Japanese Journal of Applied Psychology
2016, Vol. 41, No. 3, 299–307

資料

中学生の内的作業モデルの変化と学校適応感との関連
粕 谷 貴 志*The Relationship between Changes in Internal Working Models andAdaptation in Junior High School Students
Takashi KASUYA*
The study investigated the developmental changes in internal working models and the relationship between thechanges and the adaptation in junior high school students. The questionnaire on internal working models and thetwo adaptation scales, satisfaction in school life and school morale were conducted to participants at pre and post
during 9 months. These results showed that the degrees of secure , anxious/ambivalent and avoidant were relatively stable in 9 months. Positive correlation between the changes in internal working models and the adaptation
scales were observed. These results were interpreted as indicating that the adaptation in school should be considered in guiding the students internal working models.
key words: attachment, internal working models, short-term longitudinal study, school adaptation, junior highschool student

問題と目的

この IWM は，心的表象として内在化され，生涯にわたって個人の認知構造に影響を与え続ける可能

Bowlby (1973, 1980) は，アタッチメント理論の中性が指摘されており (Bowlby, 1988)，その後の研究で，乳幼児期からのアタッチメント対象とのかかわにおいて，それを支持する知見が提出されてきていりの中で形成された「他者と自己の有効性に関するる。たとえば，Sroufe, Egeland, & Kreutzer (1990) は，心的表象」として内的作業モデル（Internal Working

乳幼児期に安定的な IWM を示した子供は，ある時Models: 以 下 IWM と 表 記） の 概 念 を 提 唱 し た。

期に不適応に陥ったとしても，小学校における適応

IWM とは，アタッチメント対象との具体的な経験が 良 好 で あ る こ と を 明 ら か に し て い る。 ま た，の中で形成されたアタッチメント対象への近接可能

Grossmann & Grossmann (1991) は，乳幼児期に安定性や，アタッチメント対象の情緒的応答性に関する的な IWM を示していた場合，その後の親密な友人

表象および自分の他者への働きかけの有効性に関す間関係をもちやすく，ネガティブな感情が生起するる表象モデルである。この表象モデルの差異によ

状況においても，他者を信頼して援助を求めていく

り，個人のアタッチメントスタイルの違いが生じる

ことが容易であることを明らかにしている。IWMと考えられており，その特徴によってアタッチメン

は，他者と自己に関する各個人の認知的枠組みとし

トスタイルは安定，不安／アンビバレント，回避なて働き，乳幼児期だけでなく，その後も対人的出来

どのアタッチメントタイプとしてカテゴリー化され事の解釈や知覚，未来の予測，行動のプランニングる。

に関与し，対人関係や社会適応に影響すると考えら* 奈良教育大学

Nara University of Education, Takabatakecho, Nara-shi, Nara 630–8528, Japan（ 300 ）応用心理学研究れている。

Vol. 41, No. 3の友人などに対象が拡大することを指摘した。その児童期から思春期においても IWM の個人差は，後の研究では，児童期から思春期にかけて，アタッ

社会的有能さや学校適応，心理社会的適応との関連

チメント対象が両親から友人へと徐々に移行するこがあることが指摘されている。Cohn (1990) は，小とが明らかにされている (Zeifman & Hazan, 2008)。

学校低学年の時期に母親へのアタッチメントが不安

思春期において，学校における友人関係や集団適応定型であった場合，教師から社会的に有能ではなくが IWM の更新の要因となる可能性が推測される。

問題があると評定され，仲間からは攻撃的であるとIWM が，年齢が上がるにつれて可塑性を減じて変見られる傾向にあることを明らかにしている。本多容が難しくなっていくとすれば，思春期における(2002) は，小学校高学年の児童の母親へのアタッチ

IWM の変容の様相とその要因を検討することは，メントを測定し，共感，攻撃性，コンピテンス，対

思春期における IWM の変容の可能性を明らかに

人不安傾向において，アタッチメントスタイルによし，その変容に関連する要因についての示唆を得る

る差異があることを示唆している。五十嵐・萩原

意味で意義があると思われる。また，得られた知見(2004) は，中学生を対象として，回想法により得ら

は，IWM の視点から児童生徒の適応を援助するた

れた幼少期の親へのアタッチメントタイプと不登校めの重要な示唆を得ることにつながると考えられ傾向との関連を指摘している。また，粕谷・河村る。

(2005a) は，中学生の IWM を測定し，安定型である

本研究では，中学生を対象に IWM の短期縦断的場合，スクール・モラールが高く学校適応が良好で変化の様相を把握し，その変化と友人関係や学級内ある可能性を示唆している。IWM の個人差は，児での関係性などの学校適応に関する要因との関連を

童期，思春期において対人関係や学校適応に影響を検討することが目的であった。

あたえる要因であることが示唆されており，児童生

方徒の適応を援助するうえで考慮すべき重要な視点であると考えられる。

法

調査対象者

人生早期に形成された IWM は，後の修正や再評

A 県および B 県の公立中学校の 1 年生から 3 年生

価に困難をきたすことが指摘され (Bowlby, 1982)，

592 名 に 対 し て 調 査 を 実 施 し た。 内 訳 は，1 年 生

IWM の個人差はある程度持続され，年齢が上がる

188 名（男子 102 名，女子 86 名），2 年生 195 名（男につれて，可塑性を減じ，安定性・固定性を増して子 106 名， 女 子 89 名），3 年 生 209 名（男 子 90 名，

い く と 考 え ら れ て い る。 し か し 同 時 に，Bowlby

女子 119 名）であった。

(1988) は，IWM の更新 (up-dating) の機能にも言及

調査時期しており，情緒的コミュニケーションによる IWM

1 回目の調査は 2009 年 5 月，2 回目の調査は 2010の再構成の可能性を示唆している。長期縦断研究で

年 2 月に実施された。

は，乳幼児期と成人期の IWM タイプの一致率は，

調査質問紙

安定型，不安／アンビバレント型，回避型の 3 タイ

学年，性別の基本属性および，2 回の調査でのプの分類において 64％であったことが報告されてデータの照合のためだけに用いることを説明し，組いる (Waters, Merrick, Treboux, Crowell, & Albersheim,と出席番号の記入を求めた。その後，① IWM 尺度

2000)。また，IWM の再構成については，AAI (Adult

および，承諾の得られた学級のみ②学校生活満足度

Attachment Interview; Main, Kaplan, & Cassidy, 1985)

尺度，③スクール・モラール尺度に回答を求めた。

における「獲得された自律性」タイプの存在からも① IWM 尺 度： 粕 谷・ 河 村 (2005b) の IWM 尺 度

そ の 可 能 性 が 示 さ れ て お り， 縦 断 研 究 に よ っ て

17 項目（安定 6 項目，不安／アンビバレント 6 項

IWM タイプの変容に言及した研究もみられる（例目，回避 5 項目）を用いた。回答方法は，「あてはえば，山岸，1997; Hamilton, 2000）。

まる」（4 点）から「あてはまらない」（1 点）まで

IWM の形成にかかわるアタッチメント対象につの 4 件法であった。

いて Bowlby (1982) は，青年期になると，親に対す②学校生活満足度尺度： 河村 (1999a) の学校生活

るアタッチメントは変化し，親以外の大人や同年代

満足度尺度 20 項目（承認 10 項目，被侵害 10 項目）

粕谷： 中学生の内的作業モデルの変化（ 301 ）を用いた。回答方法は「とてもそう思う」（5 点）とした。1 回目と 2 回目の調査における各因子の得から「全くそう思わない」（1 点）までの 5 件法で点の学年別，男女別の平均と標準偏差および，分散あった。

分析結果は Table 1 に示した。その結果，すべて交③ ス ク ー ル・ モ ラ ー ル 尺 度： 河 村 (1999b) の ス

互作用は有意ではなく，不安／アンビバレント得点

クール・モラール尺度 20 項目（友人 4 項目，学習において 1 回目，2 回目ともに性別の主効果が有意4 項目，教師 4 項目，学級 4 項目，進路 4 項目）を（F(1, 531)＝27.80, p＜.01; F(1, 531)＝31.92, p＜.01）で用いた。回答方法は，「とてもそう思う」（5 点）かあり，男子より女子の得点が高い結果であった。まら「全くそう思わない」（1 点）までの 5 件法であった，一回目調査の回避得点において，学年の主効果た。

が有意（F(2, 531)＝4.58, p＜.05）であり，多重比較調査手続きの 結 果，3 年 生 が 1 年 生，2 年 生 よ り 高 い 結 果 で各学級担任に調査を依頼し，学級ごとに集団で実あった。

施した。その際，調査実施前に対象生徒に対して，

IWM 尺度の各因子の得点をもとに，IWM のタイ「学校の成績や本人の評価に一切関係がないこと」

プを 4 タイプにカテゴリー化した。方法は，粕谷・「答えたくない場合には，回答を中止してよいこと」

河村 (2005b) によった。具体的には，①「安定型」：「調査用紙を担任等，学校の先生が見ることはない

安定得点より，不安／アンビバレント得点と回避得こと」を説明することを依頼した。無記名で回答を点がともに低いタイプ，②「不安／アンビバレント

求め，回答時間は，IWM 尺度のみの学級は 10 分，型」： 安定得点より，不安／アンビバレント得点が学校生活満足度尺度および，スクール・モラール尺高く回避得点は低いタイプ，③「回避型」： 安定得度を実施した学級は，20 分から 25 分であった。

点より，回避得点が高く不安／アンビバレント得点

結は低いタイプ，④「不安定混在型」： 安定得点より，

果

不安／アンビバレント得点と回避得点がともに高い

有効回答は，537 名（有効回答率 90.7％）であった。無効回答は，調査実施日に欠席していた生徒のタイプ。なお得点比較は，各下位尺度の項目数と分散の違いを考慮し，標準得点を用いた。

未回収分と，項目の一部に回答のないものおよび，

まず，IWM 尺度の各因子の得点の変化の傾向を全項目に同じ選択肢を回答するなど著しく偏った回検討するために，尺度ごとに 1 回目と 2 回目の得点答をしているものであった。

–（1 回目の差を求めた。用いた式は（2 回目の得点）

IWM の変化の検討得点）であり，差が正の値である場合に，安定得点

IWM 尺度の有効回答者 537 名のデータをもとに，

ではプラス方向の変化，不安／アンビバレントおよ

因子分析を行った。その結果，先行研究（粕谷・河び回避得点においては，マイナス方向の変化とな

村，2005b）同様の 3 因子構造が確認され，それぞる。学年別，男女別の平均，標準偏差および分散分れ安定因子，不安／アンビバレント因子，回避因子

析の結果は Table 2 に示した。その結果，すべて交と考えられた。因子の項目の得点を合計してそれぞ互作用は有意ではなく，不安／アンビバレント得点

れ安定得点，不安／アンビバレント得点，回避得点の み 学 年 の 主 効 果 が 有 意 と な り F(2, 531)＝3.06,

Table 1

安定得点と不安／アンビバレント得点と回避得点の平均，標準偏差および学年，性別の要因による分
散分析結果
1 年生

2 年生

3 年生

学年

性別

男子 n＝92 女子 n＝77

男子 n＝92 女子 n＝80

男子 n＝83 女子 n＝113

F値

F値

1 回目 16.96 (3.70) 17.23 (3.17)
2 回目 17.03 (3.22) 17.71 (3.29)
不安／アンビ
1 回目 13.00 (3.52) 14.40 (3.90)
バレント得点 2 回目 13.20 (3.84) 14.88 (3.94)
回避得点
1 回目 8.65 (3.14) 8.52 (2.49)
2 回目 8.66 (3.11) 8.60 (2.71)

17.20 (3.29) 16.55 (3.43)
16.97 (3.88) 16.43 (3.88)
13.41 (4.12) 14.69 (3.75)
13.75 (4.47) 15.65 (3.64)
8.62 (3.35) 8.20 (2.94)
8.24 (3.04) 8.40 (3.01)

17.16 (3.60) 16.40 (2.86)
16.89 (3.57) 16.59 (2.98)
13.16 (3.62) 15.58 (3.39)
13.14 (3.77) 15.26 (3.51)
8.99 (2.92) 9.65 (3.21)
8.67 (2.68) 9.26 (3.21)

安定得点

(

) 内は標準偏差，*: p＜ .05 **: p＜ .01, n＝537

交互作用0.42 n.s.
1.68
n.s.
1.26 n.s.
2.05 n.s.
0.03
n.s.
1.49 n.s.
1.45 n.s.
27.80 ** 男＜女 1.33 n.s.
1.36 n.s.
31.92 ** 男＜女 0.14 n.s.
n.s.
1.54 n.s.
4.58 * 1 年・2 年＜3 年 0.02
2.12 n.s.
0.75
n.s.
0.55 n.s.

（ 302 ）応用心理学研究

安定得点と不安／アンビバレント得点と回避得点変化の平均，標準偏差および学年，性別の要因による分散分析結果

Table 2

1 年生

安定得点
不安／アンビバレント得点
回避得点

(

2 年生

男子 n＝92 女子 n＝77

男子

0.08 (2.94) 0.48 (3.15)
0.20 (3.89) 0.48 (3.77)
0.01 (3.21) 0.08 (2.77)

3 年生

女子

性別

F値

F値

交互作用

n＝113

−0.23 (2.88) −0.13 (2.62)
0.34 (3.17)
0.96 (2.63)−0.27 (2.57)
0.19−0.01 (3.05) −0.33(1.99)(2.55)

1.28 n.s.
1.91 n.s. 0.23
3.06 * 2 年＞3 年 0.51 n.s. 1.02

n.s.
n.s.

−0.38 (2.60)−0.31 (2.70) −0.39(2.65)

0.96 n.s.

n.s.

n＝80

0.20 (2.66)

男子

学年

女子

n＝92

n＝83

0.62 n.s. 0.69

) 内は標準偏差，*: p ＜ .05, n＝537

得点変化を求め，両者の相関を検討した。その結Table 3 IWM タイプごとの出現数

安定型
不安／アンビバレント型
回避型
混在型
(

Vol. 41, No. 3

1 回目

2 回目

198 (36.9)
64 (11.9)
65 (12.1)
210 (39.1)

216 (40.2)
56 (10.4)
58 (10.8)207 (38.5)) 内は％，n＝537

果，承認得点の変化と安定得点の変化に弱い正の相関 (.330) が見られた。また，被侵害得点の変化と不安 ／ ア ン ビ バ レ ン ト 得 点 の変 化 に弱 い 正 の 相 関(.324) が見られた。また，被侵害得点の変化と回避
得点の変化の相関は有意であったが値は小さく，ほとんど相関はないという結果 (.193) であった (Table5)。次に，1 回目と 2 回目のスクール・モラール尺

p＜.05），多重比較の結果，3 年生より 2 年生の変化

度各因子の得点変化を求め，IWM 各因子の得点変が大きいという結果であった。また，安定得点の変化との相関を求めた。その結果，友人得点の変化

化の平均，不安／アンビバレント得点の変化の平は，安定得点の変化と弱い正の相関 (.396)，不安／

均，回避得点の変化の平均は，すべて 1 点未満の値

アンビバレント得点の変化と弱い負の相関 (−.257)であった。

が見られた。また，学級得点の変化は，安定得点の次に，1 回目と 2 回目の IWM タイプの出現数を変化と弱い正の相関 (.339)，不安／アンビバレント比較した。その結果，各 IWM タイプにおける 1 回

得点の変化と弱い負の相関 (−.382) が見られた。さ目と 2 回目の変化は，3 名から 18 名の範囲であっらに，教師得点の変化は安定得点と，学習得点の変た (Table 3)。次に，1 回目と 2 回目の IWM タイプ

化は不安／アンビバレント得点と，それぞれ相関はの変化カテゴリーごとに集計をおこなった。その結有意であったが値は小さくほとんど相関はないとい

果，全体の 61.4％において IWM タイプの変化が見う結果 (.188, .198) であった (Table 6)。

られなかった。安定型と不安定型（不安／アンビバ

IWM タイプの変化ケースの検討

レント型，回避型，不安定混在型）の 2 つのカテゴ

IWM の変化の実際および，IWM の変化と変化にリーで見たときには，76.5％が同じカテゴリーで変関連する要因とのかかわりをより明らかにするため化がないという結果であった。また，IWM タイプに，個別の IWM の変化の様相を検討した。1 回目の変化があったもののうち，15.1％が不安定型間のと 2 回目の学校生活満足度尺度および，スクール・

変 化，13.4％ が 不 安 定 型 か ら 安 定 型 へ の 変 化，

モラール尺度に回答が得られた生徒のうち，IWM

10.1％ が 安 定 型 か ら 不 安 定 型 へ の 変 化 で あ っ た

タイプが不安定混在型から安定型に変化した 7 名の(Table 4)。

IWM 各因子，学級満足度尺度各因子，スクール・

IWM 各因子の得点変化と学校適応感との関連の検モラール尺度各因子の得点変化を検討した (Table

討7)。その結果，安定得点の変化はケース A におい

IWM の変化と学校適応感との関連を検討するたて 11 と大きかったが，他のケースは変化が比較的めに，1 回目と 2 回目の学校生活満足度尺度およ小さい値であった。不安／アンビバレント得点および，スクール・モラール尺度に回答が得られた 114

び回避得点は，ケースによって差が見られるもの

名（男子 60 名，女子 54 名）を対象に，IWM 各因の，安定得点に比べて変化が大きい傾向が見られ子の得点変化および，学校生活満足度尺度各因子のた。今回の調査で不安定混在型から安定型へと変化

粕谷： 中学生の内的作業モデルの変化

Table 4（ 303 ）

IWM タイプの変化カテゴリおよび変化タイプごとの出現数

カテゴリ

変化タイプ

出現数

カテゴリ合計変化なし

安定→安定
不安／アンビバレント→不安／アンビバレント
回避→回避
混在→混在

144 (26.8)
24 (4.5)
20 (3.7)
142 (26.4)

330 (61)

変化あり（不安定型→不安定型）

不安／アンビバレント→回避
不安／アンビバレント→混在
回避→不安／アンビバレント
回避→混在
混在→不安／アンビバレント
混在→回避

3 (0.6)22 (4.1)
3 (0.6)21 (3.9)
12 (2.2)
20 (3.7)

81 (15)変化あり（不安定型→安定型）

不安／アンビバレント→安定
回避→安定
混在→安定

15 (2.8)
21 (3.9)36 (6.7)

72 (13)

変化あり（安定型→不安定型）

安定→不安／アンビバレント
安定→回避
安定→混在

17 (3.2)
15 (2.8)
22 (4.1)

54 (10.1)() 内は％，n＝537

Table 5

WM 各因子の得点変化と承認および被侵害因子の得点変化との偏相関

安定得点
不安／アンビバレント得点
回避得点

承認得点

被侵害得点

.330**
−.118
−.128

.022
.324**.193**: p＜ .05 **: p ＜ .01，偏相関係数は学年と性別の要因を統制して求めた。n＝114

外のケースでは，IWM 各因子の得点変化と有意な相関が見られた承認得点，被侵害得点，友人得点，学級得点においても，変化はいずれも 3 以下であり，大きな変化ではなかった。
次に，1 回目と 2 回目の学校生活満足度尺度および，スクール・モラール尺度に回答が得られている生徒のうち，IWM タイプが安定型から不安定混在型に変化した 5 名の IWM 各因子，学校生活満足度
尺度各因子，スクール・モラール尺度各因子の得点したケースでは，安定得点の増加によって安定因子変化を検討した (Table 8)。その結果，5 ケースともが優勢となったというより，不安／アンビバレント

安定得点の減少が見られた。不安／アンビバレント

得点および，回避得点が減少したことにより，相対得点は，5 ケース中 3 ケースで増加，回避得点は，的に安定因子が優勢となり，IWM タイプが安定型

5 ケース中 4 ケースで増加していた。今回の調査でに変化したケースが多く見られた。

安定型から不安定混在型へと変化したケースでは，また，学校生活満足度尺度および，スクール・モ

安定得点の減少と同時に，不安／アンビバレント得ラ ー ル 尺 度 の 得 点 変 化 と の 関 連 で は， 安 定 得 点

点，回避得点のどちらか，または両方の増加が見ら(＋11) が比較的大きく増加したケース A では，他れた。また，学校生活満足度尺度および，スクーのケースと比べて，承認得点 (＋23)，被侵害得点

ル・モラール尺度の得点変化との関連では，ケース(−19)，友人得点 (＋7)，学級得点 (＋12) の変化がH, I, K において，被侵害得点の増加 (＋5, ＋12, ＋4)

比較的大きい傾向が見られた。また，ケース B でと安定得点の減少 (−4, −7, −6) が大きい傾向が見は，不安／アンビバレント得点 (−6) と回避得点られた。また，承認得点の減少 (−21) と友人得点(−4) の減少と被侵害得点 (−15) の比較的大きな減(−12) の減少が比較的大きかったケース L において少 が 同 時 に 見 ら れ た。 ケ ー ス C に お い て は， 不も安定得点 (−4) の減少が見られた。

安／アンビバレント得点 (−7) の比較的大きな減少と承認得点 (＋5) の増加が同時に見られた。それ以（ 304 ）応用心理学研究

Table 6

IWM 各因子の得点変化とスクール・モラール各因子の得点変化との偏相関
友人.396**−.257**

安定得点
不安／アンビバレント得点
回避得点†

Vol. 41, No. 3

−.155

学習

教師

.122
.198*
.086

.188*

.072
−.029

学級

進路

.339**−.382**

−.094
.027
.066

−.179†: p ＜ .10 *: p ＜ .05 **: p ＜ .01，偏相関係数は学年と性別の要因を統制して求めた。n＝114

Table 7 「混在型→安定型」ケースの IWM 各因子および学級満足度各因子，スクール・モラール各因子の 1 回
目得点と変化

A
B
C
D
E
F
G

学年・性別

安定

不安／
アンビバレント

1 年生・女子
2 年生・男子
2 年生・男子
2 年生・男子
3 年生・女子
3 年生・男子
3 年生・女子

6 (11)
20 (2)
17 (−1)14 (2)
20 (−3)17 (1)
17 (1)

19 (−7)18 (−6)16 (−7)12 (−2)19 (−5)16 (−2)17 (−5)

回避

承認

被侵害

友人

学習

教師

学級

進路

14 (−8) 18 (23)39 (−19) 11 (7)14 (−1) 9 (1)7 (12) 16 (4)16 (−4) 49 (−16) 31 (−15) 20 (0)19 (0)18 (−6) 20 (−2) 20 (0)10 (−3) 44 (5)11 (0)
20 (0)
15 (0)
16 (4)
20 (0)
14 (6)
8 (−1) 33 (3)12 (−1) 17 (0)17 (−1) 15 (−1) 19 (0)19 (0)
12 (−6) 48 (−1) 10 (3)20 (−2) 19 (0)19 (−1) 20 (−1) 19 (−2)
10 (−5) 33 (1)20 (1)
20 (−1) 13 (0)16 (0)
15 (2)18 (−4)9 (−2) 49 (−1) 17 (0)18 (0)
17 (0)
14 (2)
16 (3)
14 (1)( ) 内は得点の変化量。
各因子の得点範囲は，安定，不安／アンビバレント： 6–24，回避： 5–20，承認，被侵害： 10–50，友人，学習，教師，学級，進路： 4–20。
Table 8 「安定型→混在型」ケースの IWM 各因子および学級満足度各因子，スクール・モラール各因子の 1 回
目得点と変化
学年・性別

安定

H 1 年生・男子 20 (−4)
I 2 年生・男子 20 (−7)
J 2 年生・女子 18 (−2)
K 2 年生・女子 22 (−6)
L 3 年生・女子 20 (−4)

不安／アンビバレント
12 (4)
13 (−1)14 (0)
18 (1)
16 (4)

回避

承認

被侵害

7 (5)
33 (0)
8 (−2) 42 (−1)
6 (7)42 (4)5 (5)37 (3)
10 (2)36 (−21)

友人

学習

教師

学級

進路

22 (5)18 (−1) 18 (−2) 11 (0)15 (−1) 18 (−1)
12 (12) 17 (0)18 (0)
13 (4)
14 (2)
12 (4)14 (−3) 19 (1)18 (2)
16 (3)
16 (3)
17 (1)
26 (4)
19 (−2) 18 (−1) 20 (−1) 20 (−2) 17 (0)34 (−4) 19 (−12) 14 (−1) 14 (3)14 (−2) 15 (−3)( ) 内は得点の変化量。
各因子の得点範囲は，安定，不安／アンビバレント： 6–24，回避： 5–20，承認，被侵害： 10–50，友人，学習，教師，学級，進路： 4–20。

考察

本研究の目的は，中学生の IWM の短期縦断的変ていることと同様の傾向であった。また，各因子の得点平均と標準偏差の値についても，先行研究（粕谷・河村，2005a, 2005b, 2006）と，得られた数値お化の様相を把握し，その変化と学校適応との関連をよび分散においてほぼ同じ傾向がみられた。

検討することであった。

IWM 各因子と IWM タイプの短期縦断的変化

IWM 尺度結果

1 回目と 2 回目の調査における IWM 各因子の得IWM 各因子の得点平均と標準偏差からは，不点平均の比較では，IWM 各因子の得点の変化は小安／アンビバレント得点に性差が見られた。これ

さな値にとどまり，標準偏差から判断してある程度は，同じ尺度をつかった先行研究（粕谷・河村，の分散が認められるものの，比較的安定性があるこ

2005a, 2005b, 2006）において，男子より女子の不とが明らかになった。また，IWM タイプにおいて安／アンビバレント得点が有意に高い結果が得られも，1 回目と 2 回目の調査において IWM タイプの粕谷： 中学生の内的作業モデルの変化

出現数は，大きな変化は見られず (Table 3)，6 割以（ 305 ）

上が，安定得点の向上と不安／アンビバレント得点

上が IWM タイプ間の移行がないという結果であの減少に関連することが示された。気軽に話ができり，これを安定型と不安定型の 2 つのカテゴリーでることや遊びに誘ってくれる友人がいて良好な友人

見た場合には，7 割以上がカテゴリー間の移行はな関係をもつことが，安定因子を強め，不安／アンビ

いという結果であった。これらの結果から，中学生

バレント因子を弱める可能性が示唆された。また，の IWM は，9 カ月間という短期間では，比較的安所属する学級に居ると安心できることや学級につい定した傾向であると考えられた。アタッチメントのて明るく楽しく協力し合っていると感じることがで連続性については，乳幼児期から青年期にわたるきる環境が，安定因子を強め，不安／アンビバレン

長 期縦断研究によって一定の 連続性を 示す 結果

ト 因 子 を 弱 め る 可 能 性 が 示 唆 さ れ た。Zeifman &(Waters, et al., 2000; Hamilton, 2000) が報告されておHazan (2008) は，アタッチメント対象の移行を調査り，本研究の思春期の短期的な検討においても同様

し，6 歳から 17 歳のすべての年齢で近接欲求を向の傾向が示されたいえる。アタッチメントの連続性

ける相手は友人であること，安全な避難場所の対象

は，IWM の固定的性質だけでなく，その後の環境について 8 歳から 14 歳までに両親から友人への移や養育態度に連続性があることによる影響の可能性

行すること，安全基地，分離抵抗の対象についてもが指摘されており（安藤・遠藤，2005），思春期に15 歳から 17 歳になると友人に移行することを指摘おいても，IWM の個人差が友人関係や学校適応としている。また，村上・櫻井 (2014) は，小学 4 年

いった個人を取り巻く環境の連続性に影響すること

生から 6 年生において，発達とともにアタッチメン

や，親との関係や養育態度の連続性が，IWM の変

ト・ネットワーク内における友達の重要性が，両親化が小さい安定した傾向につながっている可能性がの重要性と比較して高まることを明らかにしてい考えられる。

る。本研究においては，承認，被侵害，友人，学級

一方，2 割程度ではあるが，9 カ月間の短期間での各因子が，IWM 各因子の変化と関連が見られた。

安定型と不安定型のカテゴリー間を移行したケース

これは，思春期に入りアタッチメント対象が親からが存在することが明らかになり，IWM タイプが変同年代の親しい友人へと変化しつつあることが，学化する可能性が示唆される結果であった。長期縦断級集団内での関係性や友人関係の要因が IWM の変研究において，環境要因によってはアタッチメント

化と関連することにつながった可能性を窺わせる結の連続性が見出されないという (Weinfield, Sroufe, &果である。アタッチメント対象の移行が始まる児童

Egeland, 2000) 研究結果もあり，IWM に影響をもつ期から思春期においては，学級集団内での関係性やような何らかの環境要因の変化によっては，思春期

友人関係などが，IWM の変容を促す要因となり得において，IWM タイプが変化する可能性があるこる可能性が示唆されたといえよう。

とが示唆されたといえよう。

IWM タイプ変化ケースの検討

IWM の変化と学校適応感の関連

IWM タイプが不安定混在型から安定型に変化し

IWM 各因子の得点変化と学校生活満足度尺度各

た 7 ケースと安定型から不安定混在型に変化した 5

因子の得点変化との相関を検討した結果，承認因子

ケースを対象に，IWM 各因子の得点変化と学校生が安定因子と，被侵害因子が不安／アンビバレント

活満足度尺度およびスクール・モラール尺度各因子

因子と正方向の関連があるという結果が得られた。

の得点の変化を検討した結果，承認因子，被侵害因

これらの結果から，学級内で認められ居場所がある子，友人因子，学級因子の変化が IWM 各因子の変という認知を反映する承認因子は，安定因子を強め化と関連する傾向が支持される結果が得られた。

る可能性が示唆された。また，学級の仲間からの悪不安定混在型から安定型への移行については，承

ふざけや冷やかし，孤立などの認知を反映する被侵

認因子，被侵害因子，友人因子，学級因子の得点変害因子が，不安／アンビバレント因子を強める可能化が見られたケースと，それらの得点の変化が比較性が示唆された。また，IWM 各因子の得点変化と的小さいケースの両方が見られた。得点変化が少な

スクール・モラール各因子の得点変化との相関を検いケースは，1 回目の調査時から得点が高く（被侵討した結果から，友人と学級に関するモラールの向害得点については低く），もともと承認，被侵害，

（ 306 ）応用心理学研究

Vol. 41, No. 3

友人，学級の領域が良好である傾向がみられた。

また，友人や学級のモラールが高まるような人間

IWM の変化には，それらの得点変化だけでなく，関係づくりや集団活動を生かした行事への取り組み

それらの因子における学校適応が良好な状態であるなどの特別活動を充実させることも有効であると考環境が関連することが推測された。また，安定型かえられる。その際，不安定型の IWM は，友人からら不安定混在型への移行については，承認得点と友ソーシャル・スキルが欠けていると評価される傾向

人得点の減少や被侵害得点の増加が安定得点の減少と関連があること (Kobak & Sceery, 1988) や不安定型につながったと考えられるケースが見られた。安定

の IWM はソーシャル・スキルの遂行の不全と関連型から不安定混在型への変化においては，友人関係があること（粕谷・河村，2006）を考慮すると，援や集団内の関係における何らかの出来事や変化と関助対象の生徒の IWM のアセスメントにもとづいた連することが窺われる結果であると考えられた。

適切なソーシャル・スキルへの介入が，人間関係づ

これらの結果は，比較的顕著な IWM の変化のケースにおける少数の事例から得られた知見ではあくりや集団活動を活かした取り組みの効果を上げるために必要となるであろう。

るが，思春期の IWM の変化において，学級集団内

さらに，アタッチメント対象によって，IWM のでの関係性や友人関係の要因が関連することを支持変化に関連する要因が異なる可能性が示唆されていする結果であると考えられる。また，IWM 各因子ることから，IWM の変容を促す心理教育的援助での変容に関わる影響が，それぞれのケースによっては，生徒の IWM のタイプおよび，アタッチメント

異なることが明らかになり，IWM の変容を促す援対象のアセスメントにもとづいて，アタッチメント

助においては，生徒個人の状態に合った環境の要因の個人差に応じた介入を検討していく必要性がある

が IWM の変化と関連することを考慮することが必と考えられる。

要であると考えられた。
さらに，抽出したケースの中には，今回，IWM

今後の課題の変化に関連がある可能性が示唆されている承認因本研究では，9 カ月間という短期間における 2 回子，被侵害因子，友人因子，学級因子の得点の変化の調査による変化の検討にとどまっている。継続しが明確ではないケースもあり，学校での要因だけでて長期縦断的にデータを収集し変化の様相を詳しくなく，養育者との関係や家庭環境などの要因が関与検討をしていくことが課題となる。次に，本研究でした可能性が考えられた。児童期，青年期にかけ

は，IWM の変化の要因として学校環境のみに焦点て，アタッチメント対象が母親や父親などの家庭内をあてた検討であった。今後，家庭環境やライフイの対人関係から，友人などの関係に拡大していくこ

ベントなどの要因との検討をおこなっていくことがと（Ziefman & Hazan, 2008; 村上・櫻井，2014）を考課題である。また，思春期においては，環境の要因

えると，アタッチメント対象が誰であるかによっと同時にアタッチメント対象の移行の個人差の要因て，学校環境の影響が異なる可能性が考えられた。

も含めた検討をしていく必要があると考えられた。

心理教育的援助の視点
中学生における 9 カ月間の短期的な IWM の変化
は，全体としては比較的変化が少なく安定的な傾向が見られたものの，個別に見ると，大きく変容しているケースも見られた。また，その要因として，学級内での承認や被侵害および，友人，学級のモラールとの関係が明らかになった。これらの結果から
は，中学生の IWM の変容を促す心理教育的な援助においては，学級集団内の仲間からの承認が得られるような良好な集団の関係性を育てることや，いじめなどが発生しない集団規律を育てる学級づくりがその基盤となることが示唆された。

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（受稿： 2015.6.20; 受理： 2016.2.19）