[PH01] 養育者の内的作業モデルが幸福感に与える影響
ソーシャル・サポートによる違いに着目して
Keywords:内的作業モデル, 幸福感, ソーシャル・サポート
問題と目的
幼少期に形成される愛着は，成人後も内的作業モデル（以下:IWM）と呼ばれる認知的枠組みとして保持される（Bowlby,1978）。IWMは，様々な行動や情緒的側面に影響を与えることが示されており，ネガティブなIWMは不適応行動を導くことが示されている。また，高い幸福感は，IWMが日常行動に与える影響も緩衝される可能性も指摘されており（加藤，2009），幸福感を高めるためのサポートの在り方を検討していく必要がある。ただし，IWMは認知的枠組みであり，そのタイプにより幸せを感じるサポートは異なる。そこで，IWMとサポートの関係を含め，幸福感を高める要因を明らかにするため，本研究を行った。
方 法
対象者：保育所，幼稚園に在籍している養育者278名を対象に，質問紙調査を実施した。手続き：保育者に依頼し，質問紙の配布・回収した。質問項目は，事前に園長・所長に確認の上，論文化の承諾を得た。調査内容：「ECR（中尾・加藤，2004）の修正版（加藤，2007）」，「主観的幸福感尺度（伊藤ら，2003）」，「ソーシャル・サポート尺度（加藤，2008）」を使用した。
結 果
IWMとサポートが幸福感に与える影響を検討するため，「幸福感」を目的変数とし，説明変数としてstep1にIWMの下位因子である「不安（自己観）」と「回避（他者観）」，「ソーシャル・サポート」の各因子の得点を，step2に「不安」と「回避」，「サポート」の交互作用項を，step3にすべての交互作用項を投入した階層的重回帰分析を行った。
その結果，「情緒的サポート（ΔR2=.19，p <.001）」，「情報的サポート（ΔR2=.20，p <.001）」，「評価的サポート（ΔR2=.28，p <.001）」を説明変数とした場合，step1に有意な影響が示された。また「評価的」の高さが幸福感を高めることも示された。step2，step3に有意な増分は確認されなかった。
「道具的サポート」を説明変数とした場合，Step2に有意な増分が確認され（ΔR2=.04，p<.001），「不安」と「道具的」の交互作用項が有意であったため（β=‐.10，p <.01），単純傾斜検定を行った（Fig 1）。「不安」を調整変数とみなした場合，「不安（-1SD）」において，「道具的」から「幸福感」に正の影響が確認され（β=.13，p <.001），「不安（＋1SD）」においては有意な影響は示されなかった。step3には有意な増分は確認されなかった。
「コンパニオンシップ（以下；コンパ）」を説明変数とした場合，Step3に有意な増分が確認され（ΔR2=.02，p <.05），「不安」と「回避」，「コンパ」の交互作用項が有意だったため（β=‐.10，p <.05），単純傾斜検定を行った（Fig 2,3）。「回避」，「不安」を調整変数とみなした場合，「回避（+1SD）」「不安（-1SD）」において，「コンパ」から「幸福感」に負の影響が確認され（β=-.11，p <.05），「回避（+1SD）」「不安（+1SD）」において，「コンパ」から「幸福感」に正の影響が確認された（β=.09，p <.05）。その他は，有意な影響は示されなかった。
考 察
先行研究同様，ポジティブなIWMは幸福感を高めることが示された。また，自己観がポジティブな養育者は，高い道具的サポートが幸福感を高めることが示された。自分への信頼が高い場合，他者からのサポートを素直に受け入れることができやすく，幸せを強く感じたと考えられる。そして，自己観がポジティブかつ他者観がネガティブな養育者（Dismissing）は，何気ない関わりが得られることで，幸福感が低くなることが示された。これらの養育者は他者に対してネガティブなイメージが強いため，何気ない関わりが苦痛になる可能性ある。さらに自己観・他者観ともにネガティブな養育者（Fearful）は，何気ない関わりが幸福感を高めていた。これは，自己・他者へのネガティブさから，何気ない関わりといった浅い関係がより心地よく，幸福感を高めたと考えられる。
幼少期に形成される愛着は，成人後も内的作業モデル（以下:IWM）と呼ばれる認知的枠組みとして保持される（Bowlby,1978）。IWMは，様々な行動や情緒的側面に影響を与えることが示されており，ネガティブなIWMは不適応行動を導くことが示されている。また，高い幸福感は，IWMが日常行動に与える影響も緩衝される可能性も指摘されており（加藤，2009），幸福感を高めるためのサポートの在り方を検討していく必要がある。ただし，IWMは認知的枠組みであり，そのタイプにより幸せを感じるサポートは異なる。そこで，IWMとサポートの関係を含め，幸福感を高める要因を明らかにするため，本研究を行った。
方 法
対象者：保育所，幼稚園に在籍している養育者278名を対象に，質問紙調査を実施した。手続き：保育者に依頼し，質問紙の配布・回収した。質問項目は，事前に園長・所長に確認の上，論文化の承諾を得た。調査内容：「ECR（中尾・加藤，2004）の修正版（加藤，2007）」，「主観的幸福感尺度（伊藤ら，2003）」，「ソーシャル・サポート尺度（加藤，2008）」を使用した。
結 果
IWMとサポートが幸福感に与える影響を検討するため，「幸福感」を目的変数とし，説明変数としてstep1にIWMの下位因子である「不安（自己観）」と「回避（他者観）」，「ソーシャル・サポート」の各因子の得点を，step2に「不安」と「回避」，「サポート」の交互作用項を，step3にすべての交互作用項を投入した階層的重回帰分析を行った。
その結果，「情緒的サポート（ΔR2=.19，p <.001）」，「情報的サポート（ΔR2=.20，p <.001）」，「評価的サポート（ΔR2=.28，p <.001）」を説明変数とした場合，step1に有意な影響が示された。また「評価的」の高さが幸福感を高めることも示された。step2，step3に有意な増分は確認されなかった。
「道具的サポート」を説明変数とした場合，Step2に有意な増分が確認され（ΔR2=.04，p<.001），「不安」と「道具的」の交互作用項が有意であったため（β=‐.10，p <.01），単純傾斜検定を行った（Fig 1）。「不安」を調整変数とみなした場合，「不安（-1SD）」において，「道具的」から「幸福感」に正の影響が確認され（β=.13，p <.001），「不安（＋1SD）」においては有意な影響は示されなかった。step3には有意な増分は確認されなかった。
「コンパニオンシップ（以下；コンパ）」を説明変数とした場合，Step3に有意な増分が確認され（ΔR2=.02，p <.05），「不安」と「回避」，「コンパ」の交互作用項が有意だったため（β=‐.10，p <.05），単純傾斜検定を行った（Fig 2,3）。「回避」，「不安」を調整変数とみなした場合，「回避（+1SD）」「不安（-1SD）」において，「コンパ」から「幸福感」に負の影響が確認され（β=-.11，p <.05），「回避（+1SD）」「不安（+1SD）」において，「コンパ」から「幸福感」に正の影響が確認された（β=.09，p <.05）。その他は，有意な影響は示されなかった。
考 察
先行研究同様，ポジティブなIWMは幸福感を高めることが示された。また，自己観がポジティブな養育者は，高い道具的サポートが幸福感を高めることが示された。自分への信頼が高い場合，他者からのサポートを素直に受け入れることができやすく，幸せを強く感じたと考えられる。そして，自己観がポジティブかつ他者観がネガティブな養育者（Dismissing）は，何気ない関わりが得られることで，幸福感が低くなることが示された。これらの養育者は他者に対してネガティブなイメージが強いため，何気ない関わりが苦痛になる可能性ある。さらに自己観・他者観ともにネガティブな養育者（Fearful）は，何気ない関わりが幸福感を高めていた。これは，自己・他者へのネガティブさから，何気ない関わりといった浅い関係がより心地よく，幸福感を高めたと考えられる。