Can Seeking Happiness Make People Happy? Paradoxical Effects of Valuing Happiness

www.ncbi.nlm.nih.gov/labs/pmc/articles/PMC3160511/

Emotion. 2011 Aug; 11

概要

幸福感は、幸福の重要な要素である。したがって、幸福を評価することが有益な結果をもたらすと期待することは妥当である。しかし、我々は、必ずしもそうではないかもしれないと主張する。なぜなら、幸せを重視すればするほど、人々は失望を感じやすくなるからである。これは特に、人々が幸せになる理由があるようなポジティブな状況で当てはまるはずである。この仮説を裏付ける研究が2つある。研究1では、幸せの価値を高く評価している（低く評価している）女性参加者は、人生のストレスが高い場合ではなく低い場合に、幸福度が低いと報告した。研究2では、対照群と比較して、幸せを重視するように実験的に誘導された女性参加者は、悲しい感情ではなく、幸せな感情の誘導に対して、より低いポジティブな反応を示した。この効果は、参加者が自分の感情に失望したことによって媒介された。逆説的ではあるが、幸せに価値を置くと、幸せが手の届くところにあるのに、幸せを感じなくなってしまう可能性がある。

自分の幸せ以外の対象に心を向けている人だけが幸せである。

— ミル、1873年、p.100

幸福は、人間の幸福と健康にとって極めて重要な要素であり（Duckworth, Steen, & Seligman, 2005; Fredrickson, 1998; Lyubomirsky, King, & Diener, 2005)したがって、人々は一般的に幸福を重視する（Diener, 2000; Myers, 2000）。実際、米国の独立宣言では、幸福の追求が「譲れない権利」であると認められている。しかし、人々が幸福をどの程度評価しているかには大きな違いがある（Eid & Diener, 2001）。ある人は幸福を「たまにはいいことだ」と考える一方で、ある人は「自分の存在意義」と考える。今回の調査では、このような幸せに対する価値観の違いが、人々の実際の幸せや幸福感にどのように影響するかを調べた。幸福の定義は、現在の文化的背景において重要な定義である、個人の感情状態に基づいている（参照：Diener, 2000; Kahneman, Diener, & Schwarz, 1999）。

一見すると、幸福を重視することはポジティブな結果につながるはずである。なぜなら、幸福を重視すればするほど人は幸福になると考えられるからである。目標追求のモデル（例えば、Mischel, Cantor, & Feldman, 1996）は、一般的にこの直感を裏付けるものである。このようなモデルによると、人々の価値観は、達成したいことを決定し、その結果、その目標に向かって努力することになる。このことは、別の領域の例で説明することができる。例えば、学業成績を重視する人は、「成績を上げたい」「もっと勉強したい」と思うだろう。他の条件が同じであれば、学業成績を重視することで、より良い成績が得られる。これを応用すれば、幸せを大切にすれば、幸せになれるはずである。

しかし、一見すると、目標達成のためのある特徴が、幸せを大切にすることによるマイナスの結果をもたらす可能性がある。人の価値観は、達成したいことだけでなく、達成したことを評価する基準も決定する（Carver & Scheier, 1981）。学業達成に高い価値を置き、高い成績を収めたいと思っている人は、自分の高い基準に達しないときには、必ず失望する。学業成績の場合は、目の前の目標のためには問題にならないかもしれない。失望を感じても、高い成績を達成することができる。しかし、幸福の場合は、目標追求のこの特徴が逆説的な効果をもたらす可能性がある。なぜなら、自分の評価の結果（つまり、失望や不満）は、自分の目標（つまり、幸福）とは相容れないからである（参照：Schooler, Ariely, & Loewenstein, 2003）。この推論は、直感に反する仮説をもたらす。幸福度を高く評価する人は、手に入れるのが難しい幸福度の基準を設定するため、自分の気持ちに失望し、逆説的に、幸福度を求めるほど幸福度が下がってしまうのである。

自分の成果に失望するのは、高い成果が得られそうな状況下で最も起こりやすいはずである。例えば、学業成績を重視する人は、簡単な授業で低い成績を取った場合、難しい授業に比べて失望感を感じやすいものである。同様に、幸せを評価することによる逆説的な効果は、その時の感情的な状況に依存するはずである。比較的ネガティブな状況では、人々は自分の不幸を状況のせいにすることができる(cf. McFarland & Ross, 1982)。例えば、親しい友人が事故に遭ったことを聞いて、幸せになれなかったとしても、人は失望することはないだろう。一方、比較的ポジティブな状況では、人は幸せを感じる理由があり、幸せを感じられないとがっかりする可能性が高いのである。例えば、幸せに価値を置く人は、自分の誕生日パーティーで幸せを感じられなかったら、がっかりするかもしれない。要するに、幸せの価値が高ければ高いほど、幸せが手の届くところにあるような場合には、幸せを手に入れる可能性は低くなるということである。

これらの考えを直接検証した実証研究はこれまでほとんどない。しかし、Schoolerらの章で紹介されている実験（Schooler er al 2003）では、幸福の追求が幸福の減少を引き起こす可能性があるという考えに一致するデータが得られた。この研究では、快楽的に曖昧な音楽を聴きながら「できるだけ幸せな気分になるようにしてほしい」と言われた参加者は、何も言われなかった対照群に比べて、ポジティブな気分が減少したと報告した。これらの結果は適切な洞察を与えてくれるが、章の一部として報告されているため、完全に判断することは困難である。さらに、この研究デザインでは、いくつかの拡張が必要である。第一に、幸福目標の操作は明示的なものであり、実験的な要求について疑問がある。第2に、気分は自己報告によって明示的にのみ測定されたが、これは実験的要求と、感情状態の唯一の指標としてのそのような測定の妥当性について、さらなる疑問を提起する（参照：Mauss & Robinson, 2009）。第三に、本研究では感情的な文脈を操作していない。上述したモデルでは、ポジティブな感情的コンテクストでは幸せを大切にすることの逆説的な効果が予測されるため、複数の感情的コンテクストで幸せを大切にすることを検証する研究が必要である。

以上のように、幸せの価値づけが幸せに悪影響を及ぼすという考えを直接検証した研究はほとんどない。また、この考えと一致するデータを提供している数少ない研究には、多くの制限がある。そこで、本研究では、既存研究の主要な限界に対処しながら、この考えを検討することを目的とした。また、本研究のアプローチは、幸福の価値を評価することによる長期的な幸福の相関関係と短期的な因果関係についての洞察を得ることを目的としている。そのため、相関的研究と実験的研究から収束する証拠を得ました（Cronbach, 1957を参照）。

最初の研究では、幸せの価値づけの個人差が、幸せや幸福感と関連しているかどうかを調べた。我々は、幸福の価値を高く評価する人ほど、相対的にポジティブな状況（すなわち、人生のストレスが低い）では幸福度と幸福感が低くなり、相対的にネガティブな状況（すなわち、人生のストレスが高い）では幸福度と幸福感が低くならないという仮説を立てた。第2の研究では、幸福の価値を実験的に操作し、ポジティブまたはネガティブな感情誘導に対する参加者の情動反応を測定することで、幸福の価値の因果関係を検証した。実験的操作は、実験的要求の認識ではなく価値観が操作されていることを確認するために、比較的暗黙的になるように調整された。また、実験的要求を減らすために、暗黙的な気分の測定と、明示的な気分の測定を行った。仮説では、被験者に幸福の価値を高く評価させると、相対的にポジティブな状況（幸福の誘導）では幸福感が減り、相対的にネガティブな状況（悲しみの誘導）では減らないと考えた。さらに、この効果は失望感によって媒介されると予想した。

研究1

研究1では、個人が幸福に価値を置く度合いが、幸福やウェルビーイングと関連するかどうかを検証した。そのために、成人女性の参加者を地域から募集した。幸福度の指標として、ヘドニックバランス（ポジティブな気分とネガティブな気分の比)主観的幸福度、心理的幸福度、抑うつ症状を測定した。また、文脈による調整効果を検討するために、参加者が過去18カ月間に経験した生活ストレスのレベルを評価した。その結果、幸福感を重視することは、ストレスが低くても高くても、ヘドニックバランス、主観的幸福感、心理的幸福感が低くなり、抑うつ症状が大きくなることが予測された。

方法

参加者と手順 59名の女性参加者（平均年齢37.6歳、SD=12.3）を、インターネット上の掲示板や、コインランドリーや地元の病院などの公共の場所に掲示して、デンバー都市圏から募集した。ストレスレベルに十分なばらつきを持たせるため、セッション前6カ月以内にストレスフルな出来事（SLE）を経験している参加者を募集した。SLEは、参加者にとって、生活に大きな悪影響を及ぼす、発症がはっきりした出来事（慢性的なストレス要因ではなく、比較的急性のストレス要因）と定義された。離婚、自傷行為、近親者の死傷、突然の失業、犯罪への遭遇など）を例示し、意味を明確にした。さらに、すべての参加者は最初の電話でスクリーニングされ、選択基準を満たしていることが確認された。パイロット調査では、幸福の価値観に男女差がないことが示されたこと（「尺度：幸福の価値観」を参照）と、幸福度とストレスレベルの関連性の誤差を最小化するため（つまり幸福の価値観の影響を分離するため)女性のみを募集した。参加者が自己申告した民族的背景は、ヨーロッパ系アメリカ人が81%、アジア系アメリカ人が4%、ヒスパニック系アメリカ人が4%、アフリカ系アメリカ人が6%、混血またはその他が5%であった。参加者の家庭の収入レベル（年間1万ドル未満から5万ドル以上まで）と学歴（高校を一部卒業した人から大学院を卒業した人まで）はさまざまであった。参加者はすべての調査を自宅でオンラインで行い、15ドルを受け取った。

測定方法

幸福の価値観 幸福に関する価値観やプロセスを評価する尺度は、特定の状況における特定の感情に関する価値観（Matsumoto, 1990; Timmers er al)。 しかし、これらの尺度はいずれも、我々が検討しようとしている「幸福を極端に評価する」という構成要素を捉えていない。そこで我々は、このような価値観を捉える尺度を開発した。我々の尺度は現在の西洋文化の文脈に対応する必要があるため、幸福はこの文脈における重要な定義である「個人のポジティブな快楽状態」と同一視した。項目の作成にあたっては、感情に関連する価値観を表す既存の尺度（例：感情評価、Tsai er al 2006,感情制御価値観、Mauss, Butler, Roberts, & Chu, in press）を検討し、また、研究チームのメンバーに幸福に関する価値観をどのように表現するかを尋ねた。パイロットテスト（N=292,男性50%、平均年齢=39.8歳[SD=11.8]）の結果、内部一貫性は十分で（α=.76)性差は見られなかった（t(290)=.77,p=.38）。探索的因子分析の結果，1因子解が最も適切であることが示され，第1初期因子の固有値は2.9で，分散の41%を説明した。この因子には7つの項目すべてが正に負荷されており、すべての係数が.54以上であった。この因子の後には、固有値1.2の因子が続き、さらに17%の分散を説明した。この因子の固有値はほとんど1を超えておらず、また、この因子の因子負荷量は低く、概念的にまとまった第2因子が得られなかったため、1因子法が最も適切であると考えられた。

生活ストレス ストレスは、Life Experiences Survey（LES;Sarason, Johnson, & Siegel, 1978）を用いて測定した。LESは、さまざまなストレスとなりうる出来事（例：家族の死）を評価する45の項目で構成されている。参加者は、過去18カ月間に特定の出来事があったかどうかと、その出来事の影響度（+3=極めてネガティブ、-3=極めてポジティブ）を各項目に記入した。他の研究者（例えば、Herrington, Matheny, Curlette, McCarthy, & Penick, 2005）と同様に、ポジティブな出来事は幸福度の予測因子としては信頼性が低いため、我々は出来事のネガティブな影響のみを使用した（例えば、Vinokur & Selzer, 1975）。すべての出来事の影響評価を合計して、累積ストレススコアを算出した。ストレススコアの範囲は,0～39（M=10.9,SD=9.5）であった。2つの外れ値（平均値から2SD以上）の影響を減らすために、90パーセンタイル（22.5）にウォンソライズした。ストレスは、年齢、民族、世帯収入、学歴、幸せの価値観とは関係がなかった（ps>.13）。

幸福感と幸福度 特性の快楽バランスは、Positive and Negative Affect Schedule（Watson, Clark, and Tellegen, 1988）の2つの10項目の下位尺度のうち、ポジティブな感情とネガティブな感情の比率として評価した。主観的幸福感は、5項目の人生満足度尺度（Diener, Emmons, Larsen, & Griffin, 1985）で測定した。心理的幸福感は、18項目の「心理的幸福感尺度」（Ryff & Keyes, 1995）を用いて評価した。抑うつ症状は、22項目のInventory to Diagnose Depression（Zimmerman & Coryell, 1986）で測定した。この尺度では、IRBの観点から、自殺傾向に関する1項目が省略された。4つの尺度はすべて，尖度と歪度の検定により，正規分布していた。表1の2行目と3行目に，尺度の記述と内部一貫性係数を示した。

表1 研究1：2行目と3行目：形質的快楽バランス、主観的幸福感、心理的幸福感、抑うつ症状の記述とα値

4行目：快楽バランス、主観的幸福感、心理的幸福感、抑うつ症状に対するストレスレベルの主効果。5行目：幸福感の価値づけの主効果。6行目：幸福の価値づけとストレスレベルの相互作用。7～8行目：相互作用を分解した単純勾配分析のまとめ。

		ヘドニックバランス	主観的な幸福	心理的幸福	うつ病の症状
平均（SD）		1.88（.94）	3.92（1.57）	4.53（.80）	17.0（10.9）
α		.92	.90	.87	.85
ストレスの主な影響の標準化されたβ		−.60 ***	−.55 ***	−.57 ***
幸福を評価することの主な効果の標準化されたβ		−.39 **	−.33 **	−.43 ***	.30 *
幸福とストレスの評価の間の相互作用の標準化されたβ		.45 **	.32 *	.38 **	−.41 **
単純な勾配分析：ストレスの各レベルで幸福を評価する効果の標準化されたβ	低ストレス	−.75 ***	−.60 **	−.76 ***	.59 **
	高ストレス	.05	−.03	−.09	−.13

結果

ヘドニックバランス、心理的幸福感、生活満足度、抑うつ症状を従属変数とし、幸福感の価値化、ストレスレベル、幸福感の価値化とストレスの相互作用を平均値中心の連続予測変数としたMANOVAでは、幸福感の価値化が有意に影響し、F(4,49)=4. 9, p<.01, ηp2=.29,ストレスレベル、F(4,49)=3.7, p<.01, ηp2=.23,幸福の価値化とストレスの相互作用、F(4,49)=2.6, p<.05, ηp2=.17に有意な影響があった。ストレスレベルは、ヘドニックバランスの低下、心理的幸福度の低下、人生に対する満足度の低下、うつ病症状の高さと関連していた2（表1,4行目参照）。幸せを大切にすることは、快楽的バランスの低下、心理的幸福感の低下、生活満足度の低下、抑うつ症状の上昇と関連していた（表1の5行目を参照）。予想通り、これらの主効果はいずれもストレスレベルによって修飾され、幸福の価値づけとストレスレベルの間の有意な相互作用によって示された（表1の6行目を参照）。図1に示し、表1の7行目と8行目にまとめたように、単純勾配分析（Aiken & West, 1991）によると、人生のストレスが低くても高くても、参加者が幸福感を重視するほど、ヘドニックバランス、心理的幸福感、人生に対する満足度が低くなり、抑うつ症状が高くなることが示された3。

図1

 

研究1：形質的快楽バランス（ポジティブな気分／ネガティブな気分、パネルA)主観的幸福感（パネルB)心理的幸福感（パネルC)抑うつ症状（パネルD）の平均値を、参加者の幸福感の評価レベル（低い／高い）および感情的背景（低い／高いストレス）の関数として表したもの。数値は、価値観と生活ストレスのレベルが±1SDの場合の推定値を示す。エラーバーは平均の標準誤差（SEM）。

考察

研究1の結果は、幸せを大切にすることが必ずしも幸せにつながるわけではないことを示唆している。むしろ、ある条件下では逆のことが言える。人生のストレスが低い（高くはない）条件下では、幸せを大切にする人ほど、ヘドニックバランス、心理的幸福感、人生満足度が低くなり、抑うつ症状が高くなった。

この関連性は、快楽バランス、主観的幸福感、心理的幸福感、抑うつ症状の4つの領域で見られた。これらの領域は共起しているが（本研究では絶対的な相互相関が0.67から0.82)概念的には異なっている（例えば、Ryff & Keyes, 1995; Ryff et al 2006）。したがって、幸せを大切にすることによる逆説的な効果は、ヘドニックな幸福感に拘束されず、比較的信頼できるものであると考えられる。

これらの知見は、幸福感を重視すると幸福感が低下するという仮説と一致するが、研究1は相関的であるため、別の解釈も可能である。最も重要なことは、幸福の価値づけと幸福の間の関連は、第三の変数によるものかもしれないし、幸福の効果によるものかもしれないということである。例えば、不幸であることが、人々に幸福の価値をより高く評価させるかもしれない。幸福の価値づけとアウトカムとの関係が、ストレスが低い条件下でのみ見られたという事実は、この解釈の妥当性を低くしている。なぜ、不幸だと感じることが、人生のストレスが低いときにのみ人々に幸福の価値づけをさせるのかを説明するのは難しいからである。しかし、因果関係の解釈を補強するためには、幸福の価値を実験的に操作することが必要である。研究2は、そのような操作を行うためにデザインされた。

研究2

研究2では、幸せの価値観の因果関係を調べた。実験では、人々がどの程度幸福を評価するかを操作し、相対的にポジティブな実験室の状況と相対的にネガティブな実験室の状況に対する情動反応を評価した。対照群と比較して、幸福を重視するように仕向けられた参加者は、ポジティブな状況では幸福感が減るが、ネガティブな状況では減らないと予想した。さらに、実験操作の効果は、参加者が自分の感情的な反応に失望することによって媒介されると予測した。実験的な要求を最小限に抑えつつ、参加者に幸福の価値を認識させるために、幸福の重要性を謳った偽の新聞記事を用った（Hong, Chiu, Dweck, Lin, & Wan, 1999参照）。この操作は、研究1で測定した価値観に近いものになるように調整した。感情的文脈を標準化して操作するために（ポジティブな感情反応性や特定の個人による特定の感情的文脈の生成などの潜在的な混同を排除するための重要な特徴)幸福または悲しみを誘発するように事前にテストされたフィルムクリップを使用した。この2つの要素（幸福感を重視するか、実験的コントロールか、幸福感を重視するか、悲哀感を重視するか）を掛け合わせることで、「幸福感を重視する／幸福な感情の誘導」、「幸福感を重視する／悲哀な感情の誘導」、「実験的コントロール／幸福な感情の誘導」、「実験的コントロール／悲哀な感情の誘導」の4つの実験群を設けた。最後に、実験的な要求に関する懸念をさらに小さくするために、感情経験の測定には明示的なものだけでなく、暗黙的なものも使用した。

方法

参加者 70人の女性（平均年齢=21.1歳、SD=2.2）が、授業の単位または20ドルと引き換えに参加した。参加者が自己申告した民族背景は、欧州系アメリカ人が57.7%、アジア系アメリカ人が7.0%、ヒスパニック系アメリカ人が11.3%、アフリカ系アメリカ人が8.5%、太平洋系アメリカ人が1.4%、混血が1.4%、その他または報告を拒否した人が12.7%であった。

漏斗を使った報告会（Bargh & Chartrand, 2000参照）では、1名の参加者（幸福を大切にする／悲しい映画クリップ群）が、偽の新聞記事の操作の性質に強い疑念を示したため、分析から除外され、69名の参加者が残った。

手順 実験の要求を最小限にするために、参加者は「テレビ番組」に関する研究に参加していることを告げられた。次に、参加者の感情状態を中和して均一化するために、感情的に中立な2分間の映画クリップを見てもらった。その後、参加者は「幸せを大切にする」操作と「コントロール」操作のいずれかに無作為に割り当てられた。幸福感を大切にする」条件の参加者には、次のような話をした。

「通常よりも高い幸福感を持つ人は、社会的な人間関係や仕事上の成功、健康全般に恩恵を受ける。つまり、幸せは気持ちがいいだけでなく、重要なメリットをもたらす。一瞬一瞬の幸せを感じられる人ほど、成功したり、健康になったり、人気者になったりする可能性が高くなるのである。(…). 実際、最近の研究では、最大の幸福を得ることができた人は、長期的に有益な結果を得ることができることがわかっている。(…).」

対照条件の参加者は、同じ段落を読みたが、幸福に関する記述はすべて「正確な判断をする」に置き換えられてた4。

参加者は、幸せを大切にする操作を行った後、ターゲットとなる感情を主に喚起するように事前にテストされた、幸せな2分間の映画クリップまたは悲しい2分間の映画クリップのいずれかを無作為に割り当てられた。幸せな映像では、人気のある女性フィギュアスケーターが金メダルを獲得し、観客の熱狂的な反応を見て、コーチと一緒に喜ぶ様子が映し出された。悲しい映像では、幸せなカップルがダンスをしながら夜を過ごし、妻が急死し、最後に夫が誰もいない家に到着するというものであった（参考：Rottenberg, Ray, & Gross, 2007）。参加者は、映画クリップを見た後、無作為に並べられた2つの抽象的な多角形（α=.67）のそれぞれがどれだけ好きかを評価する、暗黙的な感情状態の測定を行った。ポジティブな感情は、よりポジティブな判断と関連する傾向があり（例：Mayer & Hanson, 1995)したがって、多角形が好きであることは、よりポジティブな気分であることを示している。

感情の状態を明示的に測定するために，被験者は，映像中に2つのポジティブな感情（喜びと幸せ：α=.96）と7つのネガティブな感情（不安，悲しみ，恥，心配，緊張，不満，緊張：α=.90）をどの程度経験したかを1（なし）から9（非常に）までの尺度で評価した。研究1と同様に、ポジティブな感情とネガティブな感情の比率を取ることで、ヘドニックバランスの指標を形成した。暗黙的な尺度と明示的な尺度の間には正の相関が見られたが（r=.29, p=.01)これは2つの尺度がお互いに重複していないことを示している。

幸福感操作の有効性を確認するために、参加者は、「前の映像の時に、よりポジティブな気持ちになろうとした」度合いを、1（なし）から9（非常に）のリッカート尺度で評価した。また、重要な媒介因子を評価するために、参加者は「前回の映画クリップで失望を感じた」と「映画クリップをもっと楽しむべきだった」の度合いを1（=なし）から9（=極度）のリッカート尺度で評価した（α=.68）。すべての測定値は、尖度と歪度の検定により、正規分布していた。

結果

無作為化チェック 中立的なフィルムクリップを見た後、実験的な操作を行う前に、4つの実験グループは、ヘドニックバランス、暗黙的な気分、よりポジティブに感じようとする試み、失望感の点で、互いに差がなかったことが、値の条件とフィルムクリップの価数を独立変数とした4つのANOVAで示された。

Manipulationの確認。コントロール群のヘドニックバランスは、幸せなフィルムクリップの方が悲しいフィルムクリップよりも大きく、グループワイズt(33)=8.96,p<.001,幸せなフィルムクリップの方がニュートラルなフィルムクリップよりも大きく、ペアワイズt(16)=2.24,p=.04,悲しいフィルムクリップの方がニュートラルなフィルムクリップよりも小さく、ペアワイズt(17)=5.97,p<.001となった。5.8 [2.3]; 悲しいフィルムクリップ: 0.9 [0.6]; 中性的なフィルムクリップ: 4.4 [2.1]).
マニピュレーションの確認 価値観条件と映画の価値観条件を独立変数としたANOVAにより、価値観操作が意図した通りに機能したことが示された。幸福感を大切にする条件の参加者は、対照条件の参加者よりもポジティブな気持ちになろうと努力したと回答し、F(1,65)=16.79, p<.001, ηp2=.21（平均値[SD]幸福感を大切にする群：4.7 [1.9]、対照群：2.6 [2.3]）となった。参加者のよりポジティブな気持ちになろうとする試みには、映画の映像の価値観に関わる効果は見られなかった。

幸福感の評価が明示的に測定された情動に及ぼす影響 我々は、（対照群と比較して）幸福感を評価するように参加者を誘導することが、悲しい感情ではなく、幸福な感情の文脈において、よりネガティブなヘドニックバランスを感じるようになると予測した。この仮説と一致するように，幸福値条件と映画の価値観条件を独立変数とし，明示的に測定された感情を従属変数としたANOVAでは，有意な幸福値×映画の価値観の交互作用，F(1,65)=5.65, p=.02, ηp2=.08が示された（図2参照）5．さらにt検定を行ったところ、幸せの価値観を持つように仕向けられた参加者は、対照条件の参加者に比べて、幸せの映画クリップの時にネガティブなヘドニックバランスを示したが、悲しい映画クリップの時には見られなかった（t(32)=-.83, p=.41）6。

図2 研究2：ヘドニックバランス（明示的に測定したポジティブ／ネガティブ感情の評価）の平均値を、実験条件（コントロール対幸福感の重視）および感情的文脈（幸せな映画対悲しい映画）の関数として示した

エラーバーは平均値の標準誤差（SEM）。

幸せを大切にすることが暗黙的に測定された情動に及ぼす影響 我々は、明示的に測定された情動に使用した分析と同様の分析を、暗黙的に測定された情動を従属変数として用いて行った。その結果、予想通り、「幸せの価値観」と「映画の価値観」の間には、有意な相互作用があることがわかった。続いてt検定を行ったところ、幸せの価値をより高く評価するように導かれた参加者は、対照条件の参加者に比べて、幸せの映像の後にポジティブな感情状態が少なくなったことが示された（t(33)=2.65, p=.01, ηp2=.18）。

図3 研究2：暗黙的に測定されたポジティブな感情は、実験条件（コントロール対幸福感の重視）および感情的な文脈（幸せな映画対悲しい映画）の関数として測定された

エラーバーは平均の標準誤差（SEM）。

---

媒介変数としての失望 価値観操作の効果が失望によって媒介されるかどうかを検証するために，Baron and Kenny (1986)が提案した手順に従った。サンプル数が比較的少なかったため、ブートストラップ法を用いて間接効果を検証した（cf. Preacher & Hayes, 2004）。上述したように、幸福の価値観の操作は、幸福な映画のクリップに対する感情的な反応に影響を与えた。幸福の価値観操作は、幸福な映画クリップに対する失望感にも影響し、t(33)=-2.06, p=.05, ηp2=.11となり、幸福の価値観を持つように仕向けられた参加者は、対照条件の参加者よりも感情状態に対する失望感が強かった（幸福の価値観群と対照群で、それぞれMs [SDs]=3.06 [2.55]、1.71 [1.08]）。失望感は、明示的に測定された感情（ヘドニックバランス）と負の関係にあり、標準化β=-0.61,p<0.001であった。幸福度条件と失望の両方をヘドニック・バランスの予測因子として含めると、幸福度条件の効果はもはや有意ではなく、p=.19となり、完全な媒介であることがわかった。最後に、5,000個の再サンプルを用いたブートストラップテストにより、ヘドニックバランスの間接効果は、-.33, SE=.22, 95% CI (bias corrected)=-.83 to -.02と推定された。SobelのZ検定ではなくブートストラップ法を用いたのは、今回のような比較的小さなサンプルでは、この検定の方がより強力で偏りが少ないからである(Preacher & Hayes, 2004)。
感情状態に関する失望感は、暗黙的に測定された感情とわずかに相関しており、標準化β=-.30, p=.08であったため、これ以上の媒介の検証は行わなかった。

考察

研究2では、実験的な操作を用いて、幸せを大切にすることで、幸せな感情を誘導するという、まさに幸せをもたらすはずの状況において、幸せを減らすことができることを実証した。この知見の信頼性を裏付けるように、このパターンは、明示的および暗黙的な感情の測定の両方で得られた。これらの知見は、幸福を重視すると、人々を失望させることで幸福度が低下するという考えと一致する。実際、幸福の価値づけが情動反応に及ぼす影響は、参加者の感情に対する失望感によって完全に媒介された。

興味深いことに、失望による媒介は、暗黙的な感情の測定ではなく、明示的な感情の測定を用いた場合にのみ得られた。なぜなら、暗黙的な感情の測定は、失望とわずかにしか関係しなかったからである。実際、暗黙的な気分と失望感の相関は、明示的な気分と失望感の相関よりも有意に小さかった（Steiger’s Z=3.16, p<.01）。この解離には、少なくとも2つの妥当な説明がある。第一に、（自己報告で測定される）失望感は、明示的な測定値よりも暗黙的な測定値との方法分散の共有が少ないことが考えられる（Greenwald & Banaji, 1995）。第二に、幸せの価値を評価することが、2つの異なる経路を介して気分の暗黙的および明示的な側面に影響を与えることが考えられる(Greenwald & Banaji, 1995; Nosek, 2007)。明示的な気分の側面は失望感によってより影響を受けるかもしれないが、暗黙的な気分の側面は別のプロセスによって影響を受けるかもしれない。例えば、失望感は明示的に測定された気分への影響を媒介するが、セルフモニタリングなどの宣言的でないプロセスは暗黙的に測定された気分への影響を媒介することがある。これは、失望が意識的かつ宣言的になったときにその効果を発揮し（つまり、人の気分は失望したと感じる事実を意識したときにのみ影響を受ける)その結果、気分の宣言的かつ明示的な側面に影響を与える可能性があるからである（cf. Schooler & Schreiber, 2004）。対照的に、セルフモニタリングのような宣言的ではないプロセスは、気分のより暗黙的な側面により強く影響を及ぼす可能性がある。なぜなら、自分に注意を向けることは、より基本的で宣言的ではないポジティブな感情経験の形態を乱す可能性があるからである(cf. Schooler & Schreiber, 2004)。これらの考えをさらに検討するためには、今後の研究が必要である。

今回の結果の別の説明としては、幸福度の値の操作が気分の違いをもたらし、それが気分誘導後の実験操作の気分効果を説明する可能性がある。例えば、幸福度のパラグラフに書かれている普通より幸せな人と自分を比較することで、ネガティブな気分が誘発される可能性がある。しかし、この説明には3つの証拠がある。まず、脚注4で述べたように、事前テストと無作為化チェックでは、2つのパラグラフの間に気分効果の違いは見られなかった。第二に、もしパラグラフ自体が気分の違いをもたらすのであれば、フィルムクリップの価数との相互作用ではなく、操作の主効果が見られるはずである。第3に、ポジティブな感情を高めようとする自己報告の試みは、失望感と正の相関があり、r(68)=.25,p=.04であった。これは、映画クリップの後の気分への影響を引き起こしているのは、単にパラグラフによって誘発された気分ではないことを示唆している。

総論

今回の結果は、特定の状況下では、幸福を大切にすることが自滅的である可能性を示している。幸せをより大切にするように誘導すると、人々は幸せを感じなくなった。この効果は、ポジティブな感情の文脈では見られたが、ネガティブな感情の文脈では見られなかった。ポジティブな文脈では、幸福への期待が高く、幸福になれなかったことを自分の状況のせいにすることが難しいからである。そのため、ポジティブな状況では、自分の幸福度に失望し、最終的に幸福度が下がると感じる可能性が高くなる。これらの実験結果と一致するように、地域の女性を対象に幸福度の相関を調べたところ、幸福度を高く評価する女性は、ポジティブなヘドニックバランスの経験が少なく、自分の人生に満足しておらず、心理的な幸福度が低く、抑うつ症状が強い傾向があることがわかった。これらの関連性は、ネガティブな生活環境ではなく、比較的ポジティブな生活環境（低ストレス）を経験した女性にのみ見られた。このように、幸福を重視することは、幸福が最も手に入りそうなときに、幸福を損なう可能性がある。

情動制御への影響

人々の価値観は、2つの方法で自己規制に影響を与える。1つ目は，特定の結果に対する価値が高いほど，それを達成するための努力が増えることである（例えば，Emmons, 1991）。第二に，特定の結果に価値を置く人ほど，自己調整の結果を評価する際に適用する基準が高くなり (Carver & Scheier, 1981)，その結果，自分の進歩に失望を感じる可能性が高くなる。目標が感情的なものではない場合(たとえば、学業)、目標達成は、人々がその達成についてどう感じるかとは無関係であることがある(つまり、失望していても、高い成績を達成することができる)。しかし、目標が感情的なものである場合（例えば、幸せを感じること）はそうはいかない。この場合、高い価値観は、達成したことに対する人々の気持ちに影響を与えることで、目標達成に悪影響を及ぼす可能性がある（例えば、失望感を感じることで幸福感が損なわれるなど）。このように、価値観は逆説的な効果をもたらす。この論理に沿って、今回の研究では、幸福感を重視する人ほど、ポジティブな状況では、自分の気持ちに失望を感じるため、幸福感が低下することが示された。

この推論は、さらに2つの一般的な仮説を示唆している。第一に、逆説的効果は、人々が感情を制御する目標を追求するときに起こるはずである。なぜなら、この場合、目標と、目標に向かって進んでいることに対する人々の感じ方とは、ともに感情を伴うものであり、したがって、互いに対立する可能性があるからである。第二に、他の条件が同じであれば、逆説的効果は、人々が感情を調節しない目標を追求するときには起こりにくいはずである。なぜなら、その場合、目標と、その目標に向かっての進歩について人々がどのように感じるかは、互いに矛盾しないからである。今後の研究では、これらの仮説を検証する必要がある。

単に幸せになりたいと思ったり、自分の幸せを意識したりするだけで、幸福感が損なわれるのではないかという意見があるかもしれない(Degi, Koestner, & Ryan, 1999; Schooler et al 2003; Schooler & Mauss, 2010; Wegner, 1994)。しかし、今回の結果から、幸せを大切にすることによる逆説的な効果は、目標としての幸せを追求したり、意識したりすることによるものではなく、むしろ、その目標に向かって進んでいることをどのように評価するかによるものであることが示唆された。研究2では、幸福をより大切にするように被験者を誘導すると、映画クリップの価値観にかかわらず、よりポジティブに感じようとする試みが増加した。しかし、幸せなフィルムクリップを見た参加者だけが、失望感を感じ、最終的には幸せを感じなくなった。このことから、自分で幸せを感じようとしたり、自分の幸せをより強く意識したりすることは、必ずしも幸せを減らすことにはつながらないと考えられる。むしろ、幸福感を損なうのは、自己調整の試みに対する否定的な評価であり、それは幸福感を助長すると思われる状況下で最も起こりやすいと考えられる。

幸福に関する研究と介入への示唆

幸福は一般的に高く評価されている(Eid & Diener, 2001)。実際、現代の西洋人は幸福に取りつかれていると言えるかもしれない。幸福について考察した心理学的な本や大衆科学的な本が増え続けており、人々がどうすれば幸福を増やせるかについても書かれている（例：Dieener & Biswas-Diener, 2008; Eid & Larsen, 2008; Gilbert, 2006; Lyubomirsky, 2008; Seligman & Ccikszentmihalyi, 2000; Shimoff & Kline, 2009）。このように、幸福を高く評価することがネガティブな結果と関連するという知見は、重要な意味を持っている。

今回の知見は、（一部の「自己啓発書」のように）幸福を最大化するための考え方をさらに奨励することは、幸福を重視する度合いを高め、逆説的な効果を受けやすくするという意味で、逆効果である可能性を示唆している。逆に、John Stewart Millの「個人的な幸福に心を奪われないように」という提案に従うことを人々に勧めるのは、有利なことかもしれない。実際、幸福の価値を下げることは、ネガティブな感情体験の受容（Roemer, Salters, Farra, & Orsillo, 2005; Shallcross, Troy, Boland, & Mauss, in press）や、ネガティブな感情を含むあらゆる感情の受容を高めることを目的とした受容に基づくセラピー（Hayes, Strohsahl, & Wilson, 1999）の有効成分の一つであるかもしれない。

重要なのは、今回の調査結果は、幸福を評価することが常に自滅的であることを示唆するものではないということである。幸福を評価することは、人々が幸福を追求するための適切なツール（例えば、感情調整能力;Gilbert, 2006; Lyubomirsky, 2008参照）を与えられた場合、あるいは、今回の幸福の運用方法が人々に促したように、人々が個人的な感情状態よりも広く幸福を定義した場合、より大きな幸福につながる可能性がある。他のタイプの幸福（例えば、社会的関与に基づく幸福;Fredrickson, Cohn, Coffey, Pek, & Finkel, 2008;Keltner, 2009;Kesebir & Diener, 2008;Konow & Earley, 2008;Ryff & Singer, 2008）を評価すれば、ここで述べたような逆説的効果を回避できるかもしれない。

我々の発見は、幸福の価値観が文化的集団に体系的に影響を与えるかどうかという興味深い問題を提起している。例えば、米国のアメリカ人は、国際的な比較において幸福を高く評価している（Eid & Diener, 2001）。他の条件が同じであれば、幸福に対する高い価値観は、他の文化圏の人々と比較して、米国人の幸福度を低下させるのだろうか？幸福の価値が国家間の幸福に及ぼす影響については、まだ研究されていない。しかし、今回の結果は、客観的に見てポジティブな生活環境にあっても、一般的に国家は幸福にならないという厄介なパラドックスを説明する興味深いものである（Easterlin, 1973）。

最も極端なレベルの幸福の価値だけが、個人の幸福に否定的な結果をもたらすということが考えられる（cf. Oishi, Diener, & Lucas, 2007）。この可能性を検討するために、研究1では、幸福の価値と結果の間の非線形関係を検証した。非線形関係の証拠はなく、幸福の価値観が人々の幸福に影響を与えるのは極端な場合だけではないことが示唆された。しかし、研究1の幸福度尺度や研究2の幸福度の実験的操作は、比較的極端なケースを対象としている（例：「幸せを感じることは私にとって非常に重要である」）。今後の研究では、どの時点で幸せの価値が有害になるのかを探る必要がある。

限界と結論

他の研究と同様、本研究にも限界がないわけではない。まず、本研究は米国在住の女性参加者のみを対象として実施された。研究1では、研究2で調査した大学のサンプルに加えて、年齢層の高い女性のコミュニティサンプルを提供することで、今回の効果の一般化を図った。また，パイロットテストでは，幸福感に男女差がないことが示唆された。しかし、文化によって感情に対する価値観や幸福の定義が異なることを考えると（Eid & Diener, 2001; Frijda & Mesquita, 1995; Tsai er al)。

第二の限界は、我々の媒介結果に関するものである。研究2では、自分の気持ちに失望することが、幸せを大切にすることが映画に対する感情的反応に及ぼす影響を媒介することがわかった。しかし、この結果は慎重に解釈する必要がある。我々の横断的なアプローチでは、この調停結果はメカニズムのヒントにしかならない。今後、失望感を操作したり、縦断的な研究を行ったりすれば、より決定的な証拠が得られるだろう。さらに、実験効果や幸福感の個人差の媒介因子として、経験的回避、自己モニタリング、物質主義、外発的動機、社会的帰属などを検討することも重要である（参考：Lyubomirsky & Lepper, 1999; Schooler er al)。） 研究2で失望がメディエーターとして働くことが示されたことは、他のメディエーターが働くことも否定していない。

今回の発見は、魅力的なパラドックスを探りながら、今後の研究の重要な方向性を示している。幸福は人間の最も基本的で合理的な追求の1つと考えられているが、多くの人がしているように、幸福に価値を置くことは裏目に出る可能性がある。

謝辞

本研究は，米国国立老化研究所からの助成金（1R21AG031967）を受け，Iris Maussが実施した。また、本研究にご協力いただいたMatthew Boland氏、Leaf Van Boven氏、June Gruber氏、Michelle N. Shiota氏に感謝いたする。

脚注

1項目は以下の7つ。1. どの瞬間にどれだけ幸せであるかは、私の人生がどれだけ価値のあるものかを物語っている。2. 幸せを感じないということは、自分に何か問題があるのかもしれない。3. 私は、自分の幸せに影響を与える程度にしか、人生の物事を評価しない。4. 今よりもっと幸せになりたい。5. 幸せを感じることは、私にとって非常に重要である。6. 幸せを感じていても、自分の幸せが気になってしまう。7. 意義のある人生を送るためには、常に幸せを感じていなければならない。

2抑うつ症状の分散は、低ストレス群よりも高ストレス群の方が大きかったため（ストレスの±SDで)抑うつ症状を対数変換したところ、分散が等しくなった。すべての結果は、対数変換されたデータと変換されていないデータで同等であった。そのため、数値や平均値は変換しないで表示している。

3ストレスの高い女性グループで効果が見られなかったのは、フロア効果によるものではないと考えられる。Levene検定により、ストレスの低いグループと高いグループで分散が等しいことが確認されたからである。

4実験的操作が有効であることを確認するために、40人の参加者を実験的操作と対照的操作のいずれかに無作為に割り当て、研究1で使用した幸福度尺度を記入してもらうパイロット研究を実施した。ANOVAの結果、実験条件の参加者は対照条件の参加者よりも幸福の価値を高く評価していることがわかった（それぞれMs [SDs]=4.6 [0.85]、4.0 [0.75]）F(1, 38)=5.27, p=.03, ηp2=.12。

実験操作自体が気分の違いにつながらないことを確認するために、別のパイロット試験を実施した。この試験では、37人の被験者を実験操作と対照操作のいずれかに無作為に割り当て、感情的にニュートラルな2分間の映画クリップを視聴した。その後、被験者は研究2で用いたのと同じ尺度で気分を評価した。ANOVAの結果、2つの条件の参加者は、ヘドニックバランス（Ms [SDs]=3.3 [1.83] and 3.5 [2.29], F(1, 35)=0.04, p=.84, ηp2=.001）の点で互いに差がないことが判明した。これらの結果は、研究2の無作為化チェックで確認された。

54群間で分散が異なるため、ヘドニックバランスを対数変換したところ、分散が等しくなった。すべての結果は、対数変換されたデータと変換されていないデータで同等であった。そのため、数値や平均値は変換しないで表示している。

6Levene検定により、幸せな感情誘導条件と悲しい感情誘導条件で分散が等しいことが確認され、悲しい映画条件での無効効果は床効果によるものではないことが示唆された。