2022
Annual Report
Report対人ストレスに注目したストレス・マインドセット介入による
1,2
ストレス認知への影響
三國 志保（筑波大学附属坂戸高等学校）
磯 友輝子（東京未来大学モチベーション行動科学部）
本研究は，対人ストレスに注目し，「ストレスは役に立つ」という有益ストレス・マインドセットが，代理経験を元にした文章介入によって変容し，それによる対人ストレス認知や主観的幸福感への影響を明らかにすることを目的とした。併せてストレス・マインドセットと身体的，心理的ストレス反応との関連性についても検討した。研究参加
者（21歳から61歳までの男女33名）の半数には有益ストレス・マインドセットに関する統計的知見で説明された介入文（説明介入群）を，もう半数には有益ストレス・マインドセットによってストレスに対処できた人物のエピソードで構成される介入文（エピソード介入群）を呈示した。その結果，エピソード介入群のほうが説明介入群に比べてス
トレス・マインドセットが有益側へ高まる，対人ストレスの認知が軽減する，主観的幸福感が高まるとした3つの仮説はいずれも支持されなかった。仮説が支持されなかった理由として，介入文内のストレスが対人ストレスに相当しなかったことや，エピソード内の人物が代理経験の対象としてみなされなかったことなどが考えられた。しかしながら，どちらの介入でもポジティブな効果が見られたことから，文章によってストレス・マインドセットを変化させるという簡便な方法が，従来のストレス・コーピングとは違ったストレス対処法として広く受け入れられるのではないかと考察した。
キーワード：ストレス・マインドセット，対人ストレス，介入方法

問題

社会的行動や，暴力といった反社会的行動，バーン
アウトといった精神的摩耗などの対人不適応に進展

我々が社会生活を営むなかで避けて通れないことすることもあり，社会生活に深刻な影響を与える（橋のひとつが対人関係であろう。令和２年度の過労死

本，2005a）。このような否定的対人関係の総称的概

等の労災補償状況（厚生労働省，2020）によれば，念として，橋本（2005b）は「対人ストレス」という語仕事による強いストレスなどが原因で発病した精神を提唱している。橋本は，対人ストレスを最広義には障害のケースは1,906件，そのうち対人関係が精神障「対人関係に起因するストレス」，実質的には「スト害の原因だったケースは624件（約33％）であった。

レッサーとなりうる対人的相互作用，及びそれによっ

さらに，その4％に当たるケースが自殺及び自殺未遂て生じるストレス」と定義し，ソーシャル・サポートがに至っていた。これらのことは，日々の対人関係に起「心身の健康に好影響を及ぼす対人関係の包括的因するストレスが私たちの健康に害を及ぼすだけで概念」とみなされる際の対概念として位置づけられなく，命に関わる事態につながることを意味する。そるとしている（橋本，2005b）。

れゆえ，対人ストレスに焦点を当て，どう向き合って

心理社会的ストレス研究には，Holmes & Rahe

いくかを考えることは，現代社会に生きる我々の課題（1967）による人生における大きな変化とストレスといえよう。

の関係についてのライフイベント研究と，DeLongis,

対人ストレスに適切に対処できない場合，それがCoyne, Dakof, Folkman, & Lazarus（1982），

さらなる心理的負担となって，引きこもりといった非Kanner, Coyne, Schaefer, & Lazarus（1981）による日常的に誰もが頻繁に経験する些細な出来事の1 論文は第1著者が2019 年度に東京未来大学モチベーショ
ン行動科学部へ提出した卒業論文の一部を加筆・修正したものである。
2 本研究結果の一部は，日本応用心理学会第 87回大会（磯・三國 , 2021）で発表された。

23

Annual Report 2022

日常的混乱（daily hassles）についての研究がある
が，どちらの研究においても対人関係にまつわる出来事は少なからずストレッサーとして挙げられる（橋本，2005a）。橋本（2005a）は，Bolger & DeLongis（1989）の研究結果から，「日常ストレッサーのなかAnnual Report 2022

23

24

で，もっとも苦痛を感じるものは対人ストレッサーでば，ストレス全般の対処方略には「問題焦点型対処」

あり，その悪影響はその他のストレッサーよりも持続と「情動焦点型対処」が取られ（橋本，2005a），ス

しやすい」（p.162）ことを指摘している。

トレッサーが対人関係に起因する場合のストレス対

対人関係に起因する日常的なストレスの認知を測処には，「ポジティブ関係コーピング」「ネガティブ関定する尺度として「対人ストレッサー尺度 (The Scale係コーピング」「解決先送りコーピング」が取られる

of Interpersonal Stressor : SIS) 」がある（橋本，（加藤，2000）。ポジティブ関係コーピングは，経験

2005b）。この尺度は，対人葛藤，対人過失，対人摩から学ぶ，相手をよく知ろうとする，積極的にかかわ耗の3つの下位尺度から構成される。対人葛藤は，他るなど，積極的で肯定的な人間関係を成立・改善・者とのけんかや対立，他者からのお節介といったネガ維持するため努力する機能を有する。一方，ネガティ

ティブな態度や行動のようなストレッサーである（橋ブ関係コーピングは，関わらない，話をしないなど，

本，2003）。対人過失は，自身に非があって相手に人間関係を積極的に放棄・崩壊する機能を有し，解迷惑や不快な思いをさせてしまうような行動である。

決先送りコーピングは，気にしない，なんとかなるな

対人摩耗は，自他共にネガティブな心情や態度を表ど，人間関係によって生じるストレスフルな出来事を出しないものの，円滑な対人関係を維持するために問題視することもなく，むしろ，軽視し，問題から回あえて意に沿わない行動をしたり，相手に対する期避するような機能を有する（加藤，2000）。そして，待外れを黙認する行動である。3つの対人ストレス

解決先送りコーピングが心理的ストレス反応を減少が与える影響力は同等ではなく，対人葛藤は経験頻させ，ネガティブ関係コーピングは心理的ストレス反度が少なくても経験した時のインパクトが大きく，逆応を増加させることが示されている（加藤，2001）。

に，経験頻度は多いがインパクトはそれほど強くない

以前は，ストレスのネガティブな側面に焦点を当のが対人摩耗で，対人過失は経験頻度もインパクトて，上述のようなストレッサーやストレス反応を低減も中程度である（橋本，2005b）。それゆえ，対人ス

するための対処に関する研究が多くされてきた。確トレスの影響力を検討する際には，ストレッサーが単かに，ストレッサーによる身体的，心理的ストレス反に対人関係に起因しているというだけではなく，対人応は苦痛であり，人によっては精神疾患や自殺といっ

ストレスの内容にも注目する必要がある。

た命に関わる行動につながることから対処するべき

Lazarus & Folkman（1984 本明・春木・織田監

対象である。しかしながら，全ての人間が身体的，心訳1991）は以下のような心理社会的ストレスの認知

理的ストレス反応の苦痛にさらされることによって健的評価・対処過程モデルを提唱している。ストレッ

康を害するわけではない。例え打ちのめされるようなサーとなりうる出来事に直面した時に，人は，まず，ストレス体験をしても，その経験が人生において意味

それ自身の脅威の評価をする（１次評価）。1次評価のある経験だったと振り返ることがある。ストレス体で無害だと評価すればストレスを感じないが，有害だ

験に意味づけをすることは，その後の適応や人生にと評価した場合は，それが対処可能かどうかを評価

対する有意義感の回復につながり（Park，2010），そする（2次評価）。もし，対処できると考えればストレの意味づけがその後のストレスのとらえ方に変化をスは低減し，対処が難しいと考えればストレスが高まもたらすと言えよう。

る。そして，ストレッサーを有害と評価した後に対処

それゆえ，近年の研究では，ストレスのポジティブ（コーピング）に失敗した場合，身体・心理・行動のな側面を理解し，ストレスのとらえ方そのものを変化

３側面においてストレス反応を引き起こすと説明してさせることで，ストレスとうまく付き合えるよう促した

いる。つまり，対人ストレスを含め，ストレッサーとなり，結果的にストレスへの対処を変化させることを目りうる出来事に直面した時に，その状況についてどの的とするようになってきている（McGonigal，2015

ような認知的評価をするかが，その後の身体的，心神崎訳2019）。その取り組みのひとつがストレス・マ

理的ストレス反応の生起に影響すると言える。

インドセットへの介入である。

ストレッサーによって生じる身体的，心理的ストレ

ストレス・マインドセットとは，ストレス経験を有害ス反応が私たちに苦痛をもたらす場合，それを軽減ないし有益に捉える信念であり，有益ストレス・マイ

するためにさまざまなコーピングが講じられる。例え

ンドセットを有すると主観的健康が良好であるという

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Annual Report 202224

（Crum, Salovey, & Achor，2013）。
Crum et al.（2013）は，ストレス・マインドセット尺という経験を記した上級生のコメントを読ませてい度（General Stress Mindset Measure：SMM-G）をる。その後で，同様のエッセイを書かせ，来年の新入作成し，単語，音楽，映像で構成されたビデオによる生のオリエンテーションビデオ用に，そのエッセイを

介入実験によって，ストレス・マインドセット及び主観読む様子を録画した。その結果，エッセイを書き，ビ的健康と作業能力に変化がみられるのかを調べていデオカメラの前で読んだ新入生は，実験に参加しなる。有益ないしは有害マインドセットを強化する約3かった新入生に比べて成績，健康状態，幸福感が増

分間の3種類のビデオを，2～3日置きに3回呈示した

加し，その状態は卒業まで継続した。このことから，

結果，ストレスは有益であるとした内容のビデオを見他者の経験を読むことは，入学時の不安が自分の思たグループのSMM-Gは有益ストレス・マインドセット

い込みであるというマインドセットを変化させるのにを呈し，主観的健康は大きく改善され，作業能力も効果的だったと指摘している。

上がっていた。また，伊藤・古屋（2019）は，Crum et

他 者 の 経 験 が，も の の見 方 の 変 化 に 影 響 をal.（2013）の研究の枠組みを，800〜900字程度の与えることを 示した 類 似 の 理 論として，代 理 経

文章（およそ5分で読める情報）3種類を3回に分け

験ないしは観 察学習（v ic a r iou s ex p er ience /て1日置きに呈示するストレス・マインドセットへの介

modeling;Bandura,1997）がある。これは，他者の成入方法に変え，心身の健康度を維持・増進させる予功や失敗の様子を観察することが自らの学習となり，防的介入として有効かどうかを検討している。その結自分と同じような能力を持つ人が成功すれば自分も果，文章によってストレスの有益性を呈示した実験群同じように成功できるという自己効力感を高めることにおいて介入後に有益ストレス・マインドセットが強につながるというものである。そして，自己効力感に化され，有害ストレス・マインドセットが弱まることが対する代理経験の効果は，直接の成功体験に次いで示された。

高く，他者から「あなたはできる」と言語的に説得さCrum et al.(2013)，伊藤・古屋（2019）により，有25に馴染めていないことへの不安が思い込みであった

れるよりも高いことが知られる。

益ストレス・マインドセットは介入操作によって強化さ以上を踏まえると，概念的・抽象的な説明や，こうれることが示されている。また，有益ストレス・マイン

すべきであるといった説得的なメッセージによってドセットが個人の主観的健康にもポジティブな影響

仕組みだけを伝えるよりも，実例を交えたほうがよりを与えることが示されている。Crum et al.(2013)の介対処法略の効果を具体的で身近なものとして理解

入実験では，約3分という短時間の映像を3回視聴さでき，行動へと展開させやすくなると予測される。そせる介入方法によって主観的健康や作業能力を高めれらの説明を文章化して呈示した際には，同一の文る効果を得ているが，伊藤・古屋（2019）が指摘する章量であっても後者のほうが「ストレスフルな状況でように，介入のための映像作成には準備に手間がかあっても，このような気持ちを持って行動し，その状かる。そして，伊藤・古屋（2019）は，文章による情報

況を乗り切った人がいるのだ」という豊かな情報価提供でも映像を視聴させる場合と同様の効果をもたを保有すると考えられる。

らすことを示している。しかしながら，文章による介入

そこで本研究では，伊藤・古屋（2019）と同様に，

では，1回の介入で与える情報量には限界があること

文章によるストレス・マインドセットへの介入を行う。

も指摘できる。

その際，説明的文章による介入群よりも他者の具体

また，日常において，ある人の信念やその信念へ的な体験（エピソード）による介入群のほうがストレと導いた体験談を聞き，その語りに影響されて自分

ス・マインドセットを有益側に変化させ，ストレス認

自身のものの見方が変わった体験はないだろうか。

知を軽減させるかを確認する。なお，日常的なストレ

McGonigal（2015 神崎訳2019）は自らの著書におスの原因の多くは対人ストレスによるものが多いこと

いて，G.M.Waltonが行なった社会的帰属についてのから，介入によって主観的な対人ストレスの認知に変マインドセット介入実験をもとに，他者の体験を読む化が見られるかを確認する。加えて，うつ状態の軽重ことで，ものの見方が変わることを説明している。実と幸福感に相関があり，ストレスと幸福感には負の相験では，まず，大学の新入生に，入学時に感じた大学

関関係があることから（内閣府幸福度に関する研究

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25

会，2011），ストレス・マインドセットと主観的幸福感（人生満足度）との関連性に変化が見られるのかについても確認する。

質問項目
WEB調査の冒頭に，研究の流れと倫理的配慮の留意点を記載し，研究協力への同意を確認する項目を

なお，先行研究（Crum et al.，2013；伊藤・古屋，
2019）から，いずれの介入方法もストレス・マインド
セットと対人ストレス指標にポジティブな影響を与えることが予測される。

設けた。同意が得られた場合のみ調査項目に進めるようにした。
基本属性のほか，事前・事後調査でストレス・マイン
ドセット，対人ストレス評価，対人ストレス経験，人生以上から，本研究では以下3つの仮説を検討する。

満足度，身体的ストレス反応，心理的ストレス反応の説明介入よりもエピソード介入のほうが，6つの尺度に回答を求めた。対人ストレス評価及び対仮説1

ストレス・マインドセットを有益側へ高める。
仮説2

説明介入よりもエピソード介入のほうが，対人ストレスを軽減する。
仮説3

説明介入よりもエピソード介入のほうが，主観的幸福感を高める。

人ストレス経験を対人ストレス，人生満足度を主観的
幸福感，身体的ストレス反応と心理的ストレス反応を
ストレス反応の指標とした。
事前アンケート調査後に，2種類の介入文を2回に分けて呈示し，その後，事後アンケート調査を実施しまた， Lazarus & Folkman（1984 本明他監訳た。事後アンケート調査では，事前アンケートの項目

1991）のモデルに従えば，ストレス・マインドセットに加え，呈示文の既読の確認，呈示文の内容理解のの介入によってストレスに対する認知的評価が変容

確認，呈示文の元になった書籍の読書経験または内するならば，身体的，心理的ストレス反応にも影響が容の既知についての設問を加えた。呈示文の内容を生じる。そこで，ストレス・マインドセットと身体的，適切に理解しているかどうかは，1回目と2回目の介入

心理的ストレス反応との関連性についても併せて検文それぞれについて正誤問題を作成し，5つの選択肢討する。

から正しいもの2つを選択するよう求めることで確認した。この質問項目で1つ以上適切な選択肢を選んだ方法

参加者を有効回答者とした。なお，この手続きにより1名が有効回答から除外された。

実施期間及び研究参加者

ストレス・マインドセット

Crum et al.(2013)に2020年3月から5月。都内の4年制私立大学通信

よるSMM-Gを岩本（大久保）・竹橋・高（2020）が課程に在籍する学生及び同大学職員，第一著者の知邦訳したSMM-J（Japanese translation of Stress

人に研究参加を呼びかけ，44名（男性16名,女性28

Mindset Measure）を用いて，5件法（1＝まったくそう名）から協力を得た。そのうち，事前調査から事後調思わない―5＝とてもそう思う）で尋ねた。本尺度は査まで回答が得られ，回答に著しく不備がなく，呈8項目からなり，信頼性と妥当性が検証されている。

示文を適切に理解していた33名（男性13名，女性

SMM-Jは2因子構造が確認されているが，SMM-Gと20名，年齢21歳から61歳，平均38.70歳，SD =9.77 ）同様に1因子でも構造が安定していることから，本研を分析対象とした。なお，以下の分析では欠損値が究では1因子として扱う。得点が高いほど有益ストレ

見られる変数も含まれるため，変数によって分析対象

ス・マインドセットであることを示す。

者数が異なる。

対人ストレス評価 橋本（2005b）によるSIS18項目を用いた。各項目に示された対人ストレス（対人葛藤，

要因配置

対人過失，対人摩耗，各6項目）を感じるような出来事

介入呈示文の内容（介入条件：説明介入／エピに遭遇した場合に，どれだけストレスを感じるかの評

ソード介入）を参加者間要因，質問項目の測定時期

価的側面を，4件法（1＝まったく感じない―4＝非常に（介入前／後）を参加者内要因とする2要因の混合感じる）で測定した。この評価は，Lazarus & Folkman

計画であった。

（1984 本明他監訳1991）の心理社会的ストレスの認
知的評価・対処過程モデルにおけるストレス評価ない
しは認知に当たる。

26

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Annual Report 2022

26

SISと同一の項目を用い，直近（ストレス・マインドセット）の違いが寿命や健康に1ヶ月の対人ストレス経験を4件法（1＝全くなかった

影響を及ぼすこと，②はストレスのポジティブな側面－4＝しばしばあった）で尋ねた。これは，対人ストを理解し，ストレスのとらえ方そのものを変化させる

レッサーにどのぐらい直面したと認知したかを尋ねることでストレスとうまく付き合えることを示した内容でストレス経験の認知に当たる。ストレッサーとして認構成された。①②ともに，呈示内容で伝達するストレ知したとしても（１次評価），それを経験したと認知しス・マインドセットの主旨は呈示文の冒頭と末尾の文なかったり，介入期間に実際に経験しなかった可能性

章であり，その部分は両条件で同一の文章を用いた。

があることから，本指標を用いた。

その主旨の補足説明の仕方を呈示条件によって操作

対人ストレス経験

Diener（1985）の人生満足度尺度した。両条件共にMcGonigal（2015 神崎訳2019）のの邦訳版であるSWLS（日本語版Satisfaction With著書の内容からかけ離れないよう，説明介入群にはLife Scale：角野，1994）を用いた。5項目を5件法（1

著書の中から「すべては思い込み」及び「新しい反応＝まったくそう思わない－5＝とてもそう思う）で尋ねのしかた」に対応した統計結果や言葉の定義・説明

た。SWLSは，主観的幸福感の指標とした。

を引用して呈示文を構成し，エピソード介入群には著

人生満足度

身体的ストレス反応 厚生労働省（2019a）と北九

書の中で語られた実験グループ及び個人の経験を引

州市立精神保健福祉センター（2014）を参考に身体用して呈示文を構成した。両条件の呈示文の要点が的ストレス反応を示す9項目（頭痛がする，食欲がな同質になるように筆頭及び第二著者の2名で確認しない，お腹を壊しやすい（下痢・嘔吐）など）を作成し，4がら作成した。

件法（1＝まったく感じない―4＝非常に感じる）で尋

呈示文はメール本文に記載し，1回目のメールの件

ねた。これは，身体面に表れるストレス反応に当たる。

名に情報①「すべては思い込み」，2回目のメールの心理的ストレス反応 抑うつ，不安，不機嫌，怒り，

件名に情報②「新しい反応のしかた」というタイトル

無気力など主観的な心理的ストレス反応を測定するをつけて送付した。

SRS-18（Stress Response Scale-18：鈴木・嶋田・三なお，伊藤・古屋（2019）では呈示文を1日置きに3浦・片柳・右馬埜・坂野，1997）のうち，「怒りっぽく回呈示しているが，研究参加者が呈示文を読む時間なる」が同尺度内の「怒りを感じる」に近いため除外を確保できるよう，Crum et al.（2013）と同様の3日

し，残りの17項目を用いて4件法（1＝まったく違う―4間の間隔をあけて呈示した。各群における呈示文の＝その通りだ）で尋ねた。本指標は心理的側面に表構成は次のとおりである。

れるストレス反応と考える。

説明介入群

ストレス・マインドセットと主観的健康，幸福感についての統計による相関関係や，ストレ介入の呈示文
事前アンケート調査後に，介入文を2種類，2回に分けて呈示した。
Crum et al.（2013）及び伊藤・古屋（2019）は，ストレスに関連した3種類の内容を映像ないしは文ス反応についての一般的な機序で構成した。
エピソード介入群 ストレス・マインドセットの有益性を意識した人物が，その信念のもとにストレスフルな場面に対処した体験から，主観的健康や幸福感が高まった例で構成した。

章で作成し，①ストレスの有益性，②学習への効能，③パーフォマンスへの効能の順に呈示して介入を行

27

手続き

なっている。本研究では，研究参加者への負担を

事前・事後調査は，Googleフォームで作成したWEB

考慮し呈示回数を2回に変更した。その際，Crum et調査で実施した。事前調査のSMM-J得点と性別でal.（2013）及び伊藤・古屋（2019）の内容を参考にし参加者をマッチングして2群に割り振り，一方を説明つつ，McGonigal（2015 神崎訳2019）の著書を基に介入群（n =17: 男性7名，女性10名），もう一方をエピ①「すべては思い込み」，②「新しい反応のしかた」のソード介入群（n =16: 男性6名，女性10名）とした。そ2つの内容を2回に分けて呈示することとした。

して，事前調査7日後に呈示文1回目，その3日後に呈それぞれの呈示内容は，1,300〜1,400文字程度の示文2回目，さらに3日後に事後調査をメールにて送

3分くらいで読める内容とし，①はストレスのとらえ方付した。参加者には調査終了後に謝礼としてデジタル

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Annual Report 202227

ギフト（QUOカードPay）1,000円分を送付した。
なお，本研究は，東京未来大学倫理審査委員会で承認を受けて実施された（承認番号126）。

るものの，本研究ではこの9項目で合計した得点を身
体的ストレス反応の分析に用いることとした。それ以外の尺度については高い信頼性が得られた（α =.85－.95）。
各尺度において単純加算した得点を尺度得点と結果して採用した。得点が高いほど，有益マインドセット
本研究の分析にはHADver.16（清水, 2016）を（SMM-J），対人ストレス評価，対人ストレス経験，
身体ストレス反応，心理ストレス反応，人生満足度

用いた。

（SWLS）が高いことを示す。なお，対人ストレス評価と対人ストレス経験に関しては，それぞれ対人葛藤，

変数の作成と基礎統計量
各尺度の信頼性を確認するため，条件を合わせて

対人過失，対人摩耗の3つの下位尺度で構成される信頼性係数（Cronbachのα 係数）を算出した結果，が，橋本（2000）は合計点を対人ストレスの得点とし身体的ストレス反応尺度のみ信頼性係数が十分ではて分析に用いていること，本研究でも18項目のα 係なかった（介入前α ＝.63，介入後α ＝.68）。項目分析

数が高いことから，合算したものも対人ストレス評価

により，いずれかの項目を削除しても介入前後ともに得点及び対人ストレス経験得点として分析に用いた。

信頼性が著しく高くなることがなかった。個別の項目

介入条件別の各尺度の介入前後のα 係数，平均値及で分析することでは身体的ストレス反応の強さを見る

び標準偏差は，Table1の通りである。

ことができないため，信頼性の低さという問題点は残Table 1 各変数の平均値および標準偏差28

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Annual Report 202228

介入前の両条件のストレス・マインドセットの確認
事前調査（介入前）で得られたSMM-J得点で研究参加者をマッチングの上で両条件に割り振ったものてもストレス・マインドセットが介入前よりも介入後に上昇することが示された。両条件のストレス・マインド
セットの介入前後の値をFigure 1.に示す。

の，11名が有効回答から除外されたことから（事後合算した対人ストレス評価及び経験についても測調査までに6名が研究協力を中断，呈示文の内容理

定時期の主効果(評価，経験の順に，F (1,30)=6.73,

解問題で1名が不十分な理解，4名が回答の不備），

p =.02, η2p =.18; F (1,31)=5.63, p =.02, η2p =.15 )の介入前のストレス・マインドセットに条件間で相違がみが有意であり，介入条件の主効果(F (1,30)=1.80,

生じている可能性がある。

p =.19, η 2p =.06; F (1,31)=0.002, p =.96, η 2p =.000

そこで，介入前の両条件のSMM-J得点を従属変数)，交 互作用(F (1,30)= 0.05, p =.82, η 2p =.0 02;

として，介入条件間で対応のないt 検定を行った。そF (1,31)=.005, p =.94, η 2p =.000 )のいずれも有意での結果，有意な差はみられず（t (31)=0.89, p ＝.38，

はなかった。したがって，ストレス・マインドセットと

d =.30），事前のストレス・マインドセットには両条件

同様に，介入方法の違いによる対人ストレス評価及で違いがないことが確認された。

び経験への影響はなく，いずれの介入方法を用いても対人ストレス評価，経験のいずれも介入前よりも介介入条件の違いがもたらす影響の検討

入後に低減していた。なお，下位尺度については，対説明介入であるかエピソード介入であるかという介

人葛藤評価，対人過失評価，対人摩耗経験の測定

入の仕方によって，ストレス・マインドセット，対人スト

時期の主効果のみが有意であり（順にF (1,30)=4.92,

レス，主観的幸福感に与える影響が異なるのか，すな

p =.03, η 2p =.14; F (1,30)=12.56, p =.001, η 2p =.30；

わち3つの仮説として呈示したように，説明介入よりF (1,31)=5.29, p =.03, η 2p =.15），介入前より介入後もエピソード介入のほうがポジティブな効果をもたらのほうが対人葛藤評価，対人過失評価，対人摩耗経

すのかを検討するため，介入条件と調査の測定時期

験が有意に低くなっていた。その他の測定時期の主を独立変数，各尺度得点を従属変数とした2要因分

効果（対人摩耗評価F (1,30)=0.43, p =.52, η 2p =.01;

散分析を行った。

対人葛藤経験F (1,31)=2.07, p =.16, η 2p =.06; 対人過そ の 結 果 ，ストレス・マイ ンドセ ットに つ い

失経験F (1,31)=2.92, p =.10, η 2p =.86），介入条件のて は ，測 定 時 期 の 主 効 果 の み が 有 意 で あ り

主効果（評価，経験の順に，対人葛藤F (1,30)=0.43,

2p(F (1,31)=34.65, p =.000, η =.53)，介入条件の

p =.52, η2p =.01, F (1,31)=0.13, p =.72, η2p =.004 ; 対

主効果（F (1,31)=2.02, p =.17, η 2p =.06)，交互作用

人過失F (1,30)=0.43, p =.66, η 2p =.01, F (1,31)=1.21,

2p（F (1,31)=0.90, p =.35, η =.03)は有意ではなかっ

p =.28, η 2p =.04 ; 対人摩耗 F (1,30)=3.20, p =.08,

た。したがって，介入方法の違いによるストレス・マイη2p =.10, F (1,31)=0.06, p =.82, η2p =.002），交互作用

ンドセットへの影響はなく，いずれの介入方法を用い（評価，経験の順に，対人葛藤 F (1,30)=2.03, p =.16,

30.00
28.00
26.00
24.00
22.00
20.00
18.00
16.00

28.12
22.06

24.75

20.38

Figure1. 介入前後のストレスマインド・セット得点（SMM-J得点）の平均値
29

Annual Report 2022

Annual Report 202229η 2p =.06，F (1,31)=0.19, p =.67, η 2p =.006 ; 対人にF (1,29)=0.06, p =.81, η 2p =.002; F (1,28)=0.05,

過失F (1,30)=0.43, p =.52,η 2p =.01, F (1,31)=0.09,

p =.96, η2p =.002 )，介入条件の主効果(F (1,29)=0.39,

2pp =.77, η =.0.03 ; 対人摩耗 F (1,30)=0.00, p =1.00,

p =.54, η2p =.01; F (1,28)=0.75, p =.39, η2p =.03)，交η2p =.000, F (1,31)=0.10, p =.75, η2p =.003）は有意で互作用(F (1,29)=0.02, p =.90, η2p =.001; F (1,28)=0.17,はなかった。

p =.68, η2p =.006 )のいずれも有意ではなかった。

主観的幸福感の指標である人生満足度（SWLS）
についても，測定時期の主効果のみが有意であり
2p(F (1,31)=12.49, p =.001, η =.29)，介入条件の主2pストレス・マインドセットと各変数間の関連性
介入前後でのストレス・マインドセットとの関連性

効果(F (1,31)=0.16, p =.70, η =.005)，交互作用を検討するため，両条件を合わせた有効回答者で相(F (1,31)= 2.53, p =.12, η2p =.08)のいずれも有意では

関分析を行った。なお，ストレス・マインドセットと各なかった。したがって，両条件で介入前よりも介入後

変数との相関係数を含め，他の変数間の相関係数ので人生満足度が向上したことが示された。

値も含めてTable2に示す。介入前はストレス・マイン

以上の結果から，介入条件の有意な主効果はすべ

ドセットと全ての変数との間に有意な相関はみられての変数において見られず，仮説1から仮説3はいずなかった。しかしながら，介入後については，ストレれも支持されなかった。

ス・マインドセットと心理的ストレス反応との間にの併 せて，身体 的ストレス反 応 ，心 理 的ストレス

み有意な弱い負の相関（r ＝-.38, p <.05）がみられ，

反 応に対 する影 響 についても2要 因 分 散 分 析に介入後のSMM-J得点が高いほど，心理的ストレス反より検 討した 。その 結 果 ，測 定 時 期の主 効 果( 順

応が低くなることが示された。

Table 2 変数間の相間係数30Annual Report 2022

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30

考察

トレス・マインドセットが，対人ストレス評価や経験に直接的に影響を与えるわけではなく，何らかの媒

本研究の目的と結果の概観

介要因が存在するのかもしれない。

本研究の目的は,介入方法の違いがストレス・マイ

橋本（2005b）によれば，対人ストレスのインパ

ンドセット，対人ストレスの評価及び経験頻度の認

クトの強さは，対人葛藤,対人過失,対人摩耗の順に知，主観的幸福感のそれぞれに影響を与えるかどう

強いという。このことから，Table2に示したようにかの検討であった。研究参加者の半数には説明介

対人葛藤評価が対人過失評価，対人摩耗評価と介入文を呈示し，もう半数には個人の体験で構成した

入前後のいずれにおいても有意ないしは有意傾向

エピソード介入文を呈示し，介入前後で上述の各指の相関を有していた結果は，インパクトが強い対人標を測定した。

葛藤を感じると，それより弱い対人ストレスも認知

2要因分散分析の結果，仮説1，仮説2，仮説3のすることを意味する。橋本（2005b）の指摘と，介いずれも支持されなかった。しかしながら，どちら入前後の対人葛藤評価と対人葛藤経験との間，介の介入方法を用いてもストレス・マインドセットが有入後の対人摩耗評価と対人摩耗経験の間に有意な益側に変化し，対人ストレス評価と対人ストレス経相関がみられていたこと，さらに分散分析の結果を験を軽減し，主観的幸福感を高めることが示され合わせて考えると，ストレスのインパクトが強い対た。分散分析の結果においては身体的，心理的スト

人葛藤にはストレス・マインドセット介入により対人

レス反応はいずれの介入も効果は見られなかった

ストレス認知の低減をもたらすものの，それを経験が，介入後の心理的ストレス反応は介入後のストレしたという認知を低減させることは難しかったもの

ス・マインドセットと負の相関を示していた。このこと考えられる。本研究では，Lazarus & Folkmanとから，介入によってストレス・マインドセットが有（1984 本明他監訳1991）が述べるストレスに対益側に変化したことで，心理的ストレス反応が低減

処できるという 2次評価を測定していないが，これした可能性が示唆される。

を媒介要因とすることで，マインドセットの変容が評価と経験に与える影響を対人ストレスのインパク

ストレス・マインドセットと対人ストレスの関連性

トの強度に注目して検討できるかもしれない。

上述したように2要因分散分析の結果から，ストレス・マインドセットは，両介入によって有益方向へ増大し，さらに，両介入によって対人ストレス評価
も対人ストレス経験も低減することが示された。ま

3つの仮説はいずれも支持されなかったが，その理由として以下3つの可能性を指摘できる。

た，対人ストレス評価と経験の下位尺度を従属変数

第一に，呈 示文の事例がストレスのなかでも対とした分散分析では，対人葛藤と対人過失の評価，

人ストレスという測定対象に即していなかった可能

対人摩耗経験が介入前後で低減しており，介入によ性である。本研究のエピソード介入の内容は，登場り対人葛藤と対人過失は対人ストレスの認知段階

人物が有益ストレス・マインドセットによってストレに，対人摩耗は経験を認知する段階に影響を与え

スフルな状況に対する自分の思い込みを改めて自ていた。このことから，ストレス・マインドセットの身を勇気づけ，行動に移す内容ではあったが，登場変化に連動して対人ストレスの認知的評価が変化

人物と他者との間に葛藤，過失，摩耗が起こっていし，その連動の仕方が対人ストレスの内容によってる状況ではなかった。そのため，研究参加者は，有異なる可能性が考えられる。しかし，介入前後のい益ストレス・マインドセット自体の効果は理解できずれにおいてもストレス・マインドセットと対人ストたとしても，自分が経験している対人ストレスに当

レス評価及び経験の下位尺度との間には有意な相てはめて，その効果を想像できなかったかもしれな

関は見られなかったことから，対人ストレッサーのい。その結果，介入後の対人ストレス評価や対人ス

評価や対人ストレスを経験したという認知そのもの

トレス経験に大きな変化が見られなかった可能性

に対してはストレス・マインドセットは関連しないこがある。

とが示された。したがって，介入によって変容したス
31

仮説が支持されなかった理由

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第二に，エピソード介入群，説明介入群でそれAnnual Report 2022

31

ぞれ呈示した内容が想定したように理解されていへ促進しやすかったと考えることもできるだろう。

たかどうかという問題点が挙げられる。Ba ndu ra

このほか，必ずしも手続きが一定ではなかったこ（1997）によれば，自分自身とモデルとの類似性がとによる影響も挙げられる。14日間の一定期間を高ければ，モデルの成功や失敗に影響を受けやす要する調査であったことと，対面型の調査ではなく，モデルからかけ離れていると思えば，モデルのかったことから一斉に事前調査用紙を配布して介入

成功や失敗に影響を受けにくいという。本研究におを行う形式ではなく，研究参加者が事前調査に回いても，分散分析の結果においてエピソード介入群

答した日を起点として14日間の介入スケジュールがのみにおいてストレス・マインドセットや対人ストレ始まるようにした。また，調査を実施した2020年3

ス認知が変化していたわけではないことから，自分月から5月は，折しも，新型コロナウイルス感染症の自身の状況がエピソード介入のモデルからかけ離感染拡大に不安を覚え始めた時期である。それゆれていたことで影響されにくかった可能性がある。

え，介入開始時期によっては介入方法よりも個々人

また，McGonigal（2015 神崎訳2019）は，代理レのライフイベントがもたらすストレッサーの要因のジリエンスや代理成長の最も重要な要素は「心か変化がストレス認知やストレス反応の認知に影響しら共感すること」だと述べている。相手の苦しみをた可能性があった。

想像する，自分に置き換えて，その物語の中から相問題の冒頭で，仕事による強いストレスなどが原

手の強さに気づくことが代理成長を促す，としてい因で発病した精神障害のケースのうち約3割は対人る。もし，エピソード内容が研究参加者の抱える対関係が原因であったことを述べたが，職場での対人人ストレスと同じストレスを抱える当事者の事例でストレスが個人の健康を脅かすことは，その個人があったなら，読み終えた後にストレスに対処する自経済的に生活していけるかどうかに直 結する問題

分を思い描くことが容易であったかもしれない。本である。職場などで目的を持って行動し，目標を達研究のエピソードは，有益ストレス・マインドセット

成しようとする動機づけをワーク・モチベーションを理解するのには適していたかもしれないが，共感という（境,1981）。ワーク・モチベーションに関わを得るほどではなかったことで，代理経験の効果がる要因のうち，仕事の充実 感といった内的満足の小さかったと考えることができる。一方で，説明介効果が最も大きいものの，職場の仲間や上司との入群に呈示した文章は，ストレス・マインドセットと関係への満足感といった対人的満足も重要な役割

主観的健康や幸福感との相関関係や，ストレス反を果たしていることが指摘されている（境,1981）。

応についての一般的な機序で構成されていた。そその意味で，職場の対人ストレスに対処できること

れゆえ，客観的且つ科学的根拠に基づいたものとしはワーク・モチベーションを引き出すことにつながて受け取られ，興味や共感を引き起こす以上に信る。ストレスの捉え方を「ストレスは役に立つ」と憑性の高いメッセージとして評価された可能性もあいう捉え方に変化させることができれば，ソーシャ

る。いずれの介入条件でもストレス・マインドセット

ル・サポートというポジティブな対人関係の構築にが有益側に促進されたのは，上述のような呈示文

つながり，社会の一員として有用感のある活動がでの特徴が影響したことが考えられる。

きるのではないかと考える。

第三に，研究参加者の実験への動機づけの高さの影響も指摘できる。調査を途中で中断した人数（介

32

今後の課題

入後に事後アンケートを提出しなかった人数）は，Crum et al.（2013），伊藤・古屋（2019）の研究

説明介入群で5名，エピソード介入群で1名であり，説において，ストレス・マインドセットの介入が一定の

明介入群のほうが幾分多くなっていた。説明介入群効果を持つことが示されていたことから，本研究での呈示文は興味や共感が湧きにくいものとして想定

は要因配置に統制群を設けなかった。しかしながしたが，それが途中で協力を断念させた要因のひとら，研究参加者のストレス・マインドセットが有益側つとなっていたとも考えられる。それゆえ，事後アンへ変化した要因が介入によるものではなく，単に調

ケートまで回答した研究参加者は理解しようとする査を行った期間に自然に変化した結果だった可能

動機づけが高く，ストレス・マインドセットが有益側

性も捨てきれない。その点を確認するためにも統制

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群を設けて，改めて本研究の介入方法の効果を検

引用文献討する必要がある。また，14日間に渡る調査は，研究参加者に相応の負担をもたらしたと想像する。
呈示文の読みやすさや，1回の介入でストレス・マインドセットを変化させられるような効果的な介入へ

Bandura, A.(1997)．Self-Efficacy: The Exercise of Control .
New York: W. H. Freeman.
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Crum, A., Salovey, P., & Achor, S. (2013)． Rethinking

また，先行研究同様に，本研究でも介入によってstress: the role of mindsets in determining thestress response．Journal of Personality andストレス・マインドセットを有益側へ変容可能であること，そして，説明であってもエピソードであっても文章という簡便な方法で効果がもたらされることSocial Psychology, 104 , 716-733.
DeLongis, A., Coyne, J. C., Dakof, G., Folkman, S.,& Lazarus,
R. S.(1982). Relationship of daily hassles, upliftsが示された。日本人の年代別主観的幸福感は40代

and major life events to health status. Healthで最も低く，その一方で年代 別ストレス度は30〜
40代が最も高いことが報告されている（児玉・辻，Psychology, 1 , 119-136.
Diener, E., Emmons, R. A., Larsen, R. J., & Griffin, S. (1985).
The sat isfact ion w it h life sca le. Journal of2020；厚生労働省，2019b）。本研究の研究参加
者の平均年齢は38.70歳であり，上述した年代に相当する。そのような年代にあたる研究参加者においPersonality Assessment, 49 , 71-75.
橋本

94-102.
橋本

さらに主観的幸福感が高まることが示されている。
McGonigal（2015 神崎訳2019）が主張する通り，
ストレスの量そのものは減らなくても，ストレスに対する考え方やストレス認知，ストレス反応の認知は変容可能であることを意味している。ストレス・マインドセットが有益側になることで日々のストレスに対剛（2003）．対人ストレスの定義と種類--レビューと仮説生成的研究による再検討

静岡大学人文学部人文論集，54 （1），21-57．
橋本

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橋本

剛（2005b）．対人ストレッサー尺度の開発

静岡大学

文理学部文学科研究報告，56 ，45-71.
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する対処方法が変わり，その継続が精神疾病予防

rating scale，Journal of Psychosomatic Research,やその後の生き方にまで少なからず影響を与えるか

11 , 213-218.

もしれない。McGonigal（2015 神崎訳2019）は，

磯友輝子・三國志保（2021）. ストレス・マインドセット介入によるストレス認知への影響

Waltonの新入生への介入効果が卒業まで続いたことに触れ，新しいマインドセットに出会うと，それが自然と定着して自分のものとなることがマインドセッ
たった一度の介入であっても，そこから学んだメッ伊藤晃碧・古屋健（2019）．ストレス・マインドセットの変化が
主観的健康に与える影響

は，追跡調査を行うことで，ストレス・マインドセット

立正大学心理学研究年

報，10 ，37-50．
岩本（大久保）慧悟・竹橋洋毅・高史明（2020）．ストレスマ
インドセット尺度の邦訳および信頼性・妥当性の検セージを人々は忘れることなく，そのマインドセッ
トを持続し続けるということである。今後の研究で日本応用心理学会第87回大会発表論文集，66.

ト介入の注目すべき点であると述べている。つまり，

討

心理学研究，90 ，592-602．

Kanner, A. D., Coyne J. C., Schaefer C., & Lazarus R. S.
(1981). Comparison of two modes of stressの定着がみられるのか，主観的健康及び対人ストレ

measurement: daily hassles and uplifts versus

スの認知に変化はみられるのかを確かめることで，major life events. Journal of Behavioral Medicine,

介入の効果の持続性を明らかにすることができるで

4 , 1-39.

あろう。研究参加者への負担が少なく，効果的で，介入後の変化が持続する方法が見出されれば，従来のストレス・コーピングとは違ったストレス対処法として広く受け入れられるものと期待できる。
33

教育心理学研究，48 ,的スキル・対人方略の関連て，介入後にストレス・マインドセットが有益側に変化し，ストレス認知や心理的ストレス反応が低減し，剛(2000). 大学生における対人ストレスイベントと社会

Annual Report 2022

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加藤

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Annual Report 2022

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34

Appendix
説 明 介 入 群 の 1 回 目 の 介 入 呈 示 文 「 す べ て は 思 い 込
Appendix

み 」

説明介入群の1回目の介入呈示文「すべては思い込み」

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35

エ ピ ソ ー ド 介 入 群 の 1 回 目 の 介 入 呈 示 文 「 す べ て は
思 い 込 み 」

エピソード介入群の1回目の介入呈示文「すべては思い込み」

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説 明 介 入 群 の ２ 回 目 の 介 入 呈 示 文 「 新 し い 反 応 の しか た 」

説明介入群の2回目の介入呈示文「新しい反応のしかた」

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エ ピ ソ ー ド 介 入 群 の 2 回 目 の 介 入 呈 示 文 「 新 し い 反
応の し か た 」
エピソード介入群の2回目の介入呈示文「新しい反応のしかた」

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Effect of stress mindset intervention focusing on interpersonal stress on stresscognition
Shiho Mikuni（Senior High School at Sakado, University of Tsukuba ）Yukiko Iso（School of Motivation and Behavioral Sciences, Tokyo Future University ）Abstract
The purpose of the present study was to examine how “stress-is-enhancing” mindset affects stress cognition in
relation to interpersonal stress and subjective well-being. In addition, we examined the relationship between “stressis-enhancing” mindset and physical and psychological stress responses. Half of the participants (33 males andfemales, aged 21 to 61 years) were given explanatory texts based on statistical findings on "stress-is-enhancing”
mindset (explanatory intervention group), and the other half were given episodes of people who were able to copewith stress due to "stress-is-enhancing” mindset. We predicted that the latter group would have a more "stress-isenhancing” mindset, less perceived interpersonal stress, and better subjective well-being than the former group，
but the results did not supported any of the hypotheses. A possible reason why the hypothesis was not supported
may be that the stress in the intervention statements did not correspond to interpersonal stress, and that the personin the episodes was not considered as a "modeling" target. However, since both interventions had positive effects
on dealing with stress, it was expected that the method of changing the stress mindset in text intervention may beeffective as a new stress coping method different from the conventional method of coping with stress.
Key Words : stress mindset, interpersonal stress, intervention method―2021.11.12受稿,2022.01.20受理―

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