Japanese Journal of Applied Psychology
2018, Vol. 43, No. 3, 244–255

資料

社会的自己制御及び組織風土と職場における本音の表出不能経験の関連―世代別の検討―1）, 2）

松本友一郎 *

Relations of Social Self-Regulation, Organizational Climate, and Experience ofBeing Unable to Express Real Thoughts at Work: Examination by Generation
Tomoichiro MATSUMOTO*
This study examined relations of social self-regulation, organizational climate, and experience of being unable toexpress real thoughts (UER) at work by generation. Seventeen UER items were selected based on the findings fromfree descriptive data of a pilot study. In the main study, an online survey was administered to 400 employees using
the 17 items developed in the pilot study. Along with these items, a questionnaire was composed of the Interpersonal Stressor Scale, the Social Self-Regulation Scale (SSR), and the 12-item Organizational Climate Scale (OCS12). UER factor analysis revealed two factors, experience of being unable to communicate complaints (UCC) andexperience of being unable to reject overwork (URO). There were 14 items in the UER scale. Multiple regression
analysis by generation revealed that the association between URO and tradition (OCS-12) in their 20s is stronger
than the association in their 40s. Analyses of UCC indicated the effect of tradition (OCS-12) on any generation.
key words: experience of being unable to express, workplace, generation, social self-regulation, organizational climate

問

題

人間が職場で働く際，多かれ少なかれ本音を抑制

井，2010, 2012）。また，同じく看護師を対象とした調査において，自己制御という個人要因と組織風土という環境要因が本音の抑制に関わっていることもする場面に遭遇することがある。場合によっては，示されている（松本，2017）。ここでの 本音

他者への気遣い，組織への社会化，規範の維持等のは，自己の感情，職務または職場に関する意見，要ために本音を表出しない方が良いこともありうる。

望，気付いた事実等について当人が伝えたい，また一方で，看護師を対象とした調査ではあるが，スは伝えるべきであると感じていることを指す。たとタッフ同士における本音の抑制がバーンアウトの中

えば，感情であれば，感情の生起を抑制するのでは心的概念である情緒的消耗感や日常レベルの簡単ななく，生起した感情の表出を抑制するということを失敗にまで影響することが示されている（松本・臼指す。ただし，それは本人が望んで抑制しているとと本研究は JSPS 科研費 25780379 の助成を受けて実施した。本研究のデータは産業・組織心理学会第 31 回大会の発表に用いた。
2）
中京大学大学院心理学研究科（当時所属）の上野莉子氏，増田亜希氏には自由記述の分類にご協力をいただきました。心より感謝を申し上げます。
* 中京大学心理学部
School of Psychology, Chukyo University, 101–2 Yagotohonmachi, Showa-ku, Nagoya-shi, Aichi 466–8666, Japane-mail: t-matsu@lets.chukyo-u.ac.jp
1）

松本： 社会的自己制御及び組織風土と職場における本音の表出不能経験の関連は限らない。むしろ，結果としてそうなったという経験も多いと考えられる。

（ 245 ）

感情制御以外では，対人ストレスコーピング 4）も方略の代表例といえる。この概念を提唱した加藤

このように，本音の抑制を方略として主体的に選(2000) により作成された尺度の項目では， 積極的択したわけではないが，結果的に表出という行動がに話をするようにした ， かかわり合わないように生起しないまま過ぎていったという主観的なイベン

した

本音の表出不能経験などのように〜ようにしたという表現がと呼び，そ多用されており，方略として意図されていることをの内容と要因を検討する。ある個人について，もし明確に示している。また，個人の認知的傾向によ

本音を抑制するという方略に問題があれば，その方

り，選択される対人ストレスコーピングが異なるこ

略に至る認知過程や行動自体を変容させることなどとも示されている（加藤，2006）。これらの研究のが改善方法として挙げられる。しかし，必ずしも個

後，対人ストレス・コーピングの研究では，さらにトを本研究では人が方略として主体的に本音を表出しないという選択をしているとは限らない。本音の表出を
ない

のではなく

できない

し

のであれば，とるべき対策も違ってくるはずである。そこで，本研究で意図という観点に注目して，それを教示文で明確に示す尺度も開発された（髙本・相川，2012; 髙
本・松井，2012）。
本音の表出不能経験の定義

は組織に所属する一般社会人を対象に本音の表出不橋本 (2005) により提唱された対人ストレッサー

能 経 験 の 事 例 を 収 集 し， そ の 要 因 に つ い て 松 本は対人場面における調整的な行動を日常的なネガ(2017) と同じ変数を用いて検討する。松本 (2017) でティブイベントとして捉えている点で上記の概念と収集された看護師の事例は一般社会人にも共通するは異なる。対人ストレッサーは対人葛藤，対人過ような内容がほとんどであったが，そのまま一般社

失，対人摩耗の 3 つの下位因子で構成されている。

会人に適用することができるか不明である。そのた対人葛藤は，他者からのネガティブな態度や行動にめ，本研究では事例の収集から行うこととした。

関する内容である。対人過失は，相手に迷惑をかけ

本音の表出不能経験の定義

たことや不快な思いをさせたことに関する内容であ

仮に，対人関係を維持するためという目的があっる。対人摩耗は，自他共にネガティブな心情や態度て意図的に本音を表出しないのであるなら，それはを明確に表出してはいないが，円滑な対人関係を維方略と位置づけられる。方略としての表出・抑持するためにとる意に沿わない行動や相手に対する制の制御については既に概念が提唱されており，知期待外れの黙認に関する内容である。自己と他者の見も積み重ねられている。代表例として，感情制御

間で表面化しないイベントという意味では，本音の3）(emotion regulation) が 挙 げ ら れ る。 感 情 制 御 は，

表出不能経験は対人摩耗と共通している。

感情を生起させる状況や人から注意をそらす，感情を生起させる状況や人に対する認知を変化させる等の方略で制御する先行焦点型感情制御 (anteced-

ent-focused emotion regulation)と，状況や人によっ本音が表に出ないという同様のイベントについ表出したいが表出しないて，対人摩耗はという個人の意図に焦点を当てているのに対し，本音の表
出不能経験は表出したいが表出しづらいというて生起した感情が表情や行動に表れないように感情表出の困難さに焦点を当てる。ただし，対人摩耗で

反応焦点型感情制御 (response-

も関係維持のために表出が困難な状況が想定されてに 分 類 で き る (Gross,

いる。対人摩耗と本音の表出不能経験の違いは，の表出を制御するfocused emotion regulation)1998)。本音の表出不能経験は反応焦点型感情制御

表出しないと近いと考えられるが，感情制御は方略として敢えう状況のどちらが優位に働いてイベントが生じるのて表出しないという点で異なる。

かという違いである。
4）3）

emotion regulation の訳語は他にもあるが，本研究では現時点で最も一般的に用いられている 感情
制御 という訳語を用いる。

という意図と表出しづらいとい文献により コーピング と表記される場合と対処 と表記される場合があるが，本稿ではコーピング に統一する。また， 対人ストレス
コーピング と表記される場合と 対人ストレス・コーピング と表記される場合があるが，この点についてはそれぞれの引用文献に従う。

（ 246 ）応用心理学研究

Vol. 43, No. 3

本音の表出不能経験については，環境の問題では験を想定しているため，調査では自己主張及び感なく，単に個人に適切な表出能力が不足しているだ

情・欲求抑制を尺度として採用し，持続的対処・根けという可能性もある。この点について，本研究で気は扱わなかった。本音の表出不能経験が個人の表は，本音の表出不能経験が表出能力という個人要因

出能力に関連しているならば，自己主張ができないと職場という環境要因のどちらが主に関連するのかほど本音の表出不能経験は多いと考えられる。ま確認する。また，本音の表出不能経験と違い，対人た，本音の表出不能経験は敢えて表出しないのでは摩耗は個人の能力が主に関連していると考えられなく表出できないという経験であるため，感情・欲る。本音の表出を抑制できない人に対人摩耗は無い

求抑制とは関連が無いと予測される。

が，他者との関係を維持できない。表出を抑制する

本音の表出不能経験の社会的環境要因という意図を実行する能力を有するがために対人摩本研究では，本音の表出を困難にさせる環境要因

耗がストレッサーとなりうる。そのため，本音の表として組織風土に着目する。組織風土については，

出不能経験と対人摩耗それぞれについて対人場面に過去に様々な定義が提唱されてきた。この点についおける個人要因及び環境要因との関連を分析し，主て，Verbeke, Volgering, & Hessels (1998) が 32 の異なに関連する要因が両者で異なるのか検討する。

る定義の文言を分析し，それらの定義の中心的な概

本音の表出不能経験の個人要因

念は組織内の人々がいかに環境の特徴を認知してい対人場面における個人の能力としては，原田・吉るかを表していることを見出した。この知見に従澤・吉田 (2008) が提唱した社会的自己制御 5） があい，本研究でも組織風土を職場に対する認知としてる。社会的自己制御は，社会的場面で自己を主張ま扱う。尺度は，人間関係を含む職務ストレッサーとたは抑制する能力を示す概念である。現時点で感情の関連が既に確認されている福井・原谷・外島・制御のように知見が積み重ねられているわけではな

島・高橋・中田・深澤・大庭・佐藤・廣田 (2004)

いが，本音の表出不能経験という日常経験に安定的の組織風土尺度 12 項目版を用い，本音の表出不能に反映される概念であると考えられる。

経験との関連を検討する。この尺度は，組織環境性

原田他 (2008) は概念の提唱と共に尺度も開発しと伝統性という 2 つの下位尺度で構成されている。

ているため，本研究ではこの尺度と職場における本

組織環境性は従業員の参加度が高く合理的な組織管音の表出不能経験との関連を検討する。この尺度

理がなされている風土を表しており，伝統性は強制

自己的・命令的で封建的な風土を表している。したがっ主張 ，集団内の課題や役割に対する集中や努力をて，組織環境性が高く認知されているほど本音の表

持続する能力を示す

出不能経験は少なく，伝統性が高く認知されているは，自分の意見や態度を主張する能力を示す

持続的対処・根気 ，対人場面における感情や欲求を抑制する能力を示す
情・欲求抑制感の 3 つの下位尺度で構成されていほど本音の表出不能経験は多いと考えられる。
要因との関連に関する世代ごとの特徴る。これらのうち，持続的対処・根気と感情・欲求

人間は必ずしも統制的に行動を実行するとは限ら

抑制はどちらも自己抑制的側面であった項目が 2 因ず，手段として選択されていた行動が自動化するこ子に分かれたと解釈できる（原田他，2008）。両者ともある（尾崎，2010）。対人摩耗は，対人関係維の項目を比較すると，持続的対処・根気は課題遂行

持のため統制的過程によって本音を抑制する点でスに伴う抑制能力であり，感情・欲求抑制は関係維持

トレッサーとなっているといえる。一方で，本音のに伴う抑制能力であると考えられる。本研究では，

表出不能経験は環境要因に依存していると考えられ対人関係に関して本音を表出できないという日常経るため，組織に順応していく中で組織風土に沿った5）

原田他 (2008) は社会的自己制御を英語で social
self-regulation と 表 記 し て い る。 一 方 で，Abrams(1994) も同じく social self-regulation という概念を提唱している。しかし，後者は social identity と
self-awareness を統合したモデルとして提案され，また，原田他 (2008) はこの文献を引用していない
ことから，両者は別の概念であると考えられる。

コミュニケーションが習慣として自動化していく可能性がある。そのため，本研究では，年齢を重ねる
ことによってそれぞれの要因との関連がどのように変化するのかという点も検討する。
職業生活に入ってから退職前までの個人の内面的なキャリアについて，Schein（1990 金井訳 2003）に

松本： 社会的自己制御及び組織風土と職場における本音の表出不能経験の関連（ 247 ）

基づいてまとめると以下のような段階を経る。まずであった。そのため，ファイルを開かずにファイル

組織に社会化し，次に周囲から成員として受け入れ

名をすべて番号に置き換えて保存し，回答者と回答られて本人もそれを自覚する。長期にわたって働く

内容を切り離した。また，得られた事例にもすべて中で自らのキャリアを振り返って再評価する。それ番号を付し，事例の分類をする際は回答者の特定はを越えてその後のキャリアを決定することとなる。

できないようにした。予備調査について，本調査とこのような内面的なキャリアの段階による変化か

共に著者の所属機関に設置されている倫理審査委員

ら，個人が組織に社会化して組織風土を受け入れて会の承認を得た。

いくことによって組織風土の影響は増していくと考

質問内容

自由記述形式の質問で普段，職場でえられる。したがって，組織内で年を重ねるほど職経験する本音の抑制

場への順応が進んで組織風土が本音の表出不能経験

くよう教示文に示した。特に，どのようなこと（意に反映されやすくなり，組織環境性，伝統性共に社

見や感情など）を抑制したのか一文で記入するよう会的自己制御より相対的に関連が強くなると予測さ求めた。内容は，自分自身の経験でも職場で見かけれる。ただし，ある程度の期間を経た後に再評価とる光景でも構わないとした。なお，便宜上，教示文についてなるべくたくさん書いう段階があるため，世代によっては組織風土によでは 本音の抑制

る影響の増加が見られない可能性もある。

趣旨を理解してもらうため，また，あまりに個人的予備調査という表現を用いた。ただし，なことや抽象的なことが書かれることを防ぐため，
例として同僚の問題点が気になっても本人に指摘できない ， 腹の立つ上司に怒りを抑えて笑顔で対目的予備調査では，組織で働く従業員が職場において応するという 2 項目を示した。記入欄は 10 個設

普段経験する本音の表出不能経験について事例を自けた。各記入欄は伸縮が可能であるため記述の長さ

由記述形式の質問紙で収集し，得られた事例の分類は自由であった。なお，本音の表出不能経験を意図

によって職場における本音の表出不能経験尺度を作的な方略としての行動と区別するため，方略につい成することを目的とする。

て問う回答欄を別に設けた。他にデモグラフィック

方法

項目を尋ねた。

調査時期及び対象者 2013 年 11 月上旬から 12
月上旬にかけて民間の組織で働く従業員 13 名から結果と考察
記 述 さ れ た 事 例 は 1 人 あ た り の 平 均 が 5.85 個回答を得た。同じ組織に所属していたのは 3 名 1 組(SD＝1.99) であり，全体で 76 個集まった。事例につと 2 名 1 組であり，残りの 8 名は全員が別の組織にいて，組織心理学，社会心理学を専門とする著者の所属していた。回答者の平均年齢は 25.15 歳 (SD＝

他，臨床心理学を専門とする大学院生 2 名に分類を1.41) ，社会人経験の平均は 2.35 年 (SD＝0.58) であ依頼した。著者を含む計 3 名が各人で別々に分類しり，性別は男性 4 名，女性 9 名であった。業務内容

た。その分類結果をつきあわせて尺度に使用する項は 営 業 4 名， 事 務 3 名， 窓 口 業 務 2 名， そ の 他 2目を作成した。記述は，同様の事例を書いた回答者

名，不明 2 名であった。

が複数名いること（同一人物による同様の事例が複予備調査では，回答及び数ある場合は 1 名のみの回答として数えた），3 名に

個人情報の保護を含む一連の手続きについて同意がよる分類が完全に一致していることの 2 点を満たす得られた人へ Microsoft 社の Word で作成した調査

ものを項目として採用した。その結果，上記 2 点の票を電子メールに添付して送付した。回答者は調査

条件を満たす事例は 57 個あり，19 項目に分類され手続き及び倫理的配慮

票の空欄に回答を記入したファイルを添付して電子。ただし， 客のクた（3 名全体の一致率 73.68％）

メールで返信した。回答には 3 週間から 1 カ月程度

レームに笑顔で対応する ， 客に非があるのに謝るの期限を設けた。回答者には謝礼として図書カードという 2 項目は接客業に限られるため，尺度として1,000 円分を郵送した。ただし，回答者のうち 1 名

は使用しないこととした。本調査では上記 2 項目をは謝礼を辞退した。なお，電子メールで直接やりと除いた 17 項目について検討した。そのうちの 14 項りをしたため，著者には回答者の特定が可能な状態

目について本調査の Table 1 に示す。残りの 3 項目

（ 248 ）応用心理学研究

Table 1Vol. 43, No. 3

職場における本音の表出不能経験尺度の因子分析結果

第 1 因子 不服伝達不能経験
14. 上司または先輩から理不尽なことを言われても反論できない。
7. 腹の立つ上司または先輩に怒りを抑えて笑顔で対応する。
17. 上司または先輩の間違いや問題点を本人に指摘できない。
2. 上司または先輩にいやなことを言われて我慢する。
10. 上司または先輩の意見が自分の意見と異なっても従う。
3. 自分が悪くないのに謝る。
4. 上司または先輩のつまらない話や愚痴の相手をする。
第 2 因子 過剰負担拒否不能経験
1. 忙しい時に別の仕事を頼まれて断れない。
12. 時間外の仕事を断れない。
5. 担当外の仕事を割り振られて断れない。
9. 定時に仕事が片付いても周りの目を気にして残業する。
16. いやな仕事を頼まれて断れない。
11. 体調が悪くても言い出せずに仕事をする。
6. 達成できないような目標やノルマを課されて無理と言えない。
因子間相関

1

2

h2

.86
.79
.72
.71
.51
.50
.46

−.08
−.11
.02
−.03
.17
.16
.15

.65
.52
.54
.48
.41
.38
.33

−.18
.02
.10
.00
.36
.13
.28

.76
.71
.66
.54
.50
.48
.40

.41
.52
.54
.29
.64
.34
.40

.73

注）項目番号 8, 13, 15 は削除された。

は 行きたくない飲みを断れない ， 本当は他の職

いイベントという意味で共通していても，概念的に種に移りたいが言えない ， 頼みたい仕事があっては弁別可能であることを確認する。

も頼めない という内容であり，本調査の因子分析

方法で削除されたため Table 1 には記載していない。な

調査時期及び対象者

2015 年 2 月中旬に，株式

お，対人摩耗の尺度では 〜ために ， 〜ように ，会社クロス・マーケティングに委託して同社の登録

あえてという意図を強調する表現が用いられてモニター 400 名を対象に web 調査を実施した。回答

いるが，本音の表出不能経験の尺度にはそのような者は，会社勤務（一般社員），会社勤務（管理職），

表現を入れず， 〜できないというような困難さ

公務員・教職員・非営利団体職員，派遣社員・契約を示す表現を可能な限り採用した。また，本研究で社員のいずれかに該当し，フルタイム（週 40 時間）

は常態化の程度の測定を目的としているため，項目勤務していることを条件とした。会社の経営者・役の文言は過去形ではなく現在形で作成した。

員，自営業，SOHO，農林漁業，専門職（弁護士，

本

調

査

目的

医療関連等），パート・アルバイトは対象外とした。
また，著者が同社に依頼して実施した他の調査に回答した場合も，一部に同じ尺度を同じ組み合わせで

本調査では，予備調査で収集及び分類した項目に使用しているため対象外とした。なお，本調査につついて因子分析により下位尺度に分け，不要な項目

いて，予備調査と共に著者の所属機関に設置されてを削除することを第一の目的とする。また，対人ス

いる倫理審査委員会の承認を得た。

トレッサー尺度を用いて基準関連妥当性について確

回答者の性別は男性 219 名 (54.75％)，女性 181 名

認することを第二の目的とする。さらに，社会的自(45.25％) で あ っ た。 年 齢 は 平 均 41.41 歳 (SD＝己制御及び組織風土との関連を分析して職場におけ

11.91)，社会人としての経験は平均 18.98 年 (SD＝る本音の表出不能経験の特徴について世代ごとに検11.98)，現在の部署の経験年数は平均 6.18 年 (SD＝討することを第三の目的とする。最後に，対人スト

6.67) であった。回答者が所属する組織の規模につレッサーの中でも特に本音の表出不能経験と概念的い て， 従 業 員 数 50 人 以 下 の 組 織 107 名 (26.75％)，に近いと考えられる対人摩耗についても同様の分析

51〜100 人の組織 46 名 (11.50％)，101〜300 人の組織をする。これにより，自己と他者の間で表面化しな

51 名 (12.75％)，301 人以上の組織 198 名 (49.00％) で松本： 社会的自己制御及び組織風土と職場における本音の表出不能経験の関連（ 249 ）

あった。業種は，製造業 86 名 (21.50％)，サービス

会人に通じるよう業 74 名 (18.50％)， 卸・ 小 売 業 41 名 (10.25％)， 情

この尺度の項目についてそのまま問うと，職場をイ

報通信業 28 名 (7.00％)，医療・福祉 26 名 (6.50％)，

メージして回答されて職場の環境要因と交絡する可金融・保険業 25 名 (6.25％)，教育・学習支援業 22

能性がある。しかし，仕事内外に関わらない個人の

名 (5.50％)，その他 98 名 (24.50％) であった。職種

基本的な能力について回答するよう教示しても，場は，事務 139 名 (34.75％)，技術 63 名 (15.75％)，営

面を特定しなければ具体的にイメージすることが難目上の人と改変した。なお，業 53 名 (13.25％)，サービス 39 名 (9.75％)，その他

しく回答が困難であると考えられる。そのため，職106 名 (26.50％) で あ っ た。 役 職 は， な し 263 名

場以外について回答をするよう教示文で強調した。

(65.75％)，主任クラス 62 名 (15.50％)，係長クラス

職場以外と設定してもなお職場に特有の本音の表出

29 名 (7.25％)，課長クラス 27 名 (6.75％)，部長クラ不能経験と関連があれば，職場内，職場外という場

ス 18 名 (4.50％)，その他 1 名 (0.25％) であった。雇面を越えた自己制御能力が関連していると考えられ用形態は，正社員 324 名 (81.00％)，契約社員 41 名る。

(10.25％)， 派 遣 社 員 34 名 (8.50％)， そ の 他 1 名

6.

項目版を使用した。組織環境性 6 項目，伝統性 6 項(0.25％) であった。
質問項目

調査票は，デモグラフィック項目，本目の合計 12 項目について いいえ (1)音の表出不能経験，対人ストレッサー，社会的自己(2)制御，組織風土の尺度で構成されていた。

結果

1.

組織風土： 福井他 (2004) の組織風土尺度 12

デモグラフィック項目： 調査対象者の性別や年齢等の属性に関する内容を尋ねた。

か

はいで回答を求めた。

本音の表出不能経験の因子構造を検討するために，最尤法，プロマックス回転による探索的因子分

本音の表出不能経験： 予備調査で作成した 17析を行った。初期の固有値は 7.30, 1.23, 1.13, 0.88…

項目を用いた。現在の職場で普段経験する頻度を問と減衰していた。スクリープロットを参照し，固有2.

い， まったくない (1)からしばしばある (4)値の減衰状況に基づいて 2 因子構造を採用した。その 4 件法とした。なお，時期によって頻度が変わるの上で分析を繰り返し，因子負荷量が .40 未満の項

場合は平均してどの程度であるか回答するよう教示

目を除いた結果，最終的には 14 項目が残った (Ta-文に記載した。

ble 1)。3 因子構造でも同様の分析を試みたが，上記

上 司・ 先 輩 と の 間 に 生 じ る 対 人 ス ト レ ッの条件で項目を削除すると結果的に 2 因子構造とサー： 本研究では橋本 (2005) の対人ストレッサーなった。念のために 1 因子構造と 2 因子構造につい尺度を用いた。対人葛藤 6 項目，対人過失 6 項目，て確認的因子分析で適合度を比較したところ，2 因

3.

対人摩耗 6 項目の合計 18 項目についてない (1)から

しばしばある (4)まったく子構造の方が 1 因子構造より適合度が良かったの 4 件法で回（1因子： GFI＝.86, AGFI＝.82, RMSEA＝.09, 2因子：答を求めた。
4.

GFI＝.92, AGFI＝.89, RMSEA＝.07）。 固 有 値 の 減 衰

同僚との間に生じる対人ストレッサー： 上記

3 と同じ 18 項目について， 上司・先輩
た箇所を
5.

同僚

としてい

と表記して同様に回答を求めた。

社会的自己制御： 原田他 (2008) の社会的自己状況及び適合度の値に加え，項目の内容を見ても解釈可能であるため 2 因子が妥当と判断した。第 1 因子は上司または先輩から理不尽なことを言われても反論できない ， 腹の立つ上司または先輩に怒り等の 7 項目で構成されて制御尺度を使用した。自己主張 13 項目，感情・欲を抑えて笑顔で対応する

求抑制 9 項目の合計 22 項目についていた。本当は相手の言動に不服や不満があるというてはまらない (1)

から

まったくあ

よくあてはまる (5)の5件法で回答を求めた。ただし，表現を社会人に合わ本音を伝えることができないという経験で構成されていたため，名前を不服伝達不能経験因子としせるため，一部を改変して使用した。具体的には，た。第 2 因子は， 忙しい時に別の仕事を頼まれて友達断れない ， 時間外の仕事を断れないという表現を用いている 3 項目は，対人関係全般を含めるために 他の人た， 先生

等の 8 項目と改変した。まで構成されていた。本当は過剰な負担を断りたいとという表現を用いている 1 項目は，社いう本音を表出できないという経験で構成されてい（ 250 ）Table 2

応用心理学研究

Vol. 43, No. 3

本音の表出不能経験と対人ストレッサー，社会的自己制御，組織風土の 0 次相関及び各変数の平均，標準偏差，α係数

不服伝達不能経験
過剰負担拒否不能経験
上司・先輩 対人葛藤（対人ストレッサー）
上司・先輩 対人過失（対人ストレッサー）
上司・先輩 対人摩耗（対人ストレッサー）
同僚 対人葛藤（対人ストレッサー）
同僚 対人過失（対人ストレッサー）
同僚 対人摩耗（対人ストレッサー）
自己主張（自己制御）
感情・欲求抑制（自己制御）
組織環境性（組織風土）
伝統性（組織風土）

M

SD

α係数

不服伝達不能

負担拒否不能

1.34
1.20
0.87
0.85
1.19
0.68
0.71
1.03
2.08
2.33
0.43
0.46

0.66
0.66
0.70
0.61
0.67
0.69
0.62
0.69
0.57
0.59
0.32
0.31

.86
.84
.88
.84
.85
.90
.89
.88
.87
.79
.74
.69

̶
.69 ***.55 ***.29 ***.63 ***.34 ***.23 ***.48 ***−.23 ***.05−.09.33 ***

̶̶
.42 ***.33 ***.50 ***.34 ***.26 ***.41 ***−.19 ***.04.04.27 ****** p＜.001
たため，名前を過剰負担拒否不能経験因子とし

p＜.001，過剰負担拒否不能経験： r＝−.19, p＜.001）。

た。α係数は，不服伝達不能経験が .86，過剰負担拒

同様に，組織風土の下位尺度については伝統性と有否不能経験が .84 であった。信頼性について，内的意 な 正 の 相 関 が 見 ら れ た（不 服 伝 達 不 能 経 験：

整合性は問題がないといえる。

r＝.33, p＜.001， 過 剰 負 担 拒 否 不 能 経 験： r＝.27,

次に，本音の表出不能経験の各因子と他の尺度のp＜.001） 。
6）

下位尺度との相関係数を求めた。各変数の平均及び世代を 30 歳未満（以下，〜30 歳： N＝93），30 歳

標準偏差とともに 0 次相関係数を Table 2 に示す。

以 上 40 歳 未 満（以 下，30〜40 歳： N＝102），40 歳

なお，各尺度については，逆転項目の処理をした後以上 50 歳未満（以下，40〜50 歳： N＝95），50 歳以に，下位尺度ごとに該当する項目の得点を合計して上（以下，50 歳〜： N＝110）に分けて独立変数と項目数で割った平均得点を分析に用いた。その際，し，不服伝達不能経験を従属変数として一要因分散

まったくない状態を 0 と捉えるためにすべての得点分析を行った結果，有意差は見られなかった（〜30

から 1 を引いた値を掲載した。したがって，Table 2

歳： M＝1.35, SD＝0.65, 30〜40 歳： M＝1.34, SD＝の得点の範囲は，本音の表出不能経験及び対人スト

0.66, 40〜50 歳： M＝1.42, SD＝0.66, 50 歳〜： M＝レッサーが 0 から 3，社会的自己制御が 0 から 4，

1.24, SD＝0.66, F (3, 396)＝1.39, n.s.）。過剰負担拒否

組織風土が 0 から 1 となっている。組織環境性は得

不能経験についても同様に分析を行った結果，有意点が高いほど従業員の参加度が高く合理的であると差は見られなかった（〜30 歳： M＝1.25, SD＝0.63,

認知されていることを示し，伝統性は得点が高いほ30〜40 歳： M＝1.21, SD＝0.63, 40〜50 歳： M＝1.28,

ど強制的・命令的で封建的であると認知されている

SD＝0.66, 50 歳〜： M＝1.08, SD＝0.69, F (3, 396)＝

ことを示す。

1.87, n.s.）。

Table 2 によると，本音の表出不能経験の各因子と対人ストレッサーの各下位尺度の間にはすべて有意な正の相関が見られた (rs＝.23–.63, ps＜.001)。全体として同僚より上司または先輩との対人ストレッサーの方が相関係数の値が高く，特に対人摩耗との相関係数が高かった。したがって，特に上位者に対して気を遣うほど本音の表出不能経験が多いといえる。また，本音の表出不能経験の両因子共に，社会的自己制御の下位尺度については自己主張と有意な負の相関が見られた（不服伝達不能経験： r＝−.23,

福井他 (2004) では組織環境性と伝統性をそれぞれ平均値で高群・低群に分け，その組み合わせで 4類型ができるとしている。そのため，同様の方法
で組織風土を独立変数とし，本音の表出不能経験の各因子を従属変数として 2×2 の参加者間二要因分散分析を行った。その結果，不服伝達不能経験については組織環境性（低群＞高群）と伝統性（高群＞低群）それぞれの主効果が見られ，過剰負担拒否不能経験については伝統性のみ（高群＞低群）の主効果が見られた。したがって，相関係数と一致する結果であるといえる。いずれも交互
作用は有意ではなかった。

6）

松本： 社会的自己制御及び組織風土と職場における本音の表出不能経験の関連（ 251 ）

Table 3 社会的自己制御及び組織風土を独立変数，本音の表出不能経験，対上司・先輩の対人摩耗を従属変数とする世代別多母集団同時分析（標準化係数）
独立変数†

不服伝達不能

負担拒否不能対上司・先輩摩耗〜30 歳 (N＝93)
性別（女性＝0, 男性＝1）
自己主張（制御）
感情・欲求抑制（制御）
組織環境性（風土）
伝統性（風土）
R2

.16 †
−.07
.10
−.16
.49 ***.25.26 **
−.02
.02
−.02
.47 ***.28.26 **
.18 *
−.04
.06
.47 ***.35

30〜40 歳 (N＝102)
性別（女性＝0, 男性＝1）
自己主張（制御）
感情・欲求抑制（制御）
組織環境性（風土）
伝統性（風土）R2.01−.25 **.07−.20 *.33 ***.18−.22 *−.24 **.08−.02.28 **
.19

.01
−.06
.04
−.09
.35 ***.12

40〜50 歳 (N＝95)
性別（女性＝0, 男性＝1）
自己主張（制御）
感情・欲求抑制（制御）
組織環境性（風土）
伝統性（風土）
R2

.17 †
−.15
.23 *
−.20 *.38 ***.21.08−.27 **
.14
.11
.16
.14

.20 *
−.12
.06
−.18 †.28 **.13

50 歳〜 (N＝110)
性別（女性＝0, 男性＝1）
自己主張（制御）
感情・欲求抑制（制御）
組織環境性（風土）
伝統性（風土）R2.00−.27 **.08−.30 ***.45 ***.26−.12−.16 †.17 †−.21 *.30 **
.14

−.00
−.07
−.01
−.32 ***.35 ***.16

p＜.10, * p＜.05, ** p＜.01, *** p＜.001

次に，社会的自己制御及び組織風土の各下位尺度

2.42, p＜.05），性別を統制変数として加えた（女性をを独立変数とし，本音の表出不能経験の各因子を従0，男性を 1 とするダミー変数）。ほかに職種（対人属変数とするモデルを世代別の多母集団同時分析で系とそれ以外），役職（ありとなし）についても差実施した 7） (Table 3)。その際，各尺度の下位尺度同の検定をしたが有意差はなかったため統制変数には士及び本音の表出不能経験の下位尺度の誤差項同士加えなかった。分析の結果，すべてのパスについては共変するものと仮定した。また，t 検定により不等値制約を置くとχ2 値が有意であったためモデルと服伝達不能経験は男性 (M＝1.26) より女性 (M＝1.42)

し て 不 適 当 と 判 断 し た（χ2(71)＝93.88, p＜.05, GFIの方が有意に多いことが示されたため（t(351.47)＝＝.94, AGFI＝.90, CFI＝.95, RMSEA＝.03）。すべての本研究では年齢に基づいて世代を区分した。年齢と社会人経験の 0 次相関係数から両者に大きな違いはないといえる (r＝.91, p＜.001)。また，現在の組織への所属期間は調査項目に入っていなかった。しかし，たとえば総務省統計局 (2016) によれ
ば 2015 年の転職者比率（就業者に占める転職者の割合）は 4.7％とかなり低いため，年齢と現在の組織への所属期間のどちらを指標としても結果が大きく異なることはないと考えられる。

パスについて等値制約を置かずに分析した結果にお7）

い て は 十 分 な 適 合 度 が 得 ら れ た（χ2(32)＝39.77,
p＝.16, GFI＝.97, AGFI＝.90, CFI＝.98, RMSEA＝.03）。
以下，等値制約なしの結果について説明する。不服伝達不能経験と各変数との関連について世代間で係数に有意な差は見られなかった。不服伝達不能経験 と 自 己 主 張 と の 間 に は 30〜40 歳 (β＝−.25,

（ 252 ）応用心理学研究

Vol. 43, No. 3

p＜.01) 及び 50 歳〜 (β＝−.27, p＜.01) において有意尺度の誤差項同士は共変するものと仮定した。等値

な負の関連が見られ，感情・欲求抑制とは 40〜50

制約はかけなかった。また，性別を統制変数として

歳 に お い て 有 意 な 正 の 関 連 が 見 ら れ た (β＝.23,

加えた（女性を 0，男性を 1 とするダミー変数）。

p＜.05)。また，30〜40 歳 (β＝−.20, p＜.05)，40〜50

分析の結果，十分な適合度が得られた（χ2(32)＝39.77,

歳 (β＝−.20, p＜.05)，50 歳〜 (β＝−.30, p＜.001) に

p＝.16, GFI＝.97, AGFI＝.92, CFI＝.94, RMSEA＝.03）。

おいて組織環境性と有意な負の関連が見られた。伝パス係数については本音の表出不能経験と一部異な統性とは全世代において有意な正の関連が見られた

る結果となった。特に以下の 2 点が異なっていた。

(βs＝.33 〜 .49, ps＜.001)。

1 点目は，〜30 歳を除くどの世代においても社会的過剰負担拒否不能経験と自己主張との関連につい自己制御との有意な関連が見られなかったことであて，30〜40 歳 (β＝−.24, p＜.01)，40〜50 歳 (β＝る (βs＝−.12〜.06)。2 点 目 は，〜30 歳 に お い て 自−.27, p＜.01) において有意な負の関連が見られた。

己主張との間に有意な正の関連が見られたことであまた，〜30 歳と 40〜50 歳の係数間には有意な差がる (β＝.18, p＜.05)。重回帰分析により VIF を算出し見られた (p＜.05)。感情・欲求抑制との関連についたところ 1.07 であったため多重共線性によって符ては，全世代において有意な関連が見られず (βs号が逆転した可能性は低いと考えられる。

＝.02–.17)， 世 代 間 で 係 数 に 有 意 な 差 は 見 ら れ な考察
世かった。組織環境性との関連については，〜30 歳

本音の表出不能経験と社会的自己制御の関連と 30〜40 歳で有意な関連は見られなかった (βs＝代別では，本音の表出不能経験と社会的自己制御の−.02)。また，50 歳〜で有意な負の関連が見られた関連は一部に見られたのみであり，個人の能力よりのに対し (β＝−.21, p＜.05)，40〜50 歳では有意な関組織風土の方が関連するという結果であった。上連が見られず (β＝.11, n.s.)，両世代の係数間に有意司・先輩との関係における経験が中心である不服伝な差が見られた (p＜.01)。40〜50 歳については予測

達不能経験の結果と対上司・先輩の対人摩耗の結果と異なる符号であったため，重回帰分析によってを比較すると 2 点異なっていた。1 点目は，不服伝

VIF を算出したところ 1.21 であった。したがって，

達不能経験については 30〜40 歳より上の世代にお多重共線性によって符号が逆転した可能性は極めていて一部に社会的自己制御との関連が見られたのに低いと考えられる。伝統性との関連については，40

対し，対上司・先輩の対人摩耗では一切関連が見ら〜50 歳において関連が見られなかったが (β＝.16,

れなかったことである。2 点目は，〜30 歳においてn.s.)，他の世代では一貫して正の関連が見られ（〜

対上司・先輩の対人摩耗と自己主張との間に有意な30 歳： β＝.47, p＜.001, 30〜40 歳： β＝.28, p＜.01, 50

正の関連が見られたことである。これは，対人摩耗

歳〜： β＝.30, p＜.01），40〜50 歳と〜30 歳の係数間は表出できるが円滑な対人関係のために敢えて表出に有意な差が見られた (p＜.05)。

しないという方略的要素が含まれることを反映して念のために，世代間で係数に有意差が見られた箇いる可能性がある。ただし，〜30 歳に限った結果

所のみ等値制約を置かず，それ以外はすべて等値制であるため，それを過ぎると表出できる，できない

約を置いて上記と同じ配置の分析を試みた結果，χ2 値に関わらず環境に応じて表出しなくなると考えられは有意傾向ではあるがその他の適合度指標は十分なる。また，有意ではあるものの係数が低いため，追値となった（χ2 (65)＝83.46, p＜.10, GFI＝.95, AGFI＝.91,

試により再現性を確認する必要がある。

CFI＝.96, RMSEA＝.03）。

過剰負担拒否不能経験については 30〜40 歳より不服伝達不能経験は 1 項目を除きすべて対上司・上の世代で自己主張と有意または有意傾向の関連が先輩の内容となっているため，対上司・先輩の対人見られた。それに対し，〜30 歳ではまったく関連

摩耗と弁別可能であるのか検討する必要がある。そが見られず，特に 40〜50 歳との間で係数に有意なのため，社会的自己制御及び組織風土の各下位尺度差が見られた。〜30 歳ではほかにも社会的自己制

を独立変数とし，対上司・先輩の対人摩耗を従属変

御との関連が見られなかったため，若手従業員が本数とするモデルを世代別の多母集団同時分析で実施

音を言えるかどうかは個人要因よりも環境要因次第

した (Table 3)。その際，本音の表出不能経験の下位であると考えられる。また，過剰負担拒否不能経験

松本： 社会的自己制御及び組織風土と職場における本音の表出不能経験の関連（ 253 ）の項目はほとんどがイレギュラーな仕事に関わる内な差があった。これは，年齢を重ねるほど組織風土

容であることから，一般的に家庭のある人が多い

が職場における日常経験に反映されやすくなるとい

30〜40 歳より上の世代は家庭とのバランスで必要う予測とは逆の結果である。先にも述べた通り，に応じて無理なら無理と自己主張できるか否かが影〜30 歳と 40〜50 歳の過剰負担拒否不能経験は自己響している可能性がある。今回の調査では，社会的主張との関連についても係数に有意な差が見られて自己制御について職場外を想定して回答させたたいる。これも踏まえて〜30 歳から 40〜50 歳へと至め，家庭をイメージした回答者も多かったと考えらる過程を Table 3 で見ると，〜30 歳では伝統性が過れる。もし今回測った自己主張が家庭のみを反映し剰負担拒否不能経験の主たる要因であるが，30〜40ていて職場での自己主張能力を反映していないな

歳になると自己主張との関連が見られるようになっ

ら，職場でのイレギュラーな対応を示す過剰負担拒て伝統性との関連は弱まり，40〜50 歳では自己主

否不能経験とは有意な関連は見られないはずであ張との関連が維持される一方で伝統性との関連は非る。本研究の結果は，自己主張能力が部分的にでも有意となっている。これは，先にも述べた家庭との場面によらず一貫しており，職場での日常経験に反バランスという観点から解釈可能である。他の世代映されることを示唆している。

より独身者が多い〜30 歳では職場のみに合わせて不服伝達いればよいが，40〜50 歳では職場の風土に合わせ不能経験と組織風土の関連は世代間で有意な差は見るよりも家庭とのバランスをとるために自己主張能られなかった。基本的に組織環境性との負の関連は力が必要になると考えられる。ただし，40〜50 歳

一貫して弱く，伝統性との間には一貫して有意な正の世代がバランスを求められるのは職場と家庭だけの関連が見られた。対上司・先輩の対人摩耗は 50

でなく，上司と部下や部署の内と外等，多岐にわた歳〜を除いて組織環境性の関連がまったく見られなる。今後，各世代が置かれている状況の違いを含めかった。話しやすい環境によって，嫌と言えないとた調査が必要である。

本音の表出不能経験と組織風土の関連いう経験が少し減ることはあっても，気を遣って敢えて表出しないというストレッサーが減るわけではないといえる。

総合考察
本研究では，職場における本音の表出不能経験の過剰負担拒否不能経験と組織環境性の関連につい

特徴について検討することを目的として，予備調査ては，40〜50 歳と 50 歳〜の間で係数に有意な差が及び本調査を実施した。その結果，不服伝達不能経見られた。ただし，これは 50 歳〜で有意な負の関験 7 項目及び過剰負担拒否不能経験 7 項目の合計

連が見られたのに対し，40〜50 歳では有意ではな

14 項目からなる尺度の作成に至った。松本 (2017)

いものの正の関連が見られたことによって生じていでは表出が不能であるという経験を示す因子は 1 因る。組織環境性は参加的・合理的で，本来なら組織子であり，また，敢えて表出を制御している内容のとしては仕事に前向きでポジティブな風土のはずで因子も見出されていた。しかし，本研究では表出があり，40〜50 歳の結果は一見すると組織風土に合不能である経験の内容を示す 2 因子が得られ，本研

わない日常経験を示している。有意ではないため関究で目指す概念的定義により近い内容の項目が得ら連があるとは認められず，矛盾はないと捉えることれたといえる。不服伝達不能経験，過剰負担拒否不も可能である。ただ，40〜50 歳では過剰負担拒否

能経験共に，対人ストレッサーとの関連が確認され不能経験と自己主張の間に負の関連が見られたことた。共に平均値は中点をやや下回る程度であり，世も併せると，職場内の中間層で責任も負っている世代による得点の差は見られなかった。予備調査では代にとっては，組織環境性というポジティブなはず

回答者の年齢が若かったが，本調査の結果より全世の風土が時間外や担当外といった無理を断れなくし代において経験頻度に差は無いことが示された。全ている可能性も考えられる。

体の 0 次相関で見ると，本音の表出不能経験は自己過剰負担拒否不能経験と伝統性については，〜30

主張と有意な負の相関が見られたのに対し，感情・歳で有意な正の関連が見られたのに対し，40〜50

欲求抑制とは相関が見られず，予測は支持された。

歳では有意な関連が見られず，両者の係数には有意したがって，結果として表出できないまま過ぎてい（ 254 ）応用心理学研究

Vol. 43, No. 3

くという経験は，個人の能力を以て敢えて表出しな

新たな内容である。そのため，予備調査の回答者は

いこととは区別されるべきであるといえる。

例文に縛られることなく，自身の経験を記述したと結論及び今後の展望考えられる。

本研究により大きく 3 点が示されたといえる。

2 点目は，本音の表出不能経験を職場内のコミュ

1 点目は，不服伝達不能経験は社会的自己制御といニケーションに限定していたため， 上司または先う能力と一部に関連が見られたのに対し，対上司・輩

先輩の対人摩耗はほとんど関連が見られなかったこ

いたことである。これは職場という場でパターン化とである。これは表出できないことと表出しないこされる特有のコミュニケーションを想定していたたのような特定の他者のみを指す項目が含まれてとの違いを反映していると考えられる。2 点目は，めである。ただ，一方で，他部署との連携や顧客へ不服伝達不能経験は世代に関わらず一貫して伝統性の対応等のように，業種，職種によっては完全に閉との関連が示されたことである。そのため，適切にじた関係ではない場合もある。したがって，職場に本音を言えるようにするには個人への介入だけではおけるコミュニケーションの全体像をとらえるに不十分であると考えられる。個人への介入によっては，仕事において関わる他者一般にも適用できる尺適切に本音が言えるようになったとしても，当該の度も必要であるといえる。

組織における伝統性とは相容れずかえって個人と組

3 点目は，オンライン調査を用いる場合，調査協

織の双方にとって望ましくない結果を招く可能性も力者が応分の注意資源を割かない Satisfice の可能性ある。3 点目は，〜30 歳では伝統性が過剰負担拒否

を 無 視 で き な い こ と で あ る（e.g., 三 浦・ 小 林，

不能経験の主たる要因であるが，40〜50 歳では自2015a, b, 2016）。Satisfice の出現率は調査会社によっ

己主張能力の不足が主たる要因となることである。

ても異なる（三浦・小林，2015a）。また，少数では

ただし，対人摩耗も含めて全体的に見ると，伝統性あるが，特性的に Satisfice の傾向が高い調査協力者が一貫して本音の表出を妨げているという結果でも存在する（三浦・小林，2015b）。これに対する特あった。本研究では本音の表出不能経験が実際に個殊なスクリーニングは調査会社には受け入れられに人及び組織にとってどの程度不利益になるのか直接

くいが，三浦・小林 (2016) は現実に利用可能な検は検討していないが，もしそれにより少なくともど出法の開発に取り組んでいる。本研究では万全のス

ちらかに不利益が生じるのであれば，それは組織自クリーニングを施したとはいえない。ただ，本調査

体が変わらなければ解決しえないことを本研究の結における回答に際しての教示文は単純であり，場面

果 は 示 唆 し て い る。 た と え ば 松 本・ 臼 井 (2010,

想定法のようによく読まないと回答できないような2012) の調査では本音の抑制が個人の情緒的消耗感

内容ではなかった。そのため，調査会社独自の対応や失敗傾向と関連することが示されている。また，でも大きな欠陥はなかったものと考えられる。しかそれが組織の生産性と関連する可能性もある。今後し，それを示す根拠があるわけではないため，今後は，本音の表出不能経験が個人，対人関係，組織等

は精度が高い調査を行うこと及び異なる方法でもにどのような影響を及ぼすのか検討することも必要

データを収集して一貫した結果が得られるか検討すである。

ることが必要である。

ここまでの考察で課題も述べてきたが，他にも課題がある。1 点目は，予備調査の質問紙において回答者の理解を促すために

同僚の問題点が気になっても本人に指摘できない ， 腹の立つ上司に怒りを抑えて笑顔で対応するという例を示したことである。これにより，自由記述の回答が完全な自由ではなくなった可能性がある。ただし，因子分析の結果からすると，不服伝達不能経験は予備調査で例示した内容を部分的に反映しているが，過剰負担拒否不能経験は予備調査で例示した内容とは別に得られた

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