感謝の対象と主観的 well-being の関連‐年齢層と心理的負債感を考慮して‐
森田 一穂(明治学院大学心理学部心理学科)（学籍番号：17PS1170，指導教員：森本 浩志准教授）
キーワード：対人感謝, 非対人感謝, 心理的負債感，主観的 well-being問題
近年, 人間のプラス面をさらに伸ばしていくための肯定的な感情の研究も進んでいる。その肯定的な感情の１つに「感謝」が存在する。
感謝とは, 私たちの日常生活に多くの効果をもたらしている。例えば,
Emmons &McCullough （2003）によって行われた実験では,週に一度感謝したことをリストアップすることは,人生に対するポジティブな評価の増加, 身体症状の報告数の減少と関連していることが明らかになった。そして, この行いは神経筋疾患の成人や,若者にも効果的であったと述べている（Emmons& McCullough, 2003）。
この よう な感謝 の効 果と関 係が 深い概 念に ,主観的 well-being が挙げられる。伊藤・相良・池田・川浦（2003）は, 主観的 well-being は自己の生活に対する満足感を指す認知的側面と, 楽しい・悲しいといったポジティブ感情とネガティブ感情の両面を指す感情的側面から成り立っていると述べている。
以上のように, 欧米の研究では感謝が主観的well-being に肯定的な影響を与えることが示されているが, 日本では欧米のような効果は示されていない。その原因として, 「感謝の対象の区別」と「心理的負債感」が挙げられる。
Froh（2008）は, 感謝は人格を持たない非人格的なもの（自然）や, 非人間的な情報源（神, 動物, 宇宙）に対しても経験されると示している。
しかし多くの先行研究は感謝を自覚しやすい対人関係上の感謝についての研究であると指摘されている（蔵永, 2011）。
一方, 心理的負債感とは, 「個人がポジティブな経験や結果をもたらした他者の慈善に対し負債の感情を抱いたり，気がついたりする一般的な傾向」と定義されており（吉野・相川, 2017）, 「申し訳ない」「すみません」のように感謝感情と同時に生起される感情である（相川, 2016）。Hitokoto（2013）は, 日本人は欧米人と比較して感謝場面においてポジティブ感情とネガティブ感情が同時に生起されやすいことを述べている。
これらのことから, 欧米との違いを考慮した上で, 感謝の対象を区別し, 対象ごとに主観的well-being へ与える影響は異なるのかについて,また, 感謝の対象別の心理的負債感に対する影響を検討する必要があると考えられる。
目的
本研究の目的は, 感謝の対象を対人場面（以下,対人感謝とする）に限定せず, 非対人場面（以下,非対人感謝とする）も含めてどの程度感謝をしているかについて測定し, 感謝と主観的 well-beingとの関連について, 感謝の対象と発達段階の観点から検討することであった。そのため, 以下の３つの仮説を検討した。
仮説１：対人感謝より非対人感謝のほうが, ポジティブ感情と主観的 well-being が高くなる。
仮説２：若年層は非対人感謝より対人感謝の程度が高く, 高年層は対人感謝より非対人感謝の程度が高い。
仮説３：対人感謝では, 心理的負債感が高いと,感謝の程度と主観的 well-being に負の関連がみられ, 心理的負債感が低いと, 感謝の程度と主観的 well-being に正の関連がみられる。また, 非対人感謝では, 心理的負債感の生起に関わらず,感謝の程度と主観的 well-being に正の関連がみられる。しかし, 心理的負債感は対人関係上で生起されるものと考えられるため, 対人感謝と非対人感謝の心理的負債感を比較するため, 近い概念と考えられる罪悪感の尺度を用いて検討した。
方法
対象者は 20~60 代の成人 161 名であった。使用
した尺度は池田（2015）の感謝を感じる対象 20 項目（α = .91）, 伊藤・相良・池田・川浦（2003）の主観的幸福感尺度（α = .88）, 大西（2008）の特性罪悪感尺度（α = .95）, 小川・門地・菊谷・鈴木（2000）の一般感情尺度（α = .91）, Aust（2013）のシリアスチェック項目であった。
結果
仮説１について, 説明変数を対人感謝, 非対人感謝, 目的変数を主観的 well-being, ポジテ
ィブ感情, ネガティブ感情, 安静状態とする重回帰分析を行った。その結果, 主観的 well-beingを目的変数とした場合, 非対人感謝は正の関連。
がみられた（β = .31, p < .01）
仮説２について, 独立変数を年齢層（若年層・高年層）の被験者間要因, 従属変数を感謝の対象（対人感謝・非対人感謝）の被験者内要因とする２要因分散分析を行った。その結果, 年齢層と感謝の対象の交互作用はみられなかった（F（1,76）=
1.680, ns.）が, 年齢層と感謝の対象のそれぞれの主効果はみられた。年齢層の主効果は（F （1,76）= 5.799, p < .05）で有意であり, 感謝の対象の主効果は（F（1,76）= 7.799, p < .01）で有意であった。主効果がみられたため, Holm 法を用いて多重比較の検定を行った。その結果, 高年層の方が若年層より感謝の程度が高く（p < .05）, 非対人感謝の方が対人感謝より感謝の程度が高かった（p< .01）。
仮説３について, 説明変数を対人感謝, 非対人感謝, 負債感, 対人感謝と負債感の交互作用,非対人感謝と負債感の交互作用, 目的変数を主観的 well-being, ポジティブ感情, ネガティブ感情, 安静状態とする階層的重回帰分析を行った。その結果, 目的変数を主観的 well-being とした場合, 非対人感謝と負債感の交互作用がみられた（β = −.26, p < .05）。交互作用の分析の結果, 負債感が低い場合, 非対人感謝が高くなると主観的 well-being は高くなること, 負債感が高い場合, 非対人感謝が高くなっても主観的 well-beingは高くならないことが示された。また, 目的変数をネガティブ感情とした場合, 負債感の主効果が有意であった（β = .19, p < .001）。
考察
仮説１について, 主観的 well-being を目的変数とした場合, 対人感謝は有意ではなかったが,非対人 感謝 では正 の関 連がみ られ たこと から ,非対人感謝の程度が高いとき, 主観的 well-beingは高くなることが示された。したがって, 非対人感謝においてポジティブ感情が高くなることは示されなかったが, 主観的 well-being は高くなることが示されたことから, 仮説１は一部支持された。
仮説２について, 年齢層と感謝の対象の交互作用はみられなかったため, 仮説２は支持されなかった。しかし, 年齢層と感謝の対象の主効果がそれぞれみられたことから, 若年層と高年層
では高年層の方が感謝の程度が有意に高くなり,対人感謝と非対人感謝では非対人感謝の方が感謝の程度が有意に高くなることが示された。
仮説３について, 主観的 well-being を目的変数とした場合, 非対人感謝と負債感に交互作用がみられたため, 仮説３は支持されなかった。しかし, 交互作用の分析の結果, 負債感が高い場合には非対人感謝が高くなっても主観的 wellbeing は高くならないことが示され，非対人感謝に対して心理的負債感が感謝の健康的影響の阻害要因として働く可能性が示唆された。
以上のことから, 非対人感謝は主観的 wellbeing に肯定的な影響があることが示された。一方,心理的負債感は感謝の健康的影響の阻害要因として働く可能性が示唆された。
引用文献
Emmons, R. A. & McCullough, M. E. (2003).
Counting blessings versus burdens: An
experimental investigation of gratitude
and subjective well-being in daily life.

Journal of Personality
Psychology, 84, 377-389.

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