ソーシャルメディアにおける情報行動と社会参加意向や利他意識との関係性についての因果関係に関する研究（継続）
代表研究者
共同研究者
共同研究者

河井 大介
松本 涼子
橋元 良明

東京大学大学院学際情報学府 博士課程
東京大学大学院学際情報学府 博士課程
東京大学大学院情報学環 教授

1 研究の背景・目的
ソーシャルメディアは近年急激に利用者を増やしており、そのサービス内容も多岐にわたるが、まだ新しい領域であるため、利用実態やその影響について十分に研究がなされていない。ソーシャルメディアは現実の対人ネットワークを反映しやすく、また従来のメディアと異なりより多様な意見に接触する機会が増えるため、オンライン環境のみに留まらず日常的な行動や意識にも何らかの影響を持つと考えられる。このようなソーシャルメディアについては、一部のマスメディア等で「SNS 依存」が取り上げられるなど否定的見解も見られるが、橋元ら(2011)によると、SNS 依存者は SNS 利用によって生活習慣等でネガティブな影響を受けているものの、「人にやさしくなれるようになった」「毎日が楽しくなった」といったポジティブな影響も見られることが分かっている。
平成２４年度電気通信普及財団の研究調査助成により、ソーシャルメディア上での行動と互酬性や社会参加意向との関係がある程度把握できた（松本ら 2013、河井ら 2013、河井ら 2014）。その結果は、以下の５点である。①フェイスブックでは現実社会での人間関係に基づいた利用がされている一方、ツイッターでは情報収集目的での利用やツイッター上で知り合った友人・知人が多いなど、バーチャル人間関係に基づいた利用がなされている。②情報提供行動の動機として、フェイスブックでは互酬的動機が見られず、ツイッターでは見られた。またいずれも利用頻度が多いほどソーシャルメディア上での互酬性意識が高い傾向が見られた。③ソーシャルメディア上での互酬性意識は、一般互酬性と有意な正の相関がみられ、さらにフェイスブックではフィードバックおよび被フィードバックと正の相関がみられたが、ツイッターでは有意な関係は見られなかった。④ソーシャルメディア上での互酬性意識は社会参加経験の有無で有意な差が見られた。⑤主観的幸福観の高さは一般的互酬性意識の高さと正の関係があるが、ソーシャルメディア上での互酬性意識の高さも独立して正の関係がある。しかし、この研究結果は、１時点のみでの調査であり、その因果関係が明らかではない。
そこで、本研究では、縦断調査を用いて日常生活での利他意識や社会参加意向との因果関係を検証し、ソーシャルメディアが社会に与えるインパクトをより精緻に把握することを目的とし、以下の２点を中心に検証を行った（注１）。
①ソーシャルメディアにおける情報行動と利他性や互酬性への影響についての因果関係の検証
ソーシャルメディア上での情報行動、特にシェアなどの情報提供行動等が互酬性を中心とした利他的心理との正の関係があることが示されている（河井ら、2014）。そこで本研究では縦断調査のデータを用いて、そのソーシャルメディア上の情報提供行動（フィードバック行為）が一般互酬性規範や返済規範、交換規範を高め得るのか検証する。
②ソーシャルメディアでの情報行動が、社会参加意向に与える影響の因果関係の検証①でソーシャルメディア利用による利他的・互酬的心理への影響を明らかにすると同時に、それらの行為がオフライン環境での社会参加意向にどのような影響を及ぼすのか因果関係を検証する。オンラインゲームの研究において、ゲーム内で形成されたメンバーへの互酬性意識はオフライン環境における社会参加意向を強めることが分かっている(小林・池田,2006)。また、社会参加の経験のある人がない人に比べてソーシャルメディア上の互酬性意識が高い（河井ら、2014）など、ソーシャルメディア上での互酬性意識と社会参加意向の関連も示されている。そこで本研究では、ソーシャルメディア上での互酬性意識を中心とした利他的な心理が社会参加意向にどのような影響を及ぼすのか、縦断調査のデータを用いて検証する。

1
電気通信普及財団 研究調査報告書

2 研究の方法およびデータ

表１ サンプル構成とソーシャルメディア利用率
上記目的を明らかにするために、
N
比率
フェイスブック利用者 ツイッター利用者
ソーシャルメディア利用者を対象
全体
822
70.4%
61.4%
女性
415 50.5%
70.6%
62.7%としたインターネットを用いたパ
男性
407
49.5%
70.3%
60.2%
ネル
20-24
歳
95
11.6%
71.6%
69.5%
調査を行った。調査対象は、株
25-29 歳 127 15.5%
73.2%
60.6%
式会社マクロミルの登録モニター
30-34 歳 131 15.9%
66.4%
49.6%
で 20～40 代の男女の会社員でフ35-39 歳 145 17.6%
72.4%
66.2%
ェイスブックもしくはツイッター
40-44 歳 163 19.8%
72.4%
62.0%のいずれかを利用している人を対45-49 歳 161 19.6%
67.1%
62.1%
象とした。第 1 回調査は 2013 年 6月 15 日～16 日の 2 日間に実施し、男女年齢５歳刻みで同数となるようにクォータを設けた。第 2 回調査は、2014 年 5 月 29 日～6 月 3 日にかけて、第 1 回調査の回答者を対象に実施した。第 1 回調査、第 2 回調査共に回答した 822 サンプルが本報告における最終サンプル数である。そのうち２回の調査双方でフェイスブックを利用しているのは 579 名（70.4％）、ツイッターでは 505 名（61.4％）で、両方とも利用しているのは 313名（38.1％）であった。サンプル構成、性別、年齢層別のフェイスブック、ツイッターを利用している人の割合は表１のとおりである。
調査項目は、ツイッター、フェイスブック利用状況として、友人数/フォロー数、利用年月、プロフィール公開程度、利用内容と頻度、情報発信動機、ソーシャルメディア上での互酬性、信頼に加え、心理尺度として一般的互酬性、一般的信頼、援助規範意識尺度など、また、メディア利用時間、・親しい友人数、・性、年齢、職業、世帯収入などのフェイス項目である。

3 結果
3-1 ソーシャルメディアにおける情報行動と利他性や互酬性への影響についての因果関係の検証
本節では、ソーシャルメディアにおける情報行動と利他性や互酬性への影響についての因果関係の検証として、2 回目調査の互酬性等を目的変数、1 回目調査の互酬性等、年齢、性別、ソーシャルメディアにおけるネットワークを統制変数、被フィードバック数、フィードバック数を説明変数とした時間差遅れ効果モデルに基づく重回帰分析を行った。
互酬性等の目的変数としては、2 回目調査における一般互酬性(小林・池田,2006 を参考)と援助規範意識(箱井・高木, 1987)の下位尺度で互酬性に近い返済規範と交換規範(いずれも 4 件法)を用いた（注１）。統制変数としてはいずれも１回目調査での性別（男性ダミー）、年齢（５歳刻み）、ソーシャルメディアにおけるネットワーク（フェイスブックでは”友達”の数、ツイッターでは”フォロワー”の数）を用いた。また、1 回目調査の一般互酬性、返済規範、交換規範も統制変数として用いた。目的変数のフィードバック行為としては、
フェイスブックは「 “友達”の投稿にコメントをする」「公式ページなど、“友達”以外の投稿にコメントする」頻度の合計の T1 と T2 の平均、ツイッターは「投稿をコメント付きでリツイートする」「投稿を公式リツイートする（コメントはなし）」「投稿を「お気に入り」に登録する」の合計の T1 と T2 の平均を用いた。被フィードバック行為としては、「自分の気持ちや日々の出来事の投稿」「自分の意見や知識の投稿」について、フェイスブックは被コメント数の T1 と T2 の平均、ツイッターは被お気に入り・リツイート数の T1 と T2 の平均(それぞれ、31 以上を 35.5、21～30 を 25.5、11～20 を 15.5、6～10 を 8、1～5 を 3、ほとんどないを 0とした)。
分析結果は表２のとおりである。フェイスブックでは、T2.一般互酬性に被コメント数はポジティブな効果（結果 1-a）、T2.一般互酬性にコメント数はネガティブな効果（結果 1-b）、T2.返済規範に被コメント数はポジティブな傾向（結果 1-c）
、T2.返済規範にコメント数は効果なし（結果 1-d）
、T2.交換規範に被コメント数は効果なし（結果 1-e）
、T2.交換規範にコメント数はネガティブな効果（結果 1-f）であったが、ツイッター
ではいずれも有意な関係が見られなかった（結果 2）。
まず、フェイスブックではいくつかの点で有意な関係が見られているがツイッターで有意な関係がまった
く見られなかった点（結果 2）については、フェイスブックでは現実世界でのつながりに基づいた関係が構2
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築されているが、ツイッターではそうではないためオフラインでの一般互酬性に影響を与えなかった可能性がある。実際に、河井ら（2014）でもツイッターに比べてフェイスブックでは、ネットワークは小さいが、実際の友人とのつながりが多く、やり取りをする友人の数も多い傾向がみられている。
表２．ソーシャルメディア利用と互酬性の因果関係
フェイスブック（N=579）
ツイッター（N=505）
目的変数→
T2 一般互酬性 T2 返済規範 T2 交換規範
T2 一般互酬性 T2 返済規範 T2 交換規範
切片
0.0000 *** 0.0000 *** 0.0000 ***0.0000 *** 0.0000 *** 0.0000 ***T1 年齢(5 歳刻み) 0.1161 **0.0933 *0.00280.05550.0443-0.0729 †T1 男性ダミー-0.0291-0.0068 ns
0.0656-0.0067
0.0091
0.1135 **T1 一般的互酬性
0.5060 ***0.5240 ***T1 返済規範
0.4525 ***0.4056 ***T1 交換規範
0.4186 ***0.4608 ***T1 ネットワーク数 -0.0211-0.0672 †0.0148-0.0958 *-0.0099
0.0115
被フィードバック数 0.0873 *0.0760 †0.0404-0.0079
0.05930.0159フィードバック数 -0.0912 *-0.0301-0.1136 **0.0375-0.0403-0.0059
Ｆ検定
34.53 ***
28.36 ***
22.50 ***
32.30 ***
17.09 ***
27.51 ***
調整済 R2 乗
0.25820.22120.18250.27150.16080.2399※数値は重回帰分析の標準化偏回帰係数。数値横の記号は、***：p<.001、**：p<.01、*：p<.05、†：p<.10。

次に、フェイスブックでは被コメント数が多いほど一般互酬性が高く(結果 1-a)、コメント数が多いほど一般互酬性が低くなる(結果 1-b)については、コメント数は被コメント数と正の相関があるが、コメント数が多くても期待したほどの互酬的コメントのやり取りが少なく、結果として一般互酬性が低くなったのではないか。
フェイスブックでは、被コメント数が多いほど返済規範が高くなる(結果 1-c)が、コメント数と返済規範は関係がない(結果 1-d)については、被コメント数が多い場合、自分もコメントなりを返さなくてはという心理が働いたのではないか。
フェイスブックでは、被コメント数と交換規範は関係がない(結果 1-e)が、コメント数が多いほど交換規範は低くなる（結果 1-f）については、コメント数の多さは、見返りを期待したのではない可能性がある。
3-2 ソーシャルメディアでの情報行動が、社会参加意向に与える影響の因果関係の検証
ソーシャルメディアでの情報行動が、社会参加意向に与える影響の因果関係の検証を行う前に、まず、ソーシャルメディアでのフィードバック行為とソーシャルメディア上での信頼性および互酬性の関係を明らかにしておく。
（１）ソーシャルメディアでのフィードバック行為とソーシャルメディア上での信頼性および互酬性
本項では、ソーシャルメディアでのフィードバック行為とソーシャルメディア上での信頼性および互酬性の関係を明らかにするため、2 回目調査のソーシャルメディア上での信頼、互酬性意識をそれぞれ目的変数とし、1 回目調査の性別、年齢、一般的信頼、一般互酬性意識、ソーシャルメディア上での信頼、ソーシャ
ルメディア上でのネットワークサイズを統制変数とし、1 回目調査のソーシャルメディア上でのフィードバックおよび被フィードバックを説明変数とした重回帰分析を行う。
ソーシャルメディア上での信頼については、フェイスブックでは「フェイスブック上での”友達”は信頼できる人が多い」「”友達”に限らず、フェイスブックのユーザーは信頼できる人が多い」の２項目、ツイッター
では「ツイッター上でのフォロワーは信頼できる人が多い」「フォロワーに限らず、ツイッターのユーザーは信頼できる人が多い」の 2 項目を用いた。また、ソーシャルメディア上での互酬性意識については、フェイスブックでは「フェイスブックで”友達”が必要としている情報を提供してあげれば、今度は自分が欲しい情報を”友達”の誰かから提供してもらえる」「フェイスブック上では一般的に、欲しい情報を提供してあげれば、今度は誰かから欲しい情報を提供してもらえる」の 2 項目、ツイッターでは「ツイッターでフォロワーが必要としている情報を提供してあげれば、今度は自分が欲しい情報をフォロワーの誰かから提供してもらえる」「ツイッター上では一般的に、欲しい情報を提供してあげれば、今度は誰かから欲しい情報を提供してもらえる」の 2 項目を用いた。ソーシャルメディア上での信頼および互酬性意識は、それぞれ「あてはまる」（４）、
3
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「まああてはまる」（３）、「あまりあてはまらない」（２）、「あてはまらない」（１）の４件法で質問しており、それぞれの平均値をフェイスブック信頼性、フェイスブック互酬性、ツイッター信頼性、ツイッター互酬性として分析に用いた。統制変数は、性別（男性ダミー）、年齢（５歳刻み）に加え、一般的信頼と一般的互酬性意識は小林・池田（2006）を参考に４件法で確認した。またソーシャルメディア上でのネットワークサイズ、および説明変数であるソーシャルメディア上でのフィードバックおよび被フィードバックについては、前節と同じである。
表３．ソーシャルメディア利用とソーシャルメディア上での信頼・互酬性意識
フェイスブック（N=579）
ツイッター（N=505）
目的変数→
T2FB 信頼性
T2FB 互酬性
T2TW 信頼性
T2TW 互酬性
T1 男性ダミー
0.0951 **0.0641 †0.03800.0397
T1 年齢(5 歳刻み)
0.0056
0.0347-0.0774
0.0225
T1 一般的信頼性
0.1114 **0.0165
T1FB/TW 信頼性
0.4186 ***0.3472 ***T1 一般互酬性
0.01750.0222
T1FB/TW 互酬性
0.4239 ***0.4527 ***T1 ネットワークサイズ
0.0166-0.0149
0.0464-0.0645 †被フィードバック数0.1587 ***0.1210 **0.1804 **0.1117 **フィードバック数0.0820 *
0.1372 **0.1689 **0.1808 ***Ｆ検定
40.82 ***
35.38 ***
21.09 ***
36.65 ***
調整済 R2 乗
0.32530.29400.31070.3312※数値は重回帰分析の標準化偏回帰係数。数値横の記号は、***：p<.001、**：p<.01、*：p<.05、†：p<.10。
※FB：フェイスブック、TW：ツイッター。

分析の結果は表３のとおりである。T2.フェイスブック信頼性、T2.フェイスブック互酬性、T2.ツイッター
信頼性、T2.ツイッター互酬性は、被フィードバック数、フィードバック数と正の関係が見られた。これらは一回目調査でのオフラインでの一般信頼性や一般互酬性、ソーシャルメディア上での信頼性や互酬性を統制した結果である。
つまり、ソーシャルメディア上での信頼性、互酬性は、その内部で相互にフィードバックを行うことによって醸成されうるといえる。
（２）ソーシャルメディアでの情報行動が、社会参加意向に与える影響の因果関係の検証
本項では、ソーシャルメディアでの情報行動が、社会参加意向に与える影響の因果関係の検証として、2回目調査の社会参加意向を目的変数、1 回目調査の社会参加意向、年齢、性別を統制変数、1 回目調査のソーシャルメディア上での信頼および互酬性意識を説明変数とした交差遅れ効果モデルに基づく重回帰分析を行った。
社会参加意向は、「自主防災活動や災害援助活動」「国際交流（協力）に関する活動（通訳、難民援助、技術援助、留学生援助など）」「自然・環境保護に関する活動（環境美化、リサイクル活動、牛乳パックの回収など）」「市民運動や住民運動」「募金活動、チャリティバザー」「町内会、自治会、管理組合などの地縁活動」「高齢者支援に関する活動」「障害者の支援に関する活動」「イベントやお祭り等の運営」「選挙や政治に関する活動」の 10 項目について、それぞれ「ふだんから参加している」（４）、「参加したことがある」（３）、「参加したことはないが、機会があれば参加したい」（２）、「参加したことはなく、参加したいとも思わない」（１）の４件法で質問し、10 項目の最大値を用いた。統制変数としてはいずれも１回目調査での性別（男性ダミー）、年齢（５歳刻み）を用いた。説明変数であるソーシャルメディア上での信頼、互酬性意識について
は、前項で用いたものを用いた。
分析の結果は表４のとおりである。フェイスブックについては、社会参加意向とフェイスブック上の信頼や互酬性意識と有意な関係が見られなかった。一方で、ツイッターについては、社会参加意向はツイッター上での信頼が高いほど高くなるが、その逆は有意ではなく、またツイッター上での互酬性規範とは有意な関係が見られなかった。つまり、ソーシャルメディア利用と社会参加意向の関係としては、ツイッターではその内部での信頼が高くなるほど社会参加意向が強くなる傾向があるといえる。

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表４．ソーシャルメディア利用と社会参加意向の因果関係
フェイスブック（N=579）
ツイッター（N=505）
目的変数→
T2 社会参加意向 T2FB 信頼 T2FB 互酬性
T2 社会参加意向 T2TW 信頼 T2TW 互酬性
T1 男性ダミー
0.0324
0.0937 **0.0668 †-0.0154
0.04380.0284
T1 年齢(5 歳刻み) 0.0735 *-0.0076
0.02340.0859 *-0.03750.0101T1 社会参加意向 0.4672 *** -0.0085
0.04040.4647 *** 0.0005
0.0737 †T1FB 信頼0.04060.4704 *** 0.1526 **T1FB 互酬性-0.0232
0.0851 †0.4083 ***T1TW 信頼0.1172 *0.2825 *** 0.1149 *T1TW 互酬性-0.04880.2961 *** 0.4663 ***Ｆ検定35.71 ***
45.88 ***
43.63 ***
32.01 ***
38.26 ***
43.55 ***
調整済 R2 乗
0.23090.27970.26940.23530.26990.2968※数値は重回帰分析の標準化偏回帰係数。数値横の記号は、***：p<.001、**：p<.01、*：p<.05、†：p<.10。
※FB：フェイスブック、TW：ツイッター。

さらに、前項で用いた一般的信頼と一般互酬性を統制したモデルで分析した結果が表５である。分析の結果は表４と変わらず、T1.ツイッター上の信頼が T2.社会参加意向に有意な正の影響をおよぼし、T1.フェイスブック上の信頼および互酬性、T1.ツイッター上の互酬性と T2.社会参加意向に有意な関係は見られなかった。
表５．ソーシャルメディア利用と社会参加意向の因果関係（一般的信頼・一般互酬性を統制した場合）
フェイスブック（N=579）
ツイッター（N=505）
目的変数→
T2 社会参加意向
T2 社会参加意向
T1 男性ダミー0.0425-0.0015
T1 年齢(5 歳刻み)
0.0826 *0.0984 *T1 社会参加意向
0.4554 ***0.4504 ***T1 一般的信頼-0.0035-0.0043
T1 一般互酬性
0.0829 *0.1165 **T1FB 信頼0.0340T1FB 互酬性-0.0350
T1TW 信頼0.1156 *T1TW 互酬性-0.0633
Ｆ検定
26.28 ***
24.34 ***
調整済 R2 乗
0.23440.2448※数値は重回帰分析の標準化偏回帰係数。数値横の記号は、***：p<.001、**：p<.01、*：p<.05、†：p<.10。
※FB：フェイスブック、TW：ツイッター。

これらの結果について、まず小林・池田（2006）ではオンラインでの信頼性ではなくオンラインでの互酬性が社会参加意向に正の関係であったことに対して、本稿の結果ではツイッター上での互酬性で正の影響が見られた。小林・池田の研究はオンラインゲームでの互酬性を対象としており、その互酬性は一般互酬性に近い一方で、本稿におけるツイッター上でのやり取りは基本的に情報であり、その上での互酬性は基本的に情報交換の互酬性となる。この点が本稿の分析における社会参加意向にツイッター上での互酬性が効果を及ぼさなかった原因であろう。一方で、小林・池田ではオンラインでの信頼が社会参加意向と関係が見られなかったことに対して、本稿の結果ではツイッター上での互酬性で正の影響が見られた。この点についても、オンラインゲームとソーシャルメディアの性質の違いによるものである可能性が高い。さらに、Putnam（2000）によると互酬性意識は一般的信頼の基礎となるため、ツイッター上の互酬性よりも信頼が有意となったことは妥当であると考えられる。
また、フェイスブック上の信頼は、フェイスブックが実際の友人との関係を軸にしているため、一般的信頼というよりは実際の友人への信頼と捉えることができる。一方でツイッターでは、元々面識のないツイッター上で知り合った友人との関係が軸となり、フェイスブックに比べて一般的信頼との関係が深いと捉える

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ことができる。そのため、フェイスブックではフェイスブック上での信頼や互酬性意識と社会参加意向に関係が見られなかったが、ツイッターではツイッター上の互酬性が社会参加意向に影響を与えているのではないだろうか。
さらに、社会参加意向をもう少し細かい次元で、ツイッター上の信頼や互酬性意識の影響を確認したい。
ここでは、社会参加意向を河井ら（2014）を参考に、「地域系社会参加」として「自主防災活動や災害援助活動」「町内会、自治会、管理組合などの地縁活動」「イベントやお祭り等の運営」「自然・環境保護に関する活動（環境美化、リサイクル活動、牛乳パックの回収など）」の４項目、「政治系社会参加」として「市民運動や住民運動」「選挙や政治に関する活動」の２項目、「援助系社会参加」として「国際交流（協力）に関する活動（通訳、難民援助、技術援助、留学生支援など）」「募金活動、チャリティバザー」「高齢者支援に関する活動」「障害者の支援に関する活動」の４項目の 3 つのカテゴリとした。それぞれ、本節で分析に用いた社会参加意向と同様に最大値を用いた。
表６．ツイッター利用と社会参加意向（明細）の関係
ツイッター利用者（N=505）
目的変数→
T2 地域系社会参加 T2 政治系社会参加 T2 援助系社会参加
T1 男性ダミー
0.01220.0903 *-0.0154
T1 年齢(5 歳刻み)
0.1073 **0.02850.0367
T1 地域系社会参加
0.4573 ***T1 政治系社会参加
0.4433 ***T1 援助系社会参加
0.5256 ***T1 一般的信頼0.0111
0.0631-0.0172
T1 互酬性規範
0.1194 **0.03480.1133 **T1TW 信頼0.1194 *0.01290.0659
T1TW 互酬性-0.0821 †-0.0258-0.0056
Ｆ検定
26.07 ***
21.33 ***
32.71 ***調整済 R2 乗
0.25820.22020.3058※数値は重回帰分析の標準化偏回帰係数。数値横の記号は、***：p<.001、**：p<.01、*：p<.05、†：p<.10、ns：p>.10。
分析の結果は表６のとおりである。ツイッター上の信頼は地域系社会参加にのみ正の効果を持っているが、政治系社会参加や援助系社会参加とは有意な関係が見られなかった。小林、池田（2006）における社会参加
意向は、オフラインでのグループ参加であり、政治的な議論や援助的な行動は含まれず、その可能性に言及するにとどまっている。しかし、本研究では政治系社会参加や援助系社会参加については有意な関係が見られず、地域系社会参加がツイッター上の信頼によって向上される可能性にとどまっている。この地域系社会参加は他の社会参加に比べて比較的小林、池田らのいうオフラインでのグループ参加に近い。

4 考察
本研究では、フェイスブックとツイッターというソーシャルメディアの利用が、一般互酬性や返済規範、交換規範といった利他的意識や社会参加意向に与える影響について検討してきた。一般的互酬性や返済規範、交換規範とソーシャルメディア利用の関係（目的１）については、フェイスブックでのみ他のユーザーからフィードバックを受けることにより、一般互酬性や返済規範が高まる一方で、フィードバック行為を行うことによって逆に一般互酬性や交換規範が低くなる傾向が示された。つまり、ソーシャルメディアでのフィードバックを受けることにより、一般互酬性や返済規範が醸成されうるが、自分自身がフィードバックすることはむしろネガティブな効果を及ぼすのである。さらに、これらの関係はフェイスブックにのみ表れていることから、実際の友人関係に基づいたネットワークがソーシャルメディアで形成されている場合に限る可能性が示唆された。
一方で、社会参加意向とソーシャルメディア利用の関係（目的２）については、ツイッターでのみ、ツイッター上での信頼が社会参加意向を高めるという関係が示されている。さらに、社会参加をより細かく見て見ると、政治や援助的な社会参加ではなく地域に根差した活動でのみ有意な関係が示されている。つまり、
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ツイッター上での信頼が社会参加意向を高めはするが、その対象となる社会参加活動は限定的である可能性が示唆された。
これら２つの結果については非常に意義のある結果であると考えるが、さらにフェイスブックとツイッターでそれぞれの結果が異なるという点に着目したい。目的１については、ソーシャルメディア上でのネットワークの性質に着目して解釈を行った。Putnam（2000）では、社会関係資本の特徴として社会的ネットワークを「橋渡し型（bridging）」と「結束型（bonding）」に分類している。前者は一般的信頼と一般的互酬性によって構成され、後者は対象が限定された特定信頼と特定互酬性によって構成される（小林、池田、2006）。
この点について、小林、池田（2006）では、コミュニティの内部の同質性―異質性だけでなく、コミュニティ外部に対する開放性―閉鎖性も合わせて検討することの必要性を論じている。フェイスブックが実際の友人関係に基づいたネットワークを形成している一方、ツイッターでは共通の趣味関係などが多い。共通の趣味で形成されるオンラインコミュニティは、一般に同質性が高い傾向がみられる（Norris, 2003、川上、川浦、池田、古川、1993）。
従って、コミュニティ内部の同質性と外部への開放性の観点からフェイスブックとツイッターを比較した
場合、ツイッターは既存のオンラインコミュニティに近く、内部での同質性が高く、外部への開放性が高いと捉えることができる一方で、フェイスブックでは内部での異質性が高く（＝同質性が低い）、外部への閉鎖性が高い（＝開放性が低い）と捉えることができる。
つまり、フェイスブックはツイッターと比べてソーシャルメディア上のコミュニティの内部において同質性が低く（＝異質性が高く）、その内部での異質な人たちとのフィードバックによって、一般互酬性や返済規範、交換規範といったオフラインでの利他的な規範に影響を与えたと捉えることができる。一方で、ツイッ
ターはフェイスブックと比べてソーシャルメディア上のコミュニティの外部に対する開放性が高く、そういったコミュニティ参加者への信頼が橋渡し型の社会関係資本となり、社会参加意向を高めたと捉えることができる。
このように考えた場合、ソーシャルメディアは非常に多様なネットワークを形成しており、そのネットワークはソーシャルメディアのサービスによってある程度特徴が異なるということはできるが、そのユーザーがそれぞれのソーシャルメディア上で形成するネットワークによるところが大きく、ソーシャルメディアをひとくくりに検討することは危険である。しかし、内部での異質性が高い場合、その内部でのフィードバッ
ク行為が利他的な規範に影響を与え、外部への開放性が高い場合、そのソーシャルメディアでの参加者への信頼が高いほど社会参加意向が高まるという結果には一定の意義があると考える。
また、今後の課題としては、このようなソーシャルメディア上で形成されるネットワークに着目した研究が必要と考える。

【参考文献】
河井大介、松本涼子、橋元良明（2013）「個人的ツイート投稿動機と被リツイート数の関係」、日本社会心理学会
第 54 回大会予稿論文集、pp.183
河井大介、松本涼子、橋元良明（2014）「ソーシャルメディアにおける情報行動の利他的動機とオフライン環境での利他意識や幸福観との関係性について」、電気通信普及財団研究調査報告書、No.29
川上善郎、川浦康至、池田謙一、古川良治(1993)『電子ネットワーキングの社会心理』、誠信書房
小林哲郎、池田謙一（2006）「オンラインゲーム内のコミュニティにおける社会関係資本の醸成：オフライン世界への汎化効果を視野に」、社会心理学研究、22(1)、pp.58-61
箱井英寿、高木修（1987）「援助規範意識の性別、年代、および、世代間の比較」、社会心理学研究、3、pp.39-47
橋元良明編(2011)『ネット依存の現状―2010 年調査』、総務省・安心ネットづくり促進協議会共同研究報告書
松本涼子、河井大介（2013）「ソーシャルメディアでの情報共有における利他的動機付けについて」、2013 年社会情報学会（SSI）学会大会予稿論文集、pp.183-186
Norris, P. (2003) Social capital and ICTs: Widening or reinforcing social networks? The
International forum on Social Capital for Economic Revival held byPutnam, R.D. （2000) Bowling alone: The collapse and revival of American Community, Simon andSchuster,

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電気通信普及財団 研究調査報告書

（注１） １時点の２変数間の関係等についての基礎的な分析は、河井、松本、橋元（2014）「ソーシャルメディアにおける情報行動の利他的動機とオフライン環境での利他意識や幸福観との関係性について」、電気通信普及財団
研究調査報告書、No.29 を参照のこと。
（注２） 一般互酬性は、「人を助ければ、今度は自分が困っている時に誰かが助けてくれる」「人から親切にしてもらった場合、自分もほかの人に親切にしようという気持ちになる」、返済規範は、「受けた恩は必ずしも返さなくてもよい」（逆転）「以前私を助けてくれた人には、特に親切にすべきである」「相手がお返しを期待していないのなら、わざわざお返しをする必要はない」（逆転）、交換規範は「人を助ける場合、相手からの感謝や返礼を期待してもよい」「人の好意には甘えてもよい」「見返りを期待した援助など、全く価値がない」（逆転）で、それぞれ「あてはまる」（４）「まああてはまる」（３）「あまりあてはまらない」（２）「あてはまらない」（１）の４件法で質問し、その平均を用いた。

〈発題名

ソーシャルメディアでのフィードバックは互酬性規範を醸成するか
フェイスブックにおける紐帯の強さと互酬性意識の関係

表資料〉

掲載誌・学会名等

発表年月

日本社会心理学会第 55 回大会ポス
ター発表
日本社会情報学会第３回大会口頭発表

2014 年７月
2014 年 9 月

8電気通信普及財団 研究調査報告書