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しょうぶあわたけ
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1 自己開示との比較による検討 *1 *2 永井智山岸千紘 The influence of attachment, self-esteem, and negative consequence of self-disclosure on self-concealment : A comparison with self-disclosure NAGAI Satoru and YAMAGISHI Chihiro Abstract The purpose of this study was to investigate the influence of attachment, self-esteem, negative consequence of self-disclosure, and affiliation motives on self-concealment and self-disclosure. University students (N = 329)completed a questionnaire that included self-concealment, self-disclosure, attachment, self-esteem, negative consequence of self-disclosure, and affiliation motives. The results of a covariance structure analysis indicated that (a)attachment anxiety was positively related to both self-concealment and self-disclosure, (b)attachment avoidance was positively related to self-concealment but negatively related self-disclosure, and (c)the expectation of negative consequences was positively related to self-concealment. [Keywords] self-concealment, self-disclosure, attachment, self-esteem 問題と目的自己隠蔽と自己開示我々は他者との会話の中で自分自身についての情報を伝えることを頻繁に行うこの行為は心理学で自己開示と呼ばれ (Jourard & Lasakow, 1958) 自分自身に関する情報を本人の意思のもと( 強制されることなく ) 特定の他者に対して言語を解して伝達することと定義される (Jourard, 1971) 自己開示は対人関係の形成や発展に影響を与えるだけでなく心身の健康にもつながる重要な要因としてこれまでに多くの研究がされてきたしかしたとえ自己開示が望ましい行為であるとしても自分自身についての否定的な情報は積極的に話しにくいものである自分自身に関する否定的な情報を隠すことは自己隠蔽と呼ばれ否定的なもしくは苦痛をもたらすような個人的情報を他者から積極的に隠蔽する傾向 (Larson & Chastain, 1990) と定義されている自己開示が適応につながる変数であるされる一方自己隠蔽は主観的幸福感の低さなど不適応的な要因につながる変数であると考えられている ( 東谷河野,2003) 関連領域の研究においても心的外傷性の出来事を告白せずに抑制しておくことはその個人に認知的負荷をもたらし健康状態を悪化させるとされている (Pennebaker, 1989) こうした点を踏まえると一見自己隠蔽と自己開示は互いに同一軸上の対概念であるように思われるしかし自己隠蔽の研究では両者は一定の差異を持つ概念であると考えられている例えば先行研究では自己隠蔽が不安や抑うつなどの不適応症状と正の相関を示すのに対し自己開示はこうした関連を示さないことが報告されている (Larson & Chastain, 1990) こうしたことから両者は 1 次元上の両端に位置づく対概念ではなく互いにある程度の独立性を持った概念であると考えられている ( 河野,2000) しかしながら両者の差異については必ずしも十分な研究は行われてい * 1 立正大学心理学部准教授 * 2 日本郵便株式会社 43

2 立正大学心理学研究年報第 9 号ない特に自己開示については様々な関連要因が検討されている一方で自己隠蔽に繋がる要因を検討する研究はほとんど行われていないそこで本研究では自己開示との比較を通して自己隠蔽をもたらす要因を検討することを目的とする具体的な自己隠蔽に繋がる要因としては愛着と自尊感情効果予想親和動機の 4 つを扱うこととする自己隠蔽の関連変数愛着とは人や動物が他の対象との近接関係を維持したり回復したりしようとする生体の傾向 (Bowlby, 1969) であり乳幼児期における養育者と子どもの相互作用によって形成されるそして乳幼児期に形成された愛着は内的作業モデルという形で個人の中に取り込まれその後生涯にわたりその個人特有の対人関係スタイルやパーソナリティを支える重要な働きをすると言われている (Bowlby, 1973) 具体的には対人関係における情報処理(Dykas & Cassidy, 2011) 対人行動(Mikulincer & Shaver, 2007) など対人相互作用の様々な側面に影響する実際不安定な愛着を有する者は自己開示行動が少ないことが報告されている (Collins & Read, 1990; Simpson, 1990) 我が国においても家庭における親子間の基本的信頼感が高いと人々に対する肯定的感情や信頼感を培い周囲の人々に対して自己を開きやすいため ( 榎本,1997) 安定した愛着を持っている人ほど自己開示をしやすいということが明らかとなっている ( 宮腰,2005) このように愛着が自己開示に関連するのと同様愛着は対人関係における自己隠蔽にも影響している可能性があると考えられる次に自尊感情との関連について述べる自尊感情の低い者は自尊感情が高い者よりも自己の価値を高めることのできる拠り所が少なく (Spencer, Josephs, & Steele, 1993) 否定的な出来事で自分の感情が悪化すると感じる程度が強いとされている (Campbell, Chew, & Scratchley, 1991) つまり自尊感情が低い者は否定的な出来事を経験した際によりネガティブな影響を受ける可能性が推察される実際自尊感情の低い者は自尊感情の高い者に比べ否定的内容を開示することに対してマイナスの影響を予想し抵抗を感じることが明らかとなっている ( 亀田,2003) こうした先行研究からは自尊感情が低い者ほど自己開示をよりネガティブに捉え自己開示傾向が低いあるいは自己隠蔽傾向が高くなる可能性が考えられる次に自己隠蔽自己開示と関連すると考えられる変数として親和動機がある自己開示は人は他者と親しくなりたい相手に自分のことを知ってもらいたいという思いに基づいて実行されると考えられており ( 榎本,1997) 自己開示の深さはそれ自体が関係性の深さを示すと考えられている (Altman & Taylor, 1973) 親和動機とはこうした他者との親和性を求める動因のことであるこれまでの研究で親和動機には 2 つの性質があるとされている 1 つは分離不安から人と一緒にいたいという気持ちを表わし他者からの拒否に対して恐れを持つ拒否不安 (Sipley & Veroffm, 1952) でありもう 1 つは拒否に対する恐れや不安なしに人と一緒にいたいという思いを持つ親和傾向 (Atkinson, Heyns, & Veroff, 1954) である( 杉浦,2000) 先行研究では親和傾向が高い者ほど自己開示を行いやすい傾向にあることや ( 丹羽丸野,2010) 親和傾向と拒否不安がともに低い者よりも高い者の方が自己開示量は多いことが明らかとなっている ( 武田前田徳岡石田,2013) そのため自己開示自己隠蔽をもたらす要因としてこの親和動機も含める意義があると考えられる最後に効果予想について述べる例えば先に述べた自尊感情と自己隠蔽自己開示の関連では否定的な自己開示に伴うマイナスの影響の予想が自己開示への抵抗となる可能性が示されている ( 亀田,2003) これはすなわち自尊感情が自己隠蔽自己開示による効果の予想をもたらしそれが実際の自己隠蔽自己開示につながるということであるそのため自尊感情が自己隠蔽自己開示に与える影響は開示の効果予想という点から説明が可能であると考えられる先行研究でも同様に自尊感情が低い者は自己が傷つくこと ( 自的傷つき ) を予想していることや ( 片山,1996) 自己開示に伴う傷つきの予測が友人との心理的距離と関連することが示されている( 福森小川, 2006) また効果予想は自尊感情だけでなく本研究で扱う愛着や親和動機が自己隠蔽自己開示に与える影響も媒介している可能性がある例えば愛着は他者に対する表象形成に関連するため不安定な愛着を有する者は自己開示による否定的な効果を予想しやすい可能性などが考えられるつまり効果予想という変数を用いることによって各変数が自己隠蔽自己開示に与える影響のメカニズムを部分的に説明できる可能性がある 44

3 本研究の目的以上のように自己隠蔽や自己開示には愛着自尊感情効果予想親和動機が影響している可能性が考えられるこうした要因が自己隠蔽と自己開示に与える影響を同時に検討することで自己隠蔽と自己開示の差異をより明確にすることができると考えられるそこで本研究では愛着自尊感情効果予想親和動機が自己隠蔽に与える影響を自己開示と比較しながら検討することを目的とする方法調査時期と調査対象 2015 年 6 月から 9 月にかけて関東地方の 4 年生私立大学の大学生 373 名を対象に質問紙調査を実施した質問紙の表紙には匿名性が保証されること回答が任意であり協力しないことによる不利益は一切ないことが明記された分析には回答に不備のあった26 名を除外した329 名 ( 男性 98 名女性 231 名 ; 平均年齢 19.73±1.06 歳 ) 分のデータを用いた質問紙の内容 1. 自己隠蔽 Larson & Chastain (1990) による自己隠蔽尺度の日本語版 ( 河野,2000) を用いた次の特徴についてあなたにどの程度あてはまるのかお答えくださいと尋ね全 12 項目について 1 : まったくそうではない ~ 5 : そうであるの 5 件法で回答を求めた 2. 自己開示丹羽丸野 (2010) の自己開示の深さを測定する尺度を用いたこの尺度では趣味 ( レベルⅠ) 困難な経験 ( レベルⅡ) 決定的ではない欠点や弱点( レベルⅢ) 否定的性格や能力( レベルⅣ) という深さが異なる 4 つのレベルから自己開示を測定する尺度である本研究では自己隠蔽に特に関連すると考えられるレベルⅡ~Ⅳの17 項目を用いたまたあなたは日ごろ以下のようなあなた自身のことを周囲の人に対してどのくらい詳しく話していますか尋ね 1 : 何も話さない ~ 7 : 十分に詳しく話すの 7 件法で回答を求めた 3. 愛着一般他者版成人愛着スタイル尺度 ( 中尾加藤,2004) を用いた見捨てられ不安 (18 項目 ) と親密性の回避 (12 項目 ) の全 30 項目について 1 : まったく当てはまらない ~ 7 : 非常によく当てはまるの 7 件法で回答を求めた 4. 自尊感情 Rosenberg (1965) による自尊感情尺度の邦訳版 ( 山本松井山成,1982) を用いた少なくとも人並みには価値のある人間であるもっと自分自身を尊敬できるようになりたいなど全 10 項目について 1: あてはまらない ~ 5 : あてはまるの 5 件法で回答を求めた 5. 効果予想片山 (1996) によって作成された自己開示の効果予想尺度 13 項目を用いたこの尺度は話した後私はみじめな気持ちになりそうだ話した後自分自身がダメな人間に思えそうだなどの対自的傷つき ( 5 項目 ) こんなことを話すと相手から嫌われそうだこんな話を聞くと今後自分は相手に対して弱い立場になりそうだなどの対他印象の低下 ( 4 項目 ) 相手に話したところでどうにもならないだろう相手は親身になって聞いてくれるだろう ( 逆転項目 ) などの無効性( 4 項目 ) という 3 つの下位尺度から構成されているこれらについてもしあなたがあなた自身の嫌だと思っているところやネガティブなところについて周囲の人に話すとしたら以下のことをどの程度予想しますかと尋ね 1: まったくありそうにない ~ 5: おおいにありそうだの 5 件法で回答を求めた 6. 親和動機杉浦 (2000) による親和動機尺度を用いたこの尺度は親和動機について仲間から浮いているように見られたくないみんなと違うことはしたくないといった拒否不安 ( 9 項目 ) と人とつきあうのが好きだ人と深く知り合いたいといった親和傾向( 9 項目 ) の 2 側面から尋ねるものである全 18 項目を 1 : あてはまらない ~ 7 : あてはまるの 7 件法で回答を求めた 45

4 立正大学心理学研究年報第 9 号結果各変数の基礎的分析本研究で用いた効果予想尺度はもともと 3 因子構造が報告されているしかし本尺度は先行研究 ( 福森小川, 2006) によっては異なる因子構造が報告されているため本研究でも改めて因子構造を確認することとしたそこで効果予想の各項目に対し主因子法プロマックス回転による因子分析を行った (Table 1 ) 1 回目の分析で因子負荷量が.40 未満であった 2 項目を削除し再度分析を行ったところ 3 因子構造が得られた片山 (1996) や亀田 (2003) を参考に第一因子を対自的傷つき第二因子を対他印象の低下第三因子を無効性と命名した続いて各変数における項目の回答平均を各尺度の得点とした各変数のα 係数は.795~.911であった Table 1 効果予想の因子分析結果 Ⅰ Ⅱ Ⅲ 対自的傷つき話すことでその事実を再確認しそうでいやだ話した後私はみじめな気持ちになりそうだこんな話はするべきでない気分になるだろう話した後自分自身がダメな人間に思えそうだ話してみても相手に上手く表現できないだろう相手に話したところでどうにもならないだろう対他印象の低下こんなことを話すと相手から嫌われそうだこんな話をすると相手が私と距離を置くようになりそうだ相手から悪いイメージで見られるようになるだろう無効性相手は自分を励ましてくれるだろう相手は親身になって聞いてくれるだろう負荷量二乗和因子間相関各変数に対して男女の平均値差を検討するため t 検定を行った (Table 2 ) その結果自己開示 Ⅲ 効果予想における対自的傷つきと対他印象の低下愛着における見捨てられ不安親和動機における拒否不安そして自尊感情に有意差が見られたこのうち自尊感情のみ男性の方が平均値が高く残る変数は全て女性の方が平均値が高かった Table 2 各変数の記述統計男性女性全体 n=98 n=231 t 検定結果 α 係数 Mean SD Mean SD Mean SD 自己隠蔽 (0.873) (0.802) (0.824) 自己開示 Ⅱ (1.375) (1.236) (1.279) 自己開示自己開示 Ⅲ (1.233) (1.107) (1.153) *.861 自己開示 Ⅳ (1.243) (1.172) (1.193) 対自的傷つき (0.834) (0.802) (0.821) **.804 効果予想対他印象の低下 (1.050) (1.027) (1.043) **.879 無効性 (0.857) (0.871) (0.870) 愛着見捨てられ不安 (1.079) (0.911) (0.990) ***.909 親密性の回避 (1.042) (0.991) (1.006) 自尊感情 (0.803) (0.767) (0.784) *.881 親和動機拒否不安 (0.913) (0.828) (0.864) **.890 親和傾向 (0.861) (0.793) (0.815) * p<.05 **p<.01 ***p<

5 次に各変数間の相関係数を算出した (Table 3 ) その結果自己隠蔽は他の全ての変数との間に有意な相関を示した具体的には自己開示の各下位尺度および自尊感情親和傾向との間に負の残る効果予想と愛着の各下位尺度拒否不安との間には正の相関を示した一方自己開示の各下位尺度は無効性および親密性の回避との間に負の見捨てられ不安および親和傾向との間にそれぞれ正の相関を示したさらに自己開示 Ⅱ 自己開示 Ⅳ は対自的傷つきとの間に負の相関を示し一方自己開示 Ⅲ は拒否不安との間に正の相関を示した Table 3 各変数間の相関係数自己開示効果予想愛着自己隠蔽対自的対他印象の見捨てられ親密性の自己開示 Ⅱ 自己開示 Ⅲ 自己開示 Ⅳ 無効性傷つき低下不安回避自尊感情拒否不安親和動機親和傾向自己隠蔽 *** *** ***.448 ***.484 ***.239 ***.336 ***.616 *** ***.165 *** *** 自己開示 Ⅱ.538 ***.622 *** * ***.113 * *** *** 自己開示自己開示 Ⅲ.762 *** ***.168 ** *** *.337 *** 自己開示 Ⅳ * ***.129 ** *** *** 対自的傷つき.541 *** ***.267 *** ***.310 *** * 効果予想対他印象の低下.140 *.515 ***.226 *** ***.402 *** 無効性 *** * *** 見捨てられ不安 ***.609 ***.243 *** 愛着親密性の回避 * ** *** 自尊感情 ***.006 拒否不安.395 *** 親和動機親和傾向 * p <.05 **p <.01 ***p <.001 共分散構造分析によるモデルの検討愛着自尊感情親和動機の各変数が効果予想を媒介変数として自己隠蔽および自己開示に与える影響を検討するため共分散構造分析によるモデルの検討を行ったモデルではまず見捨てられ不安親密性の回避自尊感情拒否不安親和傾向を外成変数として設定したこれらの外成変数が効果予想各下位尺度である対自的傷つき対他印象の低下無効性に影響し最終的に自己隠蔽と自己開示の各下位尺度に影響するというモデルを設定した有意でないパスを削除しながら分析を繰り返し最終的な結果を得た最終的なモデルの適合度は GFI=.974 AGFI=.931 RMSEA=.050でありこのモデルは適合したモデルであると考えられる各変数間の関連を Table 4 に示すまず効果予想の対自的傷つきと対他印象の低下に対しては見捨てられ不安親密性の回避拒否不安が正の自尊感情が負の影響を与えていたまた無効性に対しては見捨てられ不安が正の親和傾向が負の影響を与えていた自己隠蔽および自己開示の各変数に対しては見捨てられ不安が正の影響を与えていた一方親密性の回避は自己隠蔽に対しては正の影響を与えていたが逆に自己開示の各変数に対しては負の影響を与えていた加えて自己開示 Ⅳ に対してのみ自尊感情と拒否不安から負の影響が見られた最後に自己隠蔽に対する効果予想からの媒介効果が見られたため間接効果の大きさを検討した (Table 5 ) その結果対他印象の低下を介した間接効果はいずれも有意であったが対自的傷つきを介した間接効果は親密性の回避による影響のみが有意であった 47

6 立正大学心理学研究年報第 9 号 Table 4 共分散構造分析の結果効果予想自己開示対自的対他印象の自己隠蔽無効性傷つき低下自己開示 Ⅱ 自己開示 Ⅲ 自己開示 Ⅳ 愛着見捨てられ不安.190 **.334 ***.195 ***.184 ***.119 *.173 ***.116 * 親密性の回避.259 ***.229 ***.542 *** *** *** *** 自尊感情 *** * *** 親和動機拒否不安.155 *.182 ** * 親和傾向 *** 対自的傷つき * 効果予想対他印象の低下 *** 無効性 R * p <.05 **p <.01 ***p < の部分はもともとパスが設定されなかったもの空白の部分はパスが有意でないために削除されたものである Table 5 効果予想を介した自己隠蔽への標準化間接効果 <--- 対自的傷つき自己隠蔽 <--- 対他印象の低下 * p <.05 **p <.01 標準化間接効果 <--- 見捨てられ不安.020 <--- 親密性の回避.027 * <--- 自尊感情 <--- 拒否不安.016 <--- 見捨てられ不安.069 ** <--- 親密性の回避.047 ** <--- 自尊感情 * <--- 拒否不安.038 * 考察各変数が自己隠蔽に与える影響共分散構造分析の結果見捨てられ不安は自己隠蔽と自己開示の各下位尺度全てに正の影響を与えていたのに対し親密性の回避は自己隠蔽に正の影響を与えていた一方自己開示の各下位尺度には負の影響を与えていたこうした結果は愛着の各次元の特性 (Bartholomew & Horowitz, 1991) を反映するものであり特に自己開示との関連については先行研究とも一致する結果である Bartholomew & Horowitz (1991) によれば親密性の回避は他者へ依存することへの恐れを特徴としており様々な形で他者との情緒的交流を抑制する実際先行研究では感情抑制傾向の高さや (Feeney, 1999) 自己開示の低さ (Bartholomew & Horowits, 1991; Wei, Russell, & Zakalik, 2005) などと関連することが明らかになっている一方見捨てられ不安は自分自身が他者から受け入れられる存在ではないのではないかという不安を中核とし他者との距離についてアンビバレントな傾向を持つそのため見捨てられ不安が高い者は他者の承認やサポートを得るために脅威に対して過剰に反応し (Mikulincer, Shaver, & Pereg, 2003) 苦痛の開示などを多く行う(Strobe, Schut, & Strobe, 2006) ことが明らかになっている本研究の結果もこうした先行研究と整合するものである一方自己隠蔽は見捨てられ不安と親密性の回避の両方から正の影響を受けていた親密性の回避が自己隠蔽を促進する影響は先に述べた親密性の回避が持つ他者との情緒的交流の抑制という特性から説明可能であるまた見捨てられ不安の影響についても他者から見捨てられることへの不安から好ましくない情報について積極的に隠蔽を行っているものと考えられるこうした結果の内親密性の回避は自己開示を抑制し自己隠蔽を促進するという一貫した結果を示した一方見捨てられ不安が自己隠蔽自己開示共に正の影響を示した結果は興味深いこの結果は見捨てられ不安のア 48

7 ンビバレントな傾向を反映していると考えられるすなわち見捨てられ不安の高い者は他者に見捨てられないために自己を開示すると同時に拒絶を受けるおそれのある情報は秘匿していると考えられるそのため自己開示についても開示の情報について選択的は判断を多く行っている可能性があるまた効果予想については対自的傷つきと対他印象の低下が自己隠蔽に正の影響を与えていた一方ポジティブな効果の少なさである無効性は自己隠蔽に影響を示さなかった対自的傷つきや対他印象の低下が実際の不利益をもたらすのに対し無効性は不利益をもたらすものではないこのことから自己隠蔽はポジティブな効果の少なさではなくネガティブな効果の存在を予期するために実行されるある種の対処方略である可能性がある一方自己開示はこうした効果予想と関連を示さなかったそのため自己隠蔽が対人関係上の積極的な方略としての意味を持つのに対し通常の自己開示はそうした積極的意味合いを持たず単純なコミュニケーションの一環として実施されることも多いと考えられる自尊感情と拒否不安は自己開示 Ⅳ に負の影響を与えていた自己開示 Ⅳは尺度の中でもっとも深い因子であり自身の否定的性格や能力についての内容である自尊感情が高い者は低い者よりも自身に肯定的であるから否定的性格や能力に関して相手に話すことで自分の価値を下げてしまうことを懸念して自己開示をためらうのではないかと考えられる同様に拒否不安の高い者も相手からの拒否を恐れることでこうした否定的な部分の開示をためらう傾向にあると考えられる効果予想による媒介効果以上のような各変数の自己隠蔽自己開示に対する影響の一部は効果予想によって媒介されていたこの間接効果の大きさを検討した結果対自的傷つきは親密性の回避による影響を対他印象の低下は見捨てられ不安親密性の回避自尊感情拒否不安による影響を有意に媒介していたこのことから不安定な愛着を有する者は他者からの印象低下を予想して自己隠蔽を行い加えて親密性の回避が高い者は自己開示によって自分が傷つくことを予想して自己隠蔽を行うことが示された対他印象の低下への影響は不安定な愛着が持つ関係性への懸念によるものと考えらえる加えて親密性の回避が高い者は相手との親密な関係を嫌うため一時的に行った自己開示がかえって自己嫌悪などをもたらし対自的傷つきにつながると考えられるまた自尊感情の低い者は他者の評価に依存しやすいと考えられており (Brockner, 1983) 相手に否定的な評価を与えたくないために自己隠蔽を行うと考えられるこれは自尊感情の低い者が対他印象の低下を予想していたという先行研究 ( 亀田,2003) とも整合するものであるさらに拒否不安も同様に相手からの否定的な評価を恐れることが自己隠蔽につながっていると考えられるこのように間接効果についても自己隠蔽の特性を反映した結果が示されたただしこれらの間接効果が有意とはいえその大きさはいずれも非常に小さいものであったそのためこうした効果予想を通した間接効果の実質的な重要性については慎重に解釈する必要がある今後の課題これまで自己隠蔽の高さが不適応につながることが指摘されてきたが ( 東谷河野,2003) 自己隠蔽をもたらす影響については十分検討されてこなかった本研究では自己隠蔽をもたらす影響について自己開示をしながら明らかにしたという点で意義があると考えられる特に効果予想や見捨てられ不安による影響の際からは自己隠蔽と自己開示はやはり必ずしも同一軸上の単純な対概念ではない可能性が示唆されるそのため自己隠蔽自己開示を扱う場合研究の目的に応じてそれぞれを独立して扱うことが重要であると考えられる最後に本研究の課題について述べる第 1 の点は効果予想の扱いについてである本研究では先行研究で用いられていた尺度を用いたが本尺度は研究によって因子構造が安定しない部分があるそのため効果予想の内容については今後より詳細な検討を行う必要があるまた特に今回扱った効果予想はネガティブな効果予想を中心的に扱っているという問題がある自己開示自己隠蔽研究の近接領である援助要請行動の研究でも援助要請の影響因として援助要請の結果予期が扱われているこうした研究では援助要請によるネガティブな結果予期だけでなくポジティブ 49

8 立正大学心理学研究年報第 9 号な結果予期も扱われている ( 高木,1997) さらにこの両結果予期のうちポジティブな結果予期の方が援助要請への影響が強いことが明らかになっている (Li, Dorstyn, & Denson, 2014) 以上のことから効果予想尺度については質問項目の内容を再検討する必要があると考える最後に本研究では自己隠蔽を行う相手および自己開示を行う相手を指定せず一般的な対人関係についての検討を行った自己隠蔽と効果予想の結果から自己隠蔽は対人関係のバランスをとるための方略とするならば例えば親しい友人よりもあまり親しくない友人の方がより自己隠蔽を行いといった可能性が考えられる今後は自己隠蔽相手との関係性などに考慮して検討を行う必要がある註本論文は 2015 年度に第二著者が立正大学心理学部に提出した卒業論文を加筆修正の上再構成したものである引用文献 Altman, I., & Taylor, D. A. (1973). Social penetration: The development of interpersonal relationships. New York: Holt, Rinehart & Wilson. Atkinson, J. W., Heyns, R. W., & Veroff, J. (1954). The effect of experimental arousal of the affiliation motives on thematic apperception. Journal of Abnormal and Social Psychology, 49, 東谷サト子河野和明 (2003). 抑制的会話態度尺度の日米比較英語版尺度の作成と基礎統計量日本心理学会第 67 回大会発表論文集,998. Bartholomew, K., & Horowits, L. M. (1991). Attachment styles among young adults: A test of a four-category model. Journal of Personality and Social Psychology, 61, Bowlby, J. (1969). Attachment and loss. Vol.1. Attachment. England: Penguin Books. Bowlby, J. (1973). Attachment and loss. Vol.2. Separation: Anxiety and anger. New York: Basic Books. Campbell, J. D., Chew, B., & Scratchley, L. S. (1991). Cognitive and emotional reactions to daily events: The effects of self-esteem and self-complexity. Journal of Personality, 59, Collins, N. L., & Read, S. (1990). Adult attachment, working models, and relationship quality in dating couples. Journal of Personality and Social Psychology, 58, Dykas, M. J., & Cassidy, J. (2011). Attachment and the processing of social information across the life span: Theory and evidence. Psychological Bulletin, 137, 榎本博明 (1997). 自己開示の心理学的研究北大路書房 Feeney, J. A. (1999). Adult attachment, emotional control, and marital satisfaction. Personal Relationships, 6, 福森崇貴小川俊樹 (2006). 青年期における不快情動の回避が友人関係に及ぼす影響自己開示に伴う傷つきの予測を媒介要因としてパーソナリティ研究,15, Jourard, S. M. & Lasakow, P. (1958). Some factors in self-disclosure. Journal of Abnormal and Social Psychology, 56, Jourard, S. M. (1971). The transparent self. New York: Van Nostrand Reinhold. 亀田佐和子 (2003). 否定的内容の自己開示と自尊感情および開示抵抗感の関連性早稲田大学大学院教育学研究科紀要別冊,10, 片山美由紀 (1996). 否定的内容の自己開示への抵抗感と自尊心の関連心理学研究,67, 河野和明 (2000). 自己隠蔽尺度 (self-concealment scale) 刺激希求尺度自覚的身体症状の関係実験社会心理学研究,40, Larson, D. G., & Chastain, R. L. (1990). Self-concealment: Conceptualization, measurement, and health implications. Journal of Social and Clinical Psychology, 9, Li, W., Dorstyn, D. S., & Denson, L. A. (2014). Psychosocial correlates of college students help-seeking intention: A meta-analysis. Professional Psychology: Research and Practice, 45,

9 Mikulincer, M., & Shaver, P. R. (2007). Attachment in adulthood: Structure, dynamics, and change. New York: Guilford Press. Mikulincer, M., Shaver, P. R., & Pereg, D. (2003). Attachment theory and affect regulation: The dynamics, development, and cognitive consequences of attachment-related strategies. Motivation and Emotion, 27, 宮腰裕子 (2005). 愛着スタイルと大学生の心理特性との関連内的作業モデルが共感性や自己開示に与える影響について武庫川女子大学発達臨床心理学研究所紀要, 7, 中尾達馬加藤和生 (2004). 一般他者を想定した愛着スタイル尺度の信頼性と妥当性の検討九州大学心理学研究, 5, 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, Pennebaker, J.W. (1989). Confession, inhibition, and disease. Advances in Experimental Social Psychology, 22, Rosenberg, M. (1965). Society and the adolescent self-image. Princeton University Press. Simpson, J. A. (1990). Influence of attachment styles on romantic relationships. Journal of Personality and Social Psychology, 59, Sipley, T. E. Jr., & Veroff, J. (1952). A projective measure of need for affiliation. Journal of Experimental Psychology, 43, Spencer, S., Josephs, R. A., & Steele, C. M. (1993). Low self-esteem: The uphill struggle for self-integrity. In R. F. Baumeister (Ed.)Self-esteem: The puzzle of low self-regard. New York: Plenum. pp Strobe, M., Schut, H., & Strobe, W. (2006). Who benefits from disclosure? Exploration of attachment style differences in the effects of expressing emotions. Clinical Psychology Review, 26, 杉浦健 (2000). 2 つの親和動機と対人的疎外感との関係その発達的変化教育心理学研究,48, 高木修 (1997). 援助行動の生起過程に関するモデルの提案関西大学社会学部紀要,29, 武田裕子前田健一徳岡大石田弓 (2013). 大学生の親密度の異なる友人への自己開示と親和動機の関係広島大学大学院心理臨床教育研究センター紀要,11, Wei, M., Russell, D. W., & Zakalik, R. A. (2005). Adult attachment, social self-efficacy, self-disclosure, loneliness, and subsequent depression for freshman college students: A longitudinal study. Journal of Counseling Psychology, 52, 山本真理子松井豊山成由紀子 (1982). 認知された自己の諸特性の構造教育心理学研究,30,

Jpn. J. Sch. Psy., 16(1) (2016)

Jpn. J. Sch. Psy., 16(1) (2016) Japanese Journal of School Psychology, 2016, 16, 15 26 2 1 2 1 DePaulo, 1983 e.g., 2013 1997 2005a 2 1 1 2 IWM 2 IWM IWM 1989; 1997 Shaffer, Vogel, & Wei, 2006; Vogel, Wade, & Haake, 16 16 1 2006; Vogel