陥った際、他者に援助を求められるか否かは、個人の環境への適応・不適応に影響を与えると考えられる。このような状況で、他者に援助を求めるか否かについての個人の認知的な傾向については、被援助志向性として教育心理学、カウンセリング心理学などの分野でも研究が進んでいる。水野・石隈（1999）は「個人が、情緒的、行動的問題および現実生活における中心的な問題で、カウンセリングやメンタルヘルスサービスの専門家、教師などの職業的な援助者および友人・家族などのインフォーマルな援助者に援助を求めるかどうかについての認知的枠組み」と定義した。また、水野・石隈（1999）は、これまでの被援助志向性に関する研究を、デモグラフィック要因との関連、ネットワーク変数との関連、パーソナリティ変数との関連、個人が抱えている問題の深刻さや症状との関連の 4 領域に分類した。
パーソナリティ変数との関連に注目した研究としては、自尊感情との関連を検討したものが多くなされている。例えば、本田ら（2009）は、中学生を対象として被援助志向性と自尊感情の関連を検討し、自尊感情が低いほど被援助志向性が低いことを明らかにした。
また、田村・石隈（2002）は、中学校教師の被援助志向性と教師自尊感情について検討し、男性教師と女性教師では異なる傾向が見られたことを示し、個々のパーソナリティや性差等の要因を考慮したうえでのサポートが必要であることを示唆した。
永井（2010）は、大学生を対象として援助要請に関わる前述 4 領域についての包括的な研究を行い、パーソナリティ要因としてIWMなどが重要となる可能性を示唆している。
本研究は青年を対象として、パーソナリティ要因としてのIWMに注目し、被援助志向性との関連について検討する。
2 ．方法

調査対象
短期大学の学生178名
調査時期
2013年 5 月
調査手続き
質問紙調査法による調査を実施した。質問紙はフェイスシート、愛着スタイル尺度、被援助志向性尺度から構成された。
愛着スタイル尺度は中尾・加藤（2004）の「一般他者を想定した愛着スタイル尺度」を用いた。様々な対人関係の中で普通によく体験していることを思い浮かべながら、「全くあてはまらない」から「非常によくあてはまる」まで、 7 件法による回答を求めた。
被援助志向性尺度は田村・石隈（2006）の「特性被援助志向性尺度」を用いた。普段の大学生活の中で、自分一人で解決するには非常に困難な問題に直面した場合の気持ちの傾向に― 48 ―

ついて、「全くあてはまらない」から「よくあてはまる」まで 5 件法による回答を求めた。
3 ．結果と考察
愛着スタイル
回答が得られた178名（男性 4 名、女性174名）を分析対象とした。
愛着スタイル尺度の36項目について、 2 因子解で主因子法・プロマックス回転による因子分析を行い、因子間相関を確認したところ.14であった。再度、主因子法・バリマックス回転による因子分析を行った結果、先行研究同様、 2 因子構造が妥当であると考えられた。
なお、共通性が著しく低い項目及び因子負荷量が.35以下の 7 項目を削除した。
先行研究に従い第 1 因子を「見捨てられ不安」、第 2 因子を「親密性の回避」と命名する。
内的整合性を確認するため、Cronbachのα係数を算出した。第 1 因子「見捨てられ不安」
はα＝.87、第 2 因子「親密性の回避」はα＝.81と高い内的整合性が確認された。因子分析の結果をTable 1 に示す。
Table 1

愛着スタイル尺度の因子分析
項目

因子 1

因子 2

共通性

02

私は、見捨てられるのではないかと心配だ

.73

.15

.56

14

私は一人ぼっちになってしまうのではないかと心配する

.73

.02

.53

06

‌
私が人のことを大切に思うほどには、人が私のことを大切に思っていないのではないかと私は心配する

.68

.09

.47

08

私は、知り合いを失うのではないかとけっこう心配している

.67

.09

.46

04

私は、いろいろな人との関係について、非常に心配している

.63

.15

.42

.60

−.07

.36

‌
私は、（知り合いに）見捨てられるのではないかと心配になることはほとんどない（R）

.59

.02

.35

16 私が人ととても親密になりたいと強く望むがために、ときどき人はうんざり‌
して私から離れていってしまう

.57

−.12

.34

18 私には、人が私に対して好意的であるということを何度も何度も言ってくれ‌ることが必要だ.53.04.28

12 私があまりにも気持ちの上で完全に一つになることを求めるがために、とき‌
どき人はうんざりして私から離れていってしまう
2230‌
私は、私がいてほしいと望むぐらいに人がそばにいてくれないと、イライラしてしまう.52−.16.3026‌
私が親密になりたいと望むほどには、人は私と親密になりたいと思っていな
いと私は思う

.51

.09

.27

24 私は人に自分のことを好きになってもらうことができなかったら、私はきっ‌と気が動転して、悲しくなったり腹が立ったりする

.43

−.10

.19

28

私はだれかと付き合っていないと、何となく不安で不安定な気持ちになる

.42

−.18

.21

10

‌
私はいつも、人が私に対していだいてくれる気持ちが、私が人に対していだ
いている気持ちと同じくらい強ければいいのになあと思う

.41

−.04

.17

20

‌
私は、人にもっと自分の感情や自分たちの関係に真剣であることを示させようとしているのを感じることがときどきある

.40

−.07

.17

15

私は、心の奥底にある考えや気持ちを人に話すことに抵抗がない（R）

−.03

.65

.43

― 49 ―01‌
心の奥底で何を感じているかを人にみせるのはどちらかというと好きではな
い.01

.62

.38

09

私は人に心を開くのに抵抗を感じる

.28

.61

.45

25

私は、人に何でも話す（R）−.10.56.32

29

私は人に頼ることに抵抗がない（R）−.20.55

.34

07

‌
私は、人が自分に対して非常に親密になりたがってくると、いごこち悪く感じる.33.49.3523

私は人とあまり親密になることがどちらかというと好きではない

.05

.48

.23

31

私は、人になぐさめやアドバイス、助けを求めることに抵抗がない（R）−.25.46.27

11 私は人と親密になりたいのだが、いつの間にかついつい後ずさりしているこ‌とが多い

.33

.44

.30

27

私はたいてい、人と自分の問題や心配ごとを話し合う（R）−.21.42.2235

私は、なぐさめやはげましなど、いろんなことで助けを求める（R）

−.33

.40

.27

17

私は人とあまり親密にならないようにしている

.30

.39

.25

21

私は、自分が人に依存することを許すことがなかなかできないと思う.04.37.1403

私は、人と親密になることがとてもここちよい（R）−.05.37.14

因子寄与

5.56

3.61

9.17

累積寄与率

19.16

31.62

（主因子法・バリマックス回転）（（R）は逆転項目を示す）

愛着スタイル尺度の下位尺度である見捨てられ不安15項目、及び親密性の回避14項目について、各々「全くあてはまらない」から「よくあてはまる」までを 1 点から 7 点として得点化し、合計したものを下位尺度得点とした。なお、逆転項目の 8 項目については「全くあてはまらない」から「よくあてはまる」までを 7 点から 1 点として得点化した。
各尺度の平均得点と標準偏差をTable 2 に示す。
見捨てられ不安尺度及び親密性の回避尺度の各平均得点を基準として高群・低群に分類し、この組み合わせにより愛着スタイルを 4 つに分類した。見捨てられ不安と親密性の回避がどちらとも低い群を「安定型」、見捨てられ不安が低く親密性の回避が高い群を「愛着軽視型」、見捨てられ不安が高く親密性の回避が低い群を「とらわれ型」、見捨てられ不安と親密性の回避がどちらも高い群を「恐れ型」とした。各愛着スタイルの人数は、安定型が43名、愛着軽視型が35名、とらわれ型が49名、恐れ型が51名であった（Table 3 ）。
Table 2

愛着スタイル下位尺度の平均得点と標準偏差平均標準偏差

見捨てられ不安

53.51

14.24

親密性の回避

53.63

11.74

― 50 ―

Table 3

愛着スタイルの分類及び人数
親密性の回避低高低

安定43名

愛着軽視35名

高とらわれ49名

恐れ51名見捨てられ不安

被援助志向性
特性被援助志向性尺度の13項目について、主因子法・プロマックス回転による因子分析を行った。因子負荷量の低い 1 項目を削除し、解釈可能な 2 因子を抽出した。第 1 因子は「被援助に対する肯定的態度」、第 2 因子は「被援助に対する疑念や抵抗感」と命名された。なお、因子間相関は−.47であった。
内的整合性を確認するため、Cronbachのα係数を算出した。「被援助に対する肯定的態度」の因子はα＝.80、「被援助に対する疑念や抵抗感」の因子はα＝.77であった。
Table 4

被援助志向性尺度の因子分析結果
因子 105直面した困難な問題について、誰かに話を聞いて欲しいと思う方である.80

因子 2.1001

問題解決のために、他者からの適切な助言が欲しいと思う方である

.72

.09

11

問題解決のために、一緒に対処してくれる人が欲しいと思う方である

.69

.12

13

困難に直面するたびに、まわりの人に助けられながら、問題を解決していく方である.64−.0107他者の援助や助言は、問題解決に大いに役立つと考える方である

.52

−.20

09

他者に援助を求めると、自分が能力のない人間と思われそうである

.16

.70

10

援助者は、自分の抱えている問題を理解してくれないだろう

−.23

.65

04

他者に援助を求めると、自分が弱い人間と思われそうである

.18

.64

12

援助者は、自分の抱えている問題を解決できないだろう

−.26

.58

02

援助者は、自分の抱えている問題を真剣に考えてはくれないだろう

.06

.51

08

援助者が、自分の期待通りに応えてくれるかどうか、心配になる

.05

.46

06

援助者は、相談内容についての秘密を守ってくれないだろう−.06
因子間相関（主因子法・プロマックス回転）

Table 5

被援助志向性下位尺度の平均得点と標準偏差平均標準偏差

被援助に対する肯定的態度

19.38

3.38

被援助に対する疑念や抵抗感

16.86

4.62

― 51 ―.45−.47

愛着スタイルと被援助志向性の関連
被援助志向性の下位尺度である「被援助に対する肯定的態度」と「被援助に対する疑念や抵抗感」の各平均得点を求め、愛着スタイルによる差を検討するため、愛着スタイルを独立変数、被援助志向性の下位尺度得点を従属変数として、各々、一元配置の分散分析を行った。愛着スタイルごとの平均得点をFigure 1 、 2 に、分散分析の結果をTable 6 に示す。

22.00
被援助に対する肯定的態度得点の平均値

21.00

20.00

19.00

18.00

17.00
安定

愛着軽視

とらわれ

恐れ

愛着スタイルFigure 1

各愛着スタイルと被援助に対する肯定的態度得点

20.00
被援助に対する疑念や抵抗感得点の平均値

18.00

16.00

14.00

安定Figure 2

愛着軽視

とらわれ

愛着スタイル恐れ

各愛着スタイルと被援助に対する疑念や抵抗感得点― 52 ―

Table 6

愛着スタイルと被援助志向性下位尺度得点
1 ．安定

2 ．愛着軽視

3 ．とらわれ

4 ．恐れ

M

MM

MSDSD

SDSD

平均得点の順位

多重比較の結果（Tukey HSD法）

被援助に対する肯定的態度得点

20.53 （2.41） 17.40 （3.42） 21.08 （2.49） 18.14 （3.66）

3＞1＞4＞2

1 ＞ 2 **、 1 ＞ 4 *3 ＞ 2 **、 3 ＞ 4 **被援助に対する疑念や抵抗感の得点

13.07 （3.14） 17.91 （3.62） 16.55 （4.27） 19.63 （4.45）

4＞2＞3＞1

1 ＜ 2 **、 1 ＜ 3 **、1 ＜ 4 **、 4 ＞ 3 *（*p＜.01 **p＜.001）

分散分析の結果、「被援助に対する肯定的態度」に有意な差が見られた（F（3,174）＝
14.97,p＜.001）。さらに、TukeyのHSD法による多重比較の結果、「安定型」は「愛着軽視型」および「恐れ型」より有意に「被援助に対する肯定的態度」得点が高かった。また、「とらわれ型」は「愛着軽視型」および「恐れ型」より有意に「被援助に対する肯定的態度」得点が高かった。
「愛着軽視型」と「恐れ型」は、ともにネガティブな他者観を形成しており、他者と親密な関係を形成すること自体を回避する傾向が強いと考えられる。そのため、普段の生活の中で一人では解決できないような困難な状況に陥った時にも、他者に援助を求めることに消極的であると考えられる。
同様に「被援助に対する疑念や抵抗感」にも有意な差が見られた（F（3,174）＝22.40,p＜.001）。TukeyのHSD法による多重比較の結果、「安定型」は「愛着軽視型」、「とらわれ型」および「おそれ型」より0.1％水準で有意に「被援助に対する疑念や抵抗感」得点が低く、「恐れ型」は「とらわれ型」より 1 ％水準で有意に「被援助に対する疑念や抵抗感」得点が高かった。
「被援助に対する疑念や抵抗感」が最も低いのは「安定型」であった。「安定型」の愛着スタイルを持つ者は、ポジティブな自己観と他者観を形成しており、他者に援助してもらえるだけの価値ある存在として自己を信頼し、他者に対する信頼感も高いと考えられる。そのため、困難な状況に陥った時、他者への援助要請に対する疑念や抵抗感も他の愛着スタイルより低いと考えられる。
「とらわれ型」と「恐れ型」は、ともに「見捨てられ不安」が高く、ネガティブな自己観を形成していると考えられる愛着スタイルを持っている。他者観がネガティブである「恐れ型」の愛着スタイルを持つ者の方が、より援助者に対する疑念や抵抗感が高いと考えられる。
被援助志向性には、パーソナリティ要因としての愛着スタイルが関連していることが明らかになった。しかし、田村・石隈の研究においても示唆されているように、被援助志向性には性差による影響が認められており、今後、愛着スタイルと被援助志向性の関連についても性差の観点からの検討が必要である。
引用文献
Bartholomew, K.,Horowitz, L.M. 1991 Attachment styles among young adults：A test of a four-category model
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Bowlby, J 1969,1982 Attachment and Loss：Vol.1 Atachment. New York：Basic Books. 黒田実郎 他（訳） 2007

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母子関係の理論：Ⅰ愛着行動 岩崎学術出版社
Bowlby, J 1973 Attachment and Loss：Vol.2Separation. New York：Basic Books. 黒田実郎他（訳） 2007 母子関係の理論：Ⅱ分離不安 岩崎学術出版社
Brennan, K.A., Clark, C.L., & Shaver, P.R. 1998 Self-report measurement of adult attachment：An integrative
overview. In J.A.Simpson & W.S.Rholes（Eds.）Attachment theory and close relationships. New York：
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本田真大・新井邦二郎 2009 中学生の被援助志向性と自尊感情、学校生活享受感、援助要請スキルの関連の検討 日本教育心理学会総会発表論文集 51，89
水野治久・石隈利紀 1999 被援助志向性、被援助行動に関する研究の動向 教育心理学研究 47，530-539
中尾達馬・加藤和生 2004 "一般他者"を想定した愛着スタイル尺度の信頼性と妥当性の検討 九州大学心理学研
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永井智 2010 大学生における援助要請意図 教育心理学研究 58，46-56
田村修一・石隈利紀 2002 中学校教師の被援助志向性と自尊感情の関連 教育心理学研究 50，291-300
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