京都教育大学教育実践研究紀要

第 14 号

2013

127

自己評価維持モデルにおけるメンテナンス・フリー傾向の検討

池

田 安 世

（京都教育大学大学院 教育学研究科）

A Tendency of Maintenance-Free in the Self-Evaluation Maintenance Model

Yasuyo IKEDA
2013 年 11 月 30 日受理
抄録：本研究では、自己評価維持モデル (Tesser & Campbell, 1984) を用いて、「メンテナンス・フリー傾向(以下、MF 傾向とする)」という他者評価を優先させた自己評価の維持が可能となる傾向の検討を行った。
MF 傾向であると予測された特性として、「メタレベル肯定度」「楽観性」を取り上げ、自己および友人への評価との関連を検討した。大学生 177 名を対象に、(1) 関与度ごとの自己および友人への評価、(2) メタレ
ベル肯定度、(3) 楽観性にて構成された質問紙調査を実施した。その結果、自己評価維持モデルに関しては、
高関与の事柄では自己評価と友人への評価に有意差が認められず、比較過程が有意に生起していないことが明らかとなった。また、MF 傾向の検討では、男性の高関与科目にのみ、「メタレベル肯定度」と友人への評価と正の相関 (r＝.30, p＜.05)、「楽観性」の割り切りやすさ・困難の不生起と差得点とで負の相関 (「割り切りやすさ」r＝-.25, p＜.05, 「困難の不生起」r＝-.28, p＜.05) がみられ、定義に当てはまる結果が得られた。

キーワード：自己評価維持モデル 比較過程 メタレベル肯定度 楽観性

Ⅰ．問題と目的
人はよく自分と他者を比較する。他者との比較は社会的比較とよばれ、自分の能力を評価したり、意見の妥
当性を確認するために必要なものであるとされる (Festinger, 1954)。この比較を通して、人は環境に対して適応的に対処しようとしている。
1．社会的比較と自己評価の維持
Tesser & Campbell (1984) は、人は自己のポジティブな自己評価を維持しようと動機づけられているという前提に立ち、自己評価維持 (self-evaluation maintenance ; SEM) モデルを提唱した。ここでいう自己評価とは、環境や状況によって変化するものであり、比較的安定した個人特性である自尊感情とは区別される。この自己評価維持モデルは、自己評価に脅威を与える他者の遂行をどう処理し、自己の感覚をどう高めるのかをモデル化したもので、課題が自己定義にどの程度重要であるかという関与度 (relevance)、他者と比較した遂行の結果である遂行レベル (perceived performance)、他者との心理的な近さを示す心理的距離 (closeness) の 3 つの変数が自己評価に影響を及ぼしている。これらの変数によって自己評価が変動するとされ、そこには 2 つの過程があるとされている。1 つは比較過程 (comparison process) である。関与度が高い課題において他者の遂行が自分より優れているとき、心理的距離が近い場合は相対的劣位を感じ、自己評価が脅威にさらされる。そのため、関与度の高い課題では、心理的距離が近い他者よりも自分が優れていると評価する。もう 1 つは、反映過程 (reflection process) である。関与度が低い課題において他者の遂行が自分より優れており、心理的距離が近い場合はその成功を誇る気持ちが強くなり、自己評価が高揚する。つまり、関与度の違いが正反対の効果の生み出しているのである。そして自己評価が低下した場合は、行動調整が行われ、(1) 関与度、(2) 自分の遂

128

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行・比較他者の遂行、(3) 他者との心理的距離、の 3 つの変数を、認知的・行動的またはそれらを組み合わせることで、人は自己評価を維持しようとする。
SEM モデルの妥当性は、多くの先行研究によっ て 検 討 さ れ て い る 。 例 え ば Tesser &と学業成績の評定から自己評価維持モデルを検討し、モデルを支持する結果が得られている。
この中で、児童は、自分にとって関与度が高い

2.5
五
段
2.0
階
評
1.5
定

友人評価

1.0

よりも優れていると認知し、自分にとって関与度が低い事柄における親しい友人の遂行は、自

自己評価

）

事柄における自分の評価は、親しい友人の遂行

4.0
実
際 3.5
の
成 3.0
績
（

Campbell (1984) の研究では、児童の友人選択

4.5

高関与科目

低関与科目

Figure 1 対象者が自己定義に関わりがあるとした科目および関わりがないとした科目における実際の成績（磯崎三喜年・高橋超, 1988をもとに作成）

分よりも優れていると認知していた。わが国でも、磯崎・高橋 (1988) が自己評価維持モデルの妥当性を検討し、ほぼ同様の結果を得ている (Figure 1)。
この自己評価維持モデルにおいて、相対的劣位の認知によって脅威にさらされた自己評価を、高揚・維持へと動機づける行動調整の役割は重要であるといえるだろう。Tesser & Campbell (1984) は、行動調整の方略と自尊心との関連も検討している。その中で、自尊心の高い人は、自分や他者の遂行を認知的に歪めることで、自尊心の低い人は、自己評価が低下しない適切な友人を選択することで自己評価を維持していることが示唆されている。この自尊心が低い人にみられた友人選択の方略は、桜井 (1992) の研究でもみられている。桜井(1992) はまた、友人選択の方略は、親和動機づけの高い人、達成動機づけの低い人にとっても重要な意味を持つと考察している。このことから、行動調整の方略選択には、何らかの個人差要因が存在すると考えられる。
2．メンテナンス・フリー傾向の提案
既に述べたように、自己評価維持モデルの比較過程における行動調整は、自己評価の低下を避けるため、あ
るいは、低下した自己評価を高揚させるために行われる。ポジティブな自己評価を維持するためには、行動調整は重要な役割を担っているといえる。
ところが、行動調整は時にリスキーである。行動調整を行うということは、他者との心理的近さや、他者や自分の遂行、関与度を変えようと努力する (磯崎・高橋, 1993) 行動がとられることを指す。このことから、本人にとって大切であることの重要度を低下させたり、他者の遂行を妨害する、比較他者と心理的に距離を置く
といった、本人にとって好ましくない方向へと志向する可能性が少なからず存在しているのである。
このような、時に好ましくない行動変容を示す行動調整が行われにくい、または自己評価の低下が本人にとって脅威となりにくい傾向があるとしたら、リスクのある行動を取る確率は低いのではないだろうか。つまり、自己評価の低下が本人にとってそれほど脅威でない、もしくは本人が比較他者よりも劣っている自分でもよいと感じている場合は、自己評価の低下が脅威となりにくいため、行動調整が行われるとは考えにくい。
さて、比較過程において、自己よりも他者を高く評価する傾向は、いくつかの先行研究で見られている。磯崎・高橋 (1988) は、女子生徒の親和動機づけの強さによって他者を高く評価する傾向があることを見出している。また、日本人には自己卑下的な傾向がある (高田, 1987) との指摘がある。これらから、自己評価維持の結果、必ずしもポジティブな状態に自己評価が維持されない可能性があるといえ、自身の自己評価の維持よりも他者への評価を優先させる場合があると考えられる。
本研究では、比較過程において自己評価維持のための行動調整が行われにくい、もしくは自己評価の低下がそれほど脅威にさらされないことにより、他者評価を優先させた自己評価の維持が可能となる傾向をメンテナ
ンス・フリー傾向と位置づけた。Figure 2 は、メンテナンス・フリー傾向を示す特性を有する人物が示すと予想される自己評価および友人評価得点をグラフ化したものである。このように、メンテナンス・フリー傾向である人は、比較過程において、自己よりも他者を高く評価する傾向にあると予想した。
このメンテナンス・フリー傾向を示す特性として、探索的に「メタレベル肯定度」「楽観性」を取り上げる。
「メタレベル肯定度」は、自己評価が低い人の“上手なあきらめ”として上田 (1996) により提唱されたもの

129

自己評価維持モデルにおけるメンテナンス・フリー傾向の検討であり、自分の自己評価が低いことを認めた上4.5

で、“しょうがない”、“そういう自分でもよい”

4.0と感じることである。そのような人物は、自己3.5

評価が低い自分を肯定的に捉えられるため、自3.0

己評価の低下がそれほど脅威にならず、比較過2.5程でみられる相対的劣位の知覚がそれほど強く

2.0

ないことが推測される。また、「楽観性」の高い

1.5

人は、ストレスフルな出来事に対する脅威が低

1.0

自己評価
友人評価

高関与科目

低関与科目

く、対処効力感が高い (加藤, 2001) ことが明ら

Figure 2 メンテナンス・フリー傾向である場合の自己評価

かとなっている。よって、自己評価の低下といおよび友人評価の予測

うストレスフルな状態に対して、自分を肯定的に捉えることができると考えられる。
3．自己評価維持モデルの研究領域
ところで、自己評価維持モデルの先行研究では、主に学業領域での比較を扱ってきた。それらの研究では、関与度の測定に教科を用いており、挙げてもらった教科の学業成績に対して自分と友人の評価を求めている。
しかし、自己評価の維持は、余暇場面でもみられる可能性が考えられる。これまで Tesser & Campbell (1984)や磯崎 (1994) は、学業以外に、学校活動や行動特性と自己評価維持の関連を調査している。Tesser & Campbell(1984) ではモデルを支持する結果が得られているが、磯崎 (1994) ではそのような結果は得られず、高関与の活動にて自分よりも友人を高く評価するという傾向がみられた。これらのことは、学業以外の領域でも自己評価の維持がみられた研究ではあるが、いずれも学校という枠組みの中での結果である。自分の趣味に関することなど、余暇場面においても自己評価維持モデルで提唱されている結果が得られるか、検討の余地がある。
4．本研究の目的
以上、本研究の目的は次の 2 点である。第 1 の目的は、学業領域および余暇領域における自己評価維持モデ
ルの検証である。両領域においても、比較過程では他者よりも自己評価が高く、反映過程では自分よりも他者評価が高い傾向にあるかを確認する。第 2 の目的は、メンテナンス・フリー傾向と自己評価および他者評価の関連を明らかにすることである。本研究では、メンテナンス・フリー傾向を示す特性として、探索的に「メタレベル肯定度」「楽観性」に着目する。これらの特性を有する人が、自分を肯定的に捉えることで、相対的劣位の認知という自己評価が脅威にさらされる状況でも、他者評価を優先させた自己評価の維持が行われるか、検
証を行う。

Ⅱ．方
調査対象者と手続き

法

4 年制大学の学生 177 名 (男性 74 名、女性 103 名) を対象に質問紙調査を実施した。

対象者の平均年齢は 18.87 歳であり、多くは大学 1 年生であった (1 年生 117 名、2 年生 54 名、3 年生 2 名、4
年生 4 名)。調査は 2010 年 7 月に、大学の講義にて集団実施された。
調査内容(1) 関与度ごとの自分と友人の評価

関与度は、「大学の学業に関すること」「余暇に関すること」それぞれについて、“最も重要であること”を 1 つずつ挙げてもらい、これらを高関与の事柄とし、“最も重要でないこと”
を 1 つずつ挙げてもらい、これらを低関与の事柄とした。そして、大学で最も親しいと思う友人をひとり思い浮かべてもらい、高関与の事柄、低関与の事柄を各 2 点、計 4 点について、自分自身と親しい友人がどの程度よくできるかを、5 件法 (よくできる、どちらかといえばできる、普通、どちらかといえばできない、全くできない) で評価してもらった。上記の順に、5、4、3、2、1 点と得点化した。
(2) メタレベル肯定度(1)の自分と友人の評価に関して、“そのような状況における自分を、あなたはどのよ

うに感じていますか”との問いに、5 件法 (5 問題なくよいと思う、4 まあよいと思う、3 どちらともいえない、

130

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2 あまりよくないと思う、1 非常によくないと思う) で回答してもらい、メタレベル肯定度を測定した。
(3) 楽観性

小平・安藤・中西 (2003) により作成された、多面的楽観性尺度の短縮版 (MOAI-4) を用いた。

「割り切りやすさ」「肯定的期待」「困難の不生起」「運の強さ」の 4 下位尺度で構成されている。各下位尺度は
6 項目ずつ、計 24 項目について、5 件法 (全くそう思わない、そう思わない、どちらともいえない、そう思う、
非常にそう思う) で回答してもらった。そして、上記の順に 1、2、3、4、5 点と得点化した。

Ⅲ．結果

1．自己評価維持モデルの分析
欠損のない 159 名 (男性 68 名、女性 91 名) を分析対象とした。学業・余暇領域における関与度別の自己評
価と友人評価の平均値および標準偏差を算出し(Table 1－2)、男女別にグラフ化した (Figure3－6)。その後、
学業・余暇について、性 (男、女) × 関与度 (高、低) × 評定対象 (自己、友人) の 3 要因分散分析を行った(Table 3)。
Table 1 学業・余暇領域における関与度別の自己評価・友人評価得点の平均および標準偏差 (男性)
学業
余暇
高関与科目
低関与科目
高関与の事柄低関与の事柄

Mean

SD

Mean

SD

Mean

SD

Mean

SD

自己評価

3.47

0.80

2.19

1.03

4.10

0.96

1.74

1.12

友人評価

3.34

0.75

2.66

0.97

3.88

0.94

2.35

1.17

Table 2 学業・余暇領域における関与度別の自己評価・ 友人評価得点の平均および標準偏差 (女性)
学業
余暇
高関与科目
低関与科目
高関与の事柄低関与の事柄

Mean

SD

Mean

SD

Mean

SD

Mean

SD

自己評価

3.16

0.79

2.19

0.86

3.81

0.99

1.66

1.07

友人評価

3.51

0.77

2.89

1.03

3.79

1.00

2.25

1.30

4.5

4.0
評
価
得
点

3.5
3.0

(

2.5
自己評価

2.0

友人評価

五
段
階
評
価

3.5

(

評
価
得
点

1.5

友人評価
1.5
1.0

)

高関与

高関与

低関与

Figure 3 学業における関与度別の自己・友人の評価（男性）低関与

F igure 4 学 業における関与度別の自己・友人の評価（女性）

4.5

4.5

4.0

4.0
評
価
得
点

3.5
3.0

(

2.5
自己評価

2.0

友人評価
1.5

五
段
階
評
価

3.5
3.0
(

2.5

)

1.0

自己評価

2.0
)

五
段
階
評
価

自己評価

2.0

1.0

評
価
得
点

3.0
2.5

)

五
段
階
評
価

4.5

4.0

友人評価

1.5
1.0

高関与

低関与

Figure 5 余 暇における関与度別の自己・友人の評価（男性）

高関与

低関与

Figure 6 余 暇における関与度別の自己・友人の評価（女性）131

自己評価維持モデルにおけるメンテナンス・フリー傾向の検討

性Table 3 性×関与度×評定対象についての3 要因分散分析の検定結果
学業余暇（自由度） p（自由度） p
F値
F値
0.07 (1,157)
1.92 (1,157)

関与度
性×関与度

116.13
1.21(1,157)(1,157)***365.970.27(1,157)(1,157)***

評定対象
性×評定対象関与度×評定対象

34.43
8.98
19.42

(1,157)(1,157)(1,157)

***
**

12.18
0.40
25.58

(1,157)(1,157)(1,157)***

3要因の交互作用**p ＜.01 ***p ＜.001

1.20(1,157)0.60(1,157)******

その結果、両領域にて、関与度と評定対象に有意な交互作用 (学業 F(1,157)＝19.42, p＜.001 ; 余暇 F(1,157)＝25.58, p＜.001) がみられ、関与度の主効果 (学業 F(1,157)＝116.13, p＜.001 ; 余暇 F(1,157)＝365.97, p＜.001)、評定対象の主効果 (学業 F(1,157)＝34.43, p＜.001 ; 余暇 F(1,157)＝12.18, p＜.001) が有意となった。単純主効果の検定を行ったところ (Table 4)、自己評価は、低関与の事柄よりも高関与の事柄で有意に高く(学業 F(1,314)＝130.26, p＜.001 ; 余暇 F(1,314)＝340.74, p＜.001)、友人への評価も、低関与の事柄よりも高関与の事柄への評価が有意に高かった (学業 F(1,314)＝42.66, p＜.001 ; 余暇 F(1,314)=156.87, p＜.001)。関与度における評定対象の効果は、低関与の事柄では自己評価よりも友人への評価が有意に高い (学業 F(1,314)＝
53.26, p＜.001 ; 余暇 F(1,314)＝36.75, p＜.001) が、高関与の事柄では、自己評価と友人の評価に有意差はみられなかった。
Table 4 関与度×評定対象の交互作用についての単純主効果の検定結果
学業
余暇p
F 値 (自由度) p
F 値 (自由度)******
関与度の効果
自己評価 130.26 (1,314)
340.74 (1,314)
***
***
友人評価
42.66 (1,314)
156.87 (1,314)
評定対象の効果

高関与
低関与

1.68
53.26

(1,314)(1,314)

***

1.47
36.75

(1,314)(1,314)****** p ＜.001

また、学業においてのみ、性と評定対象に有意な交互作用 (F(1,157)＝8.98, p＜.01) がみられた。単純主効
果の検定の結果 (Table 5)、女性の友人への評価が有意に高い (F(1,157)＝39.28, p＜.001) ことが示され、男性においても、友人への評価が有意に高いことが示された (F(1,157)＝4.12, p＜.05)。

Table 5 性×評定対象における単純主効果の検定結果（ 学業）
F値
(自由度)
p
性の効果
自己評価
2.40
(1,314)*
他者評価
3.91(1,314)
評定対象の効果

男性
女性

4.12
39.28

(1,157)(1,157)***** p ＜.05 *** p ＜.001

2．自己評価・他者評価とメンテナンス・フリー傾向の関連
メンテナンス・フリー傾向は、他者評価を優先させた自己評価の維持が行われる傾向である。この自己よりも友人を高く評価する傾向を、本研究では差得点を用いて表すこととする。差得点とは、関与度ごとに自己評

132

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第 14 号価から友人への評価得点を減算したものである。つまり、差得点が正であれば自己評価が友人評価よりも高く、負であれば自己評価が友人評価よりも低いことを示す。この差得点と「メタレベル肯定度」・「楽観性」との間に負の相関関係が認められた場合、また、友人への評価と特性とで正の相関がみられた場合をメンテナンス・
フリー傾向によって他者を優先した自己評価の維持が行われたとみなした。
（1）メタレベル肯定度との関連
領域ごとにメタレベル肯定度と、高関与における自己評価と友人への評価、差得点とで相関係数を算出した(学業 Table 6、余暇 Table 7)。
学業領域に関して、対象者全体では、メタレベル肯定度は、高関与における自己評価・友人への評価と正の相関 (自己評価 r＝.42, p＜.01 ; 友人評価 r＝.25, p＜.01) がみられ、性差のある結果が得られた。男性では、
高関与における友人への評価と正の相関 (r＝.30, p＜.05) が示された。一方女性では、高関与における自己評
価・友人への評価と正の相関 (自己評価 r＝.56, p＜.01 ; 友人評価 r＝.23, p＜.05) が示された。差得点との相関は、女性の高関与において正の相関 (r＝.31, p＜.01) がみられた。このように学業領域では、対象者全体をみると、メタレベル肯定度の得点が高い人ほど自己評価と友人評価の得点が高い傾向にあることが明らかとなった。メタレベル肯定度得点が高い男性は、自分にとって重要な科目について友人と比較したときに友人への評価が高くなる。メタレベル肯定度得点が高い女性は、自分にとって重要な科目について友人と比較したとき、自分の評価も友人の評価も高くなるといえる。この女性に関しては、差得点とも正の相関があるため、メタレ
ベル肯定度が高い女性は、自分の評価と友人の評価をともに上げる中で、高関与科目において友人よりも自分を高く評価する関係は維持されたまま、より自分を高く評価する傾向が示されたといえる。

Table 6 高関与科目における自己評価・他者評価、差得点とメタレベル肯定度の相関（学業）
高関与科目
自己評価 他者評価
差得点
メタレベル肯定度.42 **.25 **.16 *全体（ n =159）
男性（ n =68）

.23

.30 *

-.04

女性（ n =91）

.56 **.23 *.31 *** p ＜.05 ** p ＜.01

余暇領域では、対象者全体を通して高関与の事柄において、自己評価・他者評価と正の相関 (r＝.50, p＜.01 ;r＝.40, p＜.01) がみられた。この高関与における自己評価・他者評価の正の相関は、男性 (自己評価 r＝.41, p＜.01 ; 友人評価 r＝.40, p＜.01)、女性 (自己評価 r＝.57, p＜.01 ; 他者評価 r＝.40, p＜.01) ともに同じ結果であった。このことから、メタレベル肯定度得点の高い人は、自分にとって重要な余暇活動について友人と比較したとき、自分も友人も高く評価する傾向にあることが明らかとなった。
Table 7 高関与の事柄における自己評価・他者評
価、差得点とメタレベル肯定度の相関（余暇）高関与の事柄
自己評価 他者評価 差得点
メタレベル肯定度.50 **.40 **.08
全体（ n =159）
男性（ n =68）

.41 **.40 **.02

女性（ n =91）

.57 **.40 **.13* p ＜.05 ** p ＜.01

（2）楽観性との関連
MOAI-4 は 4 下位尺度 (「割り切りやすさ」「肯定的期待」「困難の不生起」「運の強さ」) として構成されているため、先行研究通り 4 因子で分析を行った。α係数は.93 (「割り切りやすさ」.91、「肯定的期待」.85、「困

自己評価維持モデルにおけるメンテナンス・フリー傾向の検討

133

難の不生起」.90、「運の強さ」.83) であり、信頼性が確認された。
楽観性と各領域での高関与における自己評価・友人評価と差得点間で相関係数を算出した (学業 Table 8、余暇 Table 9)。
学業領域では、高関与科目にて有意な相関関係が示された。男性において、「割り切りやすさ」と友人評価で「困難の不生起」と自己評価で負の相関 (r＝-.18, p＜.05) が示さ
正の相関 (r＝.31, p＜.05)、全体においても、れた。差得点は、男性の「割り切りやすさ」「困難の不生起」で負の相関 (「割り切りやすさ」r＝-.25, p＜.05、「困難の不生起」r＝-.28, p＜.05)、全体を通して「困難の不生起」とで負の相関 (r＝-.17, p＜.05) がみられた。
学業に関しては、「割り切りやすさ」得点の高い男性は、高関与科目において友人を高く評価する傾向にあった。
その上、差得点と負の相関が示されたことから、「割り切りやすさ」得点の高い男性は、自分にとって重要な科
目について友人と比較した際に、友人への評価だけが高くなることで、自分の評価と友人への評価の差が縮まる傾向にあることがうかがえた。また、「困難の不生起」については、対象者全体で自己評価と差得点でそれぞれ負の相関が示されたことから、「困難の不生起」得点の高い人は、自分の評価が低くなるために、自分の評価と友人への評価の差が縮まる傾向にあることが示唆された。

Table 8 高関与科目における自己評価・ 他者評
価、差得点と楽観性の相関（ 学業）
高関与科目
自己評価 他者評価
差得点
全体(n =152)
割り切りやすさ
.00
.10
-.08
肯定的期待
.03
.11
-.07
.01
-.17 *
困難の不生起-.18 *
運の強さ
-.03
.06
-.07
男性（ n =65）
割り切りやすさ
肯定的期待
困難の不生起運の強さ
女性（ n =87）
割り切りやすさ
肯定的期待
困難の不生起運の強さ* p ＜.05

-.01
.02
-.21
-.08

.31 *
.21
.14
.14

-.25 *-.15-.28 *
-.18

-.02
.06
-.13
.02

-.03
.02
-.12
-.01

.01
.04
-.01
.03

余暇領域においても、高関与の事柄に有意な相関関係が示された。余暇領域では、女性において「運の強さ」と自己評価で正の相関 (r＝.27, p＜.05)、全体においても「運の強さ」と自己評価で正の相関 (r＝.21, p＜.05) が示された。差得点については、女性の「肯定的期待」「運の強さ」で正の相関 (「肯定的期待」r＝.22, p＜.05 ; 「運の強さ」r＝.24, p＜.05) 、全体を通して「運の強さ」と正の相関 (r＝.18, p＜.05) がみられた。余暇領域に関しては、「運の強さ」得点の高い女性は、高関与の事柄において自分を高く評価する傾向にあった。差得点で正の相関が示されたことから、「運の強さ」得点の高い女性は、自分にとって重要な事柄について友人と比較した
際に、自分の評価だけが高くなることで、友人への評価との間の差が開く傾向にあることがうかがえた。

134

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第 14 号

Table 9 高関与の事柄における自己評価・ 他者
評価、差得点と楽観性の相関（ 余暇）
高関与の事柄
自己評価 他者評価
差得点
全体(n =152)
割り切りやすさ
.12
-.02
.11
肯定的期待
.15
-.04
.15
困難の不生起
.05
-.02
.05
運の強さ
.21 *
-.02
.18 *
男性（ n =65）
割り切りやすさ
肯定的期待
困難の不生起運の強さ
女性（ n =87）
割り切りやすさ
肯定的期待
困難の不生起運の強さ* p ＜.05

.13
.16
.05
.15

.07
.07
.12
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Ⅳ．考

察

1．自己評価維持モデルについて
本研究の第 1 の目的は、学業領域および余暇領域における自己評価維持モデルの検証を行うことであった。
分析の結果、学業領域および余暇領域ともに、高関与の事柄についての自己評価の維持である比較過程に関して、自己評価と友人への評価得点の間に有意な差がみられなかった。一方で、低関与の事柄についての自己評
価の維持である反映過程に関しては、自己評価よりも友人への評価得点が有意に高い結果がみられた。これまで多くの先行研究 (ex., Tesser & Campbell, 1984 ; 磯崎・高橋, 1988 ; 桜井, 1992) で、自己評価の維持のための比較過程、反映過程の生起が確認されてきたが、本研究では、大学生の自己評価維持において、比較過程が有意に生起していないことが明らかとなった。
比較過程が有意に生起しなかった要因の 1 つに、メンテナンス・フリー傾向による影響が考えられる。自己評価維持モデルにおける比較過程では、友人よりも自分を高く評価する。一方で、本研究で検討したメンテナ
ンス・フリー傾向は、自分よりも友人を高く評価する傾向をいう。メンテナンス・フリー傾向という、従来のモデルで提唱されている内容と反する傾向によって相殺された可能性が考えられる。
加えて、大学生にとって重要な物事が、発達的な変化により学業や余暇以外の事柄にあったため、自己評価
および友人評価に十分に反映されなかった可能性がある。髙坂 (2008) では、自己の重要領域は、中学生では「知的能力」が重要視され、高校生では「対人魅力」、大学生では「自己承認」や「人間的成熟」と発達していくという知見が得られている。さらに、髙坂 (2008) は、大学生は自己の成長や内的可能性の顕現化を求めていき、他者との比較や競争から脱していく、と考察している。このことをふまえると、大学生にとっての大学での学習は、本人にとってそもそもあまり重要なものでなかったため、「最も重要だと思う科目」について尋ねても、数ある科目の中で比較的重要な科目を挙げるに留まったと推測される。よって、重要度が低かったために、自己評価および友人評価に明確な差が生じなかった可能性がある。大学生の目標志向や生活スタイルといった、大学生活の自由さや多様さが、物事への重要度や自己評価の維持に影響していることが示唆された。
さて、学業領域においてのみ、性と評定対象で有意な交互作用が示され、女性は自分よりも友人を優れて評価することが明らかとなった。女性の友人を高く評価する傾向は、親和動機づけの強さによるものであるとの指摘 (磯崎・高橋, 1988) があり、本研究においても女性の親和動機づけが強く表れた結果であると示唆された。
しかし、今回は男性にも評定対象の効果が有意であることが示されており、自分よりも友人を優れて評価する
傾向は、男性についてもいえるようである。この男女共通してみられた傾向を、日本人の自己卑下傾向 (高田,

自己評価維持モデルにおけるメンテナンス・フリー傾向の検討

1351987) という視点から解釈することができる。実際、自己評価維持モデルは日本人よりも欧米人にあてはまり
やすいとする提言 (磯崎, 1994 ; 磯崎・高橋, 1988) もある。このような文化差が影響し、男女ともに友人を高く評価する傾向がみられたと考えられる。
2．自己評価および他者評価とメンテナンス・フリー傾向との関連
本研究の第 2 の目的は、相対的劣位の認知という自己評価にとって脅威的な状況においても、他者評価を優先させた自己評価の維持が可能となる傾向と定義したメンテナンス・フリー傾向と、自己評価および他者評価との関連を明らかにすることであった。
メンテナンス・フリー傾向は、比較過程において、自己評価よりも友人への評価が高い傾向であり、その状態を表す指標として、差得点を用いた。差得点とメンテナンス・フリー傾向を示すと考えられる特性間に、負の相関が示されたとき、メンテナンス・フリー傾向によって他者評価を優先させた自己評価の維持が行われたとみなした。
定義と一致する結果は、学業領域での男性における高関与科目で、「楽観性」の「割り切りやすさ」、「困難の不生起」と差得点の間で負の相関が認められた点であった。このことから、何か物事に失敗したときも思い悩
むことなく、悪い出来事は自分には起きないだろうと思っている男性ほど、自分にとって重要な科目に関しては自己評価と友人への評価間の差が低くなる傾向にあると考えられる。特に「割り切りやすさ」は、他者評価
とも正の相関が示されている。本研究では比較過程の不生起が示されたが、多くの先行研究で支持されてきた“高関与科目では友人よりも自分を優れて評価する”という自己評価の維持の過程を考慮すると、高関与科目
で他者評価を上げるという結果は興味深いものといえる。
また、学業領域における男性の「メタレベル肯定度」で、友人への評価と正の相関が示された。この結果か
ら、自分にとって重要である科目に関して、自己評価が低いために相対的に劣位を認知する状況で、“そういう自分でもよい”と感じる男性は、友人への評価だけが上昇された状態で、自己評価の維持が行われると考えられる。この結果は、“差得点と特性間に負の相関がみられた場合”としたメンテナンス・フリー傾向と一致する
条件ではない。しかし、他者評価のみを上昇させる要因は、比較過程において自己評価と友人への評価の差を縮める働きをすることを意味し、自己評価および友人への評価の優劣判断が曖昧になる状態を形成する。このような自分と友人の遂行が明確でない状態は、ポジティブな自己評価が維持されているとは言い難い。よって、特性と友人への評価に正の相関がみられた場合も、広義のメンテナンス・フリー傾向であると考えられる。
3．メンテナンス・フリー傾向について
本研究ではメンテナンス・フリー傾向を定義し、説明する性格特性と自己評価および友人への評価の関連を検討した。調査により得られた、「楽観性」や「メタレベル肯定度」特性がメンテナンス・フリー傾向を示すという結果は、劣位状況というネガティブ状況において、それらの特性を有することで行動調整によって生じるリスクの回避ができ、脅威への対処にかけるエネルギー使用を抑えることが可能となると示唆される。ただし、メンテナンス・フリー傾向の“行動調整が行われにくい(メンテナンスの必要がない)”、“劣位状況においても他者を高く評価する傾向”という特徴には、多様な意味が包摂されていると考えられる。例えば、レジリエンスのような劣位状況における耐性や、劣位状況を認知しにくい傾向等、他の特性によって説明できる部分もあるだろう。今後、“他者評価を優先させた自己評価の維持”を可能とする側面を、多面的に捉えていく必要がある。
4．今後の課題
今後の課題としては、次の 2 点が挙げられる。第 1 に、学業に関して大学生に友人への評価を求めることの困難さの問題である。大学での成績評価は、レポートや優・良・可といった評価指標が用いられることが多い。
学業的成果が数値的に明示されるものではない中、「自分と比べて友人はどれだけできるか」を評価してもらう
ことは、何を判断材料にしたかによって回答の傾向が異なった可能性が考えられる。大学生の自己評価維持について検討することも本研究の試みであったが、このような個人の自由さという大学の特徴をふまえる必要があった。例えば、評価対象の友人を“同じ講義を選択している親しい友人”と質問紙で指定したり、各人があ136

京都教育大学教育実践研究紀要

第 14 号る程度共通する領域について問うといった、条件の統制が求められる。
第 2 に、余暇活動の多様性の問題である。中谷・安藤・西口・小塩・伊田・伊藤・原田 (2001) によると、青年期の余暇活動には、外出や交友、逸脱行動、趣味、ゲーム、スポーツ、休養の 6 因子が見出されている。
つまり余暇活動は、個人的な趣味から、サークル活動のような大人数で行う活動、休息をとるといったことまで、活動する人数や内容に多様さがあるものと捉えられる。このような特徴を踏まえ、本調査では“個人の自由さ”を十分に反映できるよう、重要度の高い余暇活動を自由に回答できる形式をとった。しかしながら、個人によって選択の幅が広く、かつ状況によって優先度が変化する余暇活動の特徴ゆえに、友人と同様の余暇活動を行っていない、友人と比較しにくいといった現象が生じていた可能性が考えられる。今後、余暇活動に関して自分と友人を比較する際には、両者が共通して行っている活動に限定したり、休息のような比較が困難な活動は除外するよう教示する必要があるだろう。選択できる活動をある程度統制した上で、余暇活動に関する、青年期の自己評価維持傾向の調査が求められる。

引用・参考文献
Festinger, L. (1954). A theory of social comparison processes. Human Relations, 7, 117-140.
池上知子・遠藤由美 (2009). グラフィック社会心理学 第 2 版
磯崎三喜年・高橋サイエンス社

超 (1993). 友人選択と学業成績の関連の時系列的変化にみられる自己評価維持機制

心理学研究, 63, 371-378.
磯崎三喜年・高橋

超 (1988). 友人選択と学業成績における自己評価維持機制

心理学研究, 59, 113-119.

磯崎三喜年 (1994). 児童・生徒の自己評価維持機制の発達的変化と抑うつとの関連について

心理学研究, 65,

130-137.
加藤司 (2001). 対人ストレス過程の検証

教育心理学研究, 49, 295-304.

小平英志・安藤史高・中西良文 (2003). 大学生・短期大学生の生活適応と関連する楽観性の諸側面――学校適応,対人ストレス経験,身体的健康を指標として―― JSCA 日本学校カウンセリング学会, 6, 11-18.
髙坂康雅 (2008). 自己の重要領域からみた青年期における劣等感の発達的変化

教育心理学研究, 56, 218-229.

中谷素之・安藤史高・西口利文・小塩真司・伊田勝憲・伊藤俊雄・原田一郎 (2001). レジャー活動と動機づけ(1)――青年期版レジャー活動尺度の構成―― 日本教育心理学会第 43 回総会発表論文集, 113,
桜井茂男 (1992). 自己評価維持モデルに及ぼす個人差要因の影響

心理学研究, 63, 16-22.

高田利武 (1987). 社会的比較による自己評価における自己卑下的傾向

実験社会心理学研究, 27, 27-36.

Tesser, A & Campbell, J. (1984). Friendship choice and performance: Self-evaluation maintenance inchildren. Journal of Personality and Social Psychology, 46, 561-574.
上田琢哉 (1996). 自己受容概念の再検討――自己評価の低い人の“上手なあきらめ”として―― 心理学研究, 67,
327-332.

謝辞

本論文は、2010 年度日本福祉大学社会福祉学部心理臨床学科へ提出した卒業論文に、加筆・修正を加えたものです。質問紙への回答にご協力くださった方々に心よりお礼を申し上げます。また、日本福祉大学子ども発
達学部准教授小平英志先生には、丁寧なご指導を賜りました。ここに感謝の意を表します。