Research Paper SeriesNo. 27

1on1 対話が知覚された自律性支援に与える影響―被対話者の発言割合と心理的安全性に着目して―
藤本 邦男†・西村 孝史‡
2021 年 1 月†‡

東京都立大学大学院経営学研究科博士後期課程
東京都立大学大学院経営学研究科

1on1 対話が知覚された自律性支援に与える影響―

被対話者の発言割合と心理的安全性に着目して ―要旨

X 社での 1on1 対話の実施者 100 名を対象に、3 時点で集められた質問票調査による主観変数と、センサーにより機械的に回収されたデータ（面談時間、上司と部下の発言割合等）に基づいた状況変数を組合せて 1on1 の効果を分析した。分析結果より 1on1 対話は、部下を主体者と捉えて発言を許容する点で自律性支援を促す人事施策として有効であることが示唆される。特定の状況では、心理的安全性が必要な可能性がある。
キーワード： 1on1 対話、自律性支援、自己決定理論、心理的安全性、自己開示
An Empirical Study of 1on1 meeting influencing on the perceived autonomy support
Focusing on proportion of speech by subordinate and psychological safety
ABSTRACTQuestionnaire surveys were conducted at three time points to analyze combined data of objective
situational variables automatically obtained with sensors (i.e., meeting duration, proportions of speechby supervisor and subordinate, etc.) and subjective variables for 100 samples of the company X who
had a one-on-one meeting. Results revealed that one-on-one meeting was an effective human resource
practice to proceed autonomy support by accepting speech by subordinate as the main person of themeeting. Under specific situations, it was advised that psychological safety.
Key words: one-on-one meeting, autonomy support, self-determination theory, psychologicalsafety1

I. はじめに本研究の目的は、どのような 1on1 対話が部下の自律的な行動を促すのかを、本人の主観的な回答だけでなく、対話状況を機械的に収集した発言割合や時間などの客観データを組み合わせることで検討することにある。客観データに基づいて対話状況を明らかにし、知覚された自律性支援に与える影響を定量分析することで、1on1 対話が効果を生むプロセスを明らかにする。1on1 対話は、1 対 1 で行う上司―部下の面談（中原, 2017）であり、人材育成に必要な施策として、一部の企業で導入が進んでいる（日本の人事部, 2018）。1on1 対話
における上司の役割は、部下が直面している課題の解決や部下の目標達成などを支援することであり（本間・中原, 2016）、目標達成を評価する目的で行われる評価面談等とは異なる（本間, 2017）。評価面談等は、立場的に優位にある上司が主体となって進められる人事評価の面談であるのに対し、1on1 対話は、部下のための時間とされ、部下が自分の考えを話す
ことで進められ、上司は、結論を先取りしたり、決めつけたりはしない点が重視される（本間, 2017）。また、メンター制度やコーチング i研修などの面談は、メンターやコーチなどの特定の指導者が一定期間、主体者として対象者を指導する面談のため、部下が主体者となる
1on1 対話とは主体が異なる人事施策である。
1on1 対話における上司―部下の面談におけるコミュニケーションの実態は、実務的な関心の高さに比して学術的には詳細な検討がなされておらず、1on1 対話は概念化が進んでいない（久保田, 2019）。1on1 対話でどのような対話がなされているのか、上司と部下の発言割合はどのように行われているのか、実態的な把握から始める必要がある。
そのような問題意識の下、本研究は、次の 2 点から 1on1 対話の精緻化を試みる。1 つは、本人回答だけでなく、会議室で設定されたセンサーを用いて収集されたデータと本人の回答データとをマッチングすることで、これまでの主観的な評価に加えて対話時間や双方の発言時間、1 発言あたりの時間数など客観変数を用いた分析を行う。もう 1 つは、1on1 対話が行われる状況変数を捉えることで、1on1 対話の目的である部下の課題解決や部下の目標達成などの支援に関する部下の知覚の規定要因を検討する。本研究では、部下の知覚として
自律性支援に着目する（Deci & Flaste, 1995）。自律性支援は、自己決定理論（Deci, 1980）において「他者―子どもや生徒や従業員―を自分自身の満足のために操作すべき対象と見るのではなく、支援する価値のある人間として認めながら、能動的にかかわっていくことであり、彼らの立場に立ち、彼らの視点から世界を見ること」（Deci & Flaste, 1995）と定義され、その機能は、「相手の視点を理解し、主導権を取るように支え、選択の機会を作りだし、押しつけや指示ではなく励まして、自分のやり方で取り組むようにさせることにより、内発的動機づけを促す」（Brophy, 2004）ことである。これらの自律性支援の定義及び機能は、部下が主体者となる対話を通じて部下の課題解決や目標達成を支援するという 1on1 対話の目的と合致する。そこで本研究では 1on1 対話のどのような状況が、部下・後輩（以下、被対話者）に対する自律的な行動の支援として知覚されるのかを検討する。

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また、本研究では 1on1 対話の機能要件として、心理的安全性（Edmondson, 1999）も併せて検討する。本研究では、1on1 対話での発言を自己開示する行為を伴うものと捉え、心理的安全性が自己開示の規定要因である（Edmondson, 2012）点に着目する。以上のことから
本研究では、独立変数に 1on1 対話の被対話者の発言割合、従属変数に知覚された自律性支
援を置き、調整変数として心理的安全性を置いたモデルで定量分析を行う。
結論を先取りすると、第 1 に、被対話者の発言割合、被対話者の発言割合と心理的安全性の交互作用項は、知覚された自律性支援に正の影響を与えた。このことから 1on1 対話は、
被対話者の発言が許容されることにより、自律性支援の知覚が高まることが示唆された。第2 に、被対話者の発言割合が対話者よりも高い場合や一定の時間が経過した後などの特定の状況下では、自律性支援として知覚されない可能性がある。このような場合、心理的安全性が担保されると、自律性支援の知覚が促されることが示唆される。

II. 理論と仮説(1) 1on1 対話と自律性支援
1on1 対話は、1 対 1 で行う上司―部下の面談（中原, 2017）であり、1on1 対話での上司の役割は、上司が聞き役となり（Matsuo, 2015）、部下の課題解決や部下の目標達成などを支援することである（本間・中原, 2016）。上司が部下との関わりに意識が高いと部下のモチベーション向上に繋がることから、1on1 対話は、上司が部下と親密に関わる有用な手段とされる（Jensen, 2018）。しかし、1on1 対話は、対話内容や時間といった面談におけるコミュニ
ケーションの実態が明らかではない（久保田, 2019）。
1on1 対話の効果の特定のため、被対話者が主体者であることを行動次元で定義する必要がある。本研究では本間（2017）および本間・中原（2016）の定義に従い、1on1 対話を「業務やキャリア等の仕事に関わる内容について、部下が進んで自らの考えを話すことで、部下を主体者とする対話を通じて、課題解決や目標達成を支援する面談」と捉える。そのうえで、「仕事に関わる内容」として業務に関する内容のダミー変数を設定し、「部下を主体者とする対話」には対話時間内における被対話者の発言時間が占める割合（以下、被対話者の発言割合）を用いる。
また、1on1 対話で被対話者が自分の考えを話すことで対話が進行することは、裏返せば対話者が、他者の語る時間を許容する（鹿毛, 2013）ことでもある。そこで、本研究では、
1on1 対話の性質から自己決定理論（Deci, 1980）に基づく自律性支援（Brophy, 2004）の立場
から仮説構築を試みる。自律性支援は、「相手の視点を理解し、主導権を取るように支え、
選択の機会を作りだし、押しつけや指示ではなく励まして、自分のやり方で取り組むようにさせることにより、内発的動機づけを促す」（Brophy, 2004）ことが重視されるのに対し、自律性支援と対の概念とされるコントロールは、「特定の方法に従うように考えさせ、感じさ
せ、振る舞わせるようにプレッシャーを与えるような対人的な感情や行動」（Reeve, 2009）3である。このことを踏まえ、1on1 対話での対話時間の割合を用いることで、客観的変数に基づいて被対話者が主体者である状態を特定する。
自己決定理論（Deci, 1980）では、内発的動機づけと外発的動機づけを自己決定の程度という連続体として捉え、自己決定を促進する要因として社会的文脈を強調する。自律性支援（Deci & Flaste, 1995）は、自己決定理論の中で自己決定を促進する社会的文脈の 1 つである。自律性支援が自己決定の促進により動機づけを導くメカニズムには、自律性の欲求の存在が仮定されている（安藤, 2001）。自律性の欲求は、自身の行動を自ら決定したいという欲求を指し、自己決定理論に含まれる基本的心理欲求理論で規定される 3 つの生得的な心理。安藤（2001）では、大学生を対象に英語
的欲求 iiのうちの 1 つである（Deci & Ryan, 2000）
学習の動機づけを検討した結果、自律性の欲求に相当する変数である自己決定意識が高い
人ほど、自律性が支援される環境が整えられると自律性支援を高く認知した。このことから
自律性支援が認知されるメカニズムの背後には、自律性の欲求の存在があり、自律性の欲求の充足には、自己決定の意識を高める自律性支援の提供が有効であると考えられる。自律性
支援の認知は、より自己決定の高い動機づけをもたらす（安藤, 2001）ことから、1on1 対話が自律性支援に影響を与えるか否かを検証することは意義がある。
また、1on1 対話で被対話者が主体者となって発言することは、自己開示が伴う。自己開示（self-disclosure）とは、自分自身をあらわにする行為、及び他者が知覚しうるように自分自身を示す行為（Jourard, 1971）である。Ang, Talib, Tan, Tan & Yaacob（2015）では、自己開示が、基本的心理欲求に正の影響を与え、自律性の欲求の充足と正の関係にあることを見出した。よって、自己開示は、自律性の欲求を充足することで自律性を支援すると考えられる。
以上の研究を踏まえ本研究は、1on1 対話における被対話者の発言割合が知覚された自律性支援に与える影響を検討する。1on1 対話で被対話者が主体者として発言することは、自己開示を通じて被対話者の自律性を支援する環境の提供になると考える。結果、自律性の欲求が充足され、自律性支援として知覚されるであろう。
仮説 1
1on1 対話における被対話者の発言割合は、知覚された自律性支援に正の影響を与える(2) 1on1 対話のテーマ
1on1 対話で語られるテーマは、業務やキャリアに留まらず、組織や職場の状況、プライ
ベートなど多岐に亘る。本研究では、1on1 対話での被対話者の課題解決や目標達成を支援する目的に照らし、1on1 対話の中心的なトピックスである業務テーマの影響を検討する。
1on1 対話では、被対話者が考えを述べることを重視するが、1on1 対話で業務について考えが述べられさえすれば、課題解決や目標達成に向けた進展が生まれるわけではない。一方で、対話者から提示される解決策に従って課題解決や目標達成を指示通りに目指すことは、被対話者が主体者となる 1on1 対話の在り方ではない。したがって、1on1 対話が、被対話者の4

仕事の課題解決や目標達成の支援として有効に機能するプロセスとして、被対話者が業務に関する自身の考えを深め、課題解決や目標達成に向けて自身のやり方を見い出すという経路が予想される。自律性支援では、被対話者が自分のやり方で取り組む背景に、対話者が活動の目的や価値の理解を助ける理論的根拠を与える（Brophy, 2004）。この自律性支援の対話者による働きかけを踏まえ、1on1 対話では、対話者から業務の理論的な根拠が与えられ、被対話者が業務の目的や価値を見つめ理解を深める発言を通じて、自身のやり方を見つけ出す機会が提供されている可能性がある。そのため、1on1 対話で、業務テーマは、自律性支援として知覚されると考えられる。
また、業務について、被対話者が考えを述べる時間が許容（鹿毛, 2013）されると、業務の目的や価値に対する理解を深め、自身のやり方を見つける機会の提供として、自律性支援の知覚が強められると考える。業務の知識や経験について上司や先輩である対話者の方が、被対話者に比べて優位であろうことは想像に難くない。しかし、1on1 対話の考え方に沿って被対話者に主導権を取るように支える（Brophy, 2004）形で対話が進められるのであれば、業務テーマに関する被対話者の発言が許容されるほど、自律性支援として知覚されるだろう。
仮説 2
1on1 対話における業務に関するテーマは、知覚された自律性支援に正の影響を与える
仮説 3
1on1 対話における業務に関するテーマが、知覚された自律性支援に与える正の影響を、
被対話者の発言割合が強める(3) 1on1 対話と心理的安全性
自律性支援の社会的文脈は、強制ではなく当人の意思が尊重されるような環境（Skinner& Edge, 2002）を前提とするため、1on1 対話の状況変数を検討する上で、職場環境の影響を考慮する必要がある。本研究では、心理的安全性を取り上げる iii。心理的安全性は、「チームにおいて、他のメンバーが自分が発言することを恥じたり、拒絶したり、罰をあたえるよ
うなことをしないという確信をもっている状態であり、チームは対人リスクをとるのに安全な場所であるとの信念がメンバー間で共有された状態」（Edmondson, 1999）と定義される。
1on1 対話での被対話者の発言は自己開示を伴うため、心理的安全性が自己開示の規定要因である（Edmondson, 2012）点に着目する。発言にリスクを知覚すると、自己開示の意欲が低減する（Detert & Edmondson, 2011）ため、1on1 対話で、上司が結論を先取りしたり、決めつけたりはしないこと（本間, 2017）や、ネガティブ感情の表出を認め、受け入れること（鹿毛, 2013）を被対話者が確信できる前提として、心理的安全性の担保が 1on1 対話の機能要件となろう。また、1on1 対話の目的を踏まえ、Edmondson（1999）に照らし、心理的安全5

性の有無により、課題解決に向けたプレッシャーを伴う会話を自律性支援と知覚するかが左右される可能性がある。そのため 1on1 対話における業務テーマについて心理的安全性から受ける影響を確認する。
心理的安全性を取り上げるもう 1 つの理由は、被対話者の発言が、自らの意思に基づく自律的な行為であることを確認するためである。本研究で対象となっている X 社での 1on1
対話は、被対話者が対話する内容のテーマを決めて実施されている。この運用により、被対話者の発言が、自律的な行為ではない可能性がある。もし、1on1 対話での被対話者の発言が、強制的になされるなど、何らかのプレッシャーを伴う場合、自律性支援とはいえない。
自律性支援とコーチングの影響を比較した久保田（2019）では、部下がプレッシャーを感じ
ると、外発的動機づけになると指摘されることから iv、本研究では、発言にプレッシャーを伴わない状態を心理的安全性により確認する。したがって、仮説 4 及び仮説 5 を以下のように導出する。
仮説 4
1on1 対話における被対話者の発言割合が、知覚された自律性支援に与える正の影響を、
心理的安全性が強める
仮説 5
1on1 対話における業務に関するテーマが、知覚された自律性支援に与える正の影響を、
心理的安全性が強める
これらの仮説を図式化したものを図 1 に示す。
―このあたりに図 1 を挿入―

III. 方法
1.

対象

本研究では、総合商社のグループ会社の 1 つである X 社で行われた 1on1 対話のデータを含めた 3 時点データを用いる。X 社は、総合商社の 100%出資の子会社で従業員数が約 180
名（2019 年 4 月時点）でグループ会社内の人事ソリューションも手掛けており、10 の部お。X 社では 2019 年 8 月から月 1 回、対話者及び被よび事業部から成る v（2020 年 1 月時点）
対話者の計 100 名を対象に 30 分程度、
予め被対話者がテーマを用意して対話に臨む 1on1 対話を実施している vi。なお、10 月からの 1on1 対話では、事前に承諾が得られた対象者にのみセンサーで面談の様子を記録している。本研究では、X 社から得られた 2019 年 10 月および 12 月に実施された 1on1 対話データ（本人回答およびセンサーデータ）（=T1 および T2）

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にて 1on1 対話の実施状況に関わるデータを取得した vii。さらに 1on1 対話開始 3 ヵ月後（2020 年 1 月）で得た質問票調査（=T3）の 3 つのデータをマッチングして用いる。
対象者の内訳は、直属の上司又は先輩社員にあたる対話者が 35 名、対話者の直属の部下
又は後輩社員にあたる被対話者が 65 名であった。対話者 35 名のうち、27 名は、自身が被対話者および実施者の双方の立場で 1on1 対話を経験している。本研究の対象者には、上司―部下の関係と先輩―後輩の関係の 2 種類が含まれているが、直属の上司―部下及び先輩―後輩の関係性の違いに関わらず、対話者―被対話者として取り扱うこととした。性別は、
対話者は、男性が 5.7%（2 名）、女性が 94.3%（33 名）であり、被対話者は、男性が 16.9%（11 名）、女性が 83.1%（54 名）であった。年齢層 viiiについて、対話者では、40～44 歳が最も多く 34.4%（12 名）であり、被対話者は、25～29 歳が最も多く 32.3%（21 名）であっ
た。
2.

変数

(1) 被対話者の発言割合
本研究では、被対話者が対話の主体者となる程度の操作定義として被対話者の発言割合
を分析に用いる。X 社で実施された 1on1 対話は、都度、被対話者が対話者を選べる仕組みであるため、T1 と T2 で同じ対話者と 1on1 対話を継続していたペアとそうでないペアが存在する。そのため 2 時点の 1on1 対話における被対話者の発言割合は独立である可能性があるため、2 時点の発言割合を投入している。1on1 対話の対話者と被対話者の総発言時間をセンサーにより測定した T1 の被対話者の発言割合を「被対話者の発言割合（T1）」とし、T2の被対話者の発言割合を「被対話者の発言割合（T2）」とした。また、T1 と T2 で同じ実施
者と 1on1 が行われたことを統制するコントロール変数（同一＝1）を投入した。
(2) 知覚された自律性支援
知覚された自律性支援について、1on1 対話開始 6 ヵ月後（2020 年 1 月）である T3 で質問票調査による回答を用いる。対象者 ixに 1on1 対話が自律性を高める支援として受け止められる程度を直接的に確認するため、「上司・先輩との 1on1 対話は個人の自律的な行動・成長へ向けた支援となっていると思う」という質問 xに対し、5 段階評価（5：とてもそう思う～1：全くそう思わない）で回答を取得した（平均値 = 3.22，標準偏差 = 1.06）。
(3) テーマ
T1 及び T2 時点で、「今回の 1on1 対話では、主にどのようなテーマについて話しました
か」という質問に対し、「業務のこと」、「能力開発のこと」、「組織のこと」、「キャリアのこと」、「プライベートのこと」を複数回答で尋ねる設問を用いた。仮説 2 及び仮説 3 より、「業務のこと」を選択した回答者を 1 としたダミー変数「テーマダミー（業務=1）（T1）」、「テーマダミー（業務=1）（T2）」を作成し、分析に用いた。

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(4) 心理的安全性
心理的安全性は、T3 で収集された項目で Edmondson（1999）の 7 の質問項目 xiからなる尺度を用いた。各質問項目に対して、5 段階評価（5：とてもそう思う～1：全くそう思わない）で回答を取得した xii。
因子構造を探索的因子分析によって確認した結果、1 因子が確認され信頼性係数は、.785であった。信頼性が認められたため、7 項目の回答結果を単純平均することで、心理的安全性の得点とした（平均値 = 3.58，標準偏差 = 0.69）。
(5) コントロール変数
コントロール変数として、男性を 1 としたダミー変数「性別ダミー（男性=1）」、25～29歳の年齢層を 1 としたダミー変数「年齢層ダミー（25～29 歳=1）」、T1 と T2 で対話者と被対話者が同じペアを 1 としたダミー変数「実施者ダミー（同一対話者=1）」、対話者と被対話者のグレード（職務等級）が 2 つ以上離れているペアを 1 としたダミー変数「グレード格差
ダミー(2 等級以上=1)」を設定した。グレード格差を 2 等級以上に設定しているのは、Joo,
Sushko & McLean（2012）において一般的なメンター制度では、職務等級が対象者の 2 つ上の人が指導者に指名されるという主張に基づいており、対話者と被対話者の組合せを捉えるためである。

IV. 分析結果
T1 及び T2 の 1on1 対話について、センサーを用いて機械的に収集された面談の所用時
間、対話者と被対話者の総発言時間、総発言回数、1 発言当たりの長さ、対話者と被対話者の発言割合の各平均値を表 1 に示す。1on1 対話の所用時間は、T1 で 30.53 分、T2 で 32.51
分であり、両時点とも 30 分間を原則とする X 社の面談時間の目安に沿って実施されていた。総発言回数は、T1 で 117 回、T2 で 138 回であった。T1 における被対話者の総発言時
間、1 発言当たりの長さ及び発言割合の平均値は、それぞれ 15.53 分、17.2 秒及び 50.9%であり、T2 における被対話者の総発言時間、1 発言当たりの長さ及び発言割合の平均値は、それぞれ 15.62 分、16.0 秒及び 48.2%であった。
相関分析結果に基づいて変数間関係を確認した（表 2）。
知覚された自律性支援との間に、被対話者の発言割合（T2）と心理的安全性が有意な正の相関が見られ、年齢層ダミー（25～29 歳=1）が有意な負の相関が確認された。
―このあたりに表 1 を挿入―
―このあたりに表 2 を挿入―

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次に、知覚された自律性支援に対する各変数の影響における仮説を検討した（表 3）。分析にあたっては、一部のデータは、センサーでの記録に同意した者のみデータが入力されているため、サンプリングバイアスが生じる。そこで発言時間の測定に協力が得られなかった
被対話者の発言割合のデータ（T1=18 名、T2=17 名）を含めた打ち切り回帰としてトービッ。
ト回帰分析 xiiiを実施した xiv（水落, 2009）
分析の結果、被対話者の発言割合（T2）（β= .218*）、被対話者の発言割合（T1）と心理的安全性の交互作用項（β= .248*）が、それぞれ正の方向に、知覚された自律性支援に有意な影響を与えた。よって、仮説 1 は、T2 時点でのみ支持され、仮説 4 は、T1 時点でのみ支持された。仮説 2、仮説 3 及び仮説 5 は、支持されなかった。交互作用項の分析結果を図 2 に、分析結果のパス図を図 3 に示す。他にもコントロール変数として投入しているグレード格
差ダミー（T2）が正の方向に有意な影響を与えていた。
―このあたりに表 3 を挿入―
―このあたりに図 2 を挿入―
―このあたりに図 3 を挿入―

V. 考察
仮説 1 と仮説 4 について、Model1 の分析結果から、T2 の被対話者の発言割合が、知覚された自律性支援に与える正の影響が明らかになり、さらに T1 の発言割合が知覚された自律性支援に与えた影響を心理的安全性が強めていた。しかし、T1 と T2 の時点間で心理的安
全性との交互作用項が異なることについて、2 つの可能性が考えられる。1 つ目は、1on1 対話の効果の持続性についてである。知覚された自律性支援は、T1 から約 2 か月、T2 から 1
か月未満の時間が経過した T3 時点で回答されていることから、1on1 対話の効果は、1 か月未満（T2）は持続するが、約 2 か月が経過（T1）すると、心理的安全性の下でのみ、効果が持続する。
2 つ目は、被対話者の発言割合が、対話者よりも高い時と低い時とで、知覚された自律性
支援に与える影響が異なる。T1 の被対話者の発言割合の平均値は、50.9%であったのに対し、T2 は、48.2%であった。対話者と被対話者の発言割合の平均値が、時点間で 50%を境に逆転していることから、被対話者の発言割合を詳しく検討する必要がある。そこで対話者に比べて被対話者の発言割合が長い時点（T1）と被対話者の発言割合が短い時点（T2）という視点に基づくと、T1 は、対話者よりも被対話者の発言割合が高い場合、心理的安全性の下では、自律性支援として知覚されるが、心理的安全性が無いと自律性支援として知覚されな9

い。被対話者の発言割合が高い場合（T1）、心理的安全性の下では、自身の語る時間が許容されている（鹿毛, 2013）という自律性支援の要素が満たされる結果、自律性支援として知覚するのだろう xv。
一方、表 3 より、T1 の被対話者の発言割合が有意でなかった。被対話者の発言割合が高い場合、被対話者は、心理的安全性が無いと、自身の発言が安全と確信できない。そのため、対話者よりも長く語る時間が許容されている確信が持てず、結果、自律性支援として知覚されない可能性がある。T1 の発言割合と心理的安全性との交互作用項の分析結果は、被対話者の発言割合が高い場合、1on1 対話での被対話者の発言が、自律的な行為として許容されていると実感するためには、心理的安全性が必要であることを示唆している。他方で、T2 の発言割合が全てのモデルで単独で有意であることから、対話者よりも被対話者が話した割合が低い場合、心理的安全性の影響は無く、被対話者の発言は、自律性支援として知覚される。被対話者の発言割合が低い T2 では、被対話者の質問に対話者が答える（鹿毛, 2013）時
間やそれに伴うアドバイスやフィードバックにかける時間が多くなり、対話者の発言割合を高めている xviことが考えられる。その場合、質問をする被対話者は、1on1 対話の主体者であると考える。そのため、被対話者の発言は、割合が低くても、心理的安全性の影響なく、自律的な行為として許容されている自覚があり、そのため、自律性支援として知覚されるのだろう。

VI. 結論と今後の課題
本研究は、1on1 対話について、センサーを用いて収集した客観データと質問票により回答を取得した主観データを組合せた定量分析を行い、対話状況を明らかにした。併せて、自己決定理論（Deci, 1980）の理論的枠組みを援用し、1on1 対話が効果を生むプロセスを自律性支援の立場から検討した。本研究の理論的示唆は 2 点ある。第 1 に、被対話者の発言割合が知覚された自律性支援に正の影響を与えた。このことは、被対話者の発言は、1on1 対話の主体者として自律性の欲求が充足された結果、自律性支援の知覚が高まることを示唆する。第 2 に、知覚された自律性支援に対する被対話者の発言割合の影響を、心理的安全性が強める働きを見出した。図 2 より、心理的安全性の高い職場では、発言割合が高くなると自律性支援の知覚が高まる。心理的安全性は、被対話者が、対話者の発言よりも長く語る時間が許容されている実感を強める働きがある。T1 時点で影響が見られたことより、心理的安
全性は、1on1 対話の効果の持続性を高める。
実務的示唆として、本研究の分析結果より 1on1 対話は、職場における自律性支援を高めることに有効な人事施策であるといえる。特に 1on1 対話は、心理的安全性の下でより有用性が高まる。心理的安全性の下では 1on1 対話の効果は、2 か月に亘り持続するため、例えば、本研究で業績面談の実施月に 1on1 対話が実施されなかったように、職場における心理的安全性に応じて 1on1 対話の頻度を削減する運用が考えられる。また、被対話者の発言割10合が高い場合は、心理的安全性を担保することで被対話者の語る時間が許容されている実感を持たせることが望まれる。
今後の検討課題として、1on1 対話の前提として上司と部下の関係性を変数に組み込むことが考えられる。あるいは企業によってメンター制度やコーチング研修などの施策に加える形で 1on1 対話が導入されるケースが考えられることから、他の人材開発（Human Resource
Development：HRD）も含めて相対的に 1on1 対話を捉えることが必要だろう。また、本研究での知見を踏まえ、1on1 対話が、知覚された自律性支援を媒介してモチベーションに関連する結果要因に与える影響の検討もあり得る。
本研究は、1on1 対話についてわずかながらの貢献をしたものの限界も多い。第 1 に、本研究は、1 企業の 100 名で実践された 1on1 対話を対象とした調査結果に基づくため、その結果は限定的である。本研究で得られた知見の一般化には、より多くの企業でのサンプルを対象とした知見が必要である。第 2 に、心理的安全性以外の職場環境に関わる変数の影響を検討していない。X 社の評価制度や職務特性などを統制すべきであろう。第 3 に、1on1 対話に対する比較対照を設けていない。例えば、知覚された自律性支援に与える影響について、
1on1 対話を実施しない上司―部下の日常的な職場での関わり方に対して 1on1 対話の影響が強いか否かを比較するなどが考えられる。

11

参考文献
Ang, C. S., Talib, M. A., Tan, K. A., Tan, J. P., & Yaacob, S. N. (2015). Understanding computermediated communication attributes and life satisfaction from the perspectives of uses andgratifications and self-determination. Computers in Human Behavior, 49, 20-29.
安藤史高 (2001).「自己決定意識が自律性支援の認知・動機づけに及ぼす影響」『名古屋大学大学院教育発達科学研究科紀要 心理発達科学』48, 73-81.
Baard, P. P., Deci, E. L., & Ryan, R. M. (2004). Intrinsic need satisfaction: a motivational basis ofperformance and well-being in two work settings. Journal of Applied Social Psychology, 34, 2045–
2068.
Brophy, J. (2004). Motivating Students to learn. Lawrence Erlbaum Associates, Inc.（中谷素之監
訳 『やる気をひきだす教師: 学習動機づけの心理学』金子書房, 2011 年）.
Deci, E. L. (1980). The Psychology of Self-Determination. D.C. Health & Company.（石田梅男
訳『自己決定の心理学―内発的動機づけの鍵概念をめぐって』誠信書房, 1985 年）.
Deci, E. L., & Flaste, R. (1995). Why We Do What We Do: the dynamics of Persona Autonomy. G.
P. Putnam’s Sons（櫻井茂雄監訳『人を伸ばす力―内発と自律のすすめ』新曜社, 1999 年）.
Deci, E. L., & Ryan, R. M. (2000). The" what" and" why" of goal pursuits: Human needs and theself-determination of behavior. Psychological inquiry, 11(4), 227-268.
Detert, J. R., & Edmondson, A. C. (2011). Implicit voice theories: Taken-for-granted rules of selfcensorship at work. The Academy of Management Journal, 54(3), 461-488.
出野和子 (2016).「ビジネスにおけるコーチングの役割 : 類似手法との比較によるコー
チングの明確化」『経営戦略研究』10, 31-42.
Edmondson, A. (1999). Psychological safety and learning behavior in work teams. Administrative
Science Quarterly, 44(2), 350-383.
Edmondson, A. C. (2012). Teaming: How organizations learn, innovate, and compete in theknowledge economy. San Francisco, CA: Jossey-Bass
福井里江・原谷隆史・外島裕・島悟・高橋正也・中田光紀・廣田靖子. (2004).「職場の組織風土の測定」『産業衛生学雑誌』46(6), 213-222.
古川久敬 (2011).『組織心理学―組織を知り活躍する人のために』培風館.
Heslin, P. A., Vandewalle, D., & Latham, G. P. (2006). Keen to Help? Managers’ Implicit Person
Theories and Their Subsequent Employee Coaching. Personnel Psychology, 59, 871-902.
Hicks, R. and McCracken, J. (2010). Three hats of a leader: coaching, mentoring and teaching.
Physician Executive, 36(6), 68-70.
本間浩輔 (2017).『ヤフーの 1on1―部下を成長させるコミュニケーションの技法』ダイヤ
モンド社.
本間浩輔・中原淳 (2016).『会社の中はジレンマだらけ―現場マネージャーの「決断」のトレーニング―』光文社.

12

Joo, B. K. B., Sushko, J. S., & McLean, G. N. (2012). Multiple faces of coaching: Manager-ascoach, executive coaching, and formal mentoring. Organization Development Journal, 30(1).
Joshua D. Jensen. (2018). Employee Motivation: A Leadership Imperative. International Journalof Business Administration, 9(2), 93-98.
Jourard, S. M. (1971). Self-disclosure: An experimental analysis of the transparent self. New York;
Wiley-Interscience.
鹿毛雅治 (2013).『学習意欲の理論―動機づけの教育心理学』金子書房.
久保田 康司 (2019).『上司の自律性支援とコーチングが部下の動機づけに与える影響:
自己決定理論に着目して』文眞堂.
Martela, F., DeHaan, C. R., & Ryan, R. M. (2016). On Enhancing and Diminishing Energy ThroughPsychological Means. Self-Regulation and Ego Control, 67–85.
松本大吾 (2017).「インタラクティブ・コミュニケーションにおける傾聴尺度の概観―マーケティング・コミュニケーションの視点から―」『千葉商大論叢』55(1), 29-49.
松尾睦 (2013).「育て上手のマネジャーの指導方法─若手社員の問題行動と OJT」
『日本労働研究雑誌』639, 40-53.
松尾睦 (2015).「管理者コーチング研究の現状と課題」『青山経営論集』50(2), 66-76.
Matsuo, M. (2015). Human resource development to facilitate experiential learning: the case ofYahoo Japan. International Journal of Training and Development 19(3), 199-210.
中原淳 (2017).『フィードバック入門』PHP ビジネス新書.
中村和彦・塩見康史・高木穣 (2010).「職場における協働の創生: その理論と実践」『人間関係研究』(9), 1-34.
水落正明 (2009).「打ち切り・切断データの分析 計量社会学ワンステップアップ講座（2）」『理論と方法（Sociological Theory and Methods）』24(1), 129-138.
日本の人事部（編）. (2018). 『日本の人事部 人事白書 2018』株式会社アイ・キュー.
Reeve, J. (2009). Why teachers adopt a controlling motivating style toward students and how they
can become more autonomy supportive. Educational psychologist, 44(3), 159-175.
関口倫紀・林洋一郎 (2007).「組織的公正と人材マネジメント」『Graduate School of
Economics and Osaka School of International Public Policy (OSIPP) Osaka University Discussion
Papers In Economics And Business』7.
Skinner, E., & Edge, K. (2002). l4: Self-Determination, Coping, and Development. Handbook ofself‐determination research, University of Rochester Press, 297-338.
谷口智彦 (2018).「救急救命士のコーチング行動に影響を与える先行要因 ―暗黙的特性
観，受けた指導経験および経験学習の影響―」『経営行動科学』30(3), 151-165.
Tardy, C. H., & Smithson, J. (2018). Self-disclosure: Strategic revelation of information in personal
and professional relationships. In O. Hargie (Ed.), The handbook of communication skills (4th ed., pp.
217-258). London, UK: Routledge.

13

Williams, G. C., & Deci, E. L. (1996). Internalization of biopsychosocial values by medical
students: a test of self-determination theory. Journal of Personality and Social Psychology, 70, 767–
779.
Williams, G. C., Deci, E. L., & Ryan, R. M. (1998). Building health-care partnerships by supporting
autonomy: promoting maintained behavior change and positive health outcomes. In A. L. Suchman, P.
Hinton-Walker, & R. Botelho (Eds.), Partnerships in healthcare: Transforming relational process (pp.
67–87). Rochester, NY: University of Rochester Press.
有倉巳幸 (2000).「人間関係は [夜] 作られるか?」『鹿児島大学教育学部研究紀要 教育科学編』51, 267-283.
吉村雅世 (2009).「看護の場における「聴く姿勢」に関する文献研究」『奈良県立医科大学
医学部看護学科紀要』5, 37-44.

14

表 1 1on1 対話の状況

対話者

被対話者

時点

T1

T2

所用時間（分）

30.53

32.51

面談中の総発言回数

117

138

総発言時間（分）

14.99

16.89

発言割合（％）

49.1

51.8

1発言当たりの長さ（秒）

17.7

17.5

総発言時間（分）

15.53

15.62

発言割合（％）

50.9

48.2

1発言当たりの長さ（秒）

17.2

16.0

15

表 2 相関分析結果
1
2
3
4
5
6
7
8
9
10
11
12
13
14
15
16
17
18
19

知覚された自律性支援
性別ダミー（男性=1）
年齢層ダミー（25～29歳=1）
実施者ダミー（同一対話者=1）
グレード格差ダミー（2等級以上=1）(T1)
グレード格差ダミー（2等級以上=1）(T2)
被対話者の発言割合（T1）
被対話者の発言割合（T2）
心理的安全性
テーマダミー（業務=1）（T1）
テーマダミー（組織=1）（T1）
テーマダミー（キャリア=1）（T1）
テーマダミー（プライベート=1）（T1）
テーマダミー（能力開発=1）（T1）
テーマダミー（業務=1）（T2）
テーマダミー（組織=1）（T2）
テーマダミー（キャリア=1）（T2）
テーマダミー（プライベート=1）（T2）
テーマダミー（能力開発=1）（T2）

平均値

SD

3.22
0.13
0.22
0.20
0.59
0.58
0.34
0.33
3.58
0.68
0.28
0.36
0.31
0.18
0.63
0.41
0.31
0.27
0.14

1.06
0.34
0.41
0.40
0.52
0.50
0.28
0.26
0.69
0.47
0.45
0.48
0.47
0.38
0.49
0.49
0.46
0.45
0.34

1
1.000
-.078
-.212 *
.009
-.084
.168
.158
.253 *
0.785 .272 **
-.066
.046
.119
-.032
-.033
-.031
.036
.145
.145
.183

2

ɑ係数

**

3

4

5

1.000
.234 * 1.000
-.177
-.195
1.000
.038
.025
-.253 * 1.000.405 **.114.033-.268 *
.016
-.085
.136
-.331 **
-.128
-.031
.088
-.252 *
-.006
-.107
.128
-.015
.045
.182
-.051
.014
-.083
-.064
.319 ** -.267 *
.152
.030
-.069
-.052
-.113
.024
-.256 *
.121
.081
.049
.294 ** .067
.024
.070
-.175
.225 *
.062
-.020
.020
-.004
.043
.048
.286 ** -.102
-.016
-.059
-.140
.175
.352 ** .048
-.114
.027
*

+

p < .01, p < .05, p < .10

16

6

7

8

1.000
-.207 +-.333 **
.173
.052-.199 +
.114
-.087
-.093
-.186 +
-.109
.081
.126
.264 *

1.000.566 **
.020
-.146
.153
.106
-.217 +
.166
-.056
.144
-.048
-.075
-.032

1.000
.024
-.140
.316 **-.034-.004.240 *
-.111
.064
-.146
.004
-.123

9

10

11

12

13

14

15

16

17

18

19

1.000
-.048
1.000
-.140
-.051
1.000
-.006
-.143
-.115 1.000
.072
.007
-.113 -.172 1.000
.097
-.172
-.063
.132
-.169 1.000-.054.336 ** -.053 -.224 + .174 .034 1.000
-.164
.087
.301 ** -.016-.051 .080 .012 1.000-.041.533 ** -.142 .031 -.041 -.173 1.000-.212 + -.133.159 -.024 -.049 -.167 .073 1.000.026-.245 * -.203 + .139
-.053
-.044
-.193 -.062-.050 .123 -.144 -.035 .125 -.161 1.000

表 3 トービット回帰分析結果知覚された自律性支援

従属変数

Model 2Model 3

β

S.E.

β

S.E.

β

S.E.

.016

0.418

-.002

0.450

-.037

0.432

Model 1
性別ダミー（男性=1）
年齢層ダミー（25～29歳=1）

-.108

0.238

-.091

0.254

-.070

0.244

実施者ダミー（同一対話者=1）

-.005

0.293

-.033

0.278

-.008

0.293

グレード格差ダミー（2等級以上=1）(T1)

.006

0.237

-.027

0.238

-.015

0.235

グレード格差ダミー（2等級以上=1）(T2).260 ** 0.241.210 *

0.252.229 *

0.237

被対話者の発言割合（T1）.194 +

.125

0.477

.109

0.459

被対話者の発言割合（T2）.218 *

0.517.258 *

0.532.271 ** 0.511

心理的安全性

.086

0.176

.133

0.191

.145

0.168

テーマダミー（業務=1）（T1）

.015

0.255

.057

0.270

.057

0.261

テーマダミー（業務=1）（T2)

.115

0.250

.114

0.258

.086

0.259

被対話者の発言割合（T1）*心理的安全性.248 *

0.718

被対話者の発言割合（T2）*心理的安全性

-.098

0.746

被対話者の発言割合（T1）*テーマダミー（業務=1）（T1）

.003

0.825

被対話者の発言割合（T2）*テーマダミー（業務=1）（T2）

-.092

1.001

0.533

テーマダミー（業務=1）（T1）*心理的安全性

.155

0.368

テーマダミー（業務=1）（T2）*心理的安全性

-.008

0.391

Cox-Snell

.275

.245

.260

χ2 値

50.076 **46.143 **51.987 **

100

100

100

N
**

p < .01, * p < .05, + p < .10

S.E.: Standard error

図 1 本研究における仮説モデル
独立変数

従属変数

T1、T2
心理的安全性H1

H4

H5

被対話者の発言割合
H3
テーマ（業務）

知覚された自律性支援H2

17図 2 被対話者の発言割合（T1）と心理的安全性の交互作用項

図 3 分析結果のパス図
独立変数

従属変数

心理的安全性.248*

被対話者の発言割合(T1)
知覚された自律性支援
被対話者の発言割合(T2).218*

コーチングは、「部下の職務パフォーマンスを改善するための、1 対 1 のフィードバック
やアドバイスを提供する活動」（Heslin, Vandewalle & Latham, 2006）であり、1on1 対話の目的と類似している。しかし、コーチングの機能は、基盤形成、内省支援、問題解決支援、挑戦支援に整理（松尾, 2015）され、内省支援である質問を投げかける行為によって、部下に考えさせ自ら答えを導き出させる点に、手法上の特徴がある（松尾, 2013,
出野, 2016）。機能や手法などが未確立な 1on1 対話と異なり、概念化が進んでいる。
ii
基本的心理欲求理論では、有能感の欲求、自律性の欲求、他者との関係性の欲求の 3 つの基本的心理欲求が満たされることで、人間は自己実現ができ、健康で幸せに生きられるとされる（Deci & Ryan, 2000）。
iii 他にも、様々な職場風土概念がある。例えば、福井ら（2004）では、職場の組織風土の12 項目尺度を開発し、伝統自由・組織活発型（イキイキ型）、伝統共生・組織活発型i

18

（シブシブ型）、伝統自由・組織不活発型（バラバラ型）、伝統強制・組織不活発型（イヤイヤ型）に分類した。しかし、この尺度を含め、本研究で重視する自己開示との関係性が示された組織風土概念は、筆者が調査した限りでは、心理的安全性の他にはなかったため、心理的安全性を用いた。
iv
外発的動機づけは、自己決定理論に含まれる 6 つの理論のうちの 1 つである有機的統合理論において、自律性の低い順に、外的調整、取り入れ的調整、同一化的調整、統合的調整の 4 つに分類されている（Ryan & Deci, 2000）。そのうち、自律性の最も低い外的調
整は、外部からの統制に従い、外的な要求を満たすため、「やらされているから」行動する状態を指す（久保田, 2019）。
v
X 社では、部と事業部が同格である。
vi

12 月以降も 1on1 対話は継続しているが、論文執筆時に得られたデータに基づいている。また、X 社の 1on1 ハンドブックによれば 4-7 月、11 月、1 月は他の面談制度との兼ね合いから実施されていない。
vii
T3 の質問票調査において「毎年 3 回の評価面談と 1on1 対話の目的の違いを理解していますか？」という質問に対し、5 段階評価（5：とてもよく理解している～1：全く理解していない）による回答を取得した。結果、対話者の平均値は、4.43 であり、被対話者の平均値は、3.85 であった。対話者及び被対話者の平均値が、5 段階評価の平均 3 点を上回っていたことより、評価面談と 1on1 対話の目的の違いは概ね理解されていたと考える。
viii
他の年齢層は、対話者では、35～39 歳が 25.7%（9 名）、45 歳以上が 22.9%（8 名）、30～34 歳が 8.6%（3 名）、未記入者は 8.6%（3 名）であった。被対話者は、30～34 歳が29.2%（19 名）、35～39 歳が 15.4%（10 名）、24 歳以下が 12.3%（8 名）、40～44 歳が9.2%（6 名）、45 歳以上が 1.5%（1 名）であり、未記入者は、が 0 名であった。
ix
対話者 35 名のうち、27 名は、自身が被対話者としても 1on1 対話を実施していた。残りの 8 名は、対話者の役割のみのため、知覚された自律性支援の質問はなされていない。
この 8 名の知覚された自律性支援は、欠損値とした。
x

知覚された自律性支援の尺度について、他に、例えば、15 項目からなる Work Climate
Questionnaire (WCQ; Baard et al. 2004)があるが、この質問は、職場における自律性支援の知覚を測る尺度のため、特定の面談等における自律性支援の知覚の測定には向いていないと考えた。また、主に上司の行為を主体とした項目からなる尺度のため、1on1 対話の被対話者の行為について、自律性支援として知覚されることを確認する本研究の目的にそぐわないと考え、本研究では採用しなかった。
xi「職場のチームのメンバーは、自分と異なるという理由で他人を拒むことがよくある」（逆転項目）、「この職場なら安心してリスクを取ることができる」、「職場のメンバー
は、問題や困難な問題を指摘しあえる」、「職場でミスを犯すと、非難されることが多い」（逆転項目）などの質問で構成される。
xii
3 つの逆転項目は、分析時には尺度を反転して用いた。
xiii

発言時間の測定に同意しなかった人を分析に含めることにより、これらの人の知覚された自律性支援及び心理的安全性の影響を分析に含めることになり、これらの人を除外した場合に生じるデータの偏りを補正した結果を得ることができる。分析時には、測定に同意しなかった人の該当データを「0」とした。
xiv
VIF の問題は見られなかった。
xv

発言割合は絶対的ではなく，対話者との関係性によって相対的にも決定される。普段とてもよく話す上司（例 80%）が 60%で会話をしていても，普段から接している人から19

見れば会話を控えていると思われる可能性がある。そのため対話者の発言時間の傾向のみで、自律性支援で対象とする傾聴（鹿毛, 2013）がなされているか否かまで捉えるのは、やや拙速かもしれない。傾聴は、共感、受容ないし無条件の肯定的関心、自己一致に根差した聴く姿勢によってなされる行為（吉村, 2009; 松本, 2017）である。本研究で分析した発話割合の高低の傾向による解釈は、傾聴概念を構成する聴く姿勢までを捉えるものではない。
xvi
T2 時点の対話者の総発言時間及び 1 発言当たりの長さの平均が 16.89 分及び 17.5 秒であったのに対し、被対話者の総発言時間及び 1 発言当たりの長さの平均は 15.62 分及び16.0 秒であり、対話者の方が、発言時間及び 1 発言当たりの長さが長い。

20