Japanese Journal of Administrative Science
Volume 35, No.3, 2024, 41-59
上司の他者志向的完全主義が若手社員にもたらす影響
経営行動科学第 35 巻第 3 号，2024，41-59

Article原 著

上司の他者志向的完全主義が若手社員にもたらす影響
筑波大学

池田めぐみ

株式会社 HRdock

土 屋 裕 介株式会社マイナビ

今 井

＊

＊＊

良

山 内 祐 平

東京大学

＊＊＊
＊＊＊＊

The effect of supervisor’s other-oriented perfectionism on young employees
Megumi IKEDA（The University of Tsukuba）
Yusuke TSUCHIYA（HRdock, Inc.）Ryo IMAI（Mynavi corporation）
Yuhei YAMAUCHI（The University of Tokyo）
Studies of perfectionism in the workplace have yet to clarify the effects ofsupervisors’ other-oriented perfectionism on their subordinates. Therefore,
this study tested the hypothesis that supervisors’ other-oriented perfectionism
affects subordinates’ perfectionism and indirectly affects their task performanceand psychological distress. We also examined whether these relationships aremoderated by length of tenure and proactive behavior. The results of the analysis revealed the following. First, supervisors’ other-oriented perfectionism positively affected subordinates’ perfectionism. Second, we found that supervisors’
other-oriented perfectionism has a positive indirect effect on task performanceand a negative indirect effect on psychological distress through subordinates’
perfectionist efforts. Conversely, there is a negative indirect impact on task
performance and an indirect positive impact on psychological distress throughperfectionist concerns. Third, we find that most of these relationships were
strengthened within three years of employees’ tenure with the company, andthe effects of psychological distress through perfectionist concerns were foundto be weakened by job-change negotiating. This study extends workplace perfectionism research by examining the effects of supervisors’ other-oriented perfectionism on subordinates’ perfectionism.
Keywords：Perfectionistic Strivings, Perfectionistic Concerns, Task Performance, Psychological Distress, Job-change Negotiation, Positive
Framing＊ 波大学 助教。
筑株式会社 HRdock 代表取締役。
＊＊＊
株式会社マイナビ 教育研修事業部開発部部長。
＊＊＊＊
東京大学 教授。
＊＊

－41－

原

著

経営行動科学第 35 巻第 3 号（Frost et al., 1990; Ocampo et al., 2020），完全

1．問題意識主義の上司が部下に与える影響を検討すること

若手社員の発達に上司が果たす役割は大きにした。そして，これにより完全主義の上司のい。上司の関わりは，若手社員のその後の成もとで部下がパフォーマンスを向上させるため長や組織内でのキャリア発達を規定する（若の知見および，ストレス反応を減らすための方

林 他，1980; 笠 井，2010）。 ま た，On the job

法について考察した。

training の担い手は上司であると捉えられてき完全主義は，多次元からなる概念であり，自たことや，職場における上司の部下育成行動が身に高い水準を課す自己志向的完全主義だけで部下の能力獲得に寄与してきたことからも（桐なく，他者に対して高い水準を求める他者志向

村，2005），部下が職務遂行に必要な知識・ス

的完全主義も完全主義に包含される（Hewitt

キルを獲得していく上で上司は欠かせない存在& Flett, 1991）。他者に向けられた完全主義のである。

研究は，主に心理学の分野で恋人や夫婦など

一方で，上司が若手社員に与える影響はいつを対象に進められてきた（Smith, et al., 2022）。

もポジティブなものだとは限らない。例えば，

一方で，組織行動分野においてはほとんど検笠井（2010）は上司にただ厳しくされた経験

討が進められていない（Ocampo et al., 2020;

や，マネジャーと同じやり方を強要された経験

Harari et al. 2018）。

は若手社員のその後の成長に負の効果をもたら

数少ない職場における完全主義の先行研究すことを確認している。また，リクルートマネ

は，自己志向的完全主義とそのアウトカムのジメントソリューションズが 25 歳から 49 歳の関連に焦点を当ててきた（Ocampo et al., 2020;

社会人を対象に行った調査では，18.1％の人がHarari et al. 2018）。例えば，自己志向的完全

上司とは合わないと感じていることが明らかに主義傾向にある個人は，抑うつ傾向やストレスされている（藤村，2018）。近年，「上司ガチャ」

反応が高い一方で，モチベーションが高いこという言葉がメディアを賑わすように，上司となどが確認されている（Harari et al. 2018）。

と部下の巡り合わせは予測困難である（古屋，すなわち，自己志向的完全主義はポジティブな2022）。上司も部下も誰を自分の部下あるいは効果もネガティブな効果も有することが示唆さ上司にするか，決められないケースがほとんど

れてきた。

である。

それに対して，完全主義が他者にもたらす影

ゆえに，上司のタイプにより部下がどのよう響についての検討は少なく，上司の他者志向的な影響を受けるのか検討することは，若手社員

完全主義が部下に与える影響については，ほとのパフォーマンス向上やストレスの緩和を考え

んど明らかにされていない。しかしながら，組る上で重要であると考えられる。特に，上司が織社会化研究においては若手社員が上司から期部下に高いパフォーマンスを求めることは，若待される行動規範を習得していることが確認さ

手社員のパフォーマンスの向上に寄与し得る一

れている（Saks & Gruman, 2012; Lee，2023）。

方で，その水準が過度に高すぎる場合は適応不このことを踏まえると，上司の他者志向的完全

全を引き起こすかもしれない。そこで，本研主義が部下の自己志向的完全主義に正の影響を究では，非現実的なほど高いパフォーマンス

与えると推測される。また，自己志向的完全主基準を設定する傾向である完全主義に注目し義がパフォーマンスの向上や職場での不適応と－42－

上司の他者志向的完全主義が若手社員にもたらす影響

関連することを踏まえると，上司の他者志向的者から完璧であることが求められていると感じ

完全主義は間接的に部下のそれらに影響を与える）の 3 つの要素からなる多次元完全主義尺度ることも予想される。完全主義は可変的であを開発している。また，Frost et al.（1990）はり，環境によってもその度合いが変わることをミスへの懸念，個人への高い基準，自己の行動踏まえると（Mohr et al., 2022; Stoeber et al.,への疑問，親の批判など 6 つの構成要素からな2009），上司の他者志向的完全主義が部下に与る尺度を開発した。

える影響についての検討が求められていると言えるだろう。

これらの多次元尺度は統合が試みられており，完全主義は主に完全主義的努力と完全主義

そこで，本研究では上司の他者志向的完全主的懸念の 2 つに分類されて研究が進められてい義が部下の自己志向的完全主義に影響し，間接る（Stoeber, & Otto, 2006; Harari et al., 2018;

的に部下のタスクパフォーマンスと心理的スト

Ocampo et al., 2020）。前者は過度に高い水準

レス反応に影響をもたらすという仮説の検証おに焦点を当て，その達成を望む傾向を中心にしよび，この影響過程を調整する要因の検討を行た概念であるのに対して，後者は高いパフォーった。本研究は，先行研究でほとんど焦点が当

マンス基準に到達できない可能性を強迫的にてられてこなかった完全主義の対人的な影響を嫌う傾向を核とした概念である（Harari et al.,

検討する点において，既存の完全主義研究を拡2018）。Frost et al.（1993）が因子分析によっ張するものである。また，本研究は他者志向的て多次元尺度の分類を行い，この 2 つに分類さ完全主義の上司のもとで働く部下は，職務変更れること示して以降，その呼ばれ方は僅かに異交渉を行うことによりストレス反応を抑えられなるものの，多くの研究においてこの分類が支る可能性を示す点において実践的な意義を有し持されてきた（Ocampo et al., 2020）。Hewittている。

& Flett（1991）と Frost et al.（1990）の示した完全主義の構成要素のうち，様々な研究にお2．理論的背景と仮説
2.1

いて完全主義的努力に含まれるのは，自己志向

完全主義とその分類的完全主義，個人への高い基準であり，完全主

先に示したように，完全主義とは非現実的義的懸念に含まれるのは，社会的規定的完全主なほど高いパフォーマンス基準を設定する傾義，失敗への懸念，自己の行動への疑問である向のことである（Frost et al., 1990; Ocampo et（Stoeber & Otto, 2006）。

al., 2020）。完全主義研究の歴史についてまとしかしながら，この 2 分類では，他者志向型

め た，Stoeber, & Otto（2006） や Ocampo etの完全主義は統合できていないという指摘があal.（2020）の先行研究によると，初期の研究でる（Stoeber, & Otto, 2006; Smith, et al., 2018）。

は完全主義は一因子構造の尺度で測定されてStoeber & Otto（2006）は，完全主義を完全主いたが，1990 年頃に多次元からなる尺度が開義的努力と完全主義的懸念に分類する研究にお発され，完全主義は複数の構成要素から捉えいて，両者がどのように概念化され，測定されられるようになった。例えば，Hewitt & Flett

たのかを検討した。その結果，他者志向の完全（1991）は，自己志向的完全主義（自己に対し主義は両義的であるために，この 2 分類に含まて完璧さを求める），他者志向的完全主義（他れることはほとんどないことが確認された。ゆ者に完璧を求める），社会規定的完全主義（他えに，後続の研究において，他者志向の完全主

－43－

原

著

経営行動科学第 35 巻第 3 号

義は，完全主義的努力と完全主義的懸念とは別果たす役割が大きい（Saks & Gruman, 2012）。

の概念として扱われることが多い（Ocampo et

具体的には，上司は職務の中で若手社員が組織

al., 2020）。

から何を期待されているか示し，彼らがその期

そこで，先行研究に沿って本研究では完全主待に沿っているかフィードバックを行うこと

義を完全主義的努力，完全主義的懸念，他者志で若手社員の組織社会化を促している（Lee，

向的完全主義に分けて扱う。より具体的には，

2023）。つまり，若手社員は上司から求められ上司が他者に対して完全であることを求める

る行動規範を実践し，それに対するフィードバ「上司の他者志向的完全主義」と，部下が自身ックを得て，職場で望ましいとされる行動様式の行動に完璧さを求める，「部下の完全主義的を内在化させていくのである。

努力」および，「部下の完全主義的懸念」に着目する。

こうした研究を踏まえると，他者志向の完全主義の上司のもとで，若手社員は完全主義的な行動様式を内在化していくと推測される。具体2.2 上司の他者志向的完全主義と部下の完全主義の関連的には，他者志向の完全主義の上司のもとで日々仕事を完璧にこなすことが求められた部下

上司の他者志向的完全主義が部下にもたらすは，次第に自身に高い水準を設けてそれに向け影響について，先行研究ではほとんど検討がて行動するようになると考えらえる。また，他

進められてこなかった（Ocampo et al., 2020）。

者志向的完全主義の上司は部下が求める高い水

一部の研究では，リーダーの他者志向の完全主準に見合っていなかった場合には，パフォーマ

義とメンバーのエンゲージメントや情緒的消ンスを改善するようにフィードバックを行う

耗感，創造性との関連を検討している（Xu., et（Xu., et al., 2022）。こうしたフィードバックは，

al., 2022）。しかしながら，上司の他者志向的完

上司が求める水準に達さなければならないとい全主義と部下の完全主義の関連を検討した研究

う不安や，失敗が許されないと言った不安を生は管見の限り見当たらない。

むと予想される。以上より，下記 2 つの仮説を組織社会化研究を踏まえると，上司の他者志導出した。

向的完全主義は若手社員の完全主義的努力と完仮説 1-ａ：上司の他者志向的完全主義は部下全主義的懸念に正の影響を与えると推測されの完全主義的努力に正の影響をる。組織社会化とは，新しいメンバーがその組与える織の価値，システム，規範，要求されている行

仮説 1-ｂ：上司の他者志向的完全主義は部下動パターンを学び，適合していく過程のことでの完全主義的懸念に正の影響をある（Schein，1968）。組織社会化はオリエン

与える

テーションや研修だけでなく，日々の業務の中での上司や同僚，顧客（社会化エージェントと呼ばれる）との交流を通じて促される（Fisher,

2.3 上司の他者志向的完全主義が部下の完全1986; Saks & Gruman, 2012）。とりわけ，上司主義を通じてタスクパフォーマンスに与は若手社員の仕事の割り当てや能力開発の機える影響会，フィードバックなどを提供する正式な権限

また，上司の他者志向的完全主義は部下の完を有しているため，若手社員の社会化に対して全主義を通じて，部下のタスクパフォーマンス

－44－

上司の他者志向的完全主義が若手社員にもたらす影響に間接的な影響を与えると推測される。Harari

仮説 2-b：上 司の他者志向的完全主義は部下

et al.（2018）のメタ分析では，完全主義はタの完全主義的懸念を通じてタスク

スクパフォーマンスと有意な関連を持たないこ

パフォーマンスに間接的に負の影とが確認されているが，この研究では先行研究

響を与えるの少なさから完全主義的努力と完全主義的懸念
による影響の違いを検討できていない。一方
で，次の 2 つの理由から，完全主義的努力はタ

2.4 上司の他者志向的完全主義が部下の完全

スクパフォーマンスと正の関連を持ち，完全主主義を通じてストレス反応に与える影響

義的懸念は負の関連を持つことが推測される。

加えて，上司の他者志向的完全主義は部下

第 1 に，完全主義的努力はタスクパフォーマンの完全主義を通じて，部下のストレス反応にスの規定要因であるモチベーションと正の関連

間接的な影響を与えると推測される。多くのがある。例えば，先のメタ分析において，完全研究において，自己志向的完全主義はストレス主義的懸念とモチベーションの関連はほぼない

反応と正の関連を持つことが確認されているのに対して，完全主義的努力とは正の関連を（Ocampo et al., 2020）。この関連は，完全主義持つことが示されている（Harari et al., 2018）。

的努力と完全主義的懸念のどちらについても確

このことから，完全主義的努力の傾向が強い人認されている（Harari et al., 2018）。完全主義傾は高い動機のもと業務に励み，高いパフォーマ

向が強い場合，仕事に多くの時間を費やしたり，ンスを発揮すると推測される。第 2 に，完全主

自分のパフォーマンスに対する不安を常に感じ

義的懸念は抑うつ傾向や情緒的消耗感と強いたりするため，ストレスを感じやすいと考えら関連を持つ（Harari et al., 2018）。そのために，れている（Harari et al., 2018）。先に仮説に提示

完全主義的懸念が強い場合は，気分の落ち込みしたように，上司の他者志向的完全主義と部下から仕事に集中して取り組むことが難しく，高の完全主義は正の関連を持つと推測される。こいパフォーマンスが発揮しにくいと推測されれらを踏まえると，上司の他者志向的完全主義

る。ゆえに，完全主義的懸念はタスクパフォー

は部下の完全主義を介して，心理的ストレス反

マンスには負の関連があると予測される。以上

応に間接的に正の影響を与えると考えられる。

より，完全主義的努力と完全主義的懸念はタス
クパフォーマンスとそれぞれ正および負の関連があると予想される。さらに，先に示したように上司の他者志向的完全主義と部下の完全主義
は正の関連を持つと推測される。以上より，下
記 2 つの仮説を導出した。

仮説 3-ａ：上司の他者志向的完全主義は部下の完全主義的努力を通じて心理的ストレス反応に間接的に正の影響を与える仮説 3-ｂ：上司の他者志向的完全主義は部下の完全主義的懸念を通じて心理仮説 2-a：上 司の他者志向的完全主義は部下の完全主義的努力を通じてタスク
パフォーマンスに間接的に正の影
響を与える

－45－

的ストレス反応に間接的に正の影響を与える原著

経営行動科学第 35 巻第 3 号

2.5 勤 続年数とプロアクティブ行動による調整より，下記の仮説を導出した。

効果

仮説 4-ａ：上司の他者志向的完全主義が部下

上司の他者志向的完全主義と部下の完全主義の完全主義的努力に与える正のの関係について検討が進んでいないため，その効果は入社 3 年以内の場合強まる

調整要因についても未知なことが多い。一方

仮説 4-ｂ：上司の他者志向的完全主義が部下で，組織社会化研究やプロアクティブ行動，有の完全主義的懸念に与える正の害なリーダーシップへの対処に関する先行研究

効果は入社 3 年以内の場合強まるを踏まえると，勤続年数とプロアクティブ行動

仮説 5-ａ：上司の他者志向的完全主義が部下は両者の関連を調整する可能性がある。

の完全主義的努力を通じてタス

まず，勤続年数について，組織社会化研究でクパフォーマンスに与える正のは上司からの社会化に向けたサポートが時間

間接効果は入社 3 年以内の場合強とともに減少することや（Jokisaari & Nurmi,

まる2009），特に入社 3 年目までの上司との関わり

仮説 5-ｂ：上司の他者志向的完全主義が部下がその後のキャリアに影響を与えることが示の完全主義的懸念を通じてタスされている（若林他，1980; 笠井，2010）。まクパフォーマンスに与える負のた，熟達化研究によると，入社 6 年目以降から間接効果は入社 3 年以内の場合強は適応的熟達化の段階であり，自身の過去の経まる験を活用しながら状況に応じて柔軟に対応する

仮説 6-ａ：上司の他者志向的完全主義が部下時期なのに対して，入社 3-4 年目までは定型的の完全主義的努力を通じてスト熟達化の段階，すなわち，指導者なしで自律的レス反応に与える正の間接効果に日々の仕事ができることを目指す段階だと考は入社 3 年以内の場合強まる

えられている（楠見，2014）。この時期は，定仮説 6-ｂ：上司の他者志向的完全主義が部下型的な仕事を進めるのに必要な行動様式を上司の完全主義的懸念を通じてストから学ぶ必要がある時期でもあり，入社 4 年目

レス反応に与える正の間接効果

までの学習リソースとして上司をあげる人の割

は入社 3 年以内の場合強まる

合は多いが，それ以降は上司を挙げる人が減少する傾向にある（楠見，2020）。これらの議論

次に，プロアクティブ行動と有害なリーダー

から，入社 3 年目まではそれ以降と比べて，仕シップへの対処に関する先行研究を踏まえる

事で求められる行動様式や考え方を上司に指導と，プロアクティブ行動の一部は上司の他者志される機会が多く，部下も求められる役割を果

向的完全主義と部下の完全主義的懸念の関連をたそうと，上司の求める行動様式を身につける

調整する可能性がある。プロアクティブ行動と傾向にあることがうかがえる。そのため，上司は従業員が未来志向的かつ自発的に物事を実現の他者志向的完全主義と部下の完全主義的努力するために主導権を握る行動のことで，具体および完全主義的懸念との関連は，入社 3 年以

的には，職務変更交渉，ポジティブフレーム，内の場合に強まると考えられる。そしてその結フィードバック探索などが含まれる（Ashford

果，タスクパフォーマンスとストレス反応への& Black, 1996; Cooper-Thomas & Burke, 2012;

間接的な影響も調整されると推測される。以上

星，2016）。若手社員は，組織主体の組織社会－46－

上司の他者志向的完全主義が若手社員にもたらす影響

化により単に組織に染まるだけでなく，プロアと話し合うことを意味する（Ashford & Black,

クティブ行動を行い，自分と組織の適合度を1996）。他者志向的完全主義傾向が強い上司は，向上させたり，組織の参入に伴うストレス状成し遂げることが難しい完璧な仕事を部下に況に対処したりしている（Cooper-Thomas &課すと指摘されるが（Xu., et al., 2022），若手

Burke, 2012）。つまり，若手社員は職務の行動

社員側が職務変更交渉を行い，自分には達成が上の制約や要求にそのまま従うだけでなく，代難しい範囲を示し，助けを求めることができる替案の交渉や考え方の修正を行いながら組織でと，部下に求められる仕事量や仕事の質は緩和求められる行動パターンを受け入れ，適応してされる可能性がある。完全主義的懸念は，物事

いく（Korte，2009）。

が自分にとって制御不能な状況において強まる

また，他者志向的完全主義の傾向が強い個人傾向にあるため（Guo et al., 2020），職務変更

は，他者を支配することを望み，搾取的である交渉により，求められる職務を制御可能な範囲ことから，有害なリーダーシップを発揮するに設定することができれば，失敗に対する恐怖と指摘される（Stoeber, 2014）。本研究の仮説

心を抑えることができると考えられる。

3 でも示したように，有害なリーダーシップの次に，ポジティブフレームは，厳しい局面も上司のもとでは部下が不適応な思考をするよう良い方向に捉える，自己管理行動のことを指すになり，ストレスを感じると考えられている。

（Ashford & Black, 1996）。ポジティブフレー

先行研究では，有害なリーダーシップのもとでムは，ネガティブな事象をポジティブに再解釈

働く部下は，問題解決や感情の調整に特化したすることであるため，組織参入に伴う個人のス対処戦略をとることが確認されている（Yagil

トレスを軽減すると指摘されている（Ashford

et al., 2011; May,et al., 2015）。前者には問題状& Black, 1996）。実際に，社会化に関連した個況を解決するために上司と直接交渉することな人のストレスを軽減することから，ポジティブ

どが含まれ，後者には他者にサポートを求めたフレームを多くする若手社員は職務満足感が高り，現在の状況をポジティブに捉え直したりす

い傾向にあることも知られている（星，2016）。

ることが含まれる（Yagil et al., 2011; May, et

上司の他者志向的完全主義傾向が部下の完全主

al., 2015）。

義的懸念に正の影響を与えるとは，すなわち，先に，プロアクティブ行動は従業員の組織参上司が成し遂げることが難しい完璧な仕事を部入に伴うストレスの低減に役立つことを述べた

下に求めることにより，部下は自分が高いパフ

が（Cooper-Thomas & Burke, 2012）， 有 害 なォーマンス基準に到達しなければならないといリーダーシップへの対処に関する先行研究を踏う強迫観念を抱くことを意味する。こうした影まえると，プロアクティブ行動の中の職務変更

響過程において，若手社員側がポジティブフ

交渉とポジティブフレームは問題解決に特化しレームを行い，与えられた仕事は自分でこなす

た対処戦略と感情に特化した対処戦略にあたことができる，目の前の難しい仕事は成長の機り，上司の他者志向的完全主義が部下の完全主会だと捉えることができれば，高い要求に向き

義的懸念に与える影響を緩和すると考えられ合うことを前向きに捉えることが可能となり，る。まず，職務変更交渉とは，割り当てられた

完全主義的懸念は弱まると予測される。以上の職務の作業方法や努力量について自分のスキル

議論より，下記の仮説を導出した。なお，本研や能力に適合するものとなるように上司や同僚究で検討する仮説は図 1 の通りである。

－47－

原

著

経営行動科学第 35 巻第 3 号
勤続年数
仮説4-6

完全主義的努力

仮説2-a

仮説1-a

タスク
パフォーマンス
仮説2-b

上司の他者志向的
完全主義
仮説3-b

仮説1-b
仮説7-9

完全主義的懸念

プロアクティブ
行動

図1

完全主義的懸念に与える正の効果はプロアクティブ行動が多くなされる
場合弱まる
仮説 8：上司の他者志向的完全主義が部下の完全主義的懸念を通じてタスクパフォーマンスに与える負の間接効果はプロアクティブ行動が多くなされる
場合弱まる
仮説 9：上司の他者志向的完全主義が部下の完全主義的懸念を通じてストレス反応に与える正の間接効果はプロアクティブ行動が多くなされる場合弱まる

3.1

ストレス反応本研究の仮説仮説 7：上司の他者志向的完全主義が部下の

3．方

仮説3-a

化を示す「Satisfice」が問題となる（三浦・小林，2018）。具体的には，調査項目の内容を理解するためのコストを最小化する行動などがSatisfice に含まれる（三浦・小林，2018）。このことから，本研究においては，熊井他（2007）
に従って虚偽の程度を測定するライスケールの回答が 95 パーセンタイル値を超えるものを分析から除外した。ライスケールは全 5 項目であり，項目例は「私は今までに嘘をついたことはない」である。その上で，当該サンプルのうち契約社員は 63 名（2.65％）と少なかったことから分析対象を正社員に限定した。
最終的な有効回答は，1,218 人であり，そのう ち 男 性 は 677 名（55.58 ％）， 女 性 は 541 名（44.42％），平均年齢は 26.60 歳（SD ＝ 1.93），

法

平均勤続年数は 4.48（SD ＝ 1.92）年，業種の本研究の対象

内訳は，製造業 263 名（21.59％），情報通信業

2021 年 6 月（T1）および 7 月（T2）に，イ

156 名（12.81％），サービス業 368 名（30.21％），

ンターネット調査により取得した「活躍する金融業 130 名（10.67％），流通業 77 名（6.32％），

20 代 の 学 び に 関 す る 調 査 プ ロ ジ ェ ク ト 」 の建 設 業 88 名（7.22 ％）， 卸 売・ 小 売 業 114 名

データ（Ikeda, 2023）を使用した。本研究で（9.36％），金融・ガス・水道業 22 名（1.81％）

は，調査を依頼した株式会社 クロス・マーケ

であった。

ティングの調査モニターのうち，20 代の正社
員および，契約社員を対象とした調査で，2 時

3.2

点ともに回答した人数は 1,382 人であった。オ

上 司 の 他 者 志 向 的 完 全 主 義（T1）Shoss et

ンラインパネル調査においては，努力の最小限

al.（2015）で使用された 3 項目を用いて，部下－48－使用した尺度上司の他者志向的完全主義が若手社員にもたらす影響の知覚する上司の他者志向的完全主義の程度をAnderson（1991）の役割内行動に関する 5 項評価した。項目例は「他人に完璧を求める」「他

目を用いた。項目例は「任された役割を適切人の仕事に厳しい目を向ける」であり，「1. まに果たしている」「担当業務の責任を果たしてったくあてはまらない」～「5. よくあてはまいる」であり「1. 全くあてはまらない」～「5.

る」の 5 件法で回答を求めた。部下が思う上司

非常にあてはまる」の 5 件法で回答を求めた。

からの要求の認識と，実際の上司の要求は異な

α＝ .894 であった。

ることがある（藤原，2017）。また，本研究は

心 理 的 ス ト レ ス 反 応（T2）Furukawa et al.

先述のとおり部下の視点に立った知見の導出を（2008）の日本語版 K6 尺度，6 項目を用いた。

目的としており，このように本人の知覚につい項目例は，「神経過敏に感じましたか」「自分はて関心がある場合は自己報告式で回答を求める

価値のない人間だと感じましたか」であり，「0.

必要がある（Brannick et al., 2010）。よって，全くない」～「4. いつも」の 5 件法で回答を

本研究ではこの項目について部下から回答を求求めた。K6 は正規分布を描かなかった。また，めた。α＝ .87 であった。

先行研究ではメンタルヘルス不調のカットオ

プロアクティブ行動（T1）Ashford & Black

フポイントが 5 点と示されている（Sakurai et（1996）を日本語訳した小川（2012）の 7 項目

al., 2011）。よって，以後の分析では合計得点 5を用いた。職務変更交渉（4 項目）の例は「上点以上を 1，5 点未満を 0 とする変数を用いた。

司や同僚が，あなたに期待していることについ

α＝ .947 であった。

て，彼らと話し合うこと」「自分に課せられて統制変数（T1）男性ダミー，年齢，勤続年数いる要求事項について，上司や同僚と話し合う

3 年以内ダミー（437 名，35.88％），ソフト産こと」であり，ポジティブフレーム（3 項目）

業ダミー（654 名，53.69％）の変数を作成し，の例は「物事の明るい面を見ようとすること」

これらの影響を統制した。

「自分の置かれている状況を『脅威』ではなく，むしろ『チャンス』としてとらえようとするこ

3.3

分析方法

と」である。「1. 行っていない」～「5. よく行

Hayes（2013） の PROCESS マ ク ロ（ ブ ーう」の 5 件法で回答を求めた。α＝ .820，814

トストラップ法，5000 リサンプリング）を用であった。

いて仮説検証を行った。具体的には，仮説 1

自己志向的完全主義（T1）福井・山下（2012）～ 3 の検証にあたっては PROCESS マクロのの自己志向的完全主義尺度，20 項目を用いた。

Model4（媒介モデル：独立変数が媒介変数に完全主義的努力の項目例は「何事においても最与える影響と，独立変数と媒介変数が従属変高の水準を目指している」「中途半端な出来で数に与える影響を検討する 2 つの回帰モデル

は我慢できない」であり，完全主義的懸念の項をもとに媒介効果を検討するモデル）を，仮

目例は「間違いをおかすと，人に軽蔑されるよ

説 4 ～ 9 の検証にあたっては Model7（ファーうな気がする」「失敗は成功のもとなどとは考スト・ステージ調整媒介モデル：独立変数およ

えられない」である。「1. まったくあてはまら

び調整変数が媒介変数に与える影響と，独立変ない」～「5. よくあてはまる」の 5 件法で回答数と媒介変数が従属変数に与える影響を検討すを求めた。α＝ .907，893 であった。

る 2 つの回帰モデルをもとに調整媒介効果を検タ ス ク パ フ ォ ー マ ン ス（T2）Williams &討するモデル）を使用した。調整媒介効果（仮

－49－

原

著

経営行動科学第 35 巻第 3 号

説 5，6，8，9）の検証にあたっては，間接効完全主義は部下の完全主義的努力（.387，p ＜果と調整変数の関係を定量化し，調整変数によ.001）と完全主義的懸念（.325，p ＜ .001）に有る条件付き間接効果が統計的に異なるか検討可

意な正の影響を与えていたことから，仮説 1-a

能 な moderated mediation index と（Hayes，と 1-b は支持された。

2015），条件付き間接効果の値を確認した。タ

また，Model3 に示すように完全主義的努力

スクパフォーマンスを従属変数とする分析でははタスクパフォーマンスに有意な正の影響を

重回帰分析を，ストレス反応を従属変数とする（.449，p ＜ .001），完全主義的懸念は有意な負1

分析では，ロジスティック回帰分析を用いた 。

の影響を与えていた（-.222，p ＜ .001）。間接

仮説検証には IBM SPSS Statistics 26 を用い，効果を確認したところ，上司の他者志向的完記述統計の算出と相関分析には Stata16 を用い

全主義は部下の完全主義的努力を通じてタスた。

クパフォーマンスに有意な正の影響を（.174，

4．結
4.1

95％ CI［.13, .22］），完全主義的懸念を通じて果

有意な負の影響を与えていた（-.072，95％ CI

記述統計と相関分析の結果［-.10, -.04］）。よって，仮説 2-a，2-b は支持され各項目の平均値，標準偏差，α係数および相た。加えて，Model4 に示すように，部下の完関係数は表 1 の通りである。

全主義的努力はストレス反応に有意な負の影響を（-.551，p ＜ .001），完全主義的懸念は有意4.2 上司の他者志向的完全主義が部下の完全な正の影響を与えていた（.841，p ＜ .001）。間主義に与える影響およびタスクパフォー

接効果を確認したところ，上司の他者志向的

マンスとストレス反応への間接効果

完全主義は完全主義的努力を通じてストレス

まず，上司の他者志向的完全主義が部下の完反応に有意な負の影響を（-.213，95％ CI［-.31,

全主義に与える影響（仮説 1）および，タスク-.12］），完全主義的懸念を通じて有意な正の影

パフォーマンスとストレス反応への間接的な影

響 を（.273，p ＜ .001，95 ％ CI［.19, .38］） 与響（仮説 2，3）を検証した結果を表 2 に示す。

えていた。以上より，仮説 3-a は支持されず，Model1 と 2 に示すように上司の他者志向的
表1
1 上司の他者志向的完全主義

M

SD

2.697

.877

3-b は支持された。

記述統計・α係数・相関係数

1

2

3

2 職務変更交渉

2.956

.865

.306***

3 ポジティブフレーム

2.845

2.845

.300*** .718***

4

5

6

7

4 完全主義的な努力

2.932

.715

.472*** .434*** .479***

5 完全主義的な懸念

2.919

.711

.400*** .225*** .183*** .649***

6 タスクパフォーマンス

3.184

.816

.219*** .355*** .341*** .334*** .130***

7 心理的ストレス反応

.678

.467

.048

-.118*** -.158*** .001

.147*** -.219***

8 性別ダミー

.556

.497

.002

-.079**-.119*** -.207*** .099***26.598

1.928

.049

9 年齢

-.035

-.089**

8

9.079**

.073*

-.014

.027

.080**-.046

10 勤続年数ダミー.359.480 -.041

-.035

-.023

.014

-.029

-.045

.035

.087**

11 ソフト産業ダミー

.537

.499

-.027

-.012

.001

-.023

.061*

-.037

-.167*** -.035

.001

10

.035
-.420***.001***p ＜ .001, **p ＜ .01, *p ＜ .05, N ＝ 1,218, 性別ダミー：男性＝ 1，女性＝ 0，勤続年数ダミー：3 年以内＝ 1，4 年以上＝ 0，ソフト産業
ダミー：ソフト産業＝ 1，その他の産業＝ 0－50－上司の他者志向的完全主義が若手社員にもたらす影響

4.3 勤
 続年数とプロアクティブ行動による調整通りである。なお，Moderated mediation index

効果および条件付き間接効果の詳細は Appendix1

次に，勤続年数とプロアクティブ行動によるに示す。

調整媒介効果（仮説 4 ～ 9）の検証結果は表 3 の
表2

勤続年数の調整効果について，完全主義的努

仮説 1 ～ 3 の検証結果

Model1
対応する仮説Model2Model3Model4

仮説 1-a仮説 1-b仮説 2

仮説 3Model の従属変数

完全主義的努力

完全主義的懸念タスクパフォーマンス

ストレス反応Intercept
性別ダミー
年齢
ソフト産業
勤続年数ダミー3.201***-.136***
-.007
-.023
.050

2.937***-.183***
.004
-.063
.006

1.601***-.318***.040**
.044
.007

1.415
.489***
-.065
-.061
.064

上司の他者志向的完全主義.387***.325***.099***.070.449***-.222***-.551***.841***

完全主義的努力
完全主義的懸念2

2

R / McFadden R.233***.177***.179***.044***
2***p ＜ .001, **p ＜ .01, *p ＜ .05, N ＝ 1,218, 従属変数がストレス反応の場合は McFadden R を提示，性別ダミー：
男性＝ 1，女性＝ 0，勤続年数ダミー：3 年以内＝ 1，4 年以上＝ 0，ソフト産業ダミー：ソフト産業＝ 1，その他の産業＝ 0
仮説 2 と 3 の検証における，X → M の影響については Model1 と 2 を参照

表3

仮説 4 ～ 6 の検証結果

Model5Model6

Model7

Model8Model9Model10Model11

Model12

対応する仮説

仮説 4-a仮説 4-b

仮説 5

仮説 6

仮説 7

仮説 7

仮説 8

仮説 9

Model の従属変数

完全主義的 完全主義的 タスクパフ
努力
懸念
ォーマンス

ストレス
反応

完全主義的 完全主義的 タスクパフ
懸念
懸念
ォーマンス

ストレス
反応

Intercept

3.237***

2.964***

1.623***

1.607

3.044***

2.992***

2.315***

.565

性別ダミー

-.126***-.176***-.318***.496***-.168***-.176***-.334***.514***

年齢

-.009

.003

.039***-.072*.001.002.036***

-.059

ソフト産業

-.019

-.060

.044

-.061

-.058

-.061

.050

-.066

勤続年数ダミー

.050

.005

.013

.012

.028

.038

上司の他者志向的完全主義.325***.279***.300***.305***.193***-.043.099***.069

職務変更交渉.063***

ポジティブフレーム
上司の他者志向的完全主義×
3 年以内

.046*
.163***.121***

上司の他者志向的完全主義×
職務変更交渉-.084***

上司の他者志向的完全主義×ポジティブフレーム-.053**

完全主義的努力.449***

完全主義的懸念-.222***.840***.179***.044***

2

2

R / McFadden R.242***.182***-.549***.200***.186***
2.024.523***.098***.031***p ＜ .001, **p ＜ .01, *p ＜ .05, N ＝ 1,218, 従属変数がストレス反応の場合は McFadden R を提示，性別ダミー：男性＝ 1，女性＝ 0，勤続年数ダミー：3 年以内＝ 1，4 年以上＝ 0，ソフト産業ダミー：ソフト産業＝ 1，その他の産業＝ 0
仮説 5 と 6 の検証における，X → M の影響については Model5 と 6 を参照，同様に仮説 8 と 9 の X → M の影響は Model9 および Model10 を参照

－51－

原

著

経営行動科学第 35 巻第 3 号
3.4

3.2

3.2

完全主義的懸念

完全主義的努力

3.4

3
2.8
2.6
2.4

3
2.8
2.6
2.4
2.2

2.2

上司の他者志向的完全主義（低）上司の他者志向的完全主義（高）上司の他者志向的完全主義（低）4 年目以降3 年目以内4 年目以降図 2a 上司の他者志向的完全主義と完全主義的努力の関連に対する勤続年数の調整効果

図2

上司の他者志向的完全主義（高）3 年目以内

図 2b 上司の他者志向的完全主義と完全主義的懸念の関連に対する勤続年数の調整効果

勤続年数による調整効果

力を従属変数とする Model5，完全主義的懸念

上司の他者志向的完全主義が完全主義的努力

を従属変数とする Model6 ともに，上司の他者を通じてストレス反応に与える間接的な影響を，志向的完全主義と勤続年数（入社 3 年以内）の勤続年数が調整する効果については，Moderated

交互作用項は有意な正の影響を示した（それぞmediation index は -.090 で あ り，95 ％ CI に 0

れ，.163，p ＜ .001，.121，p ＜ .001）。 図 2 には含まれなかった。条件付き間接効果は，入社示すように，入社 3 年目以内の方が，4 年目以

3 年以内の場合（-.268，95％ CI［-.41, -.15］）と降に比べ関連が強くなることから仮説 4-a，4-b

4 年以上の場合（-.178，95％ CI［-.27, -.10］）で，は支持された。

ともに有意であり，3 年以内の場合に負の間接

また，上司の他者志向的完全主義が完全主義

効果が強まることが確認された。完全主義的懸的努力を通じてタスクパフォーマンスに与える念を通じた間接的な影響を勤続年数が調整する

間接的な影響を，勤続年数が調整する効果につ効果についても Moderated mediation index は

いて Moderated mediation index は .073 であり，

.102 であり，95％ CI に 0 が含まれた。入社 3

95％ CI に 0 は含まれなかった。そのため，条年以内の場合の条件付き間接効果（.336，95％

件付き間接効果を確認したところ，入社 3 年以CI［.22, .48］） と 4 年 以 上 の 場 合 の 間 接 効 果

内の場合の間接効果（.219，95％ CI［.16, .28］）（.234，95％ CI［.15, .34］）はともに有意であり，と 4 年以上の場合の間接効果（.146，95％ CI

3 年以内の場合に間接効果が強まった。以上よ［.11, .19］） は と も に 有 意 で あ り，3 年 以 内 のり，仮説 6-a は支持されず，6-b は支持された。

場合に間接効果が強いことが確認された。そプロアクティブ行動の調整効果についてれに対して，完全主義的懸念を媒介変数としは，職務変更交渉に着目した Model9，ポジテ

た場合の調整媒介効果については Moderatedィブフレームに着目した Model10 ともに交互

mediation index が -.027 で あ り，95 ％ CI に 0

作用項は有意な負の影響を示した（それぞれ，が含まれた。以上より，仮説 5-a は支持され，-.084，p ＜ .001，-.053，p ＜ .001）。図 3 の通り

5-b は支持されなかった。

プロアクティブ行動を多く行っている場合に上－52－

上司の他者志向的完全主義が若手社員にもたらす影響
3.4

3.4

3.2

3.2

完全主義的懸念

完全主義的懸念

3

3

2.8

2.8

2.6

2.6

2.4

2.4

2.2

2.2

上司の他者志向的完全主義（低）職務変更交渉（低）上司の他者志向的完全主義（低）上司の他者志向的完全主義（高）ポジティブフレーム（低）ポジティブフレーム（高）職務変更交渉（高）図 3a 上司の他者志向的完全主義と完全主義的努力の関連に対する職務変更交渉の調整効果

図3

上司の他者志向的完全主義（高）図 3b 上司の他者志向的完全主義と完全主義的懸念の関連に対するポジティブフレームの調整効果

プロアクティブ行動による調整効果

司の他者志向的完全主義と部下の完全主義的懸上より，仮説 9 は一部支持された。なお，本研

念の関連が弱まることから仮説 7 は支持された。

究の仮説検証の結果は表 4 の通りである。

また，上司の他者志向的完全主義が完全主義的懸念を通じてタスクパフォーマンスに与える5．考察

間接的な影響に対する職務変更交渉，ポジテ本研究では，上司の他者志向的完全主義が部

ィブフレームの調整効果について Moderated下である若手社員に及ぼす影響について検討を

mediation index は -.002，-.001 であり，95％ CI行った。分析の結果，第 1 に上司の他者志向的に 0 が含まれた。よって，仮説 8 は支持されな完全主義が部下の完全主義的努力および，完全かった。

主義的懸念に正の影響を与えることが確認され最後に，上司の他者志向的完全主義が完全主た。第 2 に，上司の他者志向的完全主義が部下義的懸念を通じてストレス反応に与える間接的の完全主義的努力を通じてタスクパフォーマンな影響に対する職務変更交渉の調整効果についスに正の影響を，ストレス反応に負の影響を与て は Moderated mediation index が -.044 で あえることが示された。一方で，完全主義的懸念

り，95％ CI に 0 は含まれなかった。そのため，を通じてタスクパフォーマンスに負の影響を及条件付き間接効果を確認したところ，職務変

ぼし，ストレス反応に正の影響を与えることも更交渉の間接効果は -1SD の場合（.195，95％確認された。第 3 に，これらの影響は入社 3 年

CI［.12, .29］）と +1SD の場合（.119，95％ CI以内の場合に強まることが多く，完全主義的懸［.07, .19］）で，ともに有意であり，職務変更交念を通じたストレス反応への影響は職務変更交

渉が多くなされている場合に間接効果が弱まる

渉によって緩和されることが確認された。以ことが確認された。一方，ポジティブフレーム

下，本研究の理論的貢献と実践的示唆，課題との調整媒介効果について Moderated mediation

限界について述べる。

index は -.028 での 95％ CI に 0 が含まれた。以
－53－

原

著

経営行動科学第 35 巻第 3 号
表4

仮説検証の結果一覧
独立
変数

仮説

媒介変数

調整変数

従属変数

結果

―

完全主義的
努力

○

仮説 1-b：上司の他者志向的完全主義は部下の完全主義的懸念に正の影響を
与える

―

完全主義的
懸念

○

仮説 2-a：上司の他者志向的完全主義は部下の完全主義的努力を通じてタス
クパフォーマンスに間接的に正の影響を与える

完全主義的
努力

タスクパフ
ォーマンス

○

仮説 2-b：上司の他者志向的完全主義は部下の完全主義的懸念を通じてタス
クパフォーマンスに間接的に負の影響を与える

完全主義的
懸念

タスクパフ
ォーマンス

○

仮説 3-a：上司の他者志向的完全主義は部下の完全主義的努力を通じて心理的ストレス反応に間接的に正の影響を与える

完全主義的
努力

ストレス
反応

×

仮説 3-b：上司の他者志向的完全主義は部下の完全主義的懸念を通じて心理的ストレス反応に間接的に正の影響を与える

完全主義的
懸念

ストレス
反応

○

仮説 4-a：上司の他者志向的完全主義が部下の完全主義的努力に与える正の効果は入社 3 年以内の場合強まる

上司の他者志向的完全主義

仮説 1-a：上司の他者志向的完全主義は部下の完全主義的努力に正の影響を
与える

―

勤続年数

完全主義的
努力

○

―

勤続年数

完全主義的
懸念

○

完全主義的
努力

勤続年数

タスクパフ
ォーマンス

○

完全主義的
懸念

勤続年数

タスクパフ
ォーマンス

×

仮説 6-a：上司の他者志向的完全主義が部下の完全主義的努力を通じてストレス反応に与える正の間接効果は入社 3 年以内の場合強まる

完全主義的
努力

勤続年数

ストレス
反応

×

仮説 6-b：上司の他者志向的完全主義が部下の完全主義的懸念を通じてストレス反応に与える正の間接効果は入社 3 年以内の場合強まる

完全主義的
懸念

勤続年数

ストレス
反応

○

仮説 7：上司の他者志向的完全主義が部下の完全主義的懸念に与える正の効
果はプロアクティブ行動が多くなされる場合弱まる―

プロアク 完全主義的
ティブ行動
懸念

○

仮説 8：上司の他者志向的完全主義が部下の完全主義的懸念を通じてタスク
パフォーマンスに与える負の間接効果はプロアクティブ行動が多くなされる
場合弱まる

完全主義的 プロアク タスクパフ
懸念
ティブ行動 ォーマンス

×

仮説 9：上司の他者志向的完全主義が部下の完全主義的懸念を通じてストレス反応に与える正の間接効果はプロアクティブ行動が多くなされる場合弱まる

完全主義的 プロアク
懸念
ティブ行動

△

仮説 4-b：上司の他者志向的完全主義が部下の完全主義的懸念に与える正の効果は入社 3 年以内の場合強まる
仮説 5-a：上司の他者志向的完全主義が部下の完全主義的努力を通じてタス
クパフォーマンスに与える正の間接効果は入社 3 年以内の場合強まる
仮説 5-b：上司の他者志向的完全主義が部下の完全主義的懸念を通じてタス
クパフォーマンスに与える負の間接効果は入社 3 年以内の場合強まる

5.1

理論的貢献

ストレス
反応

主義傾向も高いことを新たに示した。つまり，

本研究は，いくつかの点において組織行動領

職場における他者志向の完全主義は，他者の完域における完全主義の研究に貢献したと考えら

全主義を誘発し得ることを示唆した点が本研究れる。第 1 に，本研究は，先行研究でほとんどの第 1 の理論的貢献である。

焦点が当てられてこなかった完全主義の対人的第 2 に，本研究は上司の他者志向的完全主義な影響を検討する点において，既存の完全主義

が部下の職場でのタスクパフォーマンスやスト研究を拡張するものである。先行研究では，上レス反応にもたらす影響について明らかにした司の他者志向的完全主義が部下に与える影響に点においても，既存研究に貢献している。既存

ついては，ほとんど明らかにされてこなかった研究では，個人の完全主義が個人のアウトカム（Ocampo et al., 2020）。それに対して，本研究にもたらす影響については検討されていたもの

は組織社会化研究をもとに上司が他者に完璧での，完全主義の個人が他者にどのような影響をあることを求める傾向にある場合，部下の完全もたらすのかについては，検討が不足していた－54－

上司の他者志向的完全主義が若手社員にもたらす影響（Ocampo et al., 2020; Harari et al., 2018）。 そ上司の求める高い水準にただ従うのでなく，タれに対して，本研究の結果は上司が部下に完璧

スクが自分のスキルや能力に適合するものとなを求める傾向にある場合，部下は自身に高い水るように交渉することで，上司の他者志向的完準を課して努力し，その結果，パフォーマンス

全主義により，完全主義的懸念が高まり，そのを高める傾向にあることを示唆している。その結果ストレス反応が増加するのを抑制できる可

一方で，上司が他者に完璧を求める場合，部下能性を新たに確認した。しかしながら，予想には上司に求められる基準に達することができな

反してポジティブフレームは有意な調整効果を

い不安を感じ，その結果，ストレス反応を高め，示さなかった。この結果は，上司が過度に完璧

パフォーマンスを低下させる傾向にあることもであることを求める場合，個人の意味づけを変示唆された。つまり，上司の他者志向的完全主えるだけでなく，その状況を改善できなけれ

義は，部下の適応的なアウトカムも不適応的なば，ストレス反応は緩和されないことを意味しアウトカムも誘発し得ることを示した点が，本ている。また，職務変更交渉は有害なリーダー

研究の第 2 の理論的貢献である。なお，予想にシップへの対処行動のうち，問題解決に特化し反して，部下の完全主義的努力がストレス反応

た対処戦略にあたり，ポジティブフレームは感と有意な負の関連を示した。このような結果が情に特化した対処戦略にあたる。ゆえに，本研得られた理由としては，高いパフォーマンスの究の結果は他者志向的完全主義の上司の悪影響発揮によりストレスが緩和されたことや，アウに対処する上では，問題解決に特化した対処戦

トカムが生じるまでには一定の時間が必要なこ略を行うのが有効であることを示唆している。

となどが考えられる。今後は，これらの点を考5.2

慮した検討が求められる。

実践的示唆

第 3 に，本研究は上司の他者志向的完全主義

以下では，本研究の目的に沿って部下であるが部下の自己志向的完全主義を通じて，タスク

若手社員への示唆を提示する。上司の他者志パフォーマンスやストレス反応に与える影響

向的完全主義は他者に対して良い影響をもたは，勤続年数と職務変更交渉によって調整されらさないと考えられてきた（Shoss et al., 2015;

ることを新たに発見した。先行研究においてStoeber, 2014）。一方で，本研究の結果は，上は，上司の他者志向的完全主義が部下の完全主

司の他者志向的完全主義が部下の完全主義的努義を通じて部下のアウトカムに与える影響が検力を通じてタスクパフォーマンスの向上とスト討されていなかったため，その調整要因についレス反応の低下をもたらす可能性を示唆していても検討が不足していた。それに対して，本研る。このことから，若手社員が高い水準を要求

究は勤続年数が 3 年以内の場合は特に上司からする上司のもとで働き，その上司の求める水準の影響を強く受けやすく，他者志向的完全主義に達しようと努力することは，優れた業績を上のもとで若手社員は完全主義的努力も完全主義

げることにつながる可能性がある。

的懸念も強める傾向にあることを新たに確認し他方で，他者志向的完全主義の上司のもとでた。そして，結果として完全主義的努力を通じ働く中で，完全主義的懸念が増加し，その結果たタスクパフォーマンスへの正の間接効果や，

ストレス反応が増え，パフォーマンスも低下す

完全主義的懸念を通じたストレス反応への正のる可能性もある。このような上司の完全主義に間接効果を強めることを示した。また，部下がよる負の影響を緩和する上では，部下が職務変

－55－

原

著

経営行動科学第 35 巻第 3 号

更交渉を行うことが望まれる。具体的には，上た。しかしながら，先行研究では部下の内的統司が過度に高い水準を要求してきた際には，自制が高い場合は上司が完全主義であることの弊分のスキルと照らし合わせてどこまでならば達害を経験することなく，エンゲージメントの向成可能かを検討し，難しい箇所については交渉上といった上司が完全主義であることの利益をして他の人に任せる，優先順位を下げるなどの得られると指摘される（Xu., et al., 2022）。よ策を取ることが有効である。これにより，上司って，部下の内的統制が高い場合，つまり，失の高すぎる要求をうまくこなせないのではない

敗や成功の原因を自分にあると捉えた場合は，かといった不安を和らげることが可能になると完全主義的努力を高めることができるかもしれ考えられる。特に，入社 3 年以内の場合は，完ない。また，この条件においては完全主義的懸

全主義の上司のもとで，完全主義的懸念が強く

念との関連も弱まる可能性もあり，今後は更ななりやすいため，職務変更交渉を意識する必要る検証が求められる。

がある。ただし，交渉の仕方によっては，返って上司との関係を悪くしてしまう可能性もあ5.3

本研究の限界と今後の課題る。上方影響力（上位者に対する部下の影響力

本研究には，いくつかの課題と限界がある。

の行使）の研究において，合理的な説得は有効

第 1 に，本研究では上司の他者志向的完全主義な手段である一方で，自分の主張のみを伝えるについて，本研究の関心に沿って部下から回答

やり方や，上司の上司から支持を得るような交を得た。これは，上司本人が知覚する自身の他

渉スタイルは上司との関係を悪くさせる可能

者志向的完全主義とは異なる可能性があるた性があると指摘される（Epitropaki, & Martin,

め，今後は上司本人から取得したデータによる2013）。そのため，職務変更交渉をする際は事研究も求められる。第 2 に，本研究の対象は日

実にもとづきながら論理的に要求された職務を本の 20 代の従業員に限定される。日本以外の進めることが難しいことを説明し，助けを求め

サンプルや，他の年齢のサンプルを対象にしたることが重要だと考えられる。

場合にも同じ結果が得られるかどうかについて

また，上司への示唆としては完全主義の改は，今後検討を行う必要がある。第 3 に，本研善に向けた介入研究が参考になる。Ahmet &究では上司の他者志向的完全主義と若手社員のEryilmaz（2022） は 自 身 の 行 動 を 振 り 返 り，

完全主義的努力の関連が強め，完全主義的懸念

他者に完璧であることを求める理由に焦点を当との関連を弱める要因の特定はできていない。

てながら，それを改善するための行動目標を立

今後の研究では，上司の他者志向的完全主義のてることで他者志向的完全主義の傾向が低下す

利点を伸ばし，弊害を減らすような要因の検討ることを示している。そのため，このような介が求められる。第 4 に，本研究で使用したデー

入を行うことで，上司の他者志向的完全主義に

タでは上司の性別や年齢などについての情報がよる悪影響を抑えることが可能かもしれない。

取得されていなかった。そのため，上司の情報

なお，本研究では入社 3 年以内の場合に上司も考慮に入れた分析は今後の課題である。最後の他者志向的完全主義と若手社員の完全主義的に，上司の他者志向的完全主義と部下の完全主

努力の関連が強まることが示されたが，両者の義の関連いついては，同一時点で取得したデー関連を強める要因で，部下がコントロール可能

タを用いて分析を行っている。そのため，因果なものについては特定することはできなかっ関係の検証については今後の課題である。

－56－

上司の他者志向的完全主義が若手社員にもたらす影響謝辞
本研究は，株式会社マイナビと東京大学の共同研究成果の一部です。また，貴重なご指摘をくださった，シニア・エディター及び匿名レフ
ェリーの先生方に深く御礼申し上げます。

注１

独立変数から従属変数への有意な影響が見られなかったため，媒介効果の検討を行わず間接効果の検討のみを行った。ゆえに，ロジスティック回帰
分析において説明率の変化を正しく捉えるため使用される KHB 法を用いた結果を提示していない。

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原

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（令和 5 年 5 月 31 日受稿，令和 6 年 2 月 6 日受理）

Moderated mediation index および条件付き間接効果

調整変数
Moderated mediation index

完全主義的
入社 3 年以内 入社 3 年以内
努力
入社 4 年以上

Moderated mediation index
タスクパ
フォーマンスBoot SE

.073

.025

Boot LLCI Boot ULCI
.025

.122

.219

.030

.164

.279

.146

.022

.107

.190

-.027

.014

-.057

.000

入社 3 年以内 入社 3 年以内

-.089

.019

-.126

-.053

入社 4 年以上

-.062

.014

-.091

-.036

Moderated mediation index
完全主義的
職務変更交渉 -1SD
懸念
+1SD

-.002

.004

-.012

.005

.009

.017

-.022

.044

.005

.010

-.015

.027

Moderated mediation index

-.001

.003

-.008

.003

-1SD

.008

.016

-.021

.041

+1SD

.006

.012

-.017

.030

Moderated mediation index

-.090

.037

-.173

-.027

-.268

.066

-.406

-.149

-.178

.044

-.269

-.096

.102

.054

.001

.211

.336

.067

.217

.478

入社 4 年以上

.234

.048

.151

.335

Moderated mediation index

-.044

.019

-.086

-.010

.195

.044

.118

.290

.119

.031

.065

.187

Moderated mediation index

-.028

.019

-.068

.006

-1SD

.183

.042

.108

.273

+1SD

.136

.034

.077

.211

ポジティブ
フレーム

完全主義的
入社 3 年以内 入社 3 年以内
努力
入社 4 年以上

Moderated mediation index
入社 3 年以内 入社 3 年以内
ストレス反応

Effect完全主義的
職務変更交渉 -1SD
懸念
+1SD
ポジティブ
フレーム

－59－