大学生の日常的な感謝感情および感謝された経験と他者志向的達成動機（伊藤・平井）

大学生の日常的な感謝感情および感謝された経験と他者志向的達成動機
1）

伊藤目

忠弘

平井花

的

他者志向的達成動機は，自分のパフォーマンスに対する他者の期待に応えようとして，あるいは自分を応援してくれたりサポートを与えてくれた相手への「恩返し」として，自らの課題達成に努力する動機づけである。
他者志向的達成動機の強さや「自分のため」に努力する自己志向的達成動機との関係づけの仕方には個人差があり，これまで親の養育態度や親が自分に対して抱いている期待の大きさや内容との関連が指摘されてきた（伊藤，2012）。
例えば，周囲の人から受け入れられるような人間になってほしいといった「社会的受容」を親から期待されている大学生では，他者志向的達成動機を重視する傾向や自己志向的達成動機と他者志向的達成動機を統合して捉える傾向が認められた。また有名な大学や企業に入ってほしいといった「社会的成功」を期待されたり，自分の子どものことを周囲の人に自慢したり誇りにしたいといった「見栄」を抱かれたりすることは，親の養育態度として受容性を低く評価している大学生で他者志向的達成動機の獲得を
1） 本研究は平成 24 年度学習院大学人文科学研究所「特別共同研究プロジェクト」の援助を受けて実施された。

159

大学生の日常的な感謝感情および感謝された経験と他者志向的達成動機（伊藤・平井）促していた。しかしそれと同時にこのような大学生は，期待に応えなければいけないといった心理的プレッシャーから他者志向的達成動機に対する負担感を持っていたり，他者志向的達成動機の「他者のため」という意識に懐疑的でむしろ利己的な動機に基づくと捉えるような否定的な態度も保持していた。この結果は，親が自分に対して受容的でないと認知するとき，それを補償するために親の期待に応えて親からの受容を手に入れようとして達成行動に従事するが，そのような場合には負担感も感じやすく，その結果として他者志向的達成動機にアンビバレントな態度を形成させたと解釈された。このように親との関係性は親の期待が達成動機のあり方に及ぼす影響の調整変数となっている可能性が示唆されている（伊藤，2012）。
他者志向的達成動機が獲得される背後に重要な他者から期待されたりサポートを受け取った経験があることはごく自然に予想されるが，このことは大学生に対してそれまでの達成経験について尋ねた面接調査からも明らかにされている。そこでは自分の受験勉強や部活動に対してサポートを与えてくれる親や教師，部活動のコーチといった重要な他者に対して感謝の感情が語られることが多かった。それと同時に重要な他者の期待に応えて行動することによって，周囲の人から喜ばれたり感謝されることに対して逆に喜びを感じるといった意識も語られることがあった（伊藤，2006）。
実際，自己・他者志向的達成動機への態度尺度（伊藤，2012）のなかの他
者志向的達成動機と自己志向的達成動機の統合について測定する項目には，「周りの人のために頑張ったとしても，その人が喜んだりしてくれることが，結局は自分の満足感につながるものである」といった項目が含まれている。確かに他者志向的達成動機が獲得されるには，他者からの期待に応えようとしてなされたパフォーマンスが他者を満足させて，それによって自分が肯定的に評価されるなどして強化されることが必要であろう。
これらのことを踏まえると，他者志向的達成動機を重視している人や他者志向的達成動機と自己志向的達成動機を区別せず統合させて捉えている
人は，これまで他者からサポートを受けてそれに感謝するという経験や他
160

大学生の日常的な感謝感情および感謝された経験と他者志向的達成動機（伊藤・平井）

者からの期待や要請に応えて感謝されるといった経験を繰り返し体験してきたかもしれない。言い換えれば，親の養育態度や期待と他者志向的達成動機の獲得をつなぐ媒介要因としてこのような経験の存在が仮定されるということである。さらに日常的に感謝を伝えるべき「何かを相手がしてくれているかどうか」という観点で他者の行為を捉えたり，逆に自分の行為が他者から好意的に受け取られて「感謝されているかどうか」という観点で他者の行為を捉えることが習慣化し，そのような構えが作り上げられているかもしれない。もしそうだとすれば，日常的に他者に対して感謝の感情を抱くことや他者から感謝されることをますます多く経験すると考えられる。
そこで本研究では，日常生活における対人的な感情経験，特に感謝に関連した感情の抱きやすさについて，他者志向的達成動機に対する態度，親の養育態度，親から期待されている内容と大きさとの関連を検討する。感情経験については，特定の感情を経験しやすいかどうかを直接尋ねることも 1 つの方法ではあるが，回顧的に感情経験を自己報告させることに伴う歪みと，日常的に日々感じられている感情経験に焦点化するため，一定の期間に複数回，現時点で「今ここで」感じている感情を報告させるという方法で測定を行うことした。これによって実際の日常的な感情体験により一層迫ることができると考える。また感謝されるという日常的な経験と他者志向的達成動機に対する態度との関連も検討する。こちらも他者から感謝されることが多いかどうかを直接回答させることも可能であるが，日常的な経験を直接捉えられるように，一定の期間内で一日の経験として感謝されることの有無を毎晩報告させるという方法で測定する。本研究の仮説は以下の通りとなる。
①日常的に肯定的な対人的な感情（特に感謝に関連した感情）を感じることが多い人は，他者志向的達成動機に対して肯定的であり，親からの受容性を高く認知しており，親からの期待，特に周りの人から受け入れられてほしいといった社会的受容の期待を高く認知する傾向がある。
161

大学生の日常的な感謝感情および感謝された経験と他者志向的達成動機（伊藤・平井）②他者から感謝される出来事を多く経験する人は，他者志向的達成動機に対して肯定的であり，親からの受容性を高く認知しており，親からの期待，特に周りの人から受け入れられてほしいといった社会的受容の期待を高く認知する傾向がある。

方法

研究参加者
心理学関連の授業を受講している四年制の私立大学に通う大学生に対して研究参加を依頼した。依頼を受諾して感情経験についての 1 週間の調査に参加し，最終的に調査終了時まで継続した大学生は 126 名（男性 68名；女性 57 名；不明 1 名）であった。このうち質問紙調査にも回答した者は 105 名（男性 59 名：女性 45 名；不明 1 名）であった。
携帯電話（スマートフォン）を用いた感情経験の継時的調査（1）研究参加者は，1 日 3 回 7 日間にわたって研究者より携帯電話（スマートフォン）に送られるメールを通して，リアルタイム評価支援システム（REAS）上に作成された質問票にアクセスして，その時点での感情状態について回答した。感情状態は 6 つの基本情動（喜び，怒り，悲しみ，嫌悪，驚き，恐怖）に対応する形容詞等（本研究とは別の研究のために測定されたもので本論文では報告されない）に加えて，「感謝を感じている」，「孤独な」，「安心な」，「ありがたい」，「心配した」，「人への信頼感を感じている」の 6 つの対人的な感情について「まったく当てはまらない」から「非常に当てはまる」の 5 件法で尋ねた。
（2）各日 3 回目の調査時には，その日の 6 つの基本情動を感じさせた出来事の有無と，出来事がある場合にはその内容，その際の感情の強さと自分にとっての重要度について 5 件法で回答させた。さらに「他者に感謝した出来事」と「他者から感謝された出来事」についてもその有無とその内162

大学生の日常的な感謝感情および感謝された経験と他者志向的達成動機（伊藤・平井）容，強さ，重要度について同様に 5 件法にて回答させた 2）。
回答依頼のメールは研究参加者が大学生であることを考慮し，授業時間にかからないように，お昼休みにあたる 12 時過ぎ，4 限終了後にあたる
午後 4 時過ぎ，および午後 9 時過ぎにメール送信した。研究参加者にはあらかじめメール配信のおよその時間を伝えたが正確な時間は指定せず，メールを受信したら可能な限りすぐに回答するように依頼した 3）。
（3）研究開始から 8 日目に，調査に回答した 7 日間を振り返らせて，（1）の感情語について回答させるとともに，6 つの基本情動を感じさせた
出来事および感謝した出来事・感謝された出来事について最も印象に残っている内容を 1 つとその感情の強さと重要度を回答させた 4）。
調査は研究参加者を 2 つのグループに分けて 2012 年 12 月中旬と 2013年 1 月初旬にそれぞれ分けて実施した。研究参加者には事前の説明で，8日間すべての調査に回答することを条件に謝礼と授業における研究参加点が与えられることが伝えられていた。事前の説明会に参加した研究参加者
は，調査開始時には 142 名であったが，1 週間の研究実施期間の途中で回答をしなくなったり，自ら参加の辞退を申し出た者が 3 名いた。また回答への遅れを含む未回答が全体の 50％ を超えた参加者 2 名と対人的な感情の回答で同じ反応が連続していると判断された参加者 11 名の回答は分析には含めなかったが，それ以外の学生の未回答についてはその日の他の 2回の平均値を充てて分析に加えることとした。
質問紙調査（1）自己・他者志向的達成動機への態度尺度

伊藤（2012）で使用した25 項目を 6 件法で回答させた。「自己志向的動機の重視」，「他者志向的動
2） 内容と重要度の分析は本論文では報告されない。
3） 実際の回答時間にはばらつきが見られた。次の回答依頼のメールが送信されるまでに回答されなかった場合や各日 3 回目の調査ではその回答が翌日の早朝になされたような場合は，その回の回答は未回答とした。
4） 8 日目に想起された出来事については本論文では報告されない。

163

大学生の日常的な感謝感情および感謝された経験と他者志向的達成動機（伊藤・平井）

機の重視」，「他者志向的動機への負担感」5），「他者志向的動機の利己性の6），「自己・他者志向的動機の統合」の 5 つの下位尺度に対応する 5認知」

項目ずつによって構成されている。
（2）父親・母親の養育態度 伊藤（2012）で使用した Parental bonding
instrument 日本語版（小川，1994）から抜粋した受容性を測定する 4 項
目と自律性を測定する 4 項目の計 8 項目を父親，母親の順番で，高校時代までの親の態度についてそれぞれ 6 件法で回答させた。
（3）親の期待の認知

親の期待の内容について伊藤（2012）で使用した20 項目を 6 件法で回答させた。「社会的成功」，「社会的受容」，「自己実現」，「親孝行」，「見栄」の 5 つの下位尺度に対応する 4 項目ずつによって構成されている。これに加えて親から期待されていたかどうかを直接尋ねる項目を父親，母親それぞれについて 6 件法で回答させた。
上記の項目を本論文では報告されない他の尺度項目とともに 1 冊の冊子にまとめ，授業の一部を用いて集団状況で 2013 年 1 月中旬に実施した。

結果

各変数の得点化と性差

平均的感情経験と回顧的感情

1 日 3 回を 7 日間，計 21 回にわたって回答した個々の感情評定の平均値を，1 週間の平均的感情経験の得点とした。また「感謝を感じている」（感謝）と「ありがたい」（ありがたさ）の平均値をもって「感謝感情」の得点とした（両者の相関は r＝.94）。
6 つの対人的な感情と感謝感情の平均的感情経験得点の性差を検討するため，t 検定を行った。
「感謝を感じている」（M＝3.1 vs 2.6; t＝3.3），「あ5） 伊藤（2012）では「他者志向的動機の否定的側面の認知」という下位尺度名を付しているが，尺度項目の内容を再検討し名前を変更した。
6） 伊藤（2012）では「他者志向的動機の自己志向的動機への還元」という下位尺度名を付しているが，尺度の内容を再検討し名前を変更した。

164

大学生の日常的な感謝感情および感謝された経験と他者志向的達成動機（伊藤・平井）

りがたい」（M＝3.2 vs 2.7; t＝3.1），「人への信頼感を感じている」（信頼感）（M＝3.2 vs 2.6; t＝4.1），感謝感情（M＝3.1 vs 2.7; t＝3.3）で有意差が認められ（p＜.01），女性が肯定的な対人的な感情および感謝感情を多く経験していた。また「安心な」（安心）（M＝2.9 vs 2.6）も女性が高かったが（t＝2.55, p＜.05），「孤独な」（孤独感）と「心配した」（心配）という否定的な感情では性差は認められなかった（表 1）。
表1

感謝

対人的な感情および感謝感情の性差

孤独安心ありがたさ

心配信頼感

感謝感情

性別 M SD M SD M SD M SD M SD M SD M SD
平均感情

男性 2.6 0.9 2.3 0.9 2.6 0.6 2.7 0.9 2.3 0.7 2.6 0.8 2.7 0.9
女性 3.1 0.8 2.2 0.8 2.9 0.7 3.2 0.7 2.4 0.8 3.2 0.7 3.1 0.7

回顧感情

男性 3.2 1.2 2.3 1.1 2.7 1.1 3.1 1.2 2.5 1.2 2.9 1.1 3.1 1.1
女性 3.4 1.1 2.1 1.2 2.8 1.2 3.4 1.1 2.7 1.3 3.2 1.1 3.4 1.0

8 日目に 1 週間を振り返って回答された回顧的な対人的な感情の得点についても性差を検討した。その際，同様に「感謝を感じている」と「ありが た い」の 平 均 値 を 回 顧 的 な 感 謝 感 情 の 得 点 と し た（両 者 の 相 関 はr＝.60）。平均的感情経験で性差が認められた肯定的感情についてはいずれも女性が男性よりも高く評定していたが，t 検定の結果では有意差は認められなかった。平均的感情経験得点と比較すると，感謝，ありがたさ，信頼感，感謝感情の評定値は，いずれも平均的感情得点よりも高くなっていた（表 1）。
対人的な感情の平均的感情経験の得点間の相関では，感謝，ありがたさ，信頼感の三者間に高い相関（rs＞.86）が認められた。また安心と上記 3つの感情の間にも高い相関が認められた（rs＞.64）。この結果は性別ごとに分析した場合でも一貫していた。さらに孤独感と心配に中程度の相関（r＝.40）が認められたが，性別ごとの分析ではこの相関は女性で高く（r＝.60），男性で低かった（r＝.26）。
165

大学生の日常的な感謝感情および感謝された経験と他者志向的達成動機（伊藤・平井）

回顧的感情の得点間の相関では，感謝，ありがたさ，信頼感の三者間に高い相関（rs＞.55）が認められた。また安心と上記 3 つの感情の間にも高い相関が認められた（rs＞.27）。さらに孤独感と心配に中程度の相関（r＝.27）が認められたが，性別ごとの分析ではこの相関は女性で高く（r＝.38），男性で低かった（r＝.17）。
また平均的感情経験得点と回顧的感情得点の相関を感情ごとに検討した
ところ，いずれも .50 前後の相関が認められた。

自己・他者志向的達成動機への態度

自己・他者志向的達成動機への態度尺度の 5 つの下位尺度（自己志向的動機の重視，他者志向的動機の重視，他者志向的動機への負担感，他者志向的動機の利己性の認知，自己・他者志向的動機の統合）の性差を検討した。伊藤（2012）と同様に，他者志向的動機の重視（M＝3.6 vs 3.2; t＝2.2, p＜.05）と自己・他者志向的動機の統合（M＝4.7 vs 4.2; t＝3.5, p＜.01）で女性が男性よりも得点が高かった（表 2）。
表2

自己・他者志向的達成動機への態度の性差

自己重視

他者重視

負担感

利己性

性別M

SDMSDMSDMSDMSD

男性
女性

4.0
3.7

0.9
0.8

3.2
3.6

0.8
0.7

3.8
4.1

0.7
0.7

4.2
4.3

0.7
0.8

4.2
4.7

0.8
0.6

養育態度

統合

養育態度については父親・母親の得点を平均して養育態度得点とした（受容性と自律性それぞれの父母間の相関は，いずれも r＝.45）。
2 つの下位尺度（受容性と自律性）の性差を検討したところ，受容性（M＝4.8 vs 4.4; t＝2.5, p＜.05），自律性（M＝4.8 vs 4.5; t＝2.1, p＜.05）
いずれも女性が男性よりも得点が高かった。

166

大学生の日常的な感謝感情および感謝された経験と他者志向的達成動機（伊藤・平井）親の期待の認知期待の内容の 5 つの下位尺度および大きさの認知についても父親・母親の得点を平均して得点化した（5 つの下位尺度の父母間の相関は rs＞.52，期待の大きさの父母間の相関は r＝.55）。各得点の性差を検討したところ，「社会的受容」（M＝5.0 vs 4.5; t＝3.0, p＜.01）と「自己実現」（M＝5.0 vs 4.6; t＝2.3, p＜.05）で女性が男性よりも得点が高かった（表 3）。
表3

親の期待の認知の性差

社会的成功 社会的受容 自己実現

親孝行

見栄

期待大きさ

性別

M

SD

M

SD

M

SD

M

SDM

SDM

SD

男性女性

3.8
3.6

0.9
0.8

4.5
5.0

0.9
0.7

4.6
5.00.9
0.7

3.5
3.8

0.9
0.7

3.5
3.5

0.9
1.0

4.3
4.2

1.1
1.0

対人的な感情経験と達成動機への態度，養育態度，親の期待の認知の相関
上記の分析でいくつかの変数で性差が確認されたため，以下の相関分析については性別ごとにも検討を行った。

自己・他者志向的達成動機への態度

1 週間の平均的感情では，女性で感謝感情とその個別感情（感謝，ありがたさ）および信頼感を平均して感じていた人ほど，自己・他者志向的達成動機を統合して捉える傾向が認められた。また男性でも信頼感を感じている人が自己・他者志向的達成動機を統合していた。一方，「孤独な」や「心配した」といった否定的感情を平均して感じていた男性は，他者志向的達成動機に負担感を感じたり，その利己性を高く認知するなど，他者志向的達成動機を否定的に捉える傾向が認められた。しかし女性ではこの傾向は見られず，逆に他者志向的達成動機を重視する傾向が認められた（表 4）。
回顧的感情では，感謝感情とその個別感情および信頼感で自己・他者志167

大学生の日常的な感謝感情および感謝された経験と他者志向的達成動機（伊藤・平井）

表4

自己重視

他者重視

他者否定

還元

統合

達成動機への態度と平均的感情経験の相関

感謝

孤独

安心

ありがたさ

心配 信頼感 感謝感情

-.02

.03

-.05

-.01

.02

-.05

-.02

.10
-.11

.00
.05

.01
-.05

.10
-.08

.09
-.01

.02
-.04

-.10

.16
.13
.00

.22
.09
.38

.16
.15
.02

.14
.11
.00

.22
.09
.35

.16
.16
-.09

.15
.12
.00

.12
.00

.26
.32

.14
-.03

.14
.01

.24
.36

.15
.05

.13
.01

.14

.14

.22

.20

.03

.12

.17

.03

.18

.00

.02

.15

.02

.03

-.08.05.19.11-.11.02-.09.07.30-.04-.04-.04-.09.07.22.12.25

.01
.00
.06

.19.15.15.25.13.31.13.17
-.04

.28
.21.23.24.12.29.10

上段：男女込み；中段：男性；下段：女性向的動機の統合との間に .20 前後の弱い正の相関が認められた。さらに女性では，感謝感情とその個別感情および心配を報告するほど，自己志向的達成動機を重視しない傾向，孤独感や心配を感じており安心を感じていないほど，他者志向的達成動機を重視する傾向が認められた。男性では安心と自己志向的動機の重視，信頼感と他者志向的動機の重視の間に相関が認められた（表 5）。

養育態度

男女ともに感謝感情とその個別感情および信頼感を平均して感じていた人ほど親から受容されていたと認知していた。また男女とも信頼感を平均して感じていた人ほど親から自律的に行動することを促されていたと認知していた。一方，感謝感情およびその個別感情と自律性の間で168

大学生の日常的な感謝感情および感謝された経験と他者志向的達成動機（伊藤・平井）
表 5 達成動機への態度と回顧的感情の相関

感謝

孤独

安心

ありがたさ

-.05

-.08

.20

-.01

-.10.00

-.03

.07

-.13

.22

.13

.09

.06

.11

-.24.00

.21

-.16

-.30

.01

-.23

他者重視

.16
.11
.05

.14
.04
.37

-.07
.11
-.32

.09
.18
-.07

.08
-.02
.30

.09
.28
-.20

.14
.16
-.01

他者否定

.06
.10
-.15

.15
.19
.14

-.15
-.11
-.16

.08
.05
.14

.10
.05
.17

-.07
-.15
.04

.08
.08
-.01

還元

-.02
-.04
-.18

.05
.06
.08

-.17
-.17
-.11-.15-.13-.12.03
.18
-.08

-.03
-.02
.04

-.09
-.10
-.17

統合

.21
.23
.22

.02
-.02
.08

.04
.05
-.02

.23
.17
.18

.21
.13
.12

.26
.22
.16

.24
.21
.23

自己重視

心配 信頼感 感謝感情

上段：男女込み；中段：男性；下段：女性
表6

平均感情

受容性

自律性

回顧感情

受容性

自律性

養育態度と対人的な感情の相関

感謝

孤独

安心

ありがたさ

.29

-.13

.20

.28

.02

.27

.29

.28

-.12.13

.25

.22

-.13

.21

.23

.04
-.10

.21
.24

.27
.23

.31
.38
.12

-.16
-.16
-.12.25
.26
.18

.32
.40
.13

-.03
-.12.39.38.32.39.00.34.12.19-.16.18.32.12.26.28.24-.17.14.34.08.17.31.10-.15.22.20.00.28.17.33.40-.16-.24.17.23.28.36-.03-.07.31.33.34.42.25-.04.02.02-.17.16.14

上段：男女込み；中段：男性；下段：女性

心配 信頼感 感謝感情169

大学生の日常的な感謝感情および感謝された経験と他者志向的達成動機（伊藤・平井）は，男性で正の相関が認められたが，女性ではその相関が小さかった。またこれと同様の結果が回顧的感情でも確認された（表 6）。

親の期待の認知男女ともに感謝感情およびその個別感情を平均して感じていた人ほど，親から自己実現や社会的な受容を期待されていたと認知していた。また親の期待の大きさとも相関が認められ，期待自体も高く認知していた。また他者への信頼感を平均して感じていた人ほど，親から自己実現を期待されていると認知し，期待自体も高く認知していた。一方，
表7親の期待と平均的感情経験の相関感謝

孤独安心 ありがたさ 心配 信頼感 感謝感情

.06
社会的成功 .16
-.06

-.02
-.08
.01.18.30
.09

.05
.19
-.10-.01.22
-.26

-.02
.14
-.21.05.18-.08

社会的受容.31.24
.31

-.16
-.20-.10.24.17.25.28.22.25

.04
-.05
.04

.25
.17
.21.30.23.28

自己実現.41.36.44

-.24
-.28
-.18.29.27.27.41.37
.42

-.07
-.16-.06.39.33.42.42.36.44

親孝行.10.09-.01.28.21.39.13.13.05.11.13-.06.25.27.16.09.15-.16.10.11-.03

見栄.17.09
.26

.00
.08
-.14.18.08.26.18.11.27-.02.21-.29.11.07.14.18.10.27

期待大きさ.24.20.32-.14-.16-.14.23.14.34.27.21.38-.14-.12-.18.26.17.44.25.21.35

上段：男女込み；中段：男性；下段：女性
170

大学生の日常的な感謝感情および感謝された経験と他者志向的達成動機（伊藤・平井）

孤独感や心配を感じていた人は，親孝行が望まれていると認知する傾向が認められた（表 7）。
回顧的感情では，男性では感謝感情およびその個別感情を高く報告した人ほど，親から自己実現や社会的成功を期待されていると認知する傾向が認められたが，女性では逆に社会的成功を期待されていないと認知する傾向が認められた。また心配を報告した男性は，親孝行の期待や親の見栄を認知していた。さらに安心を報告した男性は，社会的成功や自己実現の期待を認知していた。一方，孤独感を報告した女性は，親孝行が望まれてい表8親の期待と回顧的感情の相関

感謝

孤独

安心

ありがたさ.04
社会的成功 .19-.22.04-.03.16.12.30
-.08

.01
.28
-.32

.02
.26
-.19.02.21-.14.03.26-.31

社会的受容.14.06.26-.14-.26.06.22.22.26.21.25.03.09.16-.23.18.09.22.20.17.17

自己実現.27.30
.24

-.16
-.29.05.24.31.13.33.45.03-.07-.05-.29.26.26.15

.34
.41
.15

親孝行

.08
.13
-.07

.15
.04
.33

.09
.07
.13

-.03
-.04
-.06

.26
.32
.10

.07
.06
.02

.03
.04
-.07

見栄

.04
.12
-.12.00
.02
-.01

.09
.19
.00

.03
.08
.01

.08
.36
-.21

.12
.14
.16

.04
.10
-.06

期待大きさ

.25
.26
.24

-.02
-.05
.04

.11
.17
.03

.07
.14
.01

.01
.12
-.11

.15
.19
.16

.18
.22
.14

心配 信頼感 感謝感情

上段：男女込み；中段：男性；下段：女性
171

大学生の日常的な感謝感情および感謝された経験と他者志向的達成動機（伊藤・平井）ると認知する傾向が認められた（表 8）。
感謝した出来事・感謝された出来事の分析
各日の 3 回目の調査時に尋ねたその日の感謝した出来事・感謝された出来事の有無について，1 週間の出来事数を単純合計して出来事の指標（最小値 0～最大値 7）とした。まず性差を検討したところ，女性が感謝した
出 来 事（M＝3.1 vs 1.6; t＝4.6），感 謝 さ れ た 出 来 事（M＝1.4 vs 0.8; t＝3.0）を共に多く挙げていた（p＜.01）。感謝した出来事と平均的な感謝感情およびその個別感情とは正の相関（rs＞.31）があり，信頼感とも正の相関（r＝.36）が認められた。これらは感謝された出来事との相関は小さかった（rs＜.18）。感謝した出来事と感謝された出来事の間には正の相関（r＝.47）が認められた。

相関分析

1 週間の出来事と各変数間の相関係数を検討した。以下，.20以上の相関が認められたものを記す。感謝した出来事数との相関では，男性で社会的成功（r＝.28）のみであった。感謝された出来事では，男女全体で自律性（r＝.22），男性で他者志向的動機の重視（r＝.25），女性で自己・他者志向的動機の統合（r＝.24），自律性（r＝.28），社会的成功（r＝−.23），社会的受容（r＝.21），自己実現（r＝.34）で相関が認められた。

分散分析

1 週間の感謝した出来事（0 個，1～2 個，3 個以上）と感謝された出来事（0 個，1 個，2 個以上）の数でそれぞれ研究参加者を群分けし，各変数に対してそれぞれ群（3）×性別（2）の分散分析を実施した。
達成動機への態度の分析では，感謝した出来事の主効果および交互作用は認められなかった。感謝された出来事の主効果は，他者志向的動機の重視（F（2,98）＝5.0，p＜.01）で有意であり，2 個以上の群（M＝3.8）が 0個の群（M＝3.3），1 個の群（M＝3.1）よりも他者志向的達成動機を重視
し て い た。さ ら に 自 己 志 向 的 動 機 の 重 視（F（2,98）＝2.9, p＝.06），自172

大学生の日常的な感謝感情および感謝された経験と他者志向的達成動機（伊藤・平井）己・他者志向的統合（F（2,98）＝3.0, p＝.06）で有意傾向が認められ，2個以上の群（それぞれ M＝3.5; M＝4.8）が 0 個の群（M＝3.9; M＝4.3），1 個の群（M＝4.0; M＝4.2）よりも自己志向的達成動機を重視せず，自己・他者志向的達成動機を統合する傾向が認められた。
養育態度の下位尺度得点についても上記と同様の分散分析を実施したが，感謝した出来事，された出来事の主効果および交互作用は認められなかった。
親の期待内容および大きさの認知についても同様の分散分析を実施したが，感謝した出来事，された出来事の主効果はいずれも認められず，「社会的成功」でのみ感謝した出来事と性別の交互作用が有意であった（F（2,93）＝3.9, p＜.05）。女性では感謝した出来事が 0 個の群（M＝3.9）が 1～2 個の群（M＝3.5），3 個以上の群（M＝3.5）より親の社会的成功の期待を高く認知していたが，男性では 3 個以上の群（M＝4.4）が 0 個の群（M＝3.6），1～2 個の群（M＝3.6）より高く認知していた。

考察

本研究では日常生活に大学生が感じている対人的な感情経験，なかでも感謝に関連した感情経験を，1 週間にわたって携帯電話（スマートフォン）を利用して即時的に「今ここで」感じている感情を報告させるという方法で測定を行った。そして感謝感情と他者志向的達成動機への態度や過去の親との関係性，すなわち親の養育態度や親から期待された大きさやその内容との関連を分析した。また感謝する経験とは逆に，他者から感謝されるという経験についても 1 週間にわたって毎日報告させ，そのような経験と達成動機，養育態度，期待の認知との関係を検討した。
まず日常的に感謝感情や信頼感など肯定的な対人的な感情を多く経験している人の方が，自己志向的達成動機と他者志向的達成動機を統合して捉える傾向が認められ，他者志向的に達成行動に従事していることが示唆さ
173大学生の日常的な感謝感情および感謝された経験と他者志向的達成動機（伊藤・平井）れた。特にこの傾向は女性で顕著であったが，同時に孤独感や心配を経験しているほど，他者志向的達成動機を重視する傾向も認められ，否定的な対人的な感情を補償しようと無理をして他者志向的に動機づけられている可能性も示唆される。また男性では逆に孤独感や心配を経験しているほど他者志向的達成動機の否定的側面を認知しやすいことも示唆された。このような性差の起源については本研究では明らかにされておらず，今後検討を重ねる必要がある。
また日常的に感謝感情を多く経験している人の方が親からの受容性を高く認知しており，男性では自律性の認知とも相関していた。親との温かい関係が他者から自分への肯定的行為に気づきやすくさせるような基盤を形成することを示唆しており，仮説を支持する結果であった。ただし親から自律的に振る舞うことを促されることがなぜ他者への感謝感情の経験を促進するのかについて，その過程については今後の課題である。
さらに日常的に感謝感情を多く経験している人の方が自己実現や社会的な受容を期待されていたと認知しており，期待自体も高く認知しているという結果が得られ，こちらも仮説を支持するものであった。他者から期待されることや，なかでも親からの社会的受容と自己実現の期待は，いずれも先行研究において他者志向的達成動機の獲得との関連が示唆された変数である。親の養育態度の結果と合わせて考えると，親との関係性（養育態度や親からの期待）から他者志向的達成動機の獲得への過程を周囲の他者への感謝の経験が媒介している可能性を強く示唆している。
他者から感謝されるという経験についても仮説を支持する結果が見いだされた。分散分析では，感謝される経験の多い人で，他者志向的達成動機を重視し，それを自己志向的達成動機と統合する傾向が認められた。分散分析では他の指標との関係は明らかにならなかったが，相関分析では女性において，感謝される経験を多く報告した人ほど自己志向的動機と他者志向的動機を統合して捉え，親から自律的に振る舞うよう促され，社会的な受容や自己実現を親から期待されていると認知している傾向が弱いながら174

大学生の日常的な感謝感情および感謝された経験と他者志向的達成動機（伊藤・平井）も認められた。この結果は感謝感情の結果に対応しており，また感謝した出来事の数と感謝された出来事の数の間には中程度の正の相関があることから，親との関係性をある程度基盤にして，感謝したりあるいは感謝されたりという経験が，他者志向的達成動機を含む一般的な「他者志向性」のようなものをを形成，強化していくというプロセスが窺える。
本研究の問題点としては，即時的感情を測定するということで研究参加者への負担が大きく，調査からの脱落者が少なからず生じ，特に調査後半
では同じ回答が連続するなど一種のマンネリ状態に陥っていたことも否定できない。また参加者数も限られていたため，男女で分けて行った分析結果についてその信頼性を確認する必要があるだろう。また性差に関する今
回の結果の解釈についても今後の研究でさらに検討を重ねる必要がある。

文献

伊藤忠弘 （2006）．「最も努力した経験」における他者志向的動機の現れ方

帝京大学心理学紀要，10, 27─44.
伊藤忠弘 （2012）． 自己・他者志向的動機への態度と諸変数の関連

学習院大学

東洋文化研究調査研究報告：達成動機づけにおける重要な他者の果たす役割－日本と韓国の比較研究－

pp. 27─36.

小川雅美 （1994）． 不安神経症患者と両親の養育態度の関連 東京女子医科大学
雑誌，64, 418─423.

175