Research Note
Japanese Journal of Administrative Science
Volume 35, No.3, 2024, 75-87
研究ノート
向社会的モチベーションの自律的側面がメンタリング機能に及ぼす影響
経営行動科学第 35 巻第 3 号，2024，75-87

向社会的モチベーションの自律的側面が
メンタリング機能に及ぼす影響＊

高知大学

谷 口 ち さ法政大学大学院

石 山 恒 貴＊＊The impact of autonomous aspects of prosocial motivation on the mentoring function
Chisa TANIGUCHI（Kochi University）
Nobutaka ISHIYAMA（Hosei Graduate School）
This study aimed to examine the impact of the autonomous aspects (APM) of
mentors’ prosocial motivation (PM) for the mentoring function distinguishing
between formal and informal mentors. The survey was conducted on regular
employees between ages 24 to 55, with mentoring experience. First, a new scale
was developed to capture the entire mentoring function, including the process.
Participants were then divided into two groups: formal mentors (n=159) andinformal mentors (n=180). A path analysis with structural analysis of covariance
between the APM and mentoring function was conducted for each group. The
results show that there are differences in the impact of formal and informal
mentor APMs on the mentoring function. Theoretical implications suggest that
we were able to incorporate a mentor-protégé interaction perspective and thatprocess into the mentoring function scale and to verify the differential impactof APMs on formal and informal mentoring.
Keywords：prosocial motivation, mentoring function, formal mentoring, informal mentoring, developmental network

しかしメンターに関する研究蓄積は進んでいな

1．はじめにい（Bozionelos et al., 2011）。

メンタリングの目的は被支援者（プロテジ

メンター研究の多くは意欲に関するものでェ）のキャリア開発であるが（Kram, 2003），

あ り（Bozionelos et al., 2011）， 意 欲 の 高 い

支援者（メンター）の人材開発にも有益である。

メンターは人の役に立ちたいという動機，す経営組織でそのサイクルを確立すればプロテジ

な わ ち 向 社 会 的 モ チ ベ ー シ ョ ン（prosocial

ェの育成に加えてメンターを管理職候補者とし

motivation; 以下，PM）（Bolino & Grant, 2016;て育成することができ，組織に多様な利点をシン・島貫，2021）を有する（Allen, 2003; 谷

もたらすことができる（Ghosh & Reio, 2013）。

口・石山，2022）。近年の研究では PM の自律＊的 側 面（autonomous prosocial motivation; 以＊＊高 知大学 学び創造センター キャリア開発ユニット。
法政大学大学院 政策創造研究科。

下，APM）と統制的側面（controlled prosocial－75－

研究ノート

経営行動科学第 35 巻第 3 号

motivation; 以下，CPM）の存在が明らかにな

タリング機能の尺度を開発する。次にその尺度っている。APM の特徴は自発的に他者貢献にを用いて，APM がメンタリング機能に及ぼす動機づけられていることにあり，CPM の特徴

影響について，公式・非公式メンターの差異をは過度な義務感や心理的圧力から動機付けられ確認する。この成果は，組織内のメンタリングていることにある（シン・島貫，2021）。

制度構築や，メンター育成の指針作成に資する

メンタリング機能とはプロテジェがメンターから享受する支援であり，キャリア的機能と心
理・社会的機能に二分される（Kram, 2003）。
前者はプロテジェの昇進・昇格に関連する支ことになるだろう。

2．先行研究レビュー
2.1

メンタリング機能

メンタリング機能はプロテジェを調査対象と援，後者はプロテジェの心理的な支援や業務外しており，主にメンタリングの成果指標としての関係構築を指す（Kram, 2003）。
メンターの「人の役に立ちたい」という PM

研究蓄積されてきた（Kram, 2003）。成果指標

は 主 に APM を 想 定 し て い る と 考 え ら れ る。

としてのメンタリング機能は，キャリア的機能

CPM は組織行動に悪影響を及ぼすという研究と心理・社会的機能に大別できる。前者はスポ（Bolino & Grant, 2016; シン・島貫，2021）か

ンサーシップ，推薦と可視性，コーチング，保らも，メンタリング機能への正の影響を考慮す

護，やりがいのある仕事の割り当ての 5 つのる対象は APM に限定されるだろう。したがっ下位尺度で構成されており，プロテジェの昇て，本研究ではメンターの APM に絞って議論

進・昇格に影響を及ぼす（Kram, 2003）。後者する。

はロールモデリング，受容と確認，カウンセリ

また，組織に指名された公式メンターと，組

ング，交友の 4 つの下位尺度で構成されており，織の関与を伴わない非公式メンターでは，提プロテジェのコンピテンシーやアイデンティテ

供するメンタリング機能に差異がある（Ebyィに影響を及ぼす（Kram, 2003）。

et al., 2013; Ragins & Cotton, 1999）。しかし，他方，メンターを調査対象としたとき，メンAPM がメンタリング機能に及ぼす影響につい

タリング機能として質問，助言，期待値設定，て，公式・非公式メンターの比較はされていな

課題設定，見通しの付与などが観察されている

い。

（Kraiger et al., 2019; 谷口・石山，2022）。これ

なお，先行研究におけるメンタリング機能

らをプロテジェを調査対象としたメンタリング

尺度（Hu, 2008; Noe, 1988; Ragins & McFarlin,

機能と付き合わせた場合，キャリア的機能なら1989）の調査対象はプロテジェであり，メン

びに心理・社会的機能に包含されるものと考え

ターを対象とした尺度は管見の限り存在しなられる。くわえてメンターはメンタリングの準い。また，これらの尺度は成果指標であるため

備行動，具体的には他者への相談も行う（谷に，メンタリング・プロセスのブラックボック

口・石山，2022）。しかしこれは，キャリア的ス化が指摘されている（Bozionelos et al., 2011;

機能と心理・社会的機能には包含されない。こGhosh et al., 2012）。したがって，メンターをのようなプロテジェとメンターの差異をふまえ調査対象とした，プロセスを含むメンタリング

た新規尺度の開発が求められよう。

機能尺度が求められよう。
本研究ではまずメンターの視点を用いてメン－76－

向社会的モチベーションの自律的側面がメンタリング機能に及ぼす影響

2.2

公式・非公式メンタリング

が APM と CPM である。

メ ン タ リ ン グ 研 究 は 公 式・ 非 公 式 の み な

APM を有する場合，利他的行動の必要性がら ず， デ ベ ロ ッ プ メ ン タ ル・ ネ ッ ト ワ ー ク

個人の価値観に埋め込まれており（シン・島（developmental network; 以 下，DN） へ と 発

貫，2021），自己の利益と利他的行動を両立で展している（Higgins & Kram, 2001）。公式メ

きるため，利他的行動に対する葛藤が少ない

ンタリングの場合，組織の仲介役（e.g. 人事部（Liao et al., 2022）。他方，CPM を有する場合，門）によってメンターとプロテジェは組み合わ

利他的行動に対し過度な負担感や情緒的な消耗される（Gaskill, 1993; Ragins et al., 2000）。他を伴うため（シン・島貫，2021），メンタリン

方，非公式メンタリングはプロテジェがメン

グへの障壁を感じやすく，指導力が低下する

ターを選択し依頼する（Ragins et al., 2000）。

（Allen et al., 1997）。

近年，プロテジェは組織内外の多様なネット

Liao et al.（2002）が提示した枠組みでは，ワークに複数の支援者を持つとされており，こPM は全体的・文脈的・状況的の多様なレベ

れを DN と呼ぶ。（Higgins & Kram, 2001）。

ルで把握できる。この枠組みを敷衍すれば，

本研究ではメンターの区分を明確化するため

APM および CPM も全体的・文脈的・状況的に，公式メンターを「プロテジェと同じ組織になレベルで把握可能であろう。なお，メンタリ

在籍し，組織の仲介役によって組み合わされたングという行為自体は，文脈的あるいは状況的

個人」，非公式メンターを「プロテジェと同じ水準である（Liao et al., 2002）。よって，メン組織に在籍し，プロテジェからメンタリング関

タリングはそれらの水準における向社会的行動係を依頼された個人」と定義する。

と捉えることができる。

公式メンターの場合，非公式メンターと比較して心理・社会的機能が提供されにくい点

3．仮説設定が指摘されている（Eby et al., 2013; Ragins &本研究では，メンターの APM がメンタリン

Cotton, 1999）。しかし，メンターの APM がメグ機能に及ぼす影響について，公式・非公式

ンタリング機能に与える影響について，公式・の差異を明らかにする。したがって，これを非公式メンターの比較はされていない。

解明するための仮説設定を行う。なお，メンターの視点でメンタリング機能を捉え直すため

2.3

メンターの PMに，本研究では最初にメンターの行動にもとモチベーションは全体的（global），文脈的づくメンタリング機能（Kraiger et al., 2019; 谷（contextual）， 状 況 的（situational） の 3 階 層

口・石山，2022）の尺度開発を行う。仮説設定に分類できる。全体的水準は多様な場面においでは，先行研究に基づきキャリア的機能，心て，文脈的水準は特定の領域（e.g. 仕事，家庭）

理・社会的機能（Hu, 2008; Noe, 1988; Ragins

において，状況的水準は特定の活動において出& McFarlin, 1989）， 準 備 行 動（ 谷 口・ 石 山，

現する（Vallerand, 1997）。

2022）の 3 つの下位尺度を用いる。また，メPM は職場で他者に恩恵をもたらそうとする

ンターの APM の影響は公式・非公式メンター

意欲であるが，必ずしも組織や個人に良い影響で異なると考えられるため（Eby et al., 2013;

を与えるとは限らない（Bolino & Grant, 2016;

Ragins & Cotton, 1999），各々に仮説を設定す

シン・島貫，2021）。この差異を説明する概念

る。

－77－

研究ノート

経営行動科学第 35 巻第 3 号

まず，公式メンターについて仮説 1 を設定す

（Eby et al., 2013; Ragins & Cotton, 1999）。こる。APM を有する公式メンターは，利他的行れが前提となるために，プロテジェと良好な関動の対象がプロテジェと仲介役（メンターとプ係を築きたいという自己の利益と，プロテジェ

ロテジェを組み合わせる存在）の双方となるこの役に立ちたいという利他的行動に乖離が少なとが考えられる。公式メンターは仲介役から

いと想定できる。つまり APM を有する非公式

可視化された成果を求められるため（Gaskill,

メンターは，公式メンターと比較してプロテジ

1993），仲介役への利他的な行為として，可視

ェの心理的側面を支援しやすく，それがプロテ化しやすいキャリア的機能をプロテジェに提供

ジェの役に立つと認識できる。したがって，非することが想定できよう。他方，心理的支援に

公式メンターの APM は，心理・社会的機能に関連する心理・社会的機能はその成果を可視化

正の影響を与えると想定できる。

しづらいため，公式メンターは注力しなくなる

仮説 2-2：非公式メンターの APM は，心理・だろう。したがって，公式メンターの APM か

社会的機能に正の影響を与える。

ら心理・社会的機能への正の影響は想定できない。また公式メンタリングの場合，準備行動は組織の仲介役がいない非公式メンターは，準その段取りの多くを仲介役が設定すると考えら備行動を独力で行う必要がある。メンタリン

れる。したがって公式メンターは自身で準備行

グの準備行動は利他的行動そのものであり，動に取り組む必要がないために，APM から準APM を有する非公式メンターは，メンタリン

備行動への正の影響は想定できない。以上のこグの準備行動はプロテジェの役に立つと認識でとから，次の仮説を設定する。

きる。したがって非公式メンターの APM は準仮説 1：公 式メンターの APM は，キャリア

備行動に正の影響を与えると想定できる。

的機能に正の影響を与える。

仮説 2-3：非 公式メンターの APM はメンタ
リングの準備行動に正の影響を与

非公式メンターはプロテジェと相互に積極える。

的に関係構築を行う（Ragins & Cotton, 1999）。
先行研究においても，公式メンターよりも多くのメンタリング機能を提供することが明らかに以上の仮説モデルについて，公式メンターは
図 1，非公式メンターは図 2 に示す。

なっている（Eby et al., 2013）。APM を有する
非公式メンターも，公式メンター同様，キャリ
ア的機能の成果を把握しやすく，それがプロテAPM

ジェの役に立つと認識できる。つまり非公式メ仮説1

キャリア的機能心理・社会的機能

ンターの APM はキャリア的機能に正の影響を与えると想定できる。

準備行動

仮説 2-1：非 公式メンターの APM は，キャ
リア的機能に正の影響を与える。
非公式メンターとプロテジェは，組織からの制約がなく，双方が主体的に関係構築を行う
－78－

図1

仮説モデル（公式メンター）

向社会的モチベーションの自律的側面がメンタリング機能に及ぼす影響
仮説2-1

APM

仮説2-2

れば，減少バイアスを考慮してもなお使用に値

キャリア的機能すると判断した。

仮説2-3

したがって本研究では，同一組織内でメン

心理・社会的機能

ター経験のある 339 名を調査対象とする。調査
対象者の平均年齢は 41.2 歳（標準偏差 8.65），

準備行動

図2

男 性 176 名（51.9 ％）・ 女 性 163 名（48.1 ％），仮説モデル（非公式メンター）

公式 159 名（46.9％）・非公式 180 名（53.1％）であった。なお，公式よりも非公式の方が多く

4．方
4.1

の機能を提供するため（Eby et al., 2013），非法

公式メンターには公式・非公式両方を経験した

手続き

55 名を含めた。

インターネット調査会社（株式会社クロス・
マーケティング）を通じて Web による質問紙

4.3

T1 における測定尺度調査を実施した。同一回答者のコモンメソッド

T1 では独立変数として APM（4 項目），統バイアスに対処するため，調査は 2 回に分けて制変数として CPM（5 項目）を測定した。尺実施した。調査間隔が短すぎるとコモンメソッ

度はシン・島貫（2021）を一部改変して使用しドバイアスを排除できず，長すぎると別の介在た。本研究は公式メンターだけでなく非公式メ

要因が影響する可能性があるため，期間は 3 週

ンターに対しても共通の質問項目を用いるた

間を設定した（Podsakoff et.al., 2012）。1 回目

め，メンタリングは仕事領域に限定されるもの（以下，T1）は 2022 年 1 月 12 ～ 13 日，2 回目

ではない。そのため，原文から仕事だけに特定（以下，T2）は 2022 年 2 月 4 ～ 14 日に実施した。

される内容を省いた 。先行研究に則り「1. まいずれも回答前に調査への参加は匿名かつ任意

ったく当てはまらない」から「7. とても当てであることを明記した。

はまる」の 7 件法で測定した。信頼性係数は

1

APM がα＝ .91，CPM がα＝ .82 と十分な値
4.2

調査対象者

を示したため，そのまま分析に用いた。またそ

調査対象者はメンター経験のある 24 ～ 55 歳の正規雇用者とした。T1 では調査会社の登録の他の統制変数として，年齢，性別，管理職，転職経験に関するデータを取得した。

モニターから無作為抽出した 547 名から回答を得た。T2 は T1 の回答者を対象とし，351 名

4.4 T
 2 における測定尺度（メンタリング機能の新規尺度開発）の回答を得た。このうち，異なる組織に所属するプロテジェを持つメンター 12 名を除外した。

従 来 の メ ン タ リ ン グ 機 能 尺 度（Hu, 2008;

離脱率は 35.8％（公式 41.0％，非公式 30.5％）

Noe, 1988; Ragins & McFarlin, 1989）はプロテ

であり，この調査会社の一般的な離脱率（3 週

ジェを調査対象とした成果変数であるため，メ間で 35 ～ 40％）と比較して，減少バイアス

ンタリングに関連するメンターの行動全体を捉の深刻な影響が懸念されるとまではいえない。

えきれていない。本研究ではメンタリング機能

さらに事前の出現率調査（公式 6.8％，非公式

全体を把握するために，メンターを調査対象と2.8％）から希少なサンプルであることに鑑みするメンタリング機能尺度の新規開発を行っ－79－

研究ノート

経営行動科学第 35 巻第 3 号

た。メンターを調査した先行研究（Kraiger et

公式メンターで想定されるパスが異なるため，

al., 2019; 谷口・石山，2022）にもとづき，質仮説モデルごとにパスを設定した。仮説モデル

問，助言，期待値設定，課題設定，見通しの付の適合度が最も高くなるとは限らないため（狩与など中核となるメンタリング行動と，準備行

野・三浦，2002），分析後に提示される修正指動である他者への相談の実施を問う質問項目と数と改善度を参照し，理論的な妥当性を判断した。新規尺度に準備行動を含めたのは，メンしながら仮説モデルの修正を行った（伊藤他，

タリングの準備そのものが利他的行動であるこ2018）。なお，CPM は仮説モデルの検討からはとに加え，プロテジェとは異なるメンターのメ外したものの，理論上重要であるため統制変数

ンタリング行動全体を網羅するためである。さとして投入した。くわえて年齢，性別ダミー，

らにメンタリングが DN に進展していること

管理職ダミー，転職経験ダミーも投入した。

（Higgins & Kram, 2001）にも配慮し，メンターとプロテジェが同一組織にいるとは限らないことを前提とした。質問項目の作成後，プロテジ

5．結
5.1

果

分析 1：尺度開発

ェを調査対象とした尺度（Hu, 2008; Noe, 1988;

4.4 で選定した 38 項目について，SPSS を用

Ragins & McFarlin, 1989）と照合し，質問項

いて探索的因子分析（最尤法・Promax 回転）

目をキャリア的機能，心理・社会的機能，準備を行い，固有値やスクリープロットを参照して行動に分類した。下位尺度ごとに質問項目数に因子解を検討した。その結果 26 項目が残り（因ばらつきが出ないように調整し，最終的に 38

子負荷量.40 以上），4 因子解を得た（累積寄与項目を選定した。先行研究に則り，これらの質率 68.51％）。共通性（.25 基準）も最低値が .50

問項目は「1. 当てはまらない」から「5. 当てはと申し分ない結果となった。各因子の信頼性係

まる」の 5 件法で測定した。なお，教示文や質数はいずれも .90 以上であり，高い内的一貫性

問項目には日本で一般的に用いられる「メンテが確認された。
次に Amos を用いて全サンプルで確認的因ィー」を用いた。メンターの定義，公式・非公子分析を行い，適合度を検討した。GFI は一式の違いも事例を添えて付記した。

般 的 に .90 以 上，AGFI と CFI は 1 に 近 い ほ
4.5

分析手法

ど 当 て は ま り が 良 く，RMSEA は .10 を 超 え

分 析 は 2 段 階 で 行 い，IBM SPSS Statistics

ると当てはまりが良くないとされている（豊v29（以下，SPSS）と Amos v29（以下，Amos）

田，2007）。本研究の因子構造は，GFI ＝ .821，を用いた。分析 1 は，メンタリング機能の新規

AGFI ＝ .785，CFI ＝ .918，RMSEA ＝ .079 で尺度開発を行った。まず全サンプルを用いて探あった。GFI，AGFI は基準値よりやや低いも索的因子分析，確認的因子分析を行い，公式・のの，GFI の低さだけで適合度を判断しない

非公式メンターでも同様の因子構造が存在する（豊田，2007）という慣例に則り，総合的に許かを検証するために多母集団因子分析を行っ容範囲と判断した。
最後に，公式・非公式メンターで同様の因子

た。
分析 2 は共分散構造分析により APM を独立構造が存在するかを検証するために，Amos を変数，メンタリング機能（新規開発）を従属変用いて多母集団因子分析を実施した。具体的に数として仮説モデルの検証を行った。公式・非は，各モデルで同一観測変数の誤差間に共分散－80－向社会的モチベーションの自律的側面がメンタリング機能に及ぼす影響
表1
モデル

2

因子分析モデルの適合度
Δχ

2

χ

df

p

CFI

RMSEA

配置不変モデル1428.212

586

***

.892

.065

配置不変モデルとの差

Δdfp

ΔCFI ΔRMSEA

弱測定不変モデル

1452.929

608

***

.892

.064

24.717

22

n.s.

0.000

-0.001

強測定不変モデル

1535.338

634

***

.884

.065 107.126

48

***

-0.0080.000

Note. ***p ＜ .001.

を仮定して，配置不変モデル（等値制約なし），

統計と相関係数を算出した。表 3 に全サンプル，

弱測定不変モデル（因子負荷量に等値制約あ

表 4 に公式メンター，表 5 に非公式メンターのり），強測定不変モデル（因子負荷量と観測変結果を示す。

数の切片に等値制約あり）の適合度を比較し続いて，4.5 の手続きに従って共分散構造分た（カイ 2 乗値については対数尤度比検定を実析を行なった。結果について，公式メンターは施した。表 1 参照）。配置不変モデルと比較し

図 3，非公式メンターは図 4 に示す。

たとき，CFI の差は .01 以下，RMSEA の差は公式メンターの場合，有意なパスは APM か.015 以下であれば，より制約の強いモデルをら「丁寧な関係構築」のみであった（β＝ .08，採用するとされている（Kline, 2015）。CFI と

p ＝ .04）。また統制変数は性別ダミーから「地RMSEA の差についてはいずれも基準を満たし

位向上支援」に有意なパスが確認された（β＝ており，測定不変性が確認された。したがって

27，p ＝ .01）。 適 合 度 指 標 は χ ＝ 24.658，df

これ以降の分析ではこの 4 因子を用いる。

＝ 22，p ＝ .314，GFI ＝ .971，AGFI ＝ .926，

24 因子の内訳を表 2 に示す。第 1 因子は「私CFI ＝ .993，RMSEA ＝ .028 で あ っ た。APM

は，自分の仕事経験をメンティーと共有した」

からキャリア的機能への有意なパスは確認され等の項目が含まれ，「ロールモデリングと行動なかったため，仮説 1 は支持されなかった。

促進」（キャリア的機能，心理・社会的機能に

非公式メンターの場合，有意なパスは APM相当）と命名した。第 2 因子は「私は，メンテから「ロールモデリングと行動促進」（β＝ィーが組織における重要人物に自己 PR する機.09，p ＝ .03）ならびに「丁寧な関係構築」（β会を作った」等の項目が含まれ，「地位向上支＝ .11，p ＝ .02）であった。統制変数は，管理援」（キャリア的機能に相当）と命名した。第職ダミーから「地位向上支援」（β＝ .40，p ＜3 因子は「私は，メンティーの打ち明け話も聞.001）ならびに「メンタリング相談」（β＝ .64，

いた」等の項目が含まれ，「丁寧な関係構築」

p ＜ .001），性別ダミーから「メンタリング相談」（心理・社会的機能に相当）と命名した。第 4（β＝ -.40，p ＝ .002），CPM から「メンタリン

因子は「私は，面談のやり方について，他の人グ相談」（β＝ -.12，p ＝ .04）への有意なパスと意見交換をした」等の項目が含まれ，「メンが確認された。適合度指標はχ ＝ 15.872，df

タリング相談」（準備行動に相当）と命名した。

＝ 18，p ＝ .601，GFI ＝ .983，AGFI ＝ .948，

2

CFI ＝ 1.000，RMSEA ＝ .000 であった。APM
5.2

分析 2：共分散構造分析によるパス分析

はキャリア的機能の一部と心理・社会的機能に

まずデータの概要を把握するために，SPSS

有意な影響を与えていたため，仮説 2-1 は一部を用いて統制変数，独立変数，従属変数の記述

支持，仮説 2-2 は支持された。APM から「メ－81－

研究ノート

経営行動科学第 35 巻第 3 号
表2

先行研究のカテゴリ

新規メンタリング機能の分析結果
因子負荷量

質問項目
1

2

3

4

Factor 1：ロールモデリングと行動促進（α＝ .955）
C コーチング

私は，自分の仕事経験をメンティーと共有した。

.97

-.11

.02

-.11

C コーチング

私は，メンティーの役に立つ情報を紹介した。

.95

-.07

-.01

-.07

S ロールモデリング

私は，メンティーのお手本となるよう振る舞った。

.87

-.14

-.01

.08

S カウンセリング

私は，メンティーの成長を促した。

.80

-.04

.08

.02

C やりがいのある仕事の割当

 は，メンティーがプロフェッショナルとして実力を発揮できるよう，サポート
私やフィードバックをした。

.79

.12

-.06

.03

S 受容と確認

私は，メンティーが新しい行動を試すことを奨励した。

.75

.01

.09

.02

S ロールモデリング

私は，自分の価値観についてメンティーと共有した。

.70

.06

-.01

.05

C やりがいのある仕事の割当

私は，メンティーが新しいスキルを獲得する機会となる課題を与えた。

.69

.26

-.24

.14

C コーチング

私は，メンティーが所属組織で評価を得るためのアドバイスをした。

.65

.22

.00

-.01

C やりがいのある仕事の割当

私は，メンティーが自ら決めて行動することを促した。

.63

-.08

.23

.07

S 受容と確認

私は，メンティーを有能な人物として扱った。

.48

.21

.26

-.10

Factor 2：地位向上支援（α＝ .906）
C 推薦と可視化

私は，メンティーが組織における重要人物に自己 PR する機会を作った。

-.11

.92

-.08

.02

C スポンサーシップ

私は，メンティーが望むポジションに就くために，自分の影響力を行使した。

-.18

.90

.06

.02

C 推薦と可視化

私は，メンティーが組織内でより目立った存在になるための手助けをした。

.12

.80

.00

-.12

C 保護

私は，メンティーの成長を妨げる人物とメンティーが接触することを防いだ。

-.07

.72

.00

.05

C 推薦と可視化

私は，メンティーの役に立つ人を紹介した。

.17

.65

-.05

-.03

C 保護

 は，メンティーが望むポジションに就く可能性をおびやかすようなリスクを
私
低減した。

.21

.57

.01

.06

C スポンサーシップ

私は，メンティーが望むポジションに就くための手助けをした。

.30

.50

.14

-.09

Factor 3：丁寧な関係構築（α＝ .913）
S カウンセリング

私は，メンティーの打ち明け話も聞いた。

-.08-.01 1.01-.03

S カウンセリング

私は，メンティーの話に共感を示した。

.26

-.13

.79

-.12

S カウンセリング

私は，メンティーの不安や恐れについても打ち明けるよう促した。

.08

.01

.69

.11

S 交友

私は，お互いを知り合うことに時間をかけた。

.07

.25

.52

.11

S 交友

私は，メンティーの緊張をときほぐすこと（アイスブレイク）に時間をかけた。

.25

.05

.43

.20

-.02

-.04

-.02 1.02

Factor 4：メンタリング相談（α＝ .924）
P 他メンターからの学び

私は，面談のやり方について，他の人と意見交換をした。

P 他メンターからの学び

私は，面談のやり方について，他の人に相談した。

.06

-.08

-.03

.95

P 他メンターからの学び

私は，面談のやり方について，他の人から相談を受けた。

-.06

.19

.06

.70

Note. n ＝ 339. 因子抽出法は最尤法．回転法は Kaiser の正規化を伴う Promax 法．因子負荷量 .40 以上は太字．
先行研究のカテゴリ列において，アルファベットによる識別子 C ＝キャリア的機能．S ＝心理・社会的機能．P ＝準備行動．
1－82－

因子相関行列
1

2

3

4

―

2 .692―

3 .733.588―

4 .555

.577

.561

―

41.19
0.52
0.23
0.56
0.47
4.73
4.02
3.33
2.76
3.38
2.94

M
8.65
0.50
0.42
0.50
0.50
1.12
1.07
0.93
0.89
0.97
1.12

SD

c

―
.10
.38**
.13*
-.18**
.06
-.09
-.03
-.02
.00
-.04

1

表3

―
.25**
-.17**
-.07
-.01
-.02
.07
.14*
.00
-.04

2

―
-.04
-.05
.11*
.01
.02
.09
.02
.10

3

―
-.06
-.08
-.08
.01
-.01
-.01
.02

4

5

d

―
-.01
.04
.05
.06
.05
.02

記述統計と相関関係（全体）

―
.47**
.21**
.18**
.24**
.12*

6

―
.07
.13*
.09
.01

7

―
.72**
.78**
.56**

8

―
.63**
.54**

9

－83－

39.50
0.48
0.21
0.53
4.72
4.07
3.38
2.82
3.43
2.95

M
8.57
0.50
0.41
0.50
1.17
1.09
0.90
0.88
0.94
1.08

SD

表4

c

―
.05
.19*
-.12
.00
-.01
.09
.19*
-.03
-.01

1
―
.36**
.16*
.07
-.14
.09
.06
.12
-.02

2

―
-.01
-.04
-.13
.07
-.01
.00
.02

3

―
-.10
-.14
.03
-.04
.00
.01

4

5

―
.50**
.19*
.17*
.25**
.12

記述統計と相関係数（公式メンター）

―
-.03
.05
.00
-.01

6

42.68
0.55
0.25
0.58
4.74
3.99
3.29
2.71
3.34
2.92

M

c

―
.12
.29**
-.22**
-.01
-.03
.05
.10
.03
-.07

1
―
.38**
.10
.05
-.03
-.12
-.07
-.09
-.04

2

―
-.06
.23**
.14
-.02
.17*
.04
.16*

3

―
-.06
-.02
-.01
.01
-.01
.03

4

―
.43**
.22**
.20**
.23**
.12

5

記述統計と相関係数（非公式メンター）

8.46
0.50
0.43
0.49
1.08
1.06
0.96
0.90
0.99
1.15

SD

表5

―
.14
.20**
.17*
.02

6

7

―
.73**
.80**
.60**

Note. 0 ＝男性 1 ＝女性． 0 ＝管理職（課長以上）1 ＝非管理職． 0 ＝転職経験あり 1 ＝転職経験なし．*p ＜ .05. **p ＜ .01.

b

180
180
180
180
180
180
180
180
180
180

1. 年齢
a
2. 性別ダミーb
3. 管理職ダミーc4. 転職経験ダミー
5. APM
6. CPM
7. ロールモデリングと行動促進
8. 地位向上支援行動
9. 丁寧な関係構築
10. メンタリング相談an

非公式メンター

7

―
.69**
.75**
.50**

Note. 0 ＝男性 1 ＝女性． 0 ＝管理職（課長以上）1 ＝非管理職． 0 ＝転職経験あり 1 ＝転職経験なし．*p ＜ .05. **p ＜ .01.

b

159
159
159
159
159
159
159
159
159
159

1. 年齢
a
2. 性別ダミーb
3. 管理職ダミーc4. 転職経験ダミー
5. APM
6. CPM
7. ロールモデリングと行動促進
8. 地位向上支援行動
9. 丁寧な関係構築
10. メンタリング相談an

公式メンター

―
.65**
.59**

8

―
.62**
.49**

8

9

―
.61**

9

10

―
.59**

―
.58**

Note. 1 ＝男性 0 ＝女性． 1 ＝管理職（課長以上）0 ＝非管理職． 1 ＝転職経験あり 0 ＝転職経験なし． 1 ＝公式 0 ＝非公式．*p ＜ .05. **p ＜ .01.

b

339
339
339
339
339
339
339
339
339
339
339

1. 年齢
a
2. 性別ダミーb
3. 管理職ダミーc4. 転職経験ダミーd5. 公式ダミー
6. APM
7. CPM
8. ロールモデリングと行動促進
9. 地位向上支援行動
10. 丁寧な関係構築
11. メンタリング相談

a

n

全体

―

10

―

10

―

11

向社会的モチベーションの自律的側面がメンタリング機能に及ぼす影響

研究ノート

経営行動科学第 35 巻第 3 号
APM［キャリア的／心理・社会的機能］.08*

ロールモデリングと行動促進［キャリア的機能］

地位向上支援［心理・社会的機能］

丁寧な関係構築［準備行動］

メンタリング相談
Note. 線は有意なパス．係数は標準化係数．統制変数として CPM，年齢，性別ダミー，管理職
ダミー，転職経験ダミーを投入．簡略化のため統制変数ならびに誤差変数間の相関パスを省略．
*p ＜ .05.

図3

共分散構造分析の結果（公式メンター）
.09*

APM

［キャリア的／心理・社会的機能］

ロールモデリングと行動促進.11*［キャリア的機能］

地位向上支援［心理・社会的機能］

丁寧な関係構築［準備行動］

メンタリング相談
Note. 線は有意なパス．係数は標準化係数．統制変数として CPM，年齢，性別ダミー，管理職
ダミー，転職経験ダミーを投入．簡略化のため統制変数ならびに誤差変数間の相関パスを省略．
*p ＜ .05.

図4

共分散構造分析の結果（非公式メンター）

表6

公式・非公式メンターの適合度指標比較

2

モデル

χ

df

p

GFI

AGFI

CFI

RMSEA

公式

24.658

22

.310

.971

.926

.993

.028

非公式

15.872

18

.601

.983

.948

1.000

.000

ンタリング相談」への有意なパスは確認されな子が確認され，これによりメンターの準備行動

かったため，仮説 2-3 は支持されなかった。

というプロセスが明らかとなった。つまり，メ

6．考
6.1

ンタリング機能尺度にプロセスを取り入れたこ察とが第 1 の意義である。

理論的意義

第 2 の意義は，メンターの APM がメンタリ

本研究の理論的意義を 2 点述べる。

ング機能に与える影響について，公式と非公式

第 1 の意義は，メンターならびに DN の観点の差異を明らかにしたことである。本研究ではからメンタリング機能尺度を新規開発したこと

メンターの PM を弁別し，特に自律的な利他的である。新規尺度には「メンタリング相談」因

行動につながる APM（シン・島貫，2021）に－84－

向社会的モチベーションの自律的側面がメンタリング機能に及ぼす影響着目した。公式・非公式メンターともに APM

6.2

実践的意義

は「丁寧な関係構築」に有意な正の影響を与え

本研究の実践的意義を 2 点述べる。

ていた。この因子は心理・社会的機能に相当す

第 1 の意義は，メンタリング・プロセスの重るものの，メンターが最初にすべき行動であ要性を示したことにある。本研究では，公式・る。仮説と異なるものの，公式メンターは「丁非公式メンターともに，APM からメンタリン

寧な関係構築」を自律的な利他的行動であるとグ・プロセスである「丁寧な関係構築」に有意認識するため，APM がそれに影響を与えたのな正の影響が確認された。次に，非公式メンであろう。

ターのみ APM から「ロールモデリングと行動

他 方， 仮 説 に 反 し て 公 式・ 非 公 式 と も に促進」に有意な正の影響が確認された。この因APM は「地位向上支援」には有意な影響を与子にはプロテジェを調査対象としたメンタリン

えなかった。これは日米の経営組織において，

グ機能尺度におけるキャリア的機能と心理・社

主たるプロテジェが異なることに由来すると考会的機能が包含されており，メンターが自らのえられる。日本のプロテジェは新入社員など若価値観・経験を共有する，手本になる，プロテ年層である（e.g. 坂本，2018）のに対し，米国

ジェの行動を促進する等の行動が含まれる。つは若手管理職が多い（Higgins & Kram, 2001）。

まり，メンターの視点からメンタリング機能をつまり日本のメンターは，若年層のプロテジェ

とらえた場合，プロテジェ視点で開発された尺に「地位向上支援」を行う必要性があまりない度におけるキャリア的機能と心理・社会的機と認識するため，APM が影響を与えなかった

能にまたがる機能が存在する（Kraiger et al.,と考えられる。

2019）という先行研究の考察と一致する。また，

また非公式メンターの APM は「ロールモデ

これらの行動を促進するには「丁寧な関係構

リングと行動促進」にも有意な正の影響を与え

築」の成功が前提となるだろう。このように新ており，仮説どおりキャリア的機能と心理・社

規に尺度を開発したことで，本研究はメンター

会的機能の双方の促進を確認できた。つまり公の行動指針として活用できるメンタリング・プ

式・非公式メンタリングにおける APM の影響

ロセスを可視化できた。

の差異を実証できたことになり，これは本研究の明確な理論的貢献である。

第 2 の意義は，メンターの APM の重要性を明らかにしたことである。CPM に有意な影響

しかし仮説とは異なり，非公式メンターのは存在せず，APM のみがメンタリング機能にAPM から「メンタリング相談」への有意なパ

有意に正の影響を与えたことに鑑みれば，経営スは確認されなかった。統制変数である管理職

組織はメンターの自律性を高め，心理的負担から「メンタリング相談」に有意な影響が存在を軽減する必要がある。具体的には，メンタ

したことを考えあわせると，経営組織におけ

リングは自身の成長にも寄与すること（Ghoshる「メンタリング相談」の先行要因は相談内容& Reio, 2013）を周知し，第 1 の意義で述べたの重要度や複雑性に依拠するものと解釈できよ

プロセスと行動指針を提示し，心理的負担軽減

う。

のために気軽に「メンタリング相談」できる環

このように日本の経営組織における公式・非境を提供することがメンターの助けになるだろ公式メンターの APM の違いを解明したことがう。このように，経営組織にメンターの育成指第 2 の意義である。

針を示せたことが第 2 の意義である。
－85－

研究ノート6.3

経営行動科学第 35 巻第 3 号

本研究の限界と今後の課題

本研究は組織内メンターを対象に調査を実施した。しかし組織を越えたメンタリング関係については，出現率調査においてサンプル数が1％未満と少なかったため調査できていない。
今後は組織外メンターも調査する必要がある。
また非公式メンターには公式・非公式両方の経験者が含まれており，純然たる区分ができていない。さらに，プロテジェの認知に基づく尺度とメンターの認知に基づく本研究の新規尺度は差異が大きいと考え，既存尺度との比較をしていないが，緻密な比較も求められよう。
くわえて，調査時点におけるメンタリング実施の有無を調査対象者に確認できていない。したがって，T1 および T2 時点でメンタリングを実施していないメンターもサンプルに含まれている可能性がある。そのようなサンプルの場
合，T2 で測定されたメンタリング機能は T1
よりも前のメンタリング機能を捉えている可能性があるため，APM とメンタリング機能の因果関係を十分に検証できたとまでは言えないだろう。今後，そのような因果関係の検証により適した調査設計や分析手法を採用する必要がある。
注
１

APM の質問項目について，例えば原文「私の仕事を通して，他の人の利益のために役立つことが，大切だと考えているためである」には仕事領域の文脈が含まれるため，「他の人の利益のために役立つことが大切だ」と改変した。CPM も同様に，
原文「職場で周りを助けないと，自分は他のメンバーから嫌われると思うからである」を，「周りを助けないと自分は他のメンバーから嫌われると思う」と改変した。

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（令和 5 年 5 月 11 日受稿，令和 6 年 2 月 7 日受理）－87－