自己確証動機が友人に感じる魅力に及ぼす影響―自己評価を行う領域重要性との関連から―
射場 元気(有馬ゼミ)
自尊心または自尊感情には様々な解釈があるが､ブな評価を恋人から得ていると推測しているにも一般に自分をポジティヴな存在であると思うことかかわらず, その評価が正確であると認識されてについてはコンセンサスが成立している (遠藤,いる｡ これはSwann (2002) 戦略的自己確証モデ

1992)｡ しかし, 親密な他者に対して常にポジティルで説明が可能である｡ すなわち, よりポジティ

ブな自己を見せようとしているとは考えられない｡

ブな評価を得られる他者と親密な関係を構築する

自己にとって重要でない領域であれば, ネガティ

ことによって自己確証を行おうとする仮説である｡

ブな側面を見せた方が, 無理をしないでいられる対人関係と認知される場合もあるだろう｡

自己確証動機

自己確証動機とは, 自己概念を他

本研究は, 自己評価を行う領域の重要性に応じ者との関係性において実現させようとする動機でて, 自己呈示動機がどのように変化するのかを検ある｡ よって, ネガティブな自己概念を持つ人で討しようとするものである｡

あれば, ネガティブなフィードバックを求めると予測される｡ しかし, 自己高揚動機からは, どの評価領域の重みづけ Shavelson, Hubner, & Stanton

ような自己概念を持つ人であっても, ポジティブ(1986) の単純加算モデルでは, 様々な自己評価

なフィードバックを求めると予測される｡ この点の総計が自尊心であると捉えられてきたが, Hart

において, 自己確証動機と自己高揚動機は対立す

er (1986) の重みづけモデルでは, 個人にとってるものとなる｡ Swannはこの矛盾点について, そ重要性の高い領域に比べて, 重要性の低い領域にれぞれの対人関係において, 重要性の高い領域でおける自己評価は自尊心にほとんど影響を与えなあれば自己評価にかかわらずポジティブなフィー

いと考えられている｡

ドバックを求めるが, 重要性の低い領域であれば重要領域における重みづけは, 自己評価だけで自己評価が低ければ, ネガティブなフィードバッ

はなく, 他者評価と自己評価の関係にも影響する｡

クを求めることもありうることを予測をしている｡

長谷川 (2007) は自己評価, 重要性に加え, 同性

恋人関係における自己確証過程を検討した研究の友人からの実際の評価, 反映的自己評価 (友人(Swann, 2002) では, 外見的魅力という重要性からの評価の推測) と自尊心との関係について検の高い領域については, 恋人から自己認知よりも討した結果, 自尊心の形成過程には, 従来の重み高い評価を得ていると認知していること, さらに,づけモデル (Harter, 1986) で示されたような個

その評価が正しいと認知している結果が示されて別的自己評価とその重要性だけではなく, 他者かいる｡ Swannはこの結果について, 親密な他者とらの評価や反映的自己評価を考慮する必要があるの関係においては, 自己認知よりも高い他者評価ことを示唆している｡

を正確なものと認知することによって, 自己高揚

谷口・大坊 (2008) は恋人関係における自己呈動機と自己確証動機を同時に満たしていると考察

示は, 関係を維持するうえで重要な領域では自己している｡ 日本では谷口・大坊 (2008) が同じ項

高揚的である一方, 関係を維持するうえで重要で目を用いて日本人の恋人関係について検討を行い,ない領域では自己確証的であると結論付けている｡

同様の結果を見出している｡

谷口の研究では恋人から自己認知よりもポジティ

またSwannは同性の対人関係についても検討した結果, 美術の先生には運動能力よりポジティブ持つことを非常に求めている｣, ｢相手以外の人とな芸術的な能力の評価を求める一方で, スポーツの関係が私にとっては魅力的だ｣), コミットメンのチームメイトには芸術的な能力よりポジティブ

ト２項目 (｢私は相手との関係が長く続くことをな運動能力の評価を求める結果を見出しており,望んでいる｣), ｢私は何年間か先まで相手との関関係において重要な領域に高い評価を望むのは,係を創造することが可能だ｣) の下位因子によっ恋人関係に限られたものではないことが示されてて構成されている｡ 回答は, ｢１：全くあてはまいる｡

らない｣ 〜 ｢７：かなりあてはまる｣ の７件法で本研究では, 日本人大学生の友人関係について,求めた｡

Swannの仮説が成立するかを検討する｡ Swannの(２) 友人の魅力：西浦・大坊 (2010) によって研究に従って, 自己評価よりも他者評価の方が高収集・選定された友人の魅力の10項目を, (１)

いと認知されている場合を, 自己高揚動機が満たで想定した同性の友人に感じる魅力を測定する尺された状態であると操作的に定義する｡ 自己評価度として使用した｡

よりも他者評価の方が高く, かつ, 他者評価が正

この尺度は安心感4項目 (｢気兼ねしないでいら確であると認知されている場合を, 自己高揚動機れる｣, ｢飾らない態度で接してくれる｣ など),と自己確証動機が満たされた状態と操作的に定義

よい刺激３項目 (｢向上心がある｣, ｢自分にはなする｡ 自己高揚動機と自己確証動機が同時に満たいものを持っている｣ など), 誠実さ３項目 (｢うされた状態において, 友人との関係満足度および,そをつかない｣, ｢誠実である｣ など) の下位因子

友人に対する魅力度が最も高く見出されることをによって構成されている｡ 回答は, ｢１：全くあ仮説として, Swannの仮説を検討する｡ また, こてはまらない｣ 〜 ｢７：かなりあてはまる｣ の７

れらの項目を用いて, 友人関係における満足感に件法で求めた｡

及ぼす自己呈示動機の影響について, 探索的な分(３) 自己認知：SAQ (Self-Attribute Questionnai

析を行う｡

re) の10項目のうち, 最初の5項目を使用した｡

方
調査回答者

法

これは１. 知的・学業的能力, ２. 社会的能力・社会的スキル, ３. 芸術・音楽の能力, ４. 運動

大学生65名 (男性33名, 女性32名)｡

能力, ５. 外見的魅力の各項目それぞれが, 同年

回答に不備のあった参加者１名を除いた64名 (男齢・同性の大学生と比較して自分をどのように評性33名, 女性31名) を分析の対象とした｡ 平均年価しているかを尋ねた｡ 回答は, 中央値を ｢０：

齢は20.40歳 (SD＝1.035) , 範囲は18〜23歳であっ平均的である｣ とし, ｢−３：かなり下位である｣

た｡〜 ｢３：かなり上位である｣ の７件法で回答を求

実施方法

京都学園大学の講義の受講者に, 質問めた｡

紙を配布し回収した｡(４) 友人に求める評価：SAQの５項目それぞれ

調査時期

2011年12月13日に調査を実施した｡

について, 友人にどのような人としてみられたい

調査項目(１) 関係満足度：Rusbult, Martz andかを (３) と同様の７件法で回答を求めた｡

Agnew (1988) の投資モデル尺度の邦訳版 (中村,(５) 友人に対する自己呈示動機の強さ：(４)2002) のうち一部を, 想定した同性の友人とので回答した自分の望むイメージを示したい程度を

関係満足度を測定する尺度として使用した｡ このそれぞれ ｢１：全く示したいと思わない｣ 〜 ｢７：尺度は関係満足度２項目 (｢私は相手との関係にかなり示したいと思う｣ の7件法で回答を求めた｡

満足を感じている｣, ｢相手との関係は私をとても(６) 友人からの評価の推測：SAQの５項目それ幸せにしてくれる｣), 投資量２項目 (｢相手とのぞれについて, 友人が回答者をどのような人と見関係が終わったら, 私が費やした多くのものは失ているかを推測させ (３) と同様の7件法で回答

われてしまうと感じる｣, ｢他の誰よりも, 私はかを求めた｡

なり多くのことを相手との関係に費やしている｣),(７) 友人からの評価の正確さ：(６) で推測し代替肢の質２項目 (｢相手以外の誰かと関わりをた友人からの評価の推測がどの程度正確であると

自己確証動機が友人に感じる魅力に及ぼす影響

思うかを ｢１：全く正確ではない｣ 〜 ｢７：かなRusbult, Martz and Agnew (1988) の投資モデ

り正確である｣ の７件法で回答を求めた｡ この尺ル尺度において第２因子は代替肢の質の尺度の項

度の得点が高いほど, 自己認知と友人からの評価

目で, 第３因子は投資量の尺度の項目であったこの推測との一致性に関わらず, 自己確証の程度がとから, 満足度と関係がないと判断し本研究では高いと考える｡

採用しなかった｡(８) 関係的重要度：SAQの５項目それぞれについて, 関係的重要度 (友人との関係を維持するう

友人の魅力項目の因子分析

えでの重要度) を尋ねた｡ 回答は, ｢１：全く重によって収集・選定された友人の魅力の10項目を

西浦・大坊 (2010)

要ではない｣ 〜 ｢７：かなり重要である｣ の7件

因子分析したところ, ３因子が適当であると判断法で求めた｡

した｡ 結果をTABLE ２に示す｡

結関係満足度の因子分析

果まず関係満足度尺度の因子分析を行ったところ３因子が適当であると判断された｡ 結果をTABLE 1に示す｡

第１因子は ｢気兼ねしないでいられる｣, ｢一緒にいるのが楽だ｣, ｢一緒にいると落ち着く｣ などの項目に負荷が高いことから ｢安心感｣ と命名した｡
第２因子は ｢うそをつかない｣, ｢誠実である｣,

第１因子は ｢私は相手との関係に満足を感じて｢努力家である｣, ｢飾らない態度で接してくれる｣いる｣, ｢私は相手との関係が長く続くことを望んなどの項目に負荷が高いことから ｢誠実さ｣ と命でいる｣, ｢相手との関係は私をとても幸せにして名した｡

くれる｣, ｢私は何年間か先まで相手との関係を想

第３因子は ｢向上心がある｣, ｢思いやりがある｣

像することが可能だ｣ などの項目に負荷が高かっなどの項目に負荷が高いことから ｢よい影響｣ とた｡ これらは全てRusbult, Martz and Agnew (1988)

命名した｡の投資モデル尺度の満足度とコミットメント尺度の項目であったことから, 本研究では関係満足尺｢10.自分にはないものを持っている｣ はどの因子にも属さなかった｡
TABLE ２

度として採用した｡

構造行列

第２因子は ｢相手との関係が終わったら私が費やした多くのものは失われると感じる｣,, などの項目に負荷が高かった｡
第３因子は, ｢相手以外の誰かと関わりを持つことを非常に求めている｣, ｢相手以外の人との関係が私にはとっても魅力的だ｣ などの項目に負荷が高かった｡｢他の誰よりも, 私はかなり多くのことを相手との関係に費やしている｣ の項目はどの因子にも属さないと判断した｡
TABLE １

構造行列

SAQ５領域の得点

自己認知：質問 (３) におけるSAQの５領域の平均得点は１. 知的・学業的能力が−0.58 (標準偏差1.28 ), ２. 社会的能力・社会的スキルが−0.25 (1.62), ３. 芸術・音楽の能力が−0.36 (1.63), ４. 運動能力が−0.78(1.53), ５. 外見的魅力が−0.98 (1.37) であった｡ どの領域においても理論的中央値の0を下回った｡ 結果をFigure 1に示す｡ 分散分析の結果, 特性の主効果が見られた (F (4,252)＝3.64, p<.03)

多重比較検定を行った結果, 社会的能力・社会的−0.20 (標準偏差1.35), ２. 社会的能力・社会

スキルと外見的魅力との間に有意な差が見出され的スキルが−0.06 (1.43), ３. 芸術, 音楽の能た (p<.03)｡

力が−0.13 (1.45), ４. 運動能力が−0.36 (1.43),
５. 外見的魅力が−0.43 (1.31) であった｡ どの領域においても理論的中央値の０を下回った｡ 結果をFigure 4に示す｡ 分散分析の結果, 特性の主効果は見られなかった｡

Figure 1 自己認知得点の平均

友人に求める評価：質問 (４) におけるSAQの５領域の平均得点は１. 知的・学業的能力が0.41(標準偏差1.27), ２. 社会的能力・社会的スキル

Figure 4 友人からの評価の推測得点の平均が0.72 (1.36), ３. 芸術, 音楽の能力が0.59(1.35),
４. 運動能力が0.23(1.41), ５. 外見的魅力が0.50

友人からの評価の正確さ：質問 (７) における(1.21) であった｡ 結果をFigure 2に示す｡ 分散

SAQの５領域の平均得点は１. 知的・学業的能力

分析の結果, 特性の主効果が見られなかったが傾が4.45 (標準偏差1.20), ２. 社会的能力・社会向差が見られた (F (4,252)＝2.28, p<.07) ｡

的スキルが4.64 (1.28), ３. 芸術, 音楽の能力が4.45 (1.32), ４. 運動能力が4.63 (1.36), ５.
外見的魅力が4.73 (1.20) であった｡ 結果をFigu
re 5に示す｡ 分散分析の結果, 特性の主効果は見られなかった｡

Figure 2

友人に求める評価の得点の平均

自己呈示動機の強さ：質問 (５) におけるSAQの5領域の平均得点は１. 知的・学業的能力が4.42(標準偏差1.12), ２. 社会的能力・社会的スキル

Figure 5

友人からの評価の正確さ得点の平均が4.52(1.31), ３. 芸術, 音楽の能力が4.23(1.33),
４. 運動能力が4.20 (1.19), ５. 外見的魅力が関係的重要度：質問 (８) における5領域の得点

4.22 (1.22) であった｡ 結果をFigure 3に示す｡

は１. 知的・学業的能力が3.92 (標準偏差1.46),

分散分析の結果, 特性の主効果は見られなかった｡

２. 社会的能力・社会的スキルが4.88 (1.52),
３. 芸術, 音楽の能力が3.98(1.51), ４. 運動能力が3.63 (1.36), ５. 外見的魅力が3.94 (1.40)であった｡ 結果をFigure 6に示す｡ 分散分析の結果, 主効果が見られたF (4,252)＝13.45, p<.01)｡
多重比較検定の結果, 社会的能力とそれ以外の項目の間に有意な差が見出された｡ つまり, 社会的Figure 3 自己呈示動機の強さ得点の平均

友人からの評価の推測：質問 (６) におけるSAQの５領域の平均得点は１. 知的・学業的能力がスキルが他の領域より得点が高いという結果であった｡

自己確証動機が友人に感じる魅力に及ぼす影響

Figure 6

関係的重要度得点の平均

自己認知, 友人に求める評価, 友人からの評価の推測の相違

自己評価以外の指標においては, 領域による平均の差が見られなかったため, すべての領域に対する評価の合計点を用いた分析も併せ

Figure 7

自己認知, 友人に求める評価, 友人からの評価の推測の合計得点て行うこととした｡ SAQを用いた質問 (３) 〜− (自己認知) の絶対値と友人からの評価の正確(７) の5領域をそれぞれ因子分析した結果, 全てさの相関を求めた｡ しかし結果は有意ではなかっの質問において１因子であった｡ そこで自己認知,

た (r (64)＝.03 n.s.)｡ すなわち, 友人からの友人に求める評価, 友人からの評価の各５領域を評価が自己認知よりも高く, 自己高揚的な評価の合計し比較した｡ 結果をFigure 7に示す｡ 自己認

推測をしているにもかかわらず, その評価が正確

知の5領域の合計は−0.59, 友人に求める評価の5であると認識しているということである｡ Figure

領域の合計は0.49 , 友人からの評価の推測の5領

7に見られるように, 友人からの評価は全体とし域の合計は−0.23 であった｡ 分散分析の結果,て, 自己評価より高い結果が示されている｡ そこ

自他評価要因のの主効果が見られた (F (2,126) ＝で, 本研究においてもSwannが仮定したように,

40.52,

p<.01)｡ 多重比較検定を行った結果, 自友人からの評価の正確さの得点は, 自己確証動機

己認知と友人に求める評価と友人からの評価の推が満たされている状態を示すと, 概ねにおいてみ測との間に有意な差が見出された (p<.01)｡ すなすことができる｡

なわち, 友人に求める評価＞友人からの評価の推
測＞自己認知の順に得点が高かった｡

自己呈示動機と自己確証動機の比較

自己確証動

自己認知よりも友人に求める評価が高いことか機の研究では, 関係性について良い影響をもたらら, 友人に自己認知よりも高い評価を望んでいる,

す結果が予測される｡ そこで, 恋人関係よりもよ

すなわち自己高揚的な評価の希求がみられた｡ まり自己確証動機が関係性に影響しやすいと考えらた, 友人に求める評価ほどは高くないが, 友人かれる友人関係において, 自己呈示動機と自己確証

らの評価の推測が自己認知よりも高いことから,動機がそれぞれどの程度関係満足度に影響するか

友人が自己認知よりも高い評価をしていると推測,の検討を行った｡ その結果, 満足感と自己呈示動

すなわち自己高揚的な評価の推測がみられた｡ こ機の強さと間に有意な相関がみられたr＝ (63) ＝の結果は先行研究の結果を支持するものである｡.389 (p<.01)｡ また満足感と友人からの評価の正確さとの間にも有意な相関がみられたr＝ (63)

友人からの評価の正確さ

友人からの評価の正確＝.284 (p<.03)｡ 満足度と自己呈示動機の強さ

さは論理的に考えれば, 友人がイメージしている及び友人からの評価の正確さとの間にはどちらも自己と自己がイメージする自己との間の差異が小相関がみられたが, 満足感と自己呈示動機の強さ

さければ小さいほど高いと考えられる｡ よって友との間により強い相関がみられた｡ 次に, それぞ

人からの評価の推測得点と自己認知の得点との差

れの自己提示動機が満足感に至る過程に友人に感が小さいほど, 友人からの評価の正確さ得点が高じる魅力が影響しているかどうかについて, パス

いと考えられる｡ そこで友人からの (評価の推測)

解析により検討する｡

パス解析

全体的なパス解析を行ったところ, Fi

gure 8のような関係になった｡

満足感および友人魅力に及ぼす影響を検討したところ, 友人の魅力の安心感について交互作用効果が見出された (f (59,1) ＝43.03 p<.05)｡ 結果
をFigure 9に示す｡

Figure 8 パス解析

図中の満足感は, 関係満足度第１因子に高く負荷した項目の合計点, 安心感・誠実さ・良い影響は, 友人魅力項目の第１, 第２, 第３因子に高く負荷した項目の合計点, その他の項目は, いずれも５領域合計点である｡

Figure 9

友人の評価の正確さ, 友人からの評価−自己評価, 安心感

友人からの評価の推測は自己評価からの強い影

友人からの評価の正確さが高いと認識している

響がみられ, 本研究でも谷口・大坊 (2008) と同群においては, 友人が自己認知より高く評価して様の結果を得た｡ 自己評価は友人からの評価の推いると推測している場合のほうが, 友人が自己認測を規定していると言えるだろう｡

知より低く評価していると推測している場合より自己確証動機は単独で満足感に同程度影響を及も安心感が高い｡ 一方, 友人からの評価の正確さ

ぼしており, 高いほど満足感は高くなっている｡

が低いと認識している群は, 友人が自己認知より

パス解析の結果からは, 自己呈示動機は友人との低く評価していると推測している場合よりも, 友

魅力を媒介として満足感に影響を及ぼしている｡

人が自己認知より高く評価していると推測してい自己呈示動機は, 友人にどの程度の高い評価をる場合の方が安心感が高い｡

求めるかという評価欲求と相関がみられる｡ しかし, 自己呈示動機は友人の魅力としてのよい影響,

重要領域と非重要領域

誠実さを媒介変数として満足感に至っているが,要領域, 非重要領域別にパス解析を行ったところ,

評価欲求は安心感を媒介変数として影響を及ぼす｡

重要領域と非重要領域では異なる因果関係が示唆

自己確証動機は友人の魅力との関係はみられない｡

された｡ 重要領域については満足感に対して自己

SAQの５領域における重以上の結果は, 友人が自己を正しく評価している

呈示動機の強さの影響がみられた (β＝.30, t＝と推測することで安心感が生まれ, 友人関係に満2.45, p<.30, r2＝.09)｡ しかし非重要領域につい足を感じるという本研究の仮説を支持しないものては安心感に対して友人に求める評価の影響がみであった｡られた (β＝.26,t＝2.11, p<.05, r2＝.07)｡ また,

そこで, 自己確証動機についてさらに詳しく検

代替肢の質に対しては非重要領域における友人の討するために, 友人からの評価の推測と自己評価

評価の正確さの影響がみられた (β＝.32,t＝2.65,の差をとり, 友人からの評価の推測のほうが高い

p<.01, r2＝.11)｡ そこで先ほどと同じように,群を高評価群, 友人からの評価の推測のほうが低友人からの評価が高評価群, 低評価群と友人からい群を低評価群とした｡ さらに, 友人から評価のの評価の正確さ高群, 低群の２×２のセルに分割

正確さを中央値によって２群にわけて高群と低群した分散分析により, 代替肢の質に影響があるかに分割した｡ これらの２×２の分散分析により,を検討したところ, 代替の質に対して友人からの自己確証動機が友人に感じる魅力に及ぼす影響

評価の正確さに主効果がみられた｡ 結果をFigure10に示す｡

自己高揚的な評価の推測も同様に, 外見的魅力
が外見的魅力以外の領域の平均よりも高いという友人からの評価の正確さが高いと認識している傾向がみられた (F (1,63) ＝3.06, p<.08)｡ つ群は, 低いと認識している群と比べて代替肢質のまり外見的魅力の自己認知はその他の領域の自己得点が高い｡

認知よりも友人から高い評価を得ていると推測する傾向がある｡
外見的魅力

外見的魅力以外の領域平均

自己高揚的な評価の希求

1.48 (1.53)

0.98 (1.07)

自己高揚的な評価の推測

0.56 (1.31)

0.30 (0.71)

考察

友人から求める評価について

本研究ではまず,自己認知と友人に求める評価を比較することで友人に求める評価が自己認知よりもポジティブであるかネガティブであるか検討した結果, 友人に求める評価は自己認知よりもポジティブであった｡
Figure 10

友人の評価の正確さ, 友人からの評価−自己評価, 代替肢の質

自己高揚的な評価の希求と自己高揚的な評価の推
測谷口・大坊 (2008) は, 恋人からは自己認知よりもポジティブな評価を求めるという結果を示したが, 本研究では友人関係においても同様の結果を得られた｡ 自己認知よりポジティブな評価を友人友人に求める評価の得点から自己認知を引いに求めていることから自己高揚的であると言える｡

た得点と, 友人から自己高揚的な評価を求める傾この傾向は外見的魅力において顕著で外見的魅力向の指標とした｡ また友人からの評価の推測の得以外の領域よりもポジティブな評価を希求してい点から自己認知を引いた得点を, 友人から自己高た｡ 外見的魅力は第一印象と言われるように, 印

揚的な評価を得ているという推測の指標とした｡

象形成において最初に注目される部分である｡ す両者を比較すると自己高揚的な評価の希求の得点

なわち外見的魅力は他の領域と比べ, ポジティブが自己高揚的な評価の推測の得点よりも高かったであるほど自尊心を高めることが容易であるため(F (1,65) ＝12.03, p<.01)｡ 友人は自己認知よ

友人においてもポジティブな外見的魅力の評価をりも高く評価していると推測しているものの, そ求めるのであると考えられる｡

れよりも高い評価を求めているという結果となった｡ 自己高揚的な評価の希求の得点は1.08 (標準

友人からの評価の推測について

偏差1.08) であった｡ つまり自己認知よりも1.08からの評価の推測を比較することで友人からの評

だけ自己高揚的な評価を友人に求めているという価が自己認知よりもポジティブであるかネガティことになる｡ また自己高揚的な評価の推測は0.36ブであるか検討した結果, 友人からの評価の推測(0.72) であった｡ つまり自己認知よりも0.36だ

は自己認知よりもポジティブであった｡ 谷口・大け自己高揚的な評価を友人からされていると推測

坊 (2008) は, 恋人からは自己認知よりもポジティしているということになる｡

ブな評価を得ていると推測しているという結果を自己認知と友人

また, 外見的魅力の自己認知はSAQの５領域の示したが, 本研究では友人関係においても同様の中で最も得点が低かったが, 外見的魅力の自己高結果が得られた｡ 自己認知よりポジティブな評価

揚的な評価の希求は外見的魅力以外の領域の平均を友人から得ていると推測していることから自己よりも高い (F (1,63) ＝11.34, p<.01)｡ すなわ

高揚的であると言える｡ この傾向は外見的魅力に

ち外見的魅力の自己認知はその他の領域の自己認

おいて顕著で外見的魅力以外の領域よりもポジティ

知よりも友人から高い評価を求めていると言える｡

ブな評価を得ていると推測していた｡ しかし, 友人に求める評価ほど高い評価を得ていると推測し対して交互作用がみられた｡ているわけではなかった｡ つまり自己認知よりも友人からの評価の正確さが比較的高いと認識し

自己高揚的な評価を友人から得ていると推測してている群は, 友人が自己認知より高く評価していいるものの, 更に高い評価を求めていると言える｡

ると推測していると, 安心感が低かったのは, 現在のところ友人は自己認知より高く評価している

友人からの評価の正確さ

友人からの評価の推測が, その評価の正確さから将来的に現在ほどポジと自己認知の差の絶対値が友人からの評価の正確ティブな評価を得られなくなるかもしれなく安心

さと相関があるか検証したところ, 相関はみられ感が低くなるのではないかと考えられる｡ 一方,なかった｡ つまり自己認知よりも友人からポジティ

友人が自己認知より低く評価していると推測してブな評価を得ていると推測していてもそれが正確いると, 安心感が高いのは, 現在のところ友人はであると認識している｡ この結果は一見矛盾して自己認知より低く評価しているが, その評価の正いるように思われるが, Bosson & Swann (2001)

確さから将来的には現在よりポジティブな評価をおよびSwann, Bosson, & Pelham (2002) が提案得られるであろうと認識し安心感が高くなるのでした戦略的自己確証モデルで説明が可能である｡

はないかと考えられる｡

このモデルでは, 親密な他者には, 親密でない他

友人からの評価の正確さが比較的低いと認識し者に対するよりもポジティブな自己を提示したとている群は, 友人が自己認知より低く評価していしても, 親密な他者からはポジティブな評価を受ると推測していると, 安心感が低いのは, 現在友

けるに値すると考え, 親密な他者から自己認知よ

人は自己認知より低く評価していると推測していりもポジティブな評価を受けてもそれを正確な評て, その評価の正確さの低さから今後も高い評価価であると認識すると説明している｡ 本研究の結が望めないことで安心感が低くなるのではないか

果は戦略的自己確証モデルを支持する結果であっと考えられる｡ 一方, 友人が自己認知より高く評た｡

価していると推測していると, 安心感が高かったのは, 現在友人は自己認知より高く評価している

パス解析

パス解析の結果, 友人からの評価の正と推測していて, その評価の正確さの低さから今確さは安心感を媒介とせず, 直接満足感に影響し後も高い評価を維持できると確信し安心感が高くていた｡ つまり友人からの評価が正確であると認なるのではないかと考えられる｡

識することで安心感が生じ, 関係に満足を感じる

また, 代替股の質に対して友人からの評価の正という本研究の仮説は支持されない結果となった｡

確さによる主効果がみられた｡ 友人からの評価が代わりに, 友人に求める評価が安心感を媒介とし正確であると認識している群は, 正確でないと認

満足感に影響するという結果であった｡ つまり友識していない群と比べ, 代替股の質の得点が高かっ人にこのように見られたいと思うことで安心感がた｡ つまり友人からの評価が正確であると認識し生じ, 満足を感じていると考えられる｡ていると, その友人以外の関係も求めることを示

一方自己呈示動機はよい影響から誠実さ, 誠実している｡ これは想定した友人の評価が正確であさから満足感に影響していた｡ また友人に求めるるために, 自己認知よりポジティブな評価が得る

評価とも相互に影響していた｡ つまりこれは友人ことが難しいと認識しているからではないだろう

関係における自己呈示が自己高揚的であれば自己か｡ それゆえ自己認知よりポジティブな評価を得

確証的ではなく, また自己確証的であれば自己高られる関係を求めているのではないかと考えられ

揚的ではないといった相反するようなものではなる｡

いと考えられる｡
関係的重要度分散分析

恋人関係において外見的魅力が重友人の評価の正確さの高群・低群, 友要視されるのに対し, 同性の友人関係では社会的人からの評価の推測が自己認知より高い群・低いスキルが重要であることが示された｡ 恋人関係で群, に分けた２×２の分散分析の結果, 安心感に

は生殖能力に関係する外見的魅が重要視される｡

自己確証動機が友人に感じる魅力に及ぼす影響

その点で同性の友人関係では外見的魅力が考慮さ(Eds.), Psychological perspectives on the self.

れないのであろう｡ むしろ人として社会の中で適Vol.3 Hillsdale, New Jersey:Lawrence Erlbaum

応的に生きるために必要な能力が友人関係に限らずあらゆる対人関係において重要だからと考えられる｡

Associates. Pp.137−181.
長谷川孝治 (2007). 個別的自己評価が自尊心に及ぼす影響：重要性と他者からの評価の調整

本研究では個人が関係を維持するうえで重要と考える領域と重要でない領域に分け, それぞれが効果

人文科学論集. 人間情報学科編 41,

91−103

及ぼす影響を検討した｡ 重要領域においては, 自西浦真喜子・大坊郁夫 (2010). 同性友人に感じ

己呈示動機の強さが満足感に対して影響を及ぼしる魅力が関係継続動機に及ぼす影響―個人にていた｡ すなわち関係において重要な領域においとって重要性の観点から― 対人社会心理学て自己呈示動機が強くなるほど, 友人関係に満足

研究,10, 115−123

していることを示している｡ これは想定した友人

Shavelson, B. J., Hubner, J.J., & Stanton, G. C.

が, 自分の望むイメージを実際に見せたいと思え1976 Self−concept: Validationofconstruct inter-るような関係であることで関係に満足していたのpretations. Review of Educational Research,ではないかと考えられる｡ 非重要領域においては,46, 407−441.

友人に求める評価が安心感に対して影響を及ぼし

Swann, W.B., Jr., Bosson, J.K., & Pelham, B.

ていた｡ すなわち関係においてあまり重要でない

W.(2002). Different partners, different selves:領域においては友人に求める評価が高くなるほど,

Strategic verification of circumscribed identities.

友人に対して安心を感じていることを示している｡

Personality and Social Psychological Bulletin,

これは想定した友人が, 自分の望むイメージを友28, 1215−1228

人に持ってもらいたいと思えるような関係である

谷口淳一・大坊郁夫 (2008).恋人関係における自ことで安心を感じているのではないかと考えられ

己呈示は自己確証的か自己高揚的かる｡

理学研究, 24, 11−22.

謝辞

本論文作成にあたり, 貴重な意見を賜りました
京都学園大学人間文化学部心理学科有馬淑子准教授に深く感謝いたします｡

引用文献
Bosson, J.K. & Swann, W.B., Jr. (2001). The
paradox of the science chameleon：Strategicself−verification in close relationships. In J.
Harvey & A. Wenzel (Eds.), Close romantic

relationships . Mahwah, NJ, US ： Lawrence
Erlbaum Associates, Publishers. Pp. 67−86.
遠藤由美 (1992). 自己認知と自己評価の関係―
重みづけをした理想自己と現実自己の差異ス
コアからの検討―実験社会心理学研究, 40,
157−163.
Harter, S. 1986 Processes underlying the construction,
maintenance, and enhancement of the self-concept
in children. In J. Suls, & A. G. Greenwald

社会心