Japanese Journal of Applied Psychology
2017, Vol. 42, No. 3, 209–219

原著

遊びが子どもの社会的行動に与える影響―プレイフルネスと衝動制御に着目して―

木 下 雅 博 *・大 西 彩 子 **・森

茂 起 **

Effects of Play on Children s Social Behavior:
Focusing on Playfulness and Impulse Control
Masahiro KINOSHITA*, Ayako ONISHI, and Shigeyuki MORIThis study examined the effects of Playfulness as traits in play on Social behavior in daily life in differences with
Impulse control. Fourth, fifth, and sixth Elementary school students (n＝300) completed a questionnaire that
asked about the Playfulness, Social behavior, and Impulse control. The results as follows: (a) Among low Impulse
control group, clowning around in play promotes causing injury to someone in daily life. (b) Among the middle
number of players group (n＝4–7) in low Impulse control group, clowning in play doesn t promote causing injury
to someone in daily life. These results support the negative social behaviors are controlled by relationship with other Children.
key words: playfulness, social behavior, impulse control

問題と目的（厚生労働省，2003, 2011； 表，2004； 柴垣・春日，
2010）。この状況を踏まえ，花井 (2008) は塾時間の近年，子どもが加害者である事件の報道が増加傾

増加で遊ぶ時間が不足した生活では，子どもの社会向にある。その背景として子どもの社会性の低下が性の発達を遊びに期待することは困難であると述べ挙げられる。政府も道徳教育や地域でのサポート活ており，社会性の発達が遊びの不足によって阻害さ動による取り組みを行うなど，対策を講じてきたれていることが懸念される。

（厚生労働省，2002）。

このような観点から，大畠他 (2002) は遊びの頻一方，心理学の分野においても子どもの社会性に度および種類と社会的スキルとの関連について検討

関する研究が行われており，遊びの不足による社会している。この研究は遊びと社会性との関連を実証性の低下について検討がなされている（大畠・本的に検討した数少ない研究であり，ボール遊びをす

田・北原・津久井・中山・根本・小林，2002； 渡る児童は，ボール遊びをしない児童に比べ社会的ス

辺・佐藤，2005）。従来，遊びは社会性や協調性をキルが高いことが示唆された。しかし，この研究で養い，大人の社会を学習する場であるとされてきたは，遊びの頻度や種類による社会的スキルの差の検（北島，1985； 白石，1988）。しかし，近年学習塾に討にとどまっており，遊びが社会的スキルに与える

通う時間の増加に伴い，遊ぶ時間が減少している

影響は明らかにされていない。その後，渡辺・松* 甲南大学大学院人文科学研究科

Graduate School of Human Sciences, Konan University, 8–9–1 Okamoto, Kobe-shi, Hyogo 658–8501, Japan** 甲南大学文学部

Faculty of Letters, Konan University, 8–9–1 Okamoto, Kobe-shi, Hyogo 658–8501, Japan（ 210 ）応用心理学研究

Vol. 42, No. 3

崎・佐藤 (2004) の小学校 5 年生 32 名を対象にした行為，(2) ポジティブな感情を求める行為，(3) 他者

研究によると，遊び能力と向社会的行動および，社に起因することもあるが，基本的には自分で選択し会的スキルとの間に正の相関関係がみられた。このた行為，以上 3 つを満たす行為と定義した。

研究により，遊び能力が高い児童は，向社会的行動

このように，遊びの定義では楽しさや自発性なおよび社会的スキルも高いことが示された。しかど，子ども自身の内的側面が重要視される。岩崎

し，調査人数が少なく，遊び能力と向社会的行動お(2002) は遊びとは遊び自体を自発的に楽しむ行為でよび社会的スキルの各尺度間の相関関係のみに検討あり，遊んでいる子どもに焦点を当てる必要があるが留まっているため，下位因子同士の関連や因果関と述べ，子ども自身の側から遊びをとらえることの係については検討されていない。このように遊びと重要性を説いている。しかし，これまでの遊びの研

社会性との関連を検討する研究は行われてはいる

究の多くは遊びの要素のうち，頻度，時間，場所なが，数は多いとは言えない。また，大畠他 (2002)

どの環境面に着目しており，子どもの内的側面からや渡辺他 (2004) は社会性を社会的スキルや向社会

はなされてこなかった。

的行動で測定しているが，大久保 (2015) が教育現

遊びについての子どもの内的側面に着目した概念

場では様々な行動の促進や抑制が求められているたとしてプレイフルネスがある。Lieberman (1965) はめ，社会的行動に焦点を当てることの重要性を述べ

幼児の遊びの行為に遊びの質やスタイルが表れていているように，社会性を測定する際は，行動レベル

るとし，その行為をプレイフルネスと定義した。こで向社会的，反社会的の両側面から測定することがの定義では，研究対象としての遊びから遊びの状況

望ましいと考えられる。

や環境を除いている。すなわち，プレイフルネスはまた，遊びという行動の背景には遊びに対する態

遊びの要素のうち，場所や人数などの遊びの外的環度が影響していることが予測される。この遊びに対境を除いた子ども自身の認識する内的側面を扱う概する態度が日常生活において子どもの社会的行動に念と考えられる。また，Lieberman (1977) はプレイ影響を与え，その結果，遊びが社会的行動に影響をフルネスが発達的連続性を持ち，遊びの後も残り人与えているように見えるのではないかと考えた。

格特性につながると仮定している。そのうえで彼女したがって，遊びと社会性との関係を明確化するは，幼児については「行動特性」として，大人につためには，遊びに対する態度が社会的行動に与えるいては「人格特性」としてプレイフルネスを捉えて影響をそのプロセスとともに検討する必要がある。

いる。本研究では Lieberman (1977) を参考に，本研

遊びはこれまで様々な観点から枠付究の対象である児童期のプレイフルネスを検討し

け ら れ， 定 義 さ れ て き た。 例 え ば， 文 部 科 学 省た。その結果，児童期のプレイフルネスを行動特性

遊びの研究

遊びの本質は，人が周囲の事物や他の人よりは定着しており，人格特性ほど安定的ではないたちと思うがままに多様な仕方で応答し合うことにとして，遊びに対する態度として定義した。態度は夢中になり，時の経つのも忘れ，そのかかわり合い

可塑性があるため，教育により修正，促進が可能でそのものを楽しむことにある。すなわち遊びは遊ぶある。また，本研究における遊びはプレイフルネス

こと自体が目的であり，人の役に立つ何らかの成果という態度が行動として表れた結果であり，プレイを生み出すことが目的ではない

フルネスが高いほど遊びの行動が促進されると考え(2008) はとしている。一

方，遊びの研究においては小川 (1998) が遊びはられる。遊びに対する態度は遊び以外の場面におけ

本来，それが楽しいからやるという自発性に支えらる行動にも影響を与えていると考えられる。すなわと定義しており，猿渡 (2008) もち，本研究では子どもの遊び行動から遊びに対する子どもにとって遊びは，仕事の一つだが，外的な態度という内的側面を抽出し，その内的側面が日常

強制によりなされるのではなく自由な意思に基づい生活における社会的行動に与える影響を検討する。

れたものであると論述していま た，Barnett (1991) は 幼 児 を 対 象 と し て Chil-る。本研究ではこれらの定義を参考にしたうえで，dren s Playfulness Scale（以 下 CPS） を 開 発 し た。

てなされる点が明確に区別される

友だちに誘われて遊びに参加することもある点を考

CPS は幼児を対象とした大人による他者評定の尺度

慮し，遊びを (1) 得られる利益が第 1 目的ではないであるが，本研究の対象者は児童である。幼児の場

木下・大西・森： 遊びが子どもの社会的行動に与える影響（ 211 ）

合，遊ぶ際は保護者もしくは幼稚園教諭が一緒に居ロールを高めることは困難であると考えられる。衝ることが多い。しかし，児童の場合，保護者，小学

動制御の力を考慮に入れた場合，衝動制御が高い児校教諭が居ない状況での遊びが増加する。したがっ童においてのみプレイフルネスの他者と遊ぶ態度がて児童の遊びに関しては他者評定での測定では範囲

ネガティブな社会的行動を抑制することが予測されが限定的になる可能性が高い。さらに，評定対象がる（仮説 2）。

行動に絞られる。そのため児童の内面に関しては評

本研究では，衝動制御の力をふまえて，プレイフ

定者の推測になる。例えば CPS には「遊びに熱中

ルネスが社会的行動に与える影響について明らかにする方だ」という質問項目があるが，評定者が見たすることを目的とする。それに伴う仮説は以下の通

熱中

りである。

と児童自身が思う

熱中にはずれが発生する可能性がある。そのため，本研究では他者評価

仮説 1： プレイフルネスの他者と遊ぶ態度が高い児

ではなく自己評価を採用した。

童ほどポジティブな社会的行動が高い。

遠藤・星山・安田・斉藤 (2007) は，内遊びをす

仮説 2： 衝動制御が高い児童において，プレイフル

る児童よりも外遊びをする児童の方が社会性が高いネスの他者と遊ぶ態度が高い児童ほどネガティブなことを明らかにし，集団で遊ぶことが社会性の発達

社会的行動が低い。

につながることを示唆している。また，他者と遊ぶ方

ことは向社会的行動を高める影響があることが先行
研 究 で 示 さ れ て い る（大 畠 他，2002； 渡 辺 他，

調査対象

法

政令指定都市に存在する公立小学校 22004）。これは他者と遊ぶ行動の裏に他者と遊ぶ態

校の 4〜6 年生 300 名（4 年生 66 名，5 年生 191 名，

度というプレイフルネスが存在しており，その他者

6 年生 43 名）を調査対象とした。

と遊ぶ態度が向社会的行動を高めていると考えられ調査時期および手続き

調査時期は 2013 年 10 月

る。そのため，他者と遊ぶ態度というプレイフルネ

であり，調査は担任教師によって各学級ごとに実施

スが高い児童ほどポジティブな社会的行動が高いこされた。社会的望ましさによる歪みを考慮し，無記とが予測される（仮説 1）。

名回答により行われた。
社会的行動に調査項目 (1) プレイフルネス尺度： Barnett (1991)

は，向社会的行動と対照的に反社会的行動がある。

が作成した Children s Playfulness Scale を参考に，児それは児童においてはポジティブな社会的行動とネ

童用として小学生が理解可能な表現内容のプレイフ

ガティブな社会的行動として表れる。集団遊びにはルネス尺度を作成した。23 項目からなりルールを守るなどネガティブな社会的行動を抑制す

違うる役割があるとされている（白石，1988）。集団でめた。対象期間は衝動性のコントロールと集団遊びから

4. とてもそうだ

1. 全然の 4 件法で評定を求

この 1 カ月間とした。

遊ぶ行動の裏には他者と遊ぶ態度というプレイフル(2) 社会的行動尺度： ポジティブ，ネガティブのネスが存在しており，その他者と遊ぶ態度がネガ

両側面の社会的行動を測定するため，庄司 (1991)

ティブな社会的行動を抑制していると考えられる。

の作成した社会的スキル尺度を参考に社会的行動尺

一方，遠藤他 (2007) が社会性において感情をコン

度を作成した。「積極的・主張的関わりのスキル」，

トロールする力を身につけることが大切であると述「共感・援助のスキル」，「相手の自尊心を低めるネ

べているように，ネガティブな社会的行動を抑制す

ガティブスキル」，「相手を考慮しない自己中心的ス

ることは重要であり，そのためには怒り感情の表出

キル」の 4 下位尺度において因子負荷量の高い 4 項などの衝動性をコントロールする必要がある。衝動目を採用し，16 項目からなる尺度を採用した。た性と社会的スキルには負の相関が認められている

だし，「積極的・主張的スキル」において，内容にが，衝動性のコントロールに関しては，5HT2A 受物の譲渡を含む 2 つの項目に関しては，家庭の経済

容体遺伝子多型性による前頭前野腹外側部への機能状況や親の価値観などの影響が大きく，学校での学調整および運動反応の制御系統の不全が関連してお習的な社会的行動とは異なると考えたため除外しり（野 村・ 近 藤・ 柏 野，2007； 喜 田・ 水 戸 部，

た。大畠他 (2001) の研究でもこの 2 項目はどの下

2012），プレイフルネスによって衝動性のコント位尺度にも分類されていない。また，「相手を考慮

（ 212 ）応用心理学研究

Vol. 42, No. 3

しない自己中心的スキル」においては信頼性を高めした 2 項目を分析から除外し，再度因子分析を行っるため，独自に作成した項目ひとつを追加した。 1.

た (Table 1)。項目数が元の尺度である CPS の約半数全然違うになったが，CPS が大人による他者評価であるのにから

4. とてもそうだの 4 件法で評定対し，本研究のプレイフルネス尺度は児童による自を求めた。
(3) 衝 動 性 コ ン ト ロ ー ル 尺 度： Petersen, Schulen-

己評定のため児童が認識する遊びの態度を捉えていberg, Abramowitz, Offer, and Jarcho (1984) が作成した Aる。そのため，因子構造が変化することは妥当であ

Self-Image Questionnaire for Young Adolescents

り，本研究が重要視している児童の遊びに対する態(SIQYA) の下位尺度のひとつを下坂・西田・齊藤・度としてのプレイフルネスを測定していると考えら

伊藤・神藤・柳原・鶴田・久木山・西田・西村・榎れる。第 1 因子は積極的に友だちと関わることや活本・坂本・前川 (2000) が日本語に訳した衝動性コ

発さに関する内容の項目の負荷量が高いことからントロール尺度を小学生が理解可能な表現内容に修「積極的活動態度」因子と命名した。第 2 因子は遊正した。8 項目からなり

ぶ楽しさに関する内容の項目の負荷量が高いことかてもそうだ

1. 全然違うから

4. との 4 件法で評定を求めた。

ら「楽しむ態度」因子と命名した。第 3 因子は友だ(4) 遊びに関する質問：「体を動かす遊び」，「表現

ちとふざけ合う内容の項目の負荷量が高いことからする遊び」，「ゲーム機での遊び」それぞれについて「ふざけ態度」因子と命名した。次に内的整合性をよく遊ぶ人数（以下プレイ人数と表記）の回答を求

検 討 す る た め にα 係 数 を 算 出 し た。 そ の 結 果，めた。

α＝.67–.75 の値が得られた。内的整合性が十分であ結るとは言いがたいが，項目数が少ないためであると果考えられる。各因子の合計得点を，それぞれ積極的

すべての尺度に対して SPSS21.0 を用い評定値に対して主因子法・プロマックス回転による因子分析

活動態度，楽しむ態度，ふざけ態度の得点とした。
社会的行動尺度固有値の減衰状況（3.76, 2.32,

1.18, 1.04……）に基づき 3 因子構造を採用し，再度を行った。
固有値の減衰状況 (5.36,

因子分析を行った (Table 2)。第 1 因子は友だちを補

1.84, 1.67, 1.48……) と，因子の解釈可能性に基づき助，激励する行動の項目の負荷量が高いことから3 因子構造を採用した。.35 以下の因子負荷量を示「ポジティブな社会的行動」因子と命名した。第 2した 10 項目と，複数の因子に高い因子負荷量を示

因子は友だちを誹謗，揶揄する行動の項目の負荷量

プレイフルネス尺度

Table 1

プレイフルネス尺度の因子分析結果

質問項目

F1

F2

F3

.73
.69
.65
.51
.45
.42

−.06
.06
−.02
.14
−.12
−.01

.06
.02
.07
−.11
.10
−.15

−.07
.19
−.11

.77
.72
.72

.04
−.06
.07

−.07
.12

.00
.10

.86
.55

因子間相関

F1

F2

F2
F3

.64
.20

.28

〈F1 積極的活動態度 M＝17.60, SD＝3.77, α＝.75〉
自分からほかの子と遊ぶほうだ。
体を使って活発に遊んでいる。
遊んでいるときよく走ったり，とびはねたりする。
ほかの子と協力して遊ぶ。
ほかの子と遊ぶときはリーダーになる。
遊んでいるとき誰かに話しかけられたら，すぐに返事をする。
〈F2 楽しむ態度 M＝10.75, SD＝1.83, α＝.75〉
遊んでいると，楽しい。
遊んでいると元気があふれ出てくる。
遊びに熱中する方だ。
〈F3 ふざけ態度 M＝5.26, SD＝1.85, α＝.67〉
ほかの子とジョーダンを言い合う。
遊びの中でおどける（ふざける）のが好きだ。

木下・大西・森： 遊びが子どもの社会的行動に与える影響

Table 2

（ 213 ）

社会的行動尺度の因子分析結果

質問項目

F1

F2

F3

.79
.70
.59
.50
.46
.39

.08
−.14
.03
−.15
.25
.06

−.01
.02
−.10
.02
.01
.18

.10
−.02
−.05
.09
.02
−.28
.10
.02

.72
.54
.46
.46
.46
.43
.40
.38

.00
.03
.03
−.11
.15
−.06
.03
−.09

−.07
.12

−.05
.07

.86
.63

因子間相関

F1

F2

F2
F3

−.41
.46

−.02

〈F1 ポジティブな社会的行動 M＝18.54, SD＝3.47, α＝.72〉
友だちが一人でさみしそうなときは，声をかける。
友だちが困っているとき，手助けをする。
友だちが上手に何かをしたとき，ほめる。
友だちが失敗したとき，はげましたりなぐさめたりする。
周りと考えが違っても，自分の意見を言える。
友だちに会ったとき，自分から声をかける。
〈F2 ネガティブな社会的行動 M＝15.57, SD＝4.12, α＝.71〉
友だちを，「ばか」などと悪く言うことがある。
友だちが失敗すると，つい笑ってしまう。
友だちから何かを頼まれたとき，断ることがある。
友だちが一緒に帰ろうと誘ってきたとき，断ることがある。
友だちが本を読んでいるとき，面白いことがあれば騒いで友だちの邪魔になることがある。
友だちが困っていても，見過ごすことがある。
ほかの友だちがいるところで，仲の良い友だちと内緒話をすることがある。
友だちとの約束を守らないことがある。
〈F3 親和行動 M＝6.27, SD＝1.8, α＝.71〉
友だちと一緒にいることが多い。
友だちを遊びによく誘う。

が高いことから「ネガティブな社会的行動」因子と可能性がある。しかし，衝動性のコントロールに関命名した。第 3 因子は友だちに近づこうとする行動

する項目のみを使用した下坂他 (2000) はα係数の確の項目の負荷量が高いことから「親和行動」因子と認 の み に と ど ま っ て い る (α＝.66)。 な お，Patton,

命名した。次に内的整合性を検討するためにα係数

Stanford, & Barratt (1995) が衝動性を測定する尺度でを算出した。その結果，α＝.71–.72 の値が得られ，ある Barratt Impulsiveness Scale-11 において「注意衝十分な内的一貫性が示された。各因子の合計得点

動性」，「運動衝動性」，「非計画衝動性」の 3 因子をを，それぞれポジティブな社会的行動，ネガティブ

抽出しており，衝動性の多様性が示されている。こな社会的行動，親和行動の得点とした。

れらのことから，衝動性コントロール尺度は多因子固有値の減衰状況

構造の可能性があり，本研究の因子分析の結果にお(2.72, 1.21, 1.02……) と，因子の解釈可能性に基づき

いて 2 因子が抽出されたことは妥当であると考えら

2 因子構造を採用し，再度因子分析を行った。.35

れる。第 1 因子は物事に対する怒りなどの瞬間の衝

衝動性コントロール尺度

以下の因子負荷量を示した 1 項目を分析から除外

動性に関する内容の項目の負荷量が高いことからし，残った 7 項目で因子分析を行った (Table 3)。こ「瞬間衝動制御」因子と命名した。第 2 因子は普段の尺度は先述したように Petersen et al. (1984) が作成のこころの落ち着きに関する内容の項目の負荷量がした SIQYA の下位尺度のひとつを下坂他 (2000) が高いことから「日常平静維持」因子と命名した。次日本語訳したものである。そのため，先行研究におに内的整合性を検討するためにα係数を算出した。

いては 1 因子構造を採用している。SIQYA は 9 因子

その結果，α＝.64–.66 の値が得られた。内的整合性で構成されており衝動性のコントロールはそのうちが十分であるとは言いがたいが，項目数が少ないたのひとつである。これは他の因子の項目とともに因めであると考えられる。各因子の合計得点を，それ子分析をした結果であり，ひとつの因子の項目のみ

ぞれ瞬間衝動制御，日常平静維持の得点とした。

で因子分析を行った場合，異なった結果が得られる「瞬間衝動制御」因子の項目はすべて逆転項目で（ 214 ）応用心理学研究

Table 3Vol. 42, No. 3

衝動性コントロール尺度の因子分析結果
質問項目〈F1 瞬間衝動制御 M＝8.44, SD＝2.14, α＝.66〉
自分の思い通りにならないと怒る。*
すぐカッとなる。*
してはいけないとわかっていながら自分ではやめることができずに，してしまうことがある。*〈F2 日常平静維持 M＝10.91, SD＝2.63, α＝.64〉
自分は落ち着いた人間である。
おだやかな気分でいられることが多い。
苦しいことがあっても，何とか落ち着いている。
いつも自分をコントロールする。

* は逆転項目である。

Table 4

F2

.85
.70
.36

.09
−.03
−.15

−.10
−.01
.09
−.06

.61
.60
.51
.48

因子間相関

F1

F2

−.49

調査に用いた各尺度間の 2 変量相関
社会的行動

プレイフルネス積極的活動態度
楽しむ態度
ふざけ態度
ポジティブな社会的行動
ネガティブな社会的行動
親和行動
瞬間衝動制御

F1

楽しむ態度

ふざけ態度

.49***
̶.20***.28***
̶

ポジティブな ネガティブな
社会的行動
社会的行動
.63***.33***
.12*
̶

−.11
−.01
.32***−.26***
̶

衝動性コントロール
親和行動.54***.41***.22***.39***
.00
̶

瞬間
衝動制御

日常平静
維持

.07
−.04
−.32***.15**−.53***.02̶

.25***.17**−.17**.33***−.27***.20***.37******p＜.001, **p＜.01, *p＜.05あったため，逆転処理をした後に合計した。
調査に用いた各尺度間の 2 変量相関

本研究で使用した積極的活動態度，楽しむ態度，ふざけ態度，との間に低い正の相関が認められ，瞬間衝動制御(r＝−.32, p＜.001)，日常平静維持 (r＝−.17, p＜.001)との間には低い負の相関が示された。

ポジティブな社会的行動，ネガティブな社会的行動，

なお，プレイフルネスの各因子と各遊びのプレイ

親和行動，瞬間衝動制御，日常平静維持の各変数間

人数との相関は r＝.12–.28 と低い正の相関が示されの相関係数を算出した (Table 4)。積極的活動態度とた。この結果から，プレイフルネスと遊びの外的環

他 尺 度 と の 関 連 に つ い て は， 楽 し む 態 度 (r＝.49,

境の一部であるプレイ人数との関係性が低いことが

p＜.001)，ポジティブな社会的行動 (r＝.63, p＜.001)，

確認された。

親和行動 (r＝.54, p＜.001) との間に中程度の正の相

衝動性コントロールによる分類 衝動性コントロー

関が認められ，ふざけ態度 (r＝.20, p＜.001) と日常

ル尺度の 2 因子に対して Ward 法によるクラスタ分

平静維持 (r＝.25, p＜.001) との間に低い正の相関が析を行い，2 つのクラスタを得た（第 1 クラスタ 87

示された。楽しむ態度と他尺度との関連について。
名，第 2 クラスタ 213 名； χ2＝52.92, df＝1, p＜.001）

は，親和行動との間に中程度の正の相関が認められ次に得られた 2 つのクラスタを独立変数とし，衝動(r＝.41, p＜.001)，ふざけ態度 (r＝.28, p＜.001)，ポジ性コントロール尺度の 2 因子を従属変数とした対応

ティブな社会的行動 (r＝.33, p＜.001)，日常平静維持のない t 検定を行った。その結果，瞬間衝動制御(r＝.17, p＜.01) との間には低い正の相関が示された。

(t＝16.15, df＝268, p＜.001)，日常平静維持 (t＝16.71,

ふざけ態度と他尺度との関連については，ポジティ

df＝259, p＜.001) ともに有意な群間差が認められた。

ブな社会的行動 (r＝.12, p＜.05)，ネガティブな社会

瞬間衝動制御，日常平静維持ともに第 1 クラスタ＞

的行動 (r＝.32, p＜.001)，親和行動 (r＝.22, p＜.001)

第 2 クラスタであった。そこで，第 1 クラスタを

木下・大西・森： 遊びが子どもの社会的行動に与える影響（ 215 ）

「衝動制御高群」，第 2 クラスタ「衝動制御低群」と結果 AIC＝81.361 となり，プレイフルネスが社会的した。

行動に影響を与えるモデルの方が適合度が高かっ

2 つの衝動制御群と他尺度との関係 2 つの衝動

た。遊び行動の裏に存在する遊びに対する態度が日

制御群における各尺度の得点差を検討するために，常生活における社会的行動に影響を与えるという仮対応のない t 検定を行った。その結果，ふざけ態度

定のもとにモデルを構成し，分析の結果からも影響(t＝−4.81, df＝298, p＜.001)，ポジティブな社会的行

モデルの適合性が認められた。このことから，プレ動 (t＝3.21, df＝298, p＜.01)，ネガティブな社会的行

イフルネスが社会的行動に影響を与えている可能性

動 (t＝−7.19, df＝298, p＜.001) において有意な差がが高いと考えられる。プレイフスネスが社会的行動認められた。衝動制御高群は衝動制御低群よりもポに与える影響モデルの衝動制御高群と衝動制御低群

ジティブな社会的行動が有意に高く，一方ふざけ態の標準化された因果係数と決定係数を Figure 1 に示

度とネガティブな社会的行動は衝動制御高群よりもす。

衝動制御低群の方が有意に高かった。

ポジティブな社会的行動に影響を与える要因

衝

社会的行動に影響を与える要因モデルの検討 2 つ動制御高群 (β＝.49, p＜.001)，衝動制御低群 (β＝.65,の衝動制御群において，プレイフルネスが社会的行

p＜.001) ともに積極的活動態度からポジティブな社動に与える影響モデルに Table 4 の相関を考慮した会的行動へのパスが有意であったことから仮説 1 は因果モデルを構成し，Amos21.0 を用いて多母集団支持された。

同時の共分散構造分析を行った。また，ふざけ態度

ネガティブな社会的行動に影響を与える要因

衝から親和行動へのパスに等値制約を加えた。等値制

動制御低群においてのみふざけ態度からネガティブ

約を加える前のモデルと，等値制約を加えた後のモな社会的行動へのパスが有意であった (β＝.33, p＜.001)。

デルとを比較したところ，制約を加える前のモデル

この結果から，仮説 2 は支持されなかった。

(AIC＝80.413) よりも制約を加えた後のモデル (AIC＝親和行動に影響を与える要因

積極的活動態度か

78.507) の適合度が高かった。よって等値制約を加ら親和行動へのパスは衝動制御高群 (β＝.52, p＜.001)，

えたモデルを採用した。また，社会的行動がプレイ

衝動制御低群 (β＝.41, p＜.001) ともに有意であった。

フルネスに与える影響モデルを同手続きで検討した

ここまでの研究で，積極的活動態度がポジティブ

Figure 1

プレイスフルネスが社会的行動に与える影響モデル（衝動制御高・低群）

（ 216 ）応用心理学研究

Vol. 42, No. 3

な社会的行動を高めることが明らかとなった。一における各尺度の得点差を検討するために，3 つの方，プレイフルネスがネガティブな社会的行動に与

プレイ人数群を独立変数，各尺度の得点を従属変える影響に関しては，衝動制御高群においては影響

数として 1 要因の分散分析を行った。その結果，積がないことが示されたが，衝動制御低群においては極的活動態度 (F(2, 204)＝5.01, p＜.01)，ネガティブ

ふざけ態度がネガティブな社会的行動を高める結果

な 社 会 的 行 動 (F(2, 204)＝3.85, p＜.05)， 親 和 行 動が示された。

(F(2, 204)＝4.53, p＜.05) において有意な群間差がみ

集団遊びにはルールを守るなどネガティブな社会られた。Tukey の HSD 法（5％水準）による多重比的行動を抑制する役割があるとされている（白石，較を行ったところ，積極的活動態度については少人

1988）。一方，4〜6 年生はクラスのみんなを友だち

数群＞中人数群＝多人数群となった。ネガティブなと認識しているグループ，ギャンググループ，チャ

社会的行動については多人数群＞少人数群であっムグループの 3 種が混在していると予測される。

た。また，親和行動については中人数群＞少人数群

ギャンググループは，排他性・閉鎖性が強く，仲間であった。

内だけで通じるルールや言葉を使用し，その中で役

プレイ人数群での多母集団同時分析

3 つのプレ

割や規範などを学ぶとされている。一方，チャムグ

イ人数群において，プレイフルネスが社会的行動にループは，同性の親友から構成され，相互信頼を持与える影響を検討するために，Amos21.0 を用いてつ一方で，友人関係におけるトラブルに悩むという多母集団同時の共分散構造分析を行った (Figure 2)。

特徴をもつ（堀野・濱口・宮下，2000； 國枝・古

ポジティブな社会的行動に影響を与える要因

少橋，2006）。このように集団にも種類が存在し，そ人数群 (β＝.77, p＜.001)，中人数群 (β＝.52, p＜.001)，の種類や人数によって社会的行動に与える影響にも多人数群 (β＝.46, p＜.01) すべてにおいて積極的活差が生じると考えられる。そこで，プレイ人数の違動態度からのパスが有意であった。
少う集団間においてプレイフルネスが社会的行動に与

ネガティブな社会的行動に影響を与える要因

える影響を検討するとともに，集団の効果によって，人数群 (β＝−.35, p＜.001) と多人数群 (β＝−.31, p＜.05)

衝動制御低群におけるふざけ態度がネガティブな社においてのみ積極的活動態度からのパスが有意で会的行動を高める影響を抑制するのかについても検あった。また，ふざけ態度からのパスも少人数群討する。その際，学年が上がることに伴い，ギャン(β＝.33, p＜.01) と多人数群 (β＝.32, p＜.05) においてググループがチャムグループへ移行し，プレイ人数

のみ有意であった。

も変化することも考えられるが，本研究では分散分

親和行動に影響を与える要因

少人数群 (β＝.45,

析 の 結 果，「表 現 す る 遊 び」(F(2, 295)＝0.74, n.s.)，p＜.001)，中人数群 (β＝.22, p＜.05)，多人数群 (β＝.67,「ゲーム機での遊び」(F(2, 297)＝0.31, n.s.) のプレイ

p＜.001)，全てにおいて積極的活動態度からのパス

人数については学年間に有意な差が示されず，「体のみ有意であった。

を動かす遊び」については有意な差が示されたがパス係数値間の差

パス係数値間の差の検定統計(F(2, 293)＝3.52, p＜.05)，その後の検定において有意量に着目したところ，積極的活動態度から親和行動な差が示されなかったため，全学年を対象として検へのパスにおいて中人数群と多人数群の間でパス係討することとした。

数の差が有意であった (z＝2.28, p＜.05)。

衝動制御低群におけるプレイ人数での比較

プレ

イ人数に大きな差が生じると考えられる「体を動かす遊び」を対象にプレイ人数 (M＝5.08, SD＝4.13) をM±0.5 SD で分け，1〜3 人である少人数群 (n＝83),

考察

プレイフルネスの影響―衝動制御群比較―
衝動制御高，低群の共通点

積極的活動態度は衝4〜7 人である中人数群 (n＝86), 8 人以上である多人動制御の高低に関係なく，積極的活動態度が高い児

数群 (n＝38) に群分けを行った。3 つのプレイ人数

童ほどポジティブな社会的行動が高いことが示され群においてプレイフルネスが社会的行動に与える影た。渡辺・佐藤 (2005) は積極的・主張的関わりの響の差を検討した。

スキルはいたわり行動や援助行動を促進することをプレイ人数間での分散分析

3 つのプレイ人数群

明らかにしている。本研究における積極的活動態度

木下・大西・森： 遊びが子どもの社会的行動に与える影響

Figure 2（ 217 ）

プレイスフルネスが社会的行動に与える影響モデル（少・中・多人数群）

は積極的に友だちと関わるプレイフルネスを扱ってが高い児童ほどポジティブな社会的行動が高いこといるため，いたわり行動や援助行動を含むポジティが示された。また，プレイ人数群間での分散分析のブな社会的行動を促進するという結果は妥当なもの

結果，有意な差がなかった。これまでの研究においであると言える。これにより遊びが社会性を発達さて集団遊びは個人遊び，少人数遊びよりも社会性をせるという従来の仮説は，プレイフルネスの一側面育むとされてきた（大畠他，2002； 遠藤他，2007）。

がポジティブな社会的行動を促進するという意味で

しかし，本研究では遊ぶ人数の違いではポジティブ

本研究においては部分的に支持されたことになる。

な社会的行動には差は出ないという結果が示され衝動制御が低い児童

た。どのような遊びにおいても，他者と積極的に関でのみ，ふざけ態度が高い児童ほどネガティブな社

わる態度は，他者との関係をもつことに繋がるた会的行動が高いことが示された。ふざけ態度は遊び

め，その関係性の中でポジティブな社会的行動を身の中でふざけようとする傾向を扱っており，ネガにつけることができる。そのため，遊ぶ人数の違い

ティブな社会的行動は友だちを誹謗，揶揄する行動

ではポジティブな社会的行動および，積極的活動態について測定したものである。遊びの中でふざける

度がポジティブな社会的行動に与える影響には差は傾向の高い児童は，日常生活においても友だちを揶

出ないという結果が示されたと考えられる。

衝動制御高，低群の相違点

揄することがあると考えられる。衝動制御が高い児

プレイ人数少，中，多群の相違点

少人数で遊ぶ童は，遊びの中ではふざけていても，日常生活にお群と多人数で遊ぶ群において積極的活動態度が高い

いてはふざけて友だちを揶揄するなどの攻撃的な衝児童ほどネガティブな社会的行動が低いことが示さ

動を制御することができ，一方で衝動制御が低い児れた。積極的活動態度は遊びの中で積極的に友だち

童は，衝動を制御することができずに遊びの中でもと関わる態度について扱っており，ネガティブな社

日常生活でも友だちを揶揄してしまうのだと考えら会的行動は友だちを誹謗，揶揄する行動について測れる。

定したものである。積極的に友だちと関わろうとす

プレイフルネスの影響̶プレイ人数群比較̶

ることは，友達との仲を深めることに繋がるため，積極的活動態

友だちを誹謗，揶揄することが減少したのではない

度はプレイ人数の大小に関係なく，積極的活動態度

かと考えられる。また，ふざけ態度が高い児童ほど

プレイ人数少，中，多群の共通点

（ 218 ）応用心理学研究

ネガティブな社会的行動が高いという結果が少人数

Vol. 42, No. 3も示唆された。

で遊ぶ群と多人数で遊ぶ群において示された。ふざ最後に本研究の今後の課題について述べる。まけ態度は遊びの中でふざけようとする態度についてず，本研究では遊びに対する態度が社会的行動に与扱っており，遊びの中でふざけようとする児童は，える影響を検討したが，遊びに対する態度と社会的日常生活においても友だちをふざけて揶揄すること

行動を同時に調査した。本来，影響を検討する際はがあるのだと考えられる。

独立変数と従属変数の調査時期を適切にずらす必要

一方，中人数で遊ぶ群では積極的活動態度，ふざがある。そのため，今後は遊びに対する態度を先にけ態度がともにネガティブな社会的行動に影響を与調査し，その後社会的行動を調査する研究が望まれえていなかった。中人数で遊ぶ群のプレイ人数が 4る。さらに，内的な遊びに対する態度が発達的に形〜7 人であることから，ギャンググループに相当す

成される時期，その態度が行動に表れるまでの時間ると考えられる（堀野他，2000）。ギャンググルー

も考慮に入れた縦断的研究が求められる。また，本プは閉鎖的で，自分たちのグループの中で独自の研究で着目した要因以外にも遊びの種類，遊びの時ルールを設け，グループの固有性を確立し，グルー間など社会的行動に影響を与える遊びの要因は多々プ内の一体感を重視する。そのため，グループの構想定される。これらの要因を踏まえ遊びに対する態

成員はグループ内外で行動に差をつけることを集団度と環境の両側面から遊びと社会性との関連を検討から求められる。したがって，中人数で遊ぶ児童する必要がある。本研究では調査協力校が同県の 2は，遊び仲間内と遊び仲間外の行動に差をつけよう

校であるため，今後の研究においては他県にわたるとするため，遊びの中での態度と遊びの外での行動

多数の小学校で調査を行う必要があるだろう。まとの間に隔たりが発生し，遊びの中での積極的活動

た，本研究で参考にした Children s Playfulness Scale

態度およびふざけ態度が遊びの外でのネガティブなは 20 年以上前にアメリカにおいて作成された尺度

社会的行動に影響を与えなかったことが考えられである。アメリカと日本との遊びの文化的な差が存る。

在する可能性があることから，文化差を考慮したプ

まとめと今後の課題

レイフルネスを測定する尺度の開発が望まれる。

本研究はプレイフルネスという遊びに対する態度
が児童の社会的行動に与える影響を検討した。その結果，従来の研究で実証的に示されていなかった遊
びがおおむねポジティブな社会的行動を促進することが明らかになった。一方で衝動制御が難しい児童においてプレイフルネスのふざけ態度がネガティブな社会的行動を高めることが示された。これにより，従来考えられてきた遊びが社会性を促進するという通説は，衝動の制御が難しい児童においては必ずしも正しいとはいえないことが示された。
また，衝動の制御が難しい児童において，プレイ人数によってプレイフルネスが社会的行動に与える影響が異なることが明らかになった。さらに，大畠他 (2002) や遠藤他 (2007) で示されていた少人数で遊ぶよりも集団で遊ぶ方が社会性を向上させるという結果は本研究では支持されなかった。遊びの態度
が児童のポジティブな社会的行動を促進し，ネガ
ティブな社会的行動を抑制する影響を与えるという本研究の結果から，遊びの重要性が明らかになったが，遊びの中と外との区別をつける必要があること

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（受稿： 2016.2.10； 受理： 2016.8.31）