Japanese Journal of Administrative Science
Volume 35, No.1・2, 2023, 21-37
新入社員の対上司プロアクティブ行動が LMX に及ぼす影響
経営行動科学第 35 巻第 1・2 号，2023，21-37

Research Note
研究ノート

新入社員の対上司プロアクティブ行動が LMX に及ぼす影響―上司の権力格差志向の調整効果に着目して―

静 雅

＊

名古屋大学

姚

名古屋大学

金 井 篤 子

神戸大学

江夏幾多郎

＊＊
＊＊＊

Influence of newcomers’ proactive behavior to supervisor on LMX:
The moderating effect of supervisor power distance orientation
Jingya YAO（Nagoya University）
Atsuko KANAI（Nagoya University）
Ikutaro ENATSU（Kobe University）
In this study, we clarified the moderating effect of supervisor power
distance orientation on the relationship between proactive behavior tosupervisor and LMX（Leader-member exchange）. We first examined theeffect of proactive behavior to supervisor on LMX. As for dimensions ofproactive behavior to supervisor, we examined feedback seeking fromsupervisor and relationship building with supervisor. Next, we examined themoderating effect of supervisor power distance orientation on the impact
of proactive behavior to supervisor on LMX. As a result of conducting an
Internet questionnaire survey targeting newcomers in China, a total of 289
responses were collected, of which 82 were judged to be invalid responses,
so analysis was conducted on the 207 valid responses. As a result of theanalysis, we found that feedback seeking from supervisor and relationshipbuilding with supervisor had a significant positive impact on LMX. We also
found that supervisor power distance orientation had a moderating effecton the relationship between feedback seeking from supervisor and LMX.
In other words, the positive influence of feedback seeking from supervisor
on LMX was stronger when supervisor power distance orientation was
higher. Implications of the findings for socialization research and practice are
discussed.
Keywords：Proactive behavior to supervisor, LMX, Supervisor power distance orientation

名古屋大学大学院教育発達科学研究科 博士後期課程。
名古屋大学大学院教育発達科学研究科 教授。
＊＊＊
神戸大学経済経営研究所 准教授。
＊

＊＊

－21－

研究ノート1．問

経営行動科学第 35 巻第 1・2 号

ロアクティブ行動について，これが LMX に及

題

ぼす直接の影響を検討する。

LMX（Leader-member exchange）とは，上加えて，この関係において，調整要因として

司と部下の垂直的交換関係をさす（Graen &上司の権力格差志向を取り上げる。というの

Uhl-Bien, 1995）。上司は部下である新入社員

は，上司と部下の関係には，不均等な権力配分の入社後の職務配分と職務評価を担当するのが存在する。そうした状況を上司がどう考えるが一般的である（Zheng et al., 2016）。このたかが，部下の対上司プロアクティブ行動に対す

め，上司と良質な交換関係を構築できるかどうる上司の受け取り方，部下への対応に影響すかは，新入社員がうまく新しい職場に適応できると考えられるからである（Lam & Xu, 2019;

るかどうかにとって非常に重要であると考えら

Luo, Li, Choi, & Du, 2020; Tang, Chen, van

れ る（Liu, Liu, Chiang, Wang, & Wang, 2022;

Knippenberg, & Yu, 2020）。つまり，上司の権Zhou & Wang, 2015）。

力格差志向は，部下の対上司プロアクティブ行

この LMX の先行要因について，上司の要動と LMX の関係を調整しうるのである。した因（ 例 え ば， サ ー バ ン ト・ リ ー ダ ー シ ッ プ

がって，本研究では，対上司プロアクティブ行（Mostafa & El-Motalib, 2019），オーセンティ

動と LMX の関係における，上司の権力格差志ッ ク・ リ ー ダ ー シ ッ プ（Yıkılmaz & Sürücü,

向の調整効果を検討する。

2023）など）が主に検討されてきたが，部下が主体的に行う行動（例えば，プロアクティブ行

1.1

対上司プロアクティブ行動と LMX動）といった部下の要因への検討はまだ不十分

上述のように，新入社員は受動的に組織に適である（Lam, Huang, & Snape, 2007; Zheng et

応するのではなく，積極的にプロアクティブ行

al., 2016）。本研究では LMX の先行要因として，動を行って周りの環境をコントロールして組

まず新入社員側の要因に着目し，新入社員の織に適応していく（Crant, 2000; Deng & Yao,

対上司プロアクティブ行動を取り上げる。近2020; Morrison, 1993）。本研究では，Ashford

年の組織社会化研究（Bauer, Bodner, Erdogan,& Black（1996）の定義した 7 つのプロアクテ

Truxillo, & Tucker, 2007; Wang & Kim, 2012;

ィブ行動のうち，特に上司に対するプロアクZheng et al., 2016 など）では，プロアクティ

ティブ行動を取り上げ，「対上司フィードバッ

ブ行動が注目されている。先行研究（Cooper-

ク探索」と「上司との関係構築」を検討する。

Thomas & Burke, 2012; Saks & Ashforth,

対上司フィードバック探索行動は積極的に職1997; Saks, Gruman, & Cooper-Thomas, 2011）

場の直属上司にフィードバックを求める行動によれば，プロアクティブ行動によって新入である。また，上司との関係構築とは，上司

社員の環境への不確実性が減り，職務内容へと良質な関係性を構築する一連の行動を指すの学習が促進され，新しい環境への適応がよ（Ashford & Black, 1996； 小 川，2012； 尾 形，

りスムーズに進むようになる。しかしながら，

2016）。

プロアクティブ行動が果たして LMX を促進で対上司フィードバック探索と上司との関係構

きるかどうかについてはまだ十分な結論が出

築は，新入社員と上司との間の良好な LMX 関ていない。本研究では，まず，新入社員が入社係の構築を促進できると考えられる。社会的交後積極的に行うと考えられる上司に向けたプ

換理論によれば，交換関係が構築できるのは，－22－新入社員の対上司プロアクティブ行動が LMX に及ぼす影響

交換のメリットが交換のコストより大きい場合

これを通して双方がお互いの期待を明確にし，で あ る（ 林，2000）。 ま た，LMX 理 論 に よ れ

良好な LMX 関係が構築される。このように，ば，上司は資源と時間が限定的であるため，職良好な LMX 関係が構築できるまでには，一定場において一部のメンバーとしか良質な交換関の 時 間 を 有 す る（Dulebohn, Bommer, Liden,

係を持つことができない（Graen & Uhl-Bien,

Brouer, & Ferris, 2012; Graen & Scandura,

1995）
。

1987; Zhang, Wang, & Shi, 2012）。 本 研 究 のまず，対上司フィードバック探索を行う新入対象者は卒業して入社して 1 年以内の新入社

社員は，ほかの新入社員より，上司の仕事上の員である。この段階の新入社員はまだ上司と期待を知ることができ，上司の期待に応えられ

LMX 関係を構築する段階である。そのため，るパフォーマンスを提供できると考えられる。

本研究では，対上司プロアクティブ行動から一方，上司はより少ないコストで自分が期待す

LMX への影響を検討する。その際，対上司プ

る部下のパフォーマンスを得られるため，こロアクティブ行動から LMX への影響モデルとのような新入社員と LMX 関係を構築すること

LMX が対上司プロアクティブ行動に影響を及を選択すると考えられる。このため，対上司フぼすという，逆の因果関係モデルの比較検討ィードバック探索を行う新入社員は，より上司も行う。

から評価を受けて仕事上にサポートや資源を受け取れると考えられる（Liang, Liu, Park, &仮説 1a：新 入社員の対上司フィードバック

Wang, 2022）。その結果，対上司フィードバッ

探索は LMX に正の影響を及ぼす。

ク探索を行う新入社員は自分と上司の関係が良仮説 1b：新 入 社 員 の 上 司 と の 関 係 構 築 は好だと知覚すると考えられる。

LMX に正の影響を及ぼす。

次に，上司との関係構築の場合，新入社員はこの行動を通じ，上司と一緒に過ごせる時間が

1.2

上司の権力格差志向の調整効果

増え，上司との交流が増える。資源と時間が限権力格差（Power distance）は Hofstede（1980）られた上司はより少ないコストでこのような新が 提 起 し た 4 つ の 文 化 的 次 元 の 1 つ で あ る。

入社員と頻繁なコミュニケーションができ，お先行研究（Botero & Van Dyne, 2009; Farh,

互いの仕事上の期待を確認できる。上司は良好

Hackett, & Liang, 2007; Lian, Ferris, & Brown,

な LMX 関係を構築する部下を選ぶとき，より2012; Luo et al., 2020; Tyler, Lind, & Huo, 2000

上司との関係構築を行う新入社員を選択するとなど）によれば，この文化的次元には社会レベ考えられる。したがって，ほかの新入社員より，

ルと個人レベルがある。社会レベルの権力格

上司との関係構築を行う新入社員は，上司との差は，社会全体が権力の分配の不平等を受け関係が良好だと知覚する。

入れる程度を指す（Daniels & Greguras, 2014;

本研究が検討する対上司プロアクティブ行

Hofstede, 1980; Latham, 2007）。 個 人 レ ベ ル

動と LMX の関係において，LMX が対上司プの権力格差はこの文化的次元が個人の文化的ロアクティブ行動に影響を及ぼすという，逆価値観で現れる。すなわち，権力を行使するの因果関係も考えられるが，LMX 理論によれ側，される側を問わず，個人が権力の不平等なば，良好な LMX 関係を構築するには，上司と分配を当然視する程度を指す（Auh, Menguc,

部下の間で度重なる社会的交流が必要であり，

Spyropoulou, & Wang, 2016; Clugston, Howell,－23－

研究ノート

経営行動科学第 35 巻第 1・2 号& Dorfman, 2000; Lam & Xu, 2019; Li, He,

部下は相手からの反応を評価して LMX 関係のYam, & Long, 2015; Luo et al., 2020; Smale et

質 を 判 断 す る（Cropanzano & Mitchell, 2005;

al., 2019）。先行研究（Auh et al., 2016; Clugston

Graen & Scandura, 1987; Zhang et al., 2012）。

et al., 2000; Lam & Xu, 2019; Li et al., 2015;

前述したように，上司の権力格差志向の強さは

Luo et al., 2020; Smale et al., 2019 など）では，上司が部下に接する際の行動と態度に現れる個人レベルの権力格差を権力格差志向（Power（Sharma & Kirkman, 2015; Tyler et al., 2000）。

distance orientation）と定義づけて検討を行っそのため，権力格差志向の強い上司と弱い上司てきた。本研究は，先行研究を参考にして権力は，新入社員の対上司プロアクティブ行動に対格差志向を検討する。個人の権力格差志向が強する反応も異なると考えられる。新入社員が対い場合，権力のある人が優れていて容易にアク上司プロアクティブ行動を行う際，上司の権力セスできないと認識している。また，権力のあ

格差志向が現れた態度と行動に基づき，新入社る人が権威主義のリーダーシップを発揮すべき員はこれをプロアクティブ行動に対する上司のであると認識している。一方，権力のない人

反応として受け取って評価し，この評価に基づが権力のある人に服従し，権力のある人の決いて LMX 関係の質を判断すると考えられる。

定に従うべきであると認識している（Daniels

したがって，上司の権力格差志向の強さは対上& Greguras, 2014; Yang, Mossholder, & Peng,

司プロアクティブ行動が LMX に及ぼす影響を2007）。

調整すると考えられる。しかしながら，LMX

上司の権力格差志向の強さは上司が部下に接に関する先行研究では，LMX の構築過程におする際の行動と態度に現れる。上司の権力格差

いて，上司の権力格差志向が及ぼす調整効果を志向が強い場合，権威主義のリーダーシップを検討する研究はまだ見当たらない。したがっ発揮する傾向がある。上司は部下が上司の決定て，本研究では，上司の権力格差志向が対上司に服従すべきであると考え，仕事における自由

プロアクティブ行動と LMX の間に与える調整

裁量権を部下に与えない。またトップダウンの効果を検討する。

コミュニケーションを推奨し，情報を共有しな

まず，上司の権力格差志向が強いほど，対い。一方で，上司の権力格差志向が弱い場合，

上司フィードバック探索が LMX に及ぼす正の

上司は権力は平等に配分されるべきであると考影響が高くなると考えられる。新入社員はまえ，部下に情報を共有することを厭わず，部ずフィードバック探索を通し，今までのパフ下にある程度の自由裁量権を与える（Danielsォーマンスの至らないところを知り，今後ど& Greguras, 2014; Hofstede, 2001; Lam & Xu,のようにパフォーマンスを改善すべきかを分

2019; Sharma & Kirkman, 2015; Tang et al.,

かることができる（Ashford, 1986; Ashford &2020; Tyler et al., 2000）。

Black, 1996）。上司からのフィードバックがパ

LMX の構築過程においても，上司の権力格

フォーマンスの改善にどのぐらい役立つかによ

差志向の調整効果を検討することが重要であって LMX の質を判断すると考えられる。Seele

る。LMX 理論と社会的交換理論によれば，良& Eberl（2020）によれば，新入社員は明確な質な LMX 関係の構築は上司と部下のお互いに指示を出せる上司を好み，上司が明確な指示を対する行動と態度，及びこの行動と態度に対出せない場合，上司としての義務を果たしていする相手の反応（response）に関わる。上司とないと考えるようになる。そのため，上司にフ－24－

新入社員の対上司プロアクティブ行動が LMX に及ぼす影響ィードバック探索を行う際，新入社員はストの意思を聞きながら尊重し，ある程度の自由レートで明確なフィードバックを期待すると考裁量権も与えてフィードバックすると考えらえられる。

れる。このようなフィードバックは，学習段

こうした帰属傾向から，権力格差志向の強

階の新入社員にとって環境への不確実性を増い上司と弱い上司に対する，新入社員の評価す可能性がある。同時に新入社員はこのようは異なる可能性がある。まず，権力格差志向な上司が上司としての役割を果たしていないの強い上司は権力を平等に配分してはいけなと知覚し，結果として LMX の質を低く知覚すい，部下は上司が下した決定に服従すべきだとると考えられる。

考 え る（Daniels & Greguras, 2014; Hofstede,

また，上司の権力格差志向が強いほど，上司

2001; Lam & Xu, 2019; Sharma & Kirkman,との関係構築が LMX に及ぼす正の影響が高く

2015; Tang et al., 2020; Tyler et al., 2000）たなると考えられる。この点についても，Seele

め，フィードバックする時，新入社員に自由& Eberl（2020） が 示 し た 上 司 行 動 に つ い て裁量権を与えず，上司の明確な指示だけがフの新入社員の帰属傾向，すなわち上司の義務ィードバックされると考えられる。このようは明確な指示を出すことであると理解する傾なフィードバックは，新入社員から見れば，向から理解できる。権力格差志向の強い上司

現段階での上司に対する期待と合致しているは，新入社員との階層的な違いを強調し，自ため，結果として知覚した LMX の質が高い

ら率先して新入社員にコミュニケーションをと考えられる。一方で，上司の権力格差志向

取ることは少ない（Daniels & Greguras, 2014;が弱い場合，権力は平等に配分すべきである

Hofstede, 2001; Sharma & Kirkman, 2015;と考え，部下に自由裁量権も与える（Daniels

Tang et al., 2020; Tyler et al., 2000）。新入社員& Greguras, 2014; Hofstede, 2001; Lam & Xu,が主体的に行った関係構築行動により，上司は2019; Sharma & Kirkman, 2015; Tang et al.,より少ないコストで自分から新入社員に対す

2020; Tyler et al., 2000）。このような上司は積る期待を伝達することができるため，上司はこ極的に部下に情報を共有するだけでなく，部下の行動を歓迎し，手厚いサポートをすると考えからの見解も積極的に受け入れて意思決定をられる。逆に，こうした上司は，主体的でない

行 う（Lorinkova, Pearsall, & Sims Jr, 2013）。

新入社員に対して特段のサポートを行わない。

そのため，新入社員からのフィードバック探つまり，新入社員の関係構築行動が，新入社員索を受けた際，上司は指示でなく，新入社員が知覚する LMX の質を高くする条件となると上司の権力格差志向

対上司フィードバック
探索

LMX

上司との関係構築
図1

理論的モデル

出所：筆者作成。

－25－

研究ノート

経営行動科学第 35 巻第 1・2 号考えられる。一方で，権力格差志向の弱い上司

フィルタサービスを使用した。1 つはダミーのの場合は，新入社員と自分を対等的に見るた質問である。一般常識に関する問題を設け，間め，自ら率先して新入社員に意見を尋ねたり違えた場合には無効回答と判断した。もう 1 つ

コミュニケーションを取ったりすることが多は，同一回答である。1 つの変数の項目に全てい（Daniels & Greguras, 2014; Hofstede, 2001;の回答が同一選択である場合，無効回答と判断

Sharma & Kirkman, 2015; Tang et al., 2020;される。合計回答の 289 件のうち，82 件が無Tyler et al., 2000）。新入社員から見ると，上

効回答と判断され，有効回答は 207 件であった司との関係構築に積極的になることが，高い質（有効回答率 71.6%）。性別は，男性 48.8%，女の LMX の条件とはなりにくくなると考えられ性 51.2% であった。最終学歴は 4 年制大学が 57る。

％，大学院（修士と博士）が 34.3％であった。
年齢は約 90% が 25 歳以下であった。企業規模

仮説 2a：対 上 司 フ ィ ー ド バ ッ ク 探 索 か ら

は 1-50 人が 25.1%，51-100 人が 21.3％，101-500

LMX への影響において，上司の権人 が 18.8%，501-1,000 人 が 10.1%，1,001-5,000

力格差志向は調整効果を持つ。す人が 7.2%，5,001 人以上が 17.4% であった。

なわち，上司の権力格差志向が弱
いよりも強いほうが，対上司フィー

2.2

ドバック探索が LMX に与える正の影響が強くなる。

質問紙の構成対上司フィードバック情報探索：Ashford &Black（1996）のフィードバック情報探索行動

仮説 2b：上司との関係構築から LMX への影

尺度の 4 項目のうち，上司に対するフィードバ

響において，上司の権力格差志向はックを探索する 2 項目を使用した。項目の例と調整効果を持つ。すなわち，上司

して「上司にコメントを求める。」が挙げられの権力格差志向が弱いよりも強いる。選択肢は「1= 非常にまれに」から「7= 非ほうが，上司との関係構築が LMX

常に頻繁に」までの 7 点尺度を用いた。

に与える正の影響が強くなる。
上司との関係構築：Ashford & Black（1996）

2．方
2.1

の上司との関係構築の尺度を使用した。本尺度法

は「上司とできるだけ多くの時間を過ごしてみ調査対象たか？」を含む 3 項目から構成された。選択肢

調査対象は最終学校を卒業後，現在の会社に入社して 1 年未満の中国にいる中国国籍の新入は「1= まったく同意しない」から「7= 強く同意する」までの 7 点尺度を用いた。

社員である。2018 年 9 月に，インターネット
上で質問票調査を行った。質問票の作成におい

LMX：Graen & Uhl-Bien（1995）の LMX-7て，筆者が質問項目を原著の英語から中国語に尺度を使用した。本尺度は「私が抱えている仕翻訳した。調査サンプルは，中国の大手調査会

事上の問題やニーズについて，上司は分かって

社「問巻星」のモニタのうちからランダムに収くれていると思う」を含む 7 項目から構成され集された。合計 289 件の回答を収集した。不正た。選択肢は「1= まったく同意しない」から確な回答を分析対象から除去するため，2 つの「7= 強く同意する」までの 7 点尺度を用いた。

－26－

新入社員の対上司プロアクティブ行動が LMX に及ぼす影響

ただし，その中で，項目「仕事上で見た時，あい」を含む 6 項目から構成された。選択肢はなたと上司の関係はどうなのか？」について，「1= まったく同意しない」から「7= 強く同意

選択肢は「1= 非常に悪い」から「7= 非常に良する」までの 7 点尺度を用いた。

い」までの 7 点尺度を用いた。
統制変数：本研究で検討される変数を考慮し
上 司 の 権 力 格 差 志 向：Dorfman & Howell（1988）の権力格差志向尺度について，本研究

たうえで，性別，年齢，学歴と在職期間（月数），
企業規模を統制変数として使用した。

で測定する変数を考慮して修正したうえで使用 し た。 ま ず Dorfman & Howell（1988） が開発したこの尺度について，権力格差志向を

3．結果

検討する先行研究（Botero & Van Dyne, 2009;

3.1

Lian et al., 2012; Luo et al., 2020 など）で使わ「対上司フィードバック探索」「上司との関係れており，信頼性係数（α）が .75 より高く満構築」「LMX」「上司の権力格差志向」の変数

足できる水準であると検証されてきたため，本それぞれの因子構造を探索的に検討した。主研究も Dorfman & Howell（1988）の尺度を使因子法で因子抽出を行ったのち，斜交回転（プ

用した。また，本研究では Dorfman & Howell

ロマックス法）で因子負荷のパターンを特定し（1988）の尺度項目を修正したうえで，新入社た。

員が上司の権力格差志向を評価することにし「対上司フィードバック探索」と「上司とのた。個人の文化的価値観は普段の仕事のやり取関係構築」は同時に因子分析を行い，因子負荷りで現れると考えられる。Dorfman & Howell

量が .400 より低かった項目を削除した後，2 因（1988）の尺度項目から見れば，項目の内容は子が抽出された（表 1）。LMX について 2 つの仕事でのやりとりに関わる内容のため，新入社

因子が抽出されたが，本研究で LMX の定義を

員は普段仕事で上司との交流に基づいて判断し考慮したうえで単一の因子として分析に投入すて回答できると考えられる。それに修正した質ることとした。上司の権力格差志向は１つの因問項目では，評価の対象者が「私の上司」であ子が抽出された（表 2）。各因子を構成する項ることも明記している。新入社員が修正した項

目の平均値を算出し，尺度得点とした。各尺度目に基づいて上司の権力格差志向を評価できるの信頼性係数（α）は .790 ～ .826 で，満足すと考えられる。したがって，本尺度は「私の上べき水準であった（表 3）。

司はほとんどの決定について部下に相談しな

－27－

尺度構成

研究ノート

経営行動科学第 35 巻第 1・2 号
表1

対上司プロアクティブ行動の探索的因子分析による結果

因子
1

2

上司にコメントを求める。

.006

.843

自分の仕事に対する意見を上司に求める。

-.004

.806

上司との良好な関係を築こうとしたか？

.832

-.040

上司を知るために努力したか？

.824

.047

1

.451
1

＜削除項目＞
上司とできるだけ多くの時間を過ごしてみたか？
因子間相関

出所：著者作成。

表2

上司の権力格差志向の探索的因子分析による結果

因子1
私の上司はほとんどの決定について部下に相談しない。

.758

私の上司は部下と接触する際に権限とパワーを使用することがよくある。

.763

私の上司は部下の意見を尋ねることはめったにない。

.794

私の上司は，業務外の部下との接触を避けている。

.471

私の上司は「従業員は管理者の意思決定に同意しなければならない」に同意する。

.642

私の上司は重要な仕事の権限を従業員に委譲することはめったにない。

.567

出所：著者作成。

－28－

－29－

上司との関係構築

上司の権力格差志向

LMX

10

11

12

4.491

3.610

4.722

4.056

0.174

0.251

3.990

0.330

0.570

0.090

0.900

0.490

0.881

1.139

1.261

1.481

0.380

0.435

3.293

0.473

0.496

0.282

0.303

0.501

標準偏差

.155*

.009

.104

.124

.139*

-.008

-.083

.294**-.187**-.130-.152*

1

-.059

-.059

-.030

-.128

.028

.121

-.069

-.272**.225**

.047

2

.070

.227**

.048

.000

-.051

.137*

.053

-.218**-.355**

3-.230**-.009-.145*-.126-.219**.143*.200**-.814**

4.206**

-.112

-.033

.123

.074

.087

.147*
.115

-.181**.072

6.243**-.221**-.229**

5

各変数の記述統計，信頼性および相関関係-.166*

.122

-.116

-.120

-.266**

7.114-.267**

.122

.125

8

.408**.012.371**(0.810)9.529**.044(0.812)10.042(0.826)

11(0.790)12

出所：著者作成。

上）：企業規模（5,000人以上）＝1，その他＝0。

1，その他＝0。学歴（学部）：学部＝1，その他＝0。学歴（修士）：修士＝1，その他＝0。企業規模（1−50 人）：企業規模（1−50 人）＝1，その他＝0。企業規模（5,000人以

注：* p<0.05; ** p<0.01。（）内はクロンバックのアルファ（α）係数である。性別：男性＝1，女性＝0。年齢：25 歳以下＝1，26 歳以上＝0。学歴（専門学校）：専門学校＝

対上司フィードバック探索

在職期間（月）6

9

学歴（修士）

5

企業規模（5,000人以上）

学歴（学部）

4

8

学歴（専門学校）3

企業規模（1−50 人）

年齢

2

7

性別

1

平均値

表3

新入社員の対上司プロアクティブ行動が LMX に及ぼす影響

研究ノート3.2

経営行動科学第 35 巻第 1・2 号

仮説検証の結果

観測変数の分散の割合は 66.43% であった。そ本研究では，全ての構成概念について同一のれに第 1 因子によって説明される全観測変数の回答者から得たため，コモン・メソッド・バイ

分散の割合は 25.95% であった。第 1 因子によアスによって変数間の関係が過度に強調されるって説明される全観測変数の分散の割合は 50%

恐れがある。そのため，Harman の単一因子テに満たないため，今回のサンプルにおいてコモスト（Podsakoff & Organ, 1986）を行なった。

ン・メソッド・バイアスによる影響の可能性はすべての観測変数に対して固有値 1 以上を抽出低いと判断した。

条件として探索的因子分析（主因子法，回転な仮説 1a と 1b について，重回帰分析の結果

し）を行なった。結果は，5 つの因子が抽出さを表 4 に示した。モデル 1 から，対上司フィーれた。それら 5 つの因子によって説明される全ドバック探索（β = .228, p< .01）と上司との表4

LMX を従属変数とした重回帰分析の結果（仮説 1a，1b と仮説 2a，2b）

LMX
モデル 1

モデル 2

モデル 3

モデル 4

β

β

β

β

性別

.064

.062

.062

.059

年齢

.024

.026

.016

.019

学歴（専門学校）

.159

.152

.169

.148

学歴（学部）

.117

.113

.154

.113

学歴（修士）

.216

.213

.234

.195

在職期間（月）

-.057

-.059

-.066

-.060

企業規模（1−50 人）

-.087

-.088

-.084

-.087

企業規模（5,000人以上）

-.027

-.021

-.018

-.019

対上司フィードバック探索.228**.228**.224**.228**

上司との関係構築.420**.419**.426**.431**

.025

.018

-.002

上司の権力格差志向.123*

対上司フィードバック×上司の権力格差志向.091

上司との関係構築×上司の権力格差志向
R2 乗

.366

.366

ΔR2 乗（モデル 2 からの増分）
F

11.307**

10.249**

.381

.374

.015

.008

9.957**

9.642**

注：* p<0.05; ** p<0.01。性別：男性＝1，女性＝0。年齢：25 歳以下＝1，26 歳以上＝0。学歴（専門学校）：専門学校＝1，その他＝0。学歴（学部）：学部＝1，その他＝0。学歴（修士）：修士＝1，その他＝0。企業規模（1−50 人）：企業規模（1−50 人）＝1，その他＝0。企業規模（5,000人以上）：企業規模（5,000人以上）＝1，その他＝0。
出所：著者作成。

－30－

新入社員の対上司プロアクティブ行動が LMX に及ぼす影響

関係構築（β = .420, p< .01）が LMX に有意

対上司フィードバック探索について，対上司な正の影響を与えた。以上のことから，仮説

フィードバック探索と上司の権力格差志向の交

1a と仮説 1b は支持された。仮説 2a と 2b につ互作用項が LMX に有意な正の影響を与えるこいて，重回帰分析の結果を表 4 に示した（モデとが見出された（β = .123, p< .05）。調整効果

ル 2-4）。

を把握するため，フィードバック探索と上司のまた，逆因果関係の可能性を確認するため，

権力格差志向の交互作用効果を図 2 で示した。

共分散構造分析を行った。結果として，対上司

図 2 に示されるように，上司の権力格差志向がプロアクティブ行動が LMX に影響を及ぼすモ

強い場合，対上司フィードバック探索は LMX

デルにおいて，Akaike（AIC）が 736.470 であをより促進する傾向があった。したがって，仮り，Bayesian（BIC） が 749.801 で あ っ た。 逆説 2a は支持された。

因果関係のモデルにおいて，Akaike（AIC）が上司との関係構築について，上司との関係構

5496.692 で あ り，Bayesian（BIC） が 5520.021

築と上司の権力格差志向の交互作用項が LMXであった。対上司プロアクティブ行動が LMXに有意な正の影響を与えることは見出されなかに 影 響 を 及 ぼ す モ デ ル の Akaike（AIC） とった（β = .091, ns）。このため，仮説 2b は支Bayesian（BIC） の 値 が 逆 因 果 関 係 の モ デ ル

持されなかった。

より低いため，対上司プロアクティブ行動がLMX に影響を及ぼすモデルがよりデータに適4.

合することがわかった。したがって，本研究では逆因果関係の可能性が低いと判断した。

図2

考

察

本研究では，結果として次のことが得られた。1 ）新入社員の対上司プロアクティブ行動

LMX に対する対上司フィードバック探索と上司の権力格差志向の交互作用図

3.2
3.1
3

LMX

2.9
2.8

Low PD

2.7

High PD

2.6
2.5
2.4
2.3
2.2

Low FBSHigh FBS

注：FBSは対上司フィードバック探索であり，PDは上司の権力格差志向である。
出所：著者作成。

－31－

研究ノート

経営行動科学第 35 巻第 1・2 号

である，対上司フィードバック探索と上司とトで明確なフィードバックの効力がより高かっの関係構築は LMX に有意な正の影響を与えたと考えられる。一方，仮説 2b の結果についた。2 ）上司の権力格差志向が対上司フィードては，上司との関係構築そのものは上司の権力バック探索と LMX の関係を強める調整効果を格差志向が異なる上司であっても，LMX の関もつことが見出されたが，上司との関係構築と係性を構築するのに有効であるということを示

LMX の関係においては上司の権力格差志向のしていると考えられた。

調整効果は見出されなかった。以下，詳細に検討する。

この研究結果による理論的意義は以下の通りである。まず LMX の先行要因の検討に貢1 ）について，重回帰分析の結果，標準化回献がある。先行研究では，LMX 関係の構築に

帰係数によれば，上司との関係構築は対上司フ

ついて，上司側の要因に着目する研究が多いィードバック探索より高い正の影響を LMX に（Zheng et al., 2016）。本研究の結果によれば，及ぼすことが見出された。これは上司との関係

新入社員の自らの対上司プロアクティブ行動

構築より，対上司フィードバック探索に対し，は上司との良質な LMX 関係の構築を促進させ上司側が消費する交換のコストが高いからと考ることができる。また先行研究（Lam, Huang,

えられる。社会的交換理論によれば，交換関係& Snape, 2007; Zheng et al., 2016; 姚・江夏・が構築できるのは，交換のメリットが交換のコ

金井，2021 など）では，プロアクティブ行動

ストより大きい場合である（林，2000）。対上の下位次元であるプロアクティブ情報探索が司フィードバック探索と上司との関係構築とでLMX の先行要因として着目されて主に議論さは，上司側が消費するコストが異なると考えられてきたが，プロアクティブ情報探索以外の下れる。対上司フィードバック探索において，上位次元に関してはまだ十分に検討されていない

司は時間と資源を使い，フィードバックを与え（Klein & Heuser, 2008）。本研究の結果によれる必要がある。一方で，上司との関係構築におば，プロアクティブ情報探索だけではなく，上いて，この行動は主に新入社員が上司とより良司との関係構築も LMX に有意な正の影響を及い関係を構築するために行う行動である。そのぼす。

ため，この行動に反応するには，上司が使う時

また権力格差志向の調整効果の検討に貢献で間と資源はフィードバックより少ないと考えらきた。本研究は，権力格差志向に着目し，上司れる。したがって，両行動のうち，上司は，上の権力格差志向が対上司プロアクティブ行動

司との関係構築を行う新入社員のほうにより良から LMX への影響に及ぼす調整効果を検討し好な交換関係を構築すると考えられる。そのたた。結果，対上司プロアクティブのうち，対上

め，上司との関係構築を行う新入社員のほうは司フィードバック探索から LMX への影響にお上司との LMX 関係をより良好に感じられ，結いて調整効果は支持された。権力格差志向の果として，対上司フィードバック探索より，上調整効果について，Dulebohn et al.（2012）の司との関係構築は LMX をより促進すると考え

LMX に関するメタ分析では，LMX の構築にられる。

おいて社会レベルの権力格差の調整効果を指摘

2 ）について，仮説 2a の結果について，新したが，本研究の結果によれば，社会レベル

入社員にとっては，より良好な LMX 関係の構だけではなく，個人レベルの権力格差志向を

築には権力格差志向の強い上司からのストレー

検討することも重要である。特に新入社員が－32－

新入社員の対上司プロアクティブ行動が LMX に及ぼす影響

入社して早期段階では，上司と良質な LMX 関

後の項目に上司の権力格差志向より上司の行動係を構築することにおいて，上司が持つ権力に寄る項目が存在することは否定できない。こ格差志向の程度は重要な境界条件（Boundaryのことが上司の権力格差志向の測定にバイアス

condition）である。

をかける可能性については，今後の検討事項で最後に，この研究結果による実践的意義は以ある。最後に，本研究で統制変数として使われ下の通りである。先行研究（Morrison, Chen,

た年齢について，質問紙の設計時に多肢選択式& Salgado, 2004 など）では，新入社員に弱いの質問に設計した。今回の対象者が最終学歴を

権力格差志向の上司を配置することで，上司と卒業して入社 1 年以内の新入社員であり，異な新入社員との間の交流が頻繁になり新入社員のる学歴の卒業年齢を考慮したうえで，25 歳と組織適応に正の影響を及ぼすと指摘した。しか30 歳を分かれ目にして選択肢で用いた。結果，しながら，本研究の結果によれば，もし新入社

回答の 90％が 25 歳以下のため，25 歳以下を員（特に卒業後かつ入社して 1 年以内の新入社

1，26 歳以上を 0 とするダミー変数として処理員）が組織適応するために，対上司プロアクテ

して分析に投入した。そのため，年齢においてィブ行動をとるなら，権力格差志向の強い上司

データ上の損失があると考えられる。今後はこを配置することが推奨できる。ただし，本研究のような限界を回避するように年齢を自由回答

のみでこのように結論付けることはできないた式に設定すべきであると考えられる。

め，本研究の知見についてさらに検討される必要がある。

今後の展望について以下のように指摘される。本研究の結果については，中国社会での特有な結果である可能性は否定できない。今回の4.1

本研究の限界と今後の展望

サンプルは中国の新入社員であり，中国は高度

本研究について次のような限界が指摘されな権力格差社会である（Hofstede, 1980）と指る。まず本研究の調査はインターネット調査を摘されているため，対象が権力格差の低い社使用したため，回答者の回答時の物理的状況と会（例：米国）であれば，異なる結果が得ら

心理的状況を把握することは難しい。それらはれる可能性がある。したがって，新入社員の調査の結果にバイアスをかける可能性がある。

対上司プロアクティブと LMX において，上司次に本研究は，一度に全ての変数のデータを収の権力格差志向の調整効果は今後異なる権力格集したため，概念間の逆因果関係を完全には否差程度の国のデータで引き続き検討する必要が定できない。これについて，逆因果関係を十分ある。また，統制変数について，今後の研究でに検討できるため，今後は縦断的調査を検討すは，新入社員と上司のプロアクティブ・パーソ

べきであると考える。次に本研究は新入社員をナリティが一致する程度を統制変数として分析対象にした研究のため，新入社員が質問紙の回に加えることが考えられる。個人 - 上司適合理答者になる前提として調査設計した。このた論によれば，上司と部下のパーソナリティが一め，今回の上司の権力格差志向の測定はあくま

致する程度が高いほど，部下が仕事と職場環境で新入社員の認知であることに注意が必要であに満足する（Wexley, Alexander, Greenawalt,

る。また，新入社員が上司の権力格差志向を評& Couch, 1980; Zhang et al., 2012）。そのため，価しやすいように，できる限り元の尺度項目の上司と新入社員のプロアクティブ・パーソナリ

文脈のままに項目を修正して使用したが，修正ティの一致する程度が高いほど，新入社員がよ－33－

研究ノート

経営行動科学第 35 巻第 1・2 号

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