ヒューマン・ケア研究 第 22 巻
2022 年 3 月 101-112 頁

原

第2号

Journal of Human Care Studies Vol.22 No.2
March 2022, pp 101-112

著

現代青年における意思決定スタイルの検討―主体性・被影響性尺度の再構成から―
岩渕 将士 *

Decision-Making Styles in Contemporary Adolescents: Revising theAutonomy and Influenceability Scale
Iwabuchi Masashi

Abstract
The purpose of this study was to revise from the autonomy and influenceability scale to the decisionmaking style scale to measure autonomous, dependent, and irresponsible decision-making styles, whichwere characteristic of contemporary adolescents. The participants, 250 undergraduates in Study 1 and
165 undergraduates in Study 2, completed a questionnaire survey. Exploratory factor analysis in Study 1yielded a structure with three factors, “Autonomous Decision,” “Opposite Avoidance,” and “Superficial
Compliance,” that shows acceptable internal consistency. Exploratory and confirmatory factor analysis inStudy 2 confirmed the reproducibility of the three-factor structure. Also, the expected relationships
between decision-making styles and independent and interdependent construal self, regulatory focus, andself-esteem were shown. The results suggest that Autonomous Decision, Opposite Avoidance, andSuperficial Compliance have features of autonomous, dependent, and irresponsible decision-making styles,
respectively. However, the limitation that Superficial Compliance had each feature of irresponsible anddependent styles remained.
Keywords: decision-making style, contemporary adolescents, adolescence

問題と目的験に基づき短時間で意思決定する傾向である直観的スタイル，意思決定を可能な限り先延ばししよ

意思決定スタイル

意思決定は日々の生活の中うとする傾向である回避的スタイルの 3 側面が，で頻繁に迫られる認知的活動であり，意思決定に意思決定スタイル研究で中心的に議論されてきた影響を及ぼす個人の特性として意思決定スタイル（Hamilton et al., 2016）。また，意思決定スタイル

が挙げられる。意思決定スタイルは「意思決定には自己統制や健康リスク行動と関連することから

特定の方法で反応するための習慣に基づく傾向」（Baiocco, Laghi, & D'Alessio, 2009; Bavolar &（Hamilton, Shih, & Mohammed, 2016）と 定 義 さBacikova-Sleskova, 2018; Scott & Bruce, 1995），

れ，複数の下位スタイルから構成される（Scott &心理的支援の際に意思決定スタイルに着目するこBruce, 1995）。中でも，種々の情報の比較検討をとには意義があると言えよう。

基に意思決定する傾向である合理的スタイル，経* 東北大学大学院理学研究科（Graduate School of Science, Tohoku University）
受領 2020.5.24 受理 2021.12.28― 101 ―

青年期における意思決定スタイル

青年期前期

ヒューマン・ケア研究2022 年

第 22 巻第2号

から後期にかけて複雑な情報処理を必要とする合（Dependent）」，「 回 避 的（Avoidant）」，「 即 時 的

理的スタイルが向上し，認知的負荷の小さい直観（Spontaneous）」の 5 スタイルから GDMS を構成

的スタイルや回避的スタイルが低下する（Baiocco

した。合理的スタイルは様々な情報を比較・検討

et al., 2009; Filippello, Sorrenti, Cuzzocrea,

する点で「熟慮」（Janis & Mann, 1977）や「体系的Nuzzaci, & Larcan, 2014）。 こ れ ら の 知 見 か ら，スタイル」
（Johnson, 1978）と，直観的スタイルは

青年期は意思決定スタイルが変化しやすい時期と過去の経験に基づき，短時間で意思決定に至る点考えられる。

で「即時的スタイル」（Johnson, 1978）と，依存的青年期の意思決定スタイルを説明する理論の 1

スタイルは意思決定に他者の意見を反映させる点

つに意思決定の葛藤理論（Janis & Mann, 1977; 以で「責任転嫁」（Janis & Mann, 1977）と，回避的ス

下，葛藤理論とする）がある。Janis & Mann（1977）

タイルは意思決定を回避しようとする点で「先延は意思決定の際に生じる葛藤への対処方略によっ

ばし」（Janis & Mann, 1977）と，即時的スタイルて意思決定スタイルを整理した。そして，意思決は衝動的に意思決定に至る点で「短慮」（Janis &定に伴う葛藤を無視して惰性的に意思決定する

Mann, 1977）と類似する意思決定スタイルであ「現状維持（Unconflicted inertia）」，
意思決定の「先る。GDMS はパーソナリティや刺激欲求といっ

延ばし（Procrastinating）」，周囲の意向に追従した多様な指標と関連が示されており（Baiocco etて意思決定する「責任転嫁（Back-passing）」，衝動

al., 2009; Wood & Highhouse, 2014），意思決定ス

的に意思決定する「短慮（Hypervigilance）」といっ

タイル研究の代表的な測定尺度の 1 つと言える。

た不適応的な意思決定スタイルに対して，様々な

しかし，GDMS は様々な意思決定スタイル理

情報を合理的に検討した上で意思決定する「熟慮論に共通する要素から構成されたため，GDMS（Vigilance）」が唯一の適応的な意思決定スタイルに含まれない各理論独自の意思決定スタイルもあと位置付けられた。

る。例えば，「内的スタイル」（Johnson, 1978）の同じく青年期の意思決定スタイルについて理論

ような内的基準を基に意思決定する自発的スタイ化した Johnson（1978）は，多くの情報を基に意ルや，葛藤理論（Janis & Mann, 1977）の「現状維思決定する「体系的（Systematic）スタイル」と少持」のような深く考えずに意思決定する惰性的ス

な い 情 報 を 基 に 意 思 決 定 す る「 即 時 的

タイルは GDMS では測定できない。しかし，こ（Spontaneous）スタイル」，内的基準を基に意思決れらの意思決定スタイルは，自己と他者を比較し定する「内的（Internal）
スタイル」と外的基準を基ながら自分らしさを模索する青年期（溝上，2008）に意思決定する「外的（External）スタイル」の計 4の認知的基盤と考えられるため，これらの機能や側 面 か ら 意 思 決 定 ス タ イ ル を 捉 え た（Johnson,

その変化に関する知見を蓄積することは青年期の

1978）
。

心理的支援に寄与すると考えられる。
現代青年における意思決定スタイル

そして，Janis & Mann（1977）
や Johnson（1978）

青年期はを始めとする意思決定スタイル理論を基に，個人

アイデンティティの達成に向かう時期であり，の全般的な意思決定スタイルの測定を試みた尺度

種々の社会的実験を通して現代青年は自律的な自が General Decision-Making Style（GDMS, Scott

己を形成していく（Erikson, 1968；溝上，2008）。

& Bruce, 1995）である。Scott & Bruce（1995）は

特に成人期への移行期に当たる大学生には，コ

様々な属性を持つ対象者に調査を行い，「合理的ミュニケーション能力のような汎用的なスキルだ（Rational）」，「 直 観 的（Intuitive）」，「 依 存 的

けでなく，学際的に知識や技能を組み合わせる高― 102 ―

岩渕：現代青年における意思決定スタイルの検討

度な実践力の獲得が期待されている（中央教育審の異文化適応に寄与する社会適応的な意思決定ス

議会，2018）。こうした自律性や高度な実践力はタイルだが（Kagan & Cohen, 1990），内的整合性

自発的に社会的活動に挑戦する中で形成されるたが 低 い と い う 測 定 上 の 問 題 が あ る（Coscarelli,め（Erikson, 1968），青年期において内的基準を基1983）。
周囲の意向に追従して意思決定する依存的スタに意思決定する自発的スタイルの形成を支援する

イルの測定尺度には，葛藤理論（Janis & Mann,

ことは重要であろう。
また，現代青年は友人関係において心理的に傷

1977）を 基 に し た「 責 任 転 嫁 」（Mann, Burnett,

つけ合うことを回避しやすく（岡田，2012），周囲

Radford, & Ford, 1997）や GDMS の「依存的スタから排除されないために深く考えずに周囲の意向

イル」（Scott & Bruce, 1995）があり，充分な信頼に同調しやすい（杉原，2001）ことが指摘されてい性や妥当性が検証されている。しかし，「責任転嫁」

る。友人関係において心理的に傷つけ合うことを

は意思決定の責任を放棄する手段として周囲に追回避する行動は友人の意向に追従した意思決定に従する傾向であり，現代青年の周囲から排除され基づくため（岡田，2012），意思決定スタイルの 1

な い こ と を 重 視 す る 特 徴（ 岡 田，2012；杉 原，つである依存的スタイルが回避行動の基盤にある

2001）とは目的が異なる。また，「依存的スタイル」と考えられる。依存的スタイルは刺激欲求やインは重要な意思決定場面に限定して測定するため，

ターネット依存といった青年期に生じやすい問題

日常の意思決定場面における依存的な意思決定スと関連するため（Baiocco et al., 2009; Bavolar &タイルを測定しているかは定かではない。

Bacikova ‐ Sleskova, 2018），高い依存的スタイル

深く考えずに意思決定する惰性的スタイルの測は現代青年の社会不適応を助長する可能性があ

定尺度には，葛藤理論（Janis & Mann, 1977）を基る。さらに，深く考えずに周囲に同調する行動（杉に し た「 自 己 満 足（Complacency）」（Radford et

原，2001）は意思決定スタイルの 1 つである惰性的al., 1993）がある。「自己満足」は深く考えずに現状

ス タ イ ル に 基 づ く も の だ が（Radford, Mann,

維持や周囲への同調を選択する意思決定スタイル

Ohta, & Nakane, 1993），このような同調行動はアであり，自らの意思決定に対する自信の低さや意

イデンティティの探索を阻害することが指摘され思決定に伴う心理的ストレスの強さと関連が示さている（杉原，2001）。

れている（Radford et al., 1993）。しかし，「自己以上より，現代青年を対象に自発的，依存的，惰性的スタイルの機能やその変化に寄与する要因

満足」にも内的整合性が低いという測定上の問題がある（Radford et al., 1993）。

を明らかにすることで，青年期の心理的支援モデ

各尺度の項目内容から，自発的スタイルと惰性ルの構築に貢献できると期待される。しかし，意的スタイルにおける内的整合性の低さは，尺度内思 決 定 ス タ イ ル の 代 表 的 な 尺 度 で あ る GDMSに複数の概念が混在するために生じたと考えられ（Scott & Bruce, 1995）ではこれら 3 スタイルを測る。したがって，単一の概念を反映した尺度構成

定できないため，新たな測定方法の整備が求めらにすることで，この問題を解決できるだろう。まれる。

た，既存の依存的スタイル尺度では現代青年の特自発的，依存的，惰性的スタイルの測定尺度

徴に即した測定ができないため，青年期に焦点を個人の内的基準を基に意思決定する自発的スタイ

当てた依存的な意思決定スタイル尺度を整備する

ルの測定尺度として，Johnson（1978）の「内的ス

ことには意義がある。そこで本研究では，信頼性タイル」が挙げられる。
「内的スタイル」は留学生と妥当性が検討され，他者との関係性から自己形― 103 ―

ヒューマン・ケア研究2022 年

第 22 巻第2号

成に取り組む青年期の志向性を測定する主体性・することで，既存の依存的スタイル尺度や惰性的被影響性尺度（岩城，2012）を再構成することで，スタイル尺度の問題に対処できるだろう。
本研究の目的

現代青年に即した意思決定スタイルの測定を試み

本研究では主体性・被影響性尺る。その際，後述するように，主体性・被影響性度（岩城，2012）を自発的，依存的，惰性的な意思尺度の「被影響性」には複数の概念が混在する可決定スタイルの測定尺度として再構成し，信頼性能性があるため，主に因子構造に焦点を当てる。

と妥当性を検証することを目的とする。この目的

主体性・被影響性尺度の再構成

主体性・被影響性尺度（岩城，2012）は小中学生を対象に作成さを達成するため，因子構造及び内的整合性の検討と，基準関連妥当性の検討を行う。

れた「主体性」と「被影響性」の 2 側面から構成さ原尺度（岩城，2012）では「主体性」と「被影響性」

れる尺度である。
「主体性」は個人の主体的・促進の 2 因子構造であったが，「被影響性」には依存的的な志向性を測定する尺度であり，「何か問題がスタイルと惰性的スタイルが混在すると考えられ起こったとき，自分で何とかする方法を考えようた。そこで，本研究では同一母集団から独立に 2と す る 」と い っ た 項 目 か ら 構 成 さ れ る（ 岩 城，

回の調査を行い（研究 1，研究 2），それぞれの調査

2012）。これらの項目は個人の内的基準を基に意

対象者について 2 因子構造と 3 因子構造の比較を思決定する傾向を意味するため，自発的スタイル

することで，主体性・被影響性尺度の因子構造をの指標として用いることは可能と判断した。なお，再検討する。

「主体性」には充分な内的整合性が示されているた

また，採用された各因子の測定概念を明らかにめ（岩城，2012），既存の自発的スタイル尺度の内するため，基準関連妥当性を検証する。基準関連的整合性が低いという問題を解決できると考えら

妥当性の指標として，研究 1 では相互独立的―相れる。

互協調的自己観尺度（高田，2000）を，研究 2 では

「被影響性」は，自らの言動に対する周囲からの促進予防焦点尺度邦訳版（尾崎・唐沢，2011）と自影響の受けやすさを測定する尺度であり，「自分尊感情尺度（山本・松井・山成，1982）を用いる。1で出したよい意見でも，周囲に反対されると，理回の調査で多数の項目に回答を求めると調査対象

由をよく調べないで，すぐ，取り消してしまう」，

者の負担が大きいため，妥当性の検討は 2 回に分「何も考えず，つい，友人がやっていることの真似けて実施する。

ばかりしようとする」といった項目から構成され相互独立的自己観は自己の内的基準を重視するる（岩城，2012）。これらの項目は現代青年の特徴

志向性であり，「周囲と異なっても自分の信じる（岡田，2012）である傷つけ合うことを回避する意

ところを守り通す」といった項目から測定される思決定に基づく点で共通する。しかし，前者は周（高田，2000）。したがって，内的基準に基づく自囲 の 意 向 に 追 従 す る「 責 任 転 嫁 」（Mann et al.,

発的スタイルを反映した「主体性」（岩城，2012）

1997）と，後者は深く考えずに周囲に同調する「自は相互独立的自己観と正の関連が示されると予想

己満足」（Radford et al., 1993）と類似するため，される（仮説 1）。

「被影響性」（岩城，2012）には依存的スタイルと惰

相互協調的自己観は他者の意向をくみ取ること

性的スタイルが混在すると言えよう。
したがって，を重視する志向性であり，「相手や状況で態度や「被影響性」（岩城，2012）の因子構造を再検討し，行動を変える」といった項目から測定される（高現代青年の特徴に即した依存的スタイルと惰性的田，2000）。 し た が っ て，
「被影響性」（ 岩 城，

スタイルの測定尺度として妥当性を有するか検証2012）の周囲の意向に追従する依存的側面は相互― 104 ―

岩渕：現代青年における意思決定スタイルの検討

協調的自己観と正の関連が示されるだろう（仮説い。したがって，惰性的側面と自尊感情との関連

2）。その一方で，「被影響性」（岩城，2012）の深くは探索的に検討する。

考えずに周囲に同調する惰性的側面は，その項目

研究 1

内容から，内的基準に基づくことなく意思決定する傾向と考えられる。したがって，「被影響性」（岩
城，2012）の惰性的側面は相互独立的自己観と負目的の関連が示されるだろう（仮説 3）。

主体性・被影響性尺度（岩城，2012）の因子構造

制御焦点理論（Higgins, 1997）
では促進焦点と予防焦点の 2 種類の自己制御システムから目標志向の検討，及び相互独立的―相互協調的自己観との関連の検討を目的とする。

性を捉える。促進焦点は肯定的な結果や成功等の利得を求めようとする利得接近志向性を基盤と方法
調査対象者・調査時期

し，「どうやったら自分の目標や希望をかなえら2016 年の 1 月と 4 月にれるか，よく想像することがある」といった項目

国立大学理系学部に所属する大学生 880 名を対象から測定される。「主体性」（岩城，2012）と促進焦に質問紙調査を行い，尺度の回答に欠損が含まれ点は共に内的基準に基づく認知的な傾向であるた

なかった 850 名（男性 691 名，女性 154 名，不明 5 名；

め，これらの間には正の関連が示されるだろう

平均年齢 19.29 歳，SD = 1.01）を有効回答とした。

（仮説 4）。また，促進焦点の基盤には肯定的な自ただし，性別による偏りが大きかったため，結果

己評価があるため（尾崎・唐沢，2011），「主体性」の一般化可能性を考慮し，年齢と性別で対応付け（岩城，2012）も同様に自尊感情と正の関連が示さたデータセットを作成した。人数の少なかった女れるだろう（仮説 5）。

性の年齢に対応付けられる男性のデータをランダ

予防焦点は否定的な結果や失敗等の損失を避け

ムに抽出し，性別と年齢で対応付けられなかったようとする損失回避志向性を基盤とする自己制御

データを除外した結果，250 名（男女各 125 名；平システムであり，「私はたいてい，悪い出来事を均年齢 19.22 歳，SD = 1.04）を分析対象とした。

避けることに意識を集中している」といった項目

なお，妥当性の検討は 2016 年 1 月に調査を実施しから測定される（尾崎・唐沢，2011）。現代青年はた 90 名（男性 61 名，女性 29 名；平均年齢 19.23 歳，

周囲からの排除を予防するために依存的な行動やSD = 0.69）に対してのみ行った。
尺度構成

惰性的な同調を行いやすいため（岡田，2012；杉質問紙は，性別や年齢に加えて，主原，2001），「被影響性」（岩城，2012）の依存的側体性・被影響性尺度（岩城，2012），相互独立的―面と惰性的側面はいずれも予防焦点と正の関連が相互協調的自己観尺度（高田，2000），University

示されるだろう（仮説 6）。また，依存的な意思決

Personality Inventory 16T-Graded Response

定スタイルは自尊感情と負の関連が示されているmodel（UPI16T-GR；岩渕・加藤，2018），友人満

た め（Thunholm, 2004），「 被 影 響 性 」（ 岩 城，

足感尺度（加藤，2001）から構成した。ただし，本2012）の依存的側面も自尊感情と負の関連が示さ研究では UPI16T-GR と友人満足感は分析に使用れるだろう（仮説 7）。一方，「被影響性」（岩城，しなかった。
意思決定スタイル2012）の惰性的側面は内的基準に基づくことなく意思決定スタイルの測定の意思決定する傾向と想定したため，自尊感情のよために主体性・被影響性尺度（岩城，2012）を用い

うな肯定的な自己評価と関連するかは定かではな

た。この尺度は個人の主体的・促進的な志向性を― 105 ―

ヒューマン・ケア研究2022 年

第 22 巻第2号

倫理的配慮

表す「主体性」10 項目と，自らの言動に対する周

著者及び調査対象者の所属機関に

囲からの影響の受けやすさを表す「被影響性」12

倫理委員会が未設置だったため，日本心理学会

項目の 2 因子 22 項目から構成される。ただし，大（2011）の倫理規定に即して以下の倫理的配慮を学生は一般に学級という集団を持たないため，学行った。質問紙には，回答しないことや回答を中級場面に限定した項目（例：クラスでものを決め断したことによる不利益はないこと，個人の回答

るのに，友だちが賛成すると，つい，つられて賛は公表されないが統計的な分析結果は研究目的で成してしまう；主体性 3 項目，被影響性 4 項目）を使用・公表すること，回収した質問紙は著者の所削除し，残り 15 項目（主体性 7 項目，被影響性 8 項

属機関の責任の下で管理され，10 年の保管期間の目）を使用した。評定は「全くあてはまらない（1

後に破砕処理されることを明記し，自由意思によ点）」から「よくあてはまる（5 点）」の 5 件法であっる調査協力を求めた。したがって，質問紙への回た。

答により調査に同意したと見なした。上記の倫理

相互独立的―相互協調的自己観

自己の内的基的配慮に加え，研究目的，研究時期，研究手法等

準を重視する「相互独立的自己観」10 項目（例：常を調査対象者の所属機関に説明し，倫理的な問題に自分自身の意見を持つようにしている）と，周について審議された上で調査の承認が得られた。
統計ソフト

囲の意向を重視する「相互協調的自己観」10 項目

統計的分析には R3.4.3 を用いた。

（例：人が自分をどう思っているかを気にする）の
2 因子から構成される相互独立的―相互協調的自結果

己観尺度（高田 , 2000）20項目を用いた。評定は「全主体性・被影響性尺度（岩城，2012）の項目に天井・

くあてはまらない（1 点）」から「ぴったりあては

床効果が確認されなかったため，全 15 項目についまる（7 点）」の 7 件法であった。

て探索的因子分析（最尤法・オブリミン回転）を行っ

Table1

青年期用意思決定スタイル尺度の探索的因子分析（n = 250）

項目（a） （b） （c）（a）主体的選択（α=.83, M=3.78, SD=0.60）
12 自分のことは，自分で何とかしようと思う（A）.73.17 -.14
10 自分で考えて，自分のやるべきことを見つけようとする（A）.72 -.15.09
8 何か問題が起こったとき，自分で何とかする方法を考えようとする（A）.72 -.02 -.03
14 これはやって良いか悪いかを，自分で考えて行動しようとしている（A）.69.04 -.04
6 自分の言ったことを自分できちんと理解しようとしている（A）.61 -.08.09
4 迷ったときに人に相談はするけれど，最後には自分で決めようとする（A）.52 -.04.11（b）衝突回避（α=.83, M=2.84, SD=0.90）
13 自分で出したよい意見でも，周囲に反対されると，理由をよく調べないで，すぐ，取り消し-.02.83 -.03てしまう（I）
9 他の人から反対されるとすぐに自分の意見を変えてしまう（I）
-.03
.77
.05
.04
.65
.17
11 自分なりの考えを持っていても，それを反対されるとすぐに自信がなくなってしまう（I）（c）表面的同調（α=.78, M=2.89, SD=0.90）
1 まわりの友だちが自分と同じことをしていないと，心配になる（I）-.02 -.02.79
15 活動するとき，友だちと一緒でないと，心配になる（I）
.03
.07
.69
5 何も考えず，つい，友人がやっていることの真似ばかりをしようとする（I）
-.07
.19
.57
（a） － -.24 -.17
因子間相関

（b）
－
.51

（c）
－
削除された項目
2 何のために勉強をするのかを，考えながら勉強しようとする（A）「何でもいい」と答えようとする（I）
3 自分が何をしたいかを尋ねられると，つい，何も考えずに，
7 自分のことを決めるとき，人に相談して決めてもらおうとする（I）
注）（A）：原尺度の「主体性」に該当する項目；（I）：原尺度の「被影響性」に該当する項目― 106 ―

h2

M

SD

.53
.57
.54
.47
.39
.27

3.98
3.68
3.86
3.94
3.82
3.40

0.80
0.86
0.77
0.73
0.79
1.03

.67

2.61

1.03

.65
.55

2.74
3.16

1.00
1.09

.62
.52
.50

3.10
2.90
2.66

1.14
1.09
1.01

3.96
3.17
2.66

0.88
1.09
1.04

岩渕：現代青年における意思決定スタイルの検討た。スクリープロットと Minimum Average Partial

ルは部分的に構成概念に重なりを持つため（MAP）基 準 で は2因 子 が，ガ ッ ト マ ン 基 準，

（Thunholm, 2004），相互に統制することで各スタ

Bayesian Information Criterion（BIC）基準，平行

イルの独自成分と他変数との関連を検討すること

分析では3因子が適当であった。因子数の決定基ができる。したがって，青年期用意思決定スタイ

準が多かった3因子構造を仮定し，因子負荷量が .40

ル尺度の下位尺度間で統制をかけ，相互独立的―に満たない3 項目を削除したところ，許容できる内相互協調的自己観との偏相関分析を行った的整合性が示された（Table1；αs = .78－ .83）。

（Table2）。ここで分析に用いたデータは 2016 年 1

補足的に，性別と年齢で対応付ける前の調査対

月に調査を行った対象者（n = 90）のみであり，探象者全体（n = 850）でも探索的因子分析を行った

索的因子分析を行った分析対象者（n = 250）と比ところ，対応付けた後の分析対象者（n = 250）と較して「表面的同調」の内的整合性が低く（α =同様の結果が示された。また，調査対象者全体（n.69），また，主体的選択の平均値が高く，衝突回避= 850）で原尺度（岩城，2012）の 2 因子構造と探索と 表 面 的 同 調 の 平 均 値 が 低 か っ た（Table1,

的因子分析で得られた 3 因子構造の確認的因子分

Table2）。しかし，想定する母集団は同一であっ析を行ったところ，3因子構造の適合度の方が良好たため，妥当性の検討は可能と判断した。主体的であった（2因子構造 /3因子構造：AIC = 24955.88

選択は相互独立的自己観と正の偏相関（pr = .42,

/ 24732.93, BIC = 25130.57 / 24917.06, CFI= .90 /p<.001）が示され，仮説 1 は支持された。衝突回避.97, RMSEA= .09 / .05, SRMR= .05 / .04）。したは 相 互 協 調 的 自 己 観 と 正 の 偏 相 関（pr = .42,

がって，研究 1 では 3 因子構造を採用した。

p<.001）が示され，仮説 2 は支持された。表面的同

第 1 因子は原尺度において「主体性」に該当する項目から構成されたが，本研究では意思決定スタ

調は相互独立的自己観と負の偏相関（pr = -.27, p= .01）が示され，仮説 3 は支持された。

イルということを考慮して「主体的選択」と命名した。第 2 因子は原尺度の「被影響性」のうち，周考察囲の意向に追従する項目から構成されたため「衝研究 1 では主体性・被影響性尺度（岩城，2012）の突回避」と命名した。第 3 因子は原尺度の「被影響因子構造及び内的整合性と，相互独立的―相互協性」のうち，不安から深く考えずに同調的な意思

調的自己観との関連を検討した。探索的因子分析

決定を行う項目によって構成されたため「表面的と確認的因子分析から 3 因子構造が採用され，許同調」と命名した（Table1）。以下では本尺度を「青容できる内的整合性が示された。また，相互独立

年期用意思決定スタイル尺度」とする。

的―相互協調的自己観との偏相関分析から仮説 1

次に妥当性の検討を行った。各意思決定スタイ

から仮説 3 は全て支持され，主体的選択は自発的

Table2 意思決定スタイルと相互独立的―相互協調的自己観の記述統計量及び相関・偏相関分析（n=90）
M

SD

α

4.09

0.61

.81

（b）衝突回避

2.49

0.95

.84

（c）表面的同調

2.47

0.89

.69

（a）主体的選択（a）（b）-.34 **（c）-.14.34 **-.52 ***.46 ***-.53 ***.25 *（d）相互独立的自己観

4.49

0.87

.82

.42 ***-.38 ***-.27 *

4.83

0.73

.73

.08

.42 ***.14― 107 ―（e）

.61 ***（e）相互協調的自己観*** p <.001, ** p <.01, * p <.05注）相関行列の右上は相関分析の，左下は偏相関分析の結果を意味する。

（d）-.51 ***-.37 ***

ヒューマン・ケア研究2022 年

第 22 巻

第2号

自尊感情

スタイルの，衝突回避は依存的スタイルの，表面的肯定的な自己評価を測定するために同調は惰性的スタイルの測定尺度として妥当性がRosenberg 自尊感情尺度（山本ら，1982）1 因子 10確認された。ただし，単純相関では表面的同調と項目を用いた（例：少なくとも人並みには，価値相互協調的自己観の間に正の関連が示されたたのある人間である）。評定は「強くそう思わない（1め，他の意思決定スタイルで統制しない表面的同点）」から「強くそう思う（4点）」の4件法であった。

調は依存的スタイルの性質も含むと考えられる。

倫理的配慮

研究1と同じ倫理的配慮を行った。

統計ソフト

分析には R3.4.3 を用いた。

研究 2
結果
目的

研究 1 と同様に主体性・被影響性尺度（岩城，研究 1 に引き続き，主体性・被影響性尺度（岩城，2012）の探索的因子分析（最尤法，オブリミン回転）2012）の因子構造及び内的整合性の検討と，制御を行った。MAP 基準では 2 因子が，スクリープ

焦点や自尊感情との関連から意思決定スタイルの

ロット，ガットマン基準，BIC 基準，平行分析で測定尺度としての妥当性を検討する。

は 3 因子が適当であったため，3 因子構造を仮定した。因子負荷量が .40 に満たない項目を削除し方法

た結果，研究 1 と同様の因子パターンが示され，調査対象者・調査時期 2017 年 4 月に国立大学許容できる内的整合性が示された（Table3；αs =理系学部に所属する大学生 176 名を対象に質問紙.75 － .79）
。また，2 因子構造と 3 因子構造を仮定

調査を実施し，尺度の回答に欠損が含まれなかっ

した確認的因子分析でモデル比較を行った結果，た 165 名（男性 112 名，女性 51 名，不明 2 名；平均3 因子構造の適合度の方が良好であった（2 因子構

年齢 19.90 歳，SD = 0.74）を分析対象とした。

造 / 3 因子構造：AIC = 4670.80 / 4619.55, BIC =尺度構成

質問紙は，性別や年齢に加えて，主4785.72 / 4740.68, CFI= .83 / .93, RMSEA= .10 /体性・被影響性尺度（岩城，2012），促進予防焦点.07, SRMR= .08 / .06）。したがって，研究 2 でも 3

尺度邦訳版（尾崎・唐沢，2011），Rosenberg 自尊

因子構造を採用した。
次に，研究 1 と同じく意思決定スタイル間で統感情尺度（山本ら，1982）から構成した。
意思決定スタイル

意思決定スタイルの測定の制をかけ，青年期用意思決定スタイル尺度と制御ため，主体性・被影響性尺度（岩城，2012）のうち，焦点及び自尊感情との偏相関分析を行った

研究 1 と同じ 15 項目 5 件法を使用した。

（Table3）。主体的選択は利得接近志向性や自尊

制御焦点

促進焦点の基盤となる「利得接近志

感情と正の偏相関が示され（prs = .45, .31, ps <向性」8 項目（例：どうやったら自分の目標や希望.001），仮説 4 と仮説 5 は支持された。衝突回避とをかなえられるか，よく想像することがある），予

表面的同調は損失回避志向性と正の偏相関が示さ

防焦点の基盤となる「損失回避志向性」8 項目（例：

れ（prs = .22, .23, ps < .01），仮説 6 は支持された。

私はたいてい，悪い出来事を避けることに意識を衝突回避は自尊感情と負の偏相関が示され（pr =集中している）の 2 因子から構成される促進予防-.25, p = .001），仮説 7 は支持された。表面的同調

焦点尺度邦訳版（尾崎・唐沢，2011）16 項目を用いと自尊感情の間には有意な偏相関が示されなかった。評定は「強くそう思わない（1 点）」から「強くた（pr = -.14, p = .07）。

そう思う（4 点）」の 4 件法であった。

― 108 ―

岩渕：現代青年における意思決定スタイルの検討

Table3

意思決定スタイル，制御焦点，自尊感情の記述統計量及び相関・偏相関係数（n = 165）
M

SD

α

（a）

（b）
-.42 ***（c）（a）主体的選択

3.88

0.54

.79

（b）衝突回避

2.67

0.80

.75

（c）表面的同調

2.88

0.83

.75

（d）利得接近志向性

2.71

0.49

.83

.45 ***-.12.00（e）損失回避志向性

2.76

0.43

.71

.13

.22 **.23 **（f）自尊感情

2.48

0.49

.85

.31 ***.25 ***

-.14

（d）

（e）

（f）

-.24 **.53 ***-.02.44 ***.44 ***-.33 ***.29 ***-.45 ***-.17 *.32 ***-.32 ***.02.38 ***-.48 ****** p <.001, ** p <.01, * p <.05注）相関行列の右上は相関分析の，左下は偏相関分析の結果を意味する。

考察る。

研究 1 と同様に研究 2 でも主体性・被影響性尺

また，相互独立的―相互協調的自己観（高田，度（岩城，2012）の因子構造及び内的整合性を検討

2000）や制御焦点（尾崎・唐沢，2011），自尊感情（山し，制御焦点及び自尊感情との関連から妥当性を

本ら，1982）との偏相関分析を行ったところ，いず検討した。探索的因子分析と確認的因子分析かられの仮説も支持された。したがって，主体的選択

3 因子構造の再現性が確認され，許容できる内的は内的基準を基に意思決定する自発的スタイル

整合性が示された。また，制御焦点や自尊感情との，衝突回避は周囲の意向に追従して意思決定すの偏相関分析から仮説 4 から仮説 7 は全て支持さる依存的スタイルの，表面的同調は深く考えずにれ，主体的選択は自発的スタイルを，衝突回避は同調する惰性的スタイルの測定尺度として妥当性

依存的スタイルを，表面的同調は惰性的スタイルを有すると考えられる。

を測定する尺度として妥当性が検証された。ただ

ただし，単純相関では表面的同調と衝突回避がし，単純相関では衝突回避と表面的同調が制御焦

相互独立的―相互協調的自己観や制御焦点，自尊点や自尊感情と同様の関連を示したため，他の意

感情と同じ方向の関連を示したため，他の意思決

思決定スタイルで統制しない表面的同調は依存的

定スタイルで統制しない表面的同調の測定概念にスタイルの性質も含むと考えられる。

は惰性的スタイルと依存的スタイルが混在すると考えられる。他の意思決定スタイルによる統制の総合考察

有無で表面的同調の測定概念が変動することは本
尺度の課題であるが，周囲から排除されないこと

本研究の目的は，主体性・被影響性尺度（岩城，を重視する現代青年の特徴（岡田，2012；杉原，

2012）を，自発的，依存的，惰性的な意思決定スタ

2001）に即して，自発的，依存的，惰性的スタイル

イルの測定尺度に再構成可能か検討することでの測定方法を示すことはできたと言えよう。今後，あった。研究 1 と研究 2 で独立に探索的因子分析

現代青年における惰性的スタイルと依存的スタイ及び確認的因子分析を行ったところ，3 因子構造

ルの共通性と独自性について検討を進めつつ，現の再現性が確認された。また，一部の調査対象者

代青年に即した心理的支援モデルを構築すること

において表面的同調の内的整合性が低かったものが求められる。
本研究の限界と今後の展望の，概ね許容できる内的整合性が示されたことか

本研究では，主体ら，2 因子構造であった主体性・被影響性尺度（岩性・被影響性尺度（岩城，2012）を自発的，依存的，城，2012）を 3 因子構造の青年期用意思決定スタイ

惰性的な意思決定スタイルの測定尺度に再構成しル尺度として再構成することは可能と考えられた。本尺度は現代青年の特徴を踏まえた点で意思― 109 ―

ヒューマン・ケア研究2022 年

第 22 巻第2号

決定スタイル研究における独自性を有するが，そwww.mext.go.jp/b_menu/shingi/ chukyo/

れ故に「自信のなさ」や「不安」といった表現が項

chukyo4/houkoku/1406578.htm（2020 年 8 月 9日）．

目内容に含まれた。従来の意思決定スタイル尺度

Coscarelli, W. C.（1983）．Development of aは行動面を反映した項目を中心に構成されるたDecision-Making Inventory to Assess Johnson’s

め，意思決定スタイルの構成概念をどこまで広げ

Decision-Making Styles. Measurement and

られるかについて引き続き議論する必要がある。

Evaluation in Guidance, 16, 149–160. doi:

また，本研究の調査対象者は主に大学 1 － 2 年生

10.1080/00256307.1983.12022348.

であり，青年期全体を対象に信頼性や妥当性を検Erikson, E. H.（1968）．Identity : youth and crisis.

証するには至っていない。今後は中高生や大学院

New York: W. W. Norton.

生まで調査範囲を広げることで，本尺度の適用範

Filippello, P., Sorrenti, L., Cuzzocrea, F., Nuzzaci, A.,

囲を検討すると共に，現代青年の意思決定スタイ& Larcan, R.（2014）．The subtle sound of

ルの発達的変化を明らかにすることが求められlearning: What are the roles of the self-esteem,

る。

decision-making, and social skills in adolescents’
academic performance? US-China Education

付記

Review B, 4, 73–85.
Hamilton, K., Shih, S. I., & Mohammed, S.（2016）．

本研究は第 36 回日本学生相談学会，第 69 回東The Development and validation of the rational

北心理学会，東北大学大学院教育学研究科に特定and intuitive decision styles scale. Journal of

研究論文Ⅰとして提出した内容の一部に加筆修正

Personality Assessment, 98, 523–535. doi:を加えたものである。ご指導いただいた加藤道代

10.1080/00223891.2015.1132426.

名誉教授（東北大学大学院），貴重なコメントをい

Higgins, E. T.（1997）．Beyond pleasure and pain.

ただいた査読者に深く感謝申し上げる。

American Psychologist, 52, 1280–1300. doi:
10.1093/acprof:oso/9780199765829.001.0001.

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