Japanese Journal of Administrative Science
Volume 34，No.1・2，2022 21-37
職場における支援の受容がワーク・ファミリー・コンフリクトに与える影響
経営行動科学第 34 巻第 1・2 号，2022，
21-37

Article原 著

職場における支援の受容がワーク・ファミリー・コンフリクトに与える影響― COVID-19 の感染拡大による在宅勤務を調整変数として―
松山大学

麓

仁 美

＊

＊＊

関東学院大学松 下 将 章武蔵大学

森 永 雄 太＊＊＊The effects of receiving social support in the workplace on work-family conflict:
Telecommuting during the COVID-19 pandemic is moderator
Yoshimi FUMOTO（Matsuyama University）
Hiroaki MATSUSHITA（Kanto Gakuin University）
Yuta MORINAGA（Musashi University）
The purpose of the present study is to re-examine the effects of receiving social support from supervisors and coworkers on work-family conflict（WFC）in terms of the type of social support and moderator effects ofextent of telecommuting. The relationship between WFC and workplacesocial support has been repeatedly examined in previous studies, but theresults have not always been consistent. In the present study, we divided
support into proactive helping and reactive helping, focused on the extent
of telecommuting as the context in which support occurs, and examined therelationship between support and WFC. The results showed that the impact
of proactive and reactive helping on WFC is not the same, and extent of telecommuting would moderate the positive relationship between acceptance of
proactive helping and FIW.
Keywords：work-family conflict, workplace social support, telecommuting,
COVID-19

与える影響を，支援の種類と在宅勤務比の調整

1．問題意識効果という観点から再検討することである。

本研究の目的は，職場の上司や同僚から支援

個人が仕事と家庭の両立をできるように企業を受けることがワーク・ファミリー・コンフリが配慮することは，激化する人材獲得競争の中

ク ト（work-family conflict： 以 下，WFC） にで，優秀な従業員を獲得するための有効な手段＊

松山大学経営学部 教授。
＊＊
関東学院大学経営学部 准教授。
＊＊＊
武蔵大学経済学部 教授。

の 1 つとされる（Pfeffer, 2018）。その背景には，日本における家族構成の変化がある。過去数十年で，労働力に占める女性の比率は上がり続け
－21－

原

著

経営行動科学第 34 巻第 1・2 号ており（厚生労働省，2019），共働き世帯数はの両立を促す制度についても，上司との関係が男性雇用者と無業の妻からなる世帯数を逆転し良好で，上司から有効な支援が期待される場合

た（内閣府，2019）。この結果，男女共に，仕に，制度の利用が促されることが検証されてい事と家庭の両方で大きな役割要求に直面するこる（細見・関口，2013）。

ととなり，個人が仕事と家庭をどう両立してい以上のように，理論的にも実践的にも，職くか，そして企業がそれをどうサポートしてい場からの支援は仕事と家庭の両立を促進する

くのかは社会的な課題となっている。

と捉えられてきた。そのため，既存研究では，それに伴い，組織行動論や産業・組織心理学

WFC と職場からの支援の関係を繰り返し検証

では，仕事と家庭のインターフェイス（work

してきたが，必ずしもその結果は一貫していな

family interface）に関する研究が増加しておい。支援と WFC の関係を検討した研究の多く

1

り ，仕事と家庭の関係を捉える様々な概念がは，職場の上司や同僚から支援を受けることが誕生した。これらの仕事と家庭に関する概念のWFC を緩和する効果を明らかにしてきた（e.g.

中で，最も研究蓄積されている概念が本研究のByron, 2005; Michel et al., 2011）。 と こ ろ が，2対象とする WFC であろう 。これまで，この詳細に検討を行うと，支援の種類によっては部WFC を緩和する要因の探索が続けられてきた。

分的に WFC を悪化させることを示したものやその要因は，柔軟な働き方やファミリーフレン

両者の間に関係が見られないものも，既存研究

ドリー施策といった組織に関わる要因，上司やの中には確認されている（French, et al., 2018;

同僚による支援といった職場要因，職務自律性

Van Daalen, et al., 2006）。

などの職務要因，性格特性や性別といった個人

そ こ で， 本 研 究 は， 以 下 の 2 つ の 点 か ら，

要因と多岐に渡る（e.g. Michel, et al., 2011; 坂WFC と職場からの支援の関係を再検討する必爪，2002）。その中でも，重要な要因として検要があると考える。まず第 1 に，支援と WFC討が行われてきたのが上司や同僚といった職場の関係について，支援の種類ごとに精緻な検からの支援である（French, et al., 2018）。支援証を行う必要がある。具体的には，支援を積は直接 WFC を緩和すると同時に，WFC につ

極 的 支 援（proactive helping） と 受 動 的 支 援

ながるストレス要因に働きかけることで，仕（reactive helping）に分ける。支援研究の一部

事と家庭の両立を促すことが指摘されているでは，支援がもたらすネガティブな影響が議論（Van Daalen et al., 2006）。

されており，行う側が自らの意思で行った積極

実践的にも，上司や同僚から支援を受けるこ的支援か，または受け手の要請を受けて行われとは，従業員の仕事と家庭の両立にとって欠かた受動的支援かにより，もたらす影響が異なすことのできない要素であろう。例えば，武ることが指摘されている（Spitzmuller & Van

石（2011）では，日本を含む 3 カ国で働く就労

Dyne, 2013）。ところが，WFC 研究では，支援者に対して調査を行い，上司から支援的なマネを積極的支援と受動的支援に区別せず研究が行ジメントを受けている人，同僚同士が助け合う

われており，それが研究知見の不一致につなが職場に所属している人ほど，ワーク・ライフ・った可能性もある。そこで本研究では，従業員バランスの満足度が高いことが報告されていが職場の上司や同僚から受ける支援を積極的支る。同様に，加藤（2009）でも，上司から仕事

援と受動的支援に分けた上で，両者が WFC に面・生活面の支援を受けている人，同僚との人与える影響について検討していく。

間関係が良好で助け合う職場の人は，仕事と生

第 2 に，支援が WFC に与える影響につい活のバランスがとれていると実感していることて，在宅勤務という文脈を考慮して検討を行う

がデータから示されている。また，仕事と家庭必要がある。資源保存理論（Hobfoll, 1989）で－22－

職場における支援の受容がワーク・ファミリー・コンフリクトに与える影響

は，職場で従業員が受容する支援を，従業員のであろう。現に，COVID-19 の流行により，在ストレスや WFC を緩和する重要な資源の 1 つ

宅勤務における支援や WFC に関する研究がとしていると同時に，資源の影響は文脈の違急速に蓄積されるようになってきている（e.g.

いによってネガティブなものとなる可能性も

Wang, et al., 2021; Zhang, et al., 2021）。しかし指摘している（Hobfoll, et al., 2018）。その文脈ながら，在宅勤務における支援を扱った研究での 1 つとして考えられるのが在宅勤務であろは，在宅勤務が他者との相互作用（Olszewski

う。実際に，支援の影響が在宅勤務の頻度によ& Mokhtarian, 1994）や同僚からの支援の知覚って異なることを示唆する研究もある。例え（Sherman, 2020）を低めるといった，在宅勤務

ば，Golden & Gajendran（2019）は，支援は，が支援に与える影響に関する研究がほとんどで個人にとって職場での出来事を直接観察するこある。また，Wang, et al.（2021）では，在宅とができず，孤立している場合により役立つ

勤務下においても支援が WFC を緩和することと い う Cooper & Kurland（2002） や Lautschが検証されているものの，在宅勤務の頻度を考& Kossek（2011）の知見に基づき，支援が職慮した分析は行われていない。そこで，本研究

務成果に与える効果は，在宅勤務の頻度によっは，在宅勤務者を対象に，2 つの支援が WFCて調整されることを明らかにした。在宅勤務のに与える影響と，両者の関係に在宅勤務の頻度頻度が高い状況では，支援が多いと仕事に必要が与える調整効果について検討していく。

な関連情報を得ることができ，職務を遂行しやすい。一方で，在宅勤務の頻度が低い場合も同様に，支援が業績の向上に役立つものの，在宅

2．既存研究のレビュー
2.1

WFC とは勤務の頻度が高い人に比べて相対的にその恩恵

WFC とは，役割間葛藤（Kahn, et al., 1964）

は小さくなりがちになる。支援から情報を得るの一形態であり，「仕事と家庭領域からの役ことができなくとも，職場で観察することから

割圧力が，互いに両立できない場合に生じる

必要な情報を得られるからであると Golden &葛 藤 」（p. 77） と 定 義 さ れ る（Greenhaus &Gajendran は説明している。この結果は，在宅Beutell, 1985）。役割理論によると，役割間葛勤務において支援が与える影響を検討する際に藤は，複数の役割を担う個人が，時間やエネル

は，在宅勤務の頻度を考慮して分析を行う必要

ギーといった資源の制約を受け，複数の役割の性を示唆していると言えよう。

責任をうまく果たすことができない場合に生じ

COVID-19 によるパンデミックを契機に，在る（Selvarajan, et al., 2013）。WFC には，職場宅勤務を取り入れる企業が増えた（中園・原 ,の要求が家庭での役割遂行を妨げる場合に発2020）。COVID-19 流行下における在宅勤務で生する「仕事→家庭（Work Interference with

は，支援の受容の仕方そのものが変化しつつあ

Family：WIF）葛藤」と家族の要求が仕事でる。江夏他（2021）では，在宅勤務の実施日の役割遂行を妨げる場合に発生する「家庭→数が多い人ほど，上司部下の関係性が薄れた

仕事（Family Interference with Work：FIW）と感じており，業務に関わる支援，家族やプ葛藤」があり，葛藤の大小だけではなく，このライベートに関わる支援ともに感じにくくな葛藤の方向を区別して考える重要性が指摘されっていることが明らかにされている。そのたている（Frone, et al., 1992） 。

3め，従来のように，オフィス勤務を前提とした

WFC がもたらす影響については，これまで支援の受容が WFC に与える影響を検討するだ

数多くの実証研究が行われてきた。それらのけでなく，在宅勤務下で支援を受容することの実証研究をもとに行われたメタ分析によれば，影響についても理解を深めていくことは重要

WFC は，職務満足や家庭満足，組織コミット

－23－

原

著

経営行動科学第 34 巻第 1・2 号

メント，仕事業績，離職意思，ストレス，健康，いる（e.g. Wang, et al. 2021）。「職場からの支組織市民行動と，種々の成果に対してネガティ

援が WFC を緩和する」という関係は，一部をブな影響を与えることが明らかにされている

除き，そのほとんどの研究で確認されている。

（e.g. Amstad, et al., 2011）。 そ の た め，WFC

なぜ職場からの支援は WFC を緩和するのを引き起こす先行要因の探索と，その検証が行か。そのメカニズムは，直接的な影響と間接的われてきた。WFC の先行要因としては，労働な影響に分けることができる。上司や同僚は，時間や職場の上司や同僚からの社会的支援とい従業員を励ましたり，相談に乗ったりすることった仕事要因，子供の数や家族からの支援といでその人の WFC に直接的に働きかけると同時った仕事外の要因，性別や収入といったデモグに，WFC を生じさせる要因に影響を与えるこ

ラフィック要因や個人要因といった様々な要因とで，間接的にも WFC を緩和することができが検討されてきた（e.g. Byron, 2005）。本研究る（Van Daalen, et al., 2006）。実際，アメリカ

では，その中でも，職場の上司や同僚からの支にある急性期医療施設で働く医療従事者を対象

援に注目し，WFC に与える影響を検討する。

に，上司からの支援が WFC に及ぼす影響の検討を行った Thomas & Ganster（1995）は，上2.2

WFC と支援

司の支援は WFC に直接影響を与えるだけでは社 会 的 支 援（Social Support） は，WFC のなく，従業員の仕事と家庭の問題に対するコン

先行要因の中で最も広く研究されている要因のトロール感に正の影響を与え，それが WFC を

1 つである（French et al., 2018）。French らに緩和していることを明らかにした。また，アメよると，社会的支援は「社会的関係を通じて提リカの州政府で働く従業員に対して調査を行っ供され，緊張を和らげることができる心理的・た Carlson & Perrewé（1999）でも，職場から物質的資源」（p. 288）と定義される。この社会の支援が仕事上の役割葛藤，仕事の時間的な的支援は，仕事領域と家庭領域のいずれの領域

要求，仕事上の役割曖昧性を媒介し，WFC をからも得ることができ（Adams, et al., 1996），

緩和することが確認されている。これらの研究

仕事領域における社会的支援としては，組織やは，葛藤の方向を区別していないが，職場から上司，同僚からの支援，家庭領域からの支援との支援の欠如は，仕事の役割が家庭の役割を妨しては，家族や配偶者からの支援が挙げられる

げる，つまり WIF に影響を与えるという前提ことが多い（e.g. Ford, et al., 2007; French, etに基づき分析が行われていると考えられる。

4al., 2018）。本研究では，その中でも，仕事領域

それに対して，支援と FIW の関係について

における上司や同僚からの支援，つまり，職場

は，配偶者による支援といった家庭領域からからの支援に注目し，職場からの支援が個人のの支援が FIW に与える影響に関する研究が多WFC に与える影響を検討する。

かった。ところが，近年の研究では，職場か

仕事領域からの社会的支援，つまり，上司らの支援もまた，FIW を緩和することが確認

や同僚といった職場からの支援と WFC の関係されている（French, et al., 2018; Michel, et al.,については，既に多くの研究が蓄積されてお2011; Van Daalen, et al., 2006）。家庭での役割

り，相当程度のメタ分析が行われている（e.g.

を果たさなければならない時に職場のメンバー

Byron, 2005; French, et al., 2018; Kossek, et al.,が仕事を引き継いで手伝ってくれること（Van

2011; Michet, et al., 2011）。それらの研究のほDaalen, et al., 2006）や，家族支援的な同僚やとんどはオフィス勤務者を対象とした研究であ上司は，従業員の仕事が家庭生活に干渉されるるが，本研究が対象としている在宅勤務下におことを理解してくれ，寛容であるため，FIW

ける両者の関係についても既に検証がなされてを緩和すること（Michel, et al., 2011）がその－24－

職場における支援の受容がワーク・ファミリー・コンフリクトに与える影響

理由として述べられている。

ネルギーといった資源が減少する（Michel, et.

一方で，職場からの支援と WFC の間に関係

al., 2011）。家庭での役割要求に利用できる資源が見られなかった研究もある。例えば，イスが減少することで，職場の要求が家庭での役割

ラエルの女性教師を対象に，職場における支遂行を妨げるとともに，家庭での要求を満たす

援と仕事と家庭の関係を検討した Cinamon &ことも難しくなることから，家庭の役割負担がRich（2010）では，上司からの支援は WIF を高まり，仕事での役割遂行を妨げてしまう。そ緩和することが示されたものの，同僚からのれが，WIF と FIW の悪化につながるのだろう。

支援が WIF にもたらす効果，そして上司と同

メタ分析でも，仕事領域での役割負担が大きく

僚からの支援が FIW にもたらす効果についてなれば，WIF/FIW が悪化することが確認されはその影響が確認できなかった。それを裏付けている（Allen, et al., 2020）。

る形で，一部のメタ分析でも，同僚からの支2 つ目は，支援が個人資源の低下をもたらす

援 と FIW（Mesmer-Magnus & Viswesvaran,というロジックである。誰かに助けてもらうと2006）， 支 援 の 中 で も 道 具 的 な 支 援 と WIF/

いうことは同時にできない自分を露呈させてしFIW との関係（French et al., 2018）のように，まうことになり，自尊心が脅かされる（Lee, et

職場からの支援と WFC との間に関係が見られ

al., 2019）。自己効力感や自尊心といった個人資

ないものもあった。また，オランダで WFC や源は WFC を緩和することが既存研究では示さ

社会的支援，健康やウェルビーイングの調査をれている（Rashid, et al., 2012）。その理由とし行った Van Daalen, et al.（2006）の研究では，て，Rashid らは，自尊心が低い人は，自尊心

男性は，上司からの支援が多いほど時間に基づが高い人よりもネガティブ感情を経験するこ

く WIF が緩和される一方で，女性は，上司かとが多いという研究（Taylor & Brown, 1988）

らの支援が多いほど時間に基づく WIF が悪化を根拠に挙げている。また，資源保存理論でする傾向が示されている。このような結果の不は，自尊心などの個人資源が多ければ，仕事や一致は，WFC 研究だけではなく，支援研究で家庭生活など他の資源の喪失を補うことができも起こっており，いくつかの研究では，支援をると想定されている（Grandey & Cropanzano,

受けることがかえってネガティブな結果をも1999）。そのため，支援を受けることは，WFC

たらすことが指摘されている（Dalal & Sheng,を緩和させるはずの個人資源をかえって枯渇さ

2019; Deelstra, et al., 2003）。

せてしまう恐れがある。

支援が WFC にネガティブな影響をもたらこれまでの WFC 研究では，職場からの支援

す，つまり WFC を悪化させる理由としては次を受けることが WFC を緩和するということがの 2 つのロジックが考えられる。1 つ目は，支主張されてきた。ところが，これらの研究結果

援が仕事負担を増加させるというロジックであは，職場からの支援が，必ずしも WFC を緩和る。社会的交換関係の観点からすると，支援をするとは限らないということを示していると言受けるということはその見返りを期待されてえよう。場合によっては，支援を受けることにいると認識することにもなり，かえって仕事

より，かえって WFC を悪化させる可能性もあ負担が増えることが考えられる。その可能性り得る。

は，上司からの支援が WIF を高めることを示

では，ポジティブな影響をもたらす支援と，した Van Daalen et al.（2006）でも触れられて影響をもたらさない支援，またはネガティブないる。仕事負担が増せば，その役割期待に応え影響をもたらす支援の違いはどこにあるのだろるため，より大きな心理的支出が必要となり，うか。それについて検討する手がかりの 1 つと家庭での役割要求に利用できる時間や注意，エなるのが，支援研究における，積極的支援，受

－25－

原

著

経営行動科学第 34 巻第 1・2 号

動的支援という分類である（Grant & Ashford,

扱った WFC 研究では，この両者を区別するこ

2008; Spitzmuller & Van Dyne, 2013）。ここでとなく研究が蓄積されてきた。したがって，本の積極的支援とは，頼まれなくとも支援を提供

研究では，職場からの支援を積極的支援と受動することを指すのに対して，受動的支援とは，的支援に区別し，WIF と FIW に与える影響を

要求に応じて支援を提供することを指す（Lee,検討する。これらの点を踏まえた仮説は次のよ

et al., 2019）。

うになる。

Lee らの研究によると，支援は，受ける側の状況を適切に理解することなく行われた場合

仮説 1a：上 司や同僚からの積極的支援は，に，好ましくない影響をもたらす。同様に，支WIF を悪化させる。

援は提供されれば必ず有益となるわけではな

仮説 1b：上 司や同僚からの積極的支援は，く，受ける側にとって必要としている支援を提FIW を悪化させる。

供できているかどうかが，支援が有益となるか

仮説 2a：上 司や同僚からの受動的支援は，どうかを左右することを指摘する研究もある

WIF を緩和する。

（Dalal & Sheng, 2019）。受動的支援は，支援に仮説 2b：上 司や同僚からの受動的支援は，対する明確な希望を受けて行われるため，積極

FIW を緩和する。

的支援に比べて，受け手が求める支援を提供しやすく，そのようなすれ違いが起こりにくいと

2.3

在宅勤務の調整効果

言う（Lee, et al, 2019）。これを WFC 研究に当既に述べたように，本研究は，在宅勤務下てはめると，葛藤を高める原因となっている要において職場の上司や同僚から支援を受ける因（例えば，仕事の負担や仕事の曖昧性）を，ことが WFC に与える影響を検討するもので適切に見定め，適切なタイミングで支援を行いある。在宅勤務とは，「従業員が仕事のスケジやすい受動的支援の方が，WFC を緩和しやすュールの一部について，電子メディアを使用しいことが考えられる。

ながら組織内外の他者と交流することで，通常また，既に述べたように，支援は仕事負担をは主要な職場または中央の職場で行われるタ増加させたり，個人資源を枯渇させたりするこ

スクを別の場所で実行する代替的な勤務形態」とで，WFC を悪化させる恐れがあった。これは，（Gajendran & Harrison, 2007, p. 1525）と定義

積極的，受動的に関わらず，支援が WFC にもされるテレワークの一種である。既存研究でたらす影響である。支援はこれらの問題を抱えは，テレワークそのものが WFC にもたらす直

つつも，直接的に WFC に働きかけたり，WFC

接的効果とともに，変数間の関係に影響を与えを生じさせる要因を取り除いたり，減らすこと

る，調整変数としての役割が示されている。例

を通じて，それを上回るだけのポジティブな影

えば，Gajendran & Harrison（2007）のメタ分

響を与えてきた。ところが，積極的支援につい析では，テレワークは WFC を緩和する効果がては，支援する側と支援される側のニーズの不確認されたものの，テレワークの頻度が低い場

一致によって，WFC を生じさせる要因への働

合には，その効果は示されなかった。また，テ

きかけがうまくいかないまま，支援のネガティ

レワークは上司との人間関係の質を高めるが，ブな側面ばかりが強調される恐れがある。

テレワークの頻度が高い場合には，逆の影響がこれらの結果は，支援を一括りにして分析を示されている。

行うのではなく，積極的支援と受動的支援に区

では，支援と WFC との関係に，在宅勤務の別し，それぞれの影響の違いを検討する必要性

頻度や割合は影響を与えるのだろうか。支援は，を示唆している。ところが，職場からの支援を受ける側の状況を適切に理解することなく行わ－26－

職場における支援の受容がワーク・ファミリー・コンフリクトに与える影響れる場合に，好ましくない影響をもたらすといの WFC に与える影響をなるべく取り除くため

うことについては既に述べた。在宅勤務下では，である。また，1,000 名以上の規模の企業に限

同じ職場の人が何をしているのかを認識して定したのは，企業規模による在宅勤務のしやす

いない傾向がある（Allen, et al., 2003; Golden &さの違い（石井他，2021）を統制するのが目的

Gajendran, 2019）。そのため，在宅勤務の頻度である。

が高いほど，受ける側の状況やどのような支援

2 回の調査に共に回答した正社員は 1,033 名を必要としているのかが支援を行う側には見えであった。このうち昨年度の勤務状況の質問でづらくなってしまう。そのような状況では，受は在宅勤務がないと回答し，2 回の調査時点でける側が求めている支援を適切なタイミングでは共に在宅勤務を実施していると回答したもの

提供することは難しくなり，コンフリクトを高（337 名）を対象とした 。これは，在宅勤務のめる要因を取り除いたり，減らしたりするとい経験の差を統制することを目的としている 。

う支援がもたらすベネフィットが生じにくい。

また，回答者の中には，在宅勤務の形をとって結果として，支援によるネガティブな側面であいるものの，ほとんど勤務実態がない回答者もる，仕事負担の増加や個人資源の枯渇だけが残見受けられた。そこで直近の労働時間が所定労ることになる。特に，支援を行う側が主導権を働時間以下だったと回答した 44 名は対象から握る積極的支援では，この問題が起こりやすく除外した。加えて一部の項目に回答不備があるなることが想定される。これらの点から考える

20 名も分析対象から除外した。その結果，最と，積極的支援は WFC を悪化させる効果があ

終的に 273 名（男性 236 名，女性 37 名）を最るとともに，在宅勤務の頻度によってその効果

終的分析対象とした。

56がより強められることが予測される。それに対最終的な分析対象者には幅広い業種及び職種

して，受動的支援は求めに応じて支援を行うこが含まれているが，技術（65 名）と営業販売とから，在宅勤務の頻度が受動的支援と WFC（60 名）および事務（45 名）が多く，他方で経の関係に影響を与えるとは考えにくい。これら

理財務（9 名）や生産製造（5 名）は少なかっの点を踏まえた仮説は以下のものである。

た（表 1） 。

7

分析で用いられた変数のうち，独立変数と従仮説 3a：在 宅勤務比は，積極的支援が WIF

属変数はすべて「全くその通り」から「全くそを悪化させる効果を強める。
仮説 3b：在 宅勤務比は，積極的支援が FIW

表１

分析対象者の業種内訳を悪化させる効果を強める。

実数（人） 割合（%）

3．研究方法

研究開発

23

8.42

技術

65

23.81

査会社を通じて，1,000 名以上の規模の企業に

営業販売

60

21.98

おいて東京都で 3 年以上勤務する正社員に対し

人事総務

17

6.23

て 2 波の質問紙調査を実施した。第 1 回調査

経営企画広報

24

8.79

経営財務

9

3.30

生産製造

5

1.83

事務

45

16.48

その他

25

9.16

本研究は，2020 年 7 月にインターネット調（t1）は，7 月 6 日から 9 日，第 2 回調査（t2）は 7 月 20 日から 22 日にかけて行われた。なお，
調査対象を東京都で勤務する者に限定した理由
は，COVID-19 の流行状況は地域によって異なり，流行状況の違いが在宅勤務の実施や従業員
－27－

原

著

経営行動科学第 34 巻第 1・2 号

う思わない」までの 5 段階のリッカートスケー=1，女性 =0），年齢，一般社員ダミー（一般ルによって測定された。

社員 =1，その他（主任・係長・課長代理・課

まず独立変数である支援の受容に関しては，

長・部長級）=0），営業職ダミー（営業職 =1，

Lee, et al.（2019）をもとに独自の質問項目を

その他 =0），配偶者正社員ダミー（配偶者正社

作成し，第 1 回調査（t1）で測定した。Lee ら

員 =1，その他 =0），評価制度，同居の子どもの質問項目は，支援行動を積極的支援と受動的

人数，直近 7 日間の実労働時間，仕事の相互依支援に分け，支援する側に対して尋ねている

存性，仕事の要求度を用いた。一般社員ダミー，が，本研究では，支援を受ける側に対して，積営業職ダミーは雇用形態や職種の違いを統制す

極的支援と受動的支援をどの程度受けているかるため，評価制度は評価の客観性，フィードバ

について回答を求めた。探索的因子分析を行っックの有無，目標を決める際の参画の度合いをた結果（最尤法，プロマックス回転），上記の指し，心理や行動に対する評価制度の影響を統

想定通りの因子パターンが確認された。積極的制するため，配偶者正社員ダミーや子供の人数

支援の受容のクロンバックαは .93 であり，質は家庭領域における役割要求を，労働時間，仕問項目には「頼まなくても，私の上司や同僚は事の要求度は仕事領域での役割要求をコント

仕事関係の問題が解決できるように助けてくれ

ロールするため投入した。また，仕事の相互依る」等が含まれている。受動的支援の受容のク存性の高さは，他者との調整といった役割外行

ロンバックαは .87 であり，質問項目には「助動を促し，WFC に影響を与えることが示されけを求めれば，私の上司や同僚は仕事関係の問ている（Dierdorff & Ellington, 2008）ことから，

題が解決できるように助けてくれる」等が含ま

統制変数として用いている。

れている（Appendix1）。
次に調整変数として，本研究は在宅勤務比を

4．分析結果投入した。在宅勤務比については，第 1 回調査

分析に先立ち，記述統計および相関係数を算（t1）で測定した，直近 7 日間の残業時間も含出した。表 2 は，本研究で使用する変数の平均

めた実際の労働時間と在宅勤務を行った時間を値，標準偏差，ならびに変数間の相関関係を示

元に変数を作成した。

したものである。積極的支援の平均値は 2.88，

従 属 変 数 で あ る WIF お よ び FIW に つ い

受動的支援の平均値は 3.41 であり，受動的支て は，Carlson, et al.（2000） の 短 縮 版 で あ援の方がやや多く受容されていた。それぞれのる Matthews, et al.（2010）による質問項目を

標準偏差も 1 に近く（順に，.82, .68），回答者

もとにそれぞれ 3 項目で測定し，第 2 回調査

によってある程度ばらつきがあることが分か（t2）で測定した。なお，日本語訳については，る。また，積極的支援は WIF と負の相関がみ

Carlson らの尺度の日本語版を開発した渡井他られたものの，FIW との関係は統計的に有意（2006）を用いた。WIF のクロンバックαはな水準で見られなかった。一方，受動的支援は.75 であり，質問項目には「職務を果たすのにWIF と FIW の両方と負の相関がみられた。ま

多くの時間を使うため，家族との活動ができな

た 2 つの支援の間にも統計的に有意な水準で中いことがある」等が含まれている。FIW のク

程度の正の相関（r ＝ .58）がみられた。

ロンバックαは .72 であり，質問項目には，「家

本研究では独立変数と従属変数について同一族としての責任を果たすために多くの時間を使の回答者にたずねており，変数間の関係が過度うので，仕事の活動が犠牲になっている」等がに強調されるコモン・メソッド・バイアスの問含まれている。

題が生じうるため，この点を探索的因子分析に

最後に統制変数として，男性ダミー（男性よって検討した（Podsakoff & Organ, 1986）。

－28－

0.2093.196

5. 配偶者正社員ダミー

6. 評価制度

－29－

3.187

3.308

2.875

3.407

0.645

2.905

2.470

9. 仕事の相互依存性

10. 仕事の要求度

11. 積極的支援の受容

12. 受動的支援の受容

13. 在宅勤務比

14. WFC（t2）15. FWC（t2）**p<.01, *p<.05

1.868

8. 同居子供人数

45.1730.220

4. 営業職ダミー

7. 直近の実労働時間

0.234

49.5860.864

平均値

3. 一般職ダミー

2. 年齢

1. 男性ダミー

0.677

0.781

0.302

0.676

0.821

0.732

0.739

1.063

7.346

0.651

0.407

0.415

0.424

8.003

0.343

標準偏差

.101

.029

.007

-.079

.044

.104

-.057

-.006

-.153 *
-.114

-.084

.141 *

.007
.085

-.015

.021

.052

.075

.089

-.026

-.014

.088

.076

1.000

4

.111

-.251 **
-.067

-.022
.123 *.188 **.181 **.176 **.023.550 **.044.013.520 **.126 *
.033

.031

-.033

.318 **.101.137 *

.065

.069

1.000

7

.003

.015

.038

1.000

.138 *

6

.109

1.000

5

.119 *

.109

.021

-.031

.057

.082

.017

1.000

8

.214 **.175 **-.024.128 *.071.360 **

1.000

9

使用変数の平均と標準偏差と相関分析の結果

.106

-.021

-.028

-.052

-.169 **
.092

-.085

-.208 **

-.081

-.073

-.043

.294 **

.095

-.075

.076

.035

-.005

-.064

1.000

-.180 **

.106

-.036

-.113

表2
3

-.102

-.012

.003

1.000

.272 **

2-.286 **

1.000

1.268 **.430 **

.054

-.084

-.146 *

1.000

10

-.015

-.293 **-.030

.584 **

1.000

11-.209 **-.241 **

.008

1.000

12

.113

.081

1.000

13

.571 **

1.000

14

1.000

15

職場における支援の受容がワーク・ファミリー・コンフリクトに与える影響原著

経営行動科学第 34 巻第 1・2 号
表3WIF と FIW を従属変数とした重回帰分析
FIW

WIF

step3

変数名

step1

step2

step3

step1

step2

男性ダミー

-.03

-.03

.03

.07

.04

.04

年齢

-.08

-.08

.07

-.07

-.09

-.08

一般社員ダミー

.04

.04

.03

.01

.02

.02

営業職ダミー

-.04

-.03

-.04

.06

.06

.05

配偶者正社員ダミー

-.07

-.07

-.08

.09

.04

.03

評価制度

-.19 *

-.08

-.07

-.07

-.01

-.01

直近の実労働時間

.06

.07

.07

.09

.09

.09

同居子供人数

.08

.09

.09

.07

.06

.06

仕事の相互依存性

.07

.09

.09

.14 *

.17 *

.17 **

仕事の要求度.38 **.34 **.34 **

.16 *

.14 *

.15 *

積極的支援の受容-.14-.14 *

.19 *

.18 *

受動的支援の受容

-.11

-.10

-.32 **-.31 **

在宅勤務比

.07

.07

.11

.11
.13 *

.10

積極的支援の受容*在宅勤務比
F値

8.26 **

7.72 **

7.50 **

3.85 **

4.94 **

5.02 **

F変化量

8.26 **

4.73 **

3.58

3.85 **

7.60 **

5.05 *

R二乗

.24

.28

.29

.13

.20

.21

自由度調整済み二乗

.21

.24

.25

.10

.16

.17

.04

.01

.07

.01

⊿R二乗
**p<.01, *p<.05※表中では標準化偏回帰係数を記載している

8

その結果，固有値 1 以上の因子が 2 つ以上抽出

らも，本研究の仮説通りの結果ではなかった 。

され，さらに第一因子の寄与率も 37.35% と十次に，主効果に対する調整効果について，表分に低いため，コモン・メソッド・バイアスは2 をもとに確認する。まず WIF に関しては，問題とならないことが確認された。

主効果である仮説 1a が棄却されたため，調整本研究が提示した仮説について，階層的重回効果の検討は行わなかった。他方，FIW に対帰分析により検証した。表 3 は，WIF と FIW

しては，積極的支援の受容と在宅勤務比の交を従属変数とした分析結果である。なお，検証互作用項が有意な正の影響を示していた（βされたモデルについて，多重共線性の問題は回= .13, p < .05）。この影響に関して図示したも避されていた（VIF は最大で 1.7 であった）。

のが図 1 である。図 1 を見ると，在宅勤務比がまず，従属変数に対する独立変数の主効果に低い場合に比べて，高い場合の方が，積極的支ついて確認する。積極的支援は，WIF を有意

援の受容が FIW を悪化させる効果が強まってに緩和する（β =－.14, p < .05）一方で，FIWいることがわかる。これらの結果からは，仮説には有意に悪化させていることが示された（β3a については支持されず，仮説 3b については= .18, p < .05）。それに対して，受動的支援の支持されたと言える。

受容に関しては，FIW を緩和していることが確認されたが（β =－ .30, p < .01），WIF に対5．考察

する影響は見られなかった。これらの結果よ

本研究の目的は，支援を積極的支援と受動的り，仮説 1b および仮説 2b が支持された。仮支援に分けた上で，職場の上司や同僚から支援

説 1a については，有意な影響が確認されながを受けることが在宅勤務者の WFC に与える影－30－

職場における支援の受容がワーク・ファミリー・コンフリクトに与える影響＿-1SD

積極的支援の受容
図１

積極的支援の受容と在宅勤務比の FIW へ与える交互作用

響を検討することであった。まず，これら支動的支援の受容の WIF への影響は統計的に有援の FIW に対する主効果について議論するこ意ではないという結果が得られた。WIF は職とにしよう。積極的支援の受容は，仮説通り場の要求が家庭での役割遂行を妨げる場合に発に FIW を悪化させていた。FIW は家族の要求

生する（Frone, et al., 1992）。WIF を感じていが仕事での役割遂行を妨げる場合に発生するるということは，仕事の負担が重いと認識して（Frone, et al. 1992）。家庭での役割要求は職場いることでもある。積極的，受動的支援に関の上司や同僚には認識がしづらいため，積極的

わらず，支援の受容による仕事負担の減少は，支援は FIW の緩和につながる支援となりにくそれを受ける側が求めているかどうかに関わいのだろう。受動的支援の受容についても，仮らず，WIF の緩和に結びつくのだろう。ただ，

説通り，FIW を緩和することが示された。受受動的支援に関して言えば，支援者が自発的に動的支援は，支援を受ける側の希望に基づいて行う積極的支援に比べて，受けた支援に対する行われるため，適切なタイミングで仕事での役

見返りを提供しなければならないという認識が割遂行の手助けができると考えることができ高まりやすく，仕事負担をさらに増やしているる。

恐れがある（Van Daalen, et al., 2006）。これら

次に，支援の WIF に対する主効果について

2 つの経路が，両者の影響を打ち消すように作論じる。WIF に支援が与える影響に関しては，用した結果，仮説において想定した影響が見出

仮説構築の段階で想定していたものとは異なるせなかったとも考えられる。

結果となった。仮説構築段階では，積極的支援

最後に，在宅勤務比の調整効果に関しては，は WIF を悪化させ，受動的支援は WIF を緩

在宅勤務比と積極的支援の受容の交互作用項が和すると想定していた。ところが，分析では，

FIW に有意な正の影響を示していた。これに積極的支援の受容は WIF を緩和しており，受は，状況の共有の度合いが影響していると考え

－31－

原

著

経営行動科学第 34 巻第 1・2 号られる。家庭や家族の状況に大きく左右される

ならず資源保存理論の発展にも一定の貢献があ

FIW は，在宅勤務の割合が増えると，支援をると考えられる。

受ける側の状況の把握がより難しくなる。それ

また，本研究で得られた知見は，在宅勤務者により，必要とされている支援や支援を提供すの仕事と家庭生活の両立を支援する上で一定のる適切なタイミングが分かりにくくなっている

実践的意義があるだろう。すなわち，本研究ののだろう。

調査結果によれば，積極的支援は WIF を緩和するものの，FIW は悪化させてしまう。また

6．おわりに

後者の影響は在宅勤務の頻度が高い状況では強最後に，本研究の理論的意義と実践的意義にめられてしまう。この結果は，支援を必要としついて述べた上で，本研究の限界と今後の研究ている本人が積極的に支援を求める行動をとるについて述べることにしたい。本研究では，支ことが，FIW においては一層重要になる可能

援を積極的支援と受動的支援に分類し，支援と性を示唆している。また，在宅勤務を積極的にWFC の関係を検討してきた。本研究の理論的導入する組織の管理者がただやみくもに職場の意義としては，2 つの点が挙げられるであろう。

支援を増やそうとすることは得策ではない。上1 つは，積極的支援と受動的支援が在宅勤務者

司は部下が支援が必要な状況になった場合に支の WFC に与える影響が同じでないことを明ら援を求めてきてくれるような関係性を形成してかにした点である。とりわけ，積極的支援がおくことが重要であるとともに，職場のメン

FIW を悪化させる影響を実証した点は既存研バー間でも支援要請が行われやすいような職場

究には見られない本研究独自の貢献である。支

風土を醸成していくことが有効であろうと考え

援は必ずしも WFC を緩和するわけではない。

られる。

近年の支援研究での知見である積極的支援と受また，COVID-19 の流行により，在宅勤務は動的支援（Grant & Ashford, 2008; Spitzmuller

急速に広がった。この急激な変化の中で，在宅& Van Dyne, 2013）を WFC 研究に持ち込む

勤務とオフィス勤務では有効な支援が異なるこことで，支援と WFC との関係を再検討する必とに戸惑う人も多い。日本経済新聞（2020）で要性を示すことができたという意味でも，そのは，在宅勤務下では，これまでのオフィス勤務

意義は大きいであろう。

を前提としたマネジメントや職場の支援がその第 2 に，積極的支援の受容が在宅勤務者のまま適用できるとは限らず，在宅勤務特有のハFIW に与える影響が在宅勤務の頻度という文

ラスメントを引き起こしてしまうリスクについ脈から影響を受けることを明らかにした。既存て注意が必要であることが指摘されている。こ

研究では，在宅勤務が WFC の緩和に有益であうした実務的な課題に対しても，どのような支ること（Gajendran & Harrison, 2007），および援が受け手にとって有益となるのかを検討した

両者の関係を在宅勤務の頻度が調整すること

本研究の知見は，一つの答えを提供できただろ（Allen, et al., 2003; Golden & Gajendran, 2019）う。

が明らかにされていた。このことは在宅勤務の最後に，本研究の 4 つの限界を述べる。まず，頻度が調整要因となりうることを示している。

本研究では既存研究を用いて，支援が仕事の負

ところが，これまで在宅勤務者を対象に，在宅担感や個人資源の低下をもたらし，WFC を悪勤務の頻度が支援と WFC の関係に与える調整

化させることを説明していた。しかしながら，効果を検討した研究は見当たらなかった。在宅分析でこれらの変数が支援と WFC を媒介する

勤務の頻度という文脈が支援の効果に与える影ことを示せたわけではない。今後は，この 2 つ響を示したことは，支援行動に関する研究のみの側面を媒介変数としたモデルを検討すること－32－

職場における支援の受容がワーク・ファミリー・コンフリクトに与える影響が必要である。

を借りて深く御礼申し上げます。

第 2 に，本研究の測定では，職場からの支援として，上司からの支援と同僚からの支援を区

注

別することなく測定している。既存研究では，

1

両者を別々に測定し，それぞれの影響が異なる場合もある（e.g. French, et al., 2018）ことから，支援の提供者を区別したより詳細な検討が必要であろう。
第 3 に，本研究では WFC を Carlson, et al.
（2000）の短縮版である Matthews, et al.（2010）の質問項目をもとに測定した。この質問項目は在宅勤務を念頭に置いて作成されたものではな
いものの，既存研究では，在宅勤務者を対象とした研究においても Carlson, et al.（2000）の質問項目が用いられてきた（e.g. Delanoeije, etal., 2019）ため，本研究でもそれらの研究に則って調査を行った。ただ，在宅勤務者とオフ
ィス勤務者とではそもそも WFC の性質が異なる可能性があり，今後は，在宅勤務におけるWFC を議論することが求められる。
第 4 に，本研究のサンプルには偏りがあり，本研究の知見の一般化には慎重である必要がある。まず，本研究は COVID-19 の感染拡大に伴い，2019 年度は在宅勤務を実施しておらず，
2020 年度に在宅勤務を実施している従業員を対象に調査を行っている。在宅勤務に従業員や職場メンバーが適応した後も本研究で得られた知見が適用できるかどうかなどについては，今後の継続的な調査が必要であろう。また，本研
究は勤続年数 3 年以上の従業員を対象としている。そのため本研究で得られた知見の新入社員への適用可能性についても追加的な調査が必要
であろう。
謝

辞
本研究は，株式会社ミナジンからの受託研究の成果の一部です。ここに記して感謝致します。また，本研究の審査過程において，シニ
ア・エディター及び匿名レフェリーの先生方から大変貴重なご指摘をいただきました。この場

 読付き論文の数により，ワーク・ファミリー研
査
究の成長を検証した Kossek, et al.,（2021）によると，その論文数は，1970 年から 80 年が 11 本，
1980 年から 90 年が 110 本，1990 年から 2000 年
が 1,255 本，2000 年から 2010 年が 3,066 本，2010－ 2020 年が 4,565 本となっている。
2
WFC の他に，仕事と家庭の関係を捉える概念としては，ワーク・ファミリー・エンリッチメ
ン ト（work-family enrichment）， ワ ー ク・ フ
ァ ミ リ ー・ フ ァ シ リ テ ー シ ョ ン（work-family
facilitation），ワーク・ファミリー・スピルオー
バー（work-family spillover）といった概念が挙げられる。Web of Science によるキーワード検
索 を 行 っ た 結 果，WFC は 16,965 件， ワ ー ク・ファミリー・エンリッチメントは 4,351 件，ワー
ク・ファミリー・ファシリテーションは 1,004 件，
ワーク・ファミリー・スピルオーバーは 1,122 件が検出された（2021 年 9 月 14 日時点）。
3
本研究では，一般的な仕事と家庭の葛藤を指す場
合は WFC という用語を用い，特定の方向性を持
つ葛藤を示す場合は WIF/FIW を使用することとする。また，Michel, et al.（2009）や Shockley &Singla（2011），Mesmer-Magnus & Viswesvaran（2005）によるメタ分析によって，WIF と FIWの 2 つの方向は，中程度の相関関係が見られるものの，十分な分散があるため，独立して検討する
必要性が指摘されている。
4
WFC の 規 定 要 因 に 関 し て メ タ 分 析 を 行 っ た
Byron（2005）は，この理由を，多くの既存研究では，「仕事に関連する先行要因は FIW よりも
WIF に強い影響を与える傾向があり，家庭に関連した先行要因は WIF よりも FIW に強い影響を与える」という前提に基づいて分析が行われることを挙げている。そのため，社会的支援についても，仕事領域における支援と WIF の関係，家
庭領域における支援と FIW の関係を検討したものが多いが，いくつかの研究では，領域を超えた分析が行われている。
5
パ ーソル総合研究所（2020a）によれば，緊急事
態宣言解除後の 5 月 29 日から 6 月 2 日に実施した調査では 48.1% であり，パーソル総合研究所（2020b）によれば，11 月調査では 45.8% である。
ただしパーソル調査ではリモートワークの実施頻度についての詳細な割合については明らかにされていない。そのため実施者の中には，月に数日程
度のリモートワーク実施者も含まれていることが

－33－

原

6

7

8

著

経営行動科学第 34 巻第 1・2 号推察される。一方，本研究では，2 週間程度の間をあけた 7 月の 2 時点において，直近 7 日間の労働実態を調査している。そのため，月に数日程度のリモートワーク実施者は分析対象から除外されることになる。そのため，最終的に全調査対象者のうち分析対象者の割合は 32.6％となっており，
パーソル調査と比べるとやや低い値となっている
ものの，サンプルに大きな偏りは見られないと考えられる。
Gajendran & Harrion（2007）によると，テレワー
クの経験が長い人ほど WFC が低いという結果が示されている。
経理に関しては，組織構造上，他の職種に比べ母数が少ないことを踏まえれば，本研究において極端に少ないとは言えないだろう。また，生産製造に関しては，職務の特性上，通常勤務の形態をとる企業が多かったため，在宅勤務の形態をとる人が少なかったと考えられる。
本 研究で注目する 2 つの支援に中程度の正の相関がみられること，および Becker, et al.（2016）の統制変数に対する指摘を踏まえて，本研究の調査結果の妥当性を確認する目的で補足的分析を行った。統制変数を除き主要 4 変数のみを用いた共分散構造分析を行った結果，2 つの支援間に共分散を想定したモデルにおいても仮説に関して基本的に重回帰分析と同様の傾向の結果を得た。ただし，受動的支援と WIF の関係は統計的に有意な水準で見られなかった。

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Appendix1

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（令和 3 年 10 月 2 日受稿，令和 4 年 6 月 21 日受理）

積極的支援の受容と受動的支援の受容に関する質問項目と因子負荷量
因子1

因子2

共通性

積極的支援の受容

頼まなくても，私の上司や同僚は仕事が進捗するように助けてくれる。

.954

-.020

.887

積極的支援の受容

頼まなくても，私の上司や同僚は仕事の潜在的な問題を回避できるようにしてくれる。

.920

-.008

.839

積極的支援の受容

頼まなくても，私の上司や同僚は仕事関係の問題が解決できるように助けてくれる。

.865

.021

.769

受動的支援の受容

助けを求めれば，私の上司や同僚は仕事が進捗するように助けてくれる。

-.057

.947

.836

受動的支援の受容

助けを求めれば，私の上司や同僚は仕事関係の問題が解決できるように助けてくれる。

-.042

.848

.678

受動的支援の受容

助けを求めれば，私の上司や同僚は仕事の潜在的な問題を回避できるようにしてくれる。

.293

.598

.650

3.375

2.971

因子寄与率

注）因子抽出は最尤法（プロマックス回転）により行った。

－37－