期待の声掛けが内発的動機づけ及び印象形成に与える影響──場面想定法を用いた探索的検討──
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言語: Japanese
出版者:
公開日: 2023-01-31
キーワード (Ja):
キーワード (En): Tohoku Gakuin University
作成者: 井川, 純一
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https://tohoku-gakuin.repo.nii.ac.jp/records/24932

期待の声掛けが内発的動機づけ及び印象形成に与える影響

文】【論

期待の声掛けが内発的動機づけ及び印象形成に与える影響＊： 場面想定法を用いた探索的検討
井

川

純

一

要旨
上司が部下に期待を持ち，それを適切に伝えることで部下の意欲の向上を促そうとする
ピグマリオンリーダーシップ（Eden，1992）が着目されている。しかし，目上の人物からの明示的な期待の声掛けが常にポジティブな影響を及ぼすか否かについては明らかとなっていない。そこで，本研究においては，2 つの場面想定法調査を用いて，期待の声掛けの効果について検討した。まず，予備調査（N=105）において，本調査で使用する場面想定法シナリオと従属変数とする質問項目を探索的に検討した結果，声掛けの語句と表明者の好ましさが動機づけや印象形成に影響を及ぼす可能性が示唆された。本調査（N=116）では，期待の声掛けではなくもむしろ反発を促す声掛けのほうが内発的動機づけを高めること，表明者の好ましさは内発的動機づけに関係しないことが明らかとなった。また，期待の声掛けは表明者の好印象を形成し，関心を伝えるポジティブな効果を持つ一方で，中立性のなさや隠された意図の存在を推測させてしまうなどのネガ
ティブな効果も明らかとなった。ピグマリオン効果が認められるためには，期待を持つ側の無意識的な行動の変化が重要であり，単純な声掛けのみでは内発的動機づけは上昇
しない可能性が高いことが示された。
目次
I.

背景

II.

予備調査

III. 本調査
IV.

考察

引用文献

背景

I.

管理者が部下に適切に期待を伝えることで，部下の動機づけ，職場の生産性を高めようとするピグマリオンリーダーシップ（Eden, 1992）が着目されている。では，実際に目上の立場からの期待の声掛けは，声をかけられた側にどのような心情の変化をもたらすのであろうか。本研究においては，期待の声掛けが動機づけや二者関係にどのような影響を及ぼすかについて検討するために，場面想定法実験を用いた探索的検討を行った。
＊

本論文は，第 73 回中四国心理学会（予備調査）及び第 81 回九州心理学会（本調査）において発表されたデータを再分析し，加筆修正を行ったものである。なお，データの一部は，廣瀬亮太氏が大分大学経済学部に提出した卒業論文において使用されている。また，2020 年度に大分大学経済学研究科を修了した小池澄人氏には，本論文に執筆にあたり貴重な示唆をいただいた。ここに記して感謝する。

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東北学院大学教養学部論集

第 191 号

期待とピグマリオン効果
他者からの期待の影響についての古典的研究としてピグマリオン効果が挙げられる。ピグ
マリオン効果とは，教員など相対的に高い社会的立場にある者からの期待を込めた対応が，個人の能力や意欲の向上にポジティブな影響を与えるという現象である。Rosenthal & Jacobson（1968）では，無作為に選んだ児童に対して「今後成績が伸びる生徒である」という偽の情報を教師に伝え，教師の期待が児童に及ぼす影響について検討している。その結果，期待を操作された児童たちのその後の成績は，操作されていない児童のそれよりも著しく向上することが明らかとなった。教師期待効果とも言われるこの実験結果は，多方面で大きな影響を及ぼし，その後経営場面（e.g., Tierney & Farmer, 2004）を含め様々な見地から多くの対象に対して研究が蓄積されている。複数のピグマリオン効果に対するレビュー論文（e.g., Brophy, 1983）においては，その一般性と強度について研究者間の意見の相違を認めながらも，これらの現象がしばしば起こることが共有されており，他者からの期待が何らかの形で相手に影響を与えていることは，研究レベルにおいても臨床レベルにおいてもほぼ合意されていると言えるだろう。
ピグマリオン効果と対になる現象として，ゴーレム効果も知られている（Babad, Inbar, andRosenthal, 1982）。ヘブライ語のスラングでダンベル（重し）の意味を持つゴーレム効果は，
ピグマリオン効果とは裏返しに教師が期待をかけないことが生徒の意欲や成績を低下させてしまう現象である。実際の教育現場で，ゴーレム効果を直接検証することの倫理的問題もあるため，ゴーレム効果そのものに着目した研究は非常に少ないが（e.g., Reynolds, 2005），ピ
グマリオン効果に付随した形で複数の研究で再現されている（e.g., Davidson & Eden, 2000）。
また，インタビューと観察に基づき，上司が無意識のうちに部下に対する自信のなさを伝えている様子について検討した研究（Manzoni & Barsoux, 1998）においては，上司によって，「成
績が悪い」と認識されてしまった部下に起こるネガティブな自己実現，自己成就的な影響のプロセスが明らかとなっている。このように，期待と結果の因果関係は，ピグマリオン効果とゴーレム効果の双方で同様のメカニズムに基づいて生じていると考えられる。

ピグマリオンマネジメント
Livingston（1992）の提唱したピグマリオンマネジメントによって，期待の重要性は，職業場面においても注目されるようになった。リビングストンは，仕事における期待の効果を強調し（ピグマリオン効果），逆に低い期待がもたらす負の影響（ゴーレム効果）について論じた。これらの効果は，成人を対象とした就業研修プログラムの実験においても再現されている（King, 1974）。実験では，ローゼンタールらと同様の手法で，プログラムメンバーを職業

2

期待の声掛けが内発的動機づけ及び印象形成に与える影響

高適性者，低適性者にランダムに割り当てている。期待を操作された指導者は，高適性者に対し優れたパフォーマンスを無意識的に期待するようになり，その結果，メンバーのテストの点数や上司や同僚からの評価は向上した。これらの職業場面における先行研究をレビューした Eden（1992）は，ピグマリオン効果を自己実現的予言の一種と位置づけている。何らかの理由をきっかけに，上司の部下の業績に対する期待が高まると，上司は無意識のうちに自分の期待が実現するように部下に対して働きかけ，その結果部下の業績が上昇するのである。
つまり，ピグマリオンマネジメントは上司自身が意識的に部下に期待を持ち，それを適切に伝えることで部下の動機づけを上昇させようという試みであると言えるだろう。
実際，部下のパフォーマンスとリーダーの期待には相関があり，ピグマリオンマネジメン
トを行うことで，部下の自己効力感が上昇することも示されている（Raza, 2013）。近年は，ピグマリオン効果を引き出すリーダーシップとして，1）職場風土の形成，2）期待のアウト
プット，3）やりがいのある仕事のインプット，4）フィードバックの 4 つの側面からなるピ
グマリオンリーダーシップに関する研究も盛んになってきている。例えば，ホテル従業員を対象とした調査では，ピグマリオンリーダーシップは，フォロワーのリーダーへの信頼，組織への信頼，ジョブ・エンゲージメントを促進し，それらがタスク・パフォーマンスの向上と関連していることが示されている（Kim, Kim, Koo, & Cannon, 2019）。期待を明示的に示すことで部下のモチベーションを高めることは，管理職にとっての基本スキルとして求められているのかもしれない。

ピグマリオン効果のメカニズムと他者からの期待の声掛けの影響
なぜ，目上の人物からの期待が他者にポジティブな影響を及ぼすのであろうか。先行研究においては，期待を抱く側が相手に向けて作る雰囲気や，より多くのことを教えようとする傾向の影響が強いとされている。例えば，教師は高期待の生徒に対し，より多くの応答機会，
指導，賞賛を与え，支持的で思いやりを持って生徒と接する（Brophy, 1983）。また，教師が生徒に対して高い期待を抱いている場合，その期待を口頭と非言語の両方で伝える傾向があることも明らかとなっている（Babad, Bernieri, & Rosenthal, 1989）。つまり，他者が期待をかけただけで相手が「勝手に」成長するわけでなく，期待を抱く側の意識的，無意識な働きかけが影響を及ぼしていると考えられる。実際，これまでの実験的アプローチの多くは，目上の立場の人物に期待バイアスをかけた結果の行動の変化，その行動を受けたフォロワーの成績や動機づけを測定する方法（e.g., Rubie-Davies, Peterson, Sibley, & Rosenthal, 2015）が主流であり，明示的に言語化された期待そのもののみで直接アウトカムに結びつくかについてははっきりしていない。そもそも，ピグマリオンマネジメントは，期待を意識させることで3

東北学院大学教養学部論集

第 191 号

目上の立場の人物の行動を変化させ，部下の生産性やモチベーションを上昇させようとする
二者相互依存的な試みであり，単純な声掛けのみを指しているのではないとも言える。
一方，指導者が行う意識的な声掛けのみでも，部下のモチベーションになんらかの影響を及ぼす可能性もある。例えば，言語的報酬が内発的動機づけを高めるエンハンシング効果，
逆に外的な報酬が内発的動機づけを減少させるアンダーマイニング効果（Deci, 1971）などが知られている。外的な報酬が自己決定感や有能感を高めた結果エンハンシング効果が生じる（鹿毛，1995）とすれば，単純に期待を表明されるだけでも内発的動機づけは上昇するだろう。
逆に，声掛けが自己決定感や有能感を妨げるように「誤って」認知されるのであれば，内発的動機づけは下がってしまうかもしれない。

期待の声掛けは常にポジティブか ?
ピグマリオンマネジメントの効果について学習した上司は，本当はあまり期待を持っていなかったとしても，自らの期待を積極的に部下に伝えようとするだろう。一方，上述したよ
うに闇雲な期待の声掛けが必ずしもモチベーションを高めるとは限らない。ではどんなときに，期待の声掛けがネガティブに働きうるのだろうか。
期待の声掛けがネガティブに働きうる状況として，心理的リアクタンスが考えられる。
Kohn（1999 田中訳 2011）は，他者が欲しがったり必要としたりするものを提供し，それによって他者の行動をコントロールしようとする姿勢について，通俗行動主義と呼んで痛烈に批判している。この点から考えれば，もし，期待の声掛けがネガティブに認知されれば，言語的報酬によって自らをコントロールしようとする上司の意図を感じ，結果として内発的動機づけが低下してしまう可能性がある。例えば，そもそもコミットメントが持てず渋々行っている職務（いわゆるブルシットジョブ（酒井，2021））に対し，上司から期待の声掛けを受けた場合には，心理的リアクランスが増加し，内発的動機づけはさらに下がるかもしれない。
また，声掛けをする上司への認知も関連している可能性がある。直感的に考えても，尊敬できる上司からの期待の声掛けと，ネガティブな印象を持つ上司からの期待の声掛けでは，同じ内容であっても受け手の認知は異なるであろう。Li & Fischer（2007）は，ピグマリオン
効果について，自己ピグマリオン過程という概念を用いて説明している。この説明においては，他者への尊敬がその人物を役割モデル化させ，見習い追随することで結果的に対象人物のような人になることを可能にさせるというプロセスが重視されている。もし，尊敬できる
他者からの期待が，「あの人のようになりたい」という気持ちを生じさせ，ピグマリオン効果を引き起こすのであれば，逆にネガティブな印象を持つ他者からの期待の声掛けは，「あの人のようにはなりたくない」というネガティブな影響を及ぼしてしまうかもしれない。

4

期待の声掛けが内発的動機づけ及び印象形成に与える影響

他者から期待に関するこれまでの研究においては，期待の効果がポジティブな影響を及ぼすか否かに着目されており，ネガティブな影響を加味した研究はほとんど見受けられない。
その理由として，現実場面においてネガティブな効果が予想される操作を行うことに倫理的な問題があるという点が挙げられる。そこで，本研究においては，場面想定法を用いて期待の声掛けが与える影響について検討することとした。まず，探索的な予備調査においてシナリオ及び従属変数を作成し，本調査では期待の声掛けが動機づけや二者関係にどのような影響を及ぼすかについて仮説を設けて検討した。

II.

予備調査

予備調査は，本調査で使用する場面想定法シナリオや尺度を精査するために探索的に行った。参加者は広島県内の 2 つの大学の学生 105 名（男性 74 名，女性 31 名，平均年齢 18.72 歳）であり，2015 年 4 月に質問紙を用いて行った。参加者は，試験前に担当教員から声をかけられる内容のシナリオ（本調査参照）を読み，その際のモチベーションや対人認知に関する質問項目に回答した。予備調査については予め広島文化学園大学社会情報学部研究倫理委員
会の審査を受けている。分析には，HAD version 17. 205（清水，2016）を使用した。なお，
回答を得られなかった質問項目については欠損値としてその都度分析から除外している。

シナリオと質問項目
シナリオは，試験前に A 教員から声掛けされる内容で構成された。操作したのは，声掛け語句条件（君には期待しているよ !（N=51）/ がんばれよ !（N=53））と表明者の好ましさ
条 件（ 好 ま し い（N=37）/ 特 段 好 き で も 嫌 い で も な い（N=36）/ あ ま り 好 き で は な い（N=33））の 6 種類のシナリオであった（被験者間要因）。 以降，語句条件（期待・頑張れ），
好ましさ条件（好き・普通・嫌い）と表記する。質問項目は，担当教員に持つイメージを測定するための特性形容詞尺度（林，1978，20 項目，7 件法）及びシナリオ場面における心情を問う 8 つの質問項目（5 件法）を用いた（Table 1）。

分析手順
まず，A 先生への印象を測定する特性形容詞尺度の質問項目について，ダブルローディン
グ及びどの因子にも負荷量が小さいものを削除した繰り返しの探索的因子分析を行った（.40 基準）。スクリープロット及び解釈了解性から因子数を決定し，「意欲的な」，「親切な」，「感じの良い」などの 9 項目からなる個人的親しみやすさ，「責任感のある」，「重厚な」，「こ5

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ころの広い」などの 6 項目からならなる社会的望ましさの 2 因子構造を採用した。次に，作成した 8 つの質問項目の探索的因子分析を行ったが，解釈了解性の高い因子構造が認められなかったため，これらの項目はそれぞれ独立して分析を行った。
A 先生への印象（個人的親しみやすさ・社会的望ましさ）の尺度得点及び 8 つの質問項目
を従属変数とし，語句条件（期待・頑張れ），好ましさ条件（好き・普通・嫌い）を独立変数とした分散分析を行った（Table 1）。なお，予備調査では探索的に用いた質問項目を用いているため，有意水準を 10% に設定し，それらを精緻化して本調査のおける質問項目，シナリオを作成することした。以下に，予備調査で得られた主要な結果と本調査におけるシナリ
オと従属変数の検討結果について示す。

シナリオの構成の検討
まず，交互作用が認められた「声をかけられてうれしい」，「試験をがんばろうと思う」，「ケ
ストロポルカの授業に興味がある」を確認したところ，好ましくない人物からの声掛けの場
合，「頑張れ」よりも「期待」のほうが内発的動機づけを高めることが示唆された。この結果からは，本研究で想定したように相手との関係によって声掛け語句の及ぼす結果が異なることが示唆される。一方，語句の主効果について確認したところ，ほとんどの従属変数において，モチベーションや対人認知に影響を与えていなかった。シナリオで設定した大学教員と学生の関係を考えれば，「頑張れ」と声をかけられるだけで期待を感じたと考えられる。

Table 1

探索的に作成した質問項目とシナリオの関係

従属変数

語句の主効果好ましさの主効果

個人的親しみやすさ

F(1, 93) =2.07, η p=.02, n.s.

F(2, 93) =7.07, η p =.13, p<.01
好き = 普通 > 嫌い

F(2, 93) =0.67, η2p =.01, n.s.

社会的望ましさF(1, 95) =0.12, η2p =.00, n.s.

F(2, 95) =4.62, η2p =.09, p<.05
好き = 普通 > 嫌い

F(2, 53) =1.69, η2p =.03, n.s.

監視されているような気分である。

F(1, 98) =3.66, η2p =.04, p<.10
期待 > 頑張れF(2, 98) =0.01, η2p =.00, n.s.

F(2, 98) =0.38, η2p =.01, n.s.

声をかけられてうれしい。

F(1, 98) =0.38, η2p =.00, n.s.

F(2, 98) =16.55, η2p =.25, p<.01
好き > 普通 > 嫌い

F(2, 98) =14.13, η2p =.08, p<.05
好きな相手 : 頑張れ > 期待

声をかけられて嫌な気持ちである。

F(1, 98) =0.63, η2p =.01, n.s.

F(2, 98) =12.50, η2p =.20, p<.01
好き = 普通 < 嫌い

F(2, 98) =0.35, η2p =.01, n.s.

試験をがんばろうと思う。

F(1, 98) =0.55, η2p =.24, n.s.

F(2, 98) =15.11, η2p =.24, p<.01
好き = 普通 > 嫌い

F(2, 98) =2.53, η2p =.05, p<.10
嫌いな相手 : 頑張れ > 期待

｢ケストロポルカ｣ の F(1, 98) =1.34, η2p =.14, n.s.
授業に興味がある。

F(2, 98) =0.20, η2p =.05, n.s.

F(2, 98) =2.70, η2p =.05, p<.10
嫌いな相手 : 期待 > 頑張れ

試験に向けてやる気が出ている。

F(1, 98) =0.61, η2p =.01, n.s.

F(2, 98) =8.64, η2p =.15, p<.01
好き > 普通 = 嫌い

F(2, 98) =1.93, η2p =.04, n.s.

できるだけ良い成績を取りたい。

F(1, 98) =0.61, η2p =.01, n.s.

F(2, 98) =3.86, η2p =.07, p<.05
好き = 普通 = 嫌い

F(2, 98) =0.70, η2p =.14, n.s.

仕方なく勉強をしようと思う。

F(1, 98) =1.32, η2p =.07, n.s.

F(2, 98) =3.38, η2p =.07, p<.05
好き = 普通 < 嫌い

F(2, 98) =2.34, η2p =.05, n.s.

6

2

2

交互作用

期待の声掛けが内発的動機づけ及び印象形成に与える影響

そこで，本調査の語句条件は「期待しているよ（期待）」と比較対象とする語句を「君には無理だろうけどね（反発）」とし，「声をかけられない（統制）」を追加した 3 種類とすること
で，期待の声掛けの効果について確認することとした。
次に，好ましさの主効果について確認したところ，好ましい人物からの声掛けはモチベショ
ンを高め，対人印象も良好となることが示唆された。一方，多くの従属変数においては，嫌いな人物とそれ以外の水準では差が認められたが，普通と好ましい人物の間には有意差は認められなかった。語句との交互作用について検討するためには，普通を条件に入れることの積極的メリットは存在しないため，本調査における好ましさ条件は，「好ましい（好き）」「あまり好ましくない（嫌い）」の 2 水準で構成することした。

本調査における従属変数の検討
語句において唯一差が認められた「監視されているような気分である」というネガティブな影響については，「頑張れ」よりも「期待」のほうが高くなった。この結果は，期待の声
掛けがポジティブな効果のみを示すわけではないことを意味する。以上の結果と語句の差が認められなかった対人認知に関する結果を踏まえて，本調査においては，A 先生への印象についてより詳細に測定できる尺度を使用することとした。また，「単位を取るために，仕方なく勉強をしようと思う」については唯一，好ましい人よりも，嫌いな人物のほうが得点が高くなったが，この質問項目においては，「仕方なく」という点が強調されたと考えられる。
この結果からは，他者からの声掛けがモチベーションに与える影響については外発的動機づ
けと内発的動機づけで異なる可能性が示唆される。そのため，本調査においては，両種類の動機づけを測定可能な尺度を使用することした。

III.

本調査

本調査では，予備調査において探索的に設定した質問項目やシナリオを修正した場面想定
法調査を行った。シナリオについては，声掛け語句条件（期待・統制・反発）及び表明者の好ましさ条件（好き・嫌い）を操作した 6 種類とし，シナリオ場面において測定する心情は，
モチベーション（内発的動機づけ・外発的動機づけ）及び表明者の印象（ポジティブ・ネガティブ）とし，以下の仮説を検討した。なお，外発的動機づけについては，仮説に含めず探索的に検討した。

7

東北学院大学教養学部論集

仮説 1
仮説 1-1

第 191 号

声掛け語句と表明者の好ましさが内発的動機づけに及ぼす影響
内発的動機づけは，期待の声掛けで高まり，反発の声掛けで低くなる。

エンハンシング効果（Deci, 1971）により，期待の声掛けが内発的動機づけを促進させる一方で，ネガティブなメッセージである反発の声掛けは心理的リアクタンスを招くため，何も声掛けをしない統制よりも内発的動機づけが小さくなると考えられる。
仮説 1-2

表明者が好ましい人物の場合，内発的動機づけが高くなる。

好ましくない人物よりも，好ましい人物から声をかけられることで自己ピグマリオン過程（Li & Fischer, 2007）が刺激され，内発的動機づけが大きくなると予測される。
仮説 1-3

好ましくない人物からの期待の声掛けは内発的動機づけを減少させる。

好ましくない他者から期待をかけられた場合，マネジメントする立場から他者をコント
ロールしようとする通俗行動主義の意図を感じ，内発的動機づけが小さくなると考えられる。

仮説 2
仮説 2-1

声掛け語句と表明者の好ましさが表明者の印象形成に与える影響
期待の声掛けはポジティブ，反発の声掛けはネガティブな印象を形成する。

好意的な声掛けである期待がポジティブな印象を形成する一方，反発の声掛けは，声掛けのない統制よりもネガティブな印象を与えると考えられる。
仮説 2-2

表明者が好ましい人物の場合，ポジティブな印象が形成される。

シナリオの操作が適切であれば，好ましくない人物よりも，好ましい人物に対しポジティ
ブな印象を持つと考えられる。
仮説 2-3

好ましくない担当教員から期待の声掛けを受けた場合，好ましい教員のそれよ

りもポジティブな印象が形成される。
ゲインロス効果（Aronson & Linder, 1965）から考えれば，最初から正の評価をするよりも負の評価から正へと変化した場合のほうが，より好意的な印象形成がなされる。つまり，好ましくない人物から期待というポジティブな声掛けを受けることで，ポジティブな印象形成が促進される可能性がある。

方法
調査参加者

調査参加者は，地方国立大学の学生 116 名（男性 62 名，女性 54 名。平均年

齢 19.20 歳，SD=1.13 歳）であった。
手続き

調査は質問紙を用いた場面想定法実験によって行われた。調査票は回答者が概ね10 分以内に回答できるように，教示文，同意書及び以下の質問項目で構成されていた。調査参加者は，性別，年齢及び個人特性に関連する質問項目に回答後，場面想定シナリオを読8

期待の声掛けが内発的動機づけ及び印象形成に与える影響

Table 2

場面想定法で使用したシナリオ

あなたは，大学生で ｢ケストロポルカ｣ という科目を履修しています。この科目は，必修科目ではありませんが，卒業するためにはぜひ取得しておきたい単位の一つです。ところがこの科目は単位の認定が厳しく，単位を取るためには毎回出席したうえで，かなり勉強しないといけないという噂です。そのため，あなたは，毎回授業の際には前のほうに座り内容は聞き逃さないようにしています。
あなたは ｢ケストロポルカ｣ の授業の内容については，特段好きでも嫌いでもありませんが，担当する A 先生のことは（好ましく思っています / あまり好きではありません）。好ましさ条件（好き / 嫌い）
最後の授業を終えた際，あなたは A 先生から声をかけられました。
｢来週はいよいよ試験だね。（君には期待しているよ ! / どうせ君には無理だと思うけど / 声掛けなし）。｣
語句条件（期待 / 反発 / 統制）

み，その場面でどのように感じるかについての質問項目に回答した。分析には，HAD version 17. 205（清水，2016）及び R4.2.1（R core Team, 2021）を使用した。なお，回答を得られなかった質問項目については欠損値としてその都度分析から除外している。
シナリオ

語句条件（期待・反発・統制）及び好ましさ条件（好き・嫌い）をそれぞれ対応させた 6 種類のシナリオを作成した。Table 2 にシナリオ内容を示す。
個人属性 「あなた自身のことを教えてください。」と教示し，性別（男性・女性・その他・
答えたくない），年齢の項目に回答を求めた。
モチベーションの測定

モチベーションを精緻に測定するため，大学生用学習動機づけ尺度（岡田 ･ 中谷，2006）を，内発的動機づけと外発的動機づけに分類抽出し，それぞれ本研究の目的に合致するように改変したものを使用した。なお，シナリオの呈示前には，｢大学の講義やサークル活動，資格試験対策など，日常においてさまざまなことを学んだり，勉強したりすることについてお尋ねします。あなたは，その学習 ･ 勉強などの活動をどのような理由で行っていますか｣ と教示し，ベースラインのモチベーションを測定した。シナリオ呈示後は，｢あなたが ｢ケストロポロカ｣ の勉強に取り組む理由について教えてください。｣ と教示し，シナリオ場面におけるモチベーションを測定した。
「1 : まったく当てはまらない」
から「5 : 非常に当てはまる」の 5 件法で回答を求めた（Table 3）。
Table 3
内発 / 外発

大学生用学習動機づけ尺度から抜粋
質問項目

内発的動機づけ

好奇心が満たされるから内容を理解できるようになるのがおもしろいから考えたり，頭を使ったりするのが好きだから知識や能力が身につくのが楽しいからわからなかったことをわかるようになると自信がつくから

外発的動機づけ

まわりの人についていけなくなるのが嫌だからしておかないと不安だから
よい成績や評価を得たいからあとで困るのが嫌だからしておかないと恥ずかしいから

9東北学院大学教養学部論集

表明者の印象測定第 191 号

シナリオ内の A 教員への印象を測定するため，20 項目で構成される

日本版 State Social Paranoia 尺度（森本，2015）改変して使用した。
「あなたがシナリオの学生の立場であれば，A 先生にどのような印象を抱きますか ?」と教示し，「1 : まったく当て
はまらない」から「5 : 非常に当てはまる」の 5 件法で回答を求めた。

結果
尺度の分析

モチベーション及び表明者の印象を測定するために使用した尺度について

は，スクリープロットを参考に因子数を決定し，最尤法，プロマックス回転を用いた探索的因子分析を行った。モチベーションについては，ベースラインにおいてもシナリオ場面においても想定した 2 因子構造が認められた（ベースライン : 外発的動機づけ（α=.84），内発的動機づけ（α=.83），シナリオ場面 : 外発的動機づけ（α=.84），内発的動機づけ（α=.70）。表
明者の印象については，被害的印象（α=.95），好印象（α=.88），無関心（α=.79）の 3 因子が抽出された（Table 4）。以降の分析には，それぞれの因子得点を平均し，印象得点として使Table 4

日本版 State Social Paranoia 尺度の因子分析結果

質問項目

被害的印象

好印象

無関心

h2

A 先生は私を孤立させようとしている

.96

.22

.23

.82

A 先生は私に恨みを持っている

.95

.16

.05

.76

A 先生は私に対して敵意を抱いている

.92

.07

−.09

.76

A 先生は機会さえあれば私を傷つけるだろう

.86

−.09

−.13

.82

A 先生は私を苛立たせようとしている

.81

−.14

−.18

.80

A 先生は私を脅かしたいと思っている

.80

−.11

−.08

.74

A 先生は私を苦しめようとしている

.80

−.06

−.06

.68

A 先生は私を怖がらせようとしている

.70

.07

.08

.45

A 先生は私を困惑させようとしている

.66

−.18

−.10

.60

A 先生は私に対して悪意を持っている

.63

−.32

−.09

.73

A 先生は信頼できる人である

.13

.88

−.05

.66

A 先生は非常に安全な人である

.09

.84

.03

.61

A 先生は私に親切にしようとしている

−.10

.75

−.11

.70

A 先生は親切である

−.01

.69

−.08

.50

A 先生は私に対して親しみを持っている

−.18

.69

−.06

.68

A 先生は私のことを気にしていない

.28

.01

.83

.83

A 先生は、私の存在に関心を払っていない

.21

−.10

.80

.80

A 先生は私に対して何の意図も持っていない

−.20

−.13

.55

.31

A 先生は私に対して中立的である

−.27

.10

.52

.33

A 先生は私に特別な感情を抱いていない

−.16

−.05

.52

.27

被害的印象

1.00

−.63

.16

好印象

−.63

1.00

−.14

無関心

.16

−.14

1.00

因子間相関

10

期待の声掛けが内発的動機づけ及び印象形成に与える影響

用している。
声掛け語句と表明者の好ましさが動機づけに及ぼす影響 モチベーション（内発的動機づけ，外発的動機づけ）に語句と好ましさが与える影響について検討するため，べースラインとシナリオ時のモチベーションの変化を被験者内，語句条件（期待・反発・統制），好ましさ条件（好き・嫌い）を被検者間に配置した分散分析を行った（Table 5）。外発的動機づけにおいては，すべて有意差は認められなかった一方で，内発的動機づけにおいては，語句の主効果及び変化の主効果が認められた。Holm 法を用いた下位検定の結果，統制よりも反発のほうが内発的動機づけが高く，期待はどちらの語句とも有意差は認められなかった（Figure1）。また，ベースライン内発的動機づけ（M=3.40, SE=0.07）のほうが，シナリオ場面における動機づけ（M=2.76, SE=0.11）よりも大きくなった。なお，好ましさの主効果及び交互作用は認められなかった。
印象形成に声掛け語句と表明者の好ましさが与える影響表明者の印象形成に声掛け語句と表明者の好ましさが与える影響について検討するために，語句条件（期待 ･ 反発・統制），
好ましさ条件（好き ･ 嫌い）を独立変数，印象得点（被害的印象・好印象・無関心）を従属変数とした多変量分散分析（MANOVA）を行ったところ，語句の主効果（Λ=0.34, F（6, 216）

Table 5
語句

期待
N=38

反発
N=41

統制
N=37

声掛け語句と表明者の好ましさが動機づけに及ぼす影響

好ましさ

内発的動機づけ

Mean

（SE）

外発的動機づけ

Mean

（SE）

好き
N=21

ベースライン

3.43（0.18）

ベースライン

3.23（0.20）

シナリオ時

3.03

（0.21）

シナリオ時

3.34

（0.21）

嫌い
N=17

ベースライン

3.40（0.20）

ベースライン

3.19（0.16）

シナリオ時

2.79

（0.24）

シナリオ時

3.07

（0.18）

好き
N=22

ベースライン

3.55（0.14）

ベースライン

3.37（0.23）

シナリオ時

3.11

（0.20）

シナリオ時

3.35

（0.26）

嫌い
N=19

ベースライン

3.67（0.21）

ベースライン

3.42（0.22）

シナリオ時

3.10

（0.42）

シナリオ時

3.55

（0.18）

好き
N=19

ベースライン

3.36（0.15）

ベースライン

3.54（0.19）

シナリオ時

2.48

（0.23）

シナリオ時

3.68

（0.18）

嫌い
N=18

ベースライン

3.02（0.20）

ベースライン

3.11（0.21）

シナリオ時

2.08

（0.26）

シナリオ時

3.32

（0.23）

語句の主効果F（2, 108）=5.58, η p =.09, p<.01

F（2, 110）=0.84, η p =.02, n.s.

好ましさの主効果

F（1, 108）=0.92, η2p =.01, n.s.

F（1, 110）=0.88, η2p =.01, n.s.

変化の主効果F（1, 108）=38.87, η p =.27, p<.01

F（1, 110）=0.93, η2p =.01, n.s.

語句 × 好ましさ

F（2, 108）=0.62, η p =.01, n.s.

F（2, 110）=0.96, η2p =.02, n.s.

語句 × 変化F（2, 108）=1.71, η p =.03, n.s.

F（2, 110）=0.43, η2p =.01, n.s.

好ましさ × 変化

F（1, 108）=0.44, η p =.00, n.s.

F（1, 110）=0.00, η2p =.00, n.s.

語句 × 好ましさ × 変化

F（2, 108）=0.04, η p =.00, n.s.

F（2, 110）=0.51, η2p =.01, n.s.

2

2

2
2
2
2

2

11

東北学院大学教養学部論集

第 191 号

内発的動機付けに及ぼす語句の主効果

Figure 1.

=25.33, η2p =.41 p < .01）及び好ましさの主効果（Λ=0.88, F=4.87, η2p =.06, p < .01）
（3, 108）=0.67, η2p =.01, n.s.）｡ 次に，が認められ，交互作用は認められなかった（Λ=0.96, F（6, 216）
印象得点それぞれを従属変数とした 2 要因分散分析を行った（Table 6）。まず，すべての印
象得点で主効果が認められた語句の影響について Holm 法を用いた下位検定を行った結果（Figure 2），他の語句と比較して期待が最も好印象，反発の声掛けが最も被害的印象を形成していた。なお，無関心においては，統制が最も大きくなり，期待との間に有意差が認められた。次に，好ましさの影響について確認したところ，好印象及び被害的印象において主効
果が認められた。Holm 法を用いた下位検定の結果，好ましい人物（M=3.21, SE=0.09）のほうが嫌いな人物（M=2.74, SE=0.10）よりも好印象，嫌いな人物（M=2.31, SE=0.09）のほうが好ましい人物（M=1.80, SE=0.08）よりも被害的印象をもたらすことが明らかとなった。
なお，交互作用はすべての印象得点において認められなかった。

Table 6

声掛け語句と表明者の好ましさが印象形成に及ぼす影響
好印象

被害的印象

無関心

語句

好ましさ

Mean

（SE）

Mean

（SE）

Mean

（SE）

期待

好き（N=21）3.81（0.12）

1.29（0.11）

2.16（0.16）N=38

嫌い（N=17）

3.49（0.24）

1.37（0.14）

2.15（0.11）

反発

好き（N=22）2.37（0.14）

2.74（0.18）

2.55（0.16）

N=40

嫌い（N=18）

1.92（0.19）

3.07（0.15）

2.29（0.20）

統制

好き（N=18）

3.45（0.11）

1.38（0.11）

2.53（0.18）N=36

嫌い（N=18）

2.82（0.19）

1.81（0.17）

2.83（0.25）

語句の主効果F（2, 110）=43.77, η2p=.44, p<.01

F（2, 110）=68.19, η2p =.55, p<.01

F（2, 110）=4.07, η2p =.07, p<.05

好ましさの主効果

F（1, 110）=11.90, η2p=.10, p<.01

F（1, 110）=5.46, η2p =.05, p<.05

F（1, 110）=0.01, η2p =.00, n.s.

語句 × 好ましさ

F（2, 110）=0.44, η =.01, n.s.

F（2, 110）=0.70, η =.01, n.s.

F（2, 110）=1.21, η2p =.02, n.s..

12

2
p

2
p

期待の声掛けが内発的動機づけ及び印象形成に与える影響

Figure 2.

IV.

印象に及ぼす語句の主効果（左から好印象，被害的印象，無関心）

考察

本研究においては，声掛け語句と表明者の好ましさが内発的動機づけ及び印象形成に及ぼす影響について検討した。仮説とは異なり，期待よりも反発の声掛けのほうが内発的動機づけを高めること，表明者との関係は内発的動機づけには関係しないことが明らかとなった。
また，期待の声掛けは表明者の好印象を形成し，関心を伝えるポジティブな効果を持つ一方
で，中立性のなさや隠された意図の存在を推測させてしまうなどのネガティブな効果も明らかとなった。以下に，仮説ごとに本研究で明らかとなった知見をまとめ考察する。

仮説 1
仮説 1-1

声掛け語句と表明者の好ましさが内発的動機づけに及ぼす影響
内発的動機づけは，期待の声掛けで高まり，反発の声掛けで低くなる（不支持）。

声掛け語句が内発的動機づけに及ぼす影響について検討したところ，期待の声掛けではな
くむしろ反発の声掛けが内発的動機づけを上昇させた。統制条件と期待の声掛けの間に有意差が認められなかったことからも，仮説とは異なり期待という言語的報酬は内発的動機づけを高めなかったといえる。この理由としてシナリオ場面（興味のない講義）における元々の内発的動機づけの低さが関係した可能性がある。変化の主効果の結果からは，シナリオ場面における内発的動機づけは，参加者の普段のそれよりも小さいことが示されている。つまり，
元々内発的コミットメントが低いタスクであったことが，仮説とは逆に反発の声掛けが内発的動機づけを高めた理由と考えられる。アンダーマイニング効果とエンハンシング効果のメ
カニズムに関する認知的評価理論（Deci, 1975）では，内発的動機づけには個人の持つ有能感が関係していることが示されている。
「期待してるよ」という声掛けは，その期待に答えられない可能性を刺激する一方で，「無理だろうけどね」という声掛けは，うまく行けば有能感が上昇するチャンスを示しており，内発的動機づけを大きくしたのかもしれない。この結13

東北学院大学教養学部論集

第 191 号

果からは，期待の声掛けが必ずしも内発的動機づけを高めるとは限らないことが示唆された。
仮説 1-2

表明者が好ましい人物の場合，内発的動機づけが高くなる（不支持）。

表明者の好ましさが内発的動機づけに及ぼす影響について検討したところ，表明者の好ましさによって内発的動機づけに差は認められなかった。武藤（2012）では教師と生徒，上司と部下等の役割関係を超えた心からの尊敬感情が，自己ピグマリオン過程を顕著に生じさせることが示唆されている。本研究のシナリオで操作したような好ましく感じる程度の関係においては自己ピグマリオン過程が十分に刺激されなかったと考えられる。この結果からは，管理者がピグマリオンマネジメントを行う場合には，予め良好な二者の信頼関係の構築が必要不可欠であることが示唆された。
仮説 1-3

好ましくない人物からの期待の声掛けは内発的動機づけを減少させる（不支持）。
好ましくない他者からの期待の声掛けが，通俗行動主義の意図を感じさせ，内発的動機づけが下がると仮定したが，語句と好ましさの交互作用は認められなかった。今回のシナリオ
では，動機づけを下げることで得る不利益は参加者本人に帰属するため，リアクタンスの影
響が小さくなったと考えられる。また，シナリオ場面における好ましさの操作の程度を好ましい（好き），好ましくない（嫌い）という比較的ソフトな表現としたことも仮説通りの結果が認められなかった理由の一つかもしれない。

仮説 2
仮説 2-1

声掛け語句が表明者の印象形成に与える影響
期待の声掛けはポジティブ，反発の声掛けはネガティブな印象を形成する（支持）。
声掛け語句が印象に及ぼす影響について検討したところ，期待が最も好印象であり，反発の声掛けのような被害的印象をもたらしていなかった。この結果から，比較的権威勾配のある関係性における期待の声掛けは，少なくとも反発の声掛けや声掛けを行わないことよりも適切な声掛けであると言える。一方，無関心において示された統制との有意差は，期待の声
かけのポジティブな側面とネガティブな側面の両方の可能性を示す。無関心を構成する質問
項目の中には，関心を示す質問項目以外にも，「中立的」や「なんらかの意図」に関する質問項目が含まれている。予備調査の結果が示すように，目上の立場の人からの期待の声掛けは，自分に対する関心だけでなく，ひいきや，行動の被コントロール感も同時に惹起させてしまうのかもしれない。
仮説 2-2

表明者が好ましい人物の場合，ポジティブな印象が形成される（支持）。

好ましさが印象に及ぼす影響について確認したところ，好印象及び被害的印象において好14

期待の声掛けが内発的動機づけ及び印象形成に与える影響

ましい人物がより好印象であり，好ましくない人物が被害的印象をもたらすことが明らかとなった。この結果は，シナリオにおける好ましさの操作が適切であったことを示す。
仮説 2-3

好ましくない担当教員から期待の声掛けを受けた場合，好ましい教員のそれよ

りもポジティブな印象が形成される（不支持）。
ゲインロス効果（Aronson & Linder, 1965）の観点から，最初から正の評価をするよりも負の評価から正へと変化した場合のほうが，より好意的な印象形成がなされると想定したが，本研究においてはこれらの結果は認められなかった。好ましい人物は好印象を，好ましくない人物は被害的印象を形成し，交互作用が認められなかったという結果からは，対人認知に及ぼす声掛けは，一度の声掛けよりも元々の関係性の影響のほうが強いことを意味する。表
面上の期待の声掛けは確証バイアス（Nickerson, 1988）を覆して，二者関係を改善するほどの効果はないのかもしれない。
本研究のまとめ本研究では，期待の声掛けが表明者の印象形成にポジティブな影響を及ぼすことが明らかとなった。しかし，期待の声掛けは，自分に対する関心だけでなく，ひいきや被コントロール感も同時に惹起させてしまう可能性がある。また，二者関係が良好になることが職場環境にポジティブな影響のみを起こすわけではない。例えば，教師の差別的行動に対する他の生徒の認識は，モラル低下や否定的反応と関連していることが示されている（Babad, 1995）。期待の声掛けを行うことで，声掛けを得られなかった他の人物の内発的動機づけを下げてしまう可能性があるのであれば，その伝え方には十分な注意が必要であろう。
また，仮説で想定した期待の声掛けによる内発的動機づけの上昇は認められなかった。ピグマリオン効果が認められるためには，期待を持つ側の無意識的な行動の変化が重要であり，単純な声掛けのみでは内発的動機づけは上昇しない可能性が高い。そもそも，Jussim & Harber（2005）のレビュー論文では，ピグマリオン効果の効果量が現場レベルで実感されているよりも小さい一方で，教師にはその誤った信念（期待が他者を成長させる）が共有されていることが述べられている。この誤った信念が示すように，ピグマリオンマネジメントという発想そのものが，ある意味通俗行動主義に基づいた幻想といえるのかもしれない。
本研究の課題と展望

本研究においては，仮説で想定した期待の声掛けによる内発的動機づけの上昇は認められなかった。一方，学生のみを対象とした本研究の研究デザインには，複数の課題が存在する。例えば，
想定するタスクをコミットメントが高いものに調整すれば，期待の声掛けが内発的動機づけを上昇させる可能性もある。また，本研究で使用したシナリ
オは，試験を受ける側とその判定をする側の相反する立場であったため，尊敬する他者を見習い追随する自己ピグマリオン過程（Li & Fischer, 2007）が起こらなかった可能性もある。
今後，タスクそのものへの元々の内発的動機づけを考慮したり，同一のタスクに挑む先輩後

15

東北学院大学教養学部論集

第 191 号

輩などのシナリオ上の工夫をしたりする必要がある。また，関係性の操作についても，尊敬や憎しみといったもう少し極端な表現によって好ましさの影響を検討することが必要であろう。

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（いがわ

じゅんいち

東北学院大学教養学部

准教授）

17