論文

環境配慮行動のためのモチベーティブ・コミュニケーションモデル
における動機の内在化
史† a)

白岩
長田

典子†

片平

建史†

饗庭絵里子††

飛谷

謙介†

藤巻

志保†††

吉田

功†††

小村

規夫†††

An Internalization of the Motivation in Motivative Communication Model for
Pro-Environmental Behavior
Aya SHIRAIWA†a) , Kenji KATAHIRA† , Eriko AIBA†† , Kensuke TOBITANI† ,Noriko NAGATA† , Shiho FUJIMAKI††† , Isao YOSHIDA††† , and Norio KOMURA†††

あらまし ある行動に取り組もうとする気持ちを促進させるために重要なことは，本人の自発的なやる気（自律的な動機）を喚起させることである．動機には「内発的動機」と「外発的動機」があり，外発的動機は内在化の程度によって「他律的な外発的動機」と「自律的な外発的動機」に分けられている．この自律的な外発的動機と内発的動機が「自律的な動機」であり，それぞれは「興味・愉しみ」と「内在化した価値」に基づいている．本
研究では，環境配慮行動において自律的な動機の内在化を促進するための「モチベーティブ・コミュニケーショ
ンモデル」を提案する．環境配慮行動に関する質問紙調査を行い，その結果から，動機や動機間の因果関係，及びユーザタイプの特性を明らかにした．また，ユーザそれぞれに対する動機の内在化の度合いの定量的な尺度を提案した．今後は実証実験によって，内在化尺度の妥当性を検証し，各ユーザタイプ，及び動機に合わせて動機の内在化を促進させることを目指す．
キーワード

モチベーティブ・コミュニケーション，内発的動機，自律的な外発的動機

1. ま え が き

ラダイムを作り出すことが必要である．
そこで，日常生活を営む上で，ヒトの気持ちや行動

現代社会は，環境とエネルギーの問題や少子高齢化の中に含まれる「楽しさ」や「やりがい」を感じるも問題などの困難な課題に直面しており，豊かで持続可のの本質を探求し，これを新たな質的価値として提能な社会のあり方を模索している．この持続可能な社案する．行動を起こす際に生じる直接の原因は「動機会のためには，質的な発展が不可欠といわれている．

（モチベーション）」と定義されており [1]，動機は，行

しかしながら，世界人口の急激な増加や地球環境の破動が楽しいものであるとき，またやりがいを感じるた

壊などから，これまでのように経済的指標による物質

めに行動を行うときに喚起されるものである．ヒトは的豊かさのみを追求することは困難である．したがっ

外的な力よりも，内的な，すなわち自発的な力によって，新たな質的価値を導入し，それを用いた発展のパて動機づけられることが明らかにされており [2]，豊か†で持続可能な社会を実現するためには，一人ひとりが関西学院大学大学院理工学研究科 感性価値創造研究センター，三田市

主体的に，楽しく，継続的に，新たな質的価値を創造

Graduate School of Science and Technology, Kwansei Gakuin

する行動を行うことが必要である．そのためには，こUniv., Research Center for Kansei Value Creation, Sanda††shi, 669–1337 Japan

うしたヒトの行動を促進する動機の構造を解明し，指電気通信大学大学院情報システム学研究科，調布市

標化することが必要である．

Graduate School of Information Systems, University ofElectro-Communications, Chofu-shi, 182–8585 Japan†††本 研 究 で は ，環 境 や エ ネ ル ギ ー の 観 点 か ら 持 続（株）本田技術研究所，和光市

可能な社会を実現するために，環境配慮行動（Pro-

Honda R & D Co., Ltd., Wako-shi, 351–0193 Japan

Environmental Behavior; 以後 PEB とする）に焦点

a) E-mail: shiraiwa@ele.tottori-u.ac.jp
DOI:10.14923/transinfj.2014JDP7070

300

電子情報通信学会論文誌を当てた．PEB とは，環境にやさしい行動，すなわちc 一般社団法人電子情報通信学会 2015
D Vol. J98–D No. 2 pp. 300–308 論文／環境配慮行動のためのモチベーティブ・コミュニケーションモデルにおける動機の内在化

エネルギー・資源の消費や環境への負荷がそれぞれ相れる段階と PEB を行う動機から行動を起こす二つの対的に小さい行動のことである [3]．PEB を促進する

段階からなるモデル [3] や，PEB への関心，動機，行動機の構造を指標化することで，より楽しく，効果的動の実施の因果関係を示したモデル [8] が構築されてに行動を継続することが可能になると考えられる．そいる．更に HEMS に組み込むシステムとしては，人のため，PEB における動機を喚起・促進させるモデル

間の行動原理 [9] をもとにしてユーザに合わせたアドとして，「モチベーティブ・コミュニケーションモデル」

バイスを提示するシステム [10]，ゲーミフィケーショ

を提案し，行動する際に生じる動機や，動機とユーザン要素を取り入れることで難し過ぎない目標を立て，タイプや行動実施頻度との関係，動機の内在化の度合

目標を可視化し，達成することで報酬を与えて動機づいを明らかにする．将来的には，この指標を省エネルけを行うシステム [11]，ヒトの心理面を考慮した情報

ギーマネジメントシステムの HEMS (Home Energyの提示を映像や音声，音楽，擬人化されたキャラクタ

Management System) や BEMS (Building Energyなどとともに提示することで省エネ意識と省エネ行動

Management System) に組み込むことで，各ユーザを促進するシステム [12] などが提案されている．

の動機で個別化されたシステムを設計・開発することが可能であると考えられる．

しかしながら，これらの研究では，ある一時点でのユーザの動機がモデル化されているが，継続して動機

2. 先 行 研 究の内在化の度合いの変化を追うためには，さまざまなユーザがどの程度内在化しているかを測定するため動機に関する研究はこれまでに多く行われてきた．

の定量的な尺度が必要である．システムについても，

動機は「内発的動機」と「外発的動機」に分けられてユーザが内発的に動機づけられているかや，内在化がいる [4]．内発的動機は，その行動を行う理由が「面白どの程度進んでいるかは考慮されていない．また，行

いから」，「楽しいから」という場合に生じる動機であ動を行う際に生じる動機は一つではなく，内在化の度り，内発的動機が生じているとき，ヒトは，自律的，合いが同程度のユーザが，同じ行動を行ったとしてもすなわち自分の意思によって行動に取り組んでいる．

一人ひとりが同じ動機をもっているとは限らない．し外発的動機は，目的を達成するために行動を行う場合

たがって，ある行動に対するさまざまな動機と，それに生じるものであり，外発的動機が生じているときは，らの相互作用を明らかにする必要がある．

他律的，すなわち主に他者からの圧力や報酬など，他からもたらされるものによって行動に取り組む．

自分の興味や愉しみに基づいて行動すると，より楽しく効果的に行動できること [13], [14], [15], [16] や，

外発的動機は，社会的な価値や規範を自分の価値観

内在化を促進し，内発的に動機づけられた状態に近づに一致させる過程である「内在化」の度合いによって，けるためには，自律性を促進することが必要であると他律的な段階と内在化が進んだ段階に分けて捉えられいうこと [17], [18] が報告されている．しかしながら，ている [4], [5]．内在化が進んでいない他律的な段階で興味や愉しみの効果的な提示方法や自律性の促進方法

は「他律的な外発的動機」が生じ，それよりも内在化

を個人に合った形で提案する手法は確立されていない．

が進むと「自律的な外発的動機」が生じる．他律的な本研究では，PEB において，自律的な動機を喚起

外発的動機は，従来の外発的動機であり，自律的ではし，促進させるモデルとして，「モチベーティブ・コミュ

なく，外部からの圧力や義務感などから行動を取り組

ニケーションモデル」を提案する．このモデルでは最む際に生じる動機である．自律的な外発的動機は，外終的に，各ユーザの動機の内在化の度合いに合った方発的動機に含まれているが，内在化が進んでいるため

法で，PEB を楽しく効果的に行えるようにすること

自律的に行動する．ただし，その行動は目的達成のたを目的とする．PEB を行う際に生じる動機を抽出し，めの手段である．これら 2 種類の外発的動機の上に，

動機や行動実施頻度とユーザタイプの関係や，動機の内発的動機が位置づけられており [5], [6]，自律的な外内在化の度合いを明らかにする．これらを明らかにす

発的動機と内発的動機を含めて，「自律的な動機」と呼ることで，情報や結果・効果の提示方法を個別化でき，ばれている [5], [7]．この自律的な動機は，行動に取り今後はさまざまな行動に対する動機の内在化の一般化

組もうという気持ちを促進させるために必要である．

にも応用することが可能であると考えられる．

これまでに，PEB と動機に関する研究において，環境問題へのリスク認知から環境配慮への目標が形成さ
301

電子情報通信学会論文誌 2015/2 Vol. J98–D No. 2

3. モチベーティブ・コミュニケーションモ
デル
本研究において提案する「モチベーティブ・コミュ
ニケーションモデル」は，自律的な動機の喚起・増幅「モチベーティを促進するためのモデルである（図 1）．

4. 分

析

PEB を行う際に生じる動機やユーザの特性を明らかにするために，PEB を行う頻度と理由に関してア
ンケート調査を行い，その結果を解析した．

4. 1 環境配慮行動に関するアンケート調査

ブ・コミュニケーション」を，動機を喚起・増幅し，4. 1. 1 調 査 期 間

人々の行動・認識・情報提示をインタラクティブに支アンケート調査を (i)2012 年 7 月中旬から 9 月上旬，援する仕組みと定義する．
このモデルでは中央に外発的動機から内発的動機へ

及び (ii)2013 年 2 月下旬から 3 月上旬に実施した．

4. 1. 2 調査対象者の内在化 [5], [6] を置いた．まず自律的な動機を促進

それぞれの調査期間に，調査 (i) を近畿地方，関東地させるために，各ユーザの動機や内在化の度合いに合方在住の男女 96 名（20 代–50 代）に，調査 (ii) を日

わせて，行いたいと思う行動の情報を提示する．この本在住の男女 480 名（20 代–60 代）に対して行った．

情報も，内在化の程度によって，行動を行う理由が楽4. 1. 3 調 査 方 法

しさであるか，目的達成であるかが違うため，各ユー

調査 (i) では，Adobe Acrobat X Pro を用いて PDF

ザに合わせて変更する．内在化の度合いが高く，内発

アンケートフォームを作成し，インターネットで配布

的に動機づけられているユーザに対しては行動の面白することで調査した．調査 (ii) では，調査会社のインさを強調し，内在化の度合いが低く，外発的に動機づターネットモニタを対象に，Web アンケートにより調けられているユーザに対しては行動の価値を強調す査を行った．

る．更に，行動の結果や効果を，内在化の促進や次の4. 1. 4 調 査 内 容行動に繋がるようにフィードバックする．このフィー

PEB を行う際に生じる動機を調査するために，PEB

ドバックループを回すことで内在化が進み，ユーザのを行う頻度（実施頻度）と行う理由（実施理由）を問

動機が内発的動機に近づくため，より楽しく効果的にう質問紙を作成し，調査を行った．質問項目数は，実PEB を継続できると考えられる．

施頻度 42 項目，実施理由 20 項目の合計 62 項目で

本研究では，まず最初に，モチベーティブ・コミュニ

あった．

ケーションの核となる PEB を行う際に生じる動機に

実施頻度項目は「常に実施している」（4 点）から注目し，これを抽出した．将来的にはユーザごとに個「全く実施していない」（1 点）の 4 段階尺度で，また別化して動機の内在化を図るが，その前段階として動実施理由項目も同様に「非常に当てはまる」（4 点）か機についてユーザを分類することでグループの特性をら「全く当てはまらない」（1 点）の 4 段階で尋ねた．

示し，動機の内在化の度合いとの関係を明らかにした．

4. 2 分析 1：モデルに基づく動機の分析
4. 2. 1 分 析 方 法
PEB を行う際に生じる動機を抽出するために，実施理由 20 項目に対して探索的因子分析を行った．更に，探索的因子分析で得られた因子間の因果関係を明らかにするために，確認的因子分析を行った．分析には，IBM 社の統計解析ソフト (IBM SPSS Statistics

Version 21, IBM SPSS Amos 21.0.0) を用いた．
4. 2. 2 探索的因子分析結果
実施理由 20 項目の探索的因子分析では，最尤法で共通性を推定し，プロマックス法で因子回転を行った．
各項目のうち，因子負荷量が各因子について 0.4 に満たなかった 1 項目を削除し，再度，最尤法，プロマッ
図 1 モチベーティブ・コミュニケーションモデル
Fig. 1 Motivative communication model.

302

クス回転による探索的因子分析を行った．因子数は因子の解釈の可能性と Cronbach の α 係数を考慮して 6

論文／環境配慮行動のためのモチベーティブ・コミュニケーションモデルにおける動機の内在化
表 1 環境配慮行動に対する探索的因子分析結果
Table 1 Results of exploratory factor analysis for
pro-environmental behavior.

機が「社会規範」に，内発的動機が「愉しさ」に対応していると考えられる．この仮説に基づき，「愉しさ」
因子以外の五つの動機因子が相互作用しながら，「愉しさ」因子に影響を及ぼす因果モデルを構築する．
探索的因子分析から得られた六つの因子それぞれについて，単純構造の六つの測定モデルを構成し，確認的因子分析を行い，適合度の良いパスを検討した．適合度の判断には，Comparative Fit Index (CFI) と Root

Mean Square Error of Approximation (RMSEA) を採用した．CFI については，1.00 に近いほど良いモデルであるとされており，RMSEA については，0.05 以
下であればデータの当てはまりが非常に良く，0.1 以
上であれば当てはまりが非常に悪いとされている．パラメータの推定には最尤法を使用した．探索的因子分析をもとにしたモデルの適合度が低かったため，
「自然
が好き」，
「目立ちたがり」，「自己規範」に対して，幾つかの項目をまとめて下位尺度とする小包化 [19] を行った．各因子に対する項目を因子負荷量の高い順に並べ，偶奇法により分け，二つの下位尺度を作成し，再度，確認的因子分析を行った．なお，小包化によって作られた下位尺度の尺度得点は，それぞれの回答値の平均を使用した．再分析により，因果モデルを構築し，最も適合度の良い組合せを検討した（図 2）．結果は，因子とした．各項目に対する因子負荷量を表 1 に示す．

χ2 (43) = 147.028，p < .001，CFI = .972，RMSEA

抽出された六つの因子は，PEB の実施理由から得= .065 であった．
「健康」から「愉しさ」へのパスはられた潜在的な因子であるため，PEB の動機として有意傾向であり，「自然が好き」から「愉しさ」へのパ

位置づけ，これらを「動機因子」とする．

スは有意ではなかったが，因果モデルの解釈の可能性

因子の命名について，第 1 因子は，生物や環境，すなわちエコロジカルな項目から構成されているためや適合度を考慮して，このモデルを採用した．これら以外のパスは全て 0.1% 水準で有意であった．

「I. 自然が好き」と解釈した．次に，第 2 因子は，流行

確認的因子分析の結果から（図 2），「自然が好き」のようなセンシティブな項目と他者からの注目に関すは「健康」の，「健康」は「自己規範」の，また「愉しる項目から構成されているため「II. 目立ちたがり」，さ」は「目立ちたがり」の，「目立ちたがり」は「社会第 3 因子は，自己の基準やルールに従う項目から構成

規範」の影響を強く受けていることが明らかとなった．

されているため「III. 自己規範」，第 4 因子は，原因「自己規範–健康–自然が好き」の因果関係は，自分のが個人に内在する項目から構成されているため「IV.

ルールや基準の内の一つとして自己の健康の維持があ愉しさ」とした．第 5 因子は，社会的なルールや周囲

り，健康を維持する上でエコロジカルを重要視するこの状況に従う項目から構成されているため「V. 社会規と，また「社会規範–目立ちたがり–愉しさ」の因果関範」とした．最後に第 6 因子は，健康維持に関する項

係は，社会的なルールや周囲の状況に従うことが，他目から構成されているため「VI. 健康」と解釈した．

者からの注目に影響を及ぼし，それらに楽しさを見出

4. 2. 3 確認的因子分析結果
動機因子間の因果関係を明らかにするために，確認すことを示唆していると考えられる．

4. 3 分析 2：ユーザ特性の分析

的因子分析を行った．因果関係モデル（以後，因果モ

4. 3. 1 分 析 方 法

デルとする）の構築において，モチベーティブ・コミュ

次に，ユーザの PEB に対する動機と実施頻度からニケーションモデルを考慮すると，他律的な外発的動ユーザ特性を分析する．
303

電子情報通信学会論文誌 2015/2 Vol. J98–D No. 2

Fig. 3

図 2 環境配慮行動における動機因子の因果モデル
Fig. 2 Cause-and-eﬀect models of motivational factors in pro-environmental behavior.

図 3 ユーザタイプと動機の関係
Relationship between user type and motivations.

アの平均値として，分散分析を行った．図 3 に，ユー
ザタイプごとの各動機因子に対する構成概念スコアの平均値を示す．横軸は動機因子，縦軸は構成概念スコ

ユーザと動機の関係を明らかにするために，探索的アの平均値である．

因子分析に使用した実施理由 20 項目から因子負荷量

分散分析の結果から，全ての動機因子について，

0.4 未満の 1 項目を削除した 19 項目に対して，Ward

ユーザタイプの主効果は 0.1% 水準で有意差がある

法を用いて階層型クラスタ分析を行い，実施理由からことが分かった (I: F(3, 572) = 214.246, η 2 = .280,

各動機の割合が違うクラスタ（以後ユーザタイプとす

II: F(3, 572) = 139.294, η 2 = .179, III: F(3, 572)る）を推定した．次に，ユーザタイプと動機因子の関= 109.135, η 2 = .133, IV: F(3, 572) = 156.529, η 2係を，各動機因子に対して被験者間一要因分散分析に= .204, V: F(3, 572) = 79.763, η 2 = .087, VI: F(3,

よって明らかにした．ユーザタイプと実施頻度の関係

572) =189.833, η 2 = .249)．したがって，本解析ではは，カイ 2 乗検定及び残差分析により明らかにした．

ユーザタイプにより PEB を行う動機に差があるとい

また，相関分析を行うことで，動機因子の構成概念

える．

スコアと実施頻度の相関係数を算出し，動機と実施頻

Tukey の HSD 法により多重比較を行った結果から，度の関係を明らかにした．なお，構成概念とは探索的全てのユーザタイプ間で「目立ちたがり」，「社会規因子分析で抽出された因子であり，構成概念スコアと範」，「健康」に対して有意差が見られることが分かっは確認的因子分析において仮定した構成概念について，「自た．ユーザタイプ A と B 間以外に「自然が好き」，

各回答者が個別にもっている値のことである [20]．

4. 3. 2 分 析 結 果己規範」に対して有意差が見られ，ユーザタイプ B とC 間以外に「愉しさ」に対して有意差が見られた．

それぞれの動機の割合が違うユーザタイプを推定す

図 3 より，ユーザタイプ A は PEB に対する動機がるために，クラスタ分析を行い，ユーザタイプを分類

どれも高いことが分かる．ユーザタイプ B は「自然がした．クラスタが三つから四つへ増える際に新たにで

好き」，「自己規範」，「健康」の構成概念スコアが高い

きるクラスタを，仮にクラスタ d とする．このクラスが，「目立ちたがり」は低く，ユーザタイプ C はユーザ

タ d は，クラスタ数が五つ以上 24 クラスタになるま

タイプ B と逆のタイプであった．ユーザタイプ D はで分かれることはなかった．クラスタ数五つ以上で新どの動機も低かった．

たに分割されるクラスタは，クラスタ数が四つのときのクラスタ d 以外の三つから分かれたものであるた
め，四つのクラスタが妥当であると判断した．クラス
タ名をそれぞれ，ユーザタイプ A–D とする．

次に，ユーザタイプと実施頻度の関係を図 4 に示す．
横軸はユーザタイプ，縦軸は実施頻度 (%) である．
ユーザタイプと実施頻度の関係があるかどうかを検討するために，カイ 2 乗検定を行った．結果は有意ユーザタイプ間の動機因子を比較するために，確認

であり (χ2 (3) = 1891.260, p < .001, Cramer’s V =的因子分析の結果から，全回答者の構成概念スコアを.161)，ユーザタイプと実施頻度の間には何らかの関係算出し，従属変数を各動機因子に対する構成概念スコが見られることが分かった．しかしながら，カイ 2 乗304

論文／環境配慮行動のためのモチベーティブ・コミュニケーションモデルにおける動機の内在化「自然が好き」と関係数よりも有意に高く (p < .001)，は有意傾向にあることが分かった (p = .079)．PEB の実施頻度との関係であるため，自ずと「自然が好き」
は実施頻度とともに高くなる傾向にあると考えられる．
したがって，「愉しさ」が実施頻度と特に関係があるのではないかと考えられる．

5. 考

察

本研究では，モチベーティブ・コミュニケーション
図 4 ユーザタイプごとの環境配慮行動の実施頻度
Fig. 4 Frequency of activity by user type.

モデルの核となる動機を抽出し，動機とユーザタイプ
や実施頻度との関係を明らかにした．
モチベーティブ・コミュニケーションモデルでは，

表 2 ユーザタイプと実施頻度の関係
Table 2 Relationship between user type and frequency of activity.
実施している
調整済み残差実施していない
調整済み残差

A
4714
21.6
3854
-21.6

B
3178
-0.2
3794
0.2

C
2463
-14.8
4047
14.8

D
691
-13.0
1451
13.0

外発的動機を内在化の度合いによって他律的と自律的の 2 段階に分け，内発的動機も含めることで，動機を3 段階に分けた．
確認的因子分析において抽出された六つの動機因子のうち，「社会規範」は社会的で決まっているルールであるため，社会規範を守ることで PEB は実施されるので他律的な外発的動機と対応すると仮定した．また，検定では，各ユーザタイプの実施頻度が有意に高いの

内発的動機は行動自体が「面白いから」，「楽しいから」

かどうかは分からないため，残差分析を行うことで，行う際に生じるために「愉しさ」と対応すると仮定し各ユーザタイプの実施頻度の高低を検討した．ここでて因果モデルを構築したが，実施頻度と「社会規範」

は実施頻度が高いかどうかにのみ焦点を当てるために，の相関係数が最も低く，「愉しさ」の相関係数が最も高

実施頻度項目の各回答の「常に実施している」と「大いため，この仮定は妥当であると考えられる．

「ほとんど実施していない」
体実施している」を 2 点，

更に，「愉しさ」へのパスが有意，または有意傾向にと「全く実施していない」を 1 点として変換した．

あった「目立ちたがり」，「自己規範」，「健康」は，主実施頻度を 2 値化した場合でも，カイ 2 乗検定の結観的な行動であり，行動を行う理由に行動が直結して果は有意であり (χ (3) = 618.184, p < .001, Cramer’s

いる．したがって，行動に対する結果や効果が，ある

V = .160)，この場合でも，ユーザタイプと行動実施程度分かるため，これらに関わる行動を行い続けるとの間には何らかの関係が見られることが分かった．残動機の内在化が進み，「愉しさ」に影響を及ぼすと考え差分析の結果から，ユーザタイプ A の実施頻度は有られる．すなわち，行動を行うと楽しくなるというこ意に高く，ユーザタイプ C，D の実施頻度は有意に低とである．また，パスが有意ではなかった「自然が好2いことが分かった（表 2）．すなわち，本解析の場合はき」は客観的な概念であるため，「自然が好き」というユーザタイプにより実施頻度に差があり，ユーザタイ

理由は行動と直接結び付かず，結果や効果が直結しな

プ A では実施頻度が特に高く，ユーザタイプ B は平い．しかしながら，「自然が好き」と実施頻度との相関

均的であり，ユーザタイプ C，D は特に低いことが分は高い．これは，「自然が好き」が「自己規範」と「健かった．

康」の両方の影響を受けているために，小さくはある

実施頻度と特に関係のある動機を検討するために，が「愉しさ」へも影響を及ぼしていると考えられる．

実施頻度項目の平均値と各動機因子の構成概念スコア

したがって，「目立ちたがり」，「自己規範」，「健康」は，の相関係数を算出し (I: r = .547, II: r = .463, III: r

それらの目的の達成のために行動を行うので，また，= .505, IV: r = .595, V: r = .374, VI: r = .534)，そ「自然が好き」は「自己規範」と「健康」の影響を受けの結果に対して対応のある相関係数の差の検定を行っるので，これら四つの動機は「自律的な外発的動機」

た．その結果から，実施頻度と「愉しさ」の相関係数に対応し，ユーザの特性に合わせて，自律性の度合いが最も高いこと，更に「自然が好き」以外の因子の相が変化するものであると考えられる．
305

電子情報通信学会論文誌 2015/2 Vol. J98–D No. 2

また，PEB の実施頻度は「愉しさ」や「自然が好一人ひとりの動機の内在化の度合いを定量化した．

き」と相関が高いことを示した．
「自然が好き」は自ず

ユーザタイプ間には，PEB に対する動機や行動のと実施頻度に影響を及ぼすと考えられることや，楽し実施頻度に違いが見られたことから，モチベーティブ・

さにより行動を行う場合は内発的に動機づけられていコミュニケーションモデルに基づき，ユーザタイプやるため，ここで「愉しさ」の構成概念スコア（以後愉

動機に合った行動の提案や効果の提示を行うことが可

しさスコアとする）により，動機の内在化の度合いを能であると考えられる．

測定することができると仮定する．個人の構成概念ス

今後は，実証実験を行うことにより，「愉しさ」因子

コアは，各構成概念について確認的因子分析の際に求を動機の内在化の尺度として使用する妥当性を検証すめられる重みを各質問項目の平均偏差に掛け，合計す

ること，また，各ユーザタイプに特化した動機を高めることで算出している．したがって，どのスコアも平たり，動機因子間の因果関係を考慮して関係のある動均値は 0 であるので，仮に，他律的な外発的動機と自機を高めたりしながら，実際に行動実施や効果認識支

律的な外発的動機の境界を愉しさスコアの平均値とす

援の評価を行う必要があると考えられる．将来的には，ると，本解析に使用したデータから求められる相対的本モデルをさまざまな産業分野に応用し，システムにな構成概念スコアの数値の範囲から，一人ひとりがど

組み込むことで，ユーザビリティを向上させたり，一の程度内在化しているのかを，客観的に求めることも人ひとりのシステムへの関与を促進させたりすること可能であると考えられる．

を目標としている．また，これにより，人材開発等へ

また，モチベーティブ・コミュニケーションモデル

の展開も可能であると考えられる．
文

では，動機の内在化の度合いに合わせて，情報や行動の結果・効果をユーザに合わせて提示し，動機を促進

櫻井茂男，自ら学ぶ意欲の心理学 キャリア発達の視点を[2]

B.S. Frey, Not just for the money: An economic the-

加えて，有斐閣，東京，2009.

する正のフィードバックを形成し，行動実施のループを回していく．その方法としては，ユーザタイプや内在化の度合いを表す愉しさスコアから，外部情報の提ory of personal motivation, Edward Elgar, 1997.
[3]

示の際に「面白さ」と「価値」のどちらに重きを置く
かを決める．更に，動機因子の因果モデルや一人ひと

[4]

1985.
[5]

E.L. Deci and R.M. Ryan (Eds.), Handbook of
self-determination research, University of Rochester

コアの高い因子に合った支援を行い，このループを回していく．このとき，常にスコアの高い因子に合った

広瀬幸雄，“環境配慮的行動の規定因について，” 社会心理学研究，vol.10, no.1, pp.44–55, Nov. 1994.
E.L. Deci and R.M. Ryan, Intrinsic motivation andself-determination in human behavior, Plenum Press,

りの各動機因子の構成概念スコアから，「愉しさ」へ影響を与える動機因子の中で，例えば，最も構成概念ス

献[1]Press, 2002.
[6]

R.M. Ryan and E.L. Deci, “Self-determination theory

支援を行うだけなく，他の因子に関わる情報を提示すand the facilitation of intrinsic motivation, social de-

ることも必要であると考えられる．これは「愉しさ」

velopment, and well-being,” American Psychologist,
vol.55, no.1, pp.68–78, Jan. 2000.

は他の因子の影響も受けているので，愉しさスコアを伸ばすためには他の因子の影響も加味する必要がある[7]

isfaction and the self-regulation of learning,” Learn-と考えられるからである．このため，今後，PEB に

ing and Individual Diﬀerences, vol.8, no.3, pp.165–

関する実証実験を行う際にも「愉しさ」に注目し，モ
チベーティブ・コミュニケーションモデルに従い，動183, 1996.
[8]

諏訪博彦，山本仁志，岡田 勇，太田敏澄，“環境配慮行
動を促す環境教育プログラム開発のためのパスモデルの構” 日本社会情報学会学会誌，vol.18, no.1, pp.59–70,
築，March 2006.

[9]

R.B. Cialdini, Inﬂuence: Science and practice, Ally

[10]

and Bacon, 2001.
日野浦弘樹，重吉宏紀，玉野健一，佐賀亮介，辻機の内在化の促進や行動実施の正のフィードバックの形成を検証する．

6. む す び
本研究では，モチベーティブ・コミュニケーション
る動機を抽出し，動機因子間の因果関係を明らかにしを動機抽出に関わる PEB の実施理由項目から推定し，
306

洋，井

上修紀，上野 剛，“人間の行動原理に基づく省エネ促進
知識管理システムの提案，” 第 56 回システム制御情報学会
研究発表講演論文集，pp.165–166, May 2012.

モデルを提案した．更に，PEB を実施する際に生じた．また，動機をさまざまな割合でもつユーザタイプ

E.L. Deci, R.M. Ryan, and G.C. Williams, “Need sat-[11]

近藤大樹，中道 上，青山幹雄，“コンテキストに応じてユーザ行動を動機付けるゲーミフィケーションモデルの提論文／環境配慮行動のためのモチベーティブ・コミュニケーションモデルにおける動機の内在化
案，” 情処学第 75 回全国大会講演論文集，pp.225–226,
March 2013.
[12]

伊藤京子，冨田大輔，今井智隆，本郷泰司朗，吉川榮
和，“省エネ行動支援アフェクティブインタフェースの設” 電 学 論（C），vol.125, no.10,
計・開 発 と そ の 評 価 ，pp.1552–1564, Oct. 2005.

[13]

E.L. Deci, “Eﬀects of externally mediated rewards
on intrinsic motivation,” Journal of Personality andSocial Psychology, vol.18, no.1, pp.105–115, April

片平 建史
2004 大阪大学文学部卒業．2011 同大学
大学院人間科学研究科博士課程修了．博士（人間科学）．2012 より関西学院大学理工学研究科博士研究員．2014 より関西学院
大学理工学部特任助教．専門は音楽心理学，
感性心理学．日本心理学会，日本人間工学会，日本音楽知覚認知学会など各会員．

1971.
[14]

M.R.Lepper, D. Greene, and R.E. Nisbett, “Under-

饗庭絵里子

mining children’s intrinsic interest with extrinsic reward: A test of the “overjustiﬁcation” Hypothesis,”
Journal of Personality and Social Psychology, vol.28,
no.1, pp.129–137, Oct. 1973.
[15]

D. Greene, D., and M.R. Lepper, “Eﬀects of extrinsic
rewards on children’s subsequent intrinsic interest,”

M. Zuckerman, J. Porac, D. Lathin, R. Smith, and2013 電気通信大学大学院情報システム学研究科助教．博士（音楽学）．専門は聴覚心理学，音楽心理学，
感性情報学など．日本音響学会，音楽知覚認知学会，情報処理

E.L. Deci,, “On the importance of self-determination

学会，日本心理学会各会員．

Child Development, vol.45, no.4, pp.1141–1145, Dec.
1974.
[16]

2004 京都市立芸術大学音楽学部ピアノ科卒業．2009 同大学大学院音楽研究科博士課程修了．同年より関西学院大学理工学研究科博士研究員．2012 より産業技術総合研究所にて日本学術振興会特別研究員 PD．

for intrinsically-motivated behavior,”

Personality

and Social Psychology Bulletin, vol.4, no.3, pp.443–

飛谷 謙介

446, July 1978.
[17]

R.M. Ryan, J.D. Stiller, and J. Lynch, “Repre-

2002 早稲田大学理工学部応用物理学科

sentations of relationships to teachers, parents and卒業．2004 岐阜県立情報科学芸術大学院大学 (IAMAS) 修士課程修了．岐阜県地域結集型共同研究事業特別研究員を経て，2010
岐阜大学大学院工学研究科博士後期課程

friends as predictors of academic motivation andself-esteem,” Journal of Early Adolescence, vol.14,
no.2, pp.226–249, May 1994.
[18]

G.C. Williams and E.L. Deci, “Internalization of修了．同年岐阜大学産官学融合本部講師．

biopsychosocial values by medical students: A test

2012 より関西学院大学理工学研究科博士研究員．2014 より関of self-determination theory,” Journal of Personality

西学院大学理工学部特任講師．博士（工学）．主にコンピューand Social Psychology, vol.70, no.4, pp.767–779,

タビジョン，感性情報学に関する研究に従事．電気学会，日本
顔学会，精密工学会，ACM 各会員．

April 1996.
[19]

R.B. Cattell, “Validation and intensiﬁcation of thesixteen personality factor questionnaire,” Journal of
Clinical Psychology, vol.12, no.3, pp.205–214, July

（正員）

1983 京都大学理学部数学系卒業．同年三

1956.
[20]

長田 典子

豊田秀樹（編），共分散構造分析 [Amos 編]–構造方程式モデリング–，東京図書，東京，2007.
（平成 26 年 4 月 16 日受付，7 月 29 日再受付，
10 月 31 日早期公開）

菱電機（株）入社．産業システム研究所などで産業計測機器の研究開発に従事．1996
大阪大学大学院基礎工学研究科博士課程修了．2003 より関西学院大学理工学部情報科学科助教授，2007 同教授．2009 米国パデュー大学客員研究員．2013 感性価値創造研究センター長．博士（工学）．専門は感性情報学，メディア工学等．情報処理学
会，電気学会，IEEE，ACM など各会員．

白岩

史

（正員）

2005 関西大学総合情報学部総合情報学藤巻 志保

科卒業．2012 同大学大学院総合情報学研究

1991 産業能率短期大学能率課秘書専攻卒

科博士課程後期課程修了．同年より関西学
院大学理工学研究科博士研究員．博士（情報学）．専門は視覚情報処理，データサイエ
ンス，感性情報学など．日本心理学会，日業．同年，シャープ（株）入社．1992（株）
本田技術研究所入社．主に技術訴求業務に従事．2012 より暮らしのエネルギー研究に携わる．

本視覚学会，電子情報通信学会，精密工学会各会員．

307

電子情報通信学会論文誌 2015/2 Vol. J98–D No. 2

吉田功

1982（株）本田技術研究所入社．主に汎用製品デザイン，エネルギーマネジメント研究等に従事．

小村規夫

1984 静岡大理学部物理学科卒業．同年，（株）本田技術研究所入社．太陽電池，燃料電池，水素製造，エネルギーマネジメン
ト等，主にエネルギー関連技術の研究開発に従事．

308