青年期および成人形成期におけるアイデンティティ発達と社会的比較の関連

人文社会科学専攻心理学プログラム
石崎 和也
問題と目的al., 2021)。青年期中期では能力比較において 3 因子モ

青年期において，個人はアイデンティティの形成にデルのすべての次元と正の相関が見られた反面，意見取り組み，社会の中で自己の立ち位置を見つけていく比較においてはすべての次元で非有意であった。成人(Erikson, 1968)。その過程において，青年はアイデン形成期では能力比較，意見比較ともに，次元ごとに関ティティを形成するために，自身がどのような人間で連性が異なっていた。しかし，先行研究ではアイデンあるかを反省的に判断するとともに，他者との比較をティティ形成における不適応的な探求との関連は検討通して自己を認識することが必須であると考えられされておらず，ステイタスによる検討もされていなる。本研究では，他者との比較について社会的比較のい。そこで本研究では，青年期前期，青年期中期，成理論を用いて，アイデンティティ形成について検討す人形成期を対象に DIDS-J を用いてアイデンティテることを目的とする。

ィ・プロセスとステイタスの両側面からアイデンティ

アイデンティティ形成

ティ形成と社会的比較の関連を検討する。

アイデンティティ形成について検討するために，本青年期前・中期では能力比較とコミットメント次研究ではアイデンティティ発達の 5 次元モデル

元，前向きな探求次元は正の関連があり，反芻的探求(Luyckx et al., 2008) を用いる。5 次元モデルはプロセとは負の関連があると予測する。一方，意見比較は，

スを 2 つのコミットメント次元 (コミットメント形

コミットメント次元と負の関連があり，前向きな探求

成：CM，コミットメントとの同一化：IC) と，2 つの次元と反芻的探求とは正の関連があると予測する。

前向きな探求次元 (広い探求：EB，深い探求：ED)，

成人形成期では能力比較とコミットメント次元は負そして不適応的な探求である反芻的探求 (RE) の次元の関連があり，前向きな探求次元と反芻的探求とは正に分ける。また，5 つの下位尺度得点の組み合わせかの関連があると予測する。その一方，意見比較は，コらステイタスを抽出することができ，DIDS-J

ミットメント次元と前向きな探求次元と正の関連があ(Dimensions of Identity Development Scale : the Japaneseり，反芻的探求とは負の関連があると予測する。

version : 中間他, 2015)で見られた達成 (A)，早期完了

また，アイデンティティ・ステイタスについては，(F)，探索モラトリアム (SM)，困難型拡散 (TD) と無

青年期前・中期では能力比較の得点が高い人は A に問題化型拡散 (CD) が抽出されると予測する。

所属しやすく，意見比較の得点が高い人は TD に所属社会的比較しやすいと予測する。一方，成人形成期では能力比較他者との比較について検討するために，本研究では社会的比較を用いる。社会的比較とは，自分と他者をの得点が高い人は TD に所属しやすく，意見比較の得点が高い人は A に所属しやすいと予測する。

比較することと定義され，能力比較と意見比較に分けられる (Festinger, 1954)。両者は異なる特徴を持っており (Park & Baek, 2018)，自己の状態や認識によって方法
参加者
オンライン上で質問紙調査を実施した。対象者は青も比較による影響が異なる (Stapel & Koomen, 2000)。

年期前期 608 名 (平均年齢 12.7 歳，SD = 0.4; 男性

すなわち，発達の時期によって特徴が異なり，その特49.8%) と，青年期中期 594 名 (平均年齢 15.8 歳，SD徴の違いによってアイデンティティ形成に対して発達= 0.4; 男性 49.7%) と，成人形成期 518 名 (平均年齢の時期で異なる関連があると考えられる。

24.7 歳，SD = 3.3; 男性 53.9%) であった。

アイデンティティ形成と社会的比較

質問紙構成

アイデンティティ形成と社会的比較の関連においてアイデンティティ 中間他 (2015) の DIDS-J を用発達の時期を考慮した研究は多くない。アイデンティ

いた。CM (α = .90) と IC (α = .87)，EB (α = .92)，ED (αティ・プロセスの 3 因子モデル (Crocetti et al., 2008)= .81)，RE (α = .83) の 5 つの下位尺度からなり，各 5と SNS 上での社会的比較の関連を検討した研究では項目の 25 項目で構成されている。回答は 5 件法で求青年期中期と成人形成期を対象にしている (Noon etめた。

社会的比較 外山 (2002) の社会的比較志向性尺度を用いた。原版の Social Comparison Orientation

データを報告した。
考察(Gibbons & Buunk, 1999) と一部因子構造が異なるた

アイデンティティ・プロセスと社会的比較

め，探索的因子分析 (最尤法，オブリミン回転) を行

アイデンティティ・プロセスと社会的比較の関連にい，能力比較と意見比較の 2 つの下位尺度からなる，ついて，能力比較，意見比較のそれぞれで発達の時期

能力比較 6 項目 (α = .85)，意見比較 4 項目 (α = .81)に応じて関連が異なると予測した。結果は，発達の時で以降の分析を行った。回答は 5 件法で求めた。

期に応じて関連は異ならず，能力比較はコミットメン

結果

ト次元と前向きな探求次元に負の関連，反芻的探求とアイデンティティ・プロセスと社会的比較の関連は正の関連があり，意見比較はすべての次元と正の関アイデンティティ・プロセスの 5 次元と社会的比較の能力比較と意見比較の関連を，パス解析 (最尤法)
2連があり，仮説は一部支持された。意見比較は反芻的探求と正の関連を示しており，アイデンティティ形成によって検討した (Figure 1)。モデルの適合度は χを促進するが，不適応的な心理状態に陥る可能性も考(149) = 1784.37, CFI = .93, RMSEA = .08 で十分だった。

えられる。今後は意見比較がアイデンティティ形成に発達の時期に応じて変数間の関連が異なるかについ与える影響を慎重に検討していく必要があるだろう。て検討するために，多母集団同時分析を行った。パス

アイデンティティ・ステイタスと社会的比較が等値であるように制約されたモデルと，制約を設けアイデンティティ・ステイタスと社会的比較の関連ないモデルを比較した結果，モデル間に有意差は見らについて，能力比較，意見比較のそれぞれで発達の時れなかった (ΔCFI = .00, ΔRMSEA = .00)。つまり，ア期に応じて所属のしやすさが異なると予測した。結果

イデンティティ・プロセスから社会的比較への関連には発達の時期に応じた違いは見られず，能力比較の得おいて発達の時期の違いは見られなかった。

点が高い人は TD や CD に所属しやすく，意見比較のFigure 1
アイデンティティ・プロセスと社会的比較の関連

得点が高い人は，SM や TD に所属しやすく仮説は一部支持された。これらのことから，能力比較は拡散のステイタスになりやすく，意見比較は探求を積極的に行うステイタスになりやすいことが考えられる。能力比較を行うことで，自身のアイデンティティについて迷いや問い直しが起こる可能性が考えられる。一方，意見比較を行うことで，自身のアイデンティティについて問い直す青年もいるが，現在のアイデンティティを保持しつつ，新たな可能性を探求する青年もいると考えられる。
総合考察
本研究ではアイデンティティ形成と社会的比較の関連について検討した。発達の時期によらず，能力比較)のパス数は化

回帰数。

.05

アイデンティティ・ステイタスと社会的比較の関連
DIDS-J の 5 つの下位尺度得点を用いて，潜在プロファイル分析を行った。その結果，F (584 名，34.0%)，SM (470 名，27.3%)，TD (218 名，12.7%)，はアイデンティティ形成を抑制し，意見比較は概ねアイデンティティ形成を促進することを明らかにした。
今後は社会的比較による影響を理解するために，年代による区別以外にも，自己をどのようにとらえているかについて考慮に入れた研究が必要だと考える。

CD (448 名，26.0%) の 4 クラスが抽出された。
各アイデンティティ・ステイタスと社会的比較の能力比較と意見比較の関連を，多項ロジスティック回帰分析によって検討した (Table 1)。
発達の時期に応じて関連が異なるかについて検討するために，それぞれの年代で多項ロジスティック回帰分析を行った。しかし，各ステイタスと社会的比較の関連に年代による違いが見られなかったため，全体の（主任指導教員：杉村 和美
副指導教員：梅村 比丘・坂田 桐子）