上司との関係の長さが及ぼす
組織内情報共有への影響
渡

部

博

志

１．はじめに本稿は、組織における上司との関係の長さが、組織内のコミュニケー
ションに与える影響について考察するものである。ここで着目する関係の長さとは、上司が着任して公式的に組織内に築かれた上司－部下としての期間と、以前からの知り合いとして築かれた両者の既知の期間の二種類である。上司と部下の間で行われるコミュニケーションを考えたとき、部下からの情報発信に組織の特徴が影響を及ぼすと考えられると同時に、この二種類の期間も作用すると考えられる。しかしながら、着任からの期間だ
けに限らず、着任前から既知の間柄にあることが組織に及ぼす影響についても同時に検討することは、これまでの研究ではあまり行われてきていな
かったように思われる。そこで、とりわけ組織内コミュニケーションに焦点をあてた実証的な分析を通じて、上司との関係の長さが組織に与える影響をこの両面から考察することが、本稿の主たる目的である。
以下では、先行研究に関する整理、検討を行った上で、質問票調査から得られたデータをもとに、上司との関係の長さが与える組織内のコミュニ
ケーションについて考察する。

２．問題の位置づけ
組織が到達すべき目標に向け能率的な活動を行うためには、その組織の101長である人物の手腕によるところが大きいと多くの人が考えているように思われる。たとえば、リーダーシップが発揮されることで組織の業績が向上するという議論は、組織長のリーダーシップが組織に影響を及ぼしていると考えるからこそリーダーの行動に着目していると言える。上司の意思決定の優劣が組織のマネジメントに影響を与えるという考え方も、同様に組織長の能力に起因する組織への影響に注目しているものである。
一般論として、意思決定の巧拙は意志決定者の能力に依存しているという考え方があり、だからこそリーダーの人選が重視される傾向にある。ただし、この考え方は、能力を備えていればあるべき意思決定が行えるはずであるという前提に立っている。リーダーの能力によって優れた意思決定が生まれると考える時、正しい意思決定が行われるだけの情報があるにも拘わらず、その意思決定を行えないのだから能力に問題があるという暗黙の前提をおきがちなのである。
しかしながら、そもそも必要な情報がない中で判断を迫られる状況も考えられる。仮に能力が同じであるとするならば、情報を欠いた状況下の意
思決定は、情報をもった状況下の意思決定に比べて劣るであろう。すなわ
ち、有効な手立てを講じる上では、組織が置かれた状況を正確に把握することがまず必要であるのだけれども、情報が入手できないために端から見れば劣った意思決定を下してしまうということである。組織全体が機能するために組織内部のメンバー間でのコミュニケーションの重要性が高まっているという指摘（Miller, 2009）は、情報共有の巧拙が事業成果、すな
わち組織目標の達成度に影響することを示すものである。
したがって、上司の能力は重要ではあるものの、必要な情報を適切に入手できることも同様に重要であり、情報を入手するために発揮されるリー
ダーの行動力や振る舞いというものもまた上司として必要な要素であると思われる。部下を動かすために発揮されるリーダーの行動や振る舞いをリーダーシップと呼ぶならば、組織内の情報を入手することにリーダー
シップが影響を及ぼしていると考えられる。
102

上司との関係の長さが及ぼす組織内情報共有への影響組織に属し、リーダーとして立ち居振る舞うことで部下が情報を提供するとしても、上司だからといって常に情報が入手できるわけではない。そもそもリーダーシップとは、その受け手である部下の認知に依存するものであり、仮に全く同じ行動をとる二人がいたとしても、上司との関係の中でそのリーダーシップ行動の解釈が異なる可能性がある。バーナードが 1
世紀近く前に指摘しているように、リーダーシップは組織のトップに就けば発揮されるというものではないのである。すなわち、組織長という職位に由来して行使できる権力（パワー）を源泉とし、部下に対して事を為させるということは可能であるが、これに対して、上司としての組織長個人の指導力によって部下が従おうとしているのがリーダーシップと呼ばれるものである。したがって、地位に就くことで自動的に部下がリーダーシッ
プを受容するわけではないのである（Barnard, 1938）。
特にリーダーの交代時には、組織長として発揮されるリーダーシップが必ずしも部下に受け入れられないことが指摘されている。仕事上の人間関係が確立されておらず、新しい仕事についても詳しくは理解していないた
め、上司にとっても組織との関係が極めて危うい時期でもある（Watkins,2013）。
それ故、リーダーとの関係の長さが、組織内のコミュニケーションに影響を与えることが考えられる。とりわけ組織長が交代するという、上司との関係がゼロから構築される時点において問題であると思われる。本論では、このような上司との関係に着目をし、組織内のコミュニケーションへの影響を考察していく。

３．仮説の導出直属の上司が交代した直後のような、仕事上の人間関係が確立されていない状況においては、上司だからという理由のみによって組織長の行動を部下が信頼するとは限らない。例えば、Ballinger & Schoorman（2007）103

は、組織内の個人の間の関係に着目し、部下にあたる既存の組織メンバー
による新任組織長に対する反応という側面から上司の交代という問題を考察している。彼らは、新任上司への反応が階層的に生じるというモデルを提示し、交代前の上司（前任者）に対する感情的な反応が新任上司に対する初期時点での信頼に影響を与えることを主張している。退任時の前任者に対して肯定的な感情を持つ場合には、その肯定的な感情が新任者の着任時点での印象に好意的に影響を及ぼすため、仕事に関する情報共有に前向きな態度になると論じている。
Ballinger & Schoorman（2007）の議論では、部下による新任上司の評価に前任者が影響を与えていることを示唆しているが、新任上司自身の言動それ自体も当然のことながら評価対象になっているはずである。
Ballinger et al.（2009）では、新任上司のことを着任前から知っている場
合には、着任前の仕事のできを判断基準にして着任した後の上司の能力評価を行い、それが初期の信頼を形成していることを示している。ここで形成される信頼は、前任上司に対する感情的な対応によってもたらされる初期の信頼を上回ることを示している。
信頼はリーダーシップ研究における人間関係志向を構成する一要素である。リーダーシップ行動の代表的な 2 つの次元である人間関係志向とタスク志向のうち、前者の人間関係志向とは集団内の人間関係に焦点を当て、和を確立したり、上司が部下に対して関心や配慮を示したりすることが該当する（金井 , 2005）。人間関係の成立には上司と部下の間の相互の信頼が含まれるものであり、人間関係志向のリーダーシップが強いほど部
下からの情報伝達の頻度が多くなることが示されている（例えば Fulk &Mani, 1986）ことから、上司に対する部下の信頼の程度が情報共有に影響を与えることが想定される。
上司に対する信頼が組織内の情報共有に大きな影響を与える要因の一つであることは、これまでの研究のメタ分析を行った Van Wijk et al.
（2008）で指摘されていることでもある。彼らは、1991 年から 2005 年ま104上司との関係の長さが及ぼす組織内情報共有への影響

での 15 年間における主要な学術論文を対象として、信頼と組織内の知識共有の関係を扱った論文のメタ分析を行い、信頼があるほど組織内の知識共有が増加することを示している。すなわち、これまでの研究の知見をまとめれば、信頼があれば新たな情報を伝える手助けしたいという気持ちが増すため、組織内の知識が伝えられやすくなるということになる。
このように考えれば、とりわけ組織を改善することにつながる情報の共有の際に、上司と部下の間の信頼というものが重要になると考えられる。
ただし、組織改善のために部下から伝えられる情報を上司が耳にしたがらないという傾向も指摘されている（King and Hermodson, 2000; Milliken
et al., 2003; Morrison and Mikkiken, 2000）。上司が耳にしたがらない理由の一つは、改善が必要だということが生じていること自体が上司自身の能力のなさを示すものだと上司が考えることにあり、部下の側もそのような情報を伝えることで何らかの不利益を被ることを恐れることにある（Lee,1997; Keil et al., 2007）。もしも組織内のコミュニケーションが阻害されるとすれば、組織業績に負の影響を与えることが想定されるため（Sitkin,1992; Zhao and Olivera, 2006）、上司に対して情報を発信したとしても不利益が生じないであろうと部下が思わなければ、適切な情報が上司へと伝えられないであろう。換言すれば、ある種の上司に対する信頼の欠如が情報共有時に生じるであろう。したがって、伝えても仕方がないと思えば情報を共有する必要もなく、上司への信頼がなければコミュニケーションも図られないであろう。したがって、組織内のコミュニケーションを促す上で、上司への信頼が必要になると考えられる。
以上を踏まえると、情報を上司に伝えても仕方がないと部下が考える程度は、上司に対する信頼度が影響すると考えられるため、次のような仮説が考えられる。
仮説１：上司に対する信頼度が高まるほど、上司に情報を伝えても仕方がないと部下が考える程度は低くなる。
105

上記の仮説では上司と部下との関係に着目して上司と部下との間のコ
ミュニケーションを検討したが、自らが属する組織が望ましくない状況に置かれた場合には、それを改善しようとして上司に対する信頼が薄いとしても情報伝達が行われる可能性がある。Hirschman（1970）は、衰退に直面した組織においてその成員が取りうる行動を類型化し、組織に対する忠誠が高い場合には発言をすることを示している。また、組織のための発言は組織市民活動（Organizational Citizenship Behavior）の一例であり、組織に対するコミットメントが高いほど、組織市民活動が行われる傾向にある（Organ & Ryan, 1995）。これらのことから示唆されるのは、仮に上司に対する信頼が低かったとしても組織に対するコミットメントが存在していれば、上司と情報を共有するためのコミュニケーションが行われる可能性もあるだろう。とりわけ上司が交代した直後であれば、上司に対する信頼だけではなく組織に対する愛着から情報発信がなされることが考えられる。
仮説２：組織に対するコミットメントが高まるほど、上司に情報を伝えても仕方がないと部下が考える程度は低くなる。
上司に対する信頼や組織に対するコミットメントに着目してきたのは、上司が交代した場合に生じる問題を取り上げてきたからであるが、組織長の交代は後任者に対する引継ぎを必然的に生じさせる。全ての組織において引継ぎの存在が組織に一時的な困難を生じさせるわけではないのだけれども、これまでの関係を再構築することを含め、リーダーの交代に際して行われる引継ぎは組織に対する負荷の一つとなり得ると考えられる。
前任者が後任者に引き継ぐことには様々なものがあると思われるものの、経営資源に関する情報は新任者が着任後の組織運営を円滑に行う上でとりわけ重要だと思われる。すなわち、組織長としての権限の下で動員される「ヒト」「モノ」「カネ」といった経営資源は着任後に組織を率いるた
106

上司との関係の長さが及ぼす組織内情報共有への影響

めに不可欠であって、有効に活用をしなければリーダーとしての資質を問われる虞がある。したがって、経営資源の中でも何が組織内で有用なものなのかという情報を把握しておくことは、新任の組織長にとって組織運営
上のカギとなり得る情報と言えよう。
中でも「カネ」は公式的に予算がつくものであるが、「ヒト」と「モノ」
は、誰でも何でもいいとは限らない。例えば、誰がキーパーソンであり、何が有用な資源なのかを認識した上でそれを動員しなければ、十分な成果を発揮できないはずである。しかしながら、交代直後であれば、必ずしも必要な経営資源を認識できない可能性がある。長期的には仕事を通じてより重要な資源を知ることになるだろうが、短期的には仮に前任者から引継ぎを受けたとしても、非常に理解しにくいかもしれない。
そうであるならば、新たに組織に加わった人物に資源動員上の鍵となる要因が理解しにくいほど、以前から属している部下が後任の上司に対してより積極的なコミュニケーションを図ろうとするであろう。この傾向は、上司に対する信頼が高い場合や、あるいは組織そのものに対するコミット
メントが高い場合に、更に促されると考えられる。すなわち、資源動員上の鍵の理解しやすさがモデレーターの役割を果たすと考えられる。もしも
容易に理解可能だと思われるのであれば、直属の上司は分かっているはずなのだからわざわざ上司に話をする必要はないと考え、上司を信頼していないほど更にコミュニケーションが少なくなるであろう。組織に対してコ
ミットメントしていない場合も、同様にわざわざ話をせずともいいと考えるかもしれない。したがって、上司に対して情報を発信することに対する交互作用効果についての以下の仮説が導出される。
仮説３：組 織内の資源動員上の鍵が理解しやすいほど、上司に対する信頼度と上司に情報を伝えても仕方がないと部下が考える程度との関係がより強まる。

107

仮説４：組織内の資源動員上の鍵が理解しやすいほど、組織に対するコ
ミットメントと上司に情報を伝えても仕方がないと部下が考える程度との関係がより強まる。
仕事のできを判断基準として信頼が形成されるのであれば（Ballinger
et al., 2009）、その仕事ぶりに対する部下の評価が定着するほど、信頼が及ぼす影響は大きくなることが予想される。すなわち、着任直後は新しい組織に慣れないといった外的要因の存在も部下が考慮して上司に対する信頼が形成されるとしても、ある程度の期間を経た後には仕事ぶりそのもの
を通じて上司の信頼度が定まると考えられる。このように形成された上司への信頼は、組織内の情報共有に影響を与えるものだと考えられる。
ただし、信頼は上司としての仕事ぶりのみで形成されるものではなく、旧知であればそれまでのつきあいの中で形作られた相手に対する信頼度が存在しているであろう。このような既知の関係がどの程度の期間に及ぶのかということが、現在の職務上の上司－部下の関係の下での情報共有に影響を与える可能性があるため、その効果が識別できるように分析時には分析対象をグループ化すると共に、面識の期間を分析時のコントロール変数
としても投入する。

４．分析
以下ではこれまでに述べた仮説に対して、質問票調査から得られたデータをもとにした分析ならびに考察を行う。組織長との関係の「長さ」によって組織内での情報共有にどのような影響が生じうるのかという本稿での問いを検討するために、組織長が交代したケースと交代していないケースを対比し、さらに上司となる以前から面識があったか否かという観点か
らもケースを分けることで、仮説に示した関係が組織内に生じるかを検証
していく。
108

上司との関係の長さが及ぼす組織内情報共有への影響（1）サンプル
以下の考察で用いるデータは、一都三県（東京都・神奈川県・千葉県・埼玉県）の民間企業に勤める 20 代から 50 代の中間管理職（部長、課長、係長クラス）を対象にインターネット上で実施した質問票調査から得られたものである。調査は 2 回にわたって実施し、第 1 回目は 2013 年 3 月 22日から 3 月 26 日までの 5 日間、第 2 回目は約 1 年半後の 2014 年 9 月 19日から 9 月 24 日までの 6 日間それぞれ行ったものである。1 年半という時間差は、第 1 回目の調査において上司が代わった時期を問うた設問において得られた平均値を参考に設定したものである。
いずれの調査にあたっても、同一の民間調査会社を用いている。明らかに不適切な回答データ（たとえば、最初から最後まで 7 点尺度の回答が同一である）が混入している回答者を除外したうえで、2 回の調査共に参加している回答者 436 名を対象としている。この 436 名の回答者を、上司─
部下の関係の長さと、そのような組織内の指示命令系統とは異なる知人としての関係の長さという点で上司との関係を分けると、表 1 のようになる。なお、上司─部下の関係が 1 年半を超える回答者は 235 名、1 年半以下の回答者は 201 名であり、1 年半という時間差を設けて 2 つのグループに分けたことで生じる著しい問題はないように思われる。
表 1：上司との関係の長さで区分した回答者数の違い
分析対象回答者数：436（表２、表７）
現在の上司と上司着任以前に（単位：人）

１年半以内（前回調査時と）
上司が交代

同一の上司

面識がなかった73（表３、表８）112（表５、表 10）

面識があった128（表４、表９）123（表６、表 11）（2）測定尺度分析に用いるデータは、以下に述べる質問項目ならびに操作化を経て作成されている。
109【情報発信への諦め】
Detert and Edmondson（2011） で 用 い ら れ た 質 問 項 目 を は じ め、Detert and Burris（2007）や Edwards et al.（2009）などの organizationalsilence 研究を参考に、上司に対して職場での問題を伝えても仕方がないと思う程度を、次の 2 つの質問項目を用いて測定した。
・ 職場の人たちは、仮に仕事に関する不満があっても、上司に伝えても仕方がないと思っている・ 職場が抱える問題点を上司に伝えたとしても、無駄になるだけだと皆が思っている
いずれの質問項目も「1：まったく違う」から「7：まったくその通り」の 7 点尺度で測定している。両項目の平均値を取ったうえで第 2 回調査と第 1 回調査との差分をとることで、職場において上司に情報発信をしても仕方がないという諦めの程度がどの程度変化したのかを測定している。な
お、クロンバックのαは第 1 回が 0.781、第 2 回が 0.777 である。
【上司に対する信頼】Podsakoff et al.（1990）を参考にして、2 回の調査両方において、直属の上司に対する信頼を 3 項目で質問し、信頼の程度を測定した。2 回の回
答値の差分を取り、1 年半の間における信頼度の変化を変数としている。
直属の上司が代わっていなければ同一上司に対する信頼度の違いを、代わっていれば前任者と後任である現任者との違いを測定することになる。
具体的な質問項目は次の通りである。
・ 非常に誠実である
・ 部下を騙して自分が得しようとすることは全くない
・ 私は公平に扱おうとしていると確信できる
110

上司との関係の長さが及ぼす組織内情報共有への影響

各回共にいずれの項目も、「1：まったく違う」から「7：まったくその通り」の 7 点尺度で測定しており、第 1 回はα =0.845、第 2 回はα=0.861 である。3 項目の平均値によって変数化し、第 2 回の値から第 1 回の値を引くことで、2 年前と比べた回答時点での上司に対する信頼の変化を算出している。
【組織に対するコミットメント】
組織に対するコミットメントの程度を測るために、Allen and Meyer（1990）の Affective Commitment Scale を参考に次の 4 項目を用いた。ここでも 2 回の調査両方において質問している。具体的な質問項目は次の通りである。
・ 私は、職場をある種の家族であるかのように感じることはなかった（Ｒ）
・ 職場は、私にとって個人的に大きな意味を持つものであった
・ 私は、職場に対して強い帰属意識を感じることはなかった（Ｒ）
・ 私は、職場に愛着を感じることはなかった（Ｒ）
いずれの質問項目も「1：まったく違う」から「7：まったくその通り」の 7 点尺度で測定している。なお、項目末尾に（Ｒ）を記した 3 項目は逆
転尺度であり、回答値を 8 から減じることで操作化し、4 項目の平均値を算出している。上司に対する信頼と同様の手順で、1 年半前との差分を取ることで組織に対するコミットメントの相対的な変化を算出している。な
お、クロンバックのαは第 1 回が 0.835、第 2 回が 0.810 である。
【組織の鍵理解容易度】
組織にとって鍵となる有用なヒトとモノが、組織長交代時に新任上司にとっていかに理解しやすいものかを測定するためのオリジナルの質問であ111

り、次の 2 項目を用いた。これは、現在の組織についてのみ尋ねているた
め、第 2 回目の調査でのみ質問している。具体的な質問項目は次の通りである。
・ 新たな上司は、誰に何を聞けばいいのか着任後にすぐに理解できるだ
ろう・新たな上司は、どこに何があるのか、必要な書類や資材の場所を着任後にすぐ理解できるだろう
いずれの質問項目も「1：まったく違う」から「7：まったくその通り」の 7 点尺度で測定している。クロンバックのαは 0.746 で、2 項目の平均値を算出して、その組織において鍵となる有用なヒトとモノを新たに着任した上司が理解することが容易である程度を計算している。
【上司との面識の期間】
上司として着任する以前から面識があることが、現時点での上司に対する発言のなされやすさに影響を及ぼしている可能性が考えられるため、上司─部下の関係に限らず、どの程度前から上司のことを知っていたのかについてその期間を尋ねた。選択肢を 9 つ提示し、面識のある期間としてもっともあてはまるものを回答してもらった。その上で、上司と面識のある期間が対数化した値と近似するように操作化した。具体的には、「1：3 ヶ月未満」「2：約半年前」「3：約 1 年前」「4：約 2 年前」「5：3 ～ 5 年前」「6：6 ～ 10 年前」「7：11 ～ 20 年前」「8：21 年以上前」である。この変数
を統制変数として分析に用いている。
なお，分析の際には上司との性別の違いをダミー変数で統制変数として投入し、個人の行動に生じる影響をコントロールしている。回答者である
部下と上司が同性である場合には 0 を、異性である場合に 1 を取るダミー112

上司との関係の長さが及ぼす組織内情報共有への影響

変数を用いている。
（3）データ分析の結果
仮説を検証するために重回帰分析を用いた。分析に先立ち、各変数の基本統計量ならびに相関は表 2 ～ 6 に示したとおりである。表 2 は、考察に用いる全 436 名を対象としたものであり、表 3 ～ 6 は、1 年半の間に上司が代わったか否か、直属上司となる以前から知り合いであったか否かという二側面から区分し、それぞれについて対象となる回答者を区分して基本統計量ならびに相関をまとめたものである。このように分けて考察をしている理由は、同一回答者の 1 年半前との回答値の差を取っているため、その 1 年半の間に直属の上司が交代しているものと交代していないものでは「上司」の意味が異なるからである。すなわち、上司が交代している場合には、現上司への信頼と前任上司への信頼の差を取っている一方、上司が交代していない場合には同一の上司に対するこの 1 年半の間での信頼度の変化を測定していることになるからである。したがって、表 2 に示した全436 名を対象とした相関表では、上司への信頼度という変数に上記の異なる内容が含まれていることに注意が必要である。
相関係数から見られることとしては、1 年半前と比較して上司への信頼が増しているほど、情報発信を諦めないようになる傾向が見られている。
また、組織に対するコミットメントが 1 年半前よりも高まっている場合でも同様に情報発信を諦めないようになるという関係が見られる。表３から
表６の回答者を区分したそれぞれの相関表から同様の傾向が見られていることから、組織に対するコミットメントの強化が情報発信を促進し、仮に組織長が代わったとしても職制上の上司に対する信頼感が高まれば、上司に対して情報を伝えても仕方がないという考え方が弱まるようである。

113

表 2：変数の基本統計量ならびに変数間の相関【分析対象全回答者 436 名】
標準
偏差

①

①

情報発信 -0.161 1.384
への諦め

－

②

上司との
面識期間

5.534 1.835

0.069③ 上司が異性0.099 0.298

0.034 -0.042

平均値

②

③

④

⑤

⑤

－

※
※
上司への -0.047 1.417 -0.309
信頼0.027 -0.023

－

⑤

※
※
組織に対する -0.138 1.098 -0.334
コミットメント

0.029

0.019

0.272

－

0.012

0.063

0.124

＊＊

※

※

＊＊

⑥

組織の鍵
3.971 1.080 -0.029
理解容易度

0.079

⑦

④×⑥の
0.089 1.697
交互作用項

0.000 -0.047⑧⑤×⑥の0.124 1.337 -0.093 -0.048 -0.057 -0.082
交互作用項

＊

0.103

†

⑥

－

④

＊＊

⑤

＊＊

－

＊

＊＊

＊＊

＊

0.072 -0.095 -0.204†

0.127 -0.105

－
＊＊

0.186

－

n = 436、②は 8 点尺度、③はダミー変数（上司が異性の場合＝１）、①ならびに④～⑥は 7 点尺度。
※	 ④～⑥の平均値と標準偏差は変数値標準化前の値であり、相関（ピアソンの相関係数）は標準化後の値で算出したものである。
**： 有意水準 1%、*：有意水準 5%、†：有意水準 10%（いずれも両側検定）。

114上司との関係の長さが及ぼす組織内情報共有への影響

表 3：変数の基本統計量ならびに変数間の相関【上司交代、着任前面識なし：回答者 73 名】
平均値

標準
偏差

①

①

情報発信 -0.418
への諦め

1.500

－

②

上司との
面識期間

2.493

1.094 -0.050－③ 上司が異性

0.140

0.346

0.186

②

0.098

④

※
上司への -0
.073
信頼

※

＊＊

⑤

※
組織に対する -0.113
コミットメント※＊＊※

1.723 -0.302
1.116 -0.398

※

③

④

⑤

⑤

⑤

－

0.024 -0.185－

0.032 -0.067

0.279

＊

－

⑥

組織の鍵
3.932 0.998 -0.019
理解容易度

⑦

④×⑥の -0.004
交互作用項

1.749

⑧

⑤×⑥の
0.154
交互作用項

1.202 -0.042 -0.120 -0.108 -0.052 -0.169 -0.319

0.044

⑥

0.007 -0.004
†

0.168

－
＊＊

0.034 -0.087 -0.220 -0.020 -0.067 -0.384

＊＊

－
＊＊

0.591

－

n = 73、②は 8 点尺度、③はダミー変数（上司が異性の場合＝１）、①ならびに④～⑥は7 点尺度。
※ ④～⑥の平均値と標準偏差は変数値標準化前の値であり、相関（ピアソンの相関係数）は標準化後の値で算出したものである。
**： 有意水準 1%、*：有意水準 5%、†：有意水準 10%（いずれも両側検定）。

115

表 4：変数の基本統計量ならびに変数間の相関【上司交代、着任前面識あり：回答者 128 名】
平均値

標準
偏差

①

②

①

情報発信
への諦め

0.094

1.467

－

②

上司との
面識期間

6.227

1.353

0.001

③ 上司が異性

0.110

0.313

0.115 -0.059

※

※

＊＊

※

＊

④

上司への
信頼

0.089

1.441 -0.302⑤

組織に対する -0.109
コミットメント

※

⑥

※
組織の鍵
3.984
理解容易度

※

⑦
⑧

1.052 -0.227

③

④

⑤

⑤

⑥

－
－

0.124 -0.010

－

0.008

0.147

0.025

†

1.079

0.067

0.145 -0.065

④×⑥の
0.153
交互作用項

1.553

0.124

0.039

⑤×⑥の -0.104
交互作用項

1.558 -0.215 -0.002 -0.021 -0.173

＊

⑤

－

0.106 -0.110

－

＊＊

＊＊

＊＊

＊

0.100 -0.080 -0.270 -0.311†－＊

0.436 -0.191 -0.192－

n = 128、②は８点尺度、③はダミー変数（上司が異性の場合＝１）、①ならびに④～⑥は7 点尺度。
※ ④～⑥の平均値と標準偏差は変数値標準化前の値であり、相関（ピアソンの相関係数）は標準化後の値で算出したものである。
**： 有意水準 1%、*：有意水準 5%、†：有意水準 10%（いずれも両側検定）。

116上司との関係の長さが及ぼす組織内情報共有への影響

表 5：変数の基本統計量ならびに変数間の相関【上司同一、着任前面識なし：回答者 112 名】
平均値

標準
偏差

①
－

②

①

情報発信
への諦め

0.049

1.446

②

上司との
面識期間

5.429

1.055 -0.153－③ 上司が異性0.110

0.311 -0.062

0.024

④

※
上司への -0
.048
信頼

※

＊＊

⑤

※
組織に対する -0.239
コミットメント

※

＊＊

※

③

※

⑥

組織の鍵
3.880
理解容易度

⑦

④×⑥の
0.218
交互作用項

1.379

⑧

⑤×⑥の
0.367
交互作用項

1.342 -0.021

0.996 -0.038
†

0.184

⑤

⑤

⑤

⑥

－

1.271 -0.448 -0.014 -0.048
1.188 -0.379

④

－
＊＊

0.138

0.064

0.306

0.050

0.115

0.184

0.092 -0.076

†

－
＊＊

0.363

0.110 -0.079

－
0.010

0.007 -0.036 -0.070 -0.126 -0.128

－
＊＊

0.366

－

n = 112、②は８点尺度、③はダミー変数（上司が異性の場合＝１）、①ならびに④～⑥は7 点尺度。
※ ④～⑥の平均値と標準偏差は変数値標準化前の値であり、相関（ピアソンの相関係数）は標準化後の値で算出したものである。
**： 有意水準 1%、*：有意水準 5%、†：有意水準 10%（いずれも両側検定）。

117

表 6：変数の基本統計量ならびに変数間の相関【上司同一、着任前面識あり：回答者 123 名】
平均値

標準
偏差

①

②

①

情報発信
への諦め

0.049

1.115

－

②

上司との
面識期間

6.715

0.963

0.005

－

③ 上司が異性

0.057

0.233

0.005

0.036

④

※
上司への -0
.173
信頼

※

＊

⑤

※
組織に対する -0.092
コミットメント

※

＊＊

※

†

※

1.318 -0.206 -0.009
1.055 -0.386 -0.026

③

④

⑤

⑤

⑤

－
0.148

－

0.038

0.390

＊＊

－

⑥

組織の鍵
4.065
理解容易度

⑦

④×⑥の -0.039
交互作用項

2.045

0.065 -0.083 -0.068

0.238

0.019 -0.158

⑧

⑤×⑥の
0.123
交互作用項

1.114 -0.002 -0.082 -0.117

0.039

0.224

1.199 -0.156

0.048

⑥

0.031 -0.016
＊＊

0.112

－
†

＊

†

0.149

－
＊＊

0.273

－

n = 123、②は８点尺度、③はダミー変数（上司が異性の場合＝１）、①ならびに④～⑥は7 点尺度。
※ ④～⑥の平均値と標準偏差は変数値標準化前の値であり、相関（ピアソンの相関係数）は標準化後の値で算出したものである。
**： 有意水準 1%、*：有意水準 5%、†：有意水準 10%（いずれも両側検定）。

118

上司との関係の長さが及ぼす組織内情報共有への影響

表 7：階層的重回帰分析【分析対象全回答者 436 名】
被説明変数：

モデルＢ
モデル C
モデルＡ
情報発信への諦め 情報発信への諦め 情報発信への諦め††

上司との面識期間
上司が異性
上司への信頼組織に対するコミットメント
組織の鍵理解容易度
信頼×鍵理解容易度
コミットメント×鍵理解容易度

0.071

R2
Adjusted R2
F
⊿ R2

0.006

0.172

0.002

0.162

0.178

1.356

17.83814.425

0.166

0.019

0.037

0.084

0.078

0.037

0.036

-0.237-0.263-0.274-0.245

＊＊
＊＊

0.013

＊＊
＊＊

0.027

＊＊

0.124

＊

-0.098

＊＊

0.191
＊＊

係数は標準化係数．ｎ =436**：有意水準 1%、*：有意水準 5%、†：有意水準 10%（いずれも両側検定）。

表 8：階層的重回帰分析【上司交代、着任前面識なし：回答者 73 名】
被説明変数：
上司との面識期間
上司が異性
上司への信頼組織に対するコミットメント
組織の鍵理解容易度
信頼×鍵理解容易度
コミットメント×鍵理解容易度
2

R
Adjusted R2
F
⊿ R2

モデルＢ
モデル C
モデルＡ
情報発信への諦め 情報発信への諦め 情報発信への諦め-0.071
0.112-0.045-0.057

0.047

0.058

-0.196-0.194-0.345-0.366

†

＊＊

0.039

†

＊＊

0.037
0.136
-0.1830.015-0.014
0.517

0.203

0.225

0.143

0.141

3.406

2.688

0.188

0.022

＊＊

＊

係数は標準化係数．ｎ =73**：有意水準 1%、*：有意水準 5%、†：有意水準 10%（いずれも両側検定）。

119表 9：階層的重回帰分析【上司交代、着任前面識あり：回答者 128 名】
被説明変数：
上司との面識期間
上司が異性
上司への信頼組織に対するコミットメント
組織の鍵理解容易度
信頼×鍵理解容易度
コミットメント×鍵理解容易度
R2
Adjusted R2
F
⊿ R2

モデルＢ
モデル C
モデルＡ
情報発信への諦め 情報発信への諦め 情報発信への諦め
0.008
0.115

0.034

＊

0.038

0.123

0.110

-0.287-0.338-0.179-0.063

＊＊
＊

0.081

＊＊

0.070
0.047

＊

-0.221
0.013

0.147

-0.003

0.112

0.140

0.835

4.200

3.948

0.134

0.040

＊＊

0.187
＊＊

係数は標準化係数．ｎ =128**：有意水準 1%、*：有意水準 5%、†：有意水準 10%（いずれも両側検定）。

表 10：階層的重回帰分析【上司同一、着任前面識なし：回答者 112 名】
被説明変数：

モデルＢ
モデル C
モデルＡ
情報発信への諦め 情報発信への諦め 情報発信への諦め†

上司との面識期間
上司が異性
上司への信頼組織に対するコミットメント
組織の鍵理解容易度
信頼×鍵理解容易度
コミットメント×鍵理解容易度-0.151

R2
Adjusted R2
F
⊿ R2

0.027

0.305

0.009

0.272

0.334

1.498

9.303

8.947

0.278

0.071

-0.058-0.124-0.077-0.062-0.392-0.439-0.294-0.267

0.156

0.129

＊＊
＊＊
†

＊＊
＊＊

＊＊

0.283

＊

-0.174＊＊係数は標準化係数．ｎ =112**：有意水準 1%、*：有意水準 5%、†：有意水準 10%（いずれも両側検定）。

120-0.1520.376＊＊

上司との関係の長さが及ぼす組織内情報共有への影響

表 11：階層的重回帰分析【上司同一、着任前面識あり：回答者 123 名】
被説明変数：
上司との面識期間
上司が異性
上司への信頼組織に対するコミットメント
組織の鍵理解容易度
信頼×鍵理解容易度
コミットメント×鍵理解容易度
R2
Adjusted R2
F
⊿ R2

モデルＢ
モデル C
モデルＡ
情報発信への諦め 情報発信への諦め 情報発信への諦め
0.005

0.000

0.005

0.033

0.050

-0.079-0.091-0.343-0.360-0.119-0.124

＊＊

0.011

＊＊

0.053
0.093
0.000

0.168

-0.017

0.132

0.131

0.003

4.711

3.625

0.168

0.013

＊＊

0.181
＊＊

係数は標準化係数．ｎ =123**：有意水準 1%、*：有意水準 5%、†：有意水準 10%（いずれも両側検定）。

重回帰分析の結果は表 7 ～ 11 のとおりである。これらは、それぞれ表
2 ～ 6 に対応し、例えば表 7 は全 436 名を対象とした重回帰分析であり、
表 2 と対応するものである。以下、表 8 から表 11 も、表 3 から表 6 にそれぞれ対応している。なお、重回帰分析に際しては、交互作用効果を考察するために、「上司に対する信頼」「組織に対するコミットメント」「組織の鍵理解容易度」を標準化している。また、表 7 の分析結果に関しては、先ほど述べたとおり上司への信頼についての解釈に注意を要する。
各表において、モデル A はコントロール変数のみを投入したモデル、モデル B は交互作用項以外の変数を投入したモデル、モデル C は交互作用項を含めた全ての変数を投入したもので、階層的重回帰分析を行っている。
表 8 に示された、1 年半の間に上司が交代し、その上司とは着任前には面識がないという回答者（73 名）を対象とした分析では、組織に対する
コミットメントが前上司の時よりも現在の方が強まっているほど組織長である上司への情報発信を諦めないようになるという有意な関係が示されている。上司が代わったとしても、組織に対するコミットメントが高まれば121

上司とのコミュニケーションを諦めるのではなく、むしろ促進されるという関係が示唆される結果である。
しかしながら、同じく上司が交代している状況ではあるけれども、その上司を着任以前から知っている場合は、むしろ組織に対するコミットメン
トではなく上司への信頼度がより影響を与えることを表 9 の分析結果が示している。前任上司よりも、着任前から面識のある現上司の方がより信頼できるほど、上司に対する情報発信を諦めることはなくなるという関係が統計的に有意に示されている。ただし、このことは、以前から面識のある
現上司の方が信頼感に劣る場合には情報発信を更に諦めることを意味する
ものでもある。表 8 とは異なり、組織内のヒトとモノの鍵を容易に理解できるときほど組織に対するコミットメントの強さが情報発信を促進するという交互作用効果があることを示している。したがって、組織へのコミッ
トメントが情報共有に与える影響に違いはあるものの、モデレーターとして寄与することが示された。
表 10 と表 11 は、1 年半前の調査時と同一の上司の下にいる回答者を対象とした分析結果である。表 10 は、着任前には面識がなかったが 1 年半
以上同じ上司の下で仕事をしている部下が回答者である。上司への信頼も組織に対するコミットメントも、いずれも以前と比べて高まるほどに情報発信への諦めが弱まることが示されている。さらにモデル C に注目すると、交互作用効果にも統計的に有意な関係が示されている。組織内のヒトとモノの鍵を容易に理解できるときほど組織に対するコミットメントの強さが情報発信を促進するという、表 9 でも見られた交互作用効果がみられる一方で、信頼が増していれば情報発信を諦める傾向があることを示している。後者の解釈としては、鍵となる組織内のヒトとモノが容易に理解できる組織においては、上司を以前よりも信頼するからこそわざわざ情報を発信する必要がないと思うようになるという説明が成り立ちうるものの、組織内のキーパーソンや不可欠な資材などの理解が困難である組織ほど、より信頼する上司に対して情報発信を諦めるようなことをしなくなるとい122

上司との関係の長さが及ぼす組織内情報共有への影響

う考え方もありうる。この交互作用効果の解釈については更に検討する必要があろう。
表 11 では上司としての付き合いも 1 年半以上であり、面識はそれ以上の期間となる上司を持つ部下の回答である。このような長い付き合いの場
合には、信頼が高まるか否かというよりは、組織に対するコミットメントの変化が上司への情報発信に影響を及ぼすことが統計的に示されていることが挙げられる。さらに特徴的な点としては、統計的に有意な関係は示されていないものの、重回帰式における信頼度の変化における標準化係数自体も非常に小さくなっている。さらなる分析を要するものの、組織長とのコミュニケーションにおいて、長期にわたる付き合いがある場合には、属
人的な信頼関係というものが情報共有を促進する要素となるわけではない
点は注目に値するように思われる。
以上の結果を踏まえ、4 つの仮説それぞれについて検討すると、仮説１
ならびに仮説２については、上司─部下の関係の長さによって統計的な観点から仮説が支持される場合と、必ずしも支持されない場合とに分かれる
結果となった。上司に対する信頼度が高まるほど、上司に情報を伝えても仕方がないと部下が考える程度は低くなる傾向が全般的には見られるものの、1 年半を超えた上司─部下の関係で、しかも上司の着任以前から面識があるような長い付き合いの場合には、上司の信頼度はその上司とのコ
ミュニケーションに対して影響を与えるわけではないことが統計的に示された。組織に対するコミットメントが高まるほど、上司に情報を伝えても仕方がないと部下が考える程度は低くなるという関係が統計的に有意なものとして全般的にみられたものの、唯一の例外は、以前から面識がある上司が着任してあまり時間が経っていない場合である。この時は単純にコミットメントが強くなるだけではなく、組織におけるキーパーソンや鍵となる資材などの理解が容易であるかどうかという組織の特徴が調整変数となり、情報発信に影響を及ぼしている。すなわち、組織内の資源動員上の鍵が理解しやすいほど、組織に対するコミットメントと上司に情報を伝え
123

ても仕方がないと部下が考える程度との関係がより強まるという仮説 4 が支持された。
仮説４の関係については、面識がある上司が着任してあまり時間が経っていない場合と、着任前には面識がないけれども上司─部下という関係が1 年半を超えて長く続いているときに、統計的に有意な交互作用効果が生じている。また、仮説３に示した、上司に対する信頼度と上司に情報を伝えても仕方がないと部下が考える程度との関係に、組織の鍵の理解しやすさが調整変数となって交互作用効果が生じたのも、着任前には面識がない
けれども上司─部下という関係が 1 年半を超えて長く続いているときである。それ以外の上司との関係の長さがそれ以外の場合には、仮説３は統計的に有意ではなかった。

５．議論
本稿では、組織における上司との関係の長さが、組織内のコミュニケー
ションに与える影響について考察した。組織内の公式的な上司─部下という関係の期間と、直属上司となる以前を含む面識の期間という二側面に着目し、1 年半という期間を挟んで実施された 2 回の質問票調査から得られた回答データを用いて実証分析を行った。
分析結果からは、この二側面から上司－部下の関係を区分すると、上司に対する情報発信を諦めてしまうというコミュニケーション不全を避ける
要因が異なることが示された。
1 年半の間に上司が交代し、その交代した組織長とは着任前には面識がないという組織においては、組織に対するコミットメントが 1 年半前よりも強まっていれば、上司への情報発信が促進されることが示されたが、前任上司と比較した上司への信頼度の高まりは情報発信を促進する要因としては弱いものであることが統計的に示された。このような組織においては、新しいリーダーとの関係がまだ短いために、リーダーのために情報を124

上司との関係の長さが及ぼす組織内情報共有への影響発信するというよりも、組織により関与する部下であるほど、その組織における経験の短いリーダーに対して情報発信が積極的になされるということを意味しているのかもしれない。ただし、この調査対象者の区分においては前任者と現任上司との信頼度の差を測っていることになるため、着任後に現在の直属上司に対する信頼度がどのような影響を及ぼしているのかについては検討がなされていない。この点は今後の課題である。
これと同じく 1 年半の間に上司が交代し、しかしその交代した組織長とは着任前から面識があるという場合には、前任上司と比較した現在の上司への信頼度の高まりが情報発信を促進する要因であることが示された。さらに、組織内の資源動員上の鍵が理解しやすいほど、組織に対するコミッ
トメントが高まった部下が上司に情報を伝えても仕方がないと考える程度
がより一層低くなるという交互作用効果が示された。この交互作用効果については、上司との関係が着任前から形成されている場合に、前任上司と比べて今の上司は信頼できないと思うほどに上司への情報発信をより諦めているという解釈の方が理解しやすいように思われる。着任前から人となりを知っているからこそ、前任上司よりも信頼できないので伝えても仕方がないという思いがより強まるのではないかと推察される。
着任して初めて面識を持つこととなった上司と部下としての関係が 1 年半を超える場合には、この 1 年半で上司に対する信頼度が向上するほど情報発信が促進されるという関係が見られ、さらに組織におけるキーパーソンや鍵となる資材などの理解が難解であるほどその関係が強化されるという交互作用効果が見られた。換言すれば、部下として上司に接している中でリーダーへの信頼感を増すほどに、それが組織の鍵が理解しにくい組織
であればあるほど、上司に対する情報発信が促されるということである。
組織に対するコミットメントの点では、1 年半前よりもコミットメントが強まっているほど上司とのコミュニケーションが図られ、その関係は組織
におけるヒトとモノの鍵が理解しやすいほどより強まるという交互作用効
果が生じている。このように二種類の交互作用効果が見られたものの、調125

整変数である組織の鍵の理解容易度が、上司への信頼と組織に対するコ
ミットメントに対して逆の作用を及ぼしている点は興味深い結果である。
すなわち、組織の鍵が理解しやすい組織ほどに、上司への信頼が高まるほど情報発信しなくてもよいと考えるのだけれども、組織に対するコミット
メントが強化されていればいるほど情報発信が倍加されるという形になり、交互作用効果の現れ方が異なるのである。したがって、組織内の鍵が理解しやすいか否かという組織の特性に応じて、上司に対する情報発信を促すために行われるべき施策が異なるという実務的な示唆が得られよう。
1 年半以上にわたって同一の上司に仕え、しかも着任前から面識があるという、他の質問票回答者と比べて相対的に長い期間リーダーとの関係を有している場合、上司への信頼という属人的なものではなく、非属人的な組織に対するコミットメントによって上司─部下のコミュニケーションが左右されることが示された。上司への信頼が情報発信に対して有意な影響を及ぼさない理由の一つには、リーダーとの関係が長くなると、信頼しているから言わなくてもよいであろうと考える部下と、信頼しているからこそ腹蔵なく情報発信するのだと考える部下の両タイプのどちらも生じることで、統計的には有意な関係が見いだせなかった可能性が考えられる。この二つのタイプを識別し、組織内コミュニケーションに対してそれぞれがどのような影響を及ぼすのかについて考察することは、今後の残された課題である。
本稿での考察を通じて、着任からの期間だけに限らず、着任前から既知の間柄にあるか否かをも同時に検討することで明らかになった、上司と部下の間で行われるコミュニケーションへの影響の可能性を実証的に示したことは、本稿の貢献の一つであると思われる。上司が着任して公式的職位として築かれた上司－部下としての期間と、以前からの知り合いとして築かれた両者の既知の期間という、公式・非公式の両面からリーダーとの関係の長さが組織に与える影響を明示的に組み入れた考察を行った点も本稿の貢献であろう。
126上司との関係の長さが及ぼす組織内情報共有への影響

その一方で、本稿にはいくつかの限界が存在する。例えば、回答者の主観的な回答をもとにしているため、バイアスがかかっている可能性を排除できないことがある。また重回帰分析を通じて実証的な分析を試みている
ものの、交互作用項を投入した際の決定係数の増加が必ずしも大きくな
く、重回帰式の決定係数自体も必ずしも十分に大きいわけではないこと
は、別の要素がより説明力をもっている可能性を示唆している。今後の研究において、これらの点を克服し知見を深めていくことが、今後に残された課題である。

謝辞
本稿は、JSPS 科研費 23830081 ならびに学校法人武蔵野大学学院特別研
究費の助成を受けて実施した研究の一部である。

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