２０１２年１月

福島大学研究年報 第７号

７《調査報告》

オンラインゲーム・プレイヤーのコミュニケーション特性：
オンラインゲーム場面と日常場面における協調的コミュニケーションの比較
福島大学地域創造支援センター（人間・心理学系）

１．
はじめに

木暮

照正のプレイヤーが同時にゲームに参加しているという性
質上、自分の都合だけでゲームを中断しにくいという

インターネットのブロードバンド化に伴い、多数の特徴があり、結果としてゲーム時間が増長し、過剰なユーザが同時にネット接続してゲームをプレイするこ

ゲーム依存を引き起こしやすいためではないかと Stet-とができる Massively Multiplayer Online Role Playing

ina et al．では解釈されている。

Game（MMORPG）等のオンラインゲームが日本に上の研究事例は欧米での報告ではあるが、日本におおいても普及している。日本オンラインゲーム協会のいても近接した事例が報告されている（!崎，２００９；

調査によると、２００４年の段階でユーザアカウント数は西村，２０１０）。例えば、MMORPG の 愛 好 家 の ケ ー ス

１，９４２万であったが、その後毎年順調に増大し、２００９で、夜間の方が他のプレイヤーのログイン数は増加す

年の段階では８，６０８万と４倍を超える伸びとなっていることから夜間にゲームに親しみ、結果として昼夜逆る（インターネット白書２０１１）。

転の生活を送るようになり、最終的にはオンラインゲ

一口にオンラインゲームといっても、その種類・類ームを通じたバーチャルなコミュニケーションは維持

型は数多く、将棋や囲碁といったボードゲームをインされているものの、日常的な対人コミュニケーショ

ターネット経由で楽しむものから、前述の MMORPGン、リアルなコミュニケーションは満足にとれなくのように一つのゲーム空間に多数のユーザが当時にロなったといった事例が報告されている。これらの報告

グインして、ときとしてチームを組んで「城攻め」のは必ずしも科学的な見地からのそれではなく、飽くまような集団行動をとる場合まで多岐にわたる。本報告

でもジャーナリズム的な報告であり、極めて極端な事では、とくに MMORPG に代表されるようなゲーム内例を収集したものであろう点は注意を要するが（同じで他のプレイヤーと交流が行えるタイプのオンライン

オンラインゲームの愛好家でかなりのヘビーユーザでゲームに着目する。

も、日常生活は通常通り問題なく過ごしているといっ

Stetina, Kothgassner, Lehenbauer, & Kryspin - Exner

た事例も同時に報告されている）、確かに過剰なオン（２０１１）は、オンラインゲームの代表的な類型としラインゲーム（インターネットゲームを略して「ネトて、MMORPG と一人称シューティングゲーム、戦略ゲ」とも呼ばれる）への依存により、様々な社会的不型ゲームの３つを区別し、それぞれのゲーム類型を好適応が生じうる可能性は考えられる。

んでプレイする傾向とゲーム上の問題行動（例：ゲー科学的・臨床的な見地からも、このようなオンライムをしていると自制心がなくなる）、抑うつ傾向、自ンゲームの過度な利用・没入的な利用は日常生活に対尊心との関係性を調査している。なお、一人称シューして負の影響を及ぼしうるとして批判的な見解があティングゲームとは、プレイヤーは例えば戦車や戦闘る。平井・"西（２００６）はオンラインゲームへの依存

機の兵士の視点となり、敵を撃ち落とすといったタイが引きこもりの傾向を促進するのではないかと指摘しプのゲームであり、戦略型ゲームとは、プレイヤーがて い る。し か し な が ら そ の 一 方 で、小 林・池 田指揮官等の立場で兵士等に指示を与えることで、敵を（２００６）は別の可能性も指摘している。彼らは、オン

倒 す こ と を 目 指 す ゲ ー ム で あ る。調 査 の 結 果、

ラインゲーム内で形成された仲間関係がオフラインのMMOPRG のプレイヤーは、他のゲーム・プレイヤー現実世界にもよい波及効果をもちうる、例えば、オンと比べて、ゲーム上の問題行動が多く、抑うつ傾向がラインの世界で知り合いとなった人々がオフ会を通じ高く、さらに自尊心が低いという傾向が認められた。て対面での交流を始めるようになるといったボジティ

これは、他のゲーム類型と比べて、MMOPRG は複数ブな可能性を示唆している。また、藤・吉田（２０１０）８オンラインゲーム・プレイヤーのコミュニケーション特性

は、オンラインゲーム利用が現実生活に正の影響を及

イヤーは、同年代のオンラインゲーム非経験群や他のぼすのか、負の影響を及ぼすのかは各個人がもつ志向

インターネット・ユーザと比較して、特別な性格特性性、すなわち個人志向で自分が楽しむためにプレイすやコミュニケーション特性をもつわけではない。

るのか、対人志向で他者との交流を求めてプレイするのかといった期待感に依存すると指摘している。対人志向でゲームをプレイするタイプは、日常場面でも対人志向的に行動する傾向があり、決して問題行動には

２．
研

究１

２．
１．目

的つながらないが、個人志向でゲームをプレイするタイ

研究１では、大学生を対象に、オンラインゲームのプは（ゲーム上で他者と競い合うことから）他者へのプ レ イ 経 験 と 一 般 性 格（Big Five 性 格 検 査（和攻撃傾向が増長し、さらにこれが日常場面にも反映さ田，
１９９６）と Locus of control 尺 度（鎌 原・! 口・清れるという可能性が考えられる。

水，
１９８２））との 関 係 性 を 検 討 し た。な お、Big Five

以上のように、一般にオンラインゲームが心理面や尺度とは特性論の立場に立つ性格検査で、一般性格を対人コミュニケーションに及ぼす影響については、ネ５つの次元（外向性・情緒不安定性・開放性・誠実性ガティブな側面が強調されがちであるが、ポジティブ・調和性）で捉えようとする検査であり、Locus ofな効果の可能性も一部指摘されている。また、オンラ

control 尺度とは、性格のうち、とくに自分の行動をインゲームという環境は一義的に影響を決定している

決定しているのは自分自身か、それとも他者や運命のわけではなく、プレイヤー自身の心理傾向（性格等）ような外部の要因によるものなのか、という感覚を測がまず背景要因にあって、これがオンラインゲーム環定するものである。

境に曝されることによって、増長するという可能性も

２．
２．方指摘されている（Davis，２００１も参照）。

２．
２．
１．調査対象者

法

しかし過去の研究では、オンラインゲーム・プレイ

愛知県内の大 学 生１６７名が調査に参加した（平均ヤーのみに焦点を当てる傾向にあり、他のインター

１９．
０歳、 SD ＝１．
１２）。こ の う ち 男 性 は５４名（平 均

ネット・ユーザとの比較や同じ年齢層でゲームをして１９．
０歳、 SD ＝１．
０３）、女 性 は１００名（平 均１９．
０歳、いないサンプルとの比較を試みる研究はあまり多くはSD ＝１．
１８）であった（残り１３名は性別回答がなかっない。本報告では、この点に着目し、１）まず研究１た）。

において、大学生を対象にオンラインゲームの経験の２．
２．
２．質問紙構成有無と性格特性との関係性を調査し、両者の間に何か

本調査は、複数の心理学的調査項目を一冊に綴じ込大きな相違があるのか検討した。次に、２）研究２でみ、一括して配布回収した調査の一部として実施されは、対人志向に関わるようなコミュニケーション特性た。本調査に関係する質問項目は、１）まず、年齢と（「他の人と広くつきあうのが好きである」「初対面の性別を尋ねるフェースシート、２）オンラインゲーム人とでも気軽に話すことができる」等の協調的な対人のプレイ経験（「今現在、オンラインゲームに参加し交流）に着目し、オンラインゲーム経験の有無が日常ている」、「過去にオンラインゲームに参加したことが場面での協調的コミュニケーションに影響を及ぼしうあるが、現在は参加していない」、「これまでオンライるのか検討するとともに、日常場面とオンラインゲーンゲームに参加したことはない」の３択）と（経験がム場面でのコミュニケーション特性の関係性についてある場合には）参加している（していた）オンラインも検討した。

ゲ ー ム 名 の 回 答、一 般 性 格 検 査 と し て、３）和 田

本報告の仮説は以下のようにまとめられる。

（１９９６）の Big Five 尺度６０項目７件法、及び４）鎌原・!口・清水（１９８２）のLocus of control尺度１
８項目４

仮説 A：オンラインゲーム・プレイヤーは、同年代の件法の４つであった。

オンラインゲーム非経験群や他のインターネット・ユ２．
２．
３．実施方法・期日ーザと比較して、特別な性格特性やコミュニケーショ講義内で質問紙を配布し、回答後に提出を求めた。

ン特性をもつ（先行研究から考えると、内向的で情緒この調査は２００８年７月に実施した。

不安定性が高い、革新性が高い、他者・運命依存傾向

２．
３．結果と考察があると予想される）。

２．
３．
１．オンラインゲーム経験の人数分布

仮説B（仮説Aの対立仮説）：オンラインゲーム・プレ「今現在、オンラインゲームに参加している」のは

２０１２年１月

福島大学研究年報 第７号

全体の４．
６％（ N ＝８）で「過去にオンラインゲームに参加したことがあるが、現在は参加していない」の９

Table １．研究１：オンラインゲーム経験の有無ごとのBig Five 尺度及び Locus of control 尺度平均得点は２
１．
６％（ N ＝３６）であった。
「これまでオンライン経験あり（N ＝４４）

経験なし（ N ＝１２３）

ゲ ー ム に 参 加 し た こ と は な い」の は 残 り の７３．
１％

外向性

４．
３４ （１．
０５５）

４．
２０

（．
９２９）

（ N ＝１２２）であっ た（回 答 な し 者 が１名あり）。オ

情緒不安定性

４．
７４

４．
９１

（．
９１３）

（．
８６６）

ンラインゲーム経験者にはゲーム名も合わせて回答を開放性

４．
２５

（．
７４７）

４．
０４（．
８１３）

求めたが、おおよそ MMORGP やそれに類するタイプ

誠実性

３．
６３

（．
６９３）

３．
７８（．
８３９）のゲームがほとんどであった。

調和性

４．
２２（．
５９７）

４．
２３

（．
７５５）

Locus of control

２．
６７（．
３７５）

２．
６５

（．
３８０）

オンラインゲームに参加中という回答者が少数であったことから、以降の分析では参加中と過去経験ありをまとめて経験あり群（ N ＝４４）として扱うこと注）Big Five 尺度平均得点の分布は最小１〜最大７。Locus of control 尺度
平均得点の分布は最小１〜最大４。括弧内は標準偏差。とした。なお、オンラインゲーム経験について回答のオンラインゲームの経験の有無ごとに各性格得点のなかった者（ N ＝１）は経験なし群（ N ＝１２３）に含差異を t 検定により検討したが、有意となった条件はめた。

なかった。

２．
３．
２．Big Five 尺度及び Locus of control 尺度の因子
分析

さらに、性別を要因として加えて、性別×オンラインゲーム経験の２要因分散分析を実施したが、有意とBig Five 尺度とは特性論の立場に立つ性格検査で、なったのは調和性を従属変数とした分析の性別の主効

一般性格を５つの次元（外向性・情緒不安定性・開放果 の み で あ っ た（ F（１，１５０）＝４．
１８，p ＜．
０５）。男 性性・誠実性・調和性）で捉えようとする検査である（ M ＝４．
４）の方が女性（ M ＝４．
１）よりも調和性がが、まず本研究においてもこの５次元が確認できる高かった。

か、確認的因子分析（主成分分析、バリマックス回以上のことより、今回のケース（大学生を対象とし転）を実施したところ、おおよそ５因子解が得られた

たスモールサンプル調査）では、仮説 A（「オンライが（固有値は８．
６，６．
７，５．
５，４．
０，３．
０、寄与率＝４６．
４％）、ンゲーム・プレイヤーは、同年代のオンラインゲーム誠実性の「飽きっぽい（逆転項目）」という項目のみ非経験群と比較して、特別な性格特性をもつ」）は支が別の因子（調和性）に位置づいたため、この項目の持されず、むしろ仮説 B（「特別な性格特性をもつわみ取り除いて５次元の各平均得点を算出することとしけではない」）の方を採択せざるをえない結果となった（最小１〜最大７）。なお、クロンバックの α 係数た。しかしながら、研究１の調査はスモールサンプル

は、外向性．
８９、情緒不安定性．
８９、開放性．
８２、誠実であるし、また質問項目も一般性格に限定されてい性．
８３、調和性．
８１と、全て高い値であった。

た。そこで研究２ではオンラインゲーム上の行動パタ

Locus of control尺度とは、自分の行動を決定していーン、とくに対人志向に関わるようなコミュニケーるのは自分自身か、それとも他者や運命のような外部ション特性・協調的な対人交流を想定した質問項目をの要因によるものなのか、という感覚を測定するもの作成し（例：「他のプレイヤーと広くつきあうのが好で、得点が高ければそれだけ「自分自身で行動を決定きである」「知らないプレイヤーとでも平気で話がでできている」と信じているということになる。先行研きる」）、これに対応する日常場面（「他の人と広くつ究では１因子と想定されているので、１因子として確きあうのが好きである」「初対面の人とでも気軽に話認的因子分析（主成分分析）を実施した。結果としてすことができる」）の質問項目を準備し、これらを尋固有値は４．
２であり、寄与率は２３．
２％と低いものの、ねることとした。また、サンプルとしては大学生に加項目のまとまりはおおよそ先行研究どおりで、クロン

えて、一般のインターネット・ユーザ（５００名規模）バックの α 係数は．
７９と高いことから、１因子解としを対象とした。て平均得点を算出することとした（最小１〜最大４）。
２．
３．
３．オンラインゲーム経験と一般性格との関係
Table １にオンラインゲーム経験の有無ごとの BigFive尺度及びLocus of control尺度の平均得点を示す。

３．
研

究２

３．
１．目

的研究２では、大学生に加えて、一般のインターネット・ユーザを対象に、オンラインゲームのプレイ経験

１０

オンラインゲーム・プレイヤーのコミュニケーション特性とコミュニケーション特性、対人志向に関わるような

３．
３．結果と考察側面、協調的な対人交流に着目して検討した。

３．
３．
１．オンラインゲーム経験の人数分布

３．
２．方法

３．
２．
１．調査対象者
研究２では、質問紙による調査（オフライン調査）

Table ２に調査対象者のオンラインゲーム参加経験及び年齢、職業分布を示す。と web による調査（オンライン調査）の両方を実施しTable ２．研究２：調査対象者のオンラインゲーム参加経験及び年齢、職業分布た。オフライン調査には福島県内の大学生１４８名（男オンラインゲーム参加中
学生

社会人

主婦・主夫

無職

その他

計

１０歳代

９−

−−

−

９２０歳代

５２

２

１３０歳代

−

１３

１

１４０歳代

−

１２

２

１５０歳代

−

５−

２

性８４名、女 性６３名、不 明１名；平 均１
８．
６歳、 SD ＝０．
９５）が、オンライン調査には goo リサーチ（（株）
NTT レゾナント）の消費者モニター５３１名（男性２６９名、女性２６２名；平均４０．
９歳、 SD ＝１１．
３８）が参加した。
３．
２．
２．オフライン調査オフライン調査では、１）年齢・性別・バイトの有無を尋ね、次に、２）研究１と同様にオンラインゲー

１０１５
１

１
６７６０歳代超

−

２−

−

−

２

計

１４３４５５

１５９

オンラインゲーム過去経験あり

ム経験の有無を３択で尋ねた後、３）参加経験がある

学生

社会人

主婦・主夫

無職

その他

計

場合はそのゲーム名と１週間・１セッションあたりの１０歳代

３０−

−−

−

３０

プレイ時間（時間）を回答するように指示し、さら２０歳代

４８２２に、オンラインゲーム上での行動や人前での振舞いに３０歳代

−

３８７−

−

４５

ついて、とくに対人志向に関わるような側面、協調的

４０歳代

−

３１

１０−

１４２

な対人交流に関する６項目を質問した（「私は他のプ

５０歳代

−

１１

１−

−

１２

レイヤーの人目に立つようなことは好まない（逆転項

６０歳代超−１１３−５目）」「私はプレイヤーの集まる所ではいつも、後ろの計

３４

８９

２１

５１１５０

オンラインゲーム経験なし

ほうに引っ込んでいる（逆転項目）」「私は他のプレイヤーと広くつきあうのが好きである」「私は知らないプレイヤーとでも平気で話ができる」「私はどちらかといえば一人で狩りに行くほうだ（逆転項目）」「私は率先して PT（パーティー）を組むほうだ」、当てはまる#〜当てはまらない"の５件法）。オンラインゲー
ム経験の有無に関わらず、全ての回答者に対して、
４）日常場面でのコミュニケーションについても同様の質問をした（オンラインゲーム場面の質問項目を日

１６

学生

社会人

主婦・主夫

無職

その他

計

１０歳代

１０１−

−

−

−

１０１

２０歳代

２３２５７

２

１

５８３０歳代

−

６４５３

３

１

１２１４０歳代

−

６４

２７

１

７９９

５０歳代

−

４１

９８２６０６０歳代超−

１２５１３−

３０

計

１２４２０６１０１

２７１１

４６９

常場面に置き換えたもの。例えば「私は人目に立つよ

現在オンラインゲームに参加している者は５９名、過うなことは好まない（逆転項目）」等）。この質問紙を去に経験したことがある者が１５０名であり、残りは非大学の授業中に配布し回答を求め、その場で回収し経験者であった（４６９名、回答なし１名あり）。

た。この調査は２００９年５月に実施した。

３．
３．
２．日常場面でのコミュニケーション特性質問の因

３．
２．
３．オンライン調査

子分析

オフライン調査とほぼ同じ内容で web 調査を実施し日常場面でのコミュニケーション特性質問（６項た。調査実施は goo リサーチ（!NTT レゾナント）に目）について因子分析（主成分分析、バリマックス回委託し、goo リサーチの消費者モニターを回答専用転）を実施したところ、２因子解が得られた（固有値

web ページに誘導する形式で実施された。なお、webは２．
６，１．
１、寄与率＝６１．
５％）。「私はどちらかといえ調査を実施するにあたり、職業欄を設ける等、一部質ば一人で遊びに行くほうだ（逆転項目）」（「一人で狩問内容の表現を改めた。この調査は２００９年９月に実施りに行くほうだ（逆転項目）」の対応項目）という項した。

目のみが独立し、後の５項目が一つの因子を形成した（クロンバックの α 係数＝．
７６）。よって、５項目のま２０１２年１月

福島大学研究年報 第７号とまりを交流因子とし、得点を平均化した（最小１〜最大５）。

１１

オンラインゲーム場面の交流因子得点とした。
デモグラフィック変数（年齢・性別・有職）及びオ

３．
３．
３．オンラインゲーム経験の有無と日常場面でのコンラインゲームのプレイ時間（１週間あたり・１セッミュニケーション特性との関係ションあたり）と両交流因子得点との相関係数を算出

オンラインゲーム経験の有無（３水準）を独立変数とし、交流因子平均得点を従属変数とした１要因分散した（Table ３）。
Table ３．
研究２：相関係数表分析を実施したところ、とくに有意となった効果はなか っ た（参 加 中＝２．
８、過 去 経 験＝２．
９、経験なし＝

年齢

性別有職２．
７）。
年齢と性別の影響を確認するために、上の分散分析モデルに年齢群と性別を独立変数として投入した。なお、年齢群はデータサンプルの特徴を鑑み、全体としてサンプル数が３分割になるように１４−３０歳までを第一 群（ N ＝２３８）、３１−４２歳 を 第 二 群（ N ＝２２２）、４３−７７歳までを第三群（ N ＝２１８）とした。
３要因分散分析を実施したところ、性別の主効果のみが有意となったが（ F（１，６６０）＝４．
４４，p ＜．
０５）、それ 以 外 の 効 果 は 認 め ら れ な か っ た。男 性（ M ＝２．
８１）の方が女性（ M ＝２．
７３）よりも日常場面での交流の程度が高かった。
次に、職業（有職か否か）の効果を検討するため

１セッオンラ
１週間 ション
インゲのプレ あたりーム交
イ時間 のプレ流因子
イ時間

性別［男性＝０，女性＝１］

-.12＊
678

有職［有職＝１，それ以外＝０］

.38＊
678

-.34＊
678

１週間のプレイ
時間（時間）

.16
59

.06
59

-.15
59

１セッションあたりプレイ時間（時間）

.04
59

.1259

-.19
59

.72＊
59

オンラインゲーム
交流因子得点

-.16
59

-.21
59

.06
59

.09
59

.25
59

日常場面交流因子得点

-.03
678

-.05
678

-.002
679

-0.18
59

-.1259

注）＊

.58＊
59

p ＜．
０
１ 各セルの上段は相関係数値、下段は N 。に、オンラインゲーム経験の有無×有職（有職か否かの２水準）×性別の３要因分散分析を実施した。上のデモグラフィック変数（年齢・性別・有職）の間に分析と同様に、性別の主効果のみであり（ F （１，６６６）＝おいて認められる有意な相関はサンプリングが一様で４．
８３，p ＜．
０５）、他の効果は認められなかった。

ないことによるものであり、２種類のオンラインゲー以上の結果より、オンラインゲームの経験が、日常ムのプレイ時間（１週間あたり・１セッションあた場面のコミュニケーションに何らかの影響を及ぼしてり）の間の相関も当然認められるものであるが、それいる証拠は得られず、仮説 A（「オンラインゲーム・以外に有意となった相関値は１か所のみであり、両交プレイヤーは、同年代のオンラインゲーム非経験群や流因子間の相関であった（r＝．
５８，p ＜．
０１）。その散他のインターネット・ユーザと比較して、特性のコ布図を Figure １．に示す。

ミュニケーション特性をもつ」）は支持されず、研究１と 同 様 に、む し ろ 仮 説 B（
「特 別 な コミ ュ ニ ケ ーション特性をもつわけではない」）の方を採択せざるをえない結果となった。
３．
３．
４．オンラインゲーム場面と日常場面のコミュニケーションの比較
以上の分析より、仮説 A（「オンラインゲーム・プレイヤーは、同年代のオンラインゲーム非経験群や他のインターネット・ユーザと比較して、特性のコミュニケーション特性をもつ」）を支持するようなデータ・パターンは認められなかった。以降では探索的にオンラインゲーム場面と日常場面のコミュニケーション特性について検討する。
まず、日常場面の交流因子と対応するオンラインゲーム場面での質問項目（５項目）の得点を平均化し、

Figure１．
研究２：オンラインゲーム場面及び日常場面の交流因子の散布図

１２オンラインゲーム・プレイヤーのコミュニケーション特性

散布図を見る限り、分布にとくに顕著な歪みは認められず、オンラインゲーム場面で協調的なコミュニケ

５．
備考ーションをとれるものは、日常場面でもやはり協調的

本研究は平成２２年度福島大学プロジェクト研究推進なコミュニケーションをとれることが示唆される。オ

経費（「コミュニケーション能力の向上に関する心理ンラインゲーム依存者の行動パターンとして指摘され学的研究」）の助成を受けた。本研究のデータの一部ることの一つに、オンラインゲームのようなバーチャは、平成２１年度福島大学人間発達文化学類卒業論文

ルな空間では適切なコミュニケーションがとれても、（沼沢武之氏「オンラインゲーム場面と日常場面とのリアルな対面場面では適切なコミュニケーションがと関係についての研究」）のデータを再分析したものでれ な い（内 向 的 に な る 等）と い う も の が あ る（"ある。

崎，
２００９；西村，２０１０）。しかし、今回のデータ・パターンを見る限りにおいては、リアルとバーチャルのコ

引用文献

ミュニケーション特性が著しく異なるというケースは"崎治（２００９）．ネトゲ廃人

ごく少数の例外例を考えた方が妥当であろう。

Davis，R. A．（２００１）．A cognitive-behavioral model

リーダーズノートof pathological Internet use. Computers in Human４．
結語

本報告では、大学生を対象としたスモールサンプル調査（研究１）と大学生及びインターネット消費者モBehavior ,17，187-195.
藤桂・吉田富二郎（２０１０）．オンラインゲーム上の対人関係が現実生活の社会性および攻撃性に及ぼす影響

心理学研究，
８０，494-503．

ニターを対象としたオフライン・オンライン調査（研平井大祐・#西真記子（２００６）．オンラインゲームへ究２）の２つの調査を通して、「オンラインゲーム・の依存傾向が引き起こす心理臨床的課題−潜在的不プレイヤーは、同年代のオンラインゲーム非経験群や登校・ひきこもり心性との関連性他のインターネット・ユーザと比較して、特性の性格

究，２４，４３０−４４１．

心理臨床学研特性やコミュニケーション特性をもつのか否か」とい!インターネット協会［監修］インプレス R&D イ

う仮説について検討した。両調査を通じて、この仮説

ンターネットメディア研究所［編］（２０１１）．インタは支持されず、本研究のデータ・パターンから判断すーネット白書２０１１ インプレスジャパン

る限りにおいては、一般に報告されるようなオンライ

鎌 原 雅 彦・$ 口 一 辰・清 水 直 治（１９８２）．Locus of

ンゲーム依存者の行動傾向（「オンラインゲームのよControl 尺度の作成と、信頼性、妥当性の検討

うなバーチャルな空間では適切なコミュニケーション

育心理学研究，
３０，３０２−３０７．

教がとれても、リアルな対面場面では適切なコミュニケ

小林哲郎・池田謙一（２００６）．オンラインゲーム内のーションがとれない」等）はごく少数の例外例であっコミュニティにおける社会関係資本の醸成：オフラて、通常のゲーム・プレイヤーは一般性格及びコミュイン世界への汎化効 果 を 視 野 に

ニケーション特性において特別な傾向は持っていない

究，
２２，５８−７１．といえる。オンラインゲームをプレイすることによってネガティブな効果があることを指摘する研究の多くは、オンラインゲーム・プレイヤーにのみ着目し、デ社会心理学研

西村本気（２０１０）．僕の見たネトゲ廃神

リーダーズ

ノート
Stetina,B.U.,Kothgassner,O.D.,Lehenbauer,M.,&ータを集積する傾向があり、一部の例外例を相対的にKryspin-Exner,I.(2011).Beyond the fascination of on-

重く評価している可能性がある。今後は広く同世代・

line-games : Probing addictive behavior and depres-ネットユーザの行動パターンとの比較からオンライン

sion in the world of online-gaming.Computers in Hu-

ゲームがもつネガティブな（あるいはポジティブな）効用について検討していく必要があろう。

man Behavior，27，473-479．
和田さゆり（１９９６）．性格特性用語を用いた BigFive
尺度の作成

心理学研究，
６７，
６１−６７．