# リスク学研究 30(2): 101-110 (2021)
Japanese Journal of Risk Analysis doi: 10.11447/jjra.SRA-0335

【原著論文】

# 記述的規範の落とし穴
一防災行動を促進するためのナッジが逆効果になる場合—*
## A Pitfall of Nudging by Descriptive Norms on Disaster Preparedness

尾崎拓**, 中谷内一也***

Taku OZAKI and Kazuya NAKAYACHI

\begin{abstract}
A nudge by descriptive norms is one of the most effective interventions to promote disaster preparedness. However, it can have negative consequences that unintendedly repress the desired mitigation, especially in Japan. We hypothesized that the pitfall emerges within the boundary conditions of the attitudes towards preparedness. Descriptive norms inform people about preparedness behaviors; a certain number of people do not prepare and this can be a cause of the side effect of descriptive norms among people holding negative attitudes towards disaster preparedness. We examined the negative effects of descriptive norms on disaster preparedness behaviors, which are drawn from a wide variety of preparedness behaviors with various levels of descriptive norms. A pre-registered experiment confirmed the superiority of the interaction effect model over the model without interaction; descriptive norms backfired among people with negative attitudes. The practical and theoretical implications were also discussed.
\end{abstract}

Key Words: descriptive norms, nudge, disaster preparation

## 1. 序論

## 1.1 防災の必要性と不十分な現状

国連防災世界会議で採択された仙台宣言は，公的機関だけでなく個人も防災に責任を負うべきであることを明確にした。しかし，自然妆害の多さにも関わらず，日本の個人防災は不十分である (Onuma et al., 2017)。個人の行動変容にはたらきかける介入方法を開発し，個人防災の底上げを図ることは差し迫った社会的な課題である (Levac et al., 2012)。

## 1.2 記述的規範によるナッジ

社会規範は，「社会集団の成員によって理解さ
れ，法的な拘束力なしに社会的な行動を方向づけたり制限したりするもの(Cialdini and Trost, 1998， p. 152)」と定義され, 必ずしも法的拘束力がないなかで個人防災を方向づける心理学的な要素である。そして，社会規範は，人々を望ましい方向にナッジするうえで有望な方法になりうる。ナッジとは，選択肢の制限や経済的なインセンティブ構造の変化なしに, 人の行動を予測可能な形で変化させることであり，自由を担保したまま人により望ましい行動を促す行動変容の考え方である (Thaler and Sunstain, 2008 遠藤訳 2009)。社会規範を用いたナッジは多くの領域で有効であることが示されている (Bergquist et al., 2019; Nyborg et al.,


2016)。

社会規範に関するもっとも包括的なの枠組みに，規範の焦点化理論がある (Cialdini et al., 1990)。 この理論は，社会規範を命令的規範（多数の他者がそうすべきだと考えていると個人が信じることによって生じる規範）と記述的規範に分類する。 このうち, 多数の他者が実際に望ましい行動をとっているという情報を提供するという記述的規範を用いた介入により，望ましい社会的行動を促進できることを示した知見はかなり蓄積されている。防災に関連が深いリスク対処行動分野だけでも，記述的規範がリスク対処行動を促進できることがよく知られている（健康リスク：Plows et al., 2017; Stok et al., 2014; 危険なアルコール摂取： Lewis et al., 2007; Neighbors et al., 2011; 危険な性交涉：Sheeran et al., 1999)。さらに, 全般的な行動変容に対しても記述的規範の有効性が確認されている (Bergquist et al., 2019; Lapinski and Rimal, 2005; Nyborg et al., 2016)。これらは, 個人のリスクへの対処にあたっても，私たちは社会的影響を免れないことを示唆している。

## 1.3 防災への記述的規範の応用

従来，防災行動を引き起こす中心的な要素としてリスク認知が重視されてきた (Duval and Mulilis, 1999; Lindell and Perry, 2012; Rogers, 1975, 1983)。しかし，この十年間に，リスク認知と防災行動の関連性の弱さが指摘されるようになってきている (Bubeck et al., 2012; Solberg et al., 2010; Wachinger et al., 2013)。

リスク認知以外の要素として社会規範は影響力を及ぼしうる (Solberg et al., 2010)。防災行動を説明するモデルにも，社会規範と関連する要素を含めることが提案されるようになってきている (Paton, 2003; Rogers, 1983; Wachinger et al., 2013)。 さらに，記述的規範が防災行動を促進できることを示す実証的な証拠もある（Lo，2013；大友，広瀬, 2007; 尾崎, 中谷内, 2015)。

## 1.4 日本での社会規範を用いたナッジ

ただし，記述的規範を用いたナッジにより，日本の防災の現状をただちに好転させられるわけではない。日本で記述的規範を用いた介入を検討する際には，その有効性について，従来以上の検討が必要であると考える。

まず，Bergquist et al. (2019)のメ夕分析は，社会規範を用いた介入の効果が集団主義的な国で小さいことを明らかにした。集団主義的な国である日本では, 記述的規範の有効性がそもそも低い可能性がある。しかし, 集団主義的な文化での検討は多くない。さらに, 日本人の協調性の高さに関する素朴な信念は, 日本では記述的規範による介入が有効だとする先入観につながりかねない。

また, Ando et al. (2007)も，環境配慮行動への記述的規範の効果の日米比較を通じて, 記述的規範の認知が行動意図を促進する影響が日本で小さいことを見出している。

Ozaki and Nakayachi (2020)でも，アメリカ人を対象とした場合には記述的規範が斉一的に行動を促進したのに対し，日本人を対象とした場合には記述的規範の効果は態度によって調整されていた。

これらの研究はいずれも，集団主義と想定される国民に対する社会規範の影響は，一般に想定されるような斉一的なものではないことを示している。日本人が想定されているようには集団主義的でないことは, 社会心理学の知見からすでに明らかであり (山岸，1998)，素朴な常識に依拠して記述的規範を用いた介入を推進することは危険であるといえる。記述的規範を用いたナッジを日本社会に導入するためには，日本人を対象とした検証を蓄積する必要があると考えられる。

## 1.5 記述的規範の落とし穴

Ozaki and Nakayachi (2020) が報告した記述的規範の効果を態度が調整するという現象は, 記述的規範の有効性が低い場合があるというだけでなく，記述的規範を用いた介入が逆効果となる境界条件が態度である，という知見を含んでいる。この実験では，防災行動への態度が否定的な人に，多数の他者が防災行動をとっているという情報を提示すると，かえって行動が抑制された。この研究では，防災に対して否定的な態度をもつ人は，記述的規範が副次的に伝える「少数ではあるものの，一定の他者は防災行動をとっていない」という情報を選択的に解釈し，防災行動をとらないことの理由としたと推測している（確証バイアス： Nickerson, 1998)。

Ozaki and Nakayachi (2020)だけでなく, 防災研究以外では記述的規範の負の影響についても報告されている(Richter et al., 2018; Schultz et al., 2007)。しかし，いずれもフィールド実験の報告

であり，その原因は明確でない。本研究では，統制された実験環境で防災行動を測定することにより，記述的規範の負の効果の原因を明確にする。

## 1.6 多様な防災行動とその多様な記述的規範

Ozaki and Nakayachi (2020)は，一般的な防災の情報を得るどうかを防災行動として測定していた。しかし，実際には防焱行動は多岐にわたっており, 多様な防妆行動に対する記述的規範の逆効果の一般性は明らかではない。

さらに, Ozaki and Nakayachi (2020)では, 記述的規範として, 同時に同じ実験に参加している人の多くが防災用のパンフレットを閲覧しているという割合を提示したうえで，多数派と同じようにパンフレットを閲覧するかどうかたずねた。なお,この実験で用いられた割合は $68.2 \%$ の 1 水準のみであった。記述的規範として利用可能な情報としては防竾行動の普及率が考えられるが，この水準もまた多様である。記述的規範の効果が態度によって調整されるとしても，この調整効果が広範な防災行動を対象として，かつ多様な記述的規範に対してみられるかは明らかでない。本研究では，記述的規範の有効性およびその逆効果に関するより一般的な知見を得るために，多様な防災行動とその多様な普及率をとりあげる。

## 1.7 目的

多様な防災行動と記述的規範を用いた場合であっても，記述的規範が望ましい行動をとっていない他者の存在を顕在化してしまうという性質は変わらない。また, 態度を確証するために，その態度に合致した情報からの影響をより受けやすいという想定も，記述的規範の水準に関わらず成り立つはずである。そこで，防災行動の種類と記述的規範の水準を変量効果としてモデル化することにより, 記述的規範の逆効果の一般性を検証する。

本研究で検証する仮説は, 多様な防災行動と多様な記述的規範を用いた場合に，記述的規範の効果を態度が調整することを想定するモデルのほうが，この調整効果がないという制約のあるモデルよりもあてはまりがよい，というものになる。さらに, この調整効果は, 態度が否定的な場合に記述的規範の提示が行動を抑制し，態度が肯定的な場合に記述的規範が行動を促進するという方向であらわれると想定される。

## 2. 方法

本研究は社会心理学の事前登録テンプレートを利用して事前登録された。事前登録原稿には仮説, 手続き, サンプルサイズ設計, 確証的仮説検定の方法が記述されており，データ収集前に Open Science Frameworkのレポジトリにアップロードされた。また，実験素材，ローデータ，分析コードも同レポジトリで公開されている 。

## 2.1 実験参加者

検出するべき効果の大きさとしてOzaki and Nakayachi (2020)が報告した記述的規範と態度の交互作用のオッズ比 (2.49)を用いた。想定される交互作用の方向性が定まっているため片側危険率を. 05 とし, 検出力を .80 とした結果，必要参加者数は 400 名と算出された。不良回答や，異常な回答時間の参加者を除外する必要から 620 名の参加者を募集することにし，日本に住む一般成人の参加者を調査会社に委託して募集した。実際には 680名の回答が得られた時点で収集を終了した。 この超過は, 参加者募集を委託した調査会社が,数十名単位のロットごとに募集の通知を行ったためである。日本国内に在住していない回答4件,回答開始から 24 時間が経過しても回答が終了していない回答 43 件，回答時間が 1 時間以上であった回答16件，教示に正しく従わなかった回答 109 件を除き，518名を分析の対象とした（平均年齢 53.05 歳（標準偏差 9.93 歳), 女性 164 名, 男性 331 名, 性別未回答23名)。

## 2.2 手続き

インターネット上で実験を実施した。自然妆害に対する個人防災についての手引きである『東京防焱』の見出しを参考に，食料・飲料水の備蓄災害情報の収集・防災用品の準備・家具の固定・帰宅困難対策・避難場所の決定の 6 種類を選定した。それぞれの参加者は，それぞれの防災行動すベてについて，より詳しい知識を記載したパンフレットを実験中に閲覧するかたずねられた。防焱用パンフレットを閲覧することを，本研究では防災行動と定義した。

実験的に操作されたのは記述的規範の有無であった。避難場所の決定以外の 5 種類の防災行動については，記述的規範として，実際の普及率を数値と人型の積み上げ棒グラフで示した（食料・
飲料水の備蓄：75.0\%; 災害情報の収集： $62.8 \%$;防災用品の準備： $54.8 \%$; 家具の固定：40.6\%；帰宅困難対策：17.9\%)。普及率は, 複数の社会調查の報告を用いた。5種類の防災行動の提示順序，および記述的規範の提示の有無は無作為に行われ，記述的規範の提示がない場合を統制条件とした。それぞれの防災行動について記述的規範が提示されるかどうかは，参加者間計画が用いられた。 5 種類の防災行動について測定したあと，避難場所の決定についてたずねた。避難場所の決定については，既存の社会調査が異なる普及率を報告していたことを利用し, 6水準の異なる普及率を提示した $(75.3 \%, 66.4 \%, 58.6 \%, 43.6 \%, 31.1 \%$, $10.5 \%$ \%)参加者には, これらの普及率が最近の大規模な社会調査から得られた, とのみ教示した。これは, 情報源の信頼性の影響を低減するためであった。また，虚偽の説明を行わない旨も実験の冒頭で強調した。閲覧すると選択されたパンフレットは，実験の最後にまとめて提示され，自由に閲覧することができた。実験後には，他者の準備状況だけでなく, 各自の必要性にもとづいて災害に備えることが重要であると説明し, 実験操作が不適切な防災実践につながらないように配慮した。

防災行動への態度は，それぞれの防災行動について「知ることを習慣にしたい」，「関心がある」「自分から知ろうとすることは大事だ」「知っておくことは，嫌なことだ (逆転項目)」の4項目を用い,「全くそう思わない」から「非常に強くそう思う」までの11件法で測定した。防災行動のコストは, 先行研究（元吉ら，2008）を参照して，金銭・時間・労力のコストを測定した。また，防災行動の準備状況，リスク認知，性別を共変量として測定した。

## 3. 結果

## 3.1 記述統計

防災用パンフレットの閲覧について，記述的規範の提示の有無と態度ごとにまとめた結果を Figure 1 に示した。いずれの防災行動も，態度が肯定的であるほどパンフレットの閲覧が生じやすいことがうかがえる。記述的規範の効果は，態度が否定的な場合に行動を抑制しているように読み取ることができるものがあるが（食料・飲料水の備蓄・災害情報の収集・家具の固定), 必ずしもすべての防災行動についてではないようである。

Figure 1 The proportion of participants who read the leaflet

Note. Attitudes are split based on their quartile values. Each bar includes participants who belong the quartile class and the first bar means the most negative attitudes.

防災用パンフレットが閲覧された割合は74\%であった。また， 5 種類の防災用パンフレットをすべて閲覧した参加者は全体の $63 \%$ ，すべて閲覧しなかった参加者が $18 \%$ 存在した。パンフレットの閲覧時間の合計は, 平均で2分26秒であった。

## 3.2 確証的分析：記述的規範と態度の交互作用効果

事前登録の通りに，避難場所の決定以外の 5 種類の防災行動についての統計モデルを構築した。目的変数をパンフレットの閲覧の有無, 説明変数を記述的規範の提示, 態度, 両者の交互作用項, および共変量とするロジスティック回帰分析を実施した。参加者と防災行動の種類については, 疑似反復の手続きで行動を測定したため，それぞれに変量効果を設定した。態度およびコスト認知は, 尺度のCronbach's alphaが十分な値を示したことから，それぞれを平均したものを合成変数とした (態度: >.78; コスト認知：>.87)。連続変量である態度, コスト認知, 準備状況, リスク認知は中心化したところ, 反復回数を増やしても収束しなかったため標準化した。

固定効果は同一のまま，変量効果間の高すぎる相関の問題（over-parameterization）を改善したモデルの推定結果を Table 1 に示す (分析の透明性を担保するため, 初期モデルの結果执よびモデル改善の過程は付録に記載した)。推定にはRの Ime4パッケージを, 表の作成には texreg パッケー ジを用いた。事前登録にのっとった確証的分析として, 主効果のみモデル（帰無仮説モデル）と交互作用モデル（対立仮説モデル）の逸脱度を用い

Table 1 The estimates and the standard errors of the logistic regression models

 \\
& model & 9.26 \\
Intercept & 9.12 & $(0.63)$ \\
Descriptive norms & $(0.61)$ & -0.20 \\
& -0.19 & $(0.28)$ \\
Attitudes & $(0.26)$ & 1.25 \\
& 1.19 & $(0.56)$ \\
Cost & $(0.55)$ & -0.09 \\
& -0.09 & $(0.22)$ \\
Risk perception & $(0.21)$ & 0.03 \\
& 0.04 & $(0.37)$ \\
Sex & $(0.36)$ & -0.10 \\
& -0.09 & $(0.73)$ \\
Preparation & $(0.72)$ & -0.13 \\
& -0.13 & $(0.19)$ \\
Interaction & $(0.18)$ & -0.05 \\
& & $(0.43)$ \\

Deviance & 1389.85 & 1363.20 \\

て尤度比を検定したところ，帰無仮説モデルは亩却され，交互作用モデルが採択された $\left(\chi^{2}(2)=\right.$ 6.65, $p=.04)$ 。Kreft and de Leeuw (1998)の混合モデルに関する経験則からも，交互作用モデルで付加されたパラメータ数（交互作用の固定効果と，防災行動の種類についての交互作用の傾きの変量効果）に対し，その2 倍を上回る逸脱度の改善が得られたことから，実質的なモデル改善が認められたと判断できる。さらに，AICを用いて両モデルを比較しても，交互作用モデルはパラメータの付加による罰則を加味しても予測の良好なモデルであることが示された。これらの結果から, 態度が記述的規範の効果を調整することを想定する交互作用モデルが支持されたと結論づけた。

交互作用効果の推定值は統計的にゼロと異ならない大きさであった。この推定值が防災行動の種類によって異なることを想定する変量効果を考慮すれば，交互作用効果の推定値は， -0.66 (防災用品： $54.8 \%$ ）から 0.81 (家具の固定：40.6\%）となる。このうち, 最大の効果の大きさである家具の固定については，推定値の片側 $95 \%$ 信頼区間の下限が 0.11 であり，区間がゼロを含まなかった。そのため，家具の固定という防災行動においてのみ，予測された交互作用効果がみられたと解釈できる。

Figure 2 Interaction effects at each preparation behaviors

Note. Error bars are 95\% CIs (one sided).

また, 態度の正の回帰係数の信頼区間がゼロを含まなかったことから，態度が好意的であれば防災行動が促進されることがわかった。一方，記述的規範の回帰係数はゼロと異ならなかった。他に行動に影響を及ぼす変数は見いたさされなかった。 なお，モデルのVIFは最大で1.11であり，多重共線性の問題はなかった。

## 3.3 探索的分析：それぞれの防災行動での交互作用

変量効果が正規分布するという制約を除き，防災行動ごとにデータセットを分割したうえで，変量効果を含まない統計モデルを構築した。確証的分析と同様の固定効果に加え，交互作用モデルで得られた参加者の切片の変量効果の推定値を個人差変数としてモデルに投入した。

それぞれのモデルで得られた態度と記述的規範の交互作用効果の推定値を Figure 2 に図示した (モデルの推定値は付録に記載した)。この場合も，家具の固定についての防災用パンフレットの閲覧においてのみ記述的規範と態度の交互作用が統計的に有意であり，この方向性は，事前登録したものと一致していた。

この交互作用効果の内容を検証するために単純傾斜分析を行った。解积しやすいように推定値をリスク比に変換すると, 態度が否定的な地点 （-1SD）では，記述的規範の提示によって行動が0.39 [95\% CI upper limit: 0.91] 倍に抑制されていた。一方，態度が肯定的な地点（+1SD）では，記述的規範によって行動が 1.28[95\% CI lower limit: 0.82]倍に促進される方向の推定值が得られたが，統計的に有意ではなかった。

Figure 3 Interaction effects at the evacuation behavior among six levels of descriptive norms

Note. Error bars are 95\% CIs (one sided).

## 3.4 一種類の防災行動に対して複数水準の記述的規範を提示した場合

避難場所を決定するという防熧行動については 6水準の記述的規範を提示したことを利用し，どの水準の記述的規範が逆効果となるか探索的に分析した（記述統計は付録に記した）。

前述の探索的分析と同様の統計モデルを構築 L，記述的規範の水準ごとにロジスティック回帰分析を実施した。Figure 3 に6つのロジスティック回帰分析の結果得られた交互作用効果の推定値を図示した (モデルの推定値は付録に記載した)。予想通りの交互作用効果が得られたのは，記述的規範の水準が $66.4 \%$ の場合のみであったものの,片側 95\% 信頼区間はわずかにゼロを含んでいた。 これ以外の交互作用効果は統計的に有意でなかった。

記述的規範の水準が $66.4 \%$ の場合の交互作用効果の内容を精查するために単純傾斜分析を実施したところ，態度が否定的な地点で記述的規範を提示した場合のリスク比の片側 95\% 信頼区間の上限は1を含まず，この地点では記述的規範の提示が行動を抑制することが確認された。一方，態度が肯定的であっても，記述的規範が行動を促進する効果はみられなかった。

## 4. 考察

## 4.1 態度と記述的規範の交互作用効果を考慮す ることの重要性

確証的分析では，記述的規範と態度の交互作用効果を含むモデルが，含まないモデルと比較した場合に採択されることが確認された。しかも，パラメータの増分に対する適合指標の改善の程度と情報量規準も，交互作用項を含むモデルの優越性
を支持していた。これらの総合的な結果から，多様な防災行動と多様な記述的規範について検討した場合，態度による記述的規範の調整効果を考慮したほうがよい場合がある可能性が確認された。 ただし，交互作用効果の大きさは予測よりも小さく, 交互作用効果単体が防災行動を説明する程度は小さかった。それでも，データとモデルの当てはまりのよさの観点からも，モデルの予測のよさの観点からも，防災行動の統計モデルとしては，記述的規範の効果を態度が調整するとみなしたほうがよいといえる。

## 4.2 記述的規範が防災行動を抑制する場合

検討した 5 種類の防災行動のうち，家具の固定 （40.6\%の普及率）についてのみ予測通りの逆効果がみられ，防災行動に否定的な態度を保持している場合に，記述的規範を提示することが防災行動を抑制してしまうことが示された。しかし，他の4水準の防荻行動については，予測された交互作用効果はみられなかった。

網羅的に防災行動を選定し，かつ実際の普及率を記述的規範として用いた実験の結果，記述的規範が防災行動を抑制する逆効果が一貫してみられたとはいえない。また，特定の水準に打いてのみ予測された逆効果がみられたものの，この特定の防災行動と特定の水準の記述的規範に理論的な当然性があるともいえない。ただし， Richter et al. （2018）は，半数以下しか望ましい行動をとっている人がいないという記述的規範が逆効果につながると報告しており，今回の結果はこれと同様であったと解釈できる。しかし，さらに小さい普及率を提示した場合に逆効果が生じたわけでもなく, 理論的な一貫性は認められない。

避難場所に関する普及率については, いくつかの既存の社会調査が複数の普及率を報告していることを利用して記述的規範の水準の違いが逆効果に及ぼす影響を検討した。この探索的な分析においても，6水準の記述的規範のうち， $66.4 \%$ の普及率の場合にのみ逆効果が生じた。この水準は， Ozaki and Nakayachi (2020)で用いられた $68.2 \%$ の記述的規範と近似していることから，極端に強くも弱くもない水準で，態度による記述的規範の逆効果が生じると推察される。

$40.6 \%$ と $66.4 \%$ の普及率を提示したことが逆効果を引き起こしたという結果は, これらの水準が，記述的規範の副次的な意味，すなわち防災行
動をとっていない他者が一定程度存在する, という側面を伝えやすいからたと解釈できる。より極端な記述的規範の水準では, 望ましい行動をとっていない人に焦点をあわせるのは難しいと思われるが，これらの中程度の記述的規範は，その二面性を伝える性質を強くもつのかもしれない。

## 4.3 記述的規範によるナッジを実装する際の留意点

特定の水準の記述的規範の提示が逆効果になることが示されたことは, 記述的規範の応用に対して慎重になるべきだとの示唆を与える。しかも， この逆効果が一貫してみられたわけではなく，また明白に理論的な説明ができない散発的な結果であったことは，逆効果の頑健性が低いことを示唆する一方で，実務的には対処の困難さを予測させる。さまざまな望ましい社会的行動を促進するために記述的規範が有効であることはよく知られており (Bergquist et al., 2019; Farrow et al., 2017), さらに防災の文脈でも記述的規範が防災行動を促進することがわかっている（大友，広瀬，2007; Ozaki and Nakayachi, 2020)。しかし, 本研究では記述的規範の促進効果はみられず，かえって防災行動を抑制する効果のみがみられた。このことから，記述的規範には，促進効果だけでなく，予期しにくい副作用もある, という視点での実践が必要になると思われる。

一般的に，ナッジは税制の変更といった硬直的な介入に比べて費用対効果が高い有望な方法であると理解されている(Benartzi et al., 2017)。また,日本の防災実践においても，社会規範を利用して緊急時の避難行動を促進しようとする試みが提案されている（大竹，2019）。緊急時の避難行動を促す状況は，本研究が対象とする防災に関する情報収集とは異なるものの，記述的規範によって望ましい行動のみが促進できる，という想定には留保が必要だと考えられる。

## 4.4 態度および個人差の影響

態度が防災行動の生起を予測しており，態度のような内面的な変数が行動に及ぼす影響が改めて確認された。一方で, リスク認知やコスト認知といった認知的側面については，行動への影響はみられなかった。一方，記述的規範の回帰係数が統計的に有意でなかった結果はOzaki and Nakayachi (2020)と同一であった。記述的規範による斉一的
な促進効果は, 日本人を対象とした場合に生じにくいと解釈できる。

一人の参加者から複数の防災行動を測定する疑似反復の手続きにより, 固定効果では説明できない大きな個人差を推定できた。この個人差は, 本研究で扱った固定効果とは無関係に, そもそも防災行動をとりやすいかについての個人差とみなせる。社会経済的な変数を測定していないため,この個人差が何に由来するかどうかは不明であるが，防災行動の実践が二極化することが，データ上も示されたといえる。

## 4.5 防災政策への示唆

説得場面では, 説得メッセージの内容の関連性が弱いなどの不適切な説得方法を用いた場合に，心理的リアクタンスによって, 説得がかえって行動を抑制することが知られている (Brehm，1966)。実験で提示した普及率にもとづく記述的規範と，実際に求められているパンフレット閲覧行動との関連が弱いために生じる違和感が原因となり, 行動を操作しようとしているという意図性が表面化したことが, 行動の生起確率を押し下げた可能性がある。ただし, 本研究で用いた記述的規範は,実装しやすく，かつ信憑性の高い実際の普及率にもとづくものであった。そのため一般的な他者の動向を用いることが行動の抑制につながる可能性があるとすれば，記述的規範を用いた介入にはいっそう慎重になるべきだといえる。

記述的規範が防災行動に及ぼす影響を検討した大友・広瀬（2007）は, 防災行動としてのリスク回避行動を，意図的にリスクを低減させようとする目標志向型のプロセスと, 受動的にリスクを許容しようとする状況依存型のプロセスに整理し,記述的規範が状況依存型プロセスに直接・間接的に影響を及ぼすことを明らかにした。そして，記述的規範が「多数の他者が防災行動をとっていない」ことを意味する場合, 災害リスクの受容を高めることによって, 防災行動が抑制されうる可能性を提示した。日本の個人防竾が不十分である現状では, 記述的規範が防妆行動を抑制する方向に機能しかねないという懸念がある。

また, 記述的規範の影響過程は, 東洋の集合主義的な文化圏では, 個人主義的な文化圈よりも複雑であることが応用上の障壁となりうる。 Bagozzi and Lee (2002)は，防熧の文脈ではないものの，個人主義的なアメリカ人に対する記述的規
範の提示は行動に直接的な影響を及ぼす一方で，集団主義的な韓国人に対しては, 記述的規範が行動に影響を及ぼすためには，その規範が内面化される必要があることを示している。防災の促進を図る際には，記述的規範の提示が行動に直接影響を及ぼすという単純な過程であれば介入, 制御が容易である。しかし，実際には規範の内面化や本研究で見いだされたような態度による調整効果といったより複雑な過程を把握しない限り, 適切な介入ができないことが示唆される。

## 4.6 限界と展望

本研究は, 記述的規範が防災行動に及ぼす影響という一方向の影響過程について検討したことに限界がある。個人の行動が社会規範を形成する過程を含めた双方向的な検討が，実際の望ましい防災習慣の形成のために必要であると考えられる。

本研究で測定された防災行動は, オンライン実験中のパンフレット閲覧行動に限定されている。 このような行動を選定したのは，実験実施上の実行可能性, Ozaki and Nakayachi (2020) との比較が可能になること，また，すでに防災を実施している参加者にもパンフレットを閲覧する動機は存在すると考えられるため，すべての参加者からの有益なデー夕収集が見込めることが理由であった。 しかし, あくまで防災の情報収集行動を測定しているにすぎないため, 本研究の結果を直接現実の防災行動にあてはめることは難しい。それでも，一人あたりの閲覧時間は平均で2分程度であり，一定の費用を払って防災行動をとる，という側面はあるため, 防災行動の理解に一定の寄与があると考えられる。

## 謝辞

本研究はJSPS 科研費 $16 \mathrm{H} 03729$ の助成を受けた。

## 参考文献

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Bagozzi, R. P. and Lee, K.-H. (2002) Multiple Routes for Social Influence: The Role of Compliance, Internalization, and Social Identity. Social
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Benartzi, S., Beshears, J., Milkman, K. L., Sunstein, C. R., Thaler, R. H., Shankar, M., Tucker-Ray, W., Congdon, W. J., Galing, S. (2017) Should governments invest more in nudging? Psychological Science, 28(8), 1041-1055. DOI: 10.1177/ 0956797617702501

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## 付録

分析の詳細な過程について記述したものを，電子付録として添付した 。