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大学生における自己開示と不安との関係
幸田（川畑知樹隆ゼミ）

日本では，人間関係において，相手の様子などとが望まれる」と述べ，スクールカウンセラーはから気持ちを察することを求められてきた。その子どもの自己開示をうまく引き出す担い手となるため日本人は他者との良好な関係を築こうとしとしている。て，表に出すつもりのない自己をわざわざ開示す

自己開示量には個人差があり，集団差もあるこる必要がなかった。しかし，近年では日本人も欧とが先行研究により示されている。たとえば，男米人と同様，他者との良好な関係を構築するため性より女性の方が自己開示量は高い傾向にあり，に，自分で自分についての情報をはっきり伝える

和田（1995）は，男性よりも女性の方が，自己開ことが求められるようになってきている（丹羽・示欲求が高い傾向にあるとしている。しかし，男

丸野，2010）。日常的な場面でコミュニケーショ

性に自己開示欲求がないわけではなく，自己開示ンをとる際には，実際に顔を合わさずに SNS な欲求と自己開示量との差が男性の方が高い。つまどの媒体を使って自分についての情報を伝えるなり，男性は自己開示を行いたいけれども行わない

ど，その手段も拡大している。

（行えない）のだという。また榎本（1997）は先自己開示（Self-Disclosure）とは，他者に対し行研究から，文化差（国民差・人種差・民族差）て，自分の考えや気持ち，経験などを顕わにすや社会階級（黒人白人・学歴等），出生順位，家ることである。この行為は人間関係の発展・維庭の養育環境，年齢による自己開示量の違いを指持，生じたストレスに対処する機能も担ってい摘し，さらに「パーソナリティ特性によっても自る。人が社会適応のために胸の中に押し込んだも己開示の傾向が異なる」と述べている。他にも自のは，抑えきれないほどに膨れ上がってくる。そ己開示量が変化する要因として，小口（1992）はれに対して何の対応もしなければ，さまざまな心環境によっても変化が表れるとし，男女共通して理的不適応に陥ったり身体的症状が表れたりもす

快適な状況であれば自己開示量は増え，その一方る。これらのことを防ぐためにも，人は自己開で不快な環境の下では自己開示量は少なくなると示によってストレスの解消を行っている（和田，述べている。

1995）。また，自己開示は親しい人間関係を築く

また，自己開示には言語的な方法だけでなく非うえでもっとも重要な要素であり，さらに他者に言語的な方法も用いられる。たとえば，表情の変

自分の心痛を知ってもらい，社会的サポートを受化や態度などによって自分の状況を示すのも，自けるための手段でもある（Valerian J. Derlega，

己開示の一側面といえる。

Sandra Metts，Sandra Petronio and Stephen T.
Margulis，1993 豊田訳 1999）。

自己開示の促進と抑制

どの領域についてどの自己開示は教育場面においても重視されてお程度情報を公開するのが適切なのかという判断り，熊野（2002）は「いじめの問題で，被害には，個人の置かれた各状況によって異なるはずであっている子どもから親や教師といったキーパーあり，またその判断の適切さはその個人の対人的ソンへの事実の訴えがなく，問題に関して援助的適応上からして重要な問題である（遠藤，1989）。

なかかわりが行えない。また，児童虐待の問題にValerian J. Derlega et al.(1993 豊田訳 1999) は，「自おいても，子どもからの訴えがなく，子どもに虐己開示とプライバシーの間には緊張が存在し，ス待の事実を確認しようとしても否定される場合がトレスを感じているときなどは自己開示をしたい多い。そのため，子どもからの自己開示があるこ意欲があるが，プライバシーを守りたい欲求もあ15
大学生における自己開示と不安との関係る。この二面性は，開示したいときには開き，隠不安が及ぼす影響すことが重要なときには閉じるといった，情報をマウラー，ミラー，ヘップといったさまざまな心調整する過程といえる」としている。佐藤・太理学者によって定義づけられてきた。不安と恐怖

幡（2009）は，自己開示とプライバシーとの関係はよく比較されるが，一般に「不安」は脅威の対について研究を行っている。プライバシーを 6 つ象が明らかでない場合に用いられ，「恐怖」は脅の次元に分け自己開示との相関関係を調べている威の対象が明確である場合に用いられる（今田，が，「趣味嗜好性」や「最近過去の経験」，「価値1975）。中島・安藤・子安・坂野・繁桝・立花・観」の次元において，プライバシーと自己開示は箱田（1999）は，「不安は，自己存在を脅かす可類似した概念であることが示されている。一方で，能性のある破局や危険を漠然と予想することに伴メールや手帳の中身などの所有物や，電話番号なう不快な気分のことである」としている。漠然と

どのプロフィールに対するプライバシーは，自己した不安が何かに焦点化され，対象が明確になっを他者にさらけ出したいという自己開示動機よりたものが恐怖（fear）であり，不安とは異なる。

も，悪用や犯罪につながるリスクを避けたいと一般的には，恐怖が特定の脅威事態に直面した時いった，自己開示動機とは異なる動機が働くことに生じる刺激誘発型の情動であるのに対し，不安も示されている。また，自己開示とプライバシーは予感・予期・懸念といった個人の認知機能に大との関係にも男女差が認められており，女性が男きく依存した認知媒介型の情動であるといえる。

性よりも所有物やプロフィールに対してプライバ

また，不安は信号や手がかりを通じて未来の危険シーを感じる程度が高いことが示されている。

を現在に手操り寄せることによって発生すること

不安はこれまで，フロイト，榎本（1997）は，日常生活において身近な人物から，時間的展望のなかにおいて生じる現象であに自己開示をするとき，どのような動機が働いてり，本質的に未来志向的な現象であると定義されいるのかを大学生を対象に検討を行い，自己開示ている。の動機として，相談的自己開示動機，理解・共感「不安」は大きく 2 種類に分けることができる。

追求的自己開示動機，親密感追求的自己開示動機，

1 つは「特性不安」とよばれ，比較的安定した性情動開放的自己開示動機があげられるとした。そ格特徴であり，不安傾向（不安になりやすさ）のして不安を低減するための自己開示として，どう個人差を表したものである。もう 1 つは「状態不したらよいかわからず不安なときや自分だけが人安」とよばれ，特定時点での不安状態を指し，主と違っているようで不安なときなど「相談的自己観的・意識的に知覚された緊張や懸念と自律神経開示」を行って人に相談したり，人の経験や気持系の活動の高まりによって特徴づけられている。

ちをもっと知りたいというとき「親密感追求的自状態不安の程度はストレスが強く長時間になれば己開示」を行い，相手の自己開示を求めたりするなるほど増大する。ストレスが加わったときに不とした。また，榎本（1997）は，自己開示をした

安傾向が顕在化し，特性不安の高い者は低い者よいという思いはあっても，なかなか素直に自己開り幅広い状況下で状態不安を喚起する（中島他，示ができないこともあるとし，どのような思いや1999）。

心理的要因が自己を開くことを抑制するのかを調自己開示と不安との関係については，大学生べるために，自己開示を抑制する（ためらわせが創作ダンスを創る過程やその作品の発表におる）心理的要因について大学生を対象として検討いて，創作者の不安特性がどのように作品に影している。その結果，「現在の関係のバランスを響をおよぼすかという研究によって検討されてい崩すことへの不安」，「深い相互理解に対する否定る（榎並・平井，1979）。その結果，高不安者は的感情」，「相手の反応に対する不安」の 3 因子が，低不安者に比べ，創作ダンスを創る過程やその作自己開示の心理的抑制要因であることを突き止め

品の発表の全場面において状態不安が高い傾向にた。これらの研究から，不安は自己開示を促進す

ある，状態不安に及ぼす不安特性の影響は創作経るが抑制をすることもわかってきた。

験に比べて大きい，発表の場の使用範囲は不安によって妨害されやすく不安者は使用空間が小さ16

い，創作中の立ち止まりは不安特性の高い者や未が重要な地位を占めることは変わらないが，親か経験者に多く見られる，などのことが見出された。

らの一方的な援助や世話に対して従順になること

この研究の課題であるダンスは自由に創作するもで応えるという「相補的な関係」から，交渉や妥のであり，自己を顕わにするという側面から捉え協の余地のある「相互的な関係」へと変わっていることができ，これは自己開示の一形態である。

く。青年は親との権威関係に同輩のようなかかわ

また，遠藤（1994）によれば，相手から評価されりの様式を持ち込み，親の側でも次第に青年の意たり否定されたりすることに対する「恥ずかしさ」見を尊重するようになる。

や「不安」などの否定的感情が，大学生において，目 的自己開示抵抗感と関連しているという結果が示されている。自己表出に伴う抵抗感は，自己開示の概念的な独自性であり，「自己開示」を定義する

上 記 の Valerian J. Derlega et al.(1993 豊 田 訳

うえで重要な概念であるとしている。そして，遠1999) や佐藤・太幡（2009）では，自己開示にお藤（1994）は自己開示抑制感が生じるのは，「自いては，自己をさらけ出そうとする動機と，その分への影響を考えるだけでなく，開示者が深い自反対に自己について隠そうとする動機の存在が示

己開示を行う際には，被開示者への影響を予期しされている。榎本（1997）の研究では，不安が自ているはずである。深い自己開示ほど抑制され躊己開示の動機にも抑制要因にもなると述べられて躇される理由は，被開示者への影響を考えることいる。これらから，不安を解消しようとして自己によるためであり，開示者は抵抗感を強く感じる」

開示を行う，あるいは不安のせいで自己開示を行と述べている。

うことを避けて自己について隠そうとする，といった 2 種類の行動パターンが想定される。

大学生の特徴上記の先行研究の対象である大学

複雑な現代社会のなかで，青年期という自己と生は青年期にあたる。この青年期の期間は年々延世界との安定した関係が崩れやすい時期に，自我びているといわれており，また成人期が間近にと社会参加による新しい世界とを調和的に統合す迫っている時期でもある。大学生は家族からの分ることは，心理的モラトリアムの期間であるから離や就職活動などのなかで，「自分は何者か」や「こといって容易なものではない（福井，1980）。それからどのように生きていくのか」といった，自ういった時期の最中にいる大学生はさまざまな不我同一性の確立を目指すことになるといわれる。

安を抱えていることが想定される。

また，この重要な期間は「心理的モラトリアム」

そこで本研究では，大学生における自己開示とと呼ばれ，一時的に社会的な義務が免除され，大不安との関連について検討する。大学生を対象に，学生はこの期間を有効に利用し，心理的発達課題

まず①自己開示と不安とは関係があるのか，あるの達成を目指す。

とすれば②男女差はあるのか，③不安の種類（特もちろん，自分の内面だけにおいてアイデン性不安・状態不安）によって自己開示との関係にティティの確立が達成されるというわけではな

違いはあるのかについて，調べることにする。

い。友人や家族もアイデンティティの確立のため

方 法の助けとなる。青年期は，それ以前の発達段階とは，友人や家族に対する関係が異なる。平木・袰岩（1997）は，自己の客観性とともに自分の様々調査対象者な能力の相対的な価値，家族や友人との関係を見（男性 91 名，女性 59 名，不明 1 名）を対象とし，直すようにもなるとしている。友人との関係にお質問紙調査を実施した。平均年齢は 20.25 歳であっいては，互いに対する相互的理解や，より内的なた。

京都府内の K 大学の大学生 151 名

体験を共有できるような相手を求める傾向がみられ，友人との親密な関係の成立とともに，排他的調査内容 質問紙を用いて調査を行った。質問紙な側面も強くなる。家族との関係においては，親は，フェイスシートに年齢・性別を記入する欄を

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大学生における自己開示と不安との関係

設け，遠藤（1989）の開示状況質問紙と，清水・結 果

今栄（1981）の STAI 日本語版の 2 種類の尺度を用いた。質問紙は A4 用紙全 7 枚で，表紙と 2 種

質問項目に記入漏れのあったデータ（5 名分）類の尺度で構成された。本研究で用いた尺度の内を欠損値とし，それらを除いたデータを用いて心容は，以下の通りである。

理統計を行った。なお，1 名の質問紙にフェイス＜開示状況質問紙＞調査対象者の自己開示傾向シートへの記入漏れがあったが，質問項目への記（開示意向）を調べるために遠藤（1989）の開示入漏れはなかったため，欠損値としては扱わず，状況質問紙を用いた。この尺度では，行動面での1 名分のデータとして扱った。記述統計を行った

自己開示ではなく，どの程度の開示をしたいかと結果，統計を行ったデータは欠損値を除く 145 名いう意識面を全 18 問の質問項目によって測定す分であった。対象者の最少年齢は 18 歳，最高年る。下位尺度として，個人状況尺度，社会的状況齢者は 25 歳であった。平均年齢は 20.255 歳，標尺度，非日常的尺度，密接的状況尺度，家族的状準偏差は 1.4375 であった。

況尺度がある。評定法は，1 を「私ならこういうときがあっても，表面的な話しかしないであろ

信頼性分析 はじめに，開示状況質問紙と STAIう」，6 を「こういうときには自分の感情や考え日本語版の各項目に関して，Cronbach のα係数について相手に分かってもらうために，できるだを用いて，信頼性分析を行った。

け詳しく話そうとするだろう」とし，その間に 2

開示状況質問紙では，自己開示傾向（開示意向）から 5 の番号を設けた 6 件法によって，各状況にを測定する 18 項目について信頼性分析を行った。

おける開示意向として適当な番号を評定させた。

信頼性係数は .895 であったため，十分な内的一＜ STAI 日本語版＞調査対象者の不安得点を調べ貫性が認められた。

るために，清水・今栄（1981）の STAI 日本語版

また，STAI 日本語版では，尺度を構成してを用いた。この尺度は，状態不安を測定する尺度

い る， 状 態 不 安（A-State）20 項 目 と 特 性 不 安と，特性不安を測定する尺度の 2 つから構成され（A-Trait）20 項目について信頼性分析を行った。

た。状態不安（A-State）に関しては，現在，今，状態不安（A-State）のα係数は .892，特性不安どの程度感じているかを「まったくそうでない」（A-Trait）のα係数は .872 であったため，十分「いくぶんそうである」「ほぼそうである」「まっな内的一貫性が認められた。

たくそうである」までの 4 段階で回答させた。特性不安（A-Trait）は，ふだん，一般にどの程度自己開示と不安の関連 調査対象者全体・男性・の状態かを「決してそうでない」「たまにそうで女性で，ピアソンの積率相関係数を算出した。尺ある」「しばしばそうである」「いつもそうである」

度間の相関関係を表 1 に示す。の 4 段階で回答させた。それぞれ 20 問ずつの質問があり，全 40 問から構成された。

対象者全体に関しては，自己開示と不安の間の相関係数はｒ＝－ .379 であり，有意な，中程度の負の相関関係が示された。男性では，自己開示

手続き 調査は 10 月下旬から 11 月中旬にかけてと不安の間の相関係数はｒ＝－ .381 であり，有行った。K 大学の講義やゼミ等の時間に実施し意な，中程度の負の相関関係が示された。女性でた。質問紙の配布後，説明を行ったうえで，フェは，自己開示と不安の間の相関係数はｒ＝－ .376

イスシートおよび質問項目への回答を求めた。質であり，有意な，中程度の負の相関関係が示され問紙への回答の所要時間は 10 分から 15 分程度でた。

あった。質問紙への回答終了後，調査者が質問紙の回収を行った。

男女差 男女それぞれの自己開示得点と不安得点に関して t 検定を行い，男女差を検討した。表 2に示したとおり，自己開示 t（143）＝‐.012，n.s.，
不安 t（143）＝ .968，n.s. であり，自己開示得点

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表1

不安自己開示

表2

男性
女性
t値

各変数の相関関係

全体 N ＝ 146
不安
自己開示
1-.379**-,379**
1

男性Ｎ＝ 86
不安
自己開示
1-.381**-.381-1

男女の平均値の比較
不安92.628
89.508.963

表3

自己開示
56.98857.017-.012*p〈.05と不安得点の男女それぞれの平均値には有意差が認められなかった。

女性Ｎ＝ 59
不安
自己開示
1-.376**-.376**
1**p〈.01

各変数における重回帰分析結果

全体男性
女性

特性不安-.221.074-.449*状態不安-.349*-.628*-.117*p〈.05ては特定できない。
また，不安の種類によって自己開示に及ぼす影響が異なるかどうかを検討するための重回帰分析

不安の種類の影響 自己開示と不安との関係が確によって，自己開示に対して状態不安が負の影響認されたことをふまえて，自己開示には特性不安を与えていることが示されたが，特性不安は有意もしくは状態不安のどちらが影響を及ぼすのか，な影響を示さなかった。このことから，調査対象対象者全体・男性・女性で重回帰分析を行った。

者全体において自己開示に影響を与えているのは結果を表 3 に示す。

特性不安ではなく，状態不安であることが示され対象者全体では，状態不安から自己開示に対すた。

る標準偏回帰係数が有意であった（β＝－ .349，

この重回帰分析によって，不安のうち状態不安

p ＜ .05）が，特性不安から自己開示に対する標が自己開示量を左右する可能性が示唆されたが，準偏回帰係数は有意ではなかった（β＝－ .221，

特性不安を含めた不安量全体が自己開示量を左右n.s.）。女性では，状態不安から自己開示に対するするかどうかについては，実証していない。この標準偏回帰係数が有意ではなかった（β＝－ .117，

点については，以下の男女別の検討においても同n.s.）が，特性不安から自己開示に対する標準偏様である。

回帰係数は有意であった（β＝－ .449，p ＜ .05）。
男性では，状態不安から自己開示に対する標準偏次に，大学生の自己開示と不安の関連の男女差を検討した。

回帰係数が有意であった（β＝－ .628，p ＜ .05）が，まず，男性では，自己開示と不安との関連につ特性不安から自己開示に対する標準偏回帰係数はいて，対象者全体と同様，有意な中程度の負の相有意ではなかった（β＝ .074，n.s.）。

関関係が示された。また，重回帰分析では，対象者全体と同様，自己開示に対して状態不安が有意

考 察結果が示唆すること

大学生による自己開示と不安との関連については有意な負の相関関係が示さに負の影響を与え，特性不安は有意な影響を示さなかった。つまり，男性において自己開示に影響を与えているのは，特性不安ではなく状態不安であることが示された。

れた。このことによって自己開示と不安とは関連一方，女性では，自己開示と不安との関連につしていることが示されたが，このことだけで不安いて，対象者全体や男性と同様，有意な中程度のが直接的に自己開示量を左右するかどうかについ負の相関関係が示された。また，重回帰分析では，

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大学生における自己開示と不安との関係

対象者全体や男性に関しての結果とは異なり，自神的健康によい影響を与えるという。さらに，榎己開示に対して特性不安が有意に負の影響を与本（1997）は，「心理臨床の場面において，心理え，状態不安は有意な影響を示さなかった。つま療法を成立させるためには，最も基本的な条件とり，女性において自己開示に影響を与えているのしてクライエントが率直に自己開示をすることでは，状態不安ではなく特性不安であることが示さある。クライエントがカウンセラーに対して抵抗れた。

することなく，自分自身のことを率直に，十分に不安が自己開示の動機になったり，あるいは自開示することによって，クライエントは自己への己開示を抑制したりする方向で働くことが先行研洞察を深めていくことができる」，「同様に，教会究で見出されているが，本研究ではその抑制機能で行われる懺悔も，無条件の受容と傾聴により話が示されたと思われる。榎本（2005）は，「自己者の気持ちを楽にして，自己のより深い洞察に導開示を抑制する傾向が強い人ほど，人生に迷ってくという意味を持つと考えられる」と述べている。

おり，人生に前向きになれず，自分の過去を肯定また，嶋津（2011）は，大学生の親しい友人に関的にとらえられない」と述べている。調査対象者する心理的居場所感と，その友人に対する自己開であった大学生の青年期としての心性を想定した示・被開示度には関連があることを示している。

ときに，この結果は妥当なものだといえよう。まつまり，男女ともに知的な関心ごと，情緒的体験，た，遠藤（2012）は，「状態不安が箱庭作品にど目標・価値観などの精神的なこと，友人関係におのような影響をもたらすかを検討する研究で，高ける悩み，生きがい，充実感あるいは虚しさなど

い状態不安によって，表現が抑制され，作品が形についての開示度・被開示度が，心理的居場所感成された」と述べている。箱庭作品も自分をさらの形成に関連しているという。男女差については，け出す一種の自己開示方法と捉えることができる

男性では友人が趣味や仕事など自身の表面的な話が，ここでも状態不安が自己開示に与える影響が題について話すこと，女性では何事でも自己開示示唆されている。

してみることが心理的居場所感の形成につながる

また，今回検討した自己開示と不安との関係にという点に関して見出されている。

関する男女差については，自己開示に影響を及ぼ

上記のように，自己開示は青年期の心理的発達す不安の種類に関してのみみられた。状態不安が課題の達成を後押しし，精神的健康に好影響を与自己開示に影響を及ぼす対象者全体と男性とは異え，心理臨床場面でも，心理的居場所の形成におなり，女性においては特性不安が影響を及ぼすこいても有効とされている。そこで，先行研究と同とが示された。自己開示欲求や自己開示量が，女様に，本研究でも不安の存在が自己開示の心理的性が男性より高いという先行研究結果からみたと抑制要因となることが示されたが，不安量を抑えきに，これは自己開示量が低い女性の場合には，ることが可能になれば自己開示が促進され，上記これはもともとの特性不安の高さがそこに影響しのさまざまなメリットが達成されやすくなると考ている可能性を示しているかもしれない。

えられる。

自己開示の効果

榎本は，「青年期に，親しい者響を与え得るため，様々な不安への対処方法が研に十分に自己開示できるということは，相手の反究されている。たとえば生月（1996）は，身体運応を通して自分の持つ客観的自己像の自信を高め動による対処法や思考訓練による対処法，条件付ると同時に，自己に意識を集中させたり，相手かけなどを紹介している。また田中・梅本（2013）は，らフィードバックを受けたりすることを通じて自自己開示と「類似性」に注目し，「類似性は対人己への洞察を深めることになる」（1997）と述べ魅力を媒介して，自己開示を促進させる」としてているが，自己開示は自己について考える機会をいる。これは，開示者が被開示者と類似している与え，アイデンティティの確立に役立つと考えらと認知することが，自己開示を促進させることをれる。また，石本・楠見・齊藤（2010）によれ示している。性格や考え方といった内面的側面のば，質的，また量的な自己開示を行うことで，精類似は信頼感と好意感を生む。その信頼感や好意不安の存在は他にも日常生活にネガティブな影

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感は，自分と似ている被開示者をポジティブに評

己開示の量的側面と質的側面に注目して―価し，自己開示を促進させる。

― 日本青年心理学会大会発表論文集，（18），26-27

本研究の課題と今後の展望

本研究においては調

査対象者数が少なく，導かれた結果は安定したものだとはいえない。とくに，女性の対象者数が男

今田 寛（1975）．恐怖と不安：情動と行動 2 誠信出版
榎並 恵子・平井 タカネ（1979）．舞踊創作にお性に比べて少ない。また，対象者が K 大学の大ける創作経験ならびに不安特性の影響 舞踊学生に限られたので，大学生全般についての結果

學，2，1-5とはいえないだろう。今後は，これらの点を踏まえたうえで研究を行う必要がある。

榎本 博明（1997）．自己開示の心理学的研究 北大路書房

また，自己開示はそれを行う相手によっても開榎本 博明（2005）．自己開示傾向と自己開示を抑示意向の相違が生まれる。たとえば，オープナー

制する心理 ――短縮版自己開示質問紙を用（opener）と呼ばれる人に対しては自己開示が行いて――日本パーソナリティ心理学会大会発われやすい。オープナーは話し手と視線を合わせ

表論文集，（14），115-116

ることが多く，肯定的な表情が多い，相手の話に遠藤 公久（1989）．開示状況における開示意向と関心を示す会話パターンを示すなど，話し手の開開示規範からのズレとについて――性格特徴

示を促進させる行動をとる，といった行動パターとの関連―― 教育心理学研究，37（1），20-ンを用いる，一般的には「聞き上手」と呼ばれる28人のことである（小口，1990）。本研究では，自遠藤 公久（1994）．自己開示における抵抗感の己開示を受ける被開示者の明確な設定は行わな構造に関する検討 筑波大学心理学研究 16，かった。今後は，被開示者の違いが自己開示と不安の関連にどのような影響を及ぼすのかといった

191-197遠藤 歩（2012）．箱庭制作者と評定者における状ことも考慮に入れる必要があるだろうし，そのこ態不安と作品の印象との関係とによって，自己開示と不安の関連の質がより一

82（6），540-546

層明らかになると思われる。

心理学研究，

小口 孝司（1990）．聞き手の“聞き上手さ”・“口の軽さ”が開示者の好意・開示に及ぼす効果

謝 辞

心理学研究，61（3），147-154
小口 孝司（1992）．音環境が自己開示に及ぼす影本論文作成に当たり，ご指導頂きました，京都

響 実験社会心理学研究，32（1），27-33

学園大学人文学部心理学科川畑隆教授，行廣隆次

熊野 道子（2002）．自ら進んで自己開示する場合准教授，ならびに，調査実施に協力いただいた研と尋ねられて自己開示する場合との相違 教

究協力者の皆さま，その他の京都学園大学の先生育心理学研究，50（4），456-464

方に深く感謝申し上げます。

佐藤 広英・太幡 直也（2009）．プライバシーを感じる次元と自己開示との関係 日本パーソ

引用文献

ナ リ テ ィ 心 理 学 会 大 会 発 表 論 文 集，（18），96-97

Valerian J. Derlega，Sandra Metts，Sandra

嶋津 静一（2011）．大学生の親しい友人に関す

Petronio and Stephen T. Margulis（1999）

る心理的居場所感と自己開示と被開示の関人が心を開くとき・閉ざすとき：自己開示の連 日本青年心理学会大会発表論文集，（19），

心理学 豊田 ゆかり訳 金子書房

22-23

生月 誠（1996）．不安の心理学 講談社現代新書

清水 秀美・今栄 国晴（1981）．STATE-TRAIT

石本 雄真・楠見 菜都子・齊藤 誠一（2010）．大ANXIETY INVENTORY の 日 本 語 版（ 大

学生の自己開示と精神的健康との関連――自学生用）の作成 教育心理学研究，29（4），21
大学生における自己開示と不安との関係

348-353
田中 健史郎・梅本 貴豊（2013）類似性が自己開示へ与える影響――類似面の差異に注意して――

カウンセリング研究，46（4），197-206
丹羽 空・丸野 俊一（2010）．自己開示の深さを測定する尺度の開発 パーソナリティ研究，
18（3），196-206
中島 義明・安藤 清志・子安 増生・坂野 雄二・繁枡 算男・立花 政夫・箱田 裕司（1999）
心理学辞典 有斐閣
平木 典子・袰岩 秀章（1997）．カウンセリングの―基礎臨床心理学を学ぶ― 北樹出版
福井 康之（1980）．青年期の不安と成長：自己実
現への道

有斐閣新書

和田 実（1995）．青年の自己開示と心理的幸福感の関係

社会心理学研究，11（1），11-17

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大学生における自己開示と不安との関係

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