日本応用心理学会
第 85 回大会 発表論文集2018 年 8 月 25 日（土）～26 日（日）

大阪大学

目

次

キャンパスマップ・館内案内・各種ご案内・タイムテーブル...........................x～xvi
特別講演..............................................................................1
8 月 25 日（土）13:20～14：20

本館 51 講義室（キャノピーホール）

行動経済学とナッジ
講

演

司

会

者

大竹 文雄（大阪大学大学院経済学研究科

教授）

臼井 伸之介（大阪大学大学院人間科学研究科）

大会企画シンポジウム..................................................................2
8 月 26 日（日）13:00～14：30

本館 51 講義室（キャノピーホール）

心理学諸領域から交通安全を斬る
話

題

提

供

大谷 亮（一般財団法人日本自動車研究所）
小菅 英恵（公益財団法人交通事故総合分析センター／筑波大学大学院）
島崎 敢（国立研究開発法人防災科学技術研究所）

指

定

司

会

討

論

志堂寺 和則（九州大学大学院システム情報科学研究院教授）

中井 宏（大阪大学大学院人間科学研究科）

自主企画ワークショップ①..............................................................6
8 月 25 日（土）10：00～11:30

本館 33 講義室

臨地でのマッサージに必要なリスクマネジメント
企画・話題提供

大野 夏代（札幌市立大学看護学部）

司

山本 勝則（天使大学看護栄養学部）会

自主企画ワークショップ②..............................................................7
8 月 26 日（日）10：00～11:30

本館 41 講義室

安全教育研究におけるネガティブデータから学ぶ
企画・司会
話

題

提

森泉 慎吾（大阪大学大学院人間科学研究科）
供

多田 昌裕（近畿大学理工学部）
稲葉 緑（情報セキュリティ大学院大学）
高橋 明子（独立行政法人労働者健康安全機構労働安全衛生総合研究所）

指

定

討

論

中地 展生（帝塚山大学心理学部・こころのケアセンター）

自主企画ワークショップ③..............................................................8
8 月 26 日（日）10：00～11:30

本館 44 講義室

カウンセリング，心理療法へのアジアからの発信（2）企画・司会・指定討論林 潔（白梅学園短期大学）

司会

長澤 里絵（立正大学心理学部）

話

題

提

供

加藤 博己（駒澤大学文学部）
小室 央允（駒澤大学文学部）
李 同帰（北京大学）i−i−

自主企画ワークショップ④..............................................................9
8 月 26 日（日）10：00～11:30

本館 33 講義室

スポーツにおける体罰を考える企画

市川 優一郎（日本体育大学）

企画・司会

藤田 主一（日本体育大学）

話

題

提

供

軽部 幸浩（日本体育大学）
三村 覚（大阪産業大学）

指

定

討

論

古屋 健（立正大学）

学会研修会Ａ.........................................................................10
8 月 25 日（土）14：45～15：45

本館 33 講義室人に着目した応用心理学：交通心理学の場合
講師

松浦 常夫（実践女子大学人間社会学部 教授）

司会

篠原 一光（大阪大学大学院人間科学研究科）

学会研修会Ｂ.........................................................................11
8 月 26 日（日）14：45～15：45

本館 33 講義室

公認心理師と心理コンサルテーション・心の健康教育の理論と実践
講師

平井 啓（大阪大学大学院人間科学研究科 准教授）

司会

太刀掛 俊之（大阪大学キャンパスライフ健康支援センター）

口頭発表①（犯罪・社会・産業・交通・災害）.......................................12～16
8 月 25 日（土） 10：00～11：30 本館 41 講義室
座長
01-01 ST-IATを用いた欺瞞性認知の測定と妥当性の
検討

〇 大工

泰裕

山本 睦・関 陽子

綿村英一郎

大阪大学大学院人間科学研究科・
日本学術振興会
大阪大学大学院人間科学研究科

釘原直樹

東筑紫短期大学食物栄養学科

1201-02 潜在保育者の効力感とレジリエンス，必要とする支援の特徴卒業後8,7,6,5年目の４年制養成校卒業生を対象とした調査から01-03 書字中の筆圧変化と書字速度における個人性

〇 山本

睦

常葉大学保育学部

13

〇 関

陽子

科学警察研究所

1401-04 要配慮者の地域防災活動への関与に影響する要
因の検討

〇 静間

健人

関西大学大学院社会安全研究科

15

土田

昭司

関西大学社会安全学部

01-05 踏切標識のデザインが自動車ドライバーの行動を変容させる〇 上田

真由子

大阪大学大学院人間科学研究科

和田一成

西日本旅客鉄道株式会社安全研究所

臼井

伸之介

大阪大学大学院人間科学研究科

ii− ii −

16

口頭発表②（教育・発達・人格・臨床・看護）.......................................17～21
8 月 25 日（土） 10：00～11：30 本館 44 講義室
座長
02-01 言語発達初期における「胚性詞」の研究：予備的調査の報告と実践への示唆

〇 萩原

広道

阪上

雅昭

伊東 昌子・松本 友一郎

京都大学大学院人間・環境学研究
科・日本学術振興会
京都大学大学院人間・環境学研究科

1702-02 楽観主義研究の現状と課題〇 Aneesah Nishaat 創価大学文学研究科

1802-03 大村政男と血液型心理学－日本応用心理学会における活動を振り返って（3）－

〇 藤田

主一

日本体育大学19

浮谷秀一

東京富士大学02-04 学生はプロジェクト型科目におけるプロセスマ
ネージを意識するか

〇 伊東

昌子

常磐大学人間科学部

2002-05 臨床看護師のself-efficacyについての質的
分析

〇 中谷

章子

筑波大学大学院人間総合科学研究科

21

ポスター発表Ａ...................................................................22～64
8 月 25 日（土） 14：45～16：45 東館 2 階ユメンヌホール
在籍責任時間 奇数番号 14：45～15：45 偶数番号 15：45～16：45
認知・感情A-01 非機能・機能衝動性、情報処理スタイルおよび過剰適応の関係

眞理子

立正大学大学院心理学研究科

井田政則

立正大学心理学部〇 小原

宏基

帝塚山大学大学院心理科学研究科

田中望

知覚⇄行動実験室

川合悟

帝塚山大学大学院心理科学研究科

〇 川合

悟

帝塚山大学大学院心理科学研究科

小原宏基

帝塚山大学大学院心理科学研究科

A-05 プルースト現象が主観的幸福感および認知課題遂行に及ぼす影響「食」に関するにおい刺激を記憶想起手がかりとして用いた検討〇 小林

剛史

文京学院大学人間学部

真菜美

文京学院大学大学院人間学研究科

A-06 紙筆版IATを用いた潜在的態度の検討～「在日コリアン」を対象として

〇 品川

知昭

日本大学大学院総合社会情報研究科

26

〇 大門

耕平

27

来田

宣幸

ヴォーリズ学園近江兄弟社中学校・
京都工芸繊維大学
京都工芸繊維大学

A-08 大学生の不登校傾向と発達障害の特性及びレジリエンスの関連〇 北沢卓也

帝塚山大学大学院心理科学研究科

28

中地

展生

帝塚山大学心理学部

A-09 研修の効果測定
コンピテンシー変化の測定と成果との相関〇 星

A-10 道徳性と社会場面での認知との関係〇 藤野

A-02 癒される音楽が持つ１／ｆゆらぎ特性
らぎアナライザー」を用いて－－「ゆA-03 １／ｆゆらぎからみた長音階と短音階－短調は
なぜ心をザワつかせるのか－

〇 小橋

22

23

24

A-04 (発表取り消し)教育・⼈格
A-07 宗教・道徳教育尺度の開発
宗教教育が内包する道徳教育的効果を評価する
ための尺度

白井

iii
− iii −

洋
京子

25

社団法人行動特性研究所

29

早稲田大学文学学術院

30

A-11 小中学生の学習行動を促進する介入方法の検討（1）―自己価値への介入が自己評価に及ぼす
影響―

小林

寛子

埴田

健司

角山

剛

大坊

郁夫

東京未来大学モチベーション行動科学部
東京未来大学モチベーション行動科学部
東京未来大学モチベーション行動科学部
東京未来大学モチベーション行動科学部
東京未来大学モチベーション行動科学部
東京未来大学モチベーション行動科学部
東京未来大学モチベーション行動科学部
東京未来大学モチベーション行動科学部
東京未来大学モチベーション行動科学部
東京未来大学モチベーション行動科学部
東京未来大学モチベーション行動科学部
東京未来大学モチベーション行動科学部
北星学園大学

A-15 教師のエンパワーメントを測定する尺度の開発（２）
教師個人の自己認知レベルに着目してA-16 青年期におけるパーソナリティの変化－TPI（東大版総合人格目録）を指標として－

〇 池田

琴恵

至学館大学

34

〇 外島

裕

日本大学商学部

35

A-17 女子力とは何か？
期待を寄せる他者の違いからの検討

〇 小島

弥生

埼玉学園大学人間学部

36

〇 木村

友昭

一般財団法人MOA健康科学センター

37

伊坂

裕子

日本大学国際関係学部

内田誠也

一般財団法人MOA健康科学センター

山岡淳

一般財団法人MOA健康科学センター

恵美

静岡県立大学短期大学部

A-12 小中学生の学習行動を促進する介入方法の検討（2）―利用価値への介入が理科の価値認知・興味追求に及ぼす影響―

A-13 学習行動の促進・阻害要因の検討－小中学生の学習意欲と学習行動、学業成績との関連性－

〇 埴田

健司

小林

寛子

磯

友輝子

角山

剛

〇 小林

寛子

埴田

健司

磯

友輝子

角山

剛

〇 磯

友輝子

31

32

33

A-14 (発表取り消し)

臨床・福祉
A-18 障がい児の行動とその保護者のスピリチュアルな態度― 自閉スペクトラム症や脳性麻痺などの障がい児に対するフォローアップ調査 ―A-19 保育現場における親を喪失した子どもへの支援の実態と課題保育士の語りのテキストマイニング分析

〇 加藤
井上

孝代

明治学院大学国際平和研究所

A-20 白杖ユーザによる白杖を用いた床のテクス
チャー弁別

〇 布川

清彦

東京国際大学人間社会学部

39

A-21 養育者への内的作業モデル及び友人関係と共感
性との関連

〇 木下

雅博

甲南大学人間科学研究所

40

A-22 内的作業モデルが抑うつを生起する認知過程の検討〇 嶺

大阪国際大学41

A-23 自閉スペクトラム症傾向と愛着スタイルがソー
シャル・サポート, 被害念慮, 抑うつに及ぼす
影響

〇 竹田

38

いとうたけひこ 和光大学現代人間学部

哲也

大久保

大久保

iv
− iv −

学生相談室

純一郎 帝塚山大学心理学部
達生

帝塚山大学大学院心理科学研究科

純一郎 帝塚山大学心理学部

42

健康・看護A-24 大学生のウェルビーイングに学習動機づけが及
ぼす効果

〇 鈴木

慎也

名古屋工業大学大学院工学研究科

鷲見克典

名古屋工業大学大学院工学研究科

A-25 就労成人におけるウェルビーイング
快楽主義と理性主義の2要素による実態把握

〇 鷲見

克典

名古屋工業大学大学院工学研究科

44

A-26 日本の中国人留学生と中国の大学生におけるウェルビーイング〇 李運名古屋工業大学大学院工学研究科

45

雅平

名古屋工業大学大学院工学研究科

殷

43

鷲見

克典

名古屋工業大学大学院工学研究科

A-27 日藝版「癒し」評価スケールを用いた花や写真の鑑賞による癒しの評価―気分・不安障害に関する2群間の比較―

〇 内田

誠也

一般財団法人MOA健康科学センター

木村友昭

一般財団法人MOA健康科学センター

山岡淳

一般財団法人MOA健康科学センター

A-28 看護学生の社会人基礎力からみるレジリエンス
支援の検討

〇 大西

安代

47

林

美栄子

公益社団法人神戸市民間病院協会・
神戸看護専門学校
公益社団法人神戸市民間病院協会・
神戸看護専門学校〇 林

美栄子

公益社団法人神戸市民間病院協会・
神戸看護専門学校
公益社団法人神戸市民間病院協会・
神戸看護専門学校

48

49

A-29 看護学生のキャリア発達への支援

A-30 学士課程の看護学生が志向する看護職者としての10年後の満足なキャリアイメージ

A-31 看護学生の患者の動作予測の内容

A-32 助産師教師から見た病院勤務助産師への想い

社会・⽂化
A-33 成人の募金動機の構造
A-34 保育士のコミュニケーションスキルと精神的健康との関連
男性保育士の精神的健康はコミュニケーション次第？

A-35 奇抜な名づけに影響を及ぼすパーソナリティー
の検討

46

大西

安代

〇 中本

明世

溝口

幸枝

甲南女子大学看護リハビリテーショ
ン学部
天理医療大学看護学科

三浦恭代

千里金蘭大学看護学部

澄美子

埼玉医科大学短期大学看護学科

清水百子

埼玉医科大学短期大学看護学科

加藤穂高

埼玉医科大学短期大学看護学科所ミヨ子

埼玉医科大学短期大学看護学科

〇 江幡

芳枝

日本保健医療大学看護学科

古賀裕子

桐生大学別科助産専攻

〇 山本

陽一

筑波大学大学院人間総合科学研究科

52

東京未来大学こども心理学部

53

〇 蒲生

〇 日向野

智子

藤後

悦子

東京未来大学こども心理学部

山極

和佳

磯

友輝子

高橋

一公

角山

剛

東京未来大学モチベーション行動科学部
東京未来大学モチベーション行動科学部
東京未来大学モチベーション行動科学部
東京未来大学モチベーション行動科
学部

〇 佐々木

小巻

大阪大学大学院人間科学研究科

大工

泰裕

綿村

英一郎

大阪大学大学院人間科学研究科・
日本学術振興会
大阪大学大学院人間科学研究科

寺口司

大阪大学大学院人間科学研究科

v
−v−

50

51

54

A-36 ムスリムに対するテロイメージと受容的態度の
関係

〇 松木

祐馬

早稲田大学文学研究科

向井智哉

早稲田大学文学研究科

金

信遇

55

上智大学大学院グローバル・スタ
ディーズ研究科
上智大学大学院グローバル・スタ
ディーズ研究科

近藤

文哉

〇 高橋

綾子

東洋大学大学院社会学研究科

桐生

正幸

東洋大学

〇 山岡

重行

聖徳大学心理・福祉学部

57

A-40 新規学卒者の入社後のキャリア発達に関する時
系列的研究

〇 竹内

倫和

学習院大学経済学部

58

A-41 仕事への潜在的・顕在的態度と職場における本音の表出不能経験の関連

〇 松本

友一郎

中京大学心理学部

59

A-42 商品選択における文脈効果（Ⅲ）－競争者，標的，おとりの価格配置の検討－

〇 蜂屋

真

流通科学大学人間社会学部

60

A-43 上司・部下関係における信頼と被信頼の個人内
相補性

〇 藤原

勇

京都橘大学健康科学部

61

A-44 企業労働者の社会貢献認知

〇 梶原

隆之

文京学院大学人間学部

62

豊

帝京大学教育学部

〇 工藤

大介

余村

朋樹

公益財団法人大原記念労働科学
研究所
公益財団法人大原記念労働科学研究所
関東学院大学

A-37 妖怪の生起メカニズムと社会的役割の検討（2）
代表的な妖怪の類型化と現代における代替物
A-38 キャラクターのデータベース消費仮説を否定
する

56

産業・災害
A-39 (発表取り消し)山村
A-45 産業組織における作業をシミュレートした演習
課題において発生するヒューマンエラーとその要因の検討
ある産業組織における安全研修のケーススタディ

A-46 組織間における安全文化の問題点の事例検討－本社・事業場間および発注・受注者間に着目
して－

施

桂栄

細田

聡

関東学院大学井上枝一郎

公益財団法人大原記念労働科学
研究所

〇 余村

朋樹

工藤

大介

公益財団法人大原記念労働科学
研究所
公益財団法人大原記念労働科学研究所
関東学院大学

施

桂栄

細田

聡

関東学院大学井上枝一郎

公益財団法人大原記念労働科学
研究所

63

64

ポスター発表Ｂ..................................................................65～109
8 月 26 日（日） 14：45～16：45 東館 2 階ユメンヌホール
在籍責任時間 奇数番号 14：45～15：45 偶数番号 15：45～16：45
原理・認知B-01 FX投資経験者の未来予測における価値観の影響

〇 篠原

恵

大阪大学大学院人間科学研究科

富田瑛智大阪大学大学院人間科学研究科

森川和則

大阪大学大学院人間科学研究科

vi− vi −

65

B-02 心臓血管手術を受ける高齢患者のせん妄発症と術前不安に関する予備的調査

〇 福永

寛恵

熊本大学大学院社会文化科学研究科

66

B-03 2因子知能観尺度の信頼性・妥当性の検討

〇 市村

祐樹

立正大学大学院心理学研究科

67

井田

政則

立正大学心理学部

B-04 カタストロフィ理論が示唆する高機動航空機における加速度性意識喪失現象への複数パラメー
タの関与－くさびのカタストロフィは脳内虚血＋αの２パラメータを示唆する

〇 廣島

克佳

防衛省航空自衛隊航空安全管理隊

68

B-05 不安や失敗観が単純な認知課題におけるエラー
反応に与える影響〇 和田

一成

西日本旅客鉄道株式会社安全研究所

69

芦高

勇気

西日本旅客鉄道株式会社安全研究所

上田

真由子

大阪大学大学院人間科学研究科

〇 増南

太志

埼玉学園大学尾形和男

埼玉学園大学

B-07 学生の抱く有能感に関する研究Ⅱ－友人選択及び職業的不安との関連性－

〇 尾形

和男

埼玉学園大学増南

太志

埼玉学園大学

B-08 将来展望とライフイベント・自己意識との関連
公的自己意識・私的自己意識に着目して

〇 三島

浩路

中部大学現代教育学部

72

B-09 醜形恐怖心性と主観的幸福感との関連

〇 大村

美菜子

目白大学人間学部

73

沢宮

容子

筑波大学大学院人間系

小島弥生

埼玉学園大学人間学部

B-10 時間・重要度ライフスタイル別に見たＣＡＶ
Ｔ・コミュニケーションスキルとの関連－大学
生活5領域によるタイプに着目して－

〇 湯口

恭子

関西大学大学院心理学研究科

74

B-11 プロセスレコードからみる看護学生の楽観性に
ついて

〇 藤井

一美

立正大学大学院心理学研究科

75

B-12 愛着スタイルが大学生の対人関係と道徳的規範に及ぼす影響〇 久保井

帝塚山大学大学院心理科学研究科

76

教育・⼈格・発達
B-06 学生の抱く有能感に関する研究Ⅰ－友人選択及び大学生活充実感との関連性－

路子

大久保
中地

70
71

純一郎 帝塚山大学大学院心理科学研究科
展生

帝塚山大学大学院心理科学研究科

菜穂子

大東文化大学文学部

B-13 授業における「質問づくり」導入の試み
質問に対する態度および批判的思考態度の変化に焦点をあてて〇 北風

B-14 教師からの賞賛・叱責経験と自尊感情との関連―本来感と自己価値の随伴性を用いて―

〇 西川

友貴

甲南大学大学院人文科学研究科

大西彩子

甲南大学文学部

大澤香織

甲南大学文学部

B-15 養護教諭による虐待の原因の類型に関する研究（３）－特別支援教育に対する実態と意識との関係について〇 石橋裕子

帝京科学大学教育人間科学部

B-16 幼児期初期における「じぶん」の認識について－鏡に映っているのはだれ？はたして「じぶん」なのか－鏡像反応を中心に－

〇 高木

玉江

大阪健康福祉短期大学

80

B-17 首尾一貫感覚の形成に関連する要因について
養育環境や信頼感がSOCに与える影響に関するモデルの検討〇 銅直

優子

流通科学大学人間社会学部

81

B-18 「キモい」についての研究（2）

〇 角野

善司

高崎健康福祉大学人間発達学部

82

B-19 成人愛着スタイルと対人関係

〇 佐藤

舞

早稲田大学大学院文学研究科

83

77

いとうたけひこ 和光大学現代人間学部

林vii− vii −

幸範

78

79

滋賀短期大学

臨床・相談B-20 「能動的ユーモア」によるストレスコーピングの効果
大学生と高校生とのユーモアコーピングの比較

〇 西野

弓月

大久保

西澤クリニック84

純一郎 帝塚山大学心理学部

B-21 精神疾患構造化面接法（M.I.N.I.）による自殺の危険度と、サークル・テストにおける時間的発展性（志向性）・優位性との関係について

〇 藤野

美香

日本大学大学院総合社会情報研究科

和田万紀

日本大学大学院総合社会情報研究科・日本大学法学部

B-22 障害(者)に対する大学生のイメージについて３

〇 豊村

和真

北星学園大学社会福祉学部

86

B-23 化学物質過敏症の子をもつ母親のPAC分析

〇 杉山

太遊

福島学院大学福祉学部

87

杉山

沙羅

福島学院大学大学院心理学研究科

佐藤佑貴

福島学院大学福祉学部

〇 杉山

沙羅

福島学院大学大学院心理学研究科

杉山太成

福島学院大学大学院心理学研究科

佐藤佑貴

福島学院大学福祉学部

内藤哲雄

明治学院大学国際平和研究所

B-25 大学生のデートDV予防に関する調査－罪悪感とアサーションスキルに着目して－

〇 北村

莉彩

帝塚山大学大学院心理科学研究科

中地

展生

帝塚山大学心理学部

B-26 インターネット利用傾向と発達障害傾向の関連性について―ADHD傾向に関する探索的調査―〇 大久保

B-27 ソーシャルスキルがレジリエンスと精神的健康度に与える影響～青年期の自殺予防の方略を考
える～

〇 髙間

B-24 化学物質過敏症者の不安・悩みに関する個人別
態度構造分析

神澤純一郎 帝塚山大学心理学部
弘明

帝塚山大学大学院心理科学研究科

創

帝塚山大学心理学部

85

88

89

90
91

健康・看護・医療
B-28 ストレスマインドセットと心身の健康度の関連

〇 伊藤

晃碧

立正大学心理学研究科

92

B-29 20代女性の乳房イメージと乳がん検診行動

〇 赤羽

由美

獨協医科大学看護学部

93

内藤

哲雄

明治学院大学国際平和研究所

〇 本多

麻子

東京成徳大学応用心理学部

94

B-32 看護師の初期キャリア発達支援に関する研究
入職3年間の自己効力感と組織コミットメント
の関連

〇 竹内

久美子

和洋女子大学看護学部

95

松下

由美子

佐久大学看護学部

B-33 患者からのコミュニケーションへの対応について〇 林

B-30 長期的課題における伸び悩み時の反応と克服―楽観傾向群と悲観傾向群の比較―
B-31 (発表取り消し)

犯罪・社会
B-34 大学生における旅行動機尺度の作成

潔

白梅学園短期大学

96

〇 中井

宏

大阪大学大学院人間科学研究科

97

B-35 男性のメイクアップ化粧品の使用実態と化粧意
識
メイク度と年代の差異による化粧意識の違い

〇 九島

紀子

立正大学心理学部

98

B-36 怒り喚起場面および怒り表出行動実行場面の検
討

〇 長澤

里絵

立正大学心理学部

99viii− viii −B-37 虚偽検出検査における質問提示方法の検討 (4)B-38 眼球運動指標を用いた隠匿情報検査―刺激の特性が検出に及ぼす影響―

B-39 日本人は本当に集団主義的か ―日本人意識と集団主義的自己認識―
産業・災害・交通
B-40 fNIRSを用いた若者における会話の運転への影
響の実験的研究〇 軽部幸浩

日本体育大学・駒澤大学

石岡綾香

駒澤大学文学部

小野洋平

駒澤大学文学部

谷口泰富

駒澤大学文学部〇 小野洋平

駒澤大学文学部

石岡綾香

駒澤大学文学部

軽部

幸浩

日本体育大学・駒澤大学

谷口泰富

駒澤大学文学部〇 柿本敏克

群馬大学社会情報学部

五百川

靖雄

帝塚山大学大学院心理科学研究科

蓮花

一己

帝塚山大学

友香子

科学警察研究所和子

科学警察研究所〇 中野

B-42 災害ボランティア活動時の事故と危険回避に関する研究（２）〇 太刀掛

B-43 水平押し作業における発揮力知覚の分析

〇 高橋

岡村

101

102

柚希美 山形銀行〇 今井

B-41 チャイルドシート不使用と関連する保護者の認
識

100

俊之

104

大阪大学キャンパスライフ健康支援 105
センター

菅間

敦

瀬尾

明彦

独立行政法人労働者健康安全機構労 106
働安全衛生総合研究所
独立行政法人労働者健康安全機構労働安全衛生総合研究所
首都大学東京システムデザイン学部

B-44 成人ADHD傾向における主体的な移動時の不注意
傾向
健常高齢群および一般成人群との比較から

〇 小菅

英恵

筑波大学大学院

熊谷

恵子

筑波大学

B-45 建設技術者がリスクテイキングへ至る背景要因
に関する研究〇 藤本

吟藏

大阪大学大学院人間科学研究科

森泉

慎吾

大阪大学大学院人間科学研究科

臼井

伸之介

大阪大学大学院人間科学研究科

公教

筑波大学大学院人間総合科学研究科 109

スポーツ
B-46 競技スポーツのパフォーマンスにおける機能的
思考の検討
思考内容および機能の個人別構造

〇 有冨

ix
− ix −

明子

103

107

108

キャンパスマップ

館内案内図

x
−x−

xi
− xi −

xii− xii −

各種ご案内［１］大会受付
⽇時：2018 年 8 ⽉ 25 ⽇（⼟）9：00 〜 17：30

26 ⽇（⽇）9：00 〜 16：00

場所：⼤阪⼤学⼈間科学部（吹⽥キャンパス）本館 1 階インターナショナルカフェ【クローク】
クロークは、本館 1 階 12 講義室です。本館 1 階男⼦トイレ向かいに設置しております。お荷物をお預かりする際に引換券をお渡し致します。引換券をなくされた場合、確認のため⾝分証の提⽰をお願いすることがあります。なお、PC 等の⾼価な電⼦機器類を含む貴重品はお預かりすることはできません。
クローク受付時間：8 ⽉ 25 ⽇（⼟）・26 ⽇（⽇）

9：00 〜 17：30［２］会員総会
⽇時：8 ⽉ 25 ⽇（⼟）

11：45〜13：00

場所：本館 51 講義室（キャノピーホール）
重要な議題が予定されておりますので、会員の⽅はご出席ください。なお、総会では、昼⾷をご⽤意しております。
［３］優秀大会発表賞
今⼤会でも優秀⼤会発表賞を選考します。選考対象は⼝頭発表とポスター発表のみで⾃主企画ワークショップは含まれません。発表論⽂集原稿、当⽇の発表、質疑応答などを総合的に判断して、優秀な研究発表をご推薦ください。投票は 8 ⽉ 25 ⽇（⼟）と 8 ⽉ 26 ⽇（⽇）におこなうことができます。投票⽤紙は会場に設置してある
投票箱に投函してください。発表者（連名発表者を含む）は、ご⾃⾝の発表へ投票できませんので、ご注意ください。
［４］その他、大会参加者へのご案内(a) 本館 32 講義室にて、企業展⽰および書籍販売を⾏っております。どうぞお⽴ち寄りください。
(b) 休憩所は以下の通りです。31 講義室ではお飲み物、お菓⼦をご⽤意しております。
本館 2 階 リフレッシュルーム（コピー機設置）
本館 3 階 リフレッシュルーム（飲料⾃販機設置）
本館 3 階

31 講義室(c) 館内はすべて禁煙です。ご協⼒をお願い致します。
(d) 会場内では、携帯電話はマナーモードにして下さい。
(e) ファックス、宅配便は近隣のコンビニエンスストアをご利⽤ください。
(f) 8 ⽉ 25 ⽇（⼟）は福利厚⽣棟の学⽣⾷堂が開いています。8 ⽉ 26 ⽇（⽇）は阪⼤病院内の１Ｆローソンと同じく１F の⼀般⾷堂のみ開いていますが、混雑が予想されるため、各⾃昼⾷の持ち込みをお勧めします。
(g) ⼤会本部は、本館 2 階特別演習室です。⼤会中の緊急連絡は、こちらにお願い致します。
(h) ⼤阪⼤学の学内無線 LAN（ODINS）をご利⽤になれます。ご希望の⽅は、「総合案内」までお越しください。なお、ODINS は Eduroam（エデュロム）に対応しているため、他の Eduroam 参加機関に所属の先
⽣⽅はご所属先でのパスワードにて接続可能です。
xiii− xiii −［５］口頭発表

発表者の方へ1.

⼝頭発表は、本館 41 講義室・44 講義室にて⾏います。

2.

⼝頭発表は、論⽂集への論⽂掲載、当⽇の発表・質疑応答への参加によって、公式発表とみなされます。

3.

連名発表の場合、発表及び質疑応答は責任発表者が⾏うものとします。発表時間は 1 件につき 18 分です。
そのうち、講演が 12 分、質疑応答が 5 分です（交替時間 1 分）。発表中は以下の通りに合図致します。
1 鈴：10 分経過

4.

2 鈴：12 分経過（発表終了）

3 鈴：17 分経過（質疑応答終了）

⼤会委員会でプロジェクタとノート PC (Windows 10、 PowerPoint 2016) をご⽤意します。この PC をご利⽤の⽅は、セッション開始 15 分前までに会場にお越し頂き、発表⽤ファイルのインストール作業と動作確認をお願い致します。必ず上記の環境で動作するファイルをご⽤意ください。PC によるスライド発表のみとなります。その他の映像提⽰装置は使⽤できません。

5.

ご⾃⾝の PC を利⽤される場合も、セッション開始前までに動作確認をお願い致します。会場には HDMI
および VGA ケーブル (D-Sub 15 ピン)を⽤意します。電源アダプタや変換コネクタ等はご⽤意下さい。

6.

⾳声接続をご利⽤の⽅は、事前に⼤会委員会へご相談下さい。

7.

発表者⾃⾝の責による映写の不具合については、⼤会委員会は⼀切責任を負いません。またそれに伴う、発表時間の延⻑も原則⾏いません。

8.

資料を配布される⽅は、各⾃ご準備の上、セッション開始前に会場スタッフにお渡しください。会場⼊り⼝に資料を配置します。なお、会場での印刷はできません。配付資料は必ず事前にご⽤意ください。

※⼝頭発表

座⻑の⽅へ

1.

ご担当されるセッション開始 10 分前までに会場へお越し下さい。

2.

フロアからの質問や意⾒を述べられる⽅には、お名前と所属を明らかにするようにお伝え下さい。

［６］ポスター発表

発表者の方へ1.

ポスター発表会場は、東館 2 階ユメンヌホールにて⾏います。

2.

ポスター発表会場内にポスター発表⽤受付を設けます。セッション開始の 10 分前までに受付へお越しくだ
さい。ボードに掲⽰するための画鋲と責任発表者⽤のリボンは、その際にお渡しします。

3.

ポスター発表は、論⽂集への論⽂掲載、当⽇のポスター掲⽰、および在席責任時間の質疑応答への参加によって、公式発表とみなされます。

4.

ポスターの掲⽰範囲は、1 発表につきポスターは横 90 cm×縦 210 cm までです。この⼤きさに収まるように作成してください。なお、ポスター上部には発表題⽬、⽒名および所属を明⽰して下さい。

5.

ポスターを掲⽰するボードには、それぞれに発表番号が付いています。発表者は発表当⽇の時間までに、持参したポスターをご⾃分の発表番号の付されたボードに掲⽰してください。両⽇ともに 13：45 から掲⽰で
きます。

6.

ポスターセッション全体の時間は 2 時間です。演題番号が奇数の発表者はセッション前半の 1 時間、偶数発
表者はセッション後半の 1 時間が在席責任時間です。この時間中に係員が出⽋の確認に伺います。

7.

在席責任時間が終わっても、セッション終了時刻まではポスターの掲⽰をしておいてください。ポスターの撤去は、発表者がセッション終了 10 分後までに⾏ってください。

［７］ワークショップ発表者・企画者の方へ【発表者の⽅】
1.

⼤会委員会でプロジェクタとノート PC（Windows 10、 PowerPoint 2016）をご⽤意します。この PC をご利⽤の⽅は、セッション開始 15 分前までに会場にお越しいただき、発表⽤ファイルのインストール作業とxiv− xiv −

動作確認をお願い致します。必ず上記の環境で動作するファイルをご⽤意ください。PC によるスライド発表のみとなります。その他の映像提⽰装置は使⽤できません。
2.

ご⾃⾝の PC を利⽤される場合も、セッション開始前までに動作確認をお願い致します。会場には HDMI
および VGA ケーブル（D-Sub 15 ピン）を⽤意します。電源アダプタや変換コネクタ等はご⽤意下さい。

3.

⾳声接続をご利⽤の⽅は、事前に⼤会委員会へご相談下さい。

4.

資料を配布される⽅は、各⾃ご準備の上、セッション開始前に会場のスタッフにお渡しください。会場⼊⼝に資料を配置します。なお、会場での印刷はできません。配布資料は必ず事前にご⽤意ください。

【企画者の⽅】
1.

ワークショップ開始 10 分前までに会場へお越しください。

2.

フロアから質問や意⾒を述べられる⽅には、お名前とご所属を明らかにするようお伝えください。

3.

終了時間厳守でお願いします。

［８］懇親会ご参加の皆さまへ
⽇時：8 ⽉ 25 ⽇（⼟）

17：30〜

場所：リーガロイヤルホテル

スカイレストラン（⼤阪⼤学医学部附属病院 14 階）

費⽤（当⽇）： 6000 円※当⽇に参加をご希望の⽅は必ず⼤会受付にてお申込み・お⽀払い下さい。懇親会会場での受付はできません。

※当⽇は、各所にスタッフがおりますので、道順についてはお気軽にお尋ね下さい。

xv− xv −

タイムテーブル
8 月 25 日（土）第 1 日目

9:00受付開始

8 月 26 日（日）9:00受付開始

10:00 口頭発表①

口頭発表②

自主企画

10:00 自主企画

自主企画

自主企画

WS②

WS③

WS④

【犯罪・社会・産 【教育・発達・人WS①
業・交通・災害】 格・臨床・看護】〔44 講義室〕 【臨地でのマッサ〔41 講義室〕
ージに必要なリス
クマネジメント】【安全教育研究 【カウンセリン 【スポーツにおけにおけるネガテ グ、心理療法へ る体罰を考える】
ィブデータから のアジアからの 〔33 講義室〕
学ぶ】
発信(2)】〔33 講義室〕

11:30 〔41 講義室〕 〔44 講義室〕

11:30

11:45

第 2 日目

昼休み

総会

常任理事会

11:45

〔会議室 A〕

12:45〔51 講義室（キャノピーホール）〕

13:00

13:20

14:20

13:00
特別講演

大会企画シンポジウム

行動経済学とナッジ

心理学諸領域から交通安全を斬る〔51 講義室（キャノピーホール）〕〔51 講義室（キャノピーホール）〕

14:30

14:45

研修会 A

14:45

研修会 B
公認心理師と心理コン
サルテーション・心の健康教育の理論と実践人に着目した応用
心理学：交通心理学
の場合

15:45

〔33 講義室〕

ポスターA

15:45

〔ユメンヌホール〕

16:45

17:30

〔33 講義室〕

ポスターB〔ユメンヌホール〕

16:45

懇親会
〔医学部附属病院 14 階スカイレストラン〕

19:30

xvi
− xvi −

特 別 講 演
大会企画シンポジウム
自主企画ワークショップ
研 修 会

【特別講演】 ８月25日（土）13：20－14：20

本館51講義室

行動経済学とナッジ
大竹文雄
（大阪大学大学院経済学研究科）
キーワード：損失回避、現在バイアス、社会的選好
【目的】本講演では、損失回避、現在バイアス、社会的選好、
限定合理性などの行動経済学の主な概念を解説した上で、それを公共政策に応用するナッジについて紹介する。「ナッジ」
は選択を禁じることも、経済的なインセンティブを大きく変えることもなく、人々の行動を予測可能な形で変える選択アーキテクチャーのあらゆる要素を意味する。特に、労働、医療、財政など様々な分野におけるナッジの例とナッジの設計
方法について説明する。
【行動経済学の概要】伝統的経済学では、計算能力が高く、情報を完全に利用し、利己的で合理的な意思決定ができる主体として人間を考えて、理論的枠組みを作ってきた。これに対し、行動経済学は、心理学や社会学の成果を経済学に取り入れ、より現実的な人間を前提にすることで、経済学の枠組みを広げてきた。特に、数学的なモデルに取り入れやすい損
失回避、現在バイアス、社会的選好については、経済学の主要な教科書でも説明されており、主流派経済学の分析枠組みに入ってきたと言える。
損失回避は、参照点と比較して利得と損失を感じ、利得よりも損失を大きく評価するという非対称性と損失局面でリスク愛好的になるという特性をいう。現在バイアスは、遠い将来の間の時間割引率よりも近い将来の間の時間割引率が高いことを言う。その結果、遠い将来については忍耐強い計画が立てられるが、それが近づくと先延ばしすることになる。社
会的選好については、利他性、互恵性、不平等回避などに加えて、社会規範に従うということも含まれる。
【ナッジ】行動経済学の知見を用いて、選択の自由を確保した上で、合理的意思決定に近づける仕組みをナッジと呼ぶ。
伝統的経済学では、税金・補助金による金銭的インセンティ
ブを通じて、外部性を減らすような政策を提案してきた。法
律学では、規制と罰則による介入が行われてきた。これに対し、行動経済学の知見を生かすと、大きな費用をかけないで、
公共政策的介入が可能になる。
例えば、老後の貯蓄を増やすために、確定拠出型年金への自動加入をデフォールトにするという政策は、老後の貯蓄をするという計画を立てることはできるが、それを先延ばしにするという現在バイアスという行動経済学的特性を、デフォールトに影響されるという行動経済学的特性によって、バイアスを修正するというものである。この場合、確定拠出型年金からの脱退手続きが非常に簡単であれば、選択の自由は確保されている。
【財政学への応用】伝統的経済学において、政府の主な仕事
は、外部性、公共財、情報の不完全性による市場の失敗を修正することである。排気ガスのために二酸化炭素が多くなり、地球温暖化が進むという場合、二酸化炭素を排出する企業に排出量に応じて課税したり、石油に課税したりするというのがその例である。また、失業保険制度が民間で成り立たないのは、失業の可能性が高い人しか加入しないため、保険料が高くなり、保険料が高くなると、さらに失業の可能性が高い
人しか加入しない、という逆淘汰が発生するからである。そのため、強制加入型の公的な失業保険が必要となる。しかし、失業保険が充実すると失業してもまじめに求職活動をしない人が発生する。失業給付をもらうために失業を選ぶということが生じる。伝統的経済学では、このような人たちの行動を抑制するために、早期に再就職できればボーナスを支給するというインセンティブを組み込むことを提案したり、失業給付の申請手続きを面倒にしたりすることも提案される。
 ところが、行動経済学では、このような仕組みが失業者の再就職を必ずしも早めない可能性が指摘されている。失業者
が再就職活動を熱心にしないのが、彼らが怠けているのではなく、強い現在バイアスをもっているために先延ばししていることに根ざしていると考える。そうであれば、先延ばしそのものを難しくさせるような、失業者へのリマインダーや再就職活動のチェックが有効な対策になる。失業給付への申請を行わないのが、深刻な失業ではないことを意味するのではなく、状況が深刻で面倒な申請手続きをすることができなのかもしれない。もし、そうであれば、失業保険をはじめとする社会保障のあり方を大きく変える必要がある。
【労働経済学への応用】伝統的経済学では、男女間賃金格差
は、企業間競争が激しければ縮小していくと考えられてきた。
もし、生産性が男女で同じであるのにも関わらず、差別意識をもった経営者が多いために、女性の賃金が男性よりも低かったとしよう。この場合、差別意識のない経営者は、低い賃金で女性を雇用することで、高い利潤を得られる。すると、差別意識のない経営者は、市場競争で勝ち残ることになり、
男女間賃金格差は解消することになる。しかし、リスクへの態度、競争への好み、自信過剰の程度に男女差があれば、昇進競争の男女格差はなくならない。この場合には、格差解消のための行動経済学的な介入手法が有効になる。
 伝統的な経済学では、労働者は自分だけの賃金から効用を得ると想定されていたし、損失回避もないと考えられていた。
しかし、労働者が不平等回避や損失回避をもっているのであれば、それを前提に賃金制度設計する必要がある。
【医療への応用】伝統的経済学では、医者も患者も与えられた情報のもとで最善の治療法の選択をすると考えられてきたので、患者に情報を提供して意思決定させればよいというイ
ンフォームドコンセントが行われてきた。しかし、医者や患者の意思決定に行動経済学的なバイアスがあるのであれば、それを修正するようなナッジを政策的に用いることが望ましい。また、健康診断を受けない人や生活習慣病を発生させやすい生活習慣をもっている人の行動を変容させるためには、
行動経済学的な介入が有用であろう。
【寄付・ボランティア活動への応用】伝統的経済学では、利己的個人を前提にしていたため、寄付行動の分析は税制上の優遇措置という金銭的インセンティブを用いるものだけであった。しかし、利他的動機をもっていたり、社会規範からの影響を受けたりする人間を前提にすれば、寄付行動やボラン
ティア行動の促進策に行動経済学的アプローチは有効になる。
（おおたけ ふみお）

−1−

【大会企画シンポジウム】 ８月26日（日）13：00－14：30

本館51講義室

心理学諸領域から交通安全を斬る
企画
話題提供者

指定討論者

日本応用心理学会第 85 回大会委員会
大谷 亮（一般財団法人日本自動車研究所）
小菅 英恵 （公益財団法人交通事故総合分析センター／筑波大学大学院）
島崎 敢（国立研究開発法人防災科学技術研究所）
志堂寺 和則（九州大学大学院）【趣旨】
中央新幹線（リニア）や自動運転車に関する報道が増え，我々を取り巻く交通環境は大きな転換期を迎えている。第 85回大会を開催する大阪大学人間科学部では，前身の文学部時代から数え 60 年を超えて交通心理学の研究が行われてきたことを踏まえ，道路交通に焦点を当てたシンポジウムを企画した。
安全な交通社会の実現には，道路環境や車両の技術革新，
法整備はもとより，道路を利用する人間に対する心理学的知
見の蓄積や介入が重要である。また，交通行動は誰にとっても生活に密着したものであるため，心理学が扱うほとんど全ての領域と関係している。本シンポジウムを通じ，安全な交通社会の実現に向けて心理学が果たしうる役割について，参加者と議論を深めたい。まず，3 名の若手研究者の視点から交通安全に関する心理学的な話題提供をお願いし，応用心理学者が交通問題に取り組む切り口について議論していく。またシンポジウム後半には話題提供者・指定討論者のみならず，
参加者それぞれのご専門の立場から交通安全に貢献するアプ
ローチ手法などを検討する時間を設け，応用心理学が安全・
安心な交通社会の実現にどのように寄与できるかを皆で考えたい。
【話題提供】子どもの交通事故低減に向けた安全対策－心理学的観点からのアプローチ－
大谷 亮
1.背景
日本の道路交通の現状を見ると，近年では自動車乗車中よりも歩行中の事故死者数が上回り，特に 7 歳児の死傷者が最も多い状況となっている。また，歩行中の子どもの交通事故
原因として，飛び出しの割合が高い傾向が示されている（公益財団法人交通事故総合分析センター, 2017）。
子どもの交通安全確保に資する研究と取組みは，交通心理学の領域においても検討されており，これまでに多くの研究成果が得られている。
本稿では，子どもの交通事故低減に向けた安全対策について，心理学的観点からのアプローチを紹介するとともに，今後の課題について概説する。
2.事故低減に向けた諸策
事故低減に向けた対策として，いわゆる 4E（Engineering，Enforcement，Example，Education）もしくは，環境（Environment）
を含めた 5E に焦点が当てられることが多い。子どもの交通事故低減に向けた対策についても同様であり，心理学に関連する諸策が講じられている。
工学的対策（Engineering）として，事故低減や被害軽減などを目的とした先進安全運転システムや自動運転などの技術の進展が期待されている。子どもを含む歩行者との衝突回避や被害軽減のための自動車システムも開発されており，ドラ
イバーに歩行者との衝突の可能性を伝えるための情報伝達方法に関する研究・開発が進められている。ドライバーへの情報伝達方法は，Human Machine Interface（HMI）の枠組みの中で検討されており，気づき易く理解のし易い情報伝達方法や，システムに対する適切な信頼感を確保するための研究として，人間の感覚・知覚，認知心理学的観点からの検討が実施されている（大谷, 2008）。
強制・規制対策（Enforcement）としては，道路交通法などの規則に対する子どもの遵法精神に関する研究や，規則に関する認識の発達的変化を調査した研究が見られる（斉藤，1975）。また，学校周辺などのゾーン 20 の規制の効果に関する検討（Li & Graham, 2016）も，子どもの安全を確保する上で重要な課題となっている。
環境対策（Environment）としては，イメージハンプを用いることで，子どもを含む歩行者が利用する横断歩道付近の車両の速度を低減することを企図した対策が講じられている。
イメージハンプは，錯視現象を利用した安全確保の例であり，
感覚・知覚心理学の成果の応用と言える。また，集団登下校時の事故が社会問題となった際に，地方公共団体などで通学路の点検が交通工学などの観点から実施されたが，児童の知覚や認知の発達などの視点からの点検も今後求められる。さらに，子どもを対象にした見守り活動は，交通安全の他，防犯の点からも重要な環境対策であるが，見守り活動を持続的かつ効率的に実施するための枠組み作りとして，組織心理学的な検討も必要となる。
事例対策（Example）では，道路横断時の他の歩行者行動が及ぼす影響に関する社会心理学的研究（北折・吉田, 2000）や，保護者などがモデルとなる子どもの模倣学習に関する研究（Morrongiello & Barton, 2009）などが安全対策に寄与すると考えられる。
以上の対策は，子どもに関わる周囲の人間や周辺環境に目を向けた対策であるが，子ども自身が安全に対する適切な知
識や態度を有さないと，根本的な解決とはならない。この点から，子どもの発達段階に応じた教育プログラムの開発やその効果の検証に関する研究が実施されている（大谷, 2016）。
これらの教育的対策（Education）に関する研究は，一部の地域などで限定的に行われることが多いため，結果の妥当性や信頼性を検討するための検討を行い，効果に影響を及ぼす一
般的な要因を抽出することが重要である。
3.今後の課題
子どもを対象にした交通心理学の研究課題としては，上記のように事故や被害の低減に向けた対策に資する研究が中心であった。しかしながら，交通事故低減の他にも，子どもと交通に関する課題が存在する。例えば，英国では，防犯などの観点から保護者が子どもを学校に送迎することによる交通
渋滞や子どもの肥満などの問題が顕在化し，登下校時の交通
モード選択に関する School Travel Plan と呼ばれるプロジェク
トが実施された。日本においても，少子化に伴う学校の統廃合により，学区が広くなることで，保護者が送迎することによる同様の問題が生じる可能性がある。また，保護者の送迎により危険な状況を子どもが学習する機会や，いわゆる情操教育の可能性が減少することによる影響も，心理学的観点か
ら長期的に検討する必要がある。
また，事故の被害者もしくは加害者となった子どもへの心−2−

●●●●●●●●●【大会企画シンポジウム】●●●●●●●●●●●●●
８月26日（日）13：00－14●●●●●●●●●●●：30 本館51講義室
理的なサポートに関する研究は多くはなく，今後，臨床心理学的観点からのアプローチが求められる（藤田・柳田・横山,
2001）。さらに，発達障害児を対象にした交通安全教育もしく
は安全管理，さらには発達障害児の移動の自由を確保する際の心理学的な課題は，その後の免許取得の問題も含めて検討する必要がある。
4.まとめ
安全は人間の基本的な欲求であり，将来を担う子どもの安
全確保は社会にとって重要な課題であると考えられる。しかしながら，子どもの交通安全確保に関する関心は必ずしも高くはなく，心理学的観点からのアプローチが注目される機会も少ない。今後，交通の領域に留まらず，総合安全の観点から子どもの事故低減に向けた研究を進めるとともに，いわゆる人間教育としての交通教育の可能性を検討して，社会的関心を得ることが重要になると推察される。
<引用文献>
藤田悟郎・柳田多美・横山恭子 (2001). 交通事故被害者の心的反応と心的ストレスの予測要因. 上智大学心理学部年報,
25, 57-66.
北折充隆・吉田俊和 (2000). 記述的規範が歩行者の信号無視
行動におよぼす影響. 社会心理学研究, 16(2), 73-82
公益財団法人交通事故総合分析センター (2017). 特集 小学一年生が登下校中に遭った死傷事故. イタルダインフォメーション, 121.
Li, H. & Graham, D.J. (2016). Quantifying the causal effects of 20 mph
zones on road causalities in London via doubly robust estimation.
Accident Analysis and Prevention, 93, 65–74.
Morrongiello, B.A. & Barton, B.K. (2009). Child pedestrian Safety:
Parental supervision, modeling behavior, and beliefs about childpedestrian competence. Accident Analysis and Prevention, 41, 1040–
1046.
大谷 亮 (2008). 安全性と受容性の観点からみた車室内インタ
フェースの考え方. 自動車技術, 62(12), 71–76.
大谷 亮 (2016). 第１章 効果的な交通安全教育のために 大
谷 亮・金光義弘・谷口俊治・向井希宏・小川和久・山口直範（編） 子どものための交通安全教育入門-心理学からのアプローチ-. ナカニシヤ出版 3–12.
斉藤良子 (1975). 子どもの交通規則に対する意識の発達. 科
学警察研究所報告交通編, 16(1), 26–33.
【話題提供】発達障害児・者の交通事故リスク：ADHD の注
意特性に関する基礎的研究を中心として
小菅 英恵
1.ADHD と交通事故の死傷リスク，交通行動の特徴
注意欠如・多動症／注意欠如・多動性障害（Attention-Deficit／Hyperactivity Disorder，以下 ADHD）は，診断基準のグロー
バ ル ス タ ン ダ ー ト で あ る DSM － 5 （ American Psychiatric
Association, 2013）において，神経発達症群／神経発達障害群（Neurodevelopmental Disorders）に分類される“発達障害”である。
「日常生活および社会生活のなかで支障をきたすほどの多動性・衝動性，不注意またはそのいずれかが持続している状
態」「一般的には，多動性・衝動性は青年期早期までに軽減す
るが，不注意症状はしばしば成人期まで持続する」臨床像で説明される（高橋ら，2015）。
歩行事故の統計をみると，発達障害は定型発達に比べ死亡リスクが高く（Strauss et al., 1998），定型発達と比較した論文のメタ分析においても，ADHD の交通行動の危険性は有意に高い（Jerome et al., 2006）。
ADHD 児・者は，歩行・横断時の行動では，変動性の高さ（ Clancy et al., 2006 ） や 危 険 性 の 高 い 横 断 環 境 の 選 択（Stavrinos, 2009），自転車運転では，不適切なタイミングの道路進入（Nikolas et al., 2016），自動車運転では，操縦の変動（Barkley & Cox, 2007; Barkley et al., 1996）や単調な運転時の衝突率の高さ（Biederman et al., 2007）などが報告されている。
発達障害の交通場面を含む日常生活上の困難は，中枢神経系の機能不全といった生物学的要因が基盤である。心理学では，人間の交通行動について交通システムの中に存在する人間と環境の齟齬による人間側の失敗，すなわちヒューマンエ
ラーからのアプローチがあり，ここでは，ヒューマンエラー
発生や行動制御の重要な働きを担う人間の“注意”に焦点をあてる。
2.安全な交通行動を導く情報処理と注意の関係
人間が時々刻々と変化する交通環境の中で安全に行動するには，その状況の要求や行動目標に応じて，情報を入力―処理―出力といった情報処理過程を繰り返し，その結果適切な行動の選択・遂行が求められる。“注意”は，この情報処理過程を促進させる役割をもち「フィルター」と「注意資源」のメタファーで説明される（Wikens & McCarrley, 2008）。人間の情報処理には限界があるため，外界に存在する全ての情報を収集することはできない。そこで「フィルター」によって膨大な情報の中から必要な情報の取捨選択を行なう。また一度取り入れた情報を知覚や認知など機能させるには，動かすための燃料「注意資源」が必要となる。注意資源の容量には限界があるが，人間は制約ある注意資源を各処理過程にうまく配分することで，交通場面において衝突対象を発見し，その後の状況の危険性を予測し，交通事故発生を回避する行動の遂行などが可能となる。
3.空間移動における ADHD の注意特性
我々は，主体的，目的志向的に空間内を移動するが，その際，ある空間的位置から別の空間的位置への注意移動が関わる。ここでは注意のこのような側面を「空間的注意」と呼ぶ。
Kosuge & Kumagai（2016）は，空間的注意に関連した注意
切替課題と変化検出課題を設定し，大学生を対象としたADHD 傾向者の各課題成績を検討した。結果，ADHD 傾向の特徴として，部分情報から全体情報への反応は早まるが，全体情報から部分情報へ注意を切り替える際に平均反応時間が遅延すること，消失変化の無答率が高いことを明らかとした。
また小菅・熊谷（印刷中）は，同様の手続きによって，ADHD
傾向（H 群/L 群）×各課題の成績（高/低）×自己評価による移動時注意不全尺度（小菅・熊谷, 2017）の下位尺度得点（制御不全/変更機能不全/覚醒水準の低下/転導性）の関連性を検討した。結果，ADHD 傾向者の移動時の注意不全と変化検出課
題の成績との関係が明らかとなった。
変化検出には持続的注意の働きが示唆されている（中島・横澤, 2014）。また Sergeant（2000）は ADHD の注意不全を a．
情報処理過程，b．心的努力（effort）のエネルギー面，c．実
行機能といった管理面からモデル化し，情報処理全体の効率性から説明している。
成人 ADHD 傾向者は，移動時にうわの空や見るべきものか
ら注意が逸れる傾向を示すが，その心理的背景には，交通環
境に視覚的に注意を定位し続ける心的努力（effort）の困難さがあり，その結果，交通環境内の消失変化の見落とし・追加
変化検出のエラーや発見の遅れが示唆される。
4.安全な交通社会の実現に向けて（1）発達障害を取り巻く社会と交通安全対策の必要性
障害者にとって自動車運転免許の取得は，移動範囲の拡大
や余暇活動の充実だけでなく，就労とも関わる（田中, 2014）。
近年，発達障害者の自動車運転免許取得のため，教習所での支援が展開されはじめている（梅永, 2018）。今後，発達障害のモビリティとその問題は，より社会的な関心が高くなるだ−3−

【大会企画シンポジウム】 ８月26日（日）13：00－14：30
ろう。
一方，発達障害の交通事故リスクは高く（e.g. Strauss et al.,1998），障害特性によりモビリティに困難をきたすと考えられる。我が国の交通安全対策は高齢者問題が喫緊の課題として挙げられてはいるが（内閣府, 2018），発達障害児・者を対象とした社会的な交通安全対策は急務と言える。
（2）基礎研究に根差した「交通」の学際研究の重要性
発達障害児・者の交通安全対策を検討するには，心理学だ
けでも，認知・発達・臨床・交通・産業・リスク・・・など
複数領域が関わり，現場での実践活動では，学校・行政・地
域・医療・福祉・・・など多分野との連携が必須となる。
交通“現場”で生じる問題の科学的解決には，人間のこころの法則を解き明かす基礎研究の知見の活用が不可欠である。
今後，より一層の基礎心理と応用心理の連携が望まれる。
また「交通」が扱うテーマは安全だけでなく，交通文化の差や経済活動など極めて多岐にわたり，工学，医学，教育学，社会学，行政学などにも関わる。交通心理学が積み上げた科学的知見を「交通」諸問題の解決で活用するためには，心理学が積極的に多領域と協働していく姿勢が必要と考える。
<引用文献>
American Psychiatric Association. (2013). Diagnostic and statisticalmanual of mental disorders (DSM-5®). American PsychiatricPub.
Barkley, R.A., & Cox, D. (2007). A review of driving risks andimpairments associated with attention-deficit/hyperactivity
disorder and the effects of stimulant medication on driving
performance. Journal of safety research, 38(1), 113–128.
Barkley, R.A., Murphy, K.R., & Kwasnik, D. (1996). Motor vehicle
driving competencies and risks in teens and young adults withattention deficit hyperactivity disorder. Pediatrics, 98(6), 1089–
1095.
Biederman, J., Fried, R., Monuteaux, M.C., Reimer, B., Coughlin,
J.F., Surman, C.B., Aleardi, M., Dougherty, M., Schoenfeld, S.,
Spencer, T.J., & Faraone, S.V. (2007). A laboratory driving
simulation for assessment of driving behavior in adults with
ADHD: a controlled study. Annals of General Psychiatry, 6(1), 4.
Clancy, T.A., Rucklidge, J.J., & Owen, D. (2006). Road-crossing
safety in virtual reality: A comparison of adolescents with andwithout ADHD. Journal of Clinical Child & Adolescent
Psychology, 35(2), 203–215.
Jerome, L., Segal, A., & Habinski, L. (2006). What we know about
ADHD and driving risk: a literature review, meta-analysis andcritique. Journal of the Canadian Academy of Child andAdolescent Psychiatry, 15(3), 105.
Kosuge. H. & Kumagai, K. (2016). Relation between the adult
ADHD tendency and the attentional function for the daily
behavior on the traffic scene, 31th International Congress of
Psychology, Yokohama.
小菅英恵・熊谷恵子 (2017). 運転時・歩行時の注意不全尺度の作成と信頼性・妥当性の検討. 障害科学研究, 41(1), 23–32.
小菅英恵・熊谷恵子 (印刷中). 移動時の注意不全に及ぼす空間的注意の影響：成人 ADHD 傾向者を対象として，日本交通心理学会第 83 回大会発表論文集
中島亮一・横澤一彦 (2014). 画像シフトによる変化の見落としにおける持続的注意の役割. 心理学研究, 85(6), 603–608.
内閣府 (2018). 平成 29 年版交通安全白書. http://www8.cao.go.jp/koutu/taisaku/h29kou_haku/index_zenbun_pdf.html#h28
Nikolas, M.A., Elmore, A.L., Franzen, L., O'neal, E., Kearney, J.K.,& Plumert, J.M. (2016). Risky bicycling behavior among youth
with and without attention‐deficit hyperactivity disorder. Journalof child psychology and psychiatry, 57(2), 141–148.

本館51講義室

Sergeant, J. (2000). The cognitive-energetic model: an empiricalapproach to attention-deficit hyperactivity disorder. Neuroscience& Biobehavioral Reviews, 24(1), 7–12.
Stavrinos, D. (2009). Predictors of pedestrian injury risk in children
with attention-deficit/hyperactivity disorder, combined type. The
University of Alabama at Birmingham.
Strauss, D., Shavelle, R., Anderson, T. W., & Baumeister, A. (1998).
External causes of death among persons with developmental
disability: the effect of residential placement. American Journalof Epidemiology, 147(9), 855–862.
高橋有記・大西雄一・松本英夫 (2015). 発達障害について. ス
トレス科学研究, 30, 5–9.
田中敦士 (2014). 自動車教習所における知的障害者への教習
実態. Asian Journal of Human Services, 7, 72–85.
梅永雄二(2018).発達障害と自動車運転能力.IATSS Review,42(3), 193–202.
Wickens, C.D. & McCarley, J.S. (2008). Applied Attention Theory.
Boca Raton: CRC Press.
【話題提供】お得な防災行動と褒めて伸ばす安全運転－安全な行動を誘発する心理学的アプローチ－
島崎 敢
交通心理学はドライバーを始めとした交通参加者の行動や，その背後にある心的メカニズムを解明する多くの知見を残してきた。これらの研究成果は，運行管理者や政策決定者など，
交通参加者に安全な行動を取らせたい立場の人々にも，指導や施策検討のための一定のヒントを与えてきたと言えるだろう。しかし，安全研究の最終的なアウトカムであるリスク低減を実現するためには，メカニズムの解明だけでは不十分であり，人を対象とした安全研究の分野では，適切な行動を増やし，不適切な行動を減らすような行動変容が必要である。
しかし，交通心理学の分野では，安全教育の研究は盛んではあるが，人々の学習のメカニズムに着目し，強化子を用いて行動を変容させようとした研究はあまり多くない。
オペラント条件づけに関する一連の研究では，正の強化子が与えられること，または負の強化子が与えられないことは行動を強化し，負の強化子が与えられること，または正の強化子が与えられないことは行動を弱化することが知られている。また，オペラント行動の強化スケジュールに関する研究
では，学習の頻度は高いほど，強化子の出現は行為の直後であるほど学習が進むことがわかっている（例えば岩本・高橋，
1988）。
これを交通に当てはめると，事故に遭ったり，警察に取り締まられたりすることは，不適切な行動に対する負の強化子であろう。この場合，強化子が与えられるのは行為の直後であり，タイミングは適切であるが，事故や取り締りの頻度は学習を成立させるには不十分かもしれない。また，無事故者に対する保険料の引き下げや，ゴールド免許の付与などは，適切な行動に対する正の強化子であるが，こちらも強化子の頻度が低い上に，タイミングが行為の直後ではないという問題がある。
防災の分野でも適切な行動の獲得は困難な状況にある。日本は災害大国であるが，災害に対するハードウエア対策も進んでおり，台風や地震などの自然現象の強さが中程度までなら，人々の生命や財産が直ちに危機に陥る可能性は低い。災害に対して個人が行う適応行動として，家屋の補強，家具の転倒防止，食料の備蓄，安全な場所への避難などが挙げられるが，これらの行動は地震が起きるたびに，また避難勧告が発令されるたびに，ほとんどの場合は特に困ったことが起きない，いわゆる「空振り」の経験となる。これは安全という−4−【自主企画ワークショップ①】 ８月25日（土）10：00－11：30

本館33講義室

臨地でのマッサージに必要なリスクマネジメント
○大野夏代  山本勝則 （1 札幌市立大学看護学部，2天使大学看護栄養学部）
キーワード：看護 臨床 こころと身体
【背景】
厚生労働省健康政策局(1991)は、「あん摩マッサージ指圧、
はり、きゅう及び柔道整復については、（中略）あん摩マッサージ指圧師、はり師、きゅう師及び柔道整復師の免許を有する者でなければこれを行ってはならない」「施術が医学的観点
から人体に危害を及ぼすおそれがあれば禁止処罰の対象となる」という見解を示している。日本の法律においては、マッ
サージという技術の厳密な定義がないため、上記の解釈は多少曖昧な部分があり、看護技術としてもマッサージなどの「触れるケア」は実施されている。臨床の場においては患者を対象としてマッサージを行うので、専門的知識に基づいた分
析・判断を慎重に行い、対象者に益をもたらす必要がある。
そしてその判断と実施には、専門職としての責任が生じる。
マッサージを実施する際は、諸条件を勘案し、部位や手技を選択する。すなわち、対象者の疾患や障害を確認し、希望③実施と評価
マッサージ後、「長生きしそう」という発言が聞かれ、顔色・表情の改善があった。触るだけのような手技ではあったが、気持ちよい体験を提供できたと評価した。
事例２）血液疾患で抗がん剤治療中の成人期女性。「先月、肺炎で  日間入院治療したら、臥床により下肢全体の力が落ちてしまった。大腿を擦ってほしい。」
①

手技の選択
入院加療中ではあるが特に症状はなく、全身状態、希望部

位の皮膚の状態とも問題はない。希望通りの部位をマッサー
ジすることが可能であると判断した。大腿だけではなく、膝周辺から臀部まで手掌軽擦法を行い、膝関節外側のツボを含めて、手掌で圧迫した。
②

対象の体位と看護師の姿勢

の部位を聞きながら手技の内容を決定する。視点としては、患者はベッド上の仰臥位、実施者はベッドの横の丸椅子に

１．刺激量（力の強弱・時間の長短）、２．対象の体位（呼吸座った。実施者に近づいてもらうよう、患者に依頼した。

がしやすい・辛さがない体位とする）、３．実施者の姿勢（対③

実施と評価

象に近づき、マッサージに集中できるような安定した姿勢をマッサージ後、笑顔が見られ、「鳥肌が立つような気持ち良選択する。可能な限り、マッサージの部位に正対する）を考さだった」という発言が繰り返し聞かれた。気持ちよい体験

慮する。
今回の話題提供の前半は、臨床の場でのアセスメントのプ
ロセスをリスクマネジメントを含め事例で紹介する。後半は、参加者同士で、マッサージを体験していただく。
【話題提供】

を提供できたと判断した。

２．参加者同士のマッサージ体験 
今回も「触れるケアによる気持ちの良さ」を参加者同士で体験していただく。デモンストレーションの後、ふたり一組になり、座った姿勢で肩・背部のマッサージを行う。
１）
自分の手の準備
１．
事例紹介
２）
軽擦法 軽く撫で擦る手技である。
３）
圧迫法 相手と呼吸を合わせ、こころをこめて、
事例１）婦人科手術後  日目の成人期女性。点滴、ドレーン
ゆっくり軽く押圧する。
チューブ、硬膜外麻酔チューブを留置中。るい痩あり。「夜は手術の創が痛くて眠れなかった」とのこと。マッサージは
好きであり、上半身を希望する。
【文献】
厚生労働省健康政策局 1991 医業類似行為に対する取扱い① 手技の選択について
手術後であり体調は変化しやすい。が、マッサージによる
KWWSZZZPKOZJRMSWRSLFVEXN\RNXLVHLLDQ]HQKRXU
気持ち良さに対し期待があり、触れられることによる利益はHLDKWPO
大きいと判断した。
岡本佐智子 根拠が分かる看護マッサージ患者をいや
筋肉が薄く体力が低下しているため、肩や腕は、掌全体ですリラクセーション技術中央法規
弱い圧で握るような手技とし圧の変化をつけないこととした。
（おおの
なつよ・やまもと かつのり）
表情や全身の筋肉の様子から、「こころの緊張」が観察されたため、背部の「こころを落ちつけるツボ」に実施者の掌を当てた。頭部は手指による圧迫法を行った。
②

対象の体位と看護師の姿勢
患者はベッド上の座位、実施者はベッドの横の丸椅子に座り、実施者の姿勢が不自然な前傾にならないよう位置を変えたり立ったりした。

−6−

【自主企画ワークショップ②】●●●●●●●●● ●●●●●●●●●●●●●
８月26日（日）10：00－11●●●●●●●●●●●：30 本館41講義室

安全教育研究におけるネガティブデータから学ぶ
話題提供者 多田昌裕（近畿大学理工学部）
稲葉緑（情報セキュリティ大学院大学）
高橋明子（独立行政法人労働者健康安全機構）
指定討論者 中地展生（帝塚山大学心理学部）
企画者・司会者 森泉慎吾（大阪大学大学院人間科学研究科）
キーワード：安全教育, 効果測定, ネガティブデータ

【:6 企画の背景】
 事故防止を目指す心理学的研究においては、対象となる現場における諸問題や事故実態に関する研究、ヒューマンエラ
ーや規則違反等、発生しうる不安全な行動の発生メカニズム解明に関する研究が一つの方向性として考えられる。一方、安全教育といった介入研究はそれら比すると少ないことが指摘されている（e.g., Glendon et al., 2014）。この原因としては、現場で研究を行う場合、実験室研究とは異なり、研究上で必要な統制ができない（あるいはそれが現場特有のファク
ターであれば、統制する意味がそもそもない）ことで、研究成果が安定しないこと等が考えらえる。そのため、例えば、効果についてエビデンスのある安全教育を実際に教材とした際に有効でなかったとしたら、そこにはその現場特有の問題があるかもしれないし、あるいは教育の実施方法に問題があった（よりその現場に適した実施方法があった）可能性もある。しかし、研究成果の再現性や統計学上での「有意差の有無」という点では、期待した教育効果がなかった場合、研究の失敗、すなわちネガティブデータとして捉えられ、積極的な公表は差し控えられるだろう。この点は、安全教育研究に限らず、「公表バイアス（publishing bias）」の問題としても知られるところである。
従って、安全教育において期待した効果が得られなかった
ことは、現場特有の、あるいは応用研究ならではの剰余変数の存在について議論の余地がある一方で、このようなネガティブデータは公開されることが稀である。
【:6 企画の趣旨】
 そこで本ワークショップは、安全教育研究において表に出にくいネガティブデータに着目し、共有を図ることで、より効果の高い安全教育の在り方について議論することを目的として企画した。当日は、以下の 3 名の話題提供者の先生方から、先生方がこれまで実施してこられた安全教育研究について、実践にあたり問題となった点や工夫した点を中心に紹介して頂く。近畿大学の多田昌裕先生は、ご自身の研究の中でドライバーの安全教育を実践されておられる。また情報セキュリティ大学院大学の稲葉緑先生は、主に鉄道場面において運転士等の安全教育に研究者として携わってこられた。
（独）労働者健康安全機構の高橋明子先生は、建設場面において、建設作業者を対象とした安全教育研究を中心に実施されておられる。このように、3 名の先生方はそれぞれ異なる
現場やバックグラウンドにて安全教育研究を実施されているため、本ワークショップを通じて、安全教育実施に関わる現場特有の問題や現場に依存しない共通の問題についても併せて議論できればと考えている。
指定討論者には、帝塚山大学心理学部の中地展生准教授・
こころのケアセンター長をお招きし、グループカウンセリン
グといった臨床心理学における介入研究の観点から、安全教育研究との共通点や相違点について討論を頂くとともに、話題提供の先生方のお話について統括して頂く。
なお、本ワークショップに足を運んで頂ける先生方においては、特に安全研究に主に携われる先生方には、本ワークシ
ョップにて焦点とした安全教育実施上の問題について、もし宜しければご自身の経験等をパネルディスカッションの場にてご紹介頂けると大変幸いである。そうではない先生方においても、ご自身の研究フィールドにおけるネガティブデータ
の扱い等についてご意見を頂戴できれば幸甚である。
【当日ご登壇頂く話題提供者の発表題目と概要】
1）多田昌裕准教授（近畿大学理工学部）
題目：高齢者・職業運転手向け安全運転教育の成功例と失敗例
概要：筆者らの研究グループでは、ウェアラブルコンピュー
ティング技術を用いて自動車運転者の行動を計測・解析し、各人の運転特性に合わせた個人適応型の安全運転教育を行う
試みを 10 年にわたり継続的に実施してきた。安全運転教育
では、受講者が自らの運転行動の改善すべき点について納得し、今後の改善につなげることが期待されている。しかしながら、安全運転教育の現場では、期待通りの教育効果が得られない事例も少なくない。今回は、そのような失敗事例を紹介し、その原因と対策について考察する。
2）稲葉緑准教授（情報セキュリティ大学院大学）
題目：エラー体験型教育プログラム検討時に直面した心理的問題と対策例
概要：学習者がエラーや事故を模擬的に体験する安全教育プ
ログラムには高い教育効果が期待されているが、この効果を高めるにあたっては学習者の心理的抵抗などに配慮することが不可欠である。上述したプログラムについて研究・開発してきた経験から、設計時に考慮する学習者の心理や実際の工夫例について紹介する。
3）高橋明子主任研究員（独立行政法人労働者健康安全機構
労働安全衛生総合研究所）
題目：労働現場における安全教育の課題
概要：労働現場では法令に従って作業者に対する安全教育が実施されているが、作業者の認知特性や教育効果に着目した
適切な安全教育が実施されているのかどうかは疑問である。
この発表では、建設作業者を対象とした危険認知や安全教育に関する研究結果を基に、作業者を対象とした有効な安全教
育について考える。
【引用文献】
Glendon, A. I., McNally, B., Jarvis, A., Chalmers, S. L.,
Salisbury, R. L. (2014). Evaluating a novice driver andpre-driver road safety intervention. Accident Analysis
and Prevention, 64, 100-110.

−7−

【自主企画ワークショップ③】 ８月26日（日）10：00－11：30

本館44講義室

カウンセリング，心理療法へのアジアからの発信（２）
林  潔 長澤里絵 加藤博己 小室央允 李同帰    （白梅学園短期大学）  （立正大学）    （駒澤大学）   （駒澤大学）    （北京大学）                  キーワード：道家認知療法 カウンセリング・心理療法 東洋的行法  趣旨 カウンセリングの起原は日常生活の相談に（澤田 ,1984），心理療法の起原は原始神秘主義や宗教にさかのぼる。従ってカウンセリング，心理療法の源流は地中海
世界とあわせて，さまざまな文化に求めることがでる。そしてそこには深く共通する要因も認めるられる。
 このワークショップでは前回に引き続いて，この分野へのアジアからの発信について討議する。
 アジアには例えば東方教会のさまざまな瞑想（瀧口,2018）などの伝統が存在するが，本報告の場合には東，南方地域を想定した。この場合のアジアからの試みについては，東洋的行法の用語を用いて，中村昭之（1992）は以下のように述べている。
 東洋的行法とは，東洋哲学や宗教を基礎として，宗教的理念の達成や健康の増進を目的とする諸々の修行法であって，具体的には，禅，ヨーガ，気功療法，正座，その他の行法をさす。これらの東洋的行法のうち，本邦では従来，心理学的研究の対象として主として選ばれてきたのは禅であり，禅の技法は他の行法と共通するものが多くある。禅の医学的，心理学的研究が科学研究費によって行われたのは 1961-62 年である。しかし，これに先立ってすでに安宅孝治 1934 ，佐久間鼎 1938 ，秋重義治 1941 ，佐藤幸治 1959 の研究が公表されている。秋重の業績は道元禅の体系として刊行されている。日本の心理療法では，先に挙げたほか三木善彦と黒木賢一 1998 ，秋田巌（2014;2017），秋田巌と名取（2017）は，臨床動作法，壺イメー
ジ法，俳句・連句療法，和太鼓演奏，歩き遍路，気，生活臨床をとりあげている。今日では，マインドフルネス瞑想
ロボットの開発も進められているという（朝日新聞 be
2018.5.12）。また，現在行われているマインドフルネスと禅との相違も指摘されている（茅原,2018）。共通点，相違点は何であろうか。
 中国の例として李同帰 2018 は，先の報告で漢方医の患者に対する取り組みの特徴が紹介された。
本ワークショップでは禅とマインドマインドフストのか
かわりについて更に探求し，中国の動向についてご紹介をいただく。
 加藤博己 禅とマインドフルネスの比較：心理学的アプ      ローチと心理療法への適用 昨年は，人間の行動変革への「普遍的要因」と「文化的・個別的要因」という視点を挙げ，文化的要因が大きいと考えられるマインドフルネスを用いた心理療法と，大手企業などに見られるマインドフルネスの社会的ブーム，並びに，禅などの東洋思想の影響を受けた独自の心理療法，
カウンセリングを紹介した。これを受けて，今年は，他の演者と協力して各々の視点から，「禅」と「マインドフルネス」との比較に焦点を当てる。特に演者は，東洋的・宗教的な行への心理学的アプローチと，東洋的，宗教的思想
・行をカウンセリング・心理療法に活かすこととの違いについて考察することで，禅とマインドフルネスへの心理学
研究，ならびに，臨床的適用を理解したい。また，古来仏教では，『魔訶止観』や『天台小止観』のように，注意集−8−

中型瞑想と，洞察型瞑想，すなわち，止観を併修する形態がとられてきた。この止観併修の観点からも，禅とマイン
ドフルネスの比較を試みる。
 小室央充 禅とマインドフルネスの比較ー主体と客体，       無分別の心
 座禅に代表される仏教瞑想を基に，瞑想をテクニック
として用いるマインドフルネスを禅であると捉える人が少なからずいるが，果たしてマインドフルネスは禅なのであろうか？ マインドフルネスの臨床心理学的効果は優れており，実際にその効果は証明されてきている。そして，今後もより発展していく期待が持たれる。しかし，禅との比較を通して違いを明確にすることも重要であると考えられる。
 曹洞禅では，徹底的に自己と向き合い，自己を究明することが行われる。それは自己を忘れることであり，自己は万法に証されるとしている。対して，マインドフルネスでは，主観的自己から離れて，ありのままに捉えることが行われる。曹洞禅の自己を忘れることと，マインドフルネスの主観的自己から離れることは同じことのよう思えるかもしれない。しかし，ここには主体と客体との関係性に違いがある。このような視点から，「禅」と「マインドフルネス」との比較を行っていく。
 李同帰 道家認知療法の研究：中国的カウンセリング法     の探索 近年，中国の臨床心理学者や心理療法家は道教思想の心
理的健康への積極的な作用に気づきカウンセリングへの採り入れを試みている，楊徳森らは道家養生法の思想を基礎に道家認知療法を創始し,32 字の道家認知心理治療の原則を提出。
張亜明は道家認知療法の ABCDE 技術を提出した。
道家認知療法は主に歪んだ認知の問題を対象としており治療対象は限定されている。脳卒中後遺症の情緒障害の低減（黄慶元,2005），抑うつの緩和（毛希祥,2008），薬物併用によるパニック障害の治療（張亞林,2000.），大学生の心理的健康の改善（黄薛氷 2002），高齢者のうつ病治療などの研究例があり，こうした症例に適する療法であると考えられる（李梅枝,2011）しかし道家認知療法は創立から論争がある。本報告ではこのような動向について現状を紹介
し課題についても論じたい。   研究協力者：高橋良博（駒澤大学）・高橋浩子
 参考文献 秋重義治博士遺稿集刊行会 1980 道元禅の体系 八
千代出版
秋田巌 2014 日本の心理療法：思想篇 新曜社 秋田巌 2017 日本の心理療法：身体篇 新曜社 秋田巌・名取啄自 2017 日本の心理療法 国際比較編
新曜社
 茅原正 2018 道元禅とマインドフルネス（Ⅰ） 駒沢
大学心理学論集,20,1-11.
 三木善彦・黒木賢一 1998 日本の心理療法朱鷺書房
中村昭之 1992 日本における東洋的行法の研究展望
心理学評論,35,22-44.
 沢田慶輔 1984 カウンセリング 創価大学出版会

【研修会A】 ８月25日（土）14：45－15：45

本館33講義室人に着目した応用心理学：交通心理学の場合
松浦 常夫（実践女子大学人間社会学部）
キーワード：応用心理学、交通心理学、研究対象者【目的】
 応用心理学では、研究対象者である人はその分野でターゲットとする、何らかの役割や立場である人である。その点に着目して、応用心理学の特徴を考察する。
 交通心理学を約４０年研究してきた著者が、その経験を基に、交通心理学を例にとって、お話したい。
 応用心理学を研究する上で、研究内容や研究方法などに迷っている人の参考になれば幸いである。
【研修内容】
１ 応用心理学における研究対象としての人 一般の心理学（認知心理学、性格心理学、学習心理学など）は、人一般（主に、成人）を対象としている。
 例外的に、発達心理学は人の一生における発達をテーマとしているので、人を幼児、児童、青年、成人、高齢者といったように細分化しているが、それでも年齢ごとの細分化であって、役割や立場からの分類ではない。
 応用心理学における対象は、人一般である場合もあるが、その分野に特有な人（ターゲット）であることが多い。たとえば、・産業組織心理学 （企業の労働者、企業の管理職、工員、運転手など）
・犯罪心理学 （犯罪者、交通犯罪者、矯正施設の教育担当
者など）
・スポーツ心理学 （アスリート、コーチ、監督など）
・医療・看護心理学 （患者、看護師、医師など）
・交通心理学 （運転者、自転車乗用者、歩行者、教育担当者など）
２ 一般の人ではなくある役割・立場の人をターゲットにして研究することの意味
１）一般の人より具体的なターゲットを対象とするので、問題点を把握しやすい。
・社会的な面での研究目的が明らかになっている。
・研究テーマを見つけやすい。
・その解明が実用的な対策につながる。

・一般心理学の理論の補強と修正
５）心理学での応用分野は心理学以外の学問分野の応用分野であることが多い。そのため、学際的な研究となる。
・行動科学としての応用心理学
・隣接科学（たとえば、医学、工学、社会学、老年科学、教育学）の学習とその研究者との交流が必要。
６）ターゲットの更なる細分化（セグメンテーション）
・年齢と性別・日本における地域差
・諸外国との比較
７）研究成果の社会への還元
・行政機関や関連団体の主催する委員会への出席
・マスコミ対応・本の執筆
３ 交通心理学（対象として、高齢運転者や高齢歩行者）を例とした上記７点についての考察
 以後は大会時に発表いたします。

【引用文献】
松浦常夫 2005. 初心運転者の心理学. 企業開発センター.
松浦常夫 2017. 高齢ドライバーのための安全心理学. 東京
大学出版会.
松浦常夫（編著）2018. シリーズ心理学と仕事 18 交通心
理学. 北大路書房.
石田敏郎・松浦常夫（編著）2018. 交通心理学入門. 企業開発センター.

２）一般心理学の知見や研究方法を参考にしつつ、ターゲッ
ト特有のこころと行動を研究する。
・一般心理学の知識と研究方法論の理解が必要。      ・その分野での行動は比較的定型的なので、行動の分析は必須となる。
・行動（の意図）の背景となる心理的要因が主な研究対象となる。
・行動がおこなわれる環境も研究対象となる。
３）対策を意識する・対策の人間的側面（教育など）などが研究対象となる。
・対策の効果評価手法が研究対象となる。
４）一般心理学より適用範囲は狭いが、その分野での人のこころや行動に関わる心理的概念や理論を構築する。
・一般心理学の理論の適用−10−（まつうら つねお）

●●●●●●●●●【研修会B】 ８月26日●●●●●●●●●●●●●（日）14：45－15：45 本館33講義室●●●●●●●●●●●

公認心理師と心理コンサルテーション・
心の健康教育の理論と実践平井 啓（大阪大学大学院人間科学研究科）
キーワード：公認心理師 心理コンサルテーション 心の健康教育【公認心理師とは】2017 年 9 月 15 日に公認心理師法が施行され、心理分野では初めの国家資格である「公認心理師」が誕生した。公認心理師法第 1 条において、公認心理師の目的は、「国民の心の健康の保持増進に寄与すること」とされている（日本心理研修センター，2018）。また、公認心理
師とは、保健医療、福祉、教育、産業、司法の分野において、心理学に関する専門的知識及び技術をもって、①心理に関する支援を要する者の心理状態の観察、その結果の分析、②心理に関する支援を要する者に対する、その心理に関する相談及び助言、指導その他の援助、③心理に関する支援を要する者の関係者に対する相談及び助言、指導その他の援助、④心の健康に関する知識の普及を図るための教育及び情報の提供の４つの業務を行うこととされている（日本心理研修センター，2018）。この４つの業務のうち、①は、発達検査、知能検査など心理検査などの心理的アセスメントを行うこと、②は、心理カウンセリング、心理療法や各種心理的介入を行うこと、③は、心理コンサルテーションを行う（学校場
面の例：公認心理師→教師に生徒に対する対応方法について助言する）、④は、心理教育を行う（例：職場でメンタルヘ
ルス研修を実施する）であると考えることができる。
【公認心理師と多職種連携】このように公認心理師法に定められた公認心理師の業務をみると一見、従来の臨床心理士の機能と大きな違いがないように思われる。しかし、公認心理師法第 42 条第１項において、公認心理師は、その業務を行うに当たっては、その担当する者に対して、保健医療、福祉、教育等が密接な連携の下で統合的かつ的確に提供される
よう、これらを提供する者その他の関係者等との連携を保たなければならないとされている（日本心理研修センター，
2018）。つまり、多職種連携が必須とされており、心理臨床
のみならず、幅広い応用心理学の研究知見を活かした連携が求められるのではないかと考えられる。特に、先述の４つの機能の中でも心理アセスメントにおいては、他職種連携のために、心の内面だけでなく、生物心理社会モデル（BioPsycho-Social Model）に基づいた包括的なアセスメントを行っていくことが求められる。また、公認心理師の業務の３番目の心理コンサルテーションと４番目の心の健康教育は、
今まで体系的に十分な教育・研究の行われていなかった領域である。多職種連携を行うためには、この２つの業務におけるさまざな能力を身につけることが必要であると考えられる。演者はこれまで、がん患者を対象とした心理的支援を体系的に行う学問分野であるサイコオンコロジー・緩和ケアの領域において、これら、「包括的アセスメント」、「心理コン
サルテーション」、「心の健康教育」の教育研究活動に従事してきた。とそこで本件研修では、これら 3 つの概念を、演者のこれまでの実践と研究を事例として、説明し、応用心理学に携わるものとして公認心理師に関する教育研究に関する視点を得ることを目的とする。

Psychological Consultation for Cancer Patients）は、日本サイ
コオンコロジー学会においてその教育研修プログラムのコアスキルとして発展させてきた多職種のためのアセスメントの考え方である（小川・内富，2012）。チーム医療において、チーム介入のゴールを設定し、達成のために各職種が協力するための情報共有のフレームとして考えられている。この包括的アセスメントでは、①身体症状の評価（痛みはとれているか？だるさはないか？）を行い、②精神症状（精神医学的問題）の評価（せん妄、認知症はないか？うつ病ではないか？）、③社会・経済的問題の評価（経済的問題は大丈夫か？介護による負担はないか？）、④心理的問題の評価（病気の取り組み方は？家族・医療者との関係。コミュニケーシ
ョンは？）、⑤実存的問題の評価を必ずこの順番に行なっていくものである。必ずこの順番で行うことで、医学的対応が可能なものを見落とすリスクを小さくできる。このようなアセスメントを行い、カンファレンス等で共有することで多職種連携が可能となる。
【心理コンサルテーションと心の健康教育】心理コンサルテーションとは、依頼主であるコンサルティが何に困っているか、どんな問題を抱えているかについて包括的にアセスメン
トを行い、さらに事例に関する情報を収集し、その上で「心理学・精神医学の体系的知識」を用いた事例に関する仮説構築を行なう（平井，2016）。その仮説は事例の何が問題か、どんな解決策が考えられるかを含むものであり、カンファレ
ンスなどで関係者に提示し、フィードバックを受けて修正され、コンサルティがそのプランに基づき介入や患者・家族とのコミュニケーションを行なうことを支援する。ある一定の結果が得られたところで評価を行い、その結果によって再び仮説を修正したり、情報収集をやり直したりする（平井，
2016）。
一方で、個別のコンサルテーションによって扱うテーマがある程度共通したものとなった場合、多職種を対象として、そのテーマに関する教育研修を心理職が主導で行うことがある。演者の非常勤で勤務する総合病院においては、「怒りへの対応」などのテーマで複数の研修会を開催した。このような活動は、心の健康教育、心理教育の一環であると考えられる。どのような対象に、どのような内容の心理教育を行うかについては一定の方法論がある。
【引用文献】
日本心理研修センター (監修)（2018）公認心理師現任者講習会テキスト［2018 年版］．金剛出版．
平井 啓（2016）精神・心理的コンサルテーション活動の構造と機能．総合病院精神医学 28 (4): 310-317.
小川朝生・内富庸介（2012）精神腫瘍学クリニカルエッセンス．創造出版．
（ひらい けい）【包括的アセスメント】サイコオンコロジー・緩和ケアにおける包括的アセスメント（精神・心理的包括的アセスメン
ト：Comprehensive Assessment for Psychiatric and−11−

研究発表（口頭発表）
8 月 25 日（土）犯罪・社会・産業・交通・災害

書字中の筆圧変化と書字速度における個人性○関 陽子（科学警察研究所）
キーワード：筆圧変化，書字速度，筆跡，個人性【目的】
 筆跡の見た目の形態は，異なる筆者の間では違いが大きく，
同一筆者内では，変動はするが，異なる筆者どうしの差より小さい。筆跡は，書字運動の一部が紙の上に残されたものであることから，書字運動にも個人内変動と個人差があると考えられる。
そこで、書字中の筆圧変化と書字速度を変数として，書字運動の個人内変動と個人差について，特に，同じ，もしくは類似した字体であるが異なる字種における筆圧変化や書字速度，同じ構成要素を共通に持つ異なる漢字における共通する構成要素の筆圧変化や書字速度について検討した。
【方法】
 20 歳から 59 歳までの成人男女 400 名が書いた筆跡から，文字の形態は同じだが字種が異なる文字どうし（カタカナの「カ」と漢字の「力」，カタカナの「リ」とひらがなの「り」，
カタカナの「ニ」と漢字の「二」，数字の「０」とアルファベ
ット大文字の「O」），文字の一部に「目」を含む文字（目，県，相，想，見，観，現，視，覚，賀，資，質，買，算，真，置）を選び，同一字種，文字の形態が同じ文字，「目」を含む文字の「目」の部分について，各筆者の筆圧変化および書字速度分布を比較した。
 筆圧と書字速度は，13ms ごとにペン先位置と筆圧を取得する装置を使用して，筆圧は計測値から取得し，書字速度はペンの移動距離と計測時間間隔から算出した。
筆圧変化は，ある計測点における筆圧とその次の計測点における筆圧の差を求め，各区間を筆圧増加，変化なし，筆圧減少の 3 段階で色分け表示した。
書字速度は，ある計測点とその次の計測点の間のペン移動
速度を 2 点間の書字速度とし，その文字全体の書字速度の最大値と最小値の間を５等分して，各区間の書字速度を５段階で色分け表示した。
以上により求めた筆圧変化と書字速度を用いて，各筆跡の色変化のパターンを比較し，異なる筆者間，同一筆者内の変動を検討した。

字の「０」とアルファベット「O」では，書き始めの位置や運筆方向を変えている筆者が存在した。これらのケースにおいて筆跡を目視により観察すると，運動パターンが相違している筆跡では，書き始めの仕方や書き終わりの仕方などが相違していることが観察できた。
「目」を共通に持つ文字どうしで，共通部分における書字
速度と筆圧変化を，同一筆者内，異なる筆者間で比較した。
同一筆者内では，「目」の部分と他の部分との関係（位置，大きさ，「目」の縦横比など）にかかわらず，「目」の部分の筆
圧変化，書字速度ともほぼ同じパターンを示した。ただし，共通部分の最終画と次の字画を続け書きで書いた場合には，書字速度，筆圧変化ともに次の字画につながる部分で異なるパターンを示した。

図 アルファベット「O」筆跡(左上)と数字「０」筆跡(左下)を書きわけている例
  書き始め位置と筆圧変化パターン(右)が対応している【考察】
 同一文字における筆圧変化と書字速度パターンの比較結果
から，同一筆者内では，字形だけでなく，書字速度や筆圧変化のような書字運動の面でも，個人内で恒常性が見られることがわかった。また，個人間では，異なる運動パターンが見られることもわかった。このことは，筆跡は，「書字運動の一部が紙の上に残されたものである」ことを示していると考えられる。さらに，書き始めや書き終わりの筆圧変化や書字速度が書き始めの入筆方向や終筆の仕方と対応していたことか
ら，筆跡から書字運動を推測できる可能性が示唆された。
【結果】
 字形が類似していて字種が異なる文字や，異なる字種どう
同一文字種の筆圧変化，書字速度パターンの個人内変動をしであるが共通の字画構成の部分の書字運動パターンの比較調べた。いずれの筆者においても，同一文字種であれば，そ結果から，同一人が書いた筆跡では，同じような字画構成のの筆者の筆圧変化もしくは書字速度のパターンと認識できる
書字においては，縦横比のような文字全体のバランスが異な程度に個人差があり，個人内変動は個人差に比べて小さかっり，見た目の特徴が異なっても，書字運動の点では，ほぼ同た。
じであることがわかった。ただし，一部の筆者では，同じもストロークの書き始めや書き終わりの筆圧変化や書字速度
しくは類似する字形であっても字種が異なる文字どうしで異は，筆跡の書き始めの入筆方向や書き終わりの「はね」「とめ」
なる書字運動を示し，筆跡にも相違が見られた。これらのケ「はらい」と対応していた。
字形が類似しているが異なる文字種どうし（カタカナの「カ」 ースでは，筆者が意識して両者を書きわけている可能性が考えられた。
と漢字の「力」など）については，ほとんどの筆者において，
以上より，書字運動パターンは，形態上の見た目の特徴と同一筆者内では，筆圧変化，書字速度のいずれにおいても異は異なる観点からの，筆跡における，その人らしさの特徴をなるパターンは示さなかった。ただし，一部の筆者では，類表していると考えられる
似する文字間で，ストロークの書き始めや書き終わりの箇所（せき ようこ）
で筆圧変化や書字速度に異なるパターンを示した。また，数−14−

犯罪・社会・産業・交通・災害

踏切標識のデザインが自動車ドライバーの行動を変容させる○上田 真由子 1) 和田 一成 2) 臼井 伸之介 1)（1)大阪大学大学院 人間科学研究科 2）西日本旅客鉄道株式会社 安全研究所）
キーワード：踏切標識，ドライバー，互恵性目 的 本研究では、効果的な踏切注意喚起標識のデザインの効果についてドライビングシミュレータを用いて検討した。はじめに事故分析の結果や心理学的知見を加味し、 種類の標識をデザインした。そして，デザインの違いで踏切前における
一旦停止行動がどのように変化するのかを検討した。
Ⅴ

方 法
参加者：謝金を目的として集められた心身ともに健常な一般
男性 40 名(年齢範囲:23 歳から 34 歳/平均年齢:30.5 歳)。
標識：事故分析の結果を基にして作成した 2 種類の踏切注意
喚起標識と、心理学的知見を基にして作成した 2 種類の標識の計 4 種類を作成した（図 1 参照）。
(c)SlowLife

D

列車目の前

離せ・感謝・目力・なし）とし、従属変数を踏切前での一旦停止の有無として、コクランの Q 検定を実施した。ただし、一旦停止とみなす基準は、制限速度 40km/h と 60km/h の双方において、すべての試行で踏切前にて速度が 0km/h になった場合のみとした。その結果、有意差が示された（Q(4) =16.97, p < .01)。そこで、マクネマーによる多重比較検定を実施したところ、列車目の前が目力よりも一旦停止率が有意に高いことがわかった（p < .05）
。また、感謝の標識は、ア
クセル離せ、目力より有意に一旦停止率が高く、（p < .05）
標識なしよりも有意に高くなる傾向となった（p < .10）
。図２に標識デザイン別の一旦停止率を示した。
✽✽：p<.05✽：p<.10(c)SlowLife

E アクセル離せ

図２(c)SlowLife

F 感謝

G 目力

図 1 作成した踏切注意喚起標識デザイン
手続き：ドライビングシミュレータ（UC-win/Road Ver. 9
Driving Sim（Forum8 社））上で、実験協力者は、１試行につき１回は第三種踏切を横断する車道を 40 試行繰り返し走行した（第三種踏切とは，警報器は設置されているが，遮断
かんはない踏切である）。踏切前では、図１の a)から d)までの踏切標識のいずれかが掲示される条件、あるいは標識そのものが掲示されない条件がランダムに提示された。また同時に、走行中には、車道左端に時折掲示される様々な外国の標
識を記憶する課題を課した（実験協力者の踏切標識に対する過度な集中を防ぎ、自然な踏切行動を観察するために設定したダミー課題として設定していた）。さらに，タイムプレッシ
ャーによるリスクテイキング行動の誘発を目的として，制限時間を設けていた。

各標識の一旦停止率考 察 分析結果から，列車目の前と感謝において一旦停止率が有意に高まることがわかった。まず，「列車目の前」は，先行研究にて実施した各踏切標識の印象評価の結果（Ueda, Wada,
Usui, 2015）から，踏切の危険性を高く感じやすいデザインであったため，安全運転をしようとする意図も高まったと考えられる。
実際に図 2 のとおり一旦停止率が高くなったため，「列車目の前」には，リスクテイキング行動のプロセスを断ち切らせる心理的なメカニズムがあったと考えられる。
 一方，「感謝」は，先行研究における印象評価の結果では，踏切の危険性はそれほど感じていないにも関わらず，安全運
転をしようとする意図は高くなっていた。そして実際に，図2 のとおり一旦停止率も高くなった。これは，リスクテイキ
ングのプロセスとは異なる心理的なメカニズムが存在したと考えられる。感謝は，一旦停止に対して感謝の意を示したデ
ザインであったことから，「感謝を示すことで，他者からの好意に対しては同程度のものを返すべきである」とする「互恵的規範」の心理が働いたと考えられる。つまり，「一旦停止をしてくれてありがとう」という感謝のメッセージに，ブレー
キを踏んで好意を返そうという心理が働いた可能性が高いと考察できるだろう。
引 用 文 献  Ueda,M.,Wada,K.,and Usui,S. (2015).”Design andassessment of effective signs for railroad-crossings.” Proceedings

結 果 独立変数を標識デザイン（５水準：列車目の前・アクセルof WOS 2015, pp.467-473.

（うえだ まゆこ・わだ かずしげ・うすい しんのすけ）

−16−

教育・発達・人格・臨床・看護

言語発達初期における「胚性詞」の研究
予備的調査の報告と実践への示唆○萩原広道 1,2 阪上雅昭 1（非会員）（1 京都大学大学院人間・環境学研究科 2 日本学術振興会特別研究員 DC1
キーワード：言語獲得，幼児期，発達【目的】言語は，人間を人間たらしめる重要な機能といえる。
言語は発達の過程で形成される。一般に，初期の語は動詞など他の品詞に比べて名詞が優位であり，特に具体名詞の語彙が大半を占めることが知られている。大人の発話の場合，このような名詞の意味はモノのカテゴリーに対応する。例えば，「靴」という名詞の意味はあくまでも靴というモノであって，「履く」という行為は語の意味には含まれない。従来の言語発達研究の多くは，子どもの理解・表出語に対しても，このような品詞ごとに分節化された語－意味の構造を仮定し分析を加えてきた。しかし，成人の言語のように品詞ごとに分節化された語－意味の構造を，言語発達初期の子どもにもそのまま当てはめて良いのだろうか。これに対して，本研究では，
初期言語の意味は子ども自身の体験にもとづく複合的で未分化な独自の構造をもっており (分化多能性)，さらにこの構造が発達に伴い動的に変化するなかで明確な品詞へと分化していく (可塑性) という「胚性詞」仮説を新たな概念として提案する。そして，特に初期に獲得される名詞的な語に着目して，胚性詞が存在するかどうかを実験課題によって探索的に調査し，存在するとすればそれがどの発達の時期に見られるかを特定することを目的とした。
【方法】〔対象〕国内の保育園に通っており，日本語を母語とする 20－36 ヶ月齢の幼児 20 名 (男児 9 名，女児 11 名；平均月齢 28.0 ヶ月) を対象とした。研究実施にあたり京都大学
大学院人間・環境学研究科人間情報研究・動物実験倫理委員
会の承認を得た (申請番号 29－H－28)。
〔課題〕「ある人物が特定の物品を用いて特定の行為をする」という短い動画刺激を用いて，二肢選択課題を独自に作成した。課題には 3 つの条件を設けた (表 1)。
「馴染みあり行為条件」では，特定の物品を用いて，子どもにとって馴染みのある慣用行為をする動画刺激 (e.g., 「靴を履く」) を左右の一方に提示し，他方にはディストラクタとなる物品を用いて慣用行為をする動画刺激を提示した (e.g., 「カゴを履く」)。
「馴
染みなし行為条件」では，子どもにとって馴染みがないと考えられる慣用行為をする動画刺激 (e.g., 「靴を磨く」) を一方に提示した。
「関連なし行為条件」では，物品と関連のない
無意味な動画刺激 (e.g., 「靴で腕をなでる」) を一方に提示した。馴染みなし行為条件と関連なし行為条件のいずれも，他方の動画刺激は馴染みあり行為条件と同様とした。物品 5
種類×3 条件＝15 刺激をランダムな順序で対象児に提示した。
動画刺激の提示後，研究実施者は「靴はどっち？」などと名詞的な語について尋ね，対象児の指差し反応を記録した。なお，指さし反応については，行為の内容にかかわらずモノに着目して動画刺激を選択した場合を「モノ選択反応」とした。
すなわち，モノ選択反応が高いほど，対象児は名詞的な語の意味を特定のモノに限定していることを示している。
〔分析〕各条件について，モノ選択反応を示す試行の割合が月齢に伴って変化するかを統計モデリングによって解析した。
探索的な解析として，モデルにはロジスティックモデルと定数モデルの 2 種類を用いた。最尤法でモデルのパラメータを推定し，AIC によってモデルの相対評価を行なった。
【結果】馴染みあり行為条件と馴染みなし行為条件ではロジスティックモデルが，関連なし行為条件では定数モデルが，

表 1 動画刺激を用いた二肢選択課題の条件と具体例
具体例 (モノ有)
馴染みあり行為条件「靴を履く」

馴染みなし行為条件「靴を磨く」

関連なし行為条件「靴で腕を撫でる」

具体例 (ディストラクタ)
いずれも「カゴを履く」物品 5 種 (靴，帽子，服，鉛筆，スプーン) ×3 条件＝15 刺激。モノ
有の方の動画刺激を指差しで選んだ場合を「モノ選択反応」とした。

図 1 モノ選択反応を示した試行の割合の発達的変化
棒グラフは，対象児の月齢を 5 つのクラスに分け，クラスごとにモノ選択反応を示した試行の割合を算出した結果を表す。線グラフは最尤法によってパラメータを推定したモデルを表す。

それぞれ選択された (図 1)。これに従えば，馴染みあり行為
条件では，20 ヶ月齢の時点でモノ選択反応を示す確率はチャンスレベルを上回っており，36 ヶ月では 0.87 となることが予測された。馴染みなし行為条件では，20 ヶ月時点ではモノ選択反応を示す確率は 0.42 であり，確率は月齢に伴って増加するが，36 ヶ月時点でも馴染みあり行為条件と同程度には至らないことが予測された。関連なし行為条件では，月齢によらずモノ選択反応を示す確率は 0.62 であると予測された。
【考察】初期言語において，名詞的な語の意味はモノだけに閉じているのではなく，意味の判断は行為の違いによる影響を受けること，また，発達に伴って，語の意味は徐々にモノに限定化されることが示唆された。すなわち，言語発達初期の子どもにとって，名詞的な語の意味は未分化な「胚性詞」の状態であり，後に名詞として分化することが示唆された。
しかし，関連なし行為条件では，語の意味の発達的変化をとらえることができていないなど，実験課題には検討の余地がある。さらに洗練された実験課題を用いることにより，「胚性詞」仮説をより実証的に調べることができるだろう。胚性詞に関する知見を蓄積することにより，言語の形成に障害がある子どもたちに対しても，療育実践の現場で，モノと発語を１対１で組み合わせて訓練するような方法ではなく，新たな観点から保育・教育の方法を提起することができると考える。
なお，本研究は 2016 年度日本応用心理学会若手会員研究奨励賞を受賞し行なった。
（はぎはら ひろみち・さかがみ まさあき）−17−

教育・発達・人格・臨床・看護

楽観主義研究の現状と課題
アニーシャ ニシャート          （創価大学大学院文学研究科博士後期課程）    キーワード：特性的楽観主義，説明スタイル，現実的楽観主義【はじめに】
これまでの楽観主義の研究は，1．特性的楽観主義（Scheier& Carver 1985 など）の研究，2．楽観主義の説明スタイル（Seligman 1991 など）に関する研究，3．現実的楽観主義（Schneider 2001 など）の研究に大別できる。そこで，本稿では，まず，こうしたこれまでの楽観主義研究について概観する。その上で，とりわけ，人間の意志や未来志向，しなや
かさを重視した現実的楽観主義について探究し，その理論的妥当性について考えたい。現実的楽観主義という視座は，人間としての生き方や処し方の上から，楽観主義の概念を見つめ直していく上で重要であると考えられる。しかしながら，現実的楽観主義に関する研究は未だ少なく，因子構造の解明
や尺度作成による測定もまた，今後の重要な課題の一つである。
【特性的楽観主義の研究】
Scheier & Carver （1985） によって提唱された特性的な楽観主義の特質は，将来に対してポジティブな成果を期待するところにある。その一つは，Taylor & Brown（1988）が提唱したポジティブ・イリュージョンという概念の中の非現実的楽観主義である。この概念の特徴は，自分自身の将来を非現実的に楽観的に考えることにある。同様に，Shepperd etal.（ 2015）は，客観的な基準によって示された現在の結果
以上に，将来への期待が大きい個人は，非現実的な楽観主義者であると述べている。また，非現実的楽観主義は，自身の結果は，他人より好ましいものとなると過度に予測するところに特徴があるとしている。さらに，Canter & Norem（1986）
は，方略的楽観主義という概念を提唱し，それは過去の成功体験と同様に，将来を自分でコントロール（統制）することが可能で，将来に対して高い期待を持つという特徴を備えていると述べている。
【楽観主義の説明スタイルに関する研究】
一方，Seligman（1991） は，楽観主義を「説明スタイル」の観点からとらえることにより，不幸な出来事の原因を 3 つの次元，すなわち，「一時的」（不幸な出来事に遭遇したときに，それは一時的なものであり，永続するものではない），「特定的」（不幸な事態は特定的な原因によるものであり，普遍的な原因によるものではない），「外向的」（不幸な出来事は外向的な原因も考えられ，必ずしも自分だけに原因がある訳ではない）で説明できるとした。Seligman（1991）は，楽観主義者となるカギは楽観的説明スタイルを身につけることであり，悲観主義者も説明スタイルを変える訓練を受けることにより，楽観主義者に変わることができるとしている。
【「生き方」としての現実的楽観主義に関する研究】
Schneider（2001）は，多くの楽観主義に関する研究を概観した後，自らの現実的楽観主義の概念について論じている。
彼女によれば，現実的展望と楽観的展望とは相反するものではない。現実（reality）は，不明瞭，明瞭の有無にかかわらず存在する。したがって，適切な事実照合を行うことによって，より現実的な楽観主義を持つことが可能であると述べている。Schneider（2001）の提唱する現実的楽観主義の特徴
は，第 1 に，過去に対する寛大さ，計測可能な現象における制約がある中でのポジティブな展望，現実の点検が可能であること，第 2 に，困難な状況を，問題ではなく挑戦あるいは機会ととらえること，第 3 に，希望・未来志向，探究・努力，感謝，他者を助ける行動，将来の目標や計画，状況変化に対応する技能を有するといった点にある（ただし，Schneider（2001）は，こうした現実的楽観主義の因子を見出す作業や測定尺度の作成によって客観的な検討を行っている訳ではない）。
こうした視点は，鈎（2013）が提唱している楽観主義に類似する要素が幾つか見られる。鈎（2013） は，これらの考え方を大筋で認めつ つ，楽観主義の認知的側面，つまりSeligman（1991）の「説明スタイル」に哲学的視座や人生観を取り入れ，楽観主義を「様々な困難に遭遇したとしても，将来に対して良い見通しをつけられるような考え方，生き方」と定義している。その上で，楽観主義が，「しなやかさ」「意
志・勇気」「未来志向・希望」の 3 つの要因から成り立っているとした上で，楽観主義の中核概念にレジリエンス（resilience）を位置づけている。こうした視点は，Schneider（2001）の考え方とも多くの点で共通性が見られ，楽観主義
が現実生活と向き合っていく上で不可欠であると共に，ポジ
ティブ心理学における楽観主義の意義を明確にしていく上でも重要であろう。
【楽観主義研究の課題】
これまでの研究によって，楽観主義が人間の幸福に有益な影響を及ぼすことが立証されてきた一方で，状況を考慮しな
いまま，それらを実行した場合にはネガティブな結果を招きかねないこと，また楽観主義が必ずしも有益である訳ではないことなど，今後検討されるべき課題もある（①～③）
。
①Shepperd et al.（2015）は，非現実的な絶対的楽観主義は，結果が期待に満たない時には，失望，後悔，その他の問題などネガティブな影響を及ぼすことがあると指摘している。
②Seligman（1991）は，楽観主義は有効であるが万能薬ではないとする一方で，柔軟な楽観主義（悲観主義の有益な部分も否定しない）の恩恵もあり得ると述べている。
③ポジティブ・イリュージョンは，状況によって適応的，不適応的であることが指摘されており，例えば，外山（2006）
は，高い攻撃水準を持つ子供においては，ポジティブ・イリ
ュージョンによる有害な影響が起こりうることを示唆している。
このように，従来の楽観主義は，幾つかの点で課題が見受けられる一方で，現実的楽観主義ないしは能動的楽観主義とも呼べる楽観主義の概念は，目の前の課題を直視し，客観的に捉えようとする点で現実認識能力に優れ，かつ将来をポジティブに見据えている点で，従来の楽観主義とは異なる特徴を持っている。こうした楽観主義の視点は，現実生活の厳しさと向き合い，人間の生き方や幸福，well-being を追究していく上で重要であると考えられる。
【主な引用文献】
鈎治雄 2013 楽観主義は元気の秘訣 第三文明社
Schneider， S. （2001）. In search of realistic optimism: Meaning， knowledge， andwarm fuzziness. American Psychologist， 56（3）， pp.250-263.
Seligman， M. EP. 1991 Learned Optimism. New York: A.A. Knopf.

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あにーしゃ にしゃーと教育・発達・人格・臨床・看護大村政男と血液型心理学― 日本応用心理学会における活動を振り返って（３） ―
○藤田主一
浮谷秀一
（日本体育大学）（東京富士大学）
キーワード：大村政男、血液型心理学、日本応用心理学会【研究の背景と目的】
日本応用心理学会名誉会員で性格心理学者の大村政男が逝去したのは2015 年 10 月 31 日であったから、
今年で 3 年目の命日を迎える。もと
もと大村は、神経質 neuroticism や
不安 anxiety を研究していた学究肌の学者であり、その研究成果は日本
応用心理学会をはじめ各種の学会での研究発表や論文公表へとつながっ
大村政男（1925－2015）た。その後、大村はどちらかというと地道な神経質・不安研究から華々しい血液型心理学（血液型気質相関説または血液型性格学）の研究へと進んでいった。
大村は「学者は自分の弱点を研究するものだ」とよく言っていた。彼は自身の弱点を昇華して神経質で不安な特性から脱却したように見えるが、大村の神経質で完璧性を求める性格
がとことん掘り起こすという行動に出たものであろう。
大村政男が志した血液型心理学の追究は、日本応用心理学
会における大会発表に端を発している。彼の研究がわが国の社会を巻き込むようになったのは、ある意味で本学会が果たした役割の大きさを物語る。本研究は、大村が何を求めて血液型心理学の批判的研究に着手したのか、その先に見えたものは何かを振り返り、本学会における彼の足跡と研究活動を改めて問い直すことを目的にするものである。
【方法】
日本応用心理学会第 51 回大会（1984）～同学会第 81 回大会（2014）までの大会発表論文集、大会時の配布資料（補遺）、
研究論文、著書、雑誌記事、新聞記事ならびに筆者が保持している資料やメモなどをもとに、大村政男と血液型心理学との関係をたどり、回顧展望する方法を採用した。
【結果】（１）エピソード①：大村が血液型心理学への学術的批判を始めて数年が経った 1989 年 7 月、彼の所属先へ熱心な人から「忠告」の手紙とハガキが届いている。その数は連日の到着で計 6 通に及ぶ。宛先は所属学部長であったり大村本人宛であったりと落ち着かない。大村がマスコミ等で反血液型を展開する姿にいたたまれないような反応である。冒頭は「血液型と性格は大なる関係あり」「血液型は人の性格を左右する」「貴方の考えこそ大間違いです」等の文言に始まり、「断固と闘う」「絶対大反対する」「大村の考えこそ片寄った考えに過ぎない」等で終結する。これに対し大村は冷静に回答し併せて研究論文を数編同封すると、それっきり忠告してこなくなった。この人の目的が達成されたということか。
（２）エピソード②：大村は日本大学文理学部編集「学叢 51号」（1992）に、『紀子さまの血液型』という随想を寄稿している。私たち庶民にとって皇族の方々は畏れ多き雲上人がゆえ、当時と言えども血液型などをお聞きするのは以ての外に違いない。ご結婚（1990 年 6 月 29 日）の前だったことも幸
いし、彼が日本心理学会第 53 回大会（1989）で紀子さまにお目にかかったとき、「血液型はなんですか？」と聞いてしまったのである。聡明な紀子さまは、瞬時に「二人とも A 型でございます」とお答えになったという。このお返事に彼が狼狽したことは容易に想像がつく。紀子さまは学習院大学心理学科（卒業後に大学院進学）のご出身だったので、大村の研究歴を十分ご存知だったに違いない。彼はずっと後悔している。
「紀子さまは血液型性格判断をどのように思っていらっしゃるのだろうか？お聞きしておけばよかった」‥と。
（３）大村は「血液型性格判断は偉大な錯覚である」という文章を好んで使用するが、その錯覚を科学的に証明しなければならない。彼は 1985 年の第 52 回大会での発表『「血液型性格学」は信頼できるか』（第 2 報）以降、偽科学の本丸である能見正比古が、著書等の中で提出しているデータをバッ
サリ切り捨てる方法を取るようになる。第 3 報は 1986 年の本学会第 53 回大会（明治学院大学）、第 4 報は 1987 年の第54 回大会（新潟大学）で発表された。
大村は第 4 報の目的の項で、「わたくしの検索は一貫して古川（竹二）学説と、それをベースにして発達した宿り木的な能見正比古のいわゆる血液型人間学に向けられている。ここでは能見正比古が発表したデータを検討しようと思う」と述べている。彼は能見が何冊かの本に載せたデータを俎上に挙げ、データの不備（科学的態度が失われているもの）を鋭く指摘する。たとえば、「食事に仕方」「胃と腸の弱さ」「寝つきの良さ悪さ」等の 8 項目に血液型のゆがみ（日本人の ABO
式血液型の比率）があるか否かを表示したデータ自体に、実際の人数と理論値との間にずれがあることを問題視し、「ひどいデータ」であると一蹴している。
第 5 報は、1988 年の第 55 回大会（創価大学）で発表している。ここでは、能見正比古の子息である能見俊賢の著『血液型恋愛学』（1988）に発表されたデータの再検討が目的である。能見は約 500 名という曖昧な被験者数を持ち出して、①他人からどんな女性に見られたいか（7 肢選択）、②恋人に望むもの（5 肢選択）、③結婚後の夫婦のあり方（5 肢選択）をチェックさせている。結果一覧は％のみの比率で、血液型別の母数が不明なため検証のしようがない。それなのに「かわいい女」指向は AB 型、「個性的な女」「セクシーな女」指向は O 型などと指摘する。母数が分からないので、この結論の科学的裏づけは崩壊してしまう。これに対し、大村自身が495 名の女子学生（血液型サンプルに偏りがない）を対象に同様の調査を実施しているが、能見の結果との隔たりは見事なほどであった。大村曰く「まずはでたらめと見てよい」と。
【考察】
大村政男は、このころから盛んに「現在の血液型人間学は
古川学説のコピーである」と力説し始める。また至るところ
で「能見正比古は古川学説を面白おかしく書き直し、マスコミの発達に乗じて社会を汚染したのである。彼はカリスマ的な人格を持っていたと言われている。古川学説にピエロの扮装をさせてサーカスに登場させるのに最も適切な人物だったといえる」と痛烈に批判する。大村は 1990 年 10 月に著書『血液型と性格』（福村出版）を上梓している。本書は大村が調べ上げた研究全体の集大成であり、心理学者が出版した血液型
心理学に関する最初の書物となるものである。
（ふじた しゅいち・うきや しゅういち）−19−

教育・発達・人格・臨床・看護

学生はプロジェクト型科目におけるプロセスマネージを意識するか
伊東昌子（常磐大学人間科学部）
キーワード：プロジェクトメソッド，プロジェクトマネージ，経験学習づけを行うのみであった。クラス 3 では，毎週当日に実施す【目的】近年，プロジェクトメソッド型の学習は 21 世紀ス
べき作業タスクを教員が指示する方法が採用された．
キルの中のコミュニケーションと協同，進取と自己方向づ
・学生へのプロセスマネージ意識調査：14 回目の合同発表
け，社会／文化横断的，生産性／説明責任，リーダーシップ
会終了後に質問紙調査を行った。質問の教示と質問項目は以と責任（松尾, 2015）といったスキルを養う実践的学習科目
下の通りである。
「授業では 7 回から 13 回までの限られた期として注目が高まっている。複数月にわたるプロジェクトを間内でチームのテーマと内容を決め，文献調査，発表資料作
集団で協働して進行させるとき，心理学的には計画錯誤，社成，発表練習と改善を適切に進める必要がありました。限ら会的手抜き，プロセスロス等の計画通りの進捗を妨げる現象
れた期間内での活動の進め方や授業 90 分の使い方に関し，が生じる傾向がある。このため上記スキルの獲得を目指すな
1)学んだ事，2)工夫した事を書いて下さい。
」
らば，プロジェクトのプロセスマネージを意識化する必要が【結果】あるであろう．事実，学習者は積極的に参加するものの，生学生の報告を M-GTA を用いて分析し．各分類に該当する
産的な協力，適切な情報共有，分散した作業の統合を自律的
報告数を学生人数で割った平均報告数を表 1 に示した。本にはできないことが報告されている（Hmelo, Guzdial, &稿では学んだ事に関する結果のみである。1.0 に近いほどすTums, 1998）。しかしプロジェクトメソッド型学習の成果報
べての学生が分類に相当する学びを意識したことを示す。
告は，学習内容に関する能力の向上に焦点があり，プロセスマネージに関する能力向上はあまり注目されてこなかった．
表１ 学んだ事に関する平均報告数（個数／学生数）
この理由の一つとして，プロジェクトメソッド型学
習の経験が，学生にプロセスマネージについての意
クラス
識化や結果としての学びを自動的に生じさせるとの
分類
事例
1
2
3
暗黙理の想定があると考えられる。そこで本研究で# 配られた日程だけを見るのではなく、
は，プロジェクトメソッド型演習科目を経験した学
自分たちでスケジュールを立てることが生が，プロセスマネージを学びの対象として意識し作業計画 大切と分かった
工夫したかどうかについて，プロセスマネージへのと進捗調整 # 遅れているか進んでいるかを共有して指導法が異なる 3 クラスの学生に演習科目終了後に
0.19
0.72
0.18
次までに集まる必要があるか、どのくら
質問紙調査を実施して調べた．
い進めばいいかを分かることが大事【方法】# 作業内容を分解し、それぞれを得意と・対象科目と人数：筆者が所属する学科 1 年生が対する人間にわたすことで複数の作業を並象の基礎ゼミナール科目。英語レベルテストにより行して進めることができた。
チーム分けられたクラス 1（32 名），クラス 2（30 名），ク
構築# 意見がまとまらないときは、それぞれ
ラス 3（32 名）であった。
0.35
0.48
0.09
が求めていることを見定め、話し合いを円滑に進める事が大切（むずかしい）・演習内容とスケジュール概要：15 回の中で 5 回目
までは 3 クラス合同で学科の主要領域に関する講義# 資料はインターネットよりも図書館の調査のを受け，学生は自分が興味を持った領域に関するレ方が沢山あることがわかった。
方法と内容ポートを提出した。6 回目に学生は各クラスに分か
0.35
0.04
0.23
# ストレスと対処法について調べた
れ，さらに興味領域により 10 名前後のグループに口頭発表 # 伝えることの難しさ
0.08
0.28
0.45
なり，次週からの活動内容と概要日程の説明を受け関連# 箇条書きやイラストを入れることた。7 回から 14 回が自主的な文献研究活動であり，期間内のグループ活動の進め方に関する学びを問うたにも関
14 回目は合同発表会であった。13 回目にクラス代表を決め
わらず，学びの対象としてプロセスマネージを多く報告した
る口頭発表会があるため，7 回から 13 回の期間でグループのは，マネージ手法を導入し主体的に使うよう指導したクラの研究テーマと内容を議論して決め，文献調査や内容整理，
ス 2 のみであった。他のクラスでは文献研究と発表に関連
口頭発表用スライド作成，発表練習等の活動を適切に進めなした事項が主な学びの対象として認識されていた。チーム構がら協働して責任を果たし，変化や批評にも対応して口頭発築に関する報告はクラス１とクラス 2 で認められた。
表を成功させねばならない。学生には 7 回 8 回 9 回が文献調【考察】
査と整理，10 回 11 回がスライド作成，12 回がクラス内発表
プロジェクトメソッド型学習の実践経験のみでは学生の意
練習，13 回がクラス内発表と代表選出，14 回が合同発表日
識は目標となる作業内容にのみ集中し，プロセスマネージはといった日程表は渡されていた．
学びの対象として意識されない。学生が利用可能なマネージ・各クラス教員のプロセスマネージ指導法：筆者はクラス 2
手法の導入と活用の指導が省察にとっても重要であろう。
の担当であり，簡易なプロジェクトマネジメント手法を導入【引用文献】
した。想定される作業タスクを縦列に期間内日程を横列に配松尾智明 (2015). 21 世紀スキルとは何か 明石書店
して各作業タスクの開始と遂行日数を両方向矢印で示すガン
トチャートを作成して共有した。さらにグループ内で毎週のHmelo, C. E., Guzdial, M., & Tums, J. (1998). Computer
作業開始前に進捗と作業確認ならびに授業終了前に次週まで
support for collaborative learning: Learning to supportの課題確認を行わせた。クラス 1 とクラス 2 の指導法は事後
student engagement. Journal of Interactive Leraning
インタビューにより調べた。クラス 1 では学生の自主的な活Research, 9, 107-129.
動にまかせ，10 回目にスライド作成に取りかかるよう方向（いとう まさこ）−20−

教育・発達・人格・臨床・看護

臨床看護師の self-efficacy についての質的分析○中谷章子
（筑波大学大学院人間総合科学研究科）
キーワード：interpersonal interaction, professional development, social perception【目的】Self-efficacy は、行動や行動変容に影響を及ぼす主要な概念で(Bandura, 1977a, 1977b/1979)、行動の開始や努力の継続、困難に直面した場合の忍耐力の程度を決定する(祐宗・原野・柏木・春木, 1985)。日常生活で人は、どの程度遂行や成果を期待できるかということを考えるが、その考えや判断、評価の動きの中核が self-efficacy である(祐宗他, 1985)。
Self-efficacy の高い人はワーク・エンゲイジメントが高く、身体・精神的に健康で、組織パフォーマンスも高い(Bakker &Leiter, 2010/2014)。通常、人は肯定的な期待と否定的な期待をもち(Bandura, 2004, 2005; 祐宗他, 1985)、self-efficacy は、外的環境との関係や内的な力としての自己制御を統制するものと位置づけられる(Bandura, 2001, 2004, 2005; Lhakhang,
Lippke, Knoll, & Schwarzer, 2015)。自己制御過程に位置す
る self-efficacy は個人内だけで収束するものではなく、
collective efficacy (Bandura, 1995/1997) や social selfefficacy (Sherer et al., 1982)、team efficacy (Arnold, Barling,& Kevin Kelloway, 2001; Gully, Incalcaterra, Joshi, &Beaubien, 2002; Ishikawa & Xu, 2015) のように社会的相互
作 用 の 中 で 関 係 効 力 的 に 存 在 す る (浅 野 ・ 五 十嵐 , 2015;
Carper, 1978; Lewin, 1951/1976; Travelbee, 1974)。特に看護師は、対人援助職として対象との間に関係性を保ちながら職務遂行することから、関係効力性に関連する概念が存在すると推察される。またいきいき行動するための力の源として、
self-efficacy を含む心理的エンパワメントが個人内や人と人との関係性において存在するともいわれている(百瀬, 2007)。
そこで本研究は、活気の満ちた病棟で働く看護師を対象に、どのような看護実践場面において self-efficacy を抱くことができるのか、まだ明らかになっていない看護師の self-efficacyの志向性(意識の働き)について記述することを目的とした。

位カテゴリーに分類された。得られた上位カテゴリーを【効力予期】【行動意欲】【社交予期】【結果予期】と命名した。
看護スタッフのポジティブな【効力予期】は、患者とその家族に対するケアや精神的支援での充実感や自分の看護力に対する信頼感などの 24 サブカテゴリー100 コード、【行動意欲】は、患者を支えようとする思いや看護師として貢献しようとする思いなどの 21 サブカテゴリー72 コード、【社交予期】は、患者やスタッフとのコミュニケーションなどの 10 サ
ブカテゴリー53 コード、【結果予期】は、患者の喜び等の肯定的反応や信頼関係形成、自己の看護実践の質の向上などの
17 サブカテゴリー86 コードが記述され、これらの志向性をもってポジティブな効力感を得られていると記述された。
看護スタッフのネガティブな【効力予期】は、患者の状態
理解不足や自己の力量不足などの 8 サブカテゴリー25 コー
ド、【行動意欲】は関心のない看護領域や苦手な看護技術などの 7 サブカテゴリー11 コード、【社交予期】は配慮できない
スタッフの存在や萎縮する自己などの 5 サブカテゴリー16
コード、【結果予期】は患者・家族へ十分対応できない自己や患者の死による心的ストレスなどの 7 サブカテゴリー29 コ
ードが記述され、これらをもってネガティブな効力感を感じていると記述された。
看護師長の【効力予期】は〔患者の安全・スタッフの安心〕〔スムーズな業務進行への配慮〕などの 9 サブカテゴリー12
コード、【行動意欲】は〔スタッフのモチベーション支援〕〔ス
タッフのポジティブ感情生起〕の 2 サブカテゴリー8 コード、
【社交予期】は〔病棟外との連携・調整〕の 1 サブカテゴリ
ー2 コード、【結果予期】は〔患者の安全・安楽な療養環境〕〔スタッフが働きやすい環境整備〕などの 8 サブカテゴリー
18 コードの志向性が記述された。

【方法】いきいきとした活気が感じられる 1 施設 1 病棟に勤務する看護師 22 名を面接対象として、個別面接調査を 1 人
1 回実施した。属性調査用紙の記入後、「看護実践をしていて自分が役に立てたと感じた最も充実していた場面についての経験」を尋ね、自身の経験について語ってもらった。面接時の録音データをもとに逐語録を作成し、内容分析手法(Krippendorff, 1980/1989) により質的記述的に分析した。尚、
本研究は研究者所属組織の倫理委員会ならびに、対象施設の倫理委員会での審査承認後に実施した。

【考察】看護師の self-efficacy の特徴は、①self-efficacy が認知される志向対象が存在すること、②ポジティブとネガティブな内容があること、③スタッフと看護師長の self-efficacyの内容は異なることであった。看護師の self-efficacy は看護実践における人と人との相互作用の中で存在し、特に社会的知覚としての行動意欲と社交予期は、社会的相互作用の側面をもつ social self-efficacy(Sherer et al., 1982) または teamefficacy(Arnold, Barling, & Kevin Kelloway, 2001; Gully,
Incalcaterra, Joshi, & Beaubien, 2002; Ishikawa & Xu,
2015)として存在すると考えられた。関係効力的に支えたり支えられたりしながら存在し、社会的相互作用の中で自らの力を発揮、または発揮できなかった結果生じる self-efficacyであると考えられた。同時に看護師の self-efficacy の志向性
から、看護実践の質や個人と組織の成長にも影響することが推察された(Bakker & Leiter, 2010/2014)。さらに本研究の対象者には様々な段階の心理状態があり、必ずしもポジティブな self-efficacy だけを有しているわけではないこと、良好な相互作用において心理的エンパワメントとなり得る志向性が存在することが記述されたことから、看護師が効力感を抱いていきいき働くためには、心理的エンパワメントの個人資源であるポジティブな self-efficacy を看護師が補充できるような自己充電と周囲の支援が必要であると示唆された。
（なかたに しょうこ）【結果】対象者は女性 21 名、男性 1 名、20 代 7 名、30 代 6
名、40 代 6 名、50 代 3 名、看護師 19 名、保健師併有者 3 名
で、1 人は認定看護師資格を有していた。勤務形態は全員常勤で、短時間勤務者が 2 名であった。臨床経験年数は 3 年以
上 5 年未満が 5 名、5 年以上 10 年未満が 5 名、10 年以上 20
年未満が 8 名、20 年以上 30 年未満が 2 名、30 年以上が 2 名であった。現在の部署での勤務年数は、1 年未満が 4 名、1 年
以上 3 年未満が 5 名、3 年以上 5 年未満が 9 名、5 年以上 10
年未満が 2 名、10 年以上が 2 名で、全員、現在の勤務部署が新卒採用されたところではなく、勤務先を変わった経験があった。
 逐語録から self-efficacy の志向性に関する 433 コードが抽出され、意味内容の類似性により 119 サブカテゴリー、4 上−21−

研究発表（ポスター発表 A）
8 月 25 日（土）認知・感情

癒される音楽がもつ 1／ｆゆらぎ特性―「ゆらぎアナライザー」を用いて―○小原 宏基 1,3) 田中 望 3)  川合 悟 1,2,3)(1) 帝塚山大学大学院心理科学研究科 2) 帝塚山大学心理学部 ３)知覚⇄行動実験室)
キーワード：音楽，1／f ゆらぎ，癒し【研究の目的】
音楽が人間の心理に与える効果を調べることは意義深い。
しかし刺激として音楽を用いる場合ジャンル，
ビート，
楽器，
旋律，調性など様々な要素が含まれるため，どの要素が心理的効果を誘発したかを同定することは極めて難しい。その点，音源の周波数解析から求めることができる「1/ｆゆらぎ」 (武者, 1979)は，これら要因に左右されることなく，音源を比較できるという利点がある。
近年，精巧なゆらぎ解析ソフトが容易に入手できるため，
その妥当性，信頼性さえ得られれば，音楽と心理との関係解
明に有力な独立変数になると思われる。
そこで，本研究では， (1)「Healing 音楽」と言われる，ク
ラシックや自然音が「癒される」とするゆらぎ特性をもっているのか，次に (2)実際に「癒される」と感じている音楽は，どのようなゆらぎ特性をもっているか調べることにした。
【方法】(1) 音源の収集：①一般に「癒される」と言われる音源(クラシック，オルゴール，自然音)については，市販の CD および
インターネット上で配信されている音源を活用し，②「癒される」と感じている音源については，大学生 111 名(男子 50
名，女子 61 名：平均年齢 20.8±3.5 歳)を対象に研究の主旨を説明し，同意の上以下の調査を実施した。調査は，帝塚山大
学研究倫理委員会の規定等に基づいて実施した。調査項目は，①個人情報(性別，年齢)，②現在，最も「癒されている」と感じる曲を一曲挙げ，その音源情報 (アーチスト，アルバム名など)も聞いた。そして，対象者の挙げたオリジナル曲については①対象者から直接音源を提供，②ネット検索，③レン
タルストア，④購入の手順を踏んで音源を収集した。
(2) 1/f ゆらぎ係数 (λ)の算出：①音源を MP3 形式から WAV
形式に変換後，②「ゆらぎアナライザーVer.1.16 (ロジカルアーツ研究所製)を用いて，WAV 形式化された音楽の周波数分析を行った。基本的な原理はアナログ音源をデジタル (数値列)化した後，その数値列を 25m 秒 (40 Hz)ごと分割，各ブロ
ックのゼロクロスを数え，その半数をブロックの周波数とする。これをすべてのブロックで行い，サンプリングした周波数に対してフーリエ変換を行いパワースペクトルを算出する。
次に，波の強さ (P)および周波数 (f)の軸を対数変換し，その傾きを算出し－1 の時，ゆらぎ係数 (λ)は 1 となり，意外性と規則性の良いバランス (癒し)と評価される。なお，音源はすべて通常入手できる可聴域 (20~20 kHz)のものであった。
【結果および考察】(1) 一般に「癒される」とされる音源のゆらぎ特性
一般に「癒される」とされるクラシック音楽のゆらぎ特性を検証した。ポピュラーなクラシック曲 100 曲について検証したところ，λ 値は 0.702 から 1.396 となり，その平均は1.03±0.17 とほぼ λ＝１に集約した。ゆらぎ値は，同じ作曲家でも曲によって大きかったり，小さかったりするため，ゆらぎ特性は作曲者に依存しなかった。したがって一般に聴かれるクラシック音楽は，先行研究と同様に，物理学的にはゆらぎ係数＝1 すなわち，「規則性」と「意外性」が拮抗した音源であった (武者, 1979)。次に，「癒される」音源と言われる自然音を分析した。結果，「川のせせらぎ」 (0.936±0.432／7 音源)」，「海のさざ波(1.03±0.25／4 音源)」，「鳥のさえずり(1.12±0.122／5 音源)」はゆらぎ係数が 1 前後であった。オル
ゴール曲も，「癒される」音源となることが多いが 10 音源を調べたところ 0.765±0.134 と他の音源に比べて，ゆらぎ値が低値を示した。
(2) 実際に「癒される」とする音楽のゆらぎ特性
大学生が選出した 111 曲のうち，原曲で抽出し分析できたのは 95 曲だった。選択された音楽のジャンルは，J-Pop, ア
ニメソング，ロックなど多岐に渡った。このことは「癒し」の定義は人さまざまであり，鎮静系の曲 (いわゆるサゲ歌)に癒される人もあれば，反対に興奮系の曲 (いわゆるアゲ歌)に癒される人もいるという事実に注目すべきである。
 95 曲の λ 値の分布状況をみると(図 1)，0.71～0.90 の曲がもっとも多く 48 曲 (50.5 %)，続いて 0.51～0.7 の曲が 25 曲
(26.3 %)，λ 値が 1 前後，すなわち 0.91～1.10 は 18 曲 (18.9 %)にすぎなかった。結果，ゆらぎ係数 (λ)平均値は 0.785，標準偏差は 0.148 であった。
本研究結果からは，「癒し」の感覚が誘発される音源のゆらぎ特性は，一般に言われている 1 よりも小さく，意外性と規則性のバランスが取れているよりも，より意外性に偏った音源が「癒し」の対象として多くの人 (76.8 %)に選ばれていた。
つまり，人が実際に癒されたと感じる音源のゆらぎはジャンルに関係なく 0.8 くらいの可能性が示唆された。

Fig. 1. 「癒される」と感じた音楽のゆらぎ特性【引用文献】
YuragiAnalyzer_v116.zip: http://mahoroba.logical-arts.jp
Musha, T. (2012). Theoretical background of 1/f fluctuations ofenergy  partition  among  harmonic  oscillators  in
equilibrium, International Journal of Physical Sciences, 7,
43, 5717-5722.
武者利光, 小杉幸夫. (1979). 生体にひそむ”1/f ゆらぎ” －音楽・絵画・除痛－, 自然, 60-67.
(おはら ひろき・たなか のぞみ・かわい さとる)

−23−

認知・感情1／f ゆらぎからみた長音階と短音階―短調はなぜ心をザワつかせるのか―○川合 悟 1,2)  小原 宏基 1)（1) 帝塚山大学大学院心理科学研究科 2) 帝塚山大学心理学部）
キーワード：音楽，1／f ゆらぎ，癒し【研究の目的】
音楽が人間の心理に与える効果を調べることは意義深い。
例えばハ長調とイ短調は同じ音群を用いて構成されるが (図1)，奏でられた曲に対する印象はかなり異なる。つまり短音階で聴くと，長音階で聴くよりも不安・危機感など否定的印象を伴う。一方，長音階からレとラを除いた琉球音階は穏やか・ゆったりといった開放的印象を伴う。
このように印象が異なるのは，我々の認知・経験から生じる Top-down 要因と音源そのものが生じるとする Bottom-up
要因が考えられるが，いずれの要因だとしても，我々の耳介に届く前に，長音階と短音階との間に音響・物理学的な差異が明確になければならない。

Fig 1．ハ長調（長音階）とイ短調（短音階）
このような背景から，両者の差異を「1/f ゆらぎ」特性を指標として検証することにした (武者, 1979；Musha, 2012)。最初の試みではクラシック音楽における短調曲 (13 曲)と長調曲(6 曲)との間で「1/f ゆらぎ」特性を調べた。結果は短調曲(1.04±0.14)と長調曲 (1.05±0.18)とゆらぎ係数 (λ)には統計的な有意差は認められず，先行研究同様，クラシック音楽は短調，長調に関わらずゆらぎ値は 1 に収束した (武者, 1979;
三原他, 2018)。
しかし，先行研究では旋律，楽器等が異なった条件で比較されたため，この結果から「短調と長調のゆらぎ特性は同じ」とするのは危険があるとした。そこで本研究では，旋律，楽器，作曲者を統制して，短音階と長音階および様々な調性で演奏，収録し，周波数解析から得られたゆらぎ係数に差異がみられるか検証することにした。仮説として「ゆらぎ係数は，長音階と短音階との間で差異がみられ，長音階の方が短音階よりも小さくなる」 (仮説 1)，「ゆらぎ係数は，音階の長短に関わらず調性によって差異がみられ，音階の開始音 (ド)がハ音からロ音へ高音に移行するほど大きくなる」 (仮説 2)とした。
【方法】
(1) 音源：一般的に知られているアメリカ民謡「森のくまさん」を分析曲とし，ピアニストにすべての調性(ハ～ロ)かつ長音階と短音階で演奏を求めた。
(2) 音源処理：音源は IC レコーダー (Sony 社製，ICD-UX533F)と集音マイク (audio-technica 社製)で収録 (0.5 m)し，WAV 処理を行い，周波数解析ソフト「ゆらぎアナライザーVer.1.16 (ロジカルアーツ研究所製)」にてゆらぎ係数を求めた。なお音源はすべて可聴域 (20~20 kHz)の範囲で処理された。
(3) 分析：音階と調性の影響は，音階は 2 群 (長調と短調)，
調性は 3 群 (低:ハ/二，中:ホ/ヘ/ト，高:イ/ロ)として二要因分
散分析を用いて評価した (表 1)。

表 1．調性と音階分類
調性
低

中

高

音階
ハ
長調
短調
※

二

変ハ・ハ・嬰ハ 変ニ・二
ハ・嬰ハ

二・嬰二

異名同音

長調
短調

ホ

へ

ト

変ホ・ホ へ・嬰へ 変ト・ト
変ホ・ホ へ・嬰へ ト・嬰ト

イ

ロ

変イ・イ

変ロ・ロ

変イ・イ・嬰イ 変ロ・ロ

（変二/変ハ、変ト/嬰へ、ロ/変ハ）（変ロ/嬰イ、変イ/嬰ト、変ホ/嬰二）【結果および考察】
長音階では，調性の低群のゆらぎ値は 0.909±0.138，中群のそれは 0.879±0.128，高群のそれは 1.110±0.479 だった。
一方，短音階では，
低群が 1.134±0.071，
中群が 1.168±0.091，
高群が 1.084±0.103 であった。全体では，長音階が 0.951±
0.167，短音階は 1.131±0.092 だった。分散分析(音階×調性)
では，音階の主効果は有意だったが (F(1,24)=13.214, p<.001)，
調性の主効果は有意ではなかった (F(2,24)=1.177, n.s.)。両者の相互作用効果が有意だった (F(2,24)=4.598, p<.05)ことから
単純主効果を求めた。結果，音階における単純主効果は，低群 F(1,24)=7.732，中群 F(1,24) =17.112，高群で F(1,24) =0.104
で低群(p<.01)および中群(p < .001)で有意だった。一方調性における単純主効果は長音階で F(2,24)=4.825，短音階で F(2,24)=0.661 となり長音階で有意だった (p<.05)。多重比較では音階の影響は低群 (p<.01)と中群 (p<.001)でそれぞれ有意だった。調性の影響は長音階の中群と高群間でのみ有意だった(p<.05)。
 以上の結果，ゆらぎ係数は短音階の方が長音階よりも高くなり仮説 1 は支持された。つまり短音階で演奏された方が周
波数成分が意外性/緊張関係において緊張方向へ偏向する可能性が示唆された。しかし調性，つまりハやニ音を開始音にするかイやロ音を開始音にするかについては，音階のような顕著な差異は認められず，仮説 2 についてはさらに検討の必要性が示唆された。
【謝辞】本研究にあたり音源づくりに協力頂いた田中愛子，
高島真美両氏に深謝申し上げます。
【引用文献】
YuragiAnalyzer_v116.zip: http://mahoroba.logical-arts.jp
Musha, T. (2012). Theoretical background of 1/f fluctuations ofenergy partition among harmonic oscillators in
equilibrium. International Journal of Physical Sciences,7(43)：5717-5722.
武者利光，小杉幸夫. (1979). 生体にひそむ”1/f ゆらぎ” －音楽・絵画・除痛－, 自然, 60-67.
三原紗耶華，小原宏基，川合 悟. (2018). 短調の曲は，なぜ人に不安を抱かせるのか？－ゆらぎ解析からみたクラシック音楽の短調と長調－, 平成 29 年度帝塚山大学心理学部卒業研究, pp.20.
（かわい さとる・おはら ひろき）−24−認知・感情紙筆版 IAT を用いた潜在的態度の検討～「在日コリアン」を対象にして
品川知昭（日本大学大学院総合社会情報研究科）
キーワード：紙筆版 ,$7ステレオタイプ, 潜在的選好【目的】本研究は外集団に対する潜在的態度の紙筆版
,$7 ,PSOLFLW$VVRFLDWLRQ7HVW を用いた検討である。
 平等主義的規範が社会に浸透した現在我が国においても特定の民族的・人種的な外集団に対する偏見的態度の公的な表明はほぼ見られないが一方では匿名性の高いインターネットメディア等に過激なヘイトスピーチや露骨な差別表現が蔓延している。こうした態度を顕在レベルと潜在レベルとに分離的に検討する際*UHHQZDOG0F*KHH 6FKZDUW]  の開発した潜在測度 ,$7 は実施の容易さと制約の少なさ信頼性と妥当性の点で実用性が高い 潮村 とされる。米国ではその歴史的・文化的背景とも相まって ,$7 の特性を利用した民族的外集団を対象とする研究が多く見られるが日本ではこうした対象の研究例は少ない。
本研究は先行研究が明らかにした民族的外集団に対する顕在的態度と潜在的態度の独立性が日本においても確認できるか否かを検討した。対象は日本人が外集団とみなしうるもののうち約  万人 法務省入国管理局 ともっとも人口が多い韓国朝鮮系の民族とした。本研究内では実際の国籍
韓国・北朝鮮・帰化日本人 の区別によらず日本に定住し
韓国・朝鮮に出自のルーツを持つ者を総称して「在日コリアン」と呼ぶ。本研究は日本大学大学院の倫理委員会の審査を受け実施した。
【方法】実験参加者：社会的制約と心理的負担の大きいトピックのため参加者選定は研究目的に充分な理解が得られることを最優先し主旨に賛同を得られた「非在日コリアン」の男性  名女性  名の  名を恣意的に選抜した。年代別では  代  名 代  名 代  名 代  名であった。
材料：紙筆版 ,$7 の作成と実施方法に関しては潮村 のマニュアルとサンプルに従った。 ずつの名詞とイ形容詞の刺激語候補群より予備調査を行い「江戸」
「日の丸」
「侍」
「寿司」を日本人概念の刺激語「通名」「特別永住」「帰化」「被差別」を在日コリアン概念の刺激語として採用した。またポジティブ属性への刺激語は「誇らしい」「頼もしい」「嬉しい」「可愛らしい」ネガティブ属性への刺激語は「醜い」「卑しい」「嘆かわしい」「憎い」を採用した。
手続き：実験は参加者個別に行った。教示の後紙筆版 ,$7を実施した。参加者には「日本人ポジティブ」と「在日コリアンネガティブ」の組み合わせが一致課題「日本人ネガテ
ィブ」と「在日コリアンポジティブ」の組み合わせが不一致
課題となる。組み合わせカテゴリー つを各ページ上部の左右に提示し参加者にページ中央列にランダムに列挙される
 の刺激語を左右のカテゴリーのいずれかに分別することを求めた。制限時間は練習試行  秒本試行  秒とし実験者がストップウォッチを用いて計測した。練習試行と本試行
はひと組みにし参加者ごとにランダムに並べた。その後実験者が日本語訳した現代的レイシズム尺 0F&RQDKD\ 
大いにそう思う ～～～～ 全くそう思わない プロテスタント的労働倫理尺度短縮版 .DW] +DVV と社会的支配志向性尺度短縮版 +RHWDO  大いにそう思う ～～～～～～ 全くそう思わない に回答を求めた。
【結果】紙筆版 ,$7 は本試行の一致課題の正答数合計から不一致課題の正答数合計を減算した数を ,$7 選好スコア ～ 点 とした。このスコアが正の値をとるほど「日本人ポジティブ」「在日コリアンネガティブ」の潜在的連合が強いと査定される。全参加者  名のうちエラー率（誤答数反応数）
が削除の基準とした を超えるものはいなかった。,$7 選好
スコアが平均値から VG の  倍以上を示した  名を削除し
名分のデータを分析対象とした。また現代的レイシズムスコ
ア ～ 点 プロテスタント的労働倫理スコア ～ 点 
社会的支配志向性スコア ～ 点 は逆転項目を変換しそ
れぞれ平均値を求めた。スコア間の相関係数を表  に示す。
表 各尺度間の相関係数 
,$7

056

3:(

6'2

P

VG

ー











ー









ー







ー





紙筆版IAT
現代的レイシズム尺度(MRS)
プロテスタント的労働倫理尺度(PWE)
社会的支配志向性尺度(SDO)

Q   3,$7 選好スコアは現代的レイシズムスコア社会的支配志
向性スコアとは有意な相関を示さずプロテスタント労働倫
理スコアのみと有意な正の中程度の相関 U 3 を示した。他に有意な相関は見られなかった。
【考察】,$7 選好スコアが顕在的態度と潜在的態度の独立性を示したことは多くの先行研究を支持するものであった。また唯一有意な相関を示したプロテスタント労働倫理は現代
では宗教的信念を離れた勤労と自助の価値観として成立している .DW] +DVV 。,$7 選好スコアが現代社会の倫理とみなされる指標と正の相関を示したことはその独立性と併せ外集団への偏見的態度を抑制する上での態度そのものへの直接的・顕在的啓蒙の限界と課題を示唆する。しかし本研
究における参加者は恣意的に選定したため無作為抽出での結果ではなくこの点には注意と検討が必要である。
【引用文献】
*UHHQZDOG$*0F*KHH'( 6FKZDUW]-./  0HDVXULQJLQGLYLGXDOGLIIHUHQFHVLQLPSOLFLWFRJQLWLRQ7KH,PSOLFLW$VVRFLDWLRQ7HVW-RXUQDORI3HUVRQDOLW\DQG6RFLDO

3V\FKRORJ\
+R$.6LGDQLXV-.WHLO\16KHHK\6NHIILQJWRQ-
3UDWWR)+HQNHO.()RHOV5 6WHZDUW$/  7KH
QDWXUHRIVRFLDOGRPLQDQFHRULHQWDWLRQ7KHRUL]LQJDQG
PHDVXULQJSUHIHUHQFHVIRULQWHUJURXSLQHTXDOLW\XVLQJWKH
QHZ6'2VFDOH-RXUQDORI3HUVRQDOLW\DQG6RFLDO3V\FKRORJ\  
.DW], +DVV5*  5DFLDODPELYDOHQFHDQG$PHULFDQYDOXHFRQIOLFW&RUUHODWLRQDODQGSULPLQJVWXGLHVRIGXDOFRJQLWLYHVWUXFWXUHV-RXUQDORI3HUVRQDOLW\DQG6RFLDO
3V\FKRRJ\
0F&RQDKD\-%  0RGHUQUDFLVPDPELYDOHQFHDQGWKHPRGHUQ
UDFLVPVFDOH,Q-)'RYLGLR 6/*DHUWQHU (GV 
3UHMXGLFH'LVFULPLQDWLRQDQG5DFLVPUODQGR)/$FDGHPLF
3UHVVSS
潮村公弘  潜在連合テスト ,$7 の実施手続きとガイドライン紙筆版 ,$7 を用いた実習プログラム・マニュアル対人社会
心理学研究
潮村公弘  自分の中の隠された心――非意識的態度の社会学――サイエンス社  （しながわ ともあき）

−26−

教育・人格宗教・道徳教育尺度の開発
宗教教育が内包する道徳教育的効果を評価するための尺度○大門耕平 1,2 来田宣幸 2（1 ヴォーリズ学園近江兄弟社中学校 2 京都工芸繊維大学）
キーワード：宗教教育、道徳教育、尺度開発【目的】2019 年 4 月から中学校教育において道徳教育が科目として実施される。ただし、私立学校では、宗教教育が道徳教育を代替することができる。しかし、宗教教育の道徳教育の目的は必ずしも一致するとは限らない。菅原（1999）は宗教教育という言葉が示す意味を 5 つ（宗派教育、宗教に関する知識の伝達、宗教的情操の教育、対宗教安全教育、宗教的寛容教育）あげている。宗教教育では、この 5 つの観点での宗教教育が実施されていると考えられる。このような宗教教
育が道徳教育を代替するためには、宗教教育が道徳教育の目的を内包していることを示す必要がある。しかし、宗教教育
が道徳教育の目的を内包していることを評価するための尺度は存在しない。そこで、宗教教育が内包する道徳教育的効果を評価するための尺度を開発することを目的とした。
【方法】対象者：宗教教育が実施されている私立中学校 1 校の生徒 481 人を対象とした。欠損値等があった 46 人を除いた435 人（1 年生 144 人、2 年生 141 人、3 年生 149 人）を分析対象とした。調査は、各クラス単位で実施し、担任による説
明の後、質問紙を配布し、記入させ直ちに回収した。
調査内容および時期：（1）宗教・道徳教育に関する質問紙：Pedrão ら（2010）のスピリチュアル尺度、玉田（2004）の道
徳的規範尺度を参考にして作成した 54 項目から構成される
質問紙を用いて 4 月に実施した。一部の項目は 9 月にも実施した。
（2）日課的場面別学級いごこち度尺度（存在感）：吉田・来田（2014）による日課的場面別学級いごこち度尺度（存在感）のうち、教師不在場面（登校・入室、休み時間）の質問
項目を用いて 7 月、9 月、1 月、3 月に実施した。
（3）ソーシャルスキル尺度：菊池（1988）によるソーシャルスキル尺度（10 項目）を用いて 9 月に実施した。
（4）中学生の学習習慣
尺度：Okado（2017）による中学生の学習習慣尺度（7 項目）を用いて 11 月に実施した。
（5）学業成績：11 月に実施された学業成績（英語、数学、国語の合計）を収集した。
【結果】尺度構成：宗教・道徳に関する 54 項目を因子分析（最尤法、プロマックス回転）した結果、5 因子に整理できた。
構成される項目より、第 1 因子は「崇高なものとのかかわりに関する肯定的な意識」、第 2 因子は「自分自身に関する肯定的な意識（希望と勇気、克己と強い意志）」、第 3 因子は「集団や社会とのかかわりに関する肯定的な意識（遵法精神、公徳心、公正、社会正義）」、第 4 因子は「他の人とのかかわりに関する否定的な意識（思いやり、礼儀、友情、相互理解）」、
第 5 因子は「自分自身に関する肯定的な意識（節度、節制）」とした。Cronbach の α 係数により尺度の内的一貫性を検討した結果、第 1 因子から.880、.848、.827、.718、.673 であった。
再調査法による信頼性の検討：宗教・道徳教育尺度の各因子から 2 項目を選び、9 月に再度調査をおこなった結果、5 因子
すべてで有意な相関がみられた（第 1 因子、r=.540、p<.01；
第 2 因子、r=.590、p<.01；第 3 因子、r=.390、p<.01；第 4 因子、r=.419、p<.01；第 5 因子、r=.451、p<.01；）。
宗教・道徳教育尺度の学年差、性別差：宗教・道徳教育尺度について、学年間の比較をおこなった結果（表 1）、崇高なものとのかかわりに関する肯定的な意識、集団や社会とのかかわりに関する肯定的な意識（遵法精神、公徳心、公正、社会正義）は、1 年生が 2、3 年生と比較して有意に高い値であった。ただし、自分自身に関する肯定的な意識（希望と勇気、克己と強い意志）は、2 年生が 3 年生と比較して有意に高い値であり、自分自身に関する肯定的な意識（節度、節制）は、
3 年生が 2 年生と比較して有意に高い値であった。また、学
年別に性差を検討した結果、1 年生では、自分自身に関する肯定的な意識（希望と勇気、克己と強い意志）で男子が女子と比較して有意に高い値であった。さらに、3 年生では、崇高なものとのかかわりに関する肯定的な意識で女子が男子と比較して有意に高い値であった。
宗教・道徳教育尺度と他の質問紙との関係：宗教・道徳教育
尺度と他の尺度との相関係数を表 2 に示した。学級いごこち度、ソーシャルスキル、家庭学習習慣では、有意な正の相関を示すものが多くがみられた。
表1 学年比較1年
3.72±1.10

2年
3.34±1.20

3年
3.17±1.00

2,3<1

3.94±0.60

3.75±0.60

3.49±0.70

3<2<14.82±1.20

4.26±1.30

4.30±1.00

2,3<13.75±1.00

3.98±1.10

4.00±1.00

4.03±0.80

3.84±0.80

4.08±0.80

2<3

不在場面 不在場面 ソーシャル 家庭学習 教科学習
1学期後半 2学期後半
スキル
習慣
習慣

学業
成績

崇高なものとのかかわりに関する肯定的な意識
自分自身に関する肯定的な意識（希望と勇気、克己と強い意志）
集団や社会とのかかわりに関する肯定的な意識(遵法精神、公徳心、公正、社会正義）
他の人とのかかわりに関する否定的な意識
自分自身に関する肯定的な意識（節度、節制）値はM ±SD
表2 他尺度との関係

崇高なものとのかかわりに関する肯定的な意識
自分自身に関する肯定的な意識（希望と勇気、克己と強い意志）
集団や社会とのかかわりに関する肯定的な意識(遵法精神、公徳心、公正、社会正義）
他の人とのかかわりに関する否定的な意識
自分自身に関する肯定的な意識（節度、節制）*, p <.05; **, p <.01

.241 **.240 **.180 **.282 **

-.006

-.057

.447 **.454 **.399 **.321 **

.094

.050

.103 *.115 *.149 **.069.203 **.181 **.253 **.138 **

.009
.050

.011
.062

.126 *.132 **.184 **.242 **

-.006

-.010

【考察】宗教教育と道徳教育の関係を検討するために、宗教・道徳教育尺度を作成した。1 回目と 2 回目の調査の相関は全項目で有意な正の相関がみられ、α 係数も一定の値が得られたことから信頼性が確認できた。他尺度との関係では、いご
こち度尺度、ソーシャルスキル尺度、学習習慣尺度との関連がみられた。したがって、一定の構成概念妥当性が認められたといえる。以上より、宗教教育が内包する道徳教育的効果を評価するための宗教・道徳教育尺度として活用できる可能性を示すことができ、また、学年差、男女差の基準を示すこともできた。今後、複数の学校で実施し、宗教教育による道徳教育の代替の効果、意義を示すために貢献したい。
参考文献
Raphael de Brito Pedrão, Ruth Beresin, Nursing and spirituality,
Einstein (São Paulo) vol.8 no.1 São Paulo Jan/Mar. 2010
菅原伸郎、宗教をどう教えるか、朝日新聞社 1999 年 7 月
玉田和恵, 道徳的規範知識・情報技術の知識・合理的判断の知識による情報モラル指導法の開発と評価, 東京工業大学
博士論文 甲第 5948 号 2004 年 12 月
吉田浩之・来田宣幸（2014）中学校における日常的な学習・
生活場面・時間帯を想定した生徒指導、学校心理学研究菊池章夫 Social Skill 尺度の作成 東北心理学研究 38 号
67-68 1998
Kohei Okado, Development of Learning Habit Scale andSituational Analysis of Japanese Junior High School Student
Learning Habits Advances in Intelligent Systems andComputing, vol 596. Springer. 2017
（おおかどこうへい・きだのりゆき）−27−

教育・人格大学生の不登校傾向と発達障害の特性及びレジリエンスの関連○北沢 卓也 1 中地 展生 2
（1 帝塚山大学大学院心理科学研究科 2 帝塚山大学心理学部）
キーワード：不登校，発達障害，レジリエンス【目的】
 高田他(2015)は，堀井(2013)による「大学生不登校傾向尺度」と佐藤・相澤・郷間(2012)による「自己困難認知尺度」
を用いて,大学生の不登校傾向と発達障害特性との関連についての検討を行った。その結果, 「登校回避感情」に対して「抑うつ・不安」「不注意」が影響を与えることを示した。しかし，高田他(2015)は，この研究に対して，分析対象者の多くが新入生であった等の課題を指摘した。
 ところで，レジリエンスとは「困難な状況で苦痛を感じな
がらも,それを乗り越え精神的病理を示さず,良い適応を示す
心理的特性」(小塩・中谷・金子・長峰，2002)を指し，中学生において,レジリエンスが高ければ精神的健康も比較的高いとされている(石毛・無藤，2005)など，学校臨床における支援の手がかりとして有効なものであると考えられる。しかし，学校臨床の中でも特に大学生の不登校との関連についての実証的検討は少ない。
 そこで，本研究では，大学生の不登校傾向と発達障害の特性の関連を再検討し，大学生の不登校傾向とレジリエンスの関連について探索的に検討することを目的とした。
【方法】
．調査対象者
 近畿圏の A 大学に通う 1 年生から 4 年生の大学生 222 名(男性 111 名，女性 111 名，学年別：1 年生 102 名，2 年生 97
名，3 年生 6 名，4 年生 17 名)であった。平均年齢は 19.20
歳(SD=1.27)であった。
．調査時期と手続き
 2017 年 6 月～7 月に，集団法による自記式の質問紙調査を実施した。授業の始まり 10 分を用いて配布して回収した。
．質問紙の構成
(1)フェイスシート
 属性として，性別，年齢，学年について尋ねた。
(2)大学生の不登校傾向を測る項目
 堀井(2013)による「大学生不登校傾向尺度」を使用した。
「登校回避行動」「登校回避感情」の計 12 項目。7 件法。
(3)発達障害の特性を測る項目
 佐藤他(2012)による「自己困難認知尺度」を使用した。
「不注意」「対人関係」「衝動性」「読み書き」「修学上の困難」「抑うつ・不安」「感覚」の計 32 項目。4 件法。
(4)レジリエンスを測る項目
 小塩他(2002)による「精神的回復力尺度」を使用した。
「新奇性追求」「感情調整」「肯定的な未来志向」の計 21 項目。5
件法。
【結果と考察】
 大学生の不登校傾向に対する発達障害の特性とレジリエン
スの影響力を調べるために，大学生不登校傾向尺度の下位因
子の「登校回避感情」を目的変数，自己困難認知尺度と精神的回復力尺度の下位因子それぞれを説明変数としたステップ
ワイズ法による重回帰分析を行った。その結果，「登校回避感情」に対して，「抑うつ・不安」 β ，S と「感覚」
β ，S が有意な正の影響を，「肯定的な未来志向」
β ，S が有意な負の影響を与えていることが示された(Table1)。得られた重回帰式の説明率は，重相関係数(R)=.543，決定係数(R2)=.261 であった。

Table1 登校回避感情を目的変数とした重回帰分析結果
説明変数
標準偏回帰係数（ β ）抑うつ・不安.253 **
感覚.159 *
肯定的な未来志向-.186 *
2.261 ***
決定係数R注） *p <.05 ** p <.01 ***p <.001

 抑うつ・不安因子は，「気分が沈んでしまう」等の質問項目から構成されている。高田他(2015)の先行研究と同様に，このような見通しの持てないことによる不安や，落ち込みといった気分の不安定さが大学への行きづらさに影響している可能性が示唆された。したがって，不安の傾聴，気分の切り替
え，本人が見通しを持てるような支援を行うことが有効である可能性が考えられる(高田他，2015)。そして，感覚因子は，「ざわざわした教室にいるのが耐えられない」等の質問項目から構成されている。このような感覚過敏によるつらさが大学への行きづらさに影響している可能性が示唆された。したがって，感覚過敏に配慮して，授業中における私語の注意や，学生が自由に利用できる静かなフリースペース等を設けるような支援を行うことが有効である可能性が考えられる。肯定的な未来志向因子は，「自分の未来にはきっといいことがあると思う」等の質問項目から構成されている。このような未来に希望を持つことや将来の目標を，持たない，あるいは，持てないことが大学への行きづらさに影響している可能性が示唆された。したがって，学生が将来に希望を持てるような進路指導を行うことや，将来の目標を持てるようにアイデンテ
ィティの確立を促進するような支援を行うことが有効である可能性が考えられる。
 以上のことから，対人関係や心理的問題に限らず，学生にとって居心地の良い大学の環境づくりや，学生が将来に希望を持ち，将来の見通しを持てるような支援を行うことが，学生支援において有効である可能性が示唆された。
【引用文献】
堀井 俊章 (2013). 大学生不登校傾向尺度の開発 学生相  談研究, 33, 246-258.
石毛 みどり・無藤 隆 (2005). 中学生における精神的健康  とレジリエンスおよびソーシャル・サポートとの関連
――受験期の学業場面に着目して―― 教育心理学研究,  53, 356-367.
小塩 真司・中谷 素之・金子 一史・長峰 伸治 (2002). ネ  ガティブな出来事からの立ち直りを導く心理的特性――
  精神的回復力尺度の作成―― カウンセリング研究, 35,
  57-65.
佐藤 克敏・相澤 雅文・郷間 英世 (2012). 大学生におけ  る自己困難認知尺度の開発の試み――発達障害との関連
  から―― LD 研究, 21, 125-133.
高田 純・内野 悌司・磯部 典子・小島 奈々恵・二本松 美里・  岡本 百合…吉原 正治 (2015). 大学生の発達障害の  特性と不登校傾向の関連 総合保健科学, 31, 27-33.

−28−（きたざわ たくや・なかじ のぶお）

教育・人格

研修の効果測定
コンピテンシー変化の測定と成果との相関
○星
（社団法人

洋

行動特性研究所）

キーワード：コンピテンシー

変化測定

行動特性

いる。また、同テストではコンピテンシーを行動特性の

1.問題意識多くの企業において様々な能力向上研修が実施され組合せで測定しており、性格概念という曖昧な構成概念ているが、研修効果を客観的に測定する適切なツールがを用いず、コンピテンシーと行動特性の相関が明瞭であなく研修効果を評価が難しいという 声が多い。カークパる。これは「コンピテンシーとは行動に表れる能力、特トリック（Kirkpatrick,D.L.）は研修の評価を「参加レ性であり、結果や成果と結びつく能力、特性である」と

ベル、学習レベル 、行動変容レベル、成果レベル」の四し た 人 事 院 人 物 試 験 技 法 研 究 会 （ 2005 ） や GLOBAL

つのレベルで分類しているが、営業の研修においては成COMPETENCY

果に直結する「行動変容レベル」の研修がとりわけ重要

3.調査結果MODEL（前述）の考え方にも相応している。

コンピテンシー53 項目を優秀者と一般グループの視される。
一般に行動変容の 調査は受講者へのアンケートや上行動特性診断テストの測定値を比較した結果、優秀者

司等の評価によってなされるが客観性の欠如や評価者グループの高スコアの上位 7 項目において一般グルー

間でのバラツキといった問題が生じる。本研究では行動

プを上回っていたため、この７項目を優秀者コンピテ

変容をコンピテンシー変化と位置づけ、行動特性診断テンシーとして設定した。

ストにより研修前後のコンピテンシー変化を測定し客観的な評価の方法を試みた。
2.調査方法調査は A 社（住宅リフォーム会社）の営業職チームリーダー75 名を対象に下記の手順で実施した。
① WHO の GLOBALCOMPETENCYMODEL（2017）やウイリ

アム ・マ ー サ社 (1999)のコ ン ピテ ンシ ー リス トを 参

優秀者のコンピテンシー７項目の向上を目的とした考に して 経営 者や 営業 部長 への ヒア リン グに より 営

研修を 2 名の営業マンに半年間 実施した結果、２名と業職に必要なコンピテンシー53 項目を選択。

も７項目のコンピテンシーが向上し、売上額も約２倍② 調査 対象 者の 売上 予算 の達 成率 によ り優 秀者 グル ー

向上した（下記グラフ）。

プと 一般 グル ープ に分 け、 行動 特性 診断 テス トの 結
果により優秀者のコンピテンシー７項目を抽出。

4．考察と今後の課題
向上すべきコンピテンシーを明確にした研修により成果が上がり、コンピテンシー変化と成果変化の相関③ 優秀 者の コン ピテ ンシ ーの 向上 を目 的に した 研修 をが示されたと思う。但し、単なる研修モデルとして留実施 し研 修前 後で のコ ンピ テン シー 変化 を測 定。 成

まらせないためには調査件数を増やし検証を重ね、真果との相関を分析。

に実用的であることの研究 が重要である。
【引用文献】
World Health Organization (2017). Global
Competency Model. (Retrieved May 27, 2017,
ウイリアム・マーサ社 (1999) 東洋経済新聞社
人事院(2005). 「人事管理情報 人物試験におけるコン測定ツールには行動特性研究所（2017）の行動特性診
断テストを採用した。Allport,G.W.や Eysenck,H.J.の概念をベースに作成されている一般の心理テストは性格特性を対象にしており、内的要因の一貫性や安定性を前提に作成 され ている ため 変 化の測 定に は不向 きで ある 。
一方、行動特性診断テストは「変化する行動を測定対象」
として作成されており効果測定（変化測定）には適してピテンシーと「構造化」の導入」『人事管理』355
行動特性研究所 (2017)http://iobt.jp/?page_id=339（ほし ひろし）−29−教育・人格

道徳性と社会場面での認知との関係○藤野京子 1
（1 早稲田大学文学学術院）
キーワード：Rest の道徳性、失敗場面、不正場面【目的】Rest(1979)は、Kohlberg の道徳判断発達段階を測定する DIT を開発し、日本版 DIT(山岸, 1995)も開発されている。しかし、その測定には煩雑さが伴う。また、成人の場
合、上位段階の道徳判断ができるように発達したからといって、常時その上位段階の判断を行うとは限らない。時と場合
によって、各段階の判断を使い分けていると推測される。そこで今回は、各発達段階に相当する項目を提示の上、日ごろの行動選択において、各項目に当てはまる程度を問う形式での道徳性測定を試みることとした。さらに、失敗場面や不正場面に直面した際のとらえ方と、上記で測定した道徳性との関係性についても、検討することとした。
【方法】①調査対象者 成人 600 名(男女各 300 名、22～89
歳、平均年齢 50.39 歳)②調査手法 「対人観についての調査」と題したインター
ネット調査を、調査会社を介して無記名自記式で実施した。
③調査内容
ア．道徳性の測定 Kohlberg は 6 つの発達段階を提示したが、Weber & Gillespire(1998)では、第 1,2 段階と第 5,6
段階については弁別が難しいとの結論に至っているため、今
回は、第 2、3、4 段階に相当する道具主義的相対主義、対人的同調、法秩序志向、第 5 段階以降に相当する社会契約
的あるいは普遍的な倫理的原理に相当する項目を含む計 20
項目を「まったく当てはまらない」から「とてもよく当てはまる」までの 6 件法で測定することにした。
イ．謝罪や恥の気持ちの測定 2 つの失敗シナリオ（シナリオ A：知人の口ききで、有力者を紹介してもらったのに、その有力者との面談で、有力者の機嫌を損ねてしまった。シ
ナリオ B：無理に貸してもらった知人の大事な品を、鍵をかけて保管していたはずなのに、ないことに気づいた。
）に自身が立ち会ったことを想定させ、それぞれの出来事に遭遇した当初の段階(段階 1)、その出来事を自身が知人に報告する
前に、そのことを知った知人が平静心を失っているところを目の当たりにした段階(段階 2）、そのことが周りに知れて、自身が笑い者になった段階(段階 3）、のそれぞれの段階で抱く謝罪と恥の気持ちの程度を測定した。
ウ．ビジネス倫理の測定 DIT の考え方を援用してビジネス倫理を測定している Weber & McGiven(2010)の尺度を参考にして作成した不正場面のシナリオ、具体的には「商品の不具合についての上司の検討結果を自身が検証したとこ
ろ、それが正しくないと気づき上司に報告したところ、その上司から、それ以上検証しなくてよいと言われ、上司の検討結果が報告書に記載された」場面に自身が出会ったとして、その際のとらえ方として、①上司に逆らうと会社での昇進が遅れるかもしれないと考える(昇進懸念)、②上司に報告したのだから、後は上司に任せると考える(上司任せ)、③上司よりも社会に掟に従うことが大事であると考える(掟重視)、④
上司と協調したり社会の掟に従うよりも、真実を明らかにしていくことが何よりも大切であると考える(真実追究)、の 4
項目にどの程度あてはまるかを尋ねた。
【結果】道徳性に関する 20 項目について因子分析(主因子法、プロマックス回転)を行った結果、いずれの項目も床効
果や天井効果はなく、因子分析の結果、4 因子が抽出され、3 項目を除き、想定したとおりの因子にまとまる結果となった。信頼性係数についても、相対主義、対人的同調、法秩序

志向、倫理的原理の順に、.874、.820、.845、.709 であった。.709 の信頼性係数は若干低めではあるものの、項目を除くことで信頼性が高まるものはなかった。
上記で測定された道徳性の各尺度と 2 つのシナリオで喚起された謝罪や恥の気持ちとの関連は、Table1 に示したとおりである。対人的同調や法秩序志向と謝罪や恥の気持ちが関連している一方、相対主義や倫理的原理とは有意な関係が少ないとの結果が得られた。
また、ビジネス倫理に関して、調査対象者のうち、会社経営陣・管理職、一般社員、契約社員・派遣・パートを抽出して3群Table 1 道徳性と各シナリオに対する謝罪や恥の気持ちとの相関
シナリオＡ
シナリオＢ
で比較
段階1
段階2
段階3
段階1
段階2
段階3
した。
謝罪の気持ちとの相関相対主義 





その結





対人的同調 果、ビ
法秩序志向 





ジネス
倫理的原理 





恥の気持ちとの相関
倫理と相対主義 





して測
対人的同調 





定した
法秩序志向 





倫理的原理 





ものの
**はp<.01、*はp<.05を示す
うち、Table 2 道徳性とビジネス倫理との相関
上司任せにおいて単相対
対人的 法秩序 倫理的
純主効果(F(1, 273)=
主義
同調
志向
原理
3.377, p<.05)が有意
会社経営陣・管理職 (N=45)
昇進懸念 



であり、Tukey の



上司任せ 
HSD 法(5%水準)に

掟重視 

よる多重比較を行っ



真実追究 
一般社員 (N=113)
たところ、会社経営
昇進懸念 

陣・管理職＜契約社
上司任せ 

員・派遣・パートと掟重視 



いう結果が得られ真実追究 



契約社員・派遣・パート (N=118)
た。道徳性の各尺度

昇進懸念 

については、上記 3
上司任せ 



群に有意差は認めら
掟重視 

真実追究 



れなかった。
**はp<.01、*はp<.05を示す
一方、ビジネス倫
理と道徳性との関連については、Table2 に示したとおり、群によって関連の強さが違うという結果が示された。
【考察】失敗場面で生じる謝罪や恥の気持ちが道徳性尺度のうち倫理的原理と関連が強くなかったことについては、想定場面がより高次の道徳判断を要する必要がなかったことに起因すると考えられる。一方、そのような気持ちと相対主義との関連が強くなかったことについては、損得で物事を判断する傾向の多寡が上記気持ちの喚起に影響を及ぼしているわけではないことを示しているのであろう。
また、雇用条件によって、道徳性尺度得点には差がないにもかかわらずビジネス倫理の上司任せの程度に差があったことは、雇用条件によって道徳的にふるまうことの制約なりリ
スクなりを勘案した現実を示していると示唆される。一方、経営陣・管理職においては、道徳性尺度の相対主義と望ましいとされるビジネス倫理とが負の関係で、法秩序志向と掟重
視とに正の関係が見られた。ビジネス倫理の普及に当たっては、上層部の道徳性が鍵を握っていることが示唆される。
（ふじのきょうこ）−30−

教育・人格小中学生の学習行動を促進する介入方法の検討（1）－自己価値への介入が自己評価に及ぼす影響－○埴田健司 小林寛子 磯友輝子 角山剛（東京未来大学モチベーション行動科学部）
キーワード：自己価値確認・自己評価・学習行動【目的】
人には自己評価を維持し，自己を肯定的に捉えようとする
心理メカニズムが備わっており（e.g., Tesser, 1988），高い自己
評価は心理的・身体的健康に結びついていることが示されている（e.g., Taylor & Brown, 1988; Taylor et al., 2000）。また，自己評価が学習行動に関連していることを示す研究もある。磯他（2017）は小学生を対象とした調査から，自己評価は自己効力感，内発的動機づけを高め，結果として学習行動や成績を高める効果があることを示している。では，どのようにす
れば自己評価を維持・向上させられるだろうか。この点について本研究では，自己価値を確認する介入の効果を検討する。
自己の価値を確認することは，自己評価に対する脅威のbuffer になることが示されている。
例えば，Spencer et al.（2001）
は，自己評価に脅威が与えられた状況では失敗他者の情報を選択しやすいが，自己価値を確認すると成功他者の情報を選択しやすくなることを報告している。Cohen et al.（2006）は中学生を対象とした実験により，自己にとって重要なことを考えることで，黒人生徒の成績が向上したことを示している。
この結果は，黒人生徒が学業に不安を抱きやすく，結果として成績が低下してしまう効果（i.e., ステレオタイプ脅威）が，
自己価値確認によって抑止されることを示唆している。
以上より，自己価値確認は自己評価を維持・向上させる手段として有効であると考えられる。そこで本研究では，小中学生を対象として自己価値確認の介入を行い，自己評価が維持・向上されるかについて検討することを目的とした。自己価値確認によって自己評価が高まると予測されるが，こうした影響は自己評価が元々低い小中学生において顕著に生じるだろう。また，自己価値確認の介入が学習に関する自信（自己効力感）にも影響を及ぼすか検討を行う。
【方法】
研究期間 2017 年 4 月にバッテリー調査(T0)，同年 11 月から
翌 3 月にかけて事前調査(T1)，介入（3 回実施）
，事後調査(T2)を実施した。
参加者 公立小学 4 年生 89 名，5 年生 86 名，公立中学 1 年
生 122 名，2 年生 140 名，計 437 名に参加を依頼した。各参加者は，自己価値確認の介入を受ける実験群と，比較対象として設けた介入を受ける統制群のいずれかに割り当てられた。
その際，バッテリー調査時のデータをもとに，自己評価についてマッチングを行った。分析には，3 回の介入において割り当てられた群とは異なる群で参加した 4 名を除き，全期間に渡って協力が得られた 413 名のデータを用いた。
介入方法 介入は普段の生活を振り返るワークとして質問紙に回答する形式で行い，3 週間程度の間隔をあけて 3 回実施
した。実験群では，5 つの事柄（例．優しい人であること，自分の意見や考えをしっかり持つこと）を示し，自分にとって「最も大切」なものを選ばせ，大切な理由と大切に感じる時について記述させた。統制群では，同じ事柄に対し，自分にとって「あまり大切でない」ものを選ばせ，逆にそれを大切にしていると思うクラスメイトを挙げ，その人がそれを大切にしていると感じる時について記述させた。その後，操作チェックとして，選択した事柄の重要性について 5 項目（例．
自分にとって大事なことだ）で回答してもらった（4 件法）。
効果の測定 T0 から T2 の各調査には，
磯他（2017）を参考に，自己評価を問う 4 項目（例．自分のことが好きだ）と自己効力感を問う 4 項目（例．学校の授業で出される問題に答える
自信がある）を含めた（4 件法）。なお，他に別の研究のための項目も含まれていた。
手続き 介入および各調査は，クラス担任を通じて教室内で一斉に配布して回答を求め，回収した。なお，本研究は東京未来大学倫理審査委員会で承認を受けて実施された。
【結果と考察】指標 自己評価 4 項目および自己効力感 4 項目の合算平均を調査ごとに算出し，T2－T1 の差をそれぞれの変化量とした。
自己評価 自己評価に対する介入の効果を検討するため，自己評価変化量を従属変数，介入方法（統制群/実験群）と T0 自
己評価（連続変量）およびこれらの交互作用項を独立変数とする重回帰分析を行った。結果，T0 自己評価と介入方法×T0
自己評価の交互作用が有意であった（順に β = -.139, -.114, p= .006, .023）。T0 自己評価±1SD における自己評価変化量の予測値を Fig. 1（左側）に示す。下位検定を行ったところ，T0 自
己評価-1SD（i.e., 介入以前に自己評価が低い者）において介入方法の効果が有意であり（β = .176, p = .014），実験群は統制群よりも変化量が大きかった。
実験群の T0 自己評価-1SD における自己評価変化量の予測値は.125（SE = .053, 95%CI[.021, .229]）であり，95%CI に 0 は含まれていなかった。
自己効力感 T0 から T2 の各調査において，自己評価と自己効力感の間には中程度の正の相関がみられ（rs > .414, ps < .001），
両者の変化量にも弱い正の相関がみられた（r = .278, p < .001）。
自己効力感に対する介入の効果を検討するため，自己効力感
変化量を従属変数，介入方法と T0 自己効力感，これらの交互作用項を独立変数とした重回帰分析を行った。結果，T0 自己
効力感の効果が有意傾向であったが（β = -.084, p = .096），その他に有意となった効果はなかった（Fig. 1 右側参照）。
考察 自己評価が元々低い小中学生において，自己価値確認の介入が自己評価を高めることが示された。磯他（2017）の知見から，自己評価が高まることで，学習行動や成績の促進・向上が期待される。しかし，自己価値確認は自己効力感に影響を及ぼしていなかった。今後は自己価値確認による自己評価の変化が，学習行動等に影響するプロセスや調整要因を検討する必要があるだろう。
統制群

実験群

自
己 0.1
評
価 0.0
変 -0.1化
量 -0.2
-0.3

統制群

実験群

0.1

0.2

自
己
効 0.0
力
感
変 -0.1化
量 -0.2-1SD+1SD
T0自己評価-1SD+1SD
T0自己効力感

Fig. 1. 自己評価・自己効力感に対する介入方法の効果
注）エラーバーは標準誤差◎ 本研究は，平成 29 年度墨田区教育委員会すみだ教育研究
所・東京未来大学モチベーション研究所連携事業「学習意欲向上に向けた取り組み」で実施された研究の一部である。
(はにた けんじ・こばやし ひろこ・いそ ゆきこ・かくやま たかし)−31−

教育・人格小中学生の学習行動を促進する介入方法の検討（2）－利用価値への介入が理科の価値認知・興味追求に及ぼす影響－○小林寛子 埴田健司 磯友輝子 角山剛（東京未来大学モチベーション行動科学部）
キーワード：利用価値介入・課題価値・学習行動【目的】
 私たちが学習に取り組むとき，その動機づけはさまざまである。当該学習が楽しいという内発的動機づけはもちろんのこと，学習内容が役に立つという道具的な動機づけもまた，
学習行動の始発点となる。このように，ある学習に取り組みたいと思わせる価値的な側面には複数の下位要素があるとする理論が，Eccles and Wigfield（1985）によって提唱されている。Eccles and Wigfield（1985）は，学習の価値として，学習することの楽しさや面白さである「興味価値」のみならず，
キャリアや日常生活上の有用性である「利用価値」や，当該学習に取り組んで成功することが望ましい自己像の獲得につながると考える「獲得価値」の存在を指摘した。
では，利用価値や獲得価値の認知を高めるにはどうしたらよいのか。これまでに行われた介入研究の多くは，主に利用価値に焦点を当て，比較的高い年齢の学習者を対象に行われている。たとえば，Hulleman and Harackiewicz（2009）は，科学の授業で学んだ事柄が生活にどのように役に立つかについて記述するよう求める介入を提案した。介入の対象となったのは高校生であり，まとめを作成するよう求められた生徒との比較で，指導後の科学に対する興味や学業成績が検討された。結果，もともと科学学習に対する自信が低かった生徒において，提案された指導法の有効性がみとめられたという。㻌
こうした状況を受けて，本研究では，小中学生を対象に，理科を取り上げ，学習内容の日常生活における有用性を考えさせる介入を提案する。その介入が，利用価値の認知および学習行動に与える影響について検討することが目的である。
【方法】
参加者㻌 公立小学 4 年生 89 名，5 年生 86 名，公立中学 1 年生
122 名，2 年生 140 名に参加を依頼した。参加者は，提案した介入を受ける実験群と，比較対象として設けた介入を受ける
統制群のいずれかに割り当てられた。その際，群間で参加者の理科の成績に偏りがないことが確認された。
介入方法 実験群の参加者には，理科で学習した内容の日常生活における有用性を考えるワークに取り組んでもらった。
具体的には，理科学習で学んだトピックのうち 1 つ以上を選んで，まとめを作るよう指示した。次いで，その内容が生活のどのようなところで使われ，役に立っているかを考えて記述するよう求めた。一方，統制群には，実験群と同様に，まとめを作るよう指示した後，そのまとめを改めて読み直し，
タイトルを考えて記述するよう求めた。実験群，統制群いず
れの介入も 3 週間程度の間隔をあけて，3 回行った。
効果の測定 1 回目の介入前および 3 回目の介入後に，事前事後調査を実施した。自己・学習についての質問紙調査であり，本研究に関係する項目としては，理科の利用価値の認知を問う 3 項目と学習行動である興味追求（例：理科で学んだ
ことを，家や図書館でも調べようと思う）を問う 2 項目，および理科学習に対する自己効力感を問う 4 項目が含まれていた 。 理 科 学 習 に 対 す る 自 己 効 力 感 は ， Hulleman andHarackiewicz（2009）の知見に基づき，効果の個人差を検討するためにたずねたものである。利用価値の認知と興味追求については解良・中谷（2014），自己効力感は磯他（2017）で作成された項目を，小中学生の理科学習向けに修正した。各項目について「1．とてもあてはまる」～「4．まったくあてはまらない」の 4 段階で評定を求めた。

手続き 事前事後調査は，クラス担任を通じて教室内で一斉に配布して回答を求め，回収した。介入は，小学生は学校の授業中に集団で，中学生は理科の宿題として個別に家庭で取り組んでもらう形で行われた。なお，本研究は東京未来大学
倫理審査委員会で承認を受けて実施された。
【結果】
 全ての過程に参加した者を分析対象とし，学年ごとに分析を行った。以下では，有意な結果の見られた小学 4 年生について報告する。
利用価値の認知 3 項目，興味追求 2 項目の合算平均を調査ごとに算出し，事後－事前の差得点を算出して従属変数とした。そして，介入方法に関して実験群には 1，統制群には 0 を
ダミー変数として割り当てた上で，介入方法，事前の自己効
力感，介入方法と事前の自己効力感の積である交互作用項を独立変数として重回帰分析を行った。結果，利用価値の認知の差得点を従属変数としたとき，事前の自己効力感（β=-.43,
p<.01）と，介入方法と事前の自己効力感の交互作用（β=-.20,
p<.10）が有意であった。交互作用が有意であったことから下位検定を行ったところ，事前の自己効力感が低かった参加者
においては，理科の利用価値の認知の伸びが統制群より実験群で大きかったが（β=.32, p<.10），事前の自己効力感が高かった参加者においてはそのような効果はみられなかった（β=-.06, ns）。また，興味追求の差得点を従属変数としたとき，介入方法（β=.24, p<.05）が有意であった。
統制群
利 1.2
用 0.8
価
値 0.4
認 0.0
知
の -0.4
差 -0.8
得
点

実験群

統制群
興 0.4
味 0.2
追 0.0
求
の -0.2
差 -0.4
得 -0.6
点 -0.8

-1SD
+1SD
自己効力感

実験群

-1SD
+1SD
自己効力感

Fig. 1. 利用価値の認知・興味追求に対する介入方法の効果
注）エラーバーは標準誤差【考察】
本研究において，小学 4 年生の理科学習を対象とした場合においても，学習内容の日常生活における有用性を考えさせる介入の効果が確認された。Hulleman and Harackiewicz（2009）
同様，もともと理科学習に対する自己効力感が低い児童は介入を受けることによって，理科の利用価値を理解することとなった。また，どの児童も，理科の興味追求行動が維持されることが明らかとなった。しかし，こうした効果は限定的で，他の学年では有意な効果が見られなかった。したがって，効果の有無にはどのような要因が影響するのか，各参加者のワークへの取り組みの質についても吟味しながら検討する必要があると考える。
◎本研究は，平成 29 年度墨田区教育委員会すみだ教育研究
所・東京未来大学モチベーション研究所連携事業「学習意欲向上に向けた取り組み」で実施された研究の一部である。
(こばやし ひろこ・はにた けんじ・いそ ゆきこ・かくやま たかし)−32−

教育・人格

青年期におけるパーソナリティの変化－TPI（東大版総合人格目録）を指標として－外島 裕（日本大学 商学部）
キーワード：青年期・パーソナリティ変化・TPI（東大版総合人格目録）【目的】本研究では、青年期にある大学生を対象として、パーソナリティの変化を検討することを目的としている。青年期においては自己を形成する大切な時期であるが、同時にア
イデンティティが揺らぐ時期でもある。どの程度、大学時期においてパーソナリティが変化するのか把握する。同一協力者の 2 年生から 4 年生にいたる縦断的研究となる。
【方法】研究協力者：都内私立大学の文系学生 41 名（男性22 名。女性 19 名）。自己理解学修としての実施による。
実施期間：2012 年から 2017 年までの間で、2 年生から 4年生となった同一対象者である。回答時期は 11 月下旬。
測定指標の心理検査：TPI（東大版総合人格目録）。TPI の尺度構成：有効性尺度（A-E），付加尺度（F），基本尺度（1－9）からなる。ここでの尺度表現は TPI の原版とはことなる。各尺度の行動傾向の解釈のキーワードはつぎのようである（松平，1992）。
有効性尺度：A 尺度 慎重。B 尺度 気持の安定。C 尺度
自信。D 尺度 信条。E 尺度 修正尺度。
付加尺度：F 尺度 心的エネルギー。
基本尺度：1 尺度 自責感。2 尺度 感覚的こだわり。3 尺度 自己顕示。4 尺度 不安。5 尺度 強気。6 尺度 夢想。
7 尺度 マイペース。8 尺度 我慢。9 尺度 楽天的。
分析方法：TPI の各尺度について、2 年生と 3 年生の時の相関値、および 2 年生と 4 年生の時の相関値。TPI の採点結果の標準得点による積率相関係数をもとめた。
倫理的配慮：研究に協力することを承諾している。
なお、実施後の 12 月上旬に毎回、本人に結果を返却して、自己理解の実習を 4 時間程度おこなっている。研究協力者から毎年の実施を強く希望されている。
【結果】結果は表  に示す。①協力者全体  名での  年生と
 年生との相関値では、相対的に値が高い尺度は、( 尺度 、) 尺度 、& 尺度 、 尺度  となっていた。値が低い尺度は、 尺度 、 尺度 、 尺度 、' 尺度 、 尺度 、% 尺度  であった。中央値は  である。
②協力者全体での  年生と  年生との相関値では、値が高い
尺度は、) 尺度 、& 尺度 、 尺度  であった。低い尺度は、 尺度 、' 尺度 、 尺度 、% 尺度 であった。中央値は  である。③男性  名を整理すると、
 年生と  年生との相関値の高い尺度は、( 尺度 、) 尺度
、& 尺度  である。値の低い尺度は、 尺度 、尺度 、 尺度 、 尺度 、 尺度  となっている。中央値は  である。④女性  名の  年生と  年生とでは、値の高い尺度は、 尺度 、 尺度 、) 尺度 、( 尺度  である。値の低い尺度は、 尺度 、& 尺度
、% 尺度 、となった。中央値は  である。⑤男性の  年生と  年生とでは、値の高い尺度は、) 尺度 、&尺度 、 尺度  となった。値の低い尺度は  尺度－
、 尺度 、 尺度 、 尺度 、 尺度  であった。中央値は  である。⑥女性の  年生と  年生とでは、値の高い尺度は、 尺 、 尺度 、& 尺度 、) 尺度 、 尺度 、 尺度  であった。値の低い尺
度は、' 尺度 、% 尺 、 尺度 、 尺度  であった。中央値は  である。
【考察】協力者全体では、尺度ごとに異なる傾向はあるが、2 年生と 3 年生、2 年生と 4 年生との、1 年間隔、2 年間隔では、相関値は類似した値であった。
 性別で整理してみると、男性は 2 年生と 3 年生、2 年生と4 年生の相関値は女性と比較して低い傾向となった。中央値
では 0.20 程度異なっていた。性差により変化の程度が異なる
ことが示唆された。
 本研究では、研究協力者の人数が少なく、信頼限界などの検討が不十分である。今後、人数を増やして検討する必要があろう。また、個別の事例の研究も大切となる。

表1 TPI各尺度の大学生2年から4年次の相関値
2・3年 2・3年 2・3年 2年 2年 3年 3年
全体 男性 女性 最大 最小 最大 最小B
0.54 0.63 0.54
82
40
81
40
C
0.70 0.69 0.51
78
37
75
35
D
0.54 0.52 0.55
67
33
66
33
E
0.76 0.79 0.76
76
33
76
37
F
0.76 0.70 0.82
70
28
68
31
1 0.60 0.41 0.70
75
41
68
37
2 0.60 0.51 0.66
73
31
73
35
3 0.47 0.22 0.66
85
35
81
35
4 0.67 0.49 0.85
82
37
87
40
5 0.50 0.21 0.70
81
32
71
45
6 0.54 0.59 0.50
85
37
70
40
7 0.51 0.47 0.57
80
33
71
35
8 0.70 0.45 0.81
78
32
78
32
9 0.69 0.64 0.72
73
38
71
33
ｎ＝41 ｎ＝22 ｎ＝19
2・.4年 2・4年 2・4年 4年 4年
全体 男性 女性 最大 最小B
0.53 0.53 0.55 107
40
C
0.74 0.76 0.83
76
35
D
0.40 0.46 0.2370
33
E
0.65 0.61 0.73
76
30
F
0.78 0.84 0.75
65
30
1 0.65 0.30 0.84
76
33
2 0.31 -0.08 0.74
81
27
3 0.65 0.48 0.83
88
36
4 0.66 0.51 0.84
85
35
5 0.58 0.45 0.66
81
41
6 0.43 0.37 0.57
82
30
7 0.58 0.59 0.61
76
28
8 0.72 0.70 0.73
70
32
9 0.65 0.66 0.659536
n=41 n=22 n=18
【引用文献】）TPI 研究会（発行年不詳）『TPI 実施手引』
東京大学出版会．2）松平定康監修（1992）『能力開発と心理テスト』人材開発情報センター．
【注】TPI の活用に関しては『TPI 実施手引』に従い専門家
によって心理検査実施の倫理を厳守しなければならない。
（としま ゆたか）

−35−

教育・人格女子力とは何か？
期待を寄せる他者の違いからの検討○小島 弥生（埼玉学園大学人間学部）
キーワード：女子力，自己評価，他者からの期待【目的】
近藤(2014)によると,｢女子力｣は 2002 年頃より女性向けの化粧情報誌で用いられ始めた。当初は異性にとって魅力ある女性として自分を見せるための「力」を分かりやすく一言で表現する言葉として用いられたが，雑誌以外のメディアでの活用とともに，｢女子力｣という語を用いて表現される内容が多様化していったと分析されている。
本研究では女子力として表現される内容が多側面にわたるかどうかを，質問紙データを因子分析することで検討する。
また，女子大学生が女子力に関して肯定的に受け止めている
かと，女子力の各側面に自身がどの程度あてはまると自己評価しているかとの関連について検討する。併せて，自分に女子力を期待している他者（同性友人 or 恋人 or 家族）を想起させ,他者からの期待度認知と肯定的受容との関連も検討する｡【方法】
調査時期と調査参加者 2017 年 12 月に東京都内の女子短期大学･4 年制大学(計 3 ヶ所)で,心理学関連の授業時間の一部を利用し,ボランティアでの調査参加協力を依頼した。全体で 219 名（全員,女性）の参加協力が得られた。
質問紙の構成 予備調査を元に独自に作成した 21 項目の｢女子力の特徴｣について,(1)自分にあてはまる程度(6 件法),
および,各項目の自己の状態を受容している程度(4 件法)，(2)身近な他者(同性友人,恋人,家族のうちのいずれか)から自分に求められていると感じる程度(6 件法)，(3)一般的に｢女子力が高い｣と言われる人が備えていると思う程度(5 件法)を尋ねた。(2)の他者に関してはランダムに 1 つの対象が回答者に割り当てられた。また,(4)内的作業モデル尺度(IWM;戸田,1988)の 18 項目(6 件法)と，(5)女子力に関する考え方 5 項目
(5 件法)への回答を求めた。項目内容は「自分のために,女子力をあげたい」「周りの期待に応えるために,女子力をあげたい」「特に女子力をあげようと思わない」「自分は女子力に興味はないが,周囲から女子力を持っていることを強制される雰囲気がある」「女子力があることを“善いこと”とみなしがちな世間の風潮が,嫌である」の 5 つであった。
【結果と考察】
分析対象者 215 名(Mage=19.2±.86)が分析対象となった。
因子分析 質問紙の(3),一般的に女子力が高いと言われる人が備えていると思う程度への評定値を因子分析（最尤法・プ
ロマックス回転）で分析した。どの因子にも負荷量が低い項目を削除し因子分析を行う作業を繰り返し,最終的に 18 項目
から 4 因子が抽出された（Table 1）。
第 1 因子には｢笑顔が多い｣｢素直である｣｢人にやさしくできる｣等,7 項目の因子負荷量が.4 を超えた。この因子を｢人あたりの良さ｣因子と命名した。
第 2 因子には｢お菓子作りが好き｣｢スタイルがいい｣｢美容に気をつかう｣等，6 項目の因子負荷量が.4 を超えた。この
因子は｢審美的｣因子と命名した。6 項目のうち，第 3 因子への負荷量の絶対値の方が大きかった｢料理が上手い｣を除く 5
項目を第 2 因子の構成項目とみなした。
第 3 因子には｢絆創膏やハンカチなどの小物を常に持っている｣｢気遣いができる｣｢家事が一通りできる｣等，5 項目の因子負荷量が.4 を超えた。この因子は｢気配り｣因子と命名した。5 項目のうち，第 2 因子への負荷量の絶対値の方が大きかった｢裁縫が上手い｣を除く 4 項目を第 3 因子の構成項

Table 1 因子分析（最尤法・プロマックス回転）の結果
因子１
笑顔が多い
.773
素直である
.767
人にやさしくできる.708
小さい子どもが好き
.667
礼儀正しい
.585
愛嬌のある方だ.518
堂々としている.484
お菓子作りが好き-.035
スタイルがいい.130
美容に気を遣う-.064
裁縫が上手い-.029
おしとやかである.301(前略)小物を常に持っている-.210
気遣いができる.285
家事が一通りできる-.125
料理が上手い-.034
身だしなみが整っている.042
清潔感がある.133
負荷量平方和4.176
因子間相関 因子２
.14
因子３
.28
因子４
.51
α 係数
.84
※2項目のためα 係数は算出しなかった. r =.54.

因子２

因子３

因子４

.075
-.097
-.090
.365
-.202
.305
.094
.807
.604
.531
.472
.429
.099
-.244
.208
.439
.190
-.043
3.514

-.107
-.023
.224
.028
.188
-.150
-.183
.096
-.133
-.089
.449
.094
.806
.648
.637
.570
-.034
.199
3.87

.094
-.079
.063
-.162
.313
-.043
.082
-.056
.138
.376
-.071
.063
.099
-.064
.225
-.162
.818
.485
2.827

.50
.11
.76

.33
.80

※

共通性
（因子抽出後）

.654
.518
.669
.568
.717
.319
.261
.721
.376
.380
.605
.409
.726
.448
.673
.709
.755
.424

目とみなした。
第 4 因子では｢身だしなみが整っている｣｢清潔感がある｣の 2 項目の負荷量が高く，｢爽やかさ｣因子と命名した。
相関分析 質問紙の(1)の自己評価,(2)の他者からの期待について,上述の因子構造に基づき，それぞれの項目への評定値を単純集計し,各因子への自己評価・他者期待得点とした。
(5)の 5 項目について主成分分析を実施した結果, 1 項目
（強制される雰囲気）を除く 4 項目が第 1 主成分への負荷が高かったため，評定値の方向性を揃えて単純集計し｢女子力への肯定的意識得点｣を算出した。この得点が高いほど自分の女子力をあげたいとは思っていることを表している。
各因子の自己評価，他者期待と女子力への肯定的意識との相関係数を算出した（Table 2）。
Table 2 「女子力への肯定的意識」との相関
全体（ n =215)
自己評価 人あたりの良さ
審美的
気配り
爽やかさ
他者期待 人あたりの良さ
審美的
気配り
爽やかさ
** p <.01 * p </05 † p <.1.19 **.25 **
-.06
-.02
.05
.19 **.20 **.04

同性友人条件（ n =74)
.24 *
.29 *
-.02
-.07
.07
.23 *
.21 †
.04

恋人条件
（ n =71）

家族条件（n =70）.07.33 **
-.07
-.16
.00
.14
.14
-.07

.28 *
.13
-.09
.14
.14
.27 *
.36 **.22 †女子力をあげたいと思う人ほど｢人あたりの良さ｣と｢審美的｣の側面での自己評価が高いという傾向がみられた。また，女子力をあげたいと思う人ほど｢審美的｣と｢気配り｣の側面が他者から自分に求められていることであると認識する傾向がみられた。ただし,恋人条件では有意な相関はみられなかった。恋人から審美的な側面や気配りの側面で期待されていると感じることは,自分が女子力に肯定的な意識を抱いているか否かと無関係で,実際の恋人との関係性に左右される可能性が考えられる。
【引用文献】
近藤優衣(2014). 女子力の社会学 女子学研究, 4, 24-34.
※本研究は池田香那さんが 2018 年 1 月に埼玉学園大学に提出した卒業論文を再分析・再構成したものである。
（こじま やよい）−36−

臨床・福祉

障がい児の行動とその保護者のスピリチュアルな態度― 自閉スペクトラム症や脳性麻痺などの障がい児に対するフォローアップ調査 ―○木村 友昭 1) 伊坂 裕子 2) 内田 誠也 1) 山岡 淳 1)
（1) MOA 健康科学センター 2) 日本大学国際関係学部）
キーワード：発達障がい、生活の質（QOL）、ストレス対処能力【背景・目的】 児童福祉法第一条には、「全て児童は、児童の権利に関する条約の精神にのっとり、適切に養育されること、その生活を保障されること、愛され、保護されること、その心身の健やかな成長及び発達並びにその自立が図られることその他の福祉を等しく保障される権利を有する」と規定されている。この法律に基づき、児童の発達支援に関する施策が各自治体で実施されている。その中で、通所型の施設では、自閉スペク
トラム症などの発達障がい、および脳性麻痺などの後天的障がいを持つ児童の発達支援事業や放課後等のデイサービスが行われている。その施設の利用者である障がい児の行動や態度は、保護者（家族）の生活の質（QOL）や人生観・価値観に影響を及ぼすことが考えられる。
本研究では、児童の行動と、その保護者の QOL、スピリチ
ュアルな態度、およびストレス対処能力（SOC）を測定し、それらの関連を分析するとともに、1 年後にフォローアップ
調査を行い、それらの尺度得点の変化を検討した。
【方法】
2016～2017 年、広島県内の児童発達支援事業および放課
後等デイサービスを実施している施設において、施設を利用する 4 歳以上 18 歳未満の障がい児とその保護者を対象にベースライン調査を行った。さらに、1 年後、フォローアップ
調査を実施した。事前に MOA 健康科学センター倫理審査委
員会の承認を得た。事業所のスタッフが研究内容、倫理的配慮、および個人情報の保護について説明し、保護者から書面で同意を得た。保護者は、「子どもの行動チェックリスト（親用 ）」（ Child Behavior Checklist: CBCL ）、「 10 項 目 版
MOAQOL 調査票」
（MQL-10）、「20 項目版 SKY 式精神性尺度」（SS-20）、および「人生の志向性に関する質問票」（13
項目 5 件法版 Sense of Coherence: SOC-13）に回答した。
CBCL は、親が子供の行動を評価するために Achenbachにより開発された 113 項目 3 件法の尺度である。総得点、内向尺度、および外向尺度が偏差値で示される。高い得点は、
問題行動が多いことを示す（井澗他、2001）。
MQL-10 は包括的な QOL を測定するために開発された尺度で、WHOQOL-26 との相関は 0.81 であった（木村他、2009）。
その合計得点は 40 点満点で、高い得点は QOL が良好である
ことを示している。
 SS-20 は精神性（スピリチュアルな態度）を測定するために開発された尺度で、SS-25（Kimura, et al., 2016）の短縮改訂版である。合計得点は 100 点満点で、高い得点は精神性が高いことを示す。下位尺度として、「社会・他者とのつながり」（社会）、「信仰的感性」（信仰）、および「人生への満足感」（満足）がある。
SOC-13 は、ストレス対処能力を測定するために開発された尺度である。合計得点は 65 点満点で、高い得点は対処能力が良好であることを示す（Antonovsky，山崎他・訳、2001）。
統計解析は、SPSS ver. 20 IBM 社 で行った。群間の比較は、W 検定で分析し、ベースラインとフォローアップの変化は、対応のある W 検定で分析した。また、尺度間の相関は、Spearman の順位相関で分析した。

【結果】
37 人の利用者（男児 28 人、女児 9 人、平均年齢 7.2 歳）が研究参加に同意した。そのうち、児童発達支援事業利用者（未就学児童）が 17 人（男児 12 人、女児 5 人）
、放課後等
デイサービス利用者（就学児童）が 20 人（男児 16 人、女児4 人）であった。疾患の種類は、自閉スペクトラム症（アスペルガーを含む）が 24 人、精神遅滞が 1 人、ADHD が 1 人、脳性麻痺が 5 人、ダウン症等先天性疾患が 6 人であった。
児童の行動（CBCL）の得点、および保護者の各調査票の得点において、未就学／就学の間と、精神疾患／その他の疾患の間に有意な違いはなかった。CBCL は、MQL-10 との間に負の相関（r = -0.57）があり、また SOC-13 との間にも負の相関（r = -0.64）が見られた。CBCL と SS-20 の合計得点との間には有意な相関は認められなかったが、CBCL とSS-20 の「満足」との間に有意な負の相関（r = -0.49）が見られた。一方、SS-20 の合計得点は、SOC-13（r = 0.43）、
および MQL-10（r = 0.60）との間に有意な相関が見られた。
ベースライン調査とフォローアップ調査（n=23）との間には、すべての尺度において有意な変化は認められなかった。
【考察】
児童の問題行動が多いほど、保護者の身体的・心理的負担が増大し、QOL の低下を引き起こしていることが示唆される。
また、SOC は、「把握可能感」「処理可能感」「有意味感」の3 つの概念から構成されており、児童の障がいに対する保護者の受け止め方が影響している可能性がある。スピリチュア
ルな態度は、QOL や SOC とオーバーラップする概念であるが、CBCL との相関はそれほど大きくなかった。つまり、保護者のスピリチュアリティは、環境よりも個人の特性に基づいていると推察される。
ベースラインとフォローアップの間の 1 年間に、CBCL の得点が大きく減少するケースが見られたが、統計的に見ると有意な変化ではなかった。この分析結果は、より長期間のフォローアップ調査が必要であることを示唆している。
【謝辞】
 共同研究者の広島大学医学部・烏帽子田彰教授、並びに、調査に協力いただいた事業所のスタッフの方々および研究に参加された利用者の皆様に、心より感謝申し上げます。
【引用文献】
井澗知美他 2001 Child Behavior Checklist/4-18 日本語版の開発 小児の精神と神経，41, 243-252.
木村友昭他 2009 大規模健康調査のための QOL 尺度開発と そ の 妥 当 性 の 検 証 ： 10 項 目 版 MOAQOL 調 査 票（MQL-10） MOA 健科報，13, 73-84.
Kimura T, et al. 2016 Depressive symptoms and spiritual
wellbeing in Japanese university students. Int J Cult
Ment Health, 9, 14-30.
アーロン・アントノフスキー（山崎喜比古他・訳） 2001 健
康の謎を解く：ストレス対処と健康保持のメカニズム 有
信堂高文社．
（きむら ともあき・いさか ひろこ・うちだ せいや・やまおか きよし）

−37−

臨床・福祉

保育現場における親を喪失した子どもへの支援の実態と課題
保育士の語りのテキストマイニング分析○加藤恵美 1 いとうたけひこ 2 井上孝代 3（1 静岡県立大学短期大学部 2 和光大学現代人間学部 3 明治学院大学国際平和研究所）
キーワード：トラウマケア、あいまいな喪失、保育【目的】 病気や事故で親を失い、また自殺や離婚により“あいまいな喪失”（Boss 1999）を体験し、トラウマを抱える子どもが少なくない。親との離別による悲嘆やトラウマを抱える子どもの支援が必要だが、保育の現場では殆ど議論がなされておらず、保育所保育指針及び保育士養成課程において子どもの喪失体験への支援方策は扱われていない。そこ
で、保育士による親との離別体験をした子どものトラウマ体
験へのレジリエンスを高める支援法開発のため、保育現場における子どもの喪失体験について、保育士への聞き取りによりその実態と課題を明らかにすることを目的とした。
【方法】 保育問題を研究する有志の会に所属する 6 保育園の園長と主任を対象として、半構造化面接を行った。対象者は園長が 6 名、主任が 5 名で計 11 名であった。面接時間
は 1 名につき 1 時間程であった。事前に研究の趣旨説明と協力依頼を口頭で行い、承諾を得られた対象者へ研究趣旨及び依頼文書、研究計画書、面接調査のガイドライン、研究協
力承諾書を郵送した。面接調査を行う際に文書と口頭で研究
趣旨説明と協力依頼を行い、承諾を得られた対象者に面接調査を実施した。面接の内容は IC レコーダーに録音し、内容を文字に起こし、タブ区切りデータを作成し、Text Mining
Studio Ver6.1 によりテキストマイニング分析を行った。
【結果】 保育士の回答で 100 回以上の単語出現頻度（図1）のうち、名詞で最も多いのは 428 回出現の「子」で、原文参照すると親と離別した要因の多くは＜離婚＞で、その経緯や子どもの様子が語られていた。「離別した親と会った後は些細な事で泣いた」、「離婚後抱っこをせがむようになった」、「離婚後も特に変化が無かった」、「むしろ表情が明るくなった」などであった。子どものために、保育園では充実した楽しい生活ができるよう努めることが重要と語る保育士が多かった。次いで 343 回出現の名詞「お母さん」は、離婚家庭の母親の姿と、保育士の母親へのかかわりについて語られ、母親の生活や精神状態が子どもに与える影響が大きいた
め、母親への支援が重要だと回答する保育士が複数いた。
また、形容詞及び形容動詞に注目し、159 回出現の形容詞「良い」を原文参照すると、保育士が離別体験をした子どもや親へのかかわりを「～すれば良かった」と振り返る語りが多かった。
「（子どもの）本音ともっと接してあげればよかったな」、「結局自分が何をしたらいいのかわからなくて」、「少なくても（子どもの）気持ちは、私は知ってるよ、っていうようなことがあってもよかった、あるべきだったんじゃないかな」、「どこをどうしてあげたらいいのかなって」、「（児相にも）見てもらったりしたほうがいいのかな」、「関係機関とか、あの家のその状況っていうかね、そういうのに踏み込んだ方が良かったのかな」などの回答があった。さらに形容詞「良い」に注目し、前提単語「踏み込む」を原文参照すると、「これからいろんなお子さんと接したときに、なんか自分自身ももうちょっと踏み込んでみよう」、「（朝、母親がいなくなった時に）もしそこで、もうちょっと自分が踏み込んでいけたら結果は変わっていたかもしれない」など、より具体的なかかわり方についての思いが語られていた。
12 回出現の形容動詞「かわいそう」は、離婚による両親の不在で生活が不安定になった子どもや、単親との関係が良
くない子どもの状態について語られていた。4 回出現の形容
詞「ひどい」は、親と離別後の子どもが、虫歯や指吸い、甘えがひどくなったという生活態度の変化が語られていた。

図 1 単語出現頻度【考察】 保育現場における子どもの親との離別要因は＜離婚＞が多く、今回の面接では死別ケースは無かった。
子どもの変化として、離別の喪失感とともに、生活が大きく変化することによる甘えや怒りなどの感情や行動に変化が見られた。その一方で、特に変化が無い、あるいは離婚により親同士のいさかいを目にしなくなったためか、それ以前より表情が明るくなったと感じる子どももいる。喪失体験とそのグリーフは生活環境や親子関係も反映する個別性の高いものであることが示された。
また、多くの保育士が指摘していたのは、離婚後の単親や家族への生活面と精神的な支えがあるかどうかが、子どもに強く影響するという点である。つまり、子どもの喪失体験の支援には、保護者への支援の視点を含めることが不可欠である。更に、子どもに加え保護者へのかかわりについての振り返り（省察）をする保育士も多かった。親を喪失した子どもの気持ちに寄り添うこと、そして、保護者や家庭の状況を把握し、保育士がその状況により踏み込むことが必要だと考えていた。しかしながら同時に、保育士として何をしたらよいかわからないなどの＜戸惑い＞を感じている場合もあった。
以上の実態から、保育士が子どもの喪失体験とグリーフに対処する際の今後の課題として、保護者支援およびトラウマケアとその予防に関する「知識」や「スキル」を身につける必要があると指摘したい。そのための保育士への教育的体制の整備が焦眉の急として求められる。
【文献】
Boss, P. (2006) Loss, trauma, and resilience:
Therapeuticwork with ambiguous loss. Norton. 中島聡
美・石井千賀子監訳  あいまいな喪失とトラウマからの回復：家族とコミュニティのレジリエンス誠信書房 
本研究は JSPS 科研費 17K04297 の助成のもと行なった。
（かとう えみ・いとう たけひこ・いのうえ たかよ）

−38−

臨床・福祉

白杖ユーザによる白杖を用いた床のテクスチャー弁別
布川清彦（東京国際大学人間社会学部）
キーワード：白杖

視覚障害

テクスチャー

数 R2 を求めた．
【目的】白杖は視覚障害者の移動を補助する道具として広く使われている．ユーザは白杖を利用して移動の手がかりとな���
る環境情報を取得している．屋内などの安全性が高く確保さ��
れている空間などでは，視覚障害者の誘導支援として床面素�
材の違いをデザインに用いる試みも出てきており，そのため
��
の基礎研究として靴底での硬さ弁別実験が行われてきている��
（Kobayashi, Y. et.al, 2008）．白杖でも床面素材の違いによ��
る硬さや肌理（テクスチャー）などを知ることができると考��
えられており（William H. J., 2013），白杖と靴底の両方を用����
いて素材の弁別を行う研究も行われてきている（原他，2013）．
��
著者らは，これまでに白杖を用いた硬さ推定に関する実験と��
晴眼大学生を実験参加者として肌理推定に関する実験を行っ0�
てきた．本研究では，日常的に白杖を用いて単独歩行する視�覚障害者を参加者として肌理の粗さ推定の実験を行う．聴覚
�
��
���
����
���������������
情報を制限し，人差し指の先と標準握り（白杖のグリップの平らな面に人差し指をのばした状態で合わせて親指と他の三図 1 平均粒子径と肌理の粗さ感覚の関係
指で軽く握る）で握った白杖の先端で耐水研磨紙をなぞり，
マグニチュード推定法を用いて，粒子径の大きさとテクスチ
y = 1.3195x0.3438
ャー感覚の関係を明らかにする．参加者の負担を考慮して各R² = 0.92
刺激に対する反応が 1 回だけで良く，実験実施の時間が短くてすむマグニチュード推定法を用いた．これにより，白杖を冪指数は 0.3 であった．1 よりも小さい値であるため，本実用いて床素材を弁別する際に，どれくらい粒子径に違いがあ験で用いた粒子径の範囲の中で粒子径が小さい時には粒子径
れば弁別できるのかについて検討する．
の僅かな増加が「肌理の粗さ」感覚の大きな増加をもたらしている．つまり，粒子径の違いに対する感度が高いと言え【方法】肌理の粗さを推定する対象として，18 種類の耐水研る．しかし，粒子径が大きい時には粒子径の増加に対する磨紙（三共理化学（株））を用いた．各研磨紙の平均粒子径は，「肌理の粗さ」感覚の増加は緩やかであり，粒子径の違いに6.7μm から 279μm であった．参加者として日常的に白杖対する感度が低いと言える．
を用いて単独歩行している全盲者 9 名が参加した．事前に参加者の利き手の人差し指の腹部で触二点閾を測定して，触覚【考察】冪指数 0.3 は物理量の変化に対する感度が低いと言の感度に問題が無いことを確認した．その後，木製の円盤（直える．図 1 から，推定値は大きく 3 群に分かれているよう径を変数とする）を用いて，マグニチュード推定の手続きにに見える．粒子径に対する推定値が同じ値であれば，粒子径ついて練習を行った．参加者はアイマスクを装着した．そしが異なっていても生じる「肌理の粗さ」感覚が同じであるとて耳栓をした上にイヤーマフを装着した．白杖は直杖と呼ば考えられる．6.7μm と 279μm では全く異なる推定値であれる一本物で，主体はアルミニウム合金シャフトであった．
ることから，この組み合わせであれば床面の肌理の違いを誘
長さは 1200mm で，そのうちゴムのグリップ部は 260mm， 導支援に利用できる可能性がある．
ナイロン製石突部が 75mm で石突部の形状は hard nylon tipであった．重さは約 200g．参加者は床に立ち，その正面の床【謝辞】の上に耐水研磨紙が枠に固定された．耐水研磨紙は，床の上本研究は JSPS 科研費 JP16H03753，JP17K18457 の助成を受けに縦 23cm×横 25cm の枠で固定された．参加者は標準握りたものです．
（白杖のグリップの平らな面に人差し指をのばした状態で合わせて親指と他の三指で軽く握る）で白杖を握り，実験者の【引用文献】
合図で白杖の先が板に当たって止まるまで非利き手側から利原利明・小林吉之・塩手大介・藤本浩志（2013）．視覚障害
き手側に耐水研磨紙上を水平方向になぞるように動かして，者を対象とした感触の異なる床仕上げ材間における白杖歩
肌理の粗さの推定値を報告した．教示では，各粒子径に対し行時の識別容易性に関する研究 日本生活支援工学会誌．
て感じた「肌理の粗さ」を，それに相当する数を粗い方を大13（2）．23-28．
きくなるように割り当てて報告するように指示した．値の決
Kobayashi, Y., Osaka, R., Hara, T., Fujimoto, H.（2008）．
まった標準刺激やモデュラスは用いなかった．各粒子径につHow accurately people can discriminate the differences
いてそれぞれ１回のマグニチュード推定を行った．耐水研磨
of floor materials with various elasticities, IEEE Trans
紙 18 種類の提示順序は，ランダムであった．
Neural Syst Rehabil Eng. 16(1), 99-105.
William H. Jacobson (2013), The Art and Science of【結果】得られたマグニチュード推定値の幾何平均を粒子径Teaching Orientation and Mobility to Persons Withごとに算出し，両対数グラフの横軸に粒子径（μm），縦軸
Visual Impairments, Second Edition, Americanに推定値をとってプロットし，冪関数で近似し，平均粒子径
Foundation for the Blind.
と「肌理の粗さ」の推定値との関係式（べき関数）と決定係（ぬのかわ きよひこ）−39−

臨床・福祉

養育者への内的作業モデル及び友人関係と共感性との関連
木下雅博（甲南大学 人間科学研究所）
キーワード：内的作業モデル，友人関係，共感性【目的】 共感性は，アタッチメント関係における認知構造
である内的作業モデル（以下 IWM）との関連が示唆されている（大浦・福井，2016；山口，2012）。養育者と安定した関係を持ってきた人は共感性が高く，養育者と不安定で回避的な関係を持ってきた人は共感性が低い(Water et al., 1979；
Kestenbaum et al., 1989)。また，IWM の親密性の回避が高いと，他者から感情的な影響を受けることが低くなる（関野・青柳，
1998）。それに対し IWM の見捨てられ不安は，他者の視点に立つことや，他者の感情を共有することを抑制する（大浦・福井，2016）。このように共感性にとって養育者に対する IWM
は大きな規定要因となる。
一方，友人関係も共感性と関連があることが認められており，友人関係の満足度が高いと他者視点を取得している傾向
が高く（鈴木，2004），友人関係における気遣いは，空想力や他者視点の取得，他者への同情などを向上させることが示唆されている（菊池・大坊，2004）。これらの先行研究から友人関係が共感性の規定要因であることが予測される。
しかし，友人関係の構築には，他者に対する認知構造が関連しており，その認知構造は，養育者への IWM が関係していると考えられる。したがって，友人関係と養育者への IWMを用いて共感性の規定要因を検討すると，養育者への IWMとの関連のみ示されることが予測される。
一方，青年期という養育者から分離し，友人関係が大きな役割を占める時期では，養育者への IWM の共感性に対する影響は減少し，現在の友人関係が共感性の大きな規定要因となっている可能性も考えられる。そこで，本研究では，養育者への IWM および友人関係と共感性との関連を検討し，共感性の規定要因に関する知見を得ることを目的とする。
【方法】 調査協力者・調査時期：近畿地方に存在する私立大学 2 校に在籍する大学生 369 名を対象とし 2016 年 11 月に質問紙調査を行った。このうち記入ミスのなかった 350 名（男性 111 名，女性 239 名；M＝20.07，SD＝1.20）を分析の対象とした。
調査項目：フェイスシート（性別・年齢）。養育者に対する内的作業モデル尺度（古村・村上・戸田（2016）が開発したア
ダルト・アタッチメント・スタイル尺度を使用）9 項目，友人関係尺度 (Parker & Asher (1993) の Friendship quality
questionnaire と Bukowski, Hoza, & Boivin (1994) の Friendship
qualities scale を参考に作成) 20 項目，共感性尺度 (鈴木・木

被影響性
想像性
他者指向的反応
p <.01,***（きのした まさひろ）

Table1. 親密性の回避高低群，見捨てられ不安高低群および友人関係クラスタ群による共感性の各因子得点と分散分析の結果
Ⅰ. 親密性の回避低群
Ⅱ. 親密性の回避高群
1. 見捨てられ不安低群
2. 見捨てられ不安高群
1. 見捨てられ不安低群
2. 見捨てられ不安高群
a. 不良群 b. 両価的群 c. 良好群 a. 不良群 b. 両価的群 c. 良好群 a. 不良群 b. 両価的群 c. 良好群 a. 不良群 b. 両価的群 c. 良好群（n =10） （n =63） （n =61） （n =5） （n =24） （n =7） （n =9） （n =36） （n =32） （n =25） （n =55） （n =23）
10.60
12.32
12.92
10.40
12.29
11.71
9.67
11.78
12.41
11.20
11.65
11.48 a<b, c***（1.96）（2.28）（2.04） （1.67）（1.73）（3.73） （3.35）（2.51）（2.28） （2.61）（1.67）（2.11）
7.00
8.02
8.54
8.40
9.08
9.00
5.78
8.56
7.84
7.44
8.18
9.52
1<2**

視点取得

**

野 (2008) の多次元性共感性尺度を参考に作成) 20 項目。全て
4 件法で評定を求めた。
【結果】 内的作業モデル尺度，友人関係尺度，共感性尺度について因子分析（最尤法・プロマックス回転）を行った（複数に因子に同程度の負荷量を示した項目を除外）。固有値の減衰状況と解釈可能性に基づき，以下の結果を抽出した。内的作業モデル尺度：親密性の回避（4 項目），見捨てられ不安（3項目），α＝.86～.87 であった。友人関係尺度：援助（4 項目），
衝突（4 項目），親密（2 項目）
，α＝.77～.81 であった。共感
性尺度：視点取得（4 項目），被影響性（3 項目），想像性（4
項目），他者指向的反応（4 項目）α＝.62～.80 であった。
 親密性の回避と見捨てられ不安を平均値で高低の 2 郡に分け，それぞれ親密性の回避低群，親密性の回避高群，見捨てられ不安低群，見捨てられ不安高群とした。一方，友人関係の 3 因子を対象に Ward 法によるクラスタ分析を行い，援助や親密が低く，衝突が高い「不良群」，援助，衝突，親密全てが高い「両価的群」，援助と親密が高く，衝突が低い「良好群」の 3 群を抽出した。
 次に，親密性の回避高低群，見捨てられ不安高低群，および友人関係クラスタ群を独立変数，共感性の 4 因子を従属変数として 3 要因の分散分析を行った（Table1）。
 その結果，親密性の回避が低い人は，高い人よりも，共感性の想像性，被影響性が高いことが認められた。また，見捨
てられ不安が高い人は，低い人よりも，被影響性が高いことが示された。一方，友人関係が良好でないと感じている人は，両価的に感じている人や良好に感じている人よりも，共感性の視点取得，被影響性，他者指向的反応が低いことが明らかになった。交互作用は示されなかった。
【考察】 本研究の結果，共感性の因子によって，IWM や友人関係との関連が異なることが示唆された。
視点取得や，他者指向的反応といった他者指向性の因子に関しては友人関係において差が認められた。これは，友人関係の中で育まれる他者への指向性が，関係性が良好でないために育まれていないと捉えることができるが，他者指向性が乏しいために，友人関係が良好にないとも考えられる。
今後は，共感性が友人関係に与える影響も踏まえ，相互の影響を検討していく必要があるだろう。

p <.001（2.91）（2.15）（2.43）（1.67）（1.77）（2.58）（2.28）（1.78）（2.45）（1.92）（1.75）（2.06） a<b, c**

12.80（2.35）
11.90

12.11（2.15）
12.68

11.92（2.83）
12.92

12.60（1.14）
12.00

12.71（1.57）
12.50

12.57（2.51）
12.43

10.67（2.65）
9.89

11.72（2.61）
11.78

11.34（2.97）
12.44

11.32（2.34）
10.64

12.00（2.16）
11.45

11.96 Ⅱ<Ⅰ **（1.46）
11.96 Ⅱ<Ⅰ ***（1.97）（1.94）（2.04）（2.12）（1.64）（2.51）（2.32）（2.06）（2.14）（1.29）（1.48）（1.40） a<b, c**

上段は平均値，下段は標準偏差−40−健康・看護大学生のウェルビーイングに学習動機づけが及ぼす効果○鈴木 慎也， 鷲見 克典（名古屋工業大学大学院工学研究科）
キーワード：学習動機づけ，ウェルビーイング，大学生，縦断データ，自己決定理論【目的】 ウェルビーイングは一般に快楽主義的要素と理性主義的要素をもつ (Ryan & Deci, 2001)。快楽主義的要素は人
生満足感の強さ，肯定的感情の強さ，否定的感情の弱さといった側面，理性主義的要素は人間の潜在性の実現として，自己実現，人生の意味，個人的成長等の経験によって示される。
大学生のウェルビーイングに学習動機づけは重要な役割をもつと考えられよう。動機づけを理解する枠組みとしてよく知られる自己決定理論では外発的動機づけと内発的動機づけ
を自己決定性の次元上に並置し，前者はさらに分割される(Ryan & Deci, 2000, 2002)。動機づけ全般は調整スタイルと呼ばれる類型によって示され，自己決定性の弱い順に，無動機づけにあたる無調整，外発的動機づけの3類型である外的調整，取り入れ的調整，同一化的調整，そして最も自己決定性の強い内発的動機づけにあたる内発的調整となる。
さらに自己決定理論から，ウェルビーイングは自己決定性の高い学習動機づけによって向上し，低い学習動機づけに損なわれると予想される (櫻井, 2009)。これは過去の研究結果とも概ね一致している (Bailey & Phillips, 2016)。しかし，日本人を対象とした研究は少ない。例外として，学習動機づけとウェルビーイングをそれぞれ1つの構成概念としてとらえ，その間の肯定的関係を確認した研究がある (鷲見, 2015)。
本研究の目的は，大学生のウェルビーイングに対する学習
動機づけの効果を検討することであった。ウェルビーイング
は快楽主義的要素と理性主義的要素を測定し，学習動機づけ
は自己決定理論に基づいて外的調整，取り入れ的調整，同一化的調整，内発的調整の4調整スタイルの効果を測定した。
【方法】 調査対象者は大学生226名であり，男性186名と女性40名，平均年齢20.88歳 (標準偏差1.29)，2年42名，3年173名，4年11名であった。
学習動機づけの自律性の評定には，自己決定理論に基づく
学習動機づけ尺度 (鷲見, 2013) から外的調整3項目，取入れ的調整3項目，同一化的調整3項目，内発的調整4項目の4下位尺度を用いた。ウェルビーイングは快楽主義的要素として，
人生満足感をSatisfaction with Life Scaleの日本語版 (Diener etal, 1985; 鷲見, 2008)，肯定的感情，否定的感情，感情バラン
ス を Scale of Positive and Negative Experience の 日 本 語 版(Diener et al., 2010; Sumi, 2013) で測定した。理性主義的要素
としてFlourishing Scaleの日本語版 (Diener et al., 2010; Sumi,
2013) を用いて評定した。
Table 1

調査は同じ調査票を用いて，4週間間隔で2回実施された。
学習動機づけがウェルビーイングに及ぼす効果の検討には
階層的重回帰分析を用いた。調査2回目のウェルビーイング尺度得点を従属変数として，年齢，性，学年，従属変数と同じ
調査1回目の尺度得点を独立変数 (Step 1) とした回帰式に，調査1回目の学習動機づけ下位尺度得点を独立変数に追加(Step 2) し，決定係数の増加量によって学習動機づけの効果を評価した。独立変数の効果は，標準化回帰係数と他のすべての独立変数を統制した偏相関係数によって行った。
【結果】 階層的重回帰分析の結果 (Table 1)，2回目の理性主義的要素を除く，4つのウェルビーイング得点を従属変数とした回帰式において，1回目の4調整スタイル尺度得点による有意な決定係数の増加が認められた (ps < .01)。増加量は，人生満足感と肯定的感情では.10弱，否定的感情と感情バランス
では.20程度であった．いずれの回帰式も独立変数のVIFは1.72未満であった。
人生満足感に対しては，外的調整と取り入れ的調整が有意な負の関係，同一化的調整が正の関係を示した。肯定的感情と感情バランスには，同一化的調整と内発的調整が有意で正の関係が認められた。否定的感情との間には，同一化的調整と内発的調整が有意な負の関係を示した。有意な決定係数の増加が認められなかった理性主義的要素に対しては，いずれの調整スタイルも有意な関係はなかった。
【考察】 本研究結果では，学習動機づけは4週間後のウェルビーイングの快楽主義的要素に効果を及ぼすことは認められた。一方，理性主義的要素に対する効果は認められなかった。
自律性の低い学習動機づけの個人は，4週間後の快楽主義的要素が弱まってしまい，自律性の高い学習動機づけの個人は，快楽主義的要素が高上する傾向がある。しかし，内発的な学
習動機づけが人生満足感に与える効果は認められなかった。
今後の課題として，4週間以上後の学習動機づけや，学習動機づけに対するウェルビーイングの効果の検討の必要がある。
【引用文献】 Sumi, K. 2013 Reliability and validity of Japaneseversions of the Flourishing Scale and the Scale of Positive and
Negative Experience. Social Indicators Research, 118(2), 601-615.
本研究は JPSP 科研費 15KO4121 の助成を受けたものである．
（すずき しんや・すみ かつのり）

階層的重回帰分析の結果−43−

健康・看護

就労成人におけるウェルビーイング
快楽主義と理性主義の 2 要素による実態把握○鷲見克典（名古屋工業大学大学院工学研究科）
キーワード：ウェルビーイング，快楽主義，理性主義，就労成人，実態把握【目的】 ウェルビーイングに対する様々な意味づけやアプ
ローチの中で，快楽主義（hedonism）と理性主義（eudaimonism）
は代表的なものといえる（Ryan & Deci, 2001）．快楽主義は，快が享受され，苦痛が回避された状態としてウェルビーイン
グを理解するもので，感情的側面である肯定的感情の頻度の高さと否定的感情の低さ，人生の認知的評価としての人生満
足感を主要な構成要素とする(Diener, 2009)．理性主義は，心理的ウェルビーイングや社会的ウェルビーイングと呼ばれる
人間的機能（human functioning）の私的側面と公的側面によってウェルビーイング捉えるものであり，この機能がより良く実現している状態はフラリッシング（flourishing）とも呼ばれる（Diener et al., 2010)．
快楽主義と理性主義は重複が指摘されているものの，相違もあることから，より総体的なウェルビーイングの把握のためは双方に基づく理解が必要である(Diener et al., 2010)．
一方，大規模調査の調査項目とされる機会が増えつつある
ウェルビーイングは，最も不幸から最も幸福を10点あるいは5点満点で評定させる方法や，人生満足度を尋ねる方法が代表的である(幸福度に関する研究会, 2011)．もちろん，比較的小規模な調査における測定も多いが，快楽主義と理性主義の双方に依拠し，就労成人を対象とした調査はほとんどない．
本研究の目的は，就労成人のウェルビーイングについて，
快楽主義と理性主義に基づいた測定によって実態把握を行うことであった．データは鷲見(2017)に新たなデータを追加したものであった．
【方法】 行政機関による研修・講座の受講者と勤務先従業員や家族である就労成人749名であった．女性365名，男性384
名，年齢20歳から68歳，平均42.20歳(標準偏差12.48)であった．
人生満足感は5項目Satisfaction with Life Scale，肯定的感情，
否 定 的 感 情 ， 感 情 バ ラ ン ス は 12 項 目 Scale of Positive and
Negative Experience，フラリッシングは8項目Flourishing Scaleの日本語版(Diener et al., 2010; Sumi, 2013 など)を用いた．
【結果】 各尺度値の平均(Table 1)と歪度から，全体のウェ
ルビーイングは概ねややポジティブな傾向を示していると言えそうであった．
性差として，肯定的感情，否定的感情(ps < .01)，フラリッ
シング(p < .05)のみで女性の方が高得点であった．
人生満足感は30歳台と60歳台が40歳台(p < .05)と50歳台(p< .01)よりも高得点であった。肯定的感情は20歳台と30歳台
が40歳台と50歳台よりも高く，60歳台が40歳台よりも高かった(ps < .01)。否定的感情は20歳台が60歳台よりも高かった(ps < .01)。感情バランスは30歳台が40歳台よりも高く(p< .05)，60歳台は40歳台と50歳台よりも高かった(ps < .01)。
フラリッシングは30歳台が40歳台と50歳台よりも高かった(ps < .01)．(いずれも分散分析，シェッフェ法)
肯定的感情や否定的感情尺度と高い相関(.82と-.82)を示した感情バランスを除く，4尺度の得点によるクラスター分析(ウォード法，平方ユークリッド距離)を行い，解釈可能性と理論的整合性から，2クラスターを採用した。これらは対照的な性質の2群であり，否定的感情得点が高く，他は低い低WB
群(472名)，否定的感情得点が低く，他は高い高WB群(384名)と命名した。2群の比率は，性に有意差は認められなかった。
年齢層では，30歳台よりも20歳台，40歳台(ps < .01)，50歳台(p < .05)，60歳台よりも40歳台(p < .01)で低WB群の比率が有意に高かった．
【考察】 ウェルビーイングは一般に女性の高さが報告されてきている(八木, 2014)．こうした報告は，肯定的感情とフラ
リッシングで一致したものの，否定的感情は女性の方が高く，
本研究では明確に支持されなかった．
一方，40歳台と50歳台は概ね低いことから，過去の研究でみられたU字型と類似した傾向や，30歳台の高さが確認され，高齢ほど低い傾向は認められなかった(幸福度に関する研究会, 2011; 筒井他, 2009, 2010)．また，60歳台の良好さ，20歳
台の否定的感情の高さが特徴的であった．
確認された対照的な2群の割合にも，性差は認められなかった．他方，30歳台におけ る 低 WB 群 の 相 対的な比率の低さが際立っていた．
本研究には，調査対
象者を無作為抽出しておらず，60歳以降が比較的少ないといった限界があった．
【引用文献】 Sumi, K. 2013 Reliability and validity of Japaneseversions of the Flourishing Scale and the Scale of Positive and
Negative Experience. Social Indicators Research, 118(2), 601-615.
本研究は JPSP 科研費 15KO4121 の助成を受けたものである．
（すみ かつのり）

Table 1. 平均値と標準偏差−44−

健康・看護日本の中国人留学生と中国の大学生におけるウェルビーイング○李 運， 殷 雅平， 鷲見 克典（名古屋工業大学大学院工学研究科）
キーワード：中国人留学生，中国人大学生，ウェルビーイング，快楽主義，理性主義【目的】 大学の学部生(研究生・聴講生や専攻科・別科生は除く)における外国人留学生数は，ここ10年で1.17倍，20年で2.62倍になった(文部科学省学校基本調査)。学部生の留学生
9万人弱の中，中国人は半数近いおよそ4万人であり(2017年)、
20年でおよそ3倍になっている。少子化の日本社会において，留学生の意義は今後増大していくとの指摘がある(孫, 2009)．
留学生数の急増に伴い，留学生のウェルビーイングに関する問題が注目されている(湯, 2004)。母国に生活し，大学で学ぶ者に比べ，留学生のウェルビーイングを阻害する要因はより多岐にわたる。文化的相違や生活・学習環境の違いをはじめ，対人的な面で，コミュニケーションの困難さ，対人ネットワークの狭さ，ソ―シャルサポートの得にくさなどによって，一般に留学生のウェルビーイングはより損なわれやす
く，ときに深刻な損害を受けると考えられる(譚, 2010)．
特に、中国人留学生は経済的な余裕のなさ，アルバイトと学習の両立困難さ，中国人同士に偏った対人関係，日本語コ
ミュニケーションの上達の遅さ，日本人からのサポート不足
といった問題を他国の留学生よりも比較的多く抱えているとの指摘もある(葛, 2007)。日本の中国人留学生のウェルビー
イングがより大きく損なわれている可能性が指摘されている．
一方、中国の大学生には，家族関係や家庭環境の変化，様々なストレスの増大，比較的高い自殺率など，近年の中国国内の状況に応じた，ウェルビーイングが損なわれる条件を示す問題が指摘されている(黄, 2014など)．しかし，現代の中国の大学生のウェルビーイングを概ね中程度とする調査結果がある(黄, 2014)．
本研究の目的は，日本の大学に通う中国人留学生(以下、日本留学生)と中国国内の大学に通う中国人大学生(以下、中国
大学生)のウェルビーイングを比較することであった．ウェル
ビーイングは快楽主義(人生満足感，肯定的感情，否定的感情，
感情バランス)と理性主義(フラリッシング)の代表的2要素でとらえ，程度と相関関係について，日本留学生と中国大学生の相違を検討した．
【方法】 日本留学生102名と中国大学生106名の2群であった．
学部生のみであり，大学院生、研究生、聴講生、専攻科・別科生等は含まれない．2群の年齢，性，学年の構成に有意差はなかった。Web調査もしくは留置法によって、協力を承諾した個人とその友人が無記名で回答した．
人生満足感は5項目Satisfaction with Life Scale，肯定的感情，

否 定 的 感 情 ， 感 情 バ ラ ン ス は 12 項 目 Scale of Positive and
Negative Experience，フラリッシングは8項目Flourishing Scaleといった 数か 国語版が 開発 されてい る尺 度(Diener et al.,2010; Sumi, 2013 など)の中国語版を用いた．
【結果】 日本留学生と中国大学生の別に各尺度が一因子構造であることを確認的因子分析によって確認したところ，適合度指標は概ね受け入れられる程度であったことから，各尺度は単一因子であることが両群でおおよそ支持された．信頼性係数は日本留学生の否定的感情尺度が.78，他はすべて.82
以上であり，適切な値といえた．また，尺度間の相互相関係
数は過去の研究(Sumi, 2013)と同様の値であった(Table 2)。
両群における各尺度の平均値の差(t検定)は Table 1 の通りであった．人生満足感，肯定的感情，感情バランス(ps< .001)で日本留学生が有意に高く，否定的感情(p < .05)で有意に低かった．フラリッシングに有意差はなかった．
両群における尺度値の相互相関係数は Table 2 の通りであった．ほとんどが有意であった．日本留学生と中国大学生との間には､すべての相関係数に有意差は認められなかった．
【考察】 ウェルビーイングの快楽主義的要素については，
いずれの要素も在日中国人留学生の方が中国の大学生よりも良好といえた．一方，理性主義的要素を測定したフラリッシ
ング尺度得点に有意差は確認されなかった．したがって，中国の大学生との相対的な比較において，日本の中国人留学生のウェルビーイングはより良い傾向が示され，懸念された問題は示されなかった．
相互相関係数に相違は認められなかったことから，ウェル
ビーイングの構成要素間の関係からは日本の中国人大学生と中国の大学生に特徴的な違いは確認できなかった．
今後の課題として，家庭の所得等の個人属性や居住地域などの環境要因の影響について検討する必要がある．また，他
国の在日留学生や日本人大学生との比較が必要である．
【引用文献】 Sumi, K. 2013 Reliability and validity of Japaneseversions of the Flourishing Scale and the Scale of Positive and
Negative Experience. Social Indicators Research, 118(2), 601-615.
本研究は JPSP 科研費 15KO4121 の助成を受けたものである．
（り うん・いん がへい・すみ かつのり）
Table 2. 相互相関係数

Table 1. 平均値と標準偏差−45−

健康・看護

日藝版「癒し」評価スケールを用いた花や写真の鑑賞による癒しの評価―気分・不安障害に関する 2 群間の比較―○内田誠也 1) 木村友昭 1) 山岡淳 1)
（1)一般財団法人 MOA 健康科学センター）
キーワード：花、日本語版気分・不安障害調査票、 癒し【研究の目的】ストレス社会において癒しの一つの方法として花や植物がある環境の効果が注目されてきている。先行研究では、花によって表情筋や感情の変化（山根他、）やリウマチ患者のコルチゾールの低下（大塚他、）、認知機能向上等（0RFKL]XNL.DZDLHWDO）が報告されている。
我々は花による癒しの効果を日藝版「癒し」評価スケー
ル 松本ら、、以下、癒しスケール を用いて評価した。
この研究では写真を鑑賞する実験と他人がいけた花を鑑賞す
る実験、自分で花をいけそれを鑑賞する実験の比較を行った
結果、自分でいけた花を鑑賞することがもっとも癒された（内田他、）。しかし、この対象者は心理的に健康な人であり、気分・不安障害の傾向が高い人について花による癒しの効果は明らかになっていない。
本研究の目的は、気分・不安障害の程度によって高値群と低値群の  群間に分けて、花による癒しの違いを調べることである。
【対象】
対象者は日本語版気分・不安障害調査票を用いて、 点以上を高値群、 点以下を低値群として、比較した。高値群について、男性  名、女性  名、平均年齢は  歳（6'）であり、低値群について男性  名、女性  名、平均年齢は 歳（6'）であった。
本研究は、（一財）02$ 健康科学センターの倫理審査の承認を得て、書面による同意を得て実施した。
【方法および対象】
 種類の実験（自己花鑑賞、他人花鑑賞、写真鑑賞）をラ
ンダムな順序で行った。 種類の実験の前には、 分間の言語
想起テストを行った。自己花鑑賞の実験では、まず対象は花桶にいれられた十数種類の花の中から、自ら気に入った花を一輪選び、気に入った花器に満足いくようにいけた。その花を  分間、椅子にかけて鑑賞した。他人花鑑賞の実験では、他人がいけた花を  分間鑑賞した。写真鑑賞の実験では、
枚の写真を椅子に座って  分間鑑賞した。癒しスケールの先行研究（松本ら、）で用いられた写真を用いた。
解析について、癒しスケールは、総合得点の他に、 つの下位尺度（和、極、浄、潤、弾、空）、２つのエネルギー尺度（治療的エネルギー、自己啓発的エネルギー）によって評価される。各々の対象者について写真鑑賞実験の癒し評価スケールの各種得点をベースラインとして、他人花鑑賞と自己花鑑賞を比較し、統計解析を行った。
【結果】
Table1 に自己花鑑賞実験に関する低値群と高値群との癒しスケールの各種パラメータの結果を示す。低値群の総合得点
および治療的エネルギー得点、和得点、潤得点が、高値のそれらと比較して有意に高かった。他人花鑑賞実験において、高値群の和得点が、低値群より有意に低下した。
【考察】
高値群は気分不安障害の傾向がみられる対象であることから、そのような対象に自ら花をいけて鑑賞させた場合、癒しの反応性が低下したと考えられる。治療的エネルギー得点

は、被験者の心の不安やストレスなどによる心的に不適当な状態を良い方向に立て直すのに機能するエネルギーと意味づ
けられている。高値群は癒しによって心理的な自己修復能力が低下している可能性があると考えられる。和得点は、安心感、あたたかい気持でほっとする気分の癒し、潤得点は、気が晴れ、リフレッシュでき、ゆとりを感じる癒しである。高値群は、癒しに対して、ほっとするような気分になりにくく、気分転換ができにくい心理的な状態になっていることが考えられる。
研究限界として、今回の研究では、統計的な比較を行う
人数を確保するために、高値群を  点以上とした。しかし、
平成 年度厚生労働科学特別研究費報告書では  点以上で％の確率で気分・不安障害が認められていると報告されている。気分・不安障害でない対象も含まれているので、例数を増やして検討したい。
結論として、ストレスによって気分がすぐれず、不安が高まった人に対して、日芸版「癒し」評価スケールを用いて、癒しの反応性を評価することは有益であり、対象者に最適な癒しの方法を探索することができると考える。
Table 1. 自己花鑑賞に関する癒しスケールの結果
低値群
高値群
Mann平均値
ＳＤ
平均値
ＳＤ
Whitney検定
総合得点

11.6

12.4

2.7

8.0

0.029

自己啓発的

6.7

8.4

3.9

6.9

0.471

治療的

5.3

6.8

-1.1

4.9

0.002

和

1.7

2.2

-0.5

1.6

0.003

極

3.2

3.2

1.6

2.6

0.121

浄

2.0

2.9

1.1

2.1

0.762

潤

3.0

2.8

0.9

1.2

0.047

弾

0.2

2.9

-1.0

2.4

0.194

空

1.6

2.7

0.6

1.7

0.280

【引用文献】
山根健治他 2002 鉢苗の移植作業が脳波、筋電図、瞬き率、感情に及ぼす影響 人間・植物関係学会誌, 2(1), 34-38.
大塚実他 2009 関節リウマチ患者に対する花療法によるストレス軽減効果に関する研究. MOA 健康科学センター
研究報告集, 12, 39-42.
Mochizuki-Kawai H et al 2010 Structured floral
arrangement programme for improving visuospatial
working memory in schizophrenia, Neuropsychol
Rehabili 20(4):624-36.
内田誠也他 2014 花を用いた自己表現およびその鑑賞が人の心理生理に及ぼす影響 生理心理学と精神生理学, 32(2),92.
松本洸他 2005 日芸版「癒し」評価スケールの完成 芸術と癒しの調査研究報告書, 105-115.
（うちだ せいや・きむら ともあき・やまおか きよし）

−46−

健康・看護

看護学生の社会人基礎力からみるレジリエンス支援の検討
○大西安代
林美栄子
（公益社団法人神戸市民間病協会神戸看護専門学校）
キーワード：看護学生 社会人基礎力 レジリエンス【目的】経済産業省は、2006 年から職場や地域社会で多様な人々と仕事をしていくために必要な基礎的な力として、「社会人基礎力」の意識的な育成を提唱している。近年、新卒看護師の離職率の高さが注目されており、新卒看護師の組織への適応を促進することが課題とされ看護基礎教育の中での支援が重要となる。看護基礎教育において重要とされる臨地実習
では、看護実践力について多くを学ぶ機会である反面、ストレスによる影響が大きく学業継続に支障をきたすこともある。
看護基礎教育のなかでの適応、そして就職後の新しい職場での適応を図るためには、社会人基礎力の育成と併せて、困難な状況からの回復に関連するといわれている「レジリエンス」の向上に向けた支援も重要だと考える。本研究は、看護師養成所において新入生を対象に実施した社会人基礎力の自己評
価結果からレジリエンスとの関連性を検討し学業継続ひいては就業継続ができるための支援につなげる事を目的とする。
【方法】(1)調査対象：兵庫県内 3 年課程看護師養成所の 1 年
生 70 名 (2)調査期間：平成 30 年 4 月 (3)研究方法：webを用いて経済産業省が提唱している社人基礎力の 3 つの能力と 12 の能力要素である前に踏み出す力：アクション（主体性・働きかけ力・実行力）、考え抜く力：シンキング（課題発
見力・計画力・創造力）、チームで働く力：チームワーク（発信力・傾聴力・柔軟性・状況把握力・規律性・ストレスコン
トロール力）に箕浦とき子氏らが考える倫理の内容を追加し
13 項目のアンケートを作成し実施した。1 つの能力要素に対し 5 項目の設問とし全 65 項目で当てはまる内容を複数選択してもらい、選択した１項目につき 1 点として回答を得てエクセルによる単純分析を実施した。(4)倫理的配慮：研究目的
や研究方法、参加に伴う利益と不利益、秘密性について口頭で説明し、web 上での回答をもって同意を得たものとし、当校の看護研究倫理会議においても承認を得た。
【結果】アンケート回答数 58 名（回収率 82.9％）を分析対象とした。社会人基礎力の 3 つの能力（アクション・シンキ
ング・チームワーク）ごとに高校・大学卒業後の現役生 29 名
（以下現役生とする）と社会人経験者 29 名とに分け、社会人経験者を医療職以外の経験者(以下医療職外とする)17 名（29.3%）医療職経験者（看護助手・介護士等で以下医療職とする）12 名（20.7%）とに分け当てはまると回答した項目の平均得点を求めた。それぞれの平均年齢は現役生 18.9 歳、医療職外は 30.1 歳、医療職は 27.1 歳で社会人経験平均年数は医療職が 5.3 年、それ以外の経験者は 8.3 年であった。平均点の結果は、現役生 2.9、社会人経験者は 3.4 で 3 つの能力全てにおいて社会人経験者が高く医療職外が医療職よりも高かったが有意差はなかった。3 つの能力の中でも低値はシンキングであり、現役生 2.1、社会人経験者 2.8 で、続いてアクション、チームワーク、倫理の順であった。
（表 1）更に 12 の能力要素別に低値の内容を見ると、現役生、社会人経験者ともにアクションの中では実行力、シンキングの中では課題発

見力が低値であり、チームワークの中では現役生と医療職では発信力、医療職外ではストレスコントロール力が低値であり、社会人経験者の中でも医療職以外の経験者と医療職の経験者では高低の内容に差があった。倫理に関する問いに関しては、すべての属性において 3.8 以上を示していた。
表 1．看護学生 1 年生の属性別社会人基礎力の差
能力
現役生 n29
社会人経験者 n29
平均
SD
職種
平均 SD
有意差
アクシ
2.5
1.00 医療職外 3.4
0.93 0.29
ョン
医療職
2.9
1.02
シンキ 2.1
1.1
医療職外 3.0
0.77 0.52
ング
医療職
2.7
1.13
チーム 3
0.96 医療職外 3.4
0.84 0.96
ワーク
医療職
3.4
0.76
倫理
3.8
1.46 医療職外 4.2
1.30 0.95
医療職
4.1
1.32
平均
2.9
0.63
3.4
0.50
医療職以外経験者 n17
医療職経験者 n12
p<0.05【考察】現役生と社会人経験者との比較では、先行研究結果と同じく社会人基礎力は社会人経験者が高いという結果であった。そして、医療職以外の経験者と医療職の経験者との比較では、有意差は認められなかったが、平均点は医療職以外経験者が高く、職種よりも社会人経験年数の違いが影響していると考える。アクションが他と比べ医療職経験者の値が医療職外経験者より低値であるのは、医療職は多職種に比べ指示されたことを実施することが多い現状が要因ではないか考える。すべての属性において倫理観の平均点が高いのは、社会の中で倫理に関する情報が多く倫理意識が高くなっている状況にあるためではないかと考える。すべての属性において低値であったシンキングの内容は、看護実践能力の基盤となる必要な内容であり看護職を継続できるための重要な要素と言える。また、12 の能力要素別の低値の内容であった実行
力、課題発見力、発信力、ストレスコントロール力も、看護学生が学業継続し看護師として生き生きと働き続けるために高めておく必要のある要素だと考える。これらの要素は、何か困難な状況に遭遇したときにそれを乗り越えて自分が目指す道に邁進するために必要とされるレジリエンスの要素ともいえる。社会人基礎力が高いといわれている社会人経験者が看護基礎教育の中での学習途上や新人看護師としての就職時に様々な困難な状況を乗り越え学業及び就業継続が可能であるとは限らない。社会人基礎力の 3 つの能力・12 の能力要
素の中にはレジリエンスに必要な要素も含有していると考えられ、今回の調査結果で低値を示していた内容を高めること
は学生の持つレジリエンスを高めることにもつながるのではないかと考える。社会人基礎力の評価結果から 3 つの能力・12 の能力要素の内容の低値の項目をレジリエンスの構成要
素と照らし合わせ、共通する低値の内容を明確にし、その内容の意識づけかつ強化していくことで社会人基礎力のみならずレジリエンスを高めることにもつながるのだと考える。今後更に、同集団で継続的に分析・評価していきたい。
（おおにしやすよ・はやしみえこ）−47−

健康・看護

看護学生のキャリア発達への支援
○林美栄子  大西安代
（公益社団法人神戸市民間病院協会神戸看護専門学校）
キーワード：看護学生 キャリア 支援
【目的】新卒看護師の早期離職率は高く近年７％程度で推移しており、個人病院や小規模病院の離職率が高い傾向にある。離職要因として「精神的な未熟さや弱さ」がある一方  代の看護師の ％は看護師にこだわらず、興味や関心の持てる仕事をしたいとの結果もある。看護師としてのキャリア発達を支援するためには、学生のキャリア成熟度について調査、分析し支援の内容を考えることで在学中、更には卒業後も就業継続へとつながるためのキャリア教育の在り方を検討する。
【方法】）対象者：近畿地方  年課程看護師養成所の全学生
 名 ）調査期間：平成  年  月 ）調査方法：人生キャリ
ア成熟度の測定尺度は坂柳が開発した成人キャリア成熟尺度の中から「人生キャリア成熟尺度」を用いた。尺度は「関心性」「自律性」「計画性」の  領域を設定し、夫々の領域は  項目からなる。各項目とも「５：よくあてはまる」「４：ややあてはまる」「３：どちらともいえない」「２：あまりあてはまらない」「１：全くあてはまらない」の  段階評定で逆転項目は  から
 に得点を変換し  点～ 点までの得点を与え「関心性」「自律性」「計画性」それぞれの合計得点をもとめた。
「人生キャリア
関心性」は自己のキャリアに対して、積極的な関心をもっているか「人生キャリア自律性」は自己のキャリアへの取り組み姿
勢が、自律的であるか「人生キャリア計画性」は自己のキャリアに対して、将来展望をもち、計画的であるかの側面を測定している。）データの収集方法&OHDUQLQJ のアンケート機能を使用し学生のスマートフォンからの入力により回答を得た。）データの分析方法：エクセルによる単純分析を行った。）倫理的配慮：学生にアンケートの趣旨を口頭で説明しインターネッ
トを活用した &/HDUQLQJ（無記名）への入力で同意を得たものとした。
【結果】分析対象：アンケート回答数 （回収率 ％）を分析対象とした。内訳は  年生  名（0 ± 歳） 年生  名
（0 ± 歳） 年生  名（0 ± 歳）であった。
「人生キャリア成熟度」の平均得点
１．
人生キャリア成熟度の得点は高い順に  年生 （6'） 年生 （6'） 年生 （6'）（中間点  点）であった。 領域別にいると高い順に「人生キャリア自律性」
（6'）「人生キャリア関心性」（6'）「人生キャ
リア計画性」（6'）（中間点  点）であった。 領域を
学年別でみると  学年とも「人生キャリア自律性」が高く  年
生 （6'） 年生 （6'） 年生 （6'）。
「人
生キャリア関心性」は  年生 （6'） 年生 （6'） 年生 （6'）「人生キャリア計画性」
は  年生 （6'） 年生 （6'） 年生 （6'）で、 領域別の得点
はいずれも高い順に  年生、 年生、 年生であった。
（表１）
２． 領域の最高値項目と最低値項目
「人生キャリア関心性」の最高値を示す項目は  学年ともに「こ
れからの人生をより充実したものにしたいと強く思う」で  年
生 、 年生 、 年生 。最低値を示す項目は  学年
ともに「人生や生き方に関する本や雑誌などはほとんど読まない（反転項目）」で  年生 、 年生 、 年生  であった。
「人生キャリア計画性」の最高値を示す項目は  学年ともに「これからの人生で、取り組んでみたいことがいくつかある」で  年生 、 年生 、 年生 。最低値を示す項目は 
学年ともに「これからの人生のことはほとんど予想がつかない（反転項目）」で  年生 、 年生 、 年生  あった。
表  人生キャリア成熟度の学年比較
人生キャリア成熟度（ 項目）

学年

 0

6'

 1



 年







人生キャリア関心性得点（ 項目）

 年







 年









 年







人生キャリア自律性得点（ 項目）

 年







 年









 年







人生キャリア計画性得点（ 項目）

 年







 年








【考察】
本研究における看護学生の人生キャリア成熟度得点は高く  学
年とも人生キャリア成熟度が高く、中でも人生キャリア自律性が高く他の調査と同様であった。また、 年生の人生キャリア
成熟度が最も高く次いで  年生、 年生と、経験年数が増えても人生キャリア成熟度の向上は見られなかった。これは看護師を対象にした職業キャリア成熟度調査と同様であった。 年生
は入学直後であり看護を学ぶことへの意欲や看護師になるという人生計画に向かい始めたことから成熟度が高いと考えられる。
 年生は  年が経過し専門的な学習や多くの課題、臨地実習など初めての経験や社会人学生では子育てなどの現実と向き合い自律性を成熟させたと考えられる。 年生は臨地実習という新
たな医療現場での学習経験の中で理想と現実のギャップや自身の看護への自信を失うことなどから将来への人生への関心や計画が揺らぎ「人生の予想ができない」不安な状況にいると考えられる。 学年ともに低値の計画性では「これからの人生で、取り組んでみたいことがいくつかある」が最高値だった。従って個々の人生計画の実現に向けて、今、なすべき具体が見いだせるような関わりが期待される。早期離職を防ぐためには看護への興味や関心を維持する必要がある。そのためには個々の学生のキャリア成熟度と他のキャリア発達要因を把握し、学生自身が短期的、長期的なビジョン・ゴールを描けるような支援が求められる。今後の課題としては、キャリア発達に大きく影響するとされる自己教育力や社会人経験等の内的要因や友人や先輩からの精神的支援などの外的要因との関連性などを含めて縦断的調査を実施しキャリア成熟に影響する背景要因を明らかにした上で学年別、個人別のキャリア教育を実施することが必要である。
【参考文献】
加納さえ子・津本優子・内田宏美（）初期キャリア看護師の職業キャリア成熟度と背景要因島根大学医学部紀要第 
巻～     （はやし みえこ・おおにし やすよ）

−48−

健康・看護

看護学生の患者の動作予測の内容〇蒲生澄美子 1)  清水百子 1)  加藤穂高 1)  所ミヨ子 1)（ 1）埼玉医科大学短期大学看護学科）
キーワード：看護学生，生活行動，動作のイメージ【はじめに】
対象者の生活行動に基づいた危険を認識するためには患者の生活行動が理解されている必要がある。これまでは看護学生がどの程度患者の生活行動に伴う動作を認識しているのか把握できていなかった。危険を察知し、事故を防止するためにも患者の生活行動に伴う動作を学生がどの程度イメ
ージしているのか実態を把握する必要があると考えた。
【研究目的】
看護学生が文章で提示された対象者の状態から動作をどの程度予測しているか、同学生の 1 年次と 2 年次での生活行
動に伴う動作のイメージの内容と学年によるイメージの違いの有無を明らかにする。
【研究方法】
1. 研究対象: 基礎看護実習Ⅰ（1 年次 4 日間）を終了し、翌年基礎看護実習Ⅱ（2 年次 8 日間）を終了した A 短期大学の看護学生で、研究の趣旨に賛同し了解を得られた学生 167 名（のべ人数）。
2. 研究期間: 2014 年 12 月～2017 年 12 月。
3. 研究方法: 「模擬患者（45 歳，女性，脳梗塞，左完全麻痺，安静度:院内車椅子移動）」を文章および車椅子に座っている写真 1 枚を提示し、起床後、看護師が持ってきた車椅子に乗り、洗面所へ行くまでの場面をイメージし患者の動作を細かく記述するように指示した。制限時間 10 分間。
4. 分析方法: 1 年次のデータと 2 年次のデータを分け、記述された文章から患者の動作の内容と思われる文節を、意味内
容を損ねないように抽出し、類似するものを集めた。動作を経時的に並べ、整理した。1 年次と 2 年次の集計結果を比較し、患者の動作内容をどの程度イメージできているかを比較した。
5. 倫理的配慮:研究対象者に研究の趣旨、方法、参加の自由意
志、プライバシーの保護等について文書・口頭で説明し、調査用紙の記述・提出により参加の同意が得られたとした。
【結果】 1 年次の研究対象者は 101 名（94.4%）、収集できたカードは合計 691 枚で、患者の動作内容と異なる記述などを除いた 523 枚（75.7%）を分析対象とした。2 年次の研究協
力者数は 66 名（61.7%）でカードは合計 460 枚で、1 年次と同様に患者の動作内容と異なる記述を除いた 386 枚（83.9%）
を分析対象とした。動作の予測途中で時間超過となってしまった学生は 1 年次 32 人（31.2%）、2 年次 25 人（37.9%）であった。
1. 1 年次の患者の動作のイメージの内容
523 枚のカードを時系列に並べたところ①起き上がりから
長座位、②端座位、③靴をはく、④立位、⑤車椅子移乗、⑥洗面所へ、に分類することができた。
最もカードが多かったのは「車椅子移乗」166 枚で、次いで「起き上がりから長座位」127 枚、「端座位」65 枚であった。抽象的な表現が多かった割合は「洗面所へ」64 枚中 60
枚（92.2％）、「立位」45 枚中 41 枚（91.1%）、「靴をはく」56
枚中 46 枚（82.1%）であった。
健側に注目した動作記述の割合は「起き上がりから長座位」
では 127 枚中 47 枚（37%）、「端座位」65 枚中 15 枚（23.1%）、「車椅子移乗」166 枚中 32 枚（19.3%）の順に多かった。

2. 2 年次の患者の動作のイメージの内容
 386 枚のカードを時系列に並べたところ項目は 1 年次と同じであった。カードが最も多かったのは「車椅子移乗」136 枚、次いで「起き上がりから長座位」93 枚、「端座位」64 枚であった。抽象的な表現が多かった割合は「靴をはく」23 枚中 18
枚（78.3%）、「洗面所へ」39 枚中 30 枚（76.9%）、「端座位」
64 枚中 46 枚（71.9%）であった。
健側に注目した動作記述が多かった割合は「立位」31 枚中
21 枚（67.7%）、「起き上がりから長座位」93 枚中 46 枚
（49.5%）、「車椅子移乗」136 枚中 42 枚（30.9%）であった。
表１

模擬患者の動作内容（数字：カード枚数）

2年次
総

数

1年次

具体的な動
作の記述

総

数

具体的な動
作の記述

起き上がりから長座位

93

46

127

端座位

64

18

65

47
15

靴をはく

23

5

56

10

立位

31

21

45

4

車椅子移乗

136

42

166

32

洗面所へ

39

9

64

5

【考察】
1. 1 年次の患者の動作イメージの特徴
 カード数は多いが、抽象的な表現が多い。起き上がる際どのように右手を使って「布団をどかす」のか、「端座位になる」
ことはイメージにあるがどのように麻痺側下肢を移動させるのかという具体的な方法の記述は少ない。靴をはくところ
でスリッパを履く、立位時に左手を看護師の肩・頚に回すと記述していることから、姿勢や筋肉バランスの変化など完全麻痺についての理解ができていない学生もいると考えられる。しかし、制限された時間の中で動作のイメージはできても的確に文章に表現することができなかったことも考えられる。
2. 2 年次の患者の動作イメージの特徴
 起き上がりから長座位のところで「三角巾を左手につける」、車椅子移乗では「床頭台から物品を出す」と記述されており、1 年次では見られない記述内容であった。前者は疾患による身体的機能の変化に着眼し、後者は行動の目的に沿った着眼点といえる。立位時の動作に具体的な記述が多いこと
から重心が高いとバランスが崩れやすい姿勢になることを理解し、注目していると考えられる。
3. 1 年次と 2 年次のイメージの比較
1 年次では全体的なイメージはとらえられているが、動作の具体的イメージまではできていない。2 年次は患者の行動を連続した動作としてイメージし、全体像をとらえることができ、危険が潜んでいる動作に注目している。この差は学習進度、実習での経験などによって生じたと考えられる。
【まとめ】 学生による患者の動作のイメージは学習進度、経験などによってその内容は影響を受ける。今後は患者の動作のイメージと危険予知の関係を検証する必要がある。
（がもうすみこ・しみずももこ・かとうほたか・ところみ
よこ）

−50−

健康・看護  助産師教師からみた病院勤務助産師への想い〇江幡芳枝１）

古賀裕子 2)
桐生大学別科助産専攻

1)日本保健医療大学看護学科、2)

キーワード：病院勤務助産師, 助産師教師, ＰＡＣ分析
【背景】病院勤務助産師は、産科病棟の混合化によって看護師業務の占める割合が多く、助産業務に専念できない状況が散見される。また、ハイリスク妊産婦の増加によって、

助産所やクリニックに比較して医療介入の多い出産介助に携わる例が多い。こ の よ う に 主体的に助産業務ができない状況は助産師のアイデンティ形成にも影響を及ぼす。

古賀ら（古賀･江幡 ）の研究では、病院勤務助産師の
職務満足度の平均点は助産所、診療所に勤務す
る者より低く、内容別では業務内容（相関比η     ）  や り が い （ 相 関 比 η      ）、 人 間 関 係
（ 相 関 比 η      ）に お い て 最 も 低 か っ た 。こ の
ように病院に勤務する助産師は何らかの働きに
くさを感じていることが推測された。
【目的】永年助産師教育に携わり、多くの卒業生の動向を
把握している助産師教師は、病院勤務助産師に対してどのような想いを抱いているかについて 3$& 分析を用いて明らかにする。
【方法】＜協力者＞助産師教育に  年以上携わっている 歳以上の助産師教師  名。
【連想刺激と手続】

連想刺激：「現在、病院に勤めている助産師たちはどのよ
うな想いで働いていると思いますか？彼女たちは、どのよ
うな事に満足したり、悩んだりしていると感じていますか？病院を退職して、別の場所で働く助産師たちは何故
そうするのだと思いますか？助産師の働く環境がどのよ
Fig.1 助産師教師からみた病院勤務助産師への想い          うであったら良いと思いますか？」頭に浮かんできたイメ
1)左の数値は重要順位
ージや言葉を思い浮かんだ順に番号をつけてカードに記
2)各項目後ろの( )内の＋－０は単独でのイメージ
入してください。」と文章と口頭で教示し、連想反応を得
た。
クラスター２は、「もっと他の勉強がしたい」「お産の多い手続き：次にカードを重要順に並べ換えさせ、項目間の直所に移りたい」「自然出産が少ない」など現状への不足感
感的類似度を  段階で評定させた。ついでウォード法でクを持ち、「他の施設ではもっと何かできるのでは？」と殆
ラスター分析し、各クラスターのイメージを聴取し、補足
どがマイナスイメージで、悶々とする助産師の想いが示さ
質問をして、最後に項目単独での＋－０イメージの回答をれているため、＜助産師としての向上心に基づく葛藤＞と求めた。
命名した。
倫理的配慮：本研究は桐生大学倫理委員会より承認を得た
クラスター３は、「医師の方針が優先」「師長は発想･指導後に実施した（承認番号 ）。
力があって欲しい」など現状の不満を抱えながらも、「都【結果】結果は、 の連想項目がカードに記載され、クラ会に出たい」「地域で働きたい」「奨学金を返済したら辞め
スター分析の結果、 つのクラスターに分類された（Fig.1
たい」などの変化を求めているが、一方では、「このまま参照）。単独イメージは、肯定的イメージ（＋） 項目、
だと高齢出産になる」など容易に変えられない現状に対す否定的イメージ（－） 項目、感情が喚起されない項目（）る焦りと諦めの気持ちが示されている為、＜転帰を希望し 項目であり、全体として否定イメージが強かった。
ながらも現状を許容!と命名した。
【考察】
【結論】多くの助産師を教育してきた助産師教師からみてクラスター１は、主に、助産師の働く環境がどのようであも病院勤務助産師は、古賀の調査結果と同様、助産師としったら良いと思いますか？に対しての内容で、全てが（＋）
イメージの願望として表現されている。「医師や師長との   ての職務に悩みと葛藤を抱えており、職場環境の改善が切                               
望されていることがわかった。
人間関係が良い」「助産師独自のしごとができる」「主体的
に仕事ができる」「チーム内で役割をもらう」などが挙げ
引用文献
られ特に「看護部長が産科に理解がある」事が重要と感
古賀裕子、江幡芳枝：40 歳未満勤務助産師の職務満足度調じている。これらの内容からクラスター を＜助産師の望査～病院、診療所、助産所の比較～，桐生大学紀要
ましい職場環境＞と命名した。
第 28 号 Page33-40 （2017,12)


−51−

社会・文化成人の募金動機の構造○山本陽一（筑波大学大学院人間総合科学研究科）
キーワード：募金，動機，援助行動
誤差変数間に相関を仮定したところ、十分な適合度が示され【研究の目的】ボランティア動機に関する研究（山本, 2011;2017）では、活動参加が自分の役に立つという自己志向動機、 た（χ²(48)＝286.5, p<.01、GFI：.943、AGFI：.907、CFI：.952、
RMSEA：.079）。
困っている人を助けたいという他者志向動機、周りの要請で(2)募金動機の年代差と性差：年代と性の二要因分散分析を活動に参加したという要請動機の 3 因子が抽出されていた。
行った結果、募金要請動機は、年代（F(4, 790)=1.83, n.s.）おまた、成人を対象に動機の年代差を検討した山本（2017）でよび性（F(1, 790)=0.61, n.s.）の主効果は認められなかった。
は、他者志向動機は 20 代よりも 60 代が高く、要請動機は募金利他動機は、性による主効果（F(1, 790)=7.04, p<.01）が20 代は 40 代以上の参加者よりも高かった。
認められ、男性（M=3.14）よりも女性（M=3.28）が高かった
このように、ボランティア活動に代表される援助の方法を。募金功利動機は、年代による主効果（F(1, 790)=3.93,
予め決めた上で行われる援助行動には、複数の動機が存在す （p<.05）
p<.05）が認められ、60 代（M=2.09）よりも 20 代（M=2.39）
ると考えられる。募金は、ボランティア活動と同様に援助のが高かった（p<.01）。また性による主効果（F(4, 790)=3.75,
方法を予め決めて行われる援助行動であるが、募金動機の内
p<.01）が認められたが、男性（M=2.28）と女性（M=2.17）
容については十分検討されていない。東日本大震災被災者へに有意差はみられなかった。また、性と年代の交互作用（F(4,の支援動機を検討した山本・兪・井上・松井(2012)では、援790)=2.45, p<.01）が認められたため、多重比較を行った結果、助責任動機とつきあい動機の 2 因子が抽出されていたが、日男性 20 代（M=2.61）は男性 40 代（M=2.10, p<.01）、男性 50
常的に行われる募金については検討されていなかった。本研代（M=2.17, p<.01）、男性 60 代（M=2.21, p<.05）よりも高か
究では、成人の募金動機の構造を検討し、募金動機の特徴をった。
明らかにするために年代差と性差についても検討する。
【方法】調査は、2016 年 10 月 7 日に web 調査会社にパネル登 【考察】本研究では、募金動機の構造について検討を行い、3録する 20 代から 60 代までの成人 1000 名のうち、募金経験が
因子構造が確認された。山本(2011, 2017)では、ボランティア
ある 800 名を対象とした。募金動機を測定する項目は、ボラ
動機は 3 因子構造であったことから、募金動機はボランティ
ンティア動機を測定した項目（山本, 2011; 2017）や、災害被ア動機と同様に 3 因子構造と考えられる。
災者への支援動機を測定した項目（山本ら, 2012）を参考に
また本研究では、募金要請動機は年代及び性差はみられず、
17 項目を独自作成した。調査の実施に当たり、筑波大学人間募金利他動機は男性よりも女性が高く、募金功利動機は 20
系研究倫理委員会の承認を得た（承認番号東 28-7）。
代が 40 代以上よりも高かった。山本(2017)では、他者志向動機は 20 代よりも 60 代が高く、要請動機は 20 代が 40 代以上【結果】(1)募金動機の構造：主因子法、バリマックス回転に     よる因子分析を行い、固有値の減衰状況と解釈可能性から最    
よりも高く、自己志向動機には年代差はみられなかった。本
研究の結果から、ボランティア動機と募金動機に及ぼす年代
終的に 3 因子 12 項目を採用した（累積寄与率 61.5％）。第 1の影響は異なると考えられる。
因子は、周囲の要請に基づいて募金を行ったという内容の項目で構成されたため、募金要請動機と命名した。
第 2 因子は、【引用文献】山本陽一(2011). 中高生のボランティア動機の困っている他者のために募金を行ったという内容の項目で構
構造. 日本心理学会第 75 回大会発表論文集, 129./ 山本陽成されたため、募金利他動機と命名した。第 3 因子は、募金
一・兪善英・井上果子・松井豊(2012). 南関東居住者の東日を行うことが自分自身の利益につながるという内容の項目で
本大震災被災地支援活動の心理過程. 日本社会心理学会第構成されたため、募金利己動機と命名した。共分散構造分析
53 回大会発表論文集, 82./ 山本陽一(2017). 成人のボランテによる確証的因子分析では、すべての因子間に相関を仮定し、 ィア動機の構造と年代差. 日本発達心理学会第 28 回大会発
項目間の相関が高かった項目（16 と 17、7 と 8、6 と 10、）の表論文集, 617.
募金動機尺度の因子分析結果（主因子法、バリマックス回転、n =800）
項目
F1
F2
F3
h²
M
本研究は、上廣倫理財団研究助成
F1 募金要請動機（M =1.96, SD =0.97, α=.900）（平成 27 年度）を受けて、平成 29
16 付き合いの一環だから.829 -.018 .160 .714 2.10
年度に筑波大学大学院に提出された
17 頼まれたら断れないから.827 .012 .247 .746 1.95
14 友人や知人に頼まれたから.779 .132 .279 .702 1.99 博士論文の一部として実施された。
本論文の作成にあたり、ご指導い
15 断れない人（例：会社の上司）に頼まれたから.758 .033 .278 .653 1.82
F2 募金利他動機（M =3.22, SD =0.86, α=.792）
ただいた松井豊教授（筑波大学）に5 困っている人を助けるのは当然のことだから.043 .876 .046 .772 3.32 感謝申し上げます。
      4 社会の一員として当然のことだから
                      .172
   .737
  .103 .583 3.05
（やまもと よういち）
3 困っている人や社会の役に立てるから2 いてもたってもいられない気持ちになったから
F3 募金功利動機（M =2.13, SD =0.87, α=.818）
8 自分にも得なことがあるから
7 税金の控除対象になるから10 自分がいい人だと思われたいから
6 いい気分になれるから負荷量の平方和寄与率(%)

-.101
.028

.671
.520

.078
.220

.467
.320

3.62
2.87

.257
.243
.393
.188
2.91
24.3

.119
.099
.131
.345
2.21
18.4

.805
.745
.580
.501
2.10
17.5

.728
.623
.509
.405

2.13
1.93
1.96
2.49

−52−

社会・文化

保育士のコミュニケーションスキルと精神的健康との関連
男性保育士の精神的健康はコミュニケーション次第？
○日向野智子 1 藤後悦子 1（非会員） 山極和佳 2（非会員） 磯 友輝子 2 高橋一公 2（非会員） 角山（1 東京未来大学こども心理学部 2 東京未来大学モチベーション行動科学部）
キーワード：保育士

コミュニケーションスキル

【目的】
保育士の早期離職は大きな問題であるが、その原因の一つに職場の人間関係があげられる（日向野他，2018）。本研究では、職場の人間関係に影響を及ぼすと考えられる保育士のコミュニケーションスキルに焦点をあて、同スキルと精神的健康との関連を性差を含めて検討する。
【方法】
1．調査時期 2017 年 6 月半ばから 6 月末の 2 週間程度。
2．調査対象者 新潟保育士会に所属する新潟県内の 391 保
育施設の職員 3,910 人を対象にした。319 施設（返送率 81.
58％）3234 名から返送があり，有効回答者数は 2989 人（有，女
効回答率 92.42％），男性 147 人（M=33.22, SD=11.11）
性 2792 人（M=39.62, SD=12.14）であった。
3．調査方法 質問紙による自己回答。
4．手続き 新潟県保育士会を通じて各施設の施設長にあらかじめ調査協力を依頼したうえで，施設長に調査票一式を送付した。施設長には，任意の職員最大 10 名（栄養士や看護師等，保育士以外の職員も含む）に対して調査票を配布・回答を依頼してもらった。各職員は回答後に小封筒に調査票を入れ減封して施設長に提出してもらい，施設長から対象職員の回答済み調査票をまとめて返送してもらった。
5．調査項目 1）施設長のみに尋ねた項目：職員全体の人数と正規・非正規職員の内訳，保育士の人数と男女の内訳，在園児数。2）デモグラフィック項目 ①保育士資格や他の資格の有無，②勤務施設の種類（認可公立保育所，認証保育所等），③通算勤務年数，現在の勤務先での勤務年数，④雇用形態（正規・非正規），⑤職場での役割（施設長，主任，クラス担任，保育補助，給食担当，栄養士，看護師，その他の 8 分類），⑥性別，年齢，婚姻の有無，子どもの有無を尋ねた。3）心理変数 ①GHQ12（中川・大坊，2013：12 項目 4 件法），②保育士間のコミュニケーションスキル（42 項目 5 件法），
③ENDE2 改訂版（小川・磯，2008，15 項目 5 件法）を用いた。また，本研究では使用しないが，対保護者コミュニケー
ション（日向野他，2016 から 20 項目 5 件法），保護者対応における不安（5 項目 5 件法），保護者から苦情を受けた際のコーピング（31 項目 4 件法）についても尋ねた。
6．倫理的配慮 実施に先立ち，研究者の所属機関における研究倫理審査を受け，本研究は倫理基準を満たすことを確認した。調査票の表紙には，調査回答の一部は新潟県保育士会主
催の保育士セミナー（2017 年 7 月 18 日実施）にてフィードバックされることを説明した。さらに①匿名性の保証，②データの統計的処理，③データの研究利用と発表，④回答の任意性と中断終了の権利などを説明するインフォームドコンセ
ントを記した後，調査回答への協力について諾否の回答を求めた。
【結果】
1．施設での役割 HAD（清水他, 2006）を用いて役割を集計した（Table1）。男女ともに担任の回答者が多く，保育に従事する男性保育士は保育従事者全体の 5.16％であった。

女性
男性
合計

施設長
225
13
238

主任
344
13
357

T able 1
性別ごとにみた各役割の人数
担任
補助
給食 栄養士 看護師 その他
1518
392
184
12
21
84
104
5
2
0
0
7
1622
397
186
12
21
91

合計
2780
144
2924

剛2

精神的健康

2．因子分析結果および信頼性係数 GHQ12（α=.84）は 1
因子解，保育士間のコミュニケーションスキルは調整（α=.93），親和（α=.85），受容（α=.84），ENDE2 は解読（α=.81），統制（α=.76），記号化（α=.75）の各 3 因子解であった（いずれも最尤法，プロマックス回転）。
3．コミュニケーションスキルと精神的健康の基礎統計量
これ以降の分析では，施設での役割のうち，保育従事者（施設長，主任，担任，保育補助）を対象とした。各尺度の平均
項目得点と標準誤差を Table2 に示した。GHQ12 のみ性差が有意であり，精神的健康度は女性よりも男性の方が高かった（F(4,2493)=4.10, p<.05）
。

女性
男性

Table2コ ミュ ニケ ーションスキ ルおよび年齢と精神的健康の基礎統計量
保育士間コミュニケーションスキル
コミュニケーション基礎スキル
調整
親和
受容
解読
統制
記号化
3.34 (0.01) 3.86 (0.01) 3.83 (0.01) 3.48 (0.01) 3.70 (0.01) 3.36 (0.01)
3.47 (0.07) 3.79 (0.07) 3.82 (0.06) 3.34 (0.09) 3.82 (0.08) 3.44 (0.08)

GHQ12
2.78 (0.01)
2.89 (0.06)

4．コミュニケーションスキルと精神的健康との関連 精神的健康度と保育士間のコミュニケーションスキルである調
整・親和・受容，ENDE2 の解読・統制・記号化の各スキルの平均項目得点および年齢，通算勤務年数，現施設の勤務年数について，男女別に相関係数を算出した（Table3）。男女ともに，コミュニケーションの基礎スキルよりも保育士間のコミュニケーションスキルが高いほど精神的健康度が高かった。また，精神的健康度と年齢との関連については，女性のみ弱い相関がみられたが，精神的健康度と通算勤務年数および現施設における勤務年数との相関はみられなかった。
Table3コ ミュ ニケ ーションスキ ルおよび年齢と精神的健康との関連
保育士間コミュニケーションスキル
調整
親和受容.38 **.37 **.24 **
女性.59 **.49 **.43 **
男性

コミュニケーション基礎スキル
解読
統制
記号化
.16 **.16 **.29 **.26 *.19 *.48 **

年齢.12 **.15**p <.01, *p <.05

【考察】
コミュニケーションスキルが高いほど精神的健康度が高いという傾向は女性よりも男性の方が高く，特に男性では，保育士間の「調整」および「受容」スキル，基礎的な「記号化」スキルが高いほど精神的健康度が高かった。保育の現場において男性保育士はごく少数であり，保育士や保護者の多くは女性である。そのような環境の中で信頼されるためには，マイノリティである男性保育士ほど，保育士間の良好な関係構築・問題解決につながる調整スキル，相手の考えを受容するスキル，自分自身の気持ちや考えを相手に正確に伝える記号化スキルが求められるのであろう。したがって，これらのスキルを備えた男性保育士ほど，精神的健康が良好であると考えられる。
【引用文献】
中川泰彬・大坊郁夫 (2013). 日本版 GHQ12 日本文化科学社
清水裕士他 (2006). 集団コミュニケーションにおける相互依存性の分析(1) コミュニケーションデータへの階層的データ分析の適用 電子情報通信学会技術研究報告, 106, 1-6.
謝辞：本研究の実施にあたり，新潟保育士会ならびに同会所属保育施設の皆様に多大なご協力を賜りました。記して感謝いたします。

（ひゅうがのともこ・とうごえつこ・やまぎわわか・
いそゆきこ・たかはしいっこう・かくやまたかし）−53−

社会・文化奇抜な名づけに影響を及ぼすパーソナリティの検討○佐々木小巻 1 大工泰裕 1 2 綿村英一郎 1 寺口司 1（1 大阪大学大学院人間科学研究科 2 日本学術振興会）
キーワード：名づけ，命名，【目的】 昨今の日本では，キラキラネームと呼ばれる従来の前とは異なる奇抜な名前をつける現象が注目されている。
そのような現象の原因の一つとして，従来重視されてきた社会における名前の公共性より，家族という親密空間における役割が重要となった点を小林(2009)は指摘している。名づけにおいて家族の親密性が重要視されるのであれば，家族以外の子どもの名づけは家族の子どもの名づけとは異なる傾向を示すはずである。しかし，自他の子どもの名づけの差異を検討した研究は乏しい。本研究では自他の子どもの名づけの違いについて，名づける側の個人特性，及び，名づけに込めた
理由の観点から実験的検討を行った。
【方法】
実験課題 参加者に自分，もしくは友人に女の赤ちゃんが生まれた場面を想定させ，「奈・愛・瑞・美・姫・心」の漢字のみを使用した二文字の名前を作成させた。ここで用いた 6 つの漢字は，赤ちゃん本舗(2017)の調査結果上位の中から，本実験の仕様に合わせ選定した。名づけに込めた理由について 28
項目を 5 件法で測定した。さらに，参加者の個人特性の項目として大橋(2006)の縦型/横型―個人/集団主義尺度から 9 項目と JISC(1994)の下位尺度からスキル知覚と対人感受性の 3 項
目を日本語訳したものを 5 件法で測定した。最後に，参加者のデモグラフィック項目として，婚姻状況，職業，名づけ経
験の有無，最終学歴について選択式で尋ねた。
参加者 インターネット調査会社にモニター登録をしている
15～69 歳の 1,000 名(男女 500 名ずつ，各年代層 200 名ずつ，Mage = 44.61，SD = 13.9)を対象とした。参加者は自分の子ども，
もしくは他人の子どもの名づけ条件に無作為に 500 名ずつ割り当てられた。
【結果】(1)名づけ理由についての分析 子どもの名づけ理由についての 28 項目に対して，因子分析(最尤法，プロマックス回転)を行った。1 つの因子のみに
絶対値.50 以上をもつことを条件に，項目の選定を行ったと
ころ，3 因子が抽出された。第一因子は「自分の意見を言える人になってほしい」などの自立を望む内容の 12 項目からなり，「しっかりした子因子」と命名した。第二因子は「いい企業に就職してほしい」などの社会的な成功を望む内容の8 項目からなり，「できる子因子」と命名した。第三因子は「思いやりを持ってほしい」などの対人関係の円滑化を望む
内容の 3 項目からなり，「いい子因子」と命名した。
 自分の子どもと友人の子どもの違いを検討するため，名づけ条件ごとの各因子得点に対して対応のない t 検定を行った
結果，有意差は見られなかった(できる子因子: t (998) = 1.16,
p = .50 ;しっかりした子因子: t (998) = .34, p = .18 ; いい子因子: t (998) = -.32, p = .05)。
(2)名づけ理由と個人特性についての分析 個人特性と名づけ理由の関係を検討するために，個人特性の各項目を説明変数，(1)で抽出した各因子項目を目的変数として，重回帰分析を行った。その結果，各重決定係数の値の小ささから，各個人特性は各名づけ理由を予測していなかった(しっかりした子因子: R2 = .05 ; できる子因子: R2 = .09 ;いい子因子: R2 = .04 )。
(3)子どもにつける名前の違いについての分析
 作成された子どもの名前の度数分布を条件ごとに確認した
ところ，両条件とも上位 5 種の名前で過半数を占めていた(Table 1)。両条件の上位 5 種の名前のうち 4 種(愛奈・愛美・奈美・美奈)は一致していた。一方，自分の子ども条件における「瑞奈」と友人の子ども条件における「心美」は，それぞれの条件のみにおいて上位に挙がるという違いがあった。この違いを検討するため，2 つの名前がどれくらいキラキラネームらしいかの評定を 6 件法で大学院生 5 人（男性 3 人，女性 2 人）に求めた。平均年齢は 24.40 歳(SD =6.64)であった。
評定の結果，「瑞奈」の平均得点は 2.40(SD = 1.12)，「心美」の平均得点は 4.25(SD =0.99)であった。
Table 1 子どもにつける名前上位 5 種度数分布表

自分の子どもにつける名前

友人の子どもにつける名前

名前
愛奈
愛美
奈美
美奈
瑞奈
美奈
愛美
愛奈
奈美
心美

度数
63
62
55
50
27
59
58
51
44
38

相対度数
0.126
0.124
0.11
0.1
0.054
0.118
0.116
0.102
0.088
0.076

【考察】 本研究では自他の子どもの名づけの差異について，名づける側の個人特性，及び名づけに込めた理由の観点から検討した。その結果，名づけ理由について自他の差はな
かった。また，名づけ理由と個人特性の関連性もなかった。
自他の子どもにつける名前も，キラキラネームらしさの観点から見ると差異はなかった。この結果は，先行研究で指摘されてきた名づけにおける親密空間の捉え方の再考の必要性を示唆していると考えられる。
【引用文献】
赤ちゃん本舗 2017 「2017 年上半期 赤ちゃん命名・お名
前ランキング」発表!
(http://www.akachan.jp/company/nene_release/article/post_334.
html)
小林康正 2009 名づけの世相史：「個性的な名前」をフィールドワーク 風響社.
大橋理枝 2006 縦型/横型―個人主義/集団主義の性差・地
域差・年齢差について：放送大学生の場合 放送大学研究
年報， 24, 93-100.
Takai J. & Ota H. 1994 Assessing Jaapanese interpersonal Communication Competence. The Japanese Journal of Experi
mental Social Psychology. 33, (3), 224-236.
（ささきこまき・だいくやすひろ・わたむらえいいちろう・
てらぐちつかさ）−54−

社会・文化ムスリムに対するテロイメージと受容的態度の関係○松木祐馬 1 向井智哉 1 金信遇 2 近藤文哉 2（1 早稲田大学文学研究科 2 上智大学大学院グローバル・スタディーズ研究科）
キーワード：受容的態度 テロイメージ ムスリム【目的】
 近年のグローバル化に伴い，日本で生活するムスリム（イスラム教徒）の数は増加傾向にある。しかしながら，ムスリ
ムに対して日本人が抱くイメージは，概してネガティヴなものであることが示されている。例えば，高木（2005）では，
イスラム教は「テロの宗教」「怖い宗教」などとしてイメージされていることが報告されている。また，松本（2006）では，
ムスリムに対するイメージは，「厳格で戒律が多く不自由」「得
体が知れず理解しがたい」「不寛容で攻撃的」「ヒゲをはやした砂漠の民」という 4 つの因子から構成されていることが見出されている。
そして，ムスリムに対するイメージは，ムスリムに対する受容的態度と関連することが示されている（近藤・向井，
2017；岡井・石川，2011）。それゆえ，日本人とムスリムが良好な関係を築くためには，ムスリムに対するイメージと受容的態度との間の関係性を検討することは重要である。多くの日本人にとって，ムスリムと直接関わり合いを持つ機会はそれほど多くなく，ムスリムに対するイメージを構成するにあたっては，メディアによる報道が大きな役割を果たしていると考えられる。日本での報道においてムスリムが最も注目された事案は，テロにまつわるものであったといえよう。そこで本研究では，日本においては，ムスリムに対してはテロに関連するイメージが想起されやすいであろうことに着目し，テロ関連のイメージを持つことが受容的態度とどのように関連しているかについて検討する。
【方法】
 東京・京都の 4 年生女子大学の受講者 161 名（平均年齢19.79 歳，SD=0.93，年齢不明 3 名）を対象に質問紙調査を実施した。そして，ムスリムに対して抱くイメージを自由記述で回答するよう求めた。受容的態度については，近藤・向井（2017）のムスリムに対する受容的態度尺度を使用し，5段階で回答を求めた。
【結果】
 著者の内 2 名が自由記述の内容をもとに，回答者を 3 つの群に分類した。具体的には，テロ及び明らかにテロを連想させる語（例えば，過激，IS など）を記述した回答者を「テロ想起群」，テロを起こすのは一部の人のみだと記述した回答者を「一部認識群」，残りの回答者，すなわち，テロに関する記述をしなかった回答者を「テロ非想起群」に分類した。各分類における評定者の一致度を確認するために κ 係数を算出したところ，テロ想起群で.91，一部認識群で.88，テロ非想起群で.90 あり，いずれも十分に一致しているとみなし得る高い κ 係数が確認された。その後で，一致しなかった回答者について評定者間で協議し，いずれかの群に割り当てた。各群の内訳は，テロ想起群が 54 名，一部認識群が 16 名，テロ非想起群が 91 名であった。
 上記の分類に基づき，各群の受容的態度の平均値を求めてTable1 に示すとともに，イメージの種類を独立変数とした分散分析を行った。分析の結果，イメージの種類の主効果

Table1
各群の受容的態度の平均値と SD
平均値
SD
テロ想起群
2.69
0.88
一部認識群
3.84
0.84
テロ非想起群
3.11
0.85（F(2,158)=11.70,p<.001）が有意であったため，多重比較（Shaffer 法）を行ったところ，一部認識群，テロ非想起群，
テロ想起群の順で受容的態度が高かった（一部認識群 vs テロ
想起群:p<.001，一部認識群 vs テロ非想起群:p<.01，テロ非想起群 vs テロ想起群:p<.01）。
【考察】
本研究の目的は，ムスリムに対するテロ関連のイメージとムスリムに対する受容的態度との関連を検討することであった。
分散分析の結果，ムスリムの中でもテロをするのは一部の人たちであると認識している人で，受容的態度が最も高かった。
次いで，テロに関するイメージを想起しなかった人の受容的態度が高く，ムスリムに対してテロと関連したイメージを持っている人の受容的態度は最も低かった。このことは，ムスリムの中の一部はテロを起こす人たちであることを認識しつ
つも，それは一部の人に限られることを理解している人は，
単にムスリムからテロを連想しない人よりも，よりムスリムを受容しやすいことを示している。この結果から，ムスリムに対する受容的態度を高める上では，ムスリムとテロとの関連を誇張するような言説を控えるとともに，テロという行為に至る人は一部に限られることを周知させることがより有効であることを示唆している。本研究は，日本人とムスリムとが良好な関係を築くためのより良い方策を提言し得る基礎的研究として，一定の意義があるといえよう。
【引用文献】
近藤文哉・向井智哉 (2017). 計量的手法を用いたムスリムに対する受容的態度の規定要因の検討―「非ムスリム研究」の展開に向けて― 日本中東学会年報, 33, 95-117.
松本高明 (2006). 日本の高校生が抱くイスラーム像とその是正に向けた取り組み― 東京・神奈川の高校でのアン
ケート調査を糸口として― 日本中東学会年報, 21,
193-214.
岡井宏文・石川基樹 (2011). 地域住民におけるムスリム・イ
スラームに対する意識・態度の規定要因―岐阜市調査の事例より― イスラーム地域研究ジャーナル, 3, 36–46.
高木規矩郎 (2005). 日本人大学生のイスラム意識調査について イスラム科学研究, 1, 199-209.
（まつき ゆうま・むかい ともや・きむ しんう・こんどう ふ
みや）

−55−

社会・文化妖怪の生起メカニズムと社会的役割の検討(2)
代表的な妖怪の類型化と現代における代替物◯高橋 綾子1・桐生 正幸2(1 東洋大学大学院社会学研究科・2東洋大学)
キーワード：妖怪，社会的役割，類型化目 的
本研究の目的は、妖怪に対する日本人の認知、感情を明らかにし、その生起メカニズムと社会的役割を検討することである。本論では妖怪を「未知なる奇怪な現象または異様な物体であり、人間に何らかの感情や行動を生じさせ、かつ、固有名詞を持ち、社会的役割を果たすもの」と定義し、社会や人間に対する妖怪の作用を「社会的役割」と呼ぶ。加えて、妖怪の生起するメカニズムを「ある個人がネガティブな出来事を経験し①その原因を推論することで生じた個人内の結果(原因帰属)とそれに伴う情動を社会的共有し②他者からの承認が得られることでネガティブ感情が抑制され妖怪が生起す
る③さらに集団に伝播する中でその社会的役割が取捨選択され社会的秩序が整う」と仮定し、①から③に至るプロセスについて検証する。本論では③の社会的役割に着目し、代表的な妖怪の類型化と、その結果から抽出した機能を現代においては何が代わりに担っているのかについて検討する。

方 法
分析資料は我が国で発刊された妖怪に関する事典、語彙集の中から民間伝承を忠実に反映した妖怪や、生活文化に根付いている妖怪が記載された6冊1)を用いた。
分析は次の手順に従っておこない、統計分析には統計ソフ
トウェアR version 3.4.3を用いた。
1)妖怪の抽出 6冊中4冊以上掲載されている妖怪を抽出した。
ただし『日本怪異妖怪大事典』に記載のないものは除外した。
2)変数の選定 東洋大学社会学研究科社会心理学専攻の大学院生8名とともにKJ法に準じたブレインストーミングを実施し、妖怪の特質を表すと考えられる変数を選定した。
3)統計分析① コレスポンデンス分析およびクラスタ分析を実施した。
4)機能の抽出 上記から得られたクラスタごとに主な機能を抽出した。
5)代替物の選定 2)と同様の手順で、現代において4)で抽出した機能を担っていると考えられる項目を選定した。
6)統計分析② 3)と同様の手順で分析を実施した。

結 果
妖怪の類型化 抽出された妖怪は57種類、分析に用いた変数は29であった。各妖怪は変数ごとに該当するものを1、0に変換し、分類した。なお、出現率5％未満の7変数は分析から除外した。コレスポンデンス分析の結果、第1軸は固有値 .327
(寄与率 .150)、第2軸は固有値 .272(寄与率 .125)であった。次に、コレスポンデンス分析で得られたカテゴリスコア、サン
プルスコアを用いてクラスタ分析(ward法)を行い、3つのクラスタを得た。各クラスタの特徴を以下に述べる。第1クラス
タは「恐怖喚起―非人間型」、畏怖や信仰の対象として近付
き難い雰囲気を持ち、人間を攻撃する妖怪が属する。代表的な妖怪はおに、てんぐ、いったんもめんである。第2クラス
タは「注意喚起―非人間型」、人間を驚かせることを好むが攻撃はせず、正体を現すことは少ないという特徴を持つ。代
表的な妖怪はこそこそいわ、ぬりかべ、たたみたたきである。
第3クラスタは恐怖、注意喚起のどちらでもなく、人間的である傾向が非常に高いと考えられるため、「人間型」とした。
他のクラスタとは対照的に、積極的に人間と交流し、人間との距離が近いのが特徴である。仕事を手伝うなど、人間に喜びをもたらすこともある。代表的な妖怪は、かっぱ、ざしき
わらし、まくらがえしである。
現代における代替物 上記の結果をもとに抽出した機能33種
類を変数とし、25の代替物に各クラスタの代表的な妖怪3種
類ずつを加えた34項目を変数ごとに1、0に変換し分類した。
コレスポンデンス分析の結果、第1軸は固有値 .440(寄与率.204)、第2軸は固有値 .302(寄与率 .140)であった。上記と同様の手順でクラスタ分析(ward法)を行い、3つのクラスタを得た(Figure1.)。各クラスタの特徴を以下に述べる。第１クラ
スタは「聖なる型」、他のクラスタとは対照的に有害・無害のどちらにもなり得る。特定の集団内で共有され、聖なる象
徴となっていることが特徴である。主な代替物は、AI、法律、インターネットである。第2クラスタは「俗なる有害型」、人間にとって有害であり、人間の恐怖を喚起し、攻撃性を持つ。主な代替物は自然災害、都市伝説、犯罪者である。
第3クラスタは「俗なる無害型」、人間を驚かせることはあっても恐怖は与えず、害も無いという特徴を持つ。主な代替物はキャラクター、テーマパークである。

考 察
妖怪の類型化では３つのクラスタが得られ、クラスタごとの特徴や各クラスタに属する妖怪の特性が大まかに把握できたと同時に、妖怪の特性と恐怖喚起、注意喚起といった社会的役割との関連が示唆された。現代における代替物においても同様に３クラスタが得られたが、その分布からは代替物が補完できていない機能があることも見てとれる。今後は本結果をもとに現代における社会的役割の置換対象、表出方法、過不足の有無などについてより詳細に検討する。
引用文献

R Core Team(2017). R:A language and environment for statistical computing. R Foundationfor Statistical Computing. Retrieved from https://www.R-project.org/. (May 23, 2018.)(たかはし あやこ・きりう まさゆき)

1) 岩井宏實(監修)(2015).ビジュアル版 日本の妖怪百科 河出書房新社、小松和彦(監修)(2013).日本怪異妖怪大事典 東京堂出版、千葉幹夫(編)(2014).全国妖怪事典(講談社学術文庫)講談社、水木しげる(2014).決定版 日本妖怪大全 妖怪・あの世・神様 (講談社文庫) 講談社、村上健司(編)(2015).改訂・携帯版 日本妖怪大事典 (角川文庫) 角川書店、柳田國男(1977). 妖怪談義 講談社−56−

社会・文化

キャラクターのデータベース消費仮説を否定する○山岡重行（聖徳大学心理・福祉学部心理学科）
キーワード：データベース消費、萌えキャラクター、オタク度【目的】北田(2017)は、腐女子は男性中心社会に異議申し立てをするフェミニストであるという自説を強弁するために、マンガの二次創作に興味を持つ女性オタク(北田の操作的定
義では腐女子)と男性オタクの平均値を標準得点に変換、ジェンダー意識において男性オタクが正の値、女性オタクが負の値を示すことを図示している。しかし、この 2 群間の有意差の記述はない。北田の研究は、誤差でしかない結果を差があるように見せかけた捏造である。
山岡(2017ab)は、「マンガの二次創作に興味を持つ女性オタ
ク」は、BL 趣味を持つ腐女子と BL 趣味を持たない女性オ
タクが同程度混在しており、この群を腐女子群と見なすことはできないこと、また、「男性は女性よりも優れている」という男性優位のジェンダーステレオタイプにおいて腐女子群と男性オタク群には有意差がないことを報告し、北田の「腐女子＝フェミニスト説」を否定している。
「腐女子こそがもっとも現行社会における男女の差異、差別、家父長的な性別役割分担、セクシュアリティ意識に敏感なのであり、その対極にあるのがデータベース消費を生きる
男性オタクである。これは、『現代において異性愛・男性中心主義な性関係のあり方』をどう捉えるか、ということのジェ
ンダーギャップを明確に示している。(北田,2017, p.286)」
北田は腐女子＝フェミニストとして議論するために、男性
オタクを、男性中心のジェンダーステレオタイプを強く持つ
女性差別者に仕立て上げている。本研究はその前提としている「データベース消費」に注目する。データベース消費とは
思想家・評論家である東浩紀(2001)が提唱した概念で、物語そのものではなくキャラクターの構成要素が消費の対象となるコンテンツの受容形態を意味している。東の概念自体は、オタクの消費形態をヒントにポストモダン思想を再検討する
思索の道具であり、東の論考内では意味を持つものである。
本研究はあくまでも、北田が既定の事実として使用する「男性オタクはデータベース消費」という概念を検討する。
北田(2017)は直接的には、東園子(2015)の研究から「男性
オタクはデータベース消費、腐女子は相関図消費」という概念を引用している。東園子は、二次創作同人誌を分析し、BL
同人誌は 2 人の男性キャラクターの原作における関係性に対応した二次創作であり、腐女子は関係性に萌える相関図消費だと主張している。一方、男性オタク向けの二次創作はキャラクターや構成要素を物語世界から切り離し、それらを組み合わせて楽しむキャラ萌え型のデータベース消費としている。
東園子は「腐女子の相関図消費」という自説を強調するために「男性オタクのデータベース消費」を対置させたと解釈できるが、その概念を腐女子＝フェミニスト説を強弁するために継承したのが北田(2017)である。いずれにしても、この仮説が正しいのであれば、男性オタクは女性オタクや腐女子よりも、萌え要素を強く持つ女性の絵に強い魅力を感じるはずである。本研究の目的は、この仮説の妥当性を検討することである。本研究では「萌え要素」として、顔に関しては女性の目の大きさ、体型に関しては胸と腰の大きさを使用する。
萌えキャラと呼ばれる女性の絵は、目が大きく、胸と腰が大きくウエストが細いという造形が一般的だからである。
【方法】 実験参加者 山岡(2016)のオタク度尺度と腐女子
度尺度により判定した男性オタク群 59 名、女性オタク群 60

名、腐女子群 53 名、合計 172 名。
実験課題 目の大きさを変化させた 6 枚の女性の顔の画像と、胸と腰の大きさを変化させた 6 枚の女性の体型の画像を実験
刺激として使用した。この画像は 3CDDG で作成した。課題は 12 枚の画像に対して、「1;全く魅力的・理想的ではない、
2;あまり魅力的・理想的ではない、3;どちらかというと魅力的・理想的ではない、4;どちらかというと魅力的・理想的だ、
5;ある程度魅力的・理想的だ、6;とても魅力的・理想的だ」の 6 件法で魅力評定を行うことである。
【結果】顔画像の魅力評定値に、画像の目の大きさを級内要
因、群の違いを級間要因とした 2 要因分散分析を行った。その結果、顔画像の目の大きさの主効果(F=48.144,df=5/845,
p<.001)が認められた。目の大きさが小さい順に顔画像 1～6と表記する。Bonferroni 法多重比較から、顔画像 2 と 3 が最も魅力度が高く、次が目の大きさが最も小さい顔画像 1 だった。それよりも目が大きくなると魅力度が低下し、最も目が大きい顔画像 6 は顔画像 1～4 よりも有意に魅力度が低かった。体型画像の魅力評定値に、
画像の腰の大きさを級内要因、群の違いを級間要因とした 2 要因分散分析を行った。その結果、体型画像の腰の大きさの主効果(F=45.683,df=5/845,p<.
001)が認められた。腰の大きさが小さい順に体型画像 1～6と表記する。Bonferroni 法多重比較から、体型画像 1・2 は体型画像 4・5・6 よりも魅力度が高く、体型画像 3 は体型画
像 5・6 よりも魅力度が高かった。最も腰が大きい体型画像 6
は他の 5 つの画像よりも有意に魅力度が低かった。
【考察】東弘紀(2001)は、「自分の好む萌え要素に脊髄反射的な反応を示すようになったオタクの変容」を「動物化」と呼んでいる。オタク男性がデータベース消費なのであれば、特定の物語世界とは無関係な本研究の実験刺激画像の大きな目や胸と腰の大きさに脊髄反射的に反応するはずである。しかし本研究の結果は、男性オタク、女性オタク、腐女子の別な
く、目が大きくなるほど魅力度が低下し、腰が大きくなるほ
ど魅力度が低下することを示している。少なくても「女オタクとは異なり、男オタクは萌え要素に反応するデータベース
消費に生きる」という北田(2017)の主張は否定できるだろう。
また、顔画像においては最も魅力度が高かったものでも、6 件法の理論的中点の 3.5 未満である。顔はキャラクターを識別する最も重要な特徴である。その顔画像にあまり魅力を感じないということは、物語世界から切り離してキャラクタ
ーだけ消費するデータベース消費の現象としての実在性に疑義を抱かせる。ある作品世界の画風の中で活躍するからこそ極端に目が大きなキャラクターでも魅力的に見えてくるのである。二次創作で、あるキャラクターに原作とは異なる役割を与えても、原作と全く異なるキャラクターにすることはありえない。メガネ娘萌えや猫耳萌えという言葉があったが、これは要素ではなく類型化された同傾向のキャラクターへの嗜好の表現と解釈すべきである。他者が思索の道具として使用したデータベース消費という概念を無批判に既定の事実と見なすこと、「腐女子＝フェミニスト説」のために有意差がないものを対極にあると見なすこと、そのために男性オタ
クを女性差別者に仕立て上げること、北田(2017)の研究に行動科学としての妥当性は皆無である。
（やまおか しげゆき）−57−

産業・災害新規学卒者の入社後のキャリア発達に関する時系列的研究
竹内 倫和（学習院大学経済学部）
キーワード：キャリア発達，組織社会化，新入社員研修【研究の目的】
新規学卒者は、入社後組織の規範や価値観を受け入れると同時に、仕事上必要とされるスキルや能力を高めながら、組織社会化を果た
していくことがキャリア発達上求められている（Schein, 1978）。組
織社会化とは、「新規参入者が組織の外部者から内部者へと移行していく過程」（Bauer et al., 2007: 707）と定義づけられる概念である。新
規学卒者は組織社会化の結果として円滑な組織適応が可能になる一方で、企業としては離転職を抑制すると同時に早期の戦力化を図る
ことができるため、その重要性が指摘されている。
そのような中、既存研究では組織社会化戦術と言われる企業施策
が新規学卒者の組織適応に対していかなる影響を及ぼすのかについての検討が行われてきた（Ashforth et al., 2007; Bauer et al., 2007; Lu &Tjosvold, 2013）。しかしながら、具体的な企業施策である新入社員研修の効果については、これまで必ずしも十分な研究蓄積がなされておらず議論の余地が残されている（Andersen et al., 1996; Klein &Weaver, 2000; 竹内, 2016, 2017）。
数少ない研究の中で、Klein and Weaver（2000）では新規学卒者が新入社員研修に参加することによって、組織社会化過程で新規学卒者が獲得すべき知識や態度を意味する「組織社会化学習内容」が有意に高まることを明らかにしている。また、竹内・竹内（2015）では、新規学卒者の新入社員研修満足度が、「役割明瞭性」及び「組織との社会的交換関係」を高め、これらの変数を媒介して新規学卒者の組織適応指標が高まることを明らかにしている。
以上の一連の結果から、新入社員研修から新規学卒者の組織適応へと至る影響過程が部分的に解明されつつあるが、その他の変数を媒介した新たな影響過程を特定することが研究上の課題であると指摘することができる。そこで、本研究では新規学卒者の組織適応に対する新入社員研修の新たな影響過程を明らかにするために、「職務上のキャリア成長」に焦点を当てた分析枠組みを設定した（図 1）。
すなわち、新入社員研修の効果の 1 つとして、新規学卒者が新たに担当する職務に対する「意味づけ（sense-making）効果」を有すると仮定し、担当職務が将来のキャリア成長やキャリア発達につながるという新規学卒者のキャリア成長感を介した影響過程を仮説化した。
また、上記の影響過程を精緻に検討するためには、縦断的データに基づく検討が不可欠である。従って、新規学卒者に対して実施した
4 回の縦断的調査データから上記の影響過程を実証的に検討することを本研究の目的とする。
【方法】（1）調査対象・時期
本研究は、民間上場企業に正規従業員として就職した大学卒及び入社3ヶ月後入社6ヶ月後新入社員研修満足度

職務上のキャリア成長感研修目的と内容

仮説1a

仮説2a

キャリア成長→ 仮説3a・3b →
研修方法

仮説1b

仮説2b

図1 本研究の分析枠組み

大学院修了の新卒採用者を対象とする調査を実施した。分析枠組みで示される入社後から入社 9 ヶ月後へと至る時系列の影響過程に合わせ、入社直後から 3 ヶ月間隔の 4 回の縦断的調査が実施された。
1 回目調査（Time 1、T1）は、入社直後の 4 月初旬に上記従業員
721 人を対象に調査が実施され、欠損等の多いサンプルを除いた 517
部の有効回答を得ることができた。2 回目調査（Time 2、T2）は、7月初旬に T1 調査回答者 517 人を対象として実施され、離職者を除いた 307 部の有効回答を得た。3 回目調査（Time 3、T3）は、10 月
初旬に T2 調査回答者 307 人に対して実施され、離職したサンプルを除いた 215 部の有効回答を得た。4 回目調査（Time 4、T4）は、1
月初旬に T3 調査回答者 215 人を対象に実施され、離職者を除く 111
部の有効回答を得た。従って、本研究では入社後退職経験がなく、T1 からT4調査の全てに回答した111部を最終的な分析対象とした。
（2）測定尺度
新入社員研修満足度（T2） Tello et al.（2006）によって開発された
研修満足尺度を新入社員研修の文脈に修正した 9 項目を用いた。導
入研修満足度は下位次元が設定されており、「研修目的と内容」は 3
項目（α＝.89）、「研修方法」は 6 項目（α＝.88）である。 キャリ
ア成長（T3） Bedeian et al.（1991）による 2 項目を用いた（α＝.89）。
組織適応結果指標（T4） 転職意思は、Cammann et al.（1979）を参考にした 3 項目を使用した（α＝.92）。職務関与は、Kanungo（1984）
を参考にした４項目を用いた（α＝.70）。 統制変数（T1） 年齢、
性別（ダミー）、学歴（ダミー）、会社規模、業種（製造業ダミー）、
採用職種（総合職ダミー）を設定した。
【結果と考察】分析枠組みに基づき、観測変数による共分散構造分析を実施した。
その結果、分析モデルとデータとの高い適合度が示された（IFI＝.98;
CFI＝.98; SRMR＝.03）以下、具体的に各仮説について検討する。
第 1 に、新入社員研修満足度とキャリア成長との関係を仮説化した仮説 1 では、下位次元の「研修目的と内容」と「研修方法」の双方がキャリア成長に対して有意な正の影響を及ぼしていることが示された。従って、仮説 1 は支持された。
第 2 に、キャリア成長と組織適応指標との関係において、キャリ
ア成長は、転職意思に対して有意な負の影響を及ぼしていることが明らかになった。また、職務関与に対しては、キャリア成長が有意な正の影響を及ぼしていることが示された。この結果から、仮説 2は支持された。
第 3 に、新入社員研修満足度と組織適応結果との関係におけるキャリア成長の媒介効果に関する仮説 3 を検証するため、分析枠組みのモデル（媒介モデル）に新入社員研修満足度から組織適応結果指入社9ヶ月後標への直接効果（4 パス）を追加したモデルに対する共分散構造分析を行った。その結果、媒介モデルからこの直接効果
組織適応結果を追加したモデルのデータとの有意な向上は確認されず（Δ、また新入社員研修満足度から組
χ2＝6.77（Δdf＝4）, n.s.）
織適応指標への各パスは、全て非有意であることが確認され転職意思た。さらに、新入社員研修満足度と組織適応結果指標との関係におけるキャリア成長の間接効果（ブートストラップ法）
を検証したところ、キャリア成長が有意な間接効果を有していることが示された。以上の一連の分析結果から、キャリア
職務関与
成長が新入社員研修満足度と組織適応結果との関係において、
完全媒介していることが確認され、仮説 3 は支持された。
（たけうち ともかず）−58−

産業・災害仕事への潜在的・顕在的態度と職場における本音の表出不能経験の関連○松本友一郎 1（1中京大学心理学部）
キーワード：職場，本音，潜在的態度【目的】
本研究は，職場において本音を言えないという日常経験の要因について検討することを目的とする。松本 (2018) はこのような日常経験を「本音の表出不能経験」と呼び，普段経
験する頻度を尋ねる形で回答を求める尺度を作成した。因子分析により，上司など相手の言動に対する不服や不満を伝えることができない「不服伝達不能経験」と時間外や担当外の仕事など過剰な負担を断れない「過剰負担拒否不能経験」の2 因子が見出された。本研究では，個人の内における本音と表出のギャップが日常の表出不能経験にどのように反映されるのか検討する。具体的には，Implicit Association Test (IAT)によって測定した仕事に対する潜在的態度と，IAT と同じ刺激を用いて自己報告により測定した顕在的態度のギャップにより実験参加者を群分けして比較する。
【方法】
実験参加者 フルタイムまたは 1 日 7 時間×週 5 日のパー
トタイムで勤務する会社員または公務員 28 名（女性 18 名，
男性 10 名）が実験に参加した。平均年齢は 30.00 歳 (SD =7.94) であった。
装置及び場所 実験はすべてノートパソコン (NEC 製
PC-VJ17TGGD4LTJ) で実施した。複数名が一度に実験に参加する場合もあったが，その場合は同型のパソコンを複数台使用した。実験の場所は，実験参加者の希望に応じて大学の実験室と実験参加者の勤務先（会議室等の静寂が確保できる部屋）のいずれかを使用した。複数名で実施する場合はお互いの画面が見えない配置で実施した。
測度 IAT の課題は，単語を「休日」と「仕事」に分類する内容と「快」と「不快」に分類する内容で構成した。
「休日」と「仕事」の分類に用いる単語は予備調査に基づいて作成した。
「休日」に用いた単語は，趣味，睡眠，自由，遊び，癒しであり，「仕事」に用いた単語は，業務，同僚，職場，上司，出勤であった。
「快」と「不快」の分類には川上・吉田 (2010)
で使用された漢字 1 字を用いた。
顕在的態度と本音の表出不能経験の質問票は Qualtrics で作成し，IAT と同じノートパソコンで実験参加者に回答を求めた。顕在的態度は「休日」と「仕事」の分類に用いた単語について質問票で快または不快の程度について「かなり不快」
から「かなり快」の 7 件法で回答を求めた。日頃の表出不能
経験の頻度は松本 (2018) の尺度を用い，「0. まったくない」～「3. しばしばある」で回答を求めた。
手続き 実験の説明と同意書の記入後，IAT，顕在的態度の自己報告，本音の表出不能経験尺度への回答を行い，謝礼を渡した。順序はいずれの実験参加者も同じであった。
【結果】
IAT の結果，仕事に対する潜在的態度は 1 名を除き全員がネガティブであった。潜在的態度の得点と顕在的態度の得点によるクラスタ分析の結果，①潜在的態度・顕在的態度共に極度にネガティブ (2 名)，②潜在的態度・顕在的態度共にネガティブ (20 名，内 1 名だけ潜在的態度がニュートラル)，③潜在的態度はネガティブであるが顕在的態度はポジティブ(6 名) という 3 群に分かれた。①は 2 名しかいなかったため以降の分析では除外した。本音の表出不能経験は下位尺度ごとに合計得点を項目数で除して 0～3 の値をとるよう得点を算出した。クラスタ②と③について本音の表出不能経験の得点を t 検定により比較した。その結果，不服伝達不能経験については，③（潜在ネガティブ・顕在ポジティブ, M = 0.74, SD= 0.45）の方が②（潜在・顕在共にネガティブ，M = 1.34, SD= 0.57）より有意に低いことが示された (t (24) = 2.34, p< .05, d = 0.96, Figure 1)。なお，③の人数が少ないため，
Mann-Whitney の U 検定でも確認したが同じ結果であった。
3.0
2.5

*
2.0
得

潜在ネガティブ
顕在ネガティブ
潜在ネガティブ
顕在ポジティブ

1.5

点
1.0
0.5
0.0
不服伝達不能* p < .05
注）エラーバーは標準誤差
Figure 1

負担拒否不能

仕事に対する態度ごとの表出不能経験頻度【考察】
当初は潜在的態度（本音）と顕在的態度にギャップがあれば日頃の表出不能経験にも反映されると予測していたため，
上記の結果は仮説とは異なる。この点については，たとえ本
音では仕事に対してネガティブであっても，本人がポジティブであると思い込んでいれば本音の表出不能経験というストレッサーが低減すると解釈できる。ただし，本音の表出不能
経験が少ないということも思い込みであるという可能性もある。さらに，もう 1 つの可能性として，因果が逆であることが考えられる。つまり，不服伝達不能経験が低いために仕事に対する顕在的態度がポジティブになるということである。
しかし，もしそうであるなら潜在的態度がネガティブである
ことについて説明がつかない。したがって，因果が逆という解釈は成り立たない。
以上より，仕事に対するポジティブな思い込みが実際の表出不能経験または主観的な表出不能経験を低減させる可能性が考えられる。後者の主観による場合，実際には表出不能経
験が多いにも関わらず自身のストレッサーについて無自覚である，または，ストレッサーが少ないと意図的に思い込んでいるケースもありうる。その場合，かえって本人によるストレスへの対策がとられにくいと考えられるため，仕事に対す
るポジティブな顕在的態度の効果については，実際と主観を区別してさらに慎重な検討を進めることが必要である。
【引用文献】
川上直秋・吉田富二雄 (2010). 集団成員への閾下単純接触が集団間評価に及ぼす効果―IAT を用いて― 心理学研究,81, 364-372.
松本友一郎 (2018). 社会的自己制御及び組織風土と職場における本音の表出不能経験の関連―世代別の検討―．応用
心理学研究, 43, 244-255.
（まつもと ともいちろう）−59−

産業・災害商品選択における文脈効果（Ⅲ）―競争者，標的，おとりの価格配置の検討―
蜂屋 真（流通科学大学 人間社会学部）

キーワード：商品選択，魅力効果，選好                                                             
研究の目的
3 選択肢場面でセットを選ぶという魅力効果を促進する反応
2 属性に関して異なる商品の選択場面では，魅力効果といを示した被験者は 15.5％，2 選択肢場面でセットを 3 選択肢
う現象が確認されている。魅力効果を検討する実験では，属場で写真集あるいはＤＶＤ選ぶという魅力効果を抑制する反性 1 に関して優れている商品Ａ（競争者），属性 2 に関して応を示した被験者は 5.1％であった。
優れている商品Ｂ（標的），商品特性は商品Ｂに近いが商品Ｂ
9000 円条件では，2 選択肢場面と 3 選択肢場面でセットをより劣る商品Ｃ（おとり）が用いられる。魅力効果とは，商選択した割合が 52.1%で，両場面でセットに対する選択率は品Ａと商品Ｂが提示される 2 選択肢場面と，商品Ａ，商品Ｂ，変わらなかった。両選択場面の選択商品を分析した所，一貫商品Ｃが提示される 3 選択肢場面とを比較すると，商品Ｂの反応を示した被験者は 75.0％，促進反応を示した被験者は選択率が 2 選択肢場面と比較して 3 選択肢場面で高まるとい12.5％，抑制反応を示した被験者は 12.5％であった。12000
う現象をさす。
円条件では，2 選択肢場面でセットを選択した割合が 50.0%
例えば，Ariely(2009)は，エコノミスト誌の購読方法としであったが，3 選択肢場面ではセットを選択した割合がて，ウェブ版（59 ドル），印刷版とウェブ版のセット（12553.2％に上昇した。両選択場面の選択商品を分析した所，一ドル），印刷版（125 ドル）から選択を求めると，ウェブ版， 貫反応を示した被験者は 72.6％，促進反応を示した被験者はセット，印刷版を選んだ人はそれぞれ 16％，84％，0％であ
14.5％，抑制反応を示した被験者は 11.3％であった。
った。しかし，次いでウェブ版，印刷版とウェブ版のセット
以上の結果は，6000 円条件のみで魅力効果が見られること，の 2 選択肢から選択を求めると，ウェブ版，セットを選んだ
及び魅力効果の生起に抑制反応が関わっていることを示して人はそれぞれ 68％，32％になった。このようにセットの選択いる。今回の研究では被験者数が少なかったので，今後被験率が 2 選択肢場面と比べて 3 選択肢場面で 52 ポイント高か
者数を増やし価格配置の効果を再度検討したい。
った。蜂屋（2015）は，写真集（3000 円），写真集とＤＶＤのセット（6000 円）とＤＶＤ（6000 円）が売られている 3
選択肢場面と，写真集と写真集とＤＶＤのセットが売られている 2 選択肢場面とを比較した。2 選択肢場面，次いで 3 選
択肢場面で実験する群で，セットの対する選択率が 2 選択肢
場面と比べて 3 選択肢場面で 11.3 ポイント高かった。逆の順序で実験を行った群では，セットの対する選択率が 3 選択肢
場面で 20.0 ポイント高かった。
蜂屋（2015）で魅力効果は確認されたが，競争者，標的，
おとりのどのような価格配置でも魅力効果は確認されるだろうか。本研究では，おとりであるＤＶＤの値段を，6000 円，
9000 円，12000 円とする場面で，魅力効果の検討を行った。
方法
日時：2017 年 11 月
調査対象者：平均年齢 19.1 歳の大学生 168 名（男子 136 名，
女子 32 名）実験手続：実験は，心理学 1，心理学 2，心理学 3 の授業で行われた。心理学 1 の授業（6000 円条件）では，写真集を買いに行った所，写真集（3000 円）と，写真集とＤＶＤのセット（6000 円）が売られていることに気付いたという想定で，どちらの商品を購入するかを選択してもらった。2 か月後，写真集（3000 円），写真集とＤＶＤのセット（6000 円），Ｄ
ＶＤ（6000 円）の中から購入したい商品を選んでもらった。
心理学 2 の授業（9000 円条件）では，写真集（3000 円），写真集とＤＶＤのセット（9000 円），ＤＶＤ（9000 円）の商品を用い，心理学 3 の授業（12000 円条件）では，写真集（3000円），写真集とＤＶＤのセット（12000 円），ＤＶＤ（12000円）の商品を用い，同様な実験が行われた。                                         
結果及び考察図 1 は，各条件の 2 選択肢場面と 3 選択肢場面で，被験者が写真集，セット，ＤＶＤを選んだ割合を示す。6000 円条件
では，2 選択肢場面でセットを選択した割合が 62.1%であったが，3 選択肢場面ではセットを選択した割合が 72.4％に10.3 ポイント上昇した。さらに，被験者ごとに両選択場面の図 1 2 選択肢場面と 3 選択肢場面で，写真集，セット，
選択商品を分析した所，両場面で同一商品を選択するというＤＶＤを選んだ被験者の割合
一貫反応を示した被験者は 72.4％，2 選択肢場面で写真集を（はちや しん）−60−

産業・災害

企業労働者の社会貢献認知○梶原隆之 1 山村豊 2（非会員）（1 文京学院大学人間学部 2 帝京大学教育学部）
キーワード：企業、労働、社会貢献【問題と目的】
人間の労働への動機づけについて、上原  は、ハース
バーグの動機づけ衛生理論をめぐって、
「達成」
「承認」
「仕事
自体」
「責任」
「成長」の職務内容の要因である 0 因子と、「経営と管理」「監督技術」「給与」「対人関係」「作業条件」の職
務環境の要因である + 因子があるとし、0 因子の内在的報酬
によって動機づけることを内発的モチベーション、テイラーが行った科学的管理法のような、+ 因子の外在的報酬による動機づけを外発的モチベーションと説明したうえで、&65 評
価の関係性構築モデルについて検討している。
モチベーションの理論では内容理論と過程理論に分けて論じられるが、内容理論のひとつとして、マズローの欲求階層説が挙げられる。マスローが人間の基本的欲求の段階説を述べ、「生理的欲求」「安全の欲求」「所属と愛の欲求」「承認の欲求」「自己実現の欲求」と下層から下位の欲求が満たされると上位の欲求が満たされるとされており、職場ではそれぞれの段階の欲求が満たされ、最後に自己実現の欲求を満たすと理解されている。しかし、さらにマスローは、自己実現について「もっともたやすく自我を忘れ、これを超越する。また
最も問題中心的、自己滅却的で、活動に際しては最も自然」と自己超越について述べている。そのことはマスローの理論を再構成したマクレランドの理論でも最上位が「成長欲求」となっているが、自己実現から独立した階層を作って、「自己超越」、いいかえれば「社会貢献」というもうひとつ上の階層があるといってもよいと考えられる。よって、労働への動機づけについて 0 因子の中に「社会貢献」という要因が存在することを示唆していると捉えた。
本研究では、企業労働者の立場から、業務上、「どのようなときに社会貢献をしていると感じるか」についての事例を収集し、その傾向を探るということを目的とする。
【方法】調査対象者：Ａ調査会社に登録している一般企業に就労している者  名（男性／ 歳、 歳、 歳、 歳、 歳、それぞれ  名、女性／ 歳、
歳、 歳、 歳、 歳、それぞれ  名）、実施時
期： 年  月、手続き：:HE 上で、「仕事をしていて『社会に貢献している』と感じるのはどんなときか」、を自由記述で回答させた。
【結果と考察】
複数回答を含み  の事例が得られた。また、これらの内
容を  のカテゴリーに主観的に分類した。このカテゴリーで回答数の多かった順に列挙し、それぞれのカテゴリーの回答事例を挙げた。
本研究では、自由記述という手法をとり、パイロットスタ
ディ的要素が強い。企業労働者の社会貢献認知が、どのような因子で構成されているかを因子分析し、さらに詳細な検討をする必要がある。また、社会貢献認知と労働への動機づけの因子との関連について明らかにしたい。
【引用文献】
アブラハム・+・マスロー，上田吉一（訳）  完全なる人間 魂の目指すもの 誠信書房 上原 衛・山下洋史・大野高裕（） ワーク・モチベー
ションと &65 評価―ハースバーグの動機付け衛生理論と&65 評価の関係性構築モデル― 日本経営工学会論文
誌  
（かじはら たかゆき・やまむら ゆたか）

表 カテゴリーとその出現件数
カテゴリー名件数%
回答事例
顧客からの感謝・お礼
76 14.81 仕事上でお礼を言われるとき、客から感謝されたとき
税金・保険料50
9.75 所得税、市民税を取られているとき、会社の法人税を支払ったとき成果の結実
41
7.99 新商品を開発したとき、プロジェクトが終わり納品したとき顧客からの高評価
40
7.80 お客様に喜んでいただいたとき、御客様の笑顔を貰うこと収益への貢献38
7.41 契約が成立したとき、開発製品がヒットしたとき社会への貢献34
6.63 インフラ整備をしているとき、地域と連携して事業を進める
勤労32
6.24 進んで自分から仕事をしているとき、残業したとき顧客への貢献27
5.26 お客様にニーズを吸い上げ商品化、自社医薬品が患者の治療に役立ったと感じたとき
同僚への貢献26
5.07 周囲から自分の仕事を評価して貰えたとき、人の能力を引き出せたとき
ボランティア活動・地域貢献 25
4.87 会社の外のゴミ拾い、近隣の方との交流
成果の社会化24
4.68 自分が作ったものを街中で人が手にしているのを見たとき、商品を市場で見つけたとき
業務内容への貢献
16
3.12 企業の資金調達に役立ったとき、生産性を上げたとき
給料・ボーナス16
3.12 給料明細をもらったとき、ボーナスの金額
環境への貢献16
3.12 リサイクルしているとき、ゴミを削減したとき
顧客・利用者との交流
13
2.53 お客様と接しているとき、仕事をしていて、お客様に声をかけられるとき
業務活動の維持・継続
11
2.14 仕事がスムーズに進んだとき、御客様の注文に正しく答える事
業務の効率向上91.75 期日よりかなり早く仕事が終えられたとき、納品を速めた
業務の社会的意義
9
1.75 物流、お金を流通させられる生活の充実・消費行動
50.97 高価な買い物をしたとき、みんなが旅行できている
社会への物資的な貢献
50.97 売上の一部を地域活性に還元したとき、献血
合計
513
100

−62−

産業・災害産業組織における作業をシミュレートした演習課題において発生する
ヒューマンエラーとその要因の検討
ある産業組織における安全研修のケーススタディ○工藤大介 1 余村朋樹 1 施桂栄 2 細田聡 2 井上枝一郎 1（1 公益財団法人大原記念労働科学研究所 2 関東学院大学）
キーワード：ヒューマンエラー，安全教育，ケーススタディ【目的】産業現場におけるヒューマンエラー防止教育の一環として，作業シミュレーション課題の有用性が示唆されている（井上・細田施ら）。本稿では実際の産業組織で安全研修の一環として実施された事例を採り上げ，課
題を通じてどのようなエラーが発生するのか，また，どのような背景要因がエラーへと繋がるのかについて探索的に検討を行った。
【方法】参加者は製造業に所属する従業員  名であった。
方法は井上・細田（）の作業シミュレーション課題を使用し，安全研修の一環として実施された。具体的には，参加者をある組織に属する  つの課（-：ジャック課・4：クイー
ン課・.：キング課と呼ぶ）に分け，トランプの「神経衰弱」
を行うものであった。グループ間での競争・協働といった実際の組織行動をシミュレートすることを企図し，どの課も決められた得点（ 点）を取らなければ組織は破綻するというものである。課題設定ならびにルールの概要を以下に示す。
 各課で一人ずつ課長役を設定。課長役はカードを引くことは出来ないが，課題開始前の「現場視察」と， クール（試行）毎に行われる「課長会議」で，他課の課長役とのコミュニケーションを行う役割をもつ。カード引きは課長役以外のメンバーで，各課決められた順に一人ずつ行う。
  試行に引けるカードは  枚であり，数字のペアが揃えば 
点，自課のシンボルマーク（-・4・.）のペアが揃えば  点である。シンボルマークのペアについては， 番最初に見つけた課には  点， 番目には  点， 番目には  点のボーナスを加算する。なお，他課のシンボルマークを  枚でも引いた場
合はマイナス  点のペナルティとなる。カードは一定の配列（法則）で配置され，中に  枚だけペアにならないカードを混入している。法則とペアにならないカードが何かを発見した場合には  点を加算。課題におけるカードの総得点は 点であり，各課  点を取得するためのバッファは  点である。したがって， 課合わせて  回ペナルティを引くと，
課の得点配分に関わらず破綻となる。各課が引いたカードと得点は試行毎に記録した。カードを引く際の発言と行動，課長会議での議題設定や各課長役の発言についても記録を行った。これらの記録を参照し，課長会議を含む  クール毎に特徴的な得点の推移，発言・行動について抽出を行った。
【結果】以下のような得点推移，発言・行動が抽出された。
まず，課題開始前の現場視察時に各課長役の間で，「各課 
点を取ることが最低ライン」であることの確認，「カード引きを行う位置の確認（スクリーンがある方を前とする）」の確認
及び「 課ともに  点を確保するために，減点に関するリス
ク情報（各課のシンボルマークカード）のみを共有する」との確認がなされた。 クール（〜 試行目）では 4 課が - のカードを引きペナルティとなったが， 回目の課長会議の際にこの情報共有はなされた。 クール（〜 試行目）では 4課が . のカードを引き，さらにペナルティを受けた。 回目の課長会議時に 4 課長は . のカードの位置情報を共有したが，. 課長からは「よくさらけ出すなあ」といったコメントが出た。しかし，その時点の課の得点については各課共有を拒否し，牽制し合う様子が窺えた。
  クール（〜 試行目）では，. 課は  回ペナルティであった（ 点）。 回目の課長会議で . 課は他課のシンボルカ
ード情報を共有しようとしたが，カードの並びをどの方向から見ているのか各課で不一致が生じていたため，正確に伝達できなかった。 試行目前後から，ペアが揃わなかった後にカードを元の位置に戻す行動が乱雑になり始め，配列に乱れが生じていった。 クール（〜 試行目）では各課に大きな動きはなかった。 クール（〜 試行目）で . 課は 4 のカードを引きペナルティを得たが， 回目の課長会議でその情報を共有しなかった。 クール（〜 試行目）では，.
課と 4 課がまだ引いていない自課のシンボルマークを引いたが，続く  回目の課長会議でその情報を共有しなかった。この時，カードの並びを見る方向について，各課の認識が異なっていることが . 課長の指摘から明確となった。ならびに各
課で得点調整が行われ始め，- 課長は「 点取ったから  点のカードは . 課にあげよう」と発言した。さらに， 試行目
前後でカードの配列の乱れが大きくなり，「誰や，元に戻さん
かったんは！」「並びが分からないから賭けで引くしかない」など，動揺の声が上がった。 クールの  試行目で 4 課が .のシンボルカードを引き  回目のペナルティとなった。ここで，現場に残っているカードの得点合計は，各課が  点ずつ取得するには不足した状態となったため，組織は破綻，すな
わち課題終了となった。
【考察】本事例では，不正確・不十分な情報共有が組織全体の目標に対する認識の不一致へ繋がり，エラーを引き起こす様子が確認された。カードの配列に関して「前後」や「左右」といった相対的・あいまいな表現で議論がなされており，各課長役および各課内で配列の認識にずれが生じたと考えられる。競争を意識して敢えて情報を出さないといった牽制もあり，相互不信から自課内で情報の正当化がなされ，認識のずれに気づかなかったとも推察される。各課が引き当てたカードが増え，配列の空白が増えると共に，ペナルティカードを引いた時の心理的負担でカードを元に戻す位置がずれる等，
全体の配列が乱れていく様子が見られた。この配列の乱れは各課内で共有されていない様子であった。このため，各課員が入れ替わりにカードを引きに来る度，想定とは別のカードを引いてしまうエラーが発生したと考えられる。課題終盤に，自分たちは安全圏に入ったから他課に協調するという自課を優先した戦略であったが積極的な協調が見られた。しかし，
この時点では各課長役と各課内の認識の不一致や配列の乱れは非常に大きくなっていたため，位置情報の共有がさらなる
認知エラーやアクションスリップに繋がり，想定とは別のカードを引く事態が多発したと解釈できる。以上のように，本事例は情報共有に起因するエラーが浮き彫りとなり，課長役の曖昧な指示で課員が混乱する，現場の混乱を報告せずに課員だけで解決を図ろうとする等，産業組織におけるコミュニ
ケーションエラーの問題を反映した好例といえるだろう。
（くどう だいすけ・よむら ともき・し けいえい・ほそだ さとし・いのうえ しいちろう）−63−

産業・災害組織間における安全文化の問題点の事例検討－本社・事業場間および発注・受注者間に着目して－○余村朋樹 1) 工藤大介 1) 施桂栄 1,2) 細田聡 1,2) 井上枝一郎 1)（1)公益財団法人大原記念労働科学研究所 2)関東学院大学）
キーワード：安全文化，組織間，事業場【研究の目的】 現在の産業は分業・外注化が進んでおり，一組織のみで全ての活動を完全に行うことは少なくなっている。
例えば，エネルギープラントのメンテナンス部門では，作業の計画から実施までを複数の組織で分担して遂行していることがほとんどである。このように，関わる組織が増えるに従い，伝達する情報の量と精度は低下し，発注組織の安全方針を現場に周知することや，現場のリスク情報を発注組織へ伝達することは困難になると考えられる。つまり，構造が重層的になれば，「組織内」だけでなく「組織間」にもリスクが発生することになる。また，発注組織で採用された安全対策が，受注組織や協力組織にとってはむしろ不安全行動を喚起するものになってしまっているケースもしばしば見られる。そのため，全体の安全性を高めるには，各組織を包括した組織間全体での取り組みが重要となる。さらに，同一企業であっても，本社，支社，事業場と分かれているならば，そこにも組織間リスクは発生すると思われる。そこで本研究では，発注者・受注者・協力会社，加えて本社と事業場という組織間構造を有する産業組織において安全文化を評価し，どのような組織間リスクが存在するのかを検討する。
【方法】 調査対象は，発注組織，受注組織，複数の協力組織から成る国内の重層的産業組織体で，発注組織，受注組織は本社とそこから離れた複数の事業場で構成された。生産活動
は発注組織の事業場にあるプラントで行われる。各々の主な役割は，発注組織・本社は全体のマネジメントやプラントの運転・保守計画の立案，発注組織・事業場はプラントの管理，
受注組織・本社はプラントの保守計画の具体化，受注組織・事業場はプラントの運転と日常的保守，協力会社はプラントの保守作業である。まず，Safety Culture Assessment Tool
（以下 SCAT）（余村ら，2015；yomura et al., 2016 など）を用いて調査対象の安全文化を評価した。これは職層間もしくは組織間で相互評価を行うもので，結果は評定値得点と共有性得点で示される。本調査では評価構造を対象組織に合うように調整し，組織内評価（発注組織の本社管理者層・本社担当者層・事業場職員による相互評価，受注組織の本社管理者層・本社責任者層・本社担当者層，事業場職員の相互評価，協力会社の管理者層・責任者層・作業者層の相互評価）と，組織間評価（発注組織本社・受注組織本社・協力組織による相互評価，発注組織事業場・受注組織事業場・協力会社による相互評価）を行った。
続いて，質問紙調査で把握した安全文化上の脆弱点について具体的な問題を明らかにするために，現場実態に関する面
接調査を行った。対象は質問紙調査と同じ組織の従業員で，各組織の職層毎に 4～8 名ずつ，約 90 間の集団面接法で実施した。得られた発話データを複数の研究者が SCAT の評価分
野・項目で分類するとともに安全文化上の問題点を抽出，整理した。
質問紙ならびに面接調査は，所属機関の倫理審査委員会の承認を受けるとともに，調査対象組織の同意を得た上で実施した。また，個々人の回答内容が明らかにならないようプラ
イバシーの保護に配慮した。
【結果】 まず今回の質問紙調査について，組織内の総合評価の評定値得点が最も低いのは発注組織（特に本社担当者層に対する評価）で，最も共有性得点が低いのは受注組織の本社の管理者層・責任者層・担当者層の相互評価（責任者による評価が厳しい），逆に最も評定値得点・共有性得点ともに高いのは協力会社の組織内評価であった。また，各本社間における組織間評価では「改善への姿勢」「訓練実施状況」項目など
が，各事業場間における組織間評価では「安全権限」「改善への姿勢」項目などが，評定値得点，共有性得点ともに低かった。詳細な結果はここでは割愛する。
続いて実施した面接調査では，質問紙調査で示された評定
値得点や共有性得点が低い項目を中心に，具体的な問題点を確認した。さらに本社，事業場に分けて問題を整理したところ，発注組織，受注組織に共通して以下の構造が明らかになった。
まず本社では，コスト削減重視の方針があると同時に部署内での支援も不足しており，担当者が自分の担当する事業場を訪問することは難しく，現場の設備・環境・作業を現認する機会が非常に少ない。その上，教育も整備されておらず，担当者の現場に関する知識は少ない。その結果，事業場から設備修繕や更新の依頼を受けても，上司や担当部署にその詳細や必要性，優先順位等を説明出来ず，対応が遅れ，事業場の設備保守管理が後手になる。また，依頼事項への対応の進捗や判断に関して事業場に十分な説明も出来ず，事業場に不信と不満が蓄積する一方となる。
次に事業場では，現場の権限や責任が曖昧であること，行動方針が予防的対応なのか対処的対応なのか明確でないこと，
教育訓練が体系化されておらず知識・技量が不足していることなどから，ルールの上で曖昧な部分は事業場もしくは人によって判断や行動が異なっている。しかも上述のように本社の対応の遅さもあり，現場においては本社に相談するというルールに反するものの独断で行う行為も発生している。また，現場にノウハウや力量が蓄積し難いため，日常業務，特に緊急時対応に不安を抱えており，協力会社頼みの状況となっている。
【考察】 複数の組織が連携して活動を行う場合，本調査の発注・受注組織の担当者のように，情報伝達におけるインタフ
ェイスがボトルネックとなり得る。そのため，当該ポジションが機能するように組織的な支援体制を整えることが求められる。
また，予算や保守計画，各種意思決定を本社が行うことで，現場の負担やコストの低減を図るケースは，本調査の組織に限らず見られる。しかし，現場が本社と離れている場合，現場の状況や知識を十分に把握することは難しくなる。更に，現場での即判断が必要になることも必ず発生するため，行動の方針が明確になっていることもより重要になる。方針は現状を把握，分析した上で立て，時や場面により揺らいだりせず，具体的な仕組みや活動に落とし込む必要がある。
今後は更に多くの重層的産業組織でもデータ収集と分析を行い，知見を蓄積することが求められる。
（よむらともき・くどうだいすけ・しけいえい・ほそださとし・いのうえしいちろう）−64−

研究発表（ポスター発表 B）
8 月 26 日（日）原理・認知FX 投資経験者の未来予測における価値観の影響○篠原恵 富田瑛智（非会員） 森川和則（非会員）（大阪大学大学院人間科学研究科）
キーワード：投資 ハイリスク 価値観【目的】
人々は将来起こる出来事を予測する際，過去の情報を参照
する．これは，投資やギャンブルのような損得の発生する賭け行動でも同様である．賭けは，同じ情報を参照しても，人々の判断が異なるからこそ成立している．投資における賭け方の一種である順張りと逆張りは，過去のチャートの変化から，逆の予測を行うものである．順張りは，上がり調子のチャートが上がり続ける，または下がり調子のチャートが下がり続けると判断する予測である．逆張りは，上がり調子のチャートが今後は下降に転じる，または下がり調子のチャートが今
後は上昇に転じると判断する予測である．これまで，人がチャートを見て順張り，逆張りを選択するメカニズムは解明されていない．
投資の中でも，FX（外国為替証拠金取引）は，レバレッジのという手持ち資金の何倍もの金額を取引できるシステムが存在する．よって，FX 投資は，高い利益を得る可能性がある一方，予測を誤れば大きな損失を生む可能性もあるハイリ
スク投資といえる．これまで，為替の将来予測についての研究は行われてきたが（Chen & Leung, 2004），投資家の属性や，個人の価値観が投資にどのような影響をもたらすかを調べた
研究は少ない．ただ，株価の予測にリスク志向性が関係するという指摘（岩崎・植田・伊藤・和泉, 2008）もあることから，FX 投資家の判断にも個人特性が関わる可能性がある．
そこで本研究では，探索的に未来予測と投資家の属性や個人特性との関連を明らかにすることを目的とした．
【方法】
参加者 楽天リサーチシステムに登録する約 10,000 人中，
過去に 6 回以上 FX 取引経験がある 500 名を対象とした（男性 426 名，女性 74 名）（平均年齢 46.89 歳，SD＝9.67 歳）．
刺激 FX チャートを模した折れ線グラフ 24 パターンを用いた．グラフは，複数の周期の sin 波を加算して作成した．刺激は，表示日数（90 日，66 日），最大振幅（大きい，小さい），波形の全体的な形状（M 型，W 型），全体的なトレンド（上昇，横ばい，下降）の要因を操作し，ランダムな変動を加えて作成した（図 1）．
質問紙 リスクテイキング行動尺度，リスク回避志向尺度，
公正世界信念尺度，無常観尺度，浪費に関する質問項目，楽観・悲観に関する質問項目を用いた．
手続き 参加者は楽天リサーチ株式会社のアンケートモニタ
ーシステムより，PC，スマートフォン，タブレットのいずれかを用いて調査に参加した．参加者は，投資経験に関する質問に答えた後，24 枚の FX チャートに対して，
1 日営業日後，
あるいは 20～25 営業日後の為替がチャート終了時より上昇
するか，下降するかを判断した．1 営業日後，20～25 営業日
後の位置は，横軸である日数を参考にした．選択肢は，2 円
上昇，1.5 円上昇，1 円上昇，0.5 円上昇，±0 円，0.5 円下降，1 円下降，1.5 円下降，2 円下降の 9 択であった．その後，価値観などを測定する質問紙と，FX 取引における投資傾向
に関する質問に回答した．
【結果】
FX チャートグラフにおいて最も波長の長い sin 波に沿っ図 1. FX チャートの例
左上: 90 日,振幅大,W 型,上昇. 右上: 66 日,振幅大,M 型,下降
左下: 90 日,振幅小,W 型,上昇. 右下: 66 日,振幅小,M 型,下降た予測を順張りと定義し，順張り判断率と各指標との関係性を検討した．これまでの投資経験の多さについての質問項目と，1 営業日後のチャートに対する順張り判断率に相関は得られず（r = -.044，p = .326），20～25 営業日後のチャートに対する順張り判断率との相関も得られなかった（r = .087，
p = .052）．ただ，投資経験の多さと普段の取引時のレバレッ
ジ設定の高さとの間に正の相関が得られた（r = .210，p< .001）．また，レバレッジ設定の高さと，リスクテイキング
行動尺度の「ギャンブル志向性」因子の得点との間に正の相関が得られ（r = .109，p = .015），リスク回避志向尺度の「金銭リスク志向」因子の得点との間に正の相関が得られた（r= .125，p = .005）．
価値観についての質問では，1 営業日後の順張り判断率と無常観尺度の「生と死」因子得点との間に負の相関がみられ「自覚的無常観」因子の得点との間（r = -.164，p < .001），に負の相関（r = -.134，p = .003）がみられた．
「生と死」因子は，普段から生死について考える傾向にあるかを測定する
項目，「自覚的無常観」因子は，世の中の儚さや移り変わりを受け入れるかを測定する項目からなる．
【考察】
 本研究の課題では，参加者の投資経験の多さと順張り・逆張り判断の間に相関は見られなかった．対して，投資経験の多い人は，普段の取引でのレバレッジを高倍率に設定していることが分かった．これは，投資経験の豊富な参加者の方が投資に慣れていることから，より利益幅の大きい取引を行おうとする傾向にあることが考えられる．また，リスクに関す
る 2 つの尺度得点とレバレッジ設定の高さとの相関より，リスク選好的な人の方が高レバレッジに設定することが明らかになった．リスク志向性は，株価予測だけでなく，本研究のような FX を用いた課題にも関係することが示唆される．
 順張り率と価値観との関連性については，無常観の高い人は，1 営業日後の判断では逆張りをする傾向にあることが分かった．無常観尺度の得点が高い人は，物事は常に変化すると考える傾向にある人である．このことから，現在の状況が反転するという判断である逆張りを選択しやすい傾向にあったと考えられる．
（しのはら めぐみ・とみた あきとし・もりかわ かずのり）−65−原理・認知2 因子知能観尺度の信頼性・妥当性の検討○市村祐樹 1 井田政則 2（1 立正大学大学院心理学研究科 2 立正大学心理学部）
キーワード：暗黙の知能観, 2 因子知能観尺度, 1 因子知能観尺度【目的】 暗黙の知能観とは一種の素朴理論といえるものであり本人には特に吟味されずにいだかれている能力に関する考え方である 前泊・小野・岩木 。'ZHFN は暗黙の知能観として  つの知能観を設定しておりそれらは増大理論と実体理論である。増大理論とは知能は柔軟なもので自身の努力によって成長させることが可能であるという考え方であり実体理論とは知能の量は固定的で自身での制御は困難であるという考え方である 藤井・上淵 。
 従来の研究 HJ'ZHFN では暗黙の知能観を 因子構造として扱ってきた。一方 因子構造が妥当だとする研究も存在する $EG(,)DWWDK <DWHV 。
 本研究では暗黙の知能観を  因子構造として捉えその信頼性と妥当性を検討することを目的とする。
分析１
【方法】調査対象者 大学生  名 男性  名女性 
名不明  名平均年齢  歳6'  であった。
 そのうち 名 男性  名女性  名平均年齢  歳
6'  の調査対象者には  週間後同一の質問項目に回答を求めた。
【結果と考察】 得られた調査データに対して確証的因子分
析として階層的因子分析を行った。具体的には一般因子
として知能観を設定しグループ因子として増大理論と実体理論を設定した。データに対するモデルの適合度指標が十分な値を示すように項目を選定した結果増大理論に関する質問項目  項目 項目番号：444 と実体理論に関する質問項目  項目 項目番号：444 を用いた際の適合度指標が最も安定していた χ S＝*), 
$*), &), 506($  。従って以下の分析ではモデルの適合度が良かった増大理論  項目と実体理論  項目を  因子知能観尺度として用いる。増大理論と実体理論の相関は であった。
 クロンバックのα係数は増大理論実体理論 であった。再検査信頼性の値は増大理論実体理論
共にｐ＜ であった。
 従って暗黙の知能観が  因子構造と  因子構造の  つの視点から捉えることが可能であることが示された。そして
因子構造で捉えられた暗黙の知能観の各因子は一定の信頼性を備えていることが示された。
分析 【方法】調査対象者 分析  に参加した大学生のうち 名
男性  名女性  名平均年齢  歳6'  であった。手続き 質問紙調査を行った。尺度はすべて  件法で実施した。質問紙は以下の  つの尺度から構成されていた。
 因子知能観尺度 研究  で使用した尺度を用いる。増大理論  項目と実体理論  項目から構成される。
知性観尺度 前泊・小野・岩木  が作成した知性観尺
度の知性観因子を用いた。前泊ら  の研究では暗黙の知能観の知能 LQWHOOLJHQFH の訳が知能ではなく知性がより適切だとして知性観という言葉を用い尺度を作成した。
 項目から構成される。得点化の際は得点が高いほど実体的知能観が高くなるように得点化した。
二分法的思考尺度 2VKLR  小塩  が作成した尺度を用いた。二分法的思考とは物事を二律背反なものとして思考することである 小塩 。二分法の選考二分法的信念損得思考の  因子各  項目から構成される。実体
理論得点が高いほど知能を二律背反なものとして思考する
ため二分法的思考尺度の得点が高くなることが予想される。

原因帰属尺度 奈須・堀野  の作成したものを基に藤井  が使用したものを用いた。場面想定法を用い
テストの成績が悪かった場面を想定させその原因の帰属傾向を調べた。帰属の種類は直前の努力普段の努力能力・適正体調運の  つであった。各  項目から構成される。増大理論得点が高いほど知能を可変的に捉えているた
め努力や体調に帰属すると予想され実体得点が高いほど知能を固定的で生まれつき決まってしまい本人には制御困難のものとして捉えてしまうため能力・適正や運に帰属すると予想される。
【結果と考察】
 逆転項目の処理を行った後尺度における各因子の項目を加算しそれを各因子の得点とした。
 そして 因子知能観尺度の妥当性と他の尺度との関連を検討するために相関分析を行った。結果を 7DEOH7DEOH
に示す。
Table1 2因子知能観尺度と他の尺度との関連
知性観
二分法的思考尺度
尺度
知性観

二分法
の選考

-.839 **
.778 **

増大理論
実体理論

-.055
.273

二分法
的信念
-.265
.320 *

損得思
考
-.255
.219

**

ｐ ＜.01, *p ＜.05
Table2 2因子知能観尺度と原因帰属尺度との関連
原因帰属尺度

増大理論
実体理論

普段の
努力
.450 **-.328 *

直前の
努力
-.008
-.031

能力・適
正
.175
.164

体調

運

.365 **
-.161

-.068
.319 ***

ｐ ＜.01, *p ＜.05

 分析の結果妥当性の検討として用いた知性観因子と増大理論との間に負の相関が実体理論との間に正の相関が示された。従って 因子知能観尺度は一定の妥当性を備えていると考えられる。
 また 因子知能観尺度と他の尺度との関連を調べた。その結果増大理論と普段の努力及び体調との間に正の相関が示された。また実体理論と運及び二分法的信念との間に正の相関が普段の努力との間に負の相関が示された。これらの結果は  因子知能観尺度が一定の収束的妥当性を備えていることを示す。
 収束的妥当性の検討において増大理論と実体理論では相関がある因子に違いが示された。特に増大理論と体調との間に相関が示され実体理論と二分法的信念との間に相関が示された。体調とは状況や日によって変化するものであり相関が示されたのは体調と増大理論の背景に可変的な性質があることを示していると考えられる。二分法的信念とは物事を二律背反的に捉える信念であり相関が示されたのは二分法的信念と実体理論の背景に固定的な性質があることを示していると考えられる。
（いちむら ゆうき・いだ まさのり）−67−

教育・人格・発達

学生の抱く有能感に関する研究Ⅰ― 友人選択及び大学生活充実感との関連性 ―○増南 太志 1) 尾形 和男 2)（1),2）埼玉学園大学）
キーワード：学生の有能感，友人選択，大学生活充実感【研究の目的】大学生活を充実させることは，学生の退学や不適応を未然に防ぐうえで重要な課題である。友人関係の満足感は，学業以上に、大学 生活 の充 実感 を規 定す る要 因とな って いるとされ る（ 大対,2015）。しかし，友人に対してどのような見方を持っているかによって，充実感への影響が異なる可能性がある。また，自尊感情や他者軽視の特徴によって，学習観や動機づけが異なることが示されており（速水・小平,2006），これらの特徴が，大学生活の充実感と関連する可能性もあげられる。
本研究では，学生の有能感を自尊感情と他者軽視の 2 軸に基づいて類型化し，友人選択や大学生活充実感とどのような関連性を有するのかを検討する。
【方法】  被調査者埼玉県内のＡ大学学生  名 ～ 年
生  名。女子  名，男子  名 。
 調査用紙①有能感を構成する自尊感情を測定する 
項目 速水・小平， 。②有能感を構成する他者軽視の程度を測定する  項目 速水・小平， 。③友人選択の理由を測定する  項目 勝家， 。④大学生活充実感を測定する  項目 「交友満足」「期待感」「学業満足」「不安」の  領
域それぞれに対し，大対  において因子負荷量が高かったものを用いた 。
 調査時期平成  年 ～ 月。
調査の実施は，講義を通して学生に説明し，講義終了後了承してくれた学生に調査用紙を配布し，記入後回収した。説
明の際には，研究の目的，個人情報への配慮，データの処理の仕方など個人には迷惑がかからないことを説明した。
【結果】
1.有能感の類型化 有能感の構成状況を明らかにするために質問紙①と②に基づいて次のような手続きを行った。自尊感情の平均得点 と他者軽視の平均得点  を基準として，Ⅰ：全能型 自尊感情，他者軽視ともに平均得点以上 ，Ⅱ：自尊型 自尊感情平均得点以上，他者軽視平均得点未満 ，Ⅲ：萎縮型 自尊感情，他者軽視ともに平均得点未満 ，Ⅳ：仮想型 自尊感
情平均得点未満，他者軽視平均得点以上 。
2.友人選択の理由
友人選択の質問紙がどのような構造から構成されているのかを把握するために因子分析(最尤法，プロマックス回転)を行った。その結果 3 因子が抽出され，それぞれ「人間的魅力」「相補性」「類似性」と命名した。各因子の信頼性は順に α＝，， であり高い信頼性が確認された。
3.大学生活充実感 大学生活充実感尺度については，「交友満足」「期待感」「学
業満足」「不安」それぞれの信頼性を確認したところ， α＝，，， であり信頼性が確認された。
4友人選択の理由及び大学生活充実感の関係
 友人選択の理由と大学生活充実感の相関係数を Table.1 に示した。友人選択の理由については，因子間で相互に有意な相関が示された。友人選択の理由と大学生活充実感の関係をみると，「人間的魅力」は「交友満足」「期待感」「学業満足」と有意な相関があった。また，「類似性」は「交友満足」と有意な相関があり，「期待感」との間に有意傾向が示された。
「相補性」は大学生活充実感のいずれの因子とも有意な相関が認められなかった。さらに、「人間的魅力」「相補性」「類似性」のいずれも、「不安」との間に有意な相関は認められなかった。
大学生活充実感についてみると，「交友満足」「期待感」「学業満足」は互いに正の相関が認められるとともに，これらは「不安」との間に負の相関が認められた。
5有能感の類型化と大学生活充実感 全能型，自尊型，萎縮型，仮想型の 4 類型の有能感と大学
生活充実感がどのような関連性を有するのかを明らかにする
ために，4 類型の有能感を独立変数，大学生活充実感を従属変数とする一元配置分散分析を行った。有意差が確認された
場合には多重比較 7XNH\ 法 を行った(7DEOH)。その結果，「交友満足」「期待感」「学業満足」「不安」それぞれにおいて有意な効果が確認された。多重比較より，「交友満足」では，自尊型が仮想型よりも有意に高く，萎縮型は仮想型よりも有意傾向で高い可能性があった。
「期待感」では，自尊型が仮想型よりも有意に高かった。
「学業満足」では，萎縮型が仮想型よりも有意に高く，自尊型は仮想型よりも有意傾向で高い可能性があった。一方で，「不安」では，仮想型が全能型と自尊
型よりも有意に高かった。
7DEOH 友人選択の理由と大学生活充実感の相関係数†p<.10 *p<.05 **p<.01

7DEOH 有能感の類型別にみた大学生活充実感†p<.10 *p<.05 **p<.01 ***p<.001【考察】
 友人選択の理由における「人間的魅力」と「類似性」は大学生活充実感と相関があり，有能感の類型によっても大学生
活充実感の違いが認められた。したがって，大学生活充実感には，有能感を類型化している自尊感情や他者軽視の程度と，友人選択の理由が関与している可能性がある。また，有能感の類型別に大学生活充実感をみた場合，自尊型と仮想型の間に違いが現れていた。今後，これらの類型が大学生活充実感とどのような因果関係を持つのかを，友人選択の理由などの観点から検討していく必要がある。
      ますなみ たいじ・おがた かずお)

−70−

教育・人格・発達

学生の抱く有能感に関する研究Ⅱ― 友人選択及び職業的不安との関連性 ―○尾形 和男 1) 増南 太志 2)（1),2）埼玉学園大学）
キーワード：有能感，友人選択，職業的不安【研究の目的】大学生活においての対人関係のあり方は，学生生活そのものに大きな影響をもたらす。この時期の問題点として，自己の有能感に基づいて他者を評価することも指摘されており（速水・木野・高木，2003），この視点に基づく友人選択とその関係は友人関係を軸とする大学生活の在り方を左右するのみならず，友人との間に展開される将来への展望にも影響すると考えられる。つまり，将来の自分の職業選択にも何らかの関連性を有すると考えられる。
本研究ではこれらの視点に基づき，有能感の在り方を自尊感情と他者軽視の 2 軸に基づいて類型化し，友人選択と職業選択に関わる不安との関連性について検討することを目的とする。
【方法】  被調査者埼玉県内のＡ大学学生  名  年生 名， 年生  名 年生  名。 年生  名。男子  名，女子 名。 
 調査用紙①有能感を構成する自尊感情を測定する 
項目>速水・小平 ）@。②有能感を構成する他者軽視の程度を測定する  項目>速水・小平 ）@。③友人選択の理由を測定する  項目>勝家 ）@。④職業的不安を測定する  項目>坂柳  による尺度から「自己理解に関する不安」「選択決定に関する不安」「職業適応に関する不安」の 
領域の各  項目を用いた@。
 調査時期平成  年  月～ 月。
調査の実施は，講義を通して学生に説明し，講義終了後了
承してくれた学生に調査用紙を配布し，記入後回収した。説
明の際には，研究の目的，個人情報への配慮，データの処理の仕方など個人には迷惑がかからないことを説明した。
【結果】
有能感の類型化 有能感の構成状況を明らかにするために質問紙①と②に基づいて次のような手続きを行った。 自尊感情の平均得点 と他者軽視の平均得点  を基準として，Ⅰ全能型
自尊感情，他者軽視ともに平均得点以上 ，Ⅱ自尊型 自尊
感情平均得点以上，他者軽視平均得点未満 ，Ⅲ萎縮型 自尊
感情，他者軽視ともに平均得点未満 ，Ⅳ仮想型 自尊感情平
均得点未満，他者軽視平均得点以上 。
友人選択の理由
友人選択の質問紙がどのような構造から構成されているのかを把握するために因子分析 最尤法，プロマックス回転 を行った。その結果  因子が抽出され，それぞれ「人間的魅力」「相補性」「類似性」と命名した。各因子の信頼性は順にα＝ であり高い信頼性が確認された。
3.職業的不安 職業的不安を「職業選択やその後の適応をめぐる職業キャリアの問題から生じる気がかり 坂柳 」と定義した。
「自己理解に関する不安」「選択決定に関する不安」「職業適応に関する不安」それぞれの信頼性を確認したところ，α＝ であり信頼性が確認された。
有能感の類型化と友人選択の理由及び職業的不安感
 全能型，自尊型，萎縮型，仮想型の  類型の有能感と友人
選択の理由，及び職業選択などに関連する不安がどのような関連性を有するのかを明らかにするために  類型の有能感を独立変数，友人選択の理由と職業的不安を従属変数とする多変量分散分析を行った。共分散行列の等質性の検定の結果等
質性が確認されなかったので S ， 類型の有能感を独
立変数，友人選択の理由と職業的不安を従属変数とする一元
配置分散分析を行った。有意な効果が見られた場合は多重比
較 7XNH\ 法 を実施した。
 7DEOH に示すように，友人選択に関して有能感類型別に比較して見ると，「人間的魅力」「相補性」「類似性」それぞにおいて有意な効果が見られた。
「人間的魅力」では「自尊型」が「萎縮型」「仮想型」よりも有意に高く，「相補性」では「自尊型」が「萎縮型」よりも有意に高く，「類似性」においては「自尊型」が「全能型」「萎縮型」「仮想型」よりも有意に高いことが示された。以上のように「自尊型」は他の類型よりも友人選択の理由の値が高いことが確認された。
 同様に，職業不安に関しては「萎縮型」が他の全ての類型よりも高いことが示されている。具体的には，「自己理解」については「萎縮型」と「仮想型」が「全能型」「自尊型」よりも有意に高く，「選択決定」では「萎縮型」が「自尊型」よりも有意に高く「仮想型」が「全能型」と「自尊型」よりも，そして「職業適応」では「萎縮型」が「自尊型」よりも，「仮想型」が「自尊型」よりも有意に高いことが示された。
Table 1 有能感類型別にみた友人選択理由と職業的不安Ⅰ全能型 Ⅱ自尊型 Ⅲ萎縮型 Ⅳ仮想型
N M (SD) N M (SD) N M (SD) N M (SD) F 値
多重比較
友人選択 人間的魅力 32,3.29(.46) 45,3.57(.33) 29,3.24(.67) 37,3.18(.67) 4.35** Ⅱ>Ⅲ*・Ⅳ**の理由 相補性
31,2.15(.50) 44,2.35(.58) 29,1.89(.52) 38,2.13(.48) 4.51**
Ⅱ>Ⅲ**
類似性
32,2.88(.65) 45,3.54(.66) 28,2.90(.95) 38,2.13(.49) 7.03*** Ⅱ>Ⅰ**・Ⅲ** ・Ⅳ**
自己理解 31,2.55(.56) 44,2.40(.48) 26,.296(.57) 38,2.13(.50) 9.42*** Ⅲ・Ⅳ>Ⅰ*・Ⅱ***
職業不安 選択決定 31,2.55(.56) 43,2.49(.49) 25,2.91(.49) 38,2.13(.51) 5.82** Ⅲ>Ⅱ* Ⅳ>Ⅰ*・Ⅱ**
職業適応 30,2.76(.57) 44,2.65(.53) 25,3.04(.52) 38,2.13(.52) 4.48 ** Ⅲ>Ⅱ* Ⅳ>Ⅱ*
(表中Nは人数，Mは平均を示す)*

p <.05 **p <.01 ***p <.001



【考察】
 友人選択の理由である「人間的魅力」
「相補性」
「類似性」
については， 類型の有能感の中でも自尊型が有意に高かった。自尊型は他人と自己に対する肯定感が高く，対人関係を良好な状況に維持するためには適切な能力とも考えられが，
特に「類似性」に関しては他の全ての有能感よりも有意に高く，相手を尊重すると同時にメリットを見出す能力が高いのではないかと考えられる。一方で萎縮型は友人選択の得点が相対的に低く，自尊型の特徴と対比的である。
 また，職業的不安に関しては，全体的に萎縮型が他の有能感よりも有意に高く，萎縮型の学生は将来の職業に不安を強く持っていることが示されたといえる。萎縮型は他者軽視と自尊感情共に低く，他人との関わりに何らかの問題があるとも考えられるのであるが，自分を取り巻く現実的環境の正確な把握が十分にできていないとも考えられる。このようなことが，自己の将来について改めて対面した時に不安を感じる
原因になっているのではないかとも考えられる。
          おがたかずお・ますなみたいじ   −71−

教育・人格・発達

将来展望とライフイベント・自己意識との関連
公的自己意識・私的自己意識に着目して○三島 浩路（中部大学 現代教育学部）
キーワード：将来展望，ライフイベント，自己意識【目 的】 日常生活の中で，わたしたちは様々な問題に遭遇しネガテ
ィブな感情状態になることがある。日常生活における様々な問題（ライフイベント上の問題）は，自分自身の将来に対する展望（将来展望）に影響を及ぼす可能性もある。
本研究では，「肯定的・積極的な将来像や目標を明確にもち，社会に認められる方法で将来に向けた努力を行おうとする指向性」を「将来展望」志向とし，「将来展望」志向とラ
イフイベント，および公的自己意識・私的自己意識との関連を検討する。
【方 法】
調査時期・対象
時期： 年  月
対象：成人大学生  名 男性  名・女性  名・不明  名を対象に匿名による質問紙調査を実施した。なお，分析にもちいたのは，すべての調査項目に回答した  名（男性 
名・女性  名）のデータである。
質問内容
将来展望：白井  の「時間的展望尺度」の「目標志向性」｢希望」に関する調査項目を参考にした  項目 ｢)3私には，将来の目標がある」「)3 年後，私はどうなっているのかわからない」「)3自分の将来は，自分できりひらく自信がある」「)3私の将来には，希望がもてる」「)3将来のことは考えたくない」「)3努力すれば，自分の未来は望む方向に変えられる」「)3お金を計画的につかうことできず，無駄遣いをしてしまう」「)3今よりも，未来の方が“楽しい”ことが多い」「)3３年後の自分は，今以上に充実した生活をしている」「)3勉強や部活動などで“苦しい”と感じてもがんばることは，自分の将来に役立つと思う」）に  件法で回答を求めた。
ライフイベント：最近３ヶ月間の「講義・演習等，大学での学修活動」「友人関係や家族との関係など，自分を取り巻く人間関係」「部活動・サークル活動，アルバイト等の授業外
活動」および「生活全般」の  側面について，「極めて良好」から「極めて良好でない」の５件法で回答を求めた。
自己意識：菅原  の私的自己意識に関する５項目（「6U
ふと，一歩離れた所から自分をながめてみることがある」「6Uしばしば，自分の心を理解しようとする」｢6U他人を見るように自分をながめてみることがある｣｢6Uつねに，自分自身を見つめる目を忘れないようにしている｣｢6U自分がどんな人間か自覚しようと努めている｣），公的自己意識に関する５項目（「6X自分についてのうわさに関心がある」「6X
人の目に映る自分の姿に心を配る」｢6X自分が他人にどう思われているのか気になる｣｢6X他人からの評価を考えながら行動する｣｢6X人前で何かをする時，自分のしぐさや姿が気になる｣）合計  項目について５件法で回答を求めた。
【結果と考察】⬛将来展望
将来展望に関する 10 項目について因子分析（主因子法）を行い１因子解を採用した。負荷量の小さかった２項目( .40
「)3・｣ 以外の８項目の素点平均値（逆転項目は反転）を「将来展望」尺度得点とした。
⬛ライフイベント ライフイベント４側面 α  評定値の平均をもとにして，「非良好」側の約 の回答者を「低群」 Q  ，それ以外の回答者を「高群（良好）」 Q  に２群化した。
⬛自己意識
 自己意識に関する  項目について２因子モデルを作成して検証的因子分析を行った結果，データに対するあてはまりは 許 容 で き る も の で あ り *), $*), 506($ 
&),  それぞれの因子を構成する５項目の平均値を「公的自己意識」「私的自己意識」尺度得点とした。そして，この尺
度得点をもとに，低群・高群の人数が同数に近い人数になる
値でそれぞれ２群化した。
⬛将来展望とライフイベント・自己意識の関連
 「将来展望」尺度得点を従属変数，ライフイベント（ 群）・
私的自己意識（ 群）を独立変数とした  要因分散分析を行った結果，ライフイベントの主効果（)  S）のみがみられた。私的自己意識を公的自己意識に変えて同様の分散分析を行った結果，ライフイベントの主効果（ )  S）と  要因の交互作用がみられた（)  S）。下位検定を行った結果，公的自己意識高群に関しては，ライフイベント高群に比べて低群の方が「将来展望」尺度得点が有意 S に低かった。また，
ライフイベント低群に関しては，公的自己意識低群に比べて高群の方が「将来展望」尺度得点が有意 S に低かった。
以上の結果は，公的自己意識が高い者の将来展望にライフ
イベントの状態が影響を与える可能性があることを示唆するものである。具体的には，生活状況に問題が生じた場合などに，公的自己意識が高い者は，将来展望がより低下しやすい
ことが予想される。

−72−

Table1 「将来展望」尺度得点の平均値とS.D.

ライフイベント(低群）ライフイベント(高群）

自己意識
私的自己意識公的自己意識平均値 (S.D .)n

平均値 (S.D. )

n

高群



 

 

低群 

 

高群 

 

低群 

 

⬛本研究は，日本学術振興会科学研究費補助金（基盤研究(C 課題番号 17K04379）によるものである。
（みしま こうじ）教育・人格・発達

醜形恐怖心性と主観的幸福感との関連○大村美菜子 1)・沢宮容子２) ・小島弥生 3)（1)目白大学人間学部心理カウンセリング学科 2)筑波大学大学院人間系 3)埼玉学園大学人間学部）
キーワード：醜形恐怖心性，主観的幸福感，自尊感情【問題と目的】
自分の容姿にとらわれる醜形恐怖症という病態が注目を集めているが，健常者においても，容姿にこだわりをもつ若者が増えてきている。大村他(2014)は，健常者における容姿に対する強いこだわりを醜形恐怖心性と名づけ，『自己の容姿に対する強いこだわりであり，
容姿全体あるいは一部分に強い関心を向ける傾向』と定義している。
醜形恐怖心性を示す者の特徴として自尊感情が低いことが指摘されている。大村・沢宮（2017）では，青年期において醜形恐怖心性の下位因子である容姿に対する評価懸念と自尊感情に関連があることが報告されている。
自尊感情と主観的幸福感との関連では，自尊感情が主観的幸福感に影響を及ぼすことが明らかにされている（伊東他 2005；笹川，
2015）。このことから醜形恐怖心性をもつ者は主観的幸福感が低い
ことも予測される。
そこで本研究では醜形恐怖心性と主観的幸福感との関連を検討す
ることを目的とする。
その際，自尊感情との関連も併せて検討する。
【方法】
調査対象・時期 ： 2016 年 7 月～10 月，2017 年 5～11 月に，複数の大学の心理学関連の授業において，授業時間内の一部を用いて調査を行なった。女子学生 225 名，男子学生 130 名が調査に参加した。
分析に用いた尺度 ：〇醜形恐怖心性尺度（9 項目）
容姿に対する評価懸念は「人から褒められたいから容姿に気を使う」「人に嫌われたくないから容姿に気を使う」などの 5 項目，容姿に対する関心集中は「容姿よりも体力があるかどうかに関心がある（逆転項目）」「私は自分の容姿についてはめったに考えない（逆転項目）」などの 4 項目，合計 9 項目から構成されている。再検査
信頼性および収束的妥当性，弁別的妥当性，併存的妥当性が確認されている。回答は“非常にあてはまる（5）”から“全くあてはまらない（1）”までの 5 段階評定で求めた。
〇人生満足度尺度（5 項目）
Diener et al.(1985)が主観的幸福感のうち特に人生についての肯定的認知を測定するために開発したものを，Uchida et al.(2008)が邦訳した 5 項目を用いた。回答は“非常にあてはまる(7)”から“まったくあてはまらない(1)”までの 7 段階評定とした。
〇自尊感情尺度（9 項目）
Rosenberg(1965)が自己への評価を測定するために作成したもの
を，山本他 1982）が邦訳した 10 項目のうち，第 8 項目を除いた 9
項目を用いた。回答は“あてはまる(5)”から“あてはまらない(1)”までの 4 段階評定とした。
【結果と考察】まず、醜形恐怖心性と人生満足度との単純相関係数を求めた（Table 1）。
男性では醜形恐怖心性の下位因子のうち「容姿に対する関心集中」と「人生満足度」との間に r=-.18 と弱い負の相関が認められた。醜形恐怖心性の「全尺度」および下位因子の「容姿に対する評価懸念」と，「人生満足度」との間には有意な相関は認められなかった。

Ta b le 1 醜形恐怖心性と人生満足度との単純相関
醜形恐怖心性全尺度

容姿に対する 容姿に対する
評価懸念
関心集中

男性

-.12

-.04

-.18 *

女性-.20 **-.18 **-.15 *

人生満足度*

p <.05, ** p <.01

一方，女性では醜形恐怖心性の「全尺度」，2 つの下位尺度のいずれにおいても「人生満足度」との間に弱い負の相関が認められた（順。
にｒ=-.20，-.18，-.15）
しかし，「人生満足度」と「自尊感情」との間に男女いずれにおいても高い正の相関（男性ｒ=.52，女性ｒ=.63）が認められた。そして，先行研究（大村･沢宮,2017）と同様，女性においてのみ「全尺度」および「容姿に対する評価懸念」と「自尊感情」との間に負の相関が認められた（それぞれ，ｒ=-.22，ｒ=-.25，ps<.01）。そこで，自尊感情を制御変数とし，醜形恐怖心性と人生満足度との偏相関係数を算出した（Table 2）
Ta b le 2 醜形恐怖心性と人生満足度との偏相関係数（自尊感情を統制変数とした場合）
醜形恐怖心性全尺度

容姿に対する 容姿に対する
評価懸念
関心集中

男性

-.12

.02

女性

-.09

-.04

人生満足度

-.26 **-.12**

p <.01

偏相関係数を算出した結果，男性では醜形恐怖心性の下位因子のうち「容姿に対する関心集中」と「人生満足度」との間に r=-.26 と負の相関が認められた。醜形恐怖心性の「全尺度」および下位因子の「容姿に対する評価懸念」と，「人生満足度」との間には有意な相関は認められなかった。女性では醜形恐怖心性の「全尺度」および下位因子の「容姿に対する評価懸念」「容姿に対する関心集中」共に「人生満足度」とは相関がみられなかった。
このことから，男性に限っては，容姿にこだわりを示さない方が主観的幸福を感じていることが示された。女性の場合は容姿にこだわりを示すことが社会的にも一般化しているため，容姿へのこだわ
りが幸福感の有無と直接結びつかないことも考えられる。ただし，そこには容姿にこだわりを示すことによって生じる不安や緊張と直面せず，先延ばしにしている可能性も考えられ，今後は醜形恐怖心性を示す者の行動パターンにも注目していく必要性が示唆された。
【主な引用文献】
大村美菜子・小島弥生・中田洋二郎・沢宮容子(2014). 女性の醜
形恐怖心性尺度の作成 日本応用心理学研究 40, 186-193.
(おおむら みなこ・さわみや ようこ・こじま やよい)−73−

教育・人格・発達

時間・重要度ライフスタイル別に見た
ＣＡＶＴ・コミュニケーションスキルとの関連－大学生活 5 領域によるタイプに着目して－○湯口恭子 1 （会員）
（1 関西大学大学院心理学研究科）
キーワード：ライフスタイル・キャリア意識 CAVT ・コミュニケーションスキル(ENDOCOREs【目的】社会経済の変化急速な少子高齢化の進展に伴い仕事や働き方が大きく変化し若者に求められる人材像も多様化している。進学理由も多様化し大学生活への価値観も様変わりする中大学生はどのようなライフスタイルで大学生活を過ごしているのだろうか。現在展開されているキャリア支援は,Super 1980 が提唱したライフキャリアとしてのキャリア概念に基づいているが 菊池2012 ライフスタイルは自らの手で変えていけるものである。ライフスタイルの変化
がキャリア意識 下村･八幡･梅崎･田澤2009 やコミュニケーションスキルと関連するのであればライフスタイルへの働きかけがキャリア支援につながると考えられる。本研究では  多様化する大学生のライフスタイルを検討する  ラ
イフスタイルがキャリア意識やコミュニケーションスキルな
どにどのように関連しているのかを検討した。
【方法】関西大学大学院心理学研究科研究・倫理委員会の倫理審査を経て私立大学 2～4 年生 261 名 男性 117 名女性
143 名不明 1 名 を対象に調査を行った。ライフスタイルを多面的に捉えるため大学生活を 5 領域に区分し3 つの角度からライフスタイルを設定した Figure1 。先行研究は「時間の量」を捉えたものが多く代表的なものに溝上 2009 の研究がある。本研究ではキャリア意識やコミュニケーションス
キルなどを捉える尺度としてCAVT 下村他2009 
ENDOCOREs 藤本・大坊2007 進路決定自己効力：
CDMS( 冨安1997 を使用し因子分析結果に基づいて尺度を構成した。なお本発表では時間別・重要度別スタイルのみ分析を行った。
大学生活の5 領域に基づくライフス タイル
大
学
生
活
の
5
領
域

A 「学業」 ： 授業時間、予習復習時間、調査研究時間等

ラ
イ
フ
ス
タ
イ
ル

( 1) 時間別スタイル

領域にどれだけ時間を使っている かを示すスタイル( 2) 重要度別スタイル

領域をどれだけ重要と考え ている かを示すスタイル( 3) 領域別スタイル

領域ごとの心構え や関わり 方、行動を表すスタイル

Ｂ 「友人交流」 ： クラブ、サークル 活動、コ ンパ 等を含む
Ｃ 「ア ル バ イト」 ： 残業を含む実際の労働時間
Ｄ 「インターネット・ＳＮＳ 」： ( ネット・ＳＮＳと呼ぶ）

Ｅ 「一人で行う趣味や娯楽」 ： ゲーム、漫画、音楽鑑賞等 （一人娯楽と呼ぶ）

Figure 1

本研究のライフスタイルの捉え方【結果】クラスター分析を使用して時間別スタイルと重要度
別スタイルの比較を試みた結果大きなズレは確認されず時間と重要度はほぼ一致した傾向を示した。クラスター分析では見えない不一致の検討のため「学業」と「プライベート領域」「アルバイト領域」を比較する区分けを行った。紙面の関係上ここでは「学業とアルバイト領域」のみ記す Figure2 。

時間と重要度の「一致型」「不一致型」を比較するため学
業とアルバイト得点時間別と重要度別スタイル 4 タイプで比較し4 名しかいなかった「アルバイト時間型」を除きその他の 3 タイプを使用した。交互作用を確認するため性別と領域のタイプを独立変数CAVT,,ENDOCOREs,,CDMSE
を従属変数とする 2 要因分散分析を行った。結果「学業とプライベート領域」「学業とアルバイト領域」の双方に有意な交互作用が見られた。
【時 間】
学 業

学業時間型

学業一致型

【重要度】
アルバイト

【重要度】
学 業
アルバイト
一致型

アルバイト
時間型

アルバイト
【時 間】
領域のタイプ

時間

重要度

学業一致型
アルバイト時間型
アルバイト一致型
学業時間型

学業
アルバイト
アルバイト
学業

学業
学業
アルバイト
アルバイト

Figure2

時間・重要度も学業（現実と希望が一致)
学業が重要だが、時間はアルバイトに費やしている
時間・重要度もアルバイト（現実と希望が一致)
アルバイトが重要だが、時間は学業に費やしている

学業とアルバイト領域のタイプ

時間・重要度の一致不一致に関わらず「学業」に集中する男性がCAVT やコミュニケーションスキルの「自己主張」「表現力」が高まるのに対し女性は学業以外の「プライベート」や「アルバイト」において時間・重要度が一致している
ことが要因であった。
【考察】大学生のライフスタイルでは時間と重要度に大きな差はなかったが交互作用の結果から男性は時間･重要度に関係なく「学業」優先タイプが女性は「プライベート」や「アルバイト」を優先するタイプが CAVT やコミュニケー
ションスキルの一部が高まっていた。ロールモデルの観点から見れば日本の男性は仕事に集中して成果を出すことを期待されてきたが女性は仕事に集中する生き方よりも家庭とのバランスを取ることを必然とされてきた背景がある。ライフスタイルの男女差が CAVT やコミュニケーションスキルに関連していることが示唆されたと言えよう。
【引用文献】
藤本学・大防郁夫 2007 コミュニケーション・スキルに関する諸因子の階層構造への統合の試み パーソナリティ研
究15, 347-361
菊池武剋 2012 キャリア教育 日本労働研究雑621,5053.
溝上慎一 2009 「大学生活の過ごし方」から見た学生の学びと成長の検討－正課・正課外のバランスのとれた活動が高い成長を示す－京都大学高等教育研究15, 107- 118.
下村英雄･八幡成美･梅崎修･田澤実 2009 大学生のキャリ
アガイダンスの効果測定テストの開発キャリアデザイン
研究5,127-139.
Super,D.E.(1980). A life-span, life-space approach to careerdevelopment. Journal of Vocational Behavior, 16,282-298.
冨安浩樹 1997 大学生における進路決定自己効力と進路決定行動との関連発達心理学研究8, 15-25.
（ゆぐちきょうこ）

−74−

教育・人格・発達

プロセスレコードからみる看護学生の楽観性について○立正大学大学院心理学研究科応用心理学専攻 藤井一美
（板橋中央看護専門学校）
キーワード：看護学生 プロセスレコード 楽観性【目的】楽観性とは「将来肯定的な結果が生じること期待する傾向」と定義されている(Seligman 1991)。しかし、一方では、この定義と異なる楽観性について検討した研究もある。
安藤らは、楽観性を多面的に捉え、現在置かれている状態にも楽観性が存在しているとしている(安藤・中西・小平・江崎・
原田・川井・小川・﨑濱 2000)。看護学生は将来への目標が明確であるにも関わらず、その現実に向けて積極的に行動するとは限らない。しかも、学校を退学する等、回避行動はあまりみられず、自分におこるできごとについて、どんなことがあっても夢は必ず叶うと自分の将来に向けて楽観的に考える傾向にある。このような観点から、「まだ大丈夫」「私は失敗しない」と考える学生は、自己効力感が低く、その原因として楽観性が潜んでいると考えた。そのため、この研究では、看護学生が精神看護学実習前後に感じる特性的自己効力
感と楽観性の関係を、プロセスレコードの中から明らかにす
る。

【方法】
1.調査対象者と期間：平成 30 年 1 月～3 月にかけて、A 看護学校(昼間 3 年過程)の 2 年生 73 名のうち、調査協力の得られた 41 名(56％ 女性 34 名、男性 7 名)を調査対象とした
2.手続き：調査対象者には、精神看護学実習前後に「特性的自己効力感」(成田ら 1995)について調査し、その実習中に記入したプロセスレコードを提出してもらった。
3.調査内容の構成①特性的自己効力感尺度：看護学生の実習効果を測定するた
めに、成田・下仲・中里・河合・佐藤・長田(1995)の特性的
自己効力感尺度を用いた。この尺度は 23 項目からなり各項目に対して「1.まったくそう思わない」から「5.まったくそう思う」までの 5 段階で評定してもらった。
②プロセスレコード：ヒルデガルド・ペプロウ(1952)によって提唱された看護の臨床現場におる患者－看護師間の相互作用を文章化し、分析・考察することで看護師として熟練した看護人間関係を学ぶための方法。特に精神科実習を中心に用いられ、看護学生のコミュニケーション技法の習得に用いられ、この調査では、精神看護学実習 3 週間のうち、病棟実習
2 週間のうち、学生が気になった場面を記載した。記入するにあたり、実習前にプロセスレコードの記載方法や考察の視点、自己一致の重要性について演習と講義を交えている。
③倫理的配慮：研究対象者に研究の趣旨を説明し、研究協力
は自由意思であること、データは統計的に処理され、この研究のためだけに用いること、協力の有無は成績には一切関係しないこと、結果の公表などを書面と口頭で説明し、質問用紙の提出をもって同意とした。尚、本調査の研究は所属の倫
理委員会の承諾を受けて実施した。

13 名 SD4.3)を低群、0～4 ポイント上昇した学生(男性 2 名、
女性 11 名 SD1.7)を中間群とした。
◆高群：問題志向型コーピングを使用する学生が多く、 人
中７名の学生が、問題に対しその場で思考しながら対応方法を考えていた。例えば、患者とのやり取りの中で、聞き取れない言葉がある場合、沈黙があった時でもゆっくり相手が会話するまで待つことができる、患者の妄想に対し対応方法を考えることが出来る等、ストレスフルな状況の中でも患者の反応を観察しながら対応策を考え、少しでも患者が安心できる環境にしようと努力する姿勢がみられた。
◆低群： 人中  人が回避型コーピングを使用しており、
特に、〜しなきゃいけない等の自己の考えに固執し、柔軟な考えができず、「どうしよう」や「大丈夫かなあ」と問題を回避しようとする言動が多かった。また、プロセスレコードとして場面を取り上げた理由として、学生は「次はうまくやれる」「 患者さんは学生との会話を 楽しんでいる」と楽観的に捉えている。
【考察】看護教育において、看護学生と自己効力感に関する研究が多く、中でも臨地実習に関する研究は多い。臨地実習の中でも精神科看護実習は、患者対応への不安から、学生のストレスが高い実習といわれている。そのストレスフルな状態の中で、知識・技術とも未熟な学生は試行錯誤している。
森田( 2008)は回避型コーピングを行うことで、認知・行動的反応が低減されるとしている。しかし、看護学生は、ストレスが低減されたとしても一時的なものであるため、自己の精神を安定させる手段として、楽観的に考える習慣が身についているのではないだろうか。また、看護学生は、職業的同一性早期完了傾向にある学生は、安易に職業を決定しているた
め、ストレスフルな状況の中で楽観性を用いて回避しているのではないだろうか。
【引用文献】
安藤史高 中西良文 小平英志 江崎真理 原田一郎 川井
加奈子 小川一美 﨑濱秀行 多面的楽観性尺度の作成 名古屋大学大学院教育発達科学研究 2000 Vol,47 237〜245
森田美登里 回避型コーピングの用いられ方がストレス軽減に及ぼす影響 健康心理研究 2008 21(1) 21〜30【結果】
実習前後で「特性的自己効力感」が5 ポイント以上がった学生 14 名(男性 3 名、女子 11
名 SD7.8)を高群、下がった学生(男性 1 名、女性−75−

（ふじい かずみ）

教育・人格・発達

愛着スタイルが大学生の対人関係と道徳的規範に及ぼす影響○久保井 路子 1）大久保 純一郎 1，2）中地 展生 1，2）（会員）（1 帝塚山大学大学院心理科学研究科 2 帝塚山大学心理学部）
キーワード：愛着スタイル 友人関係 道徳【目的】
 我々の生活の中で，人間関係を構築せずに過ごせないと言っても過言ではない。幼少期から児童期にかけては親との関わりが大きいが，成長するにつれ，友人との関わりが大きくなり，友人は大きな支えとなる。しかし，どのように友人と関わり，付き合っていけばよいのか迷っている者も多い。また近年，ニュースなどで人間関係の構築を円滑にできない若者やいじめ問題が急増していることが多々見られる。これらの道徳的行動は，人間関係の構築される初期段階の親子関係
における躾や信頼感が関連していると考えられる。
 しかし，幼少期の愛着関係と大学生活の友人関係に関する研究，さらに愛着関係と道徳的行動に関する研究は少ない。
 そこで，愛着スタイルと大学生の友人関係との関連，また愛着スタイルと道徳的意識･行動の関係との関連について調査することを目的として本研究を行った。
【方法】
 大学生，男子(88 名)，女子(84 名)の計 173 名(平均=19.75
歳，SD=3.20)を対象に授業の終わり 10 分を用いて質問紙調査を実施した。質問紙の構成は，フェイスシート（年齢，学年，性別），尺度として①就学前の母子関係に関する愛着尺度（酒井，2001）16 項目を使用し，6 件法で回答を求めた。②道徳的規範尺度（玉田･松田･遠藤，2004）4 因子(思慮，節度，思いやり･礼儀，正義･規範)に分けられた 59 項目のうち，「思いやり･礼儀尺度」の 10 項目を使用した。4 件
法で求められているところデータに幅を持たせるため 6 件
法で回答を求めた。③友人関係尺度（落合･佐藤，1996）8
項目を使用し，5 件法で回答を求めた。倫理的配慮として，回答内容は厳重な管理のもとで統計的に分析し，個人情報が外部に漏れることはないこと，回答の途中および回答後であっても参加を取りやめてよいことを説明した。
【結果】
1.就学前の母子関係に関する項目の因子分析
 因子分析(最尤法，プロマックス回転)を行い，3 因子を抽出した。第 1 因子は「安定型な母子関係」(6 項目)，第 2 因子は「拒否型の母子関係」(6 項目)，第 3 因子は「不安型の母子関係」(4 項目)と命名した。Cronbach の α 係数は，それぞれ
α=.87，.81，.75 であった。
2.友人関係尺度に関する項目の因子分析
 因子分析(最尤法，プロマックス回転)を行い，3 因子を抽出した。これらは落合ら(1996)と同じ結果になり，それぞれ
第 1 因子は「防衛的」(3 項目)，第 2 因子は「同調」(3 項目)，第 3 因子は「全方向的」(2 項目)と命名した。Cronb
ach の α 係数は，それぞれ α=.82，.77，.87 であった。
3.道徳規範に関する項目の因子分析
 因子分析(最尤法，2 因子固定プロマックス回転)を行った。因子負荷量が.35 未満の項目を除いた 10 項目に関して再度分析を行い，2 因子を抽出した。第 1 因子は「規律的な行動」 7 項目 ，第 2 因子は「他者への配慮」 3 項目 と命名した。Cronbach の α 係数は，それぞれ α=.81，.80 であった。
4.友人関係尺度と愛着尺度の相関関係の検討

 友人関係尺度と愛着尺度の各因子について平均値を算出
し,相関分析を行った。愛着尺度の 3 因子と友人関係尺度の3 因子いずれも全てに有意な相関関係は認められなかった。
5.道徳規範尺度と愛着尺度の相関関係の検討
 道徳関係尺度と愛着尺度の各因子について平均値を算出
し,相関分析を行った。道徳的規範尺度の「他者への配慮」
因子と愛着尺度の「安定型な母子関係」に有意な負の相関関係が認められた(r=-1.55, p<.05)。この結果を表 1 に示す。

規律的な行動他者への配慮

表1. 道徳尺度と愛着尺度の相関
安定型な母子関係 拒否型な母子関係 不安型な母子関係
-0.05
0.00
0.04
-.155*
0.08
0.10*. 相関係数は 5%水準で有意 (両側)【考察】
 道徳的規範尺度と愛着尺度の各因子について相関分析を行った結果，他者への配慮と安定型な母子関係の間に負の相関がみられたことから，幼少期に安定的な母子関係を築けなかったほど他者への配慮ができるようになると考えられる。これは，家庭の中で母親と良好な関係を築けなかった分，家族以外の他者に良好な関係を求め，その結果他者への配慮ができたのではないかと考えられる。
つまり，子どもの頃に母親からの十分な配慮を受けなかったが，学校などの集団社会の生活の中で他者からの配慮を受けた経験から学習したのではないかと考えられる。また，母親だけではなく友人や社会から学習し，対人関係スキルを獲得することができたのではないかと推察する。
 今後の課題として，大学生を対象に就学前の自身と母子関係を想起してもらう調査方法であったため，明白に想起できるとは限らないこと，さらに母子関係のみの調査であったた
め，母親のみならず父親や養育者との関係を考慮すべきであったと考えられる。これらを踏まえ，子どもが認識する養育者からの養育態度と子どもの道徳意識との関連について検討する必要がある。
【引用文献】
落合良行･佐藤有耕 (1996). 青年期における友達とのつきあい方の発達的変化 教育心理学研究 44,55-65.
酒井厚 (2001). 青年期の愛着関係と就学前の母子関係-内的作業モデル尺度作成の試み 9,59-70.
玉田和恵･松田稔樹･遠藤信一 (2004). 3 種の知識による情報モラル判断学習を実施するための道徳的規範尺度の作成とそれに基づく学習者の類型化 教育システム情報学会誌
21,331-342.
【謝辞】
 本研究は，第 1 著者と堀内美玖氏が，第 3 著者の指導の下に帝塚山大学心理学部に提出した 2017 年度卒業論文の一部を加筆訂正したものです。共同研究者として研究に携わって頂いたに堀内美玖氏に記して感謝申し上げます。
(くぼい みちこ･おおくぼ じゅんいちろう･なかじ のぶお)

−76−

教育・人格・発達

授業における「質問づくり」導入の試み
質問に対する態度および批判的思考態度の変化に焦点をあてて○北風菜穂子 1 いとうたけひこ 2（1 大東文化大学 文学部 2 和光大学 現代人間学部）
キーワード：質問づくり 批判的思考 協同学習
【目的】
「質問づくり（Question Formulation Technique）」
は学校やコミュニティにおいて、「質問ができるようになる能力」と「意思決定に効果的に参加するための能力」を高める
ために 5RWKVWHLQ 6DQWDQD   によって開発された方法である。本研究の目的は、授業に「質問づくり」の方法を導入することによる、受講生の質問に対する態度および批判的思考態度の変化を明らかにし、「質問づくり」の実践的意義について検討することである。
【方法】
調査期間：2016 年 9 月〜2017 年 1 月
調査対象者：首都圏にある大学において筆者が担当している
半期 15 回の講義「教育心理学概論」の受講生を対象とした。
2016 年度後期に履修登録した 97 名を対象としてデータ収集を行った。受講生の大半は A 学科の学生であり、本授業は学科の必修科目であった。それ以外に他学科の学生が 20 名含まれていた。学生には初回の授業で 4〜6 名のグループを作らせた。13 グループが同一学科、4 グループが複数の学科から構成されていた。
「質問づくり」：「質問づくり」は半期  回の授業のうち 回で行われた。各回は以下のプロセスで構成される。⑴授業担当者による「質問の焦点」作成 ⑵ルールの提示と議論 ⑶「質問の焦点」を基点とした小グループでの質問づくり ⑷作成された質問を RSHQHGFORVHGTXHVWLRQ に分類 ⑸作成された質問を比較・評価し、グループごとに最も重要な質問を選抜 ⑹学習目標に合致した質問の使い方の検討  ⑺作業のふりかえりである。本研究では、各回の授業テーマに合わせて、以下のような質問の焦点を用いた。
「批判的思考の重要性」（第  回）、「マルチプル・インテリジェンスを授業に活かす」（第  回）、「学校に行かない生き方」（第  回）、「性暴力被害者の二次被害を予防する」（第  回）、「多様な子どもたちを理解し支援する」（第  回）であった。
手続き：第  回と第  回の授業時にそれぞれ事前、事後テストの質問紙を配布し、集団で調査を実施した。
調査内容：1）質問に対する態度 道田   が使用した
質問態度に関する尺度５項目 2）批判的思考態度 平山・
楠見   の作成した批判的思考態度尺度  項目【結果】
 結果の分析は、事前事後テスト調査時に欠席した学生、欠損値のある学生、欠席の多い学生（４回以上欠席）を除き、
 名を対象として行った。
1) 質問態度 事前・事後テストでの質問態度尺度評定値を
7DEOH に示した。対応のある W 検定を行った結果、項目 「疑問を感じたら、それを言葉で表現することができる」と、項目 「質問をすることで自分の理解を深めることができると思う」で有意に得点が上昇していた。それ以外の項目では有意差はみられなかった。
2) 批判的思考態度 事前・事後テストでの批判的思考態度尺
度評定値を 7DEOH に示した。対応のある W 検定を行った結果、「論理的思考への自覚」尺度において、有意に得点が上昇していた。それ以外の尺度では有意差は見られなかった。


7DEOH  質問態度尺度評定値の前後変化


7DEOH  批判的思考態度尺度評定値の前後変化





【考察】
 以上のように「質問づくり」を授業に導入する前後において、受講生の質問に対する態度および批判的思考態度の一部に肯定的な変化が示された。
「質問づくり」は“質問をつくる
こと”を目的としたグループ活動であり、メンバーのつくった質問をきっかけに自らの問いが立ち上がり、そしてまた自らの質問がメンバーの問いを立ち上がらせる。そのような協同学習としての特徴が質問をすることへの好意的な態度や論
理的に思考することへの気づきへとつながったと考えられる。
 秋田   は協同学習の機能として「対等な関係における学習喚起」「知識の定着・精緻化」「理解の深化・発展」をあげている。
「質問づくり」の授業への導入は、受講生の授業への参加動機を高めることや、メンバー間の相互作用によって探求を深めることに寄与すると考えられるが、本研究ではそれらに対する効果は明らかにされなかった。また質問の質や質問力の向上との関連についても明らかにされなかったた
め、今後の課題としたい。
【主要引用文献】
 道田泰司  授業においてさまざまな質問経験をすることが質問態度と質問力に及ぼす効果 教育心理学研究
 5RWKVWHLQ' 6DQWDQD/    0DNHMXVWRQH
FKDQJH7HDFKVWXGHQWVWRDVNWKHLURZQTXHVWLRQV &DPEULGJH0$+DUYDUG(GXFDWLRQ3UHVV  （きたかぜ なほこ・いとう たけひこ）−77−

教育・人格・発達

教師からの賞賛・叱責経験と自尊感情との関連―本来感と自己価値の随伴性を用いて―○西川友貴 1 大西彩子２ 大澤香織 2（1 甲南大学大学院人文科学研究科 2 甲南大学文学部）
キーワード：教師 賞賛 叱責 自尊感情

【結果】 自尊感情尺度，本来感尺度，自己価値の随伴性尺度について因子分析（最尤法・プロマックス回転）を行った。
固有値の減衰状況と解釈可能性に基づき，以下の結果を抽出した。自尊感情尺度：1 因子（8 項目），α = .88 であった。本
来感尺度：1 因子（3 項目），α = .87 であった。自己価値の随伴性尺度：3 因子（外見的評価 3 項目，非他者評価 3 項目，
被受容的評価 2 項目），α = .73～.75 であった。
教師からの賞賛および叱責経験の頻度の平均値を用いて，対象者を各経験頻度の多群・少群に配置した。自尊感情尺度（本来感尺度，自己価値の随伴性尺度）の各得点について性別、および群間で比較するために，2（性別）×2（教師からの賞賛経験多・少群）×2（教師からの叱責経験多・少群）の混合計画による 3 要因の分散分析を行った（Table1）。その結果，自尊感情において，教師からの叱責経験の主効果が認められ（F(1,186) = 4.69，p < .05），叱責経験が少ない群の方が多い群よりも自尊感情が高かった。教師からの賞賛経験と叱責経験の間の交互作用が有意であり（F(1,186) = 4.21，p < .05），
その後の検定の結果から，賞賛経験が少ない群においては，叱責経験が多い人の方が少ない人よりも自尊感情が低かった。
外見的評価，非他者評価，被受容的評価において，性別の主効果が有意であった（F(1,186) = 6.41，4.31，4.80，いずれも
p < .05）。外見的評価および被受容的評価は男性よりも女性の方が高かった。非他者評価は女性よりも男性の方が高かった。
その他の主効果，交互作用は有意ではなかった。
【考察】 本研究の結果，外見的評価，非他者評価，被受容的評価に性差が認められた。男性よりも女性の方が自己価値の判断基準を他者からの評価におく可能性が示唆された。赤川・下田・石津（2016）は，男子よりも女子の方が，評価懸念が高いことを示していることから，本研究の結果は妥当といえる。また，教師から叱られた経験と自尊感情が関連すると考えられ，子どもが叱られた際の教師側のフォローが自尊感情を保つ上で重要となるだろう。
（にしかわゆき・おおにしあやこ・おおさわかおり）
Table1 性別と教師からの賞賛経験多・少群および叱責経験多・少群の各得点と分散分析結果
自尊感情
外見的評価
非他者評価 被受容的評価
本来感
M
SD
M
SD
M
SD
M
SD
M
SD
性別
賞賛経験多・少群
叱責経験多少群
21.60
6.78
10.22
2.12
7.66
2.73
6.94
1.83
8.68
2.92
多 n = 50
多
22.98
6.09
9.06
2.29
7.52
2.65
7.00
1.79
9.27
2.79
少 n = 62
女
19.18
7.11
10.45
2.25
6.73
1.79
7.55
1.69
9.55
2.62
多 n = 11
少
23.78
7.61
9.67
2.96
7.33
2.45
6.78
1.92
8.11
2.47
少 n =9
24.03
6.44
8.40
2.94
8.03
2.67
6.40
2.34
8.93
3.33
多 n = 30
多
22.93
5.43
9.13
3.04
8.13
2.53
6.93
2.09
9.40
2.20
少 n = 15
男
21.33
3.63
8.42
2.23
7.67
1.72
5.83
1.64
8.83
2.72
多 n = 12
少
27.20
5.72
8.60
0.89
9.60
2.19
5.80
1.48
9.20
3.11
少 n =5
検定結果（下表内の数値はF 値）
n.s.
n.s.
性別
6.41*
4.31*
4.80*
n.s.
n.s.
n.s.
n.s.
n.s.
賞賛経験多・少群
n.s.
n.s.
n.s.
n.s.
叱責経験多・少群
4.69*
n.s.
n.s.
n.s.
n.s.
n.s.
性別×賞賛経験多・少群
n.s.
n.s.
n.s.
n.s.
n.s.
性別×叱責経験多・少群
*
n.s.
n.s.
n.s.
n.s.
賞賛経験多・少群×叱責経験多・少群
4.21
n.s.
n.s.
n.s.
n.s.
n.s.
性別×賞賛経験多・少群×叱責経験多・少群
p < .05【目的】 近年，学校現場を中心に子どもたちの自尊感情が低い，あるいは低下しているという指摘がよくなされる（古市・柴田2013）。趙・松本・木村（2011）は，自尊感情を自己評価に関わる行動と関連づけ，この自己評価に関わる行動
は親などの重要な他者の養育行動に影響されると示唆している。子どもが受ける重要な他者からの行動や反応として，学業成績や運動能力等に関する評価，つまり「ほめられる」あるいは「叱られる」ことがあげられる。ほめられた経験が子どもの自尊感情を高めることは多くの研究で示されているが，井上（2015）は，叱られることが必ずしも自尊感情を低くするわけではない可能性があると論じている。また，教師からほめられることが自尊感情に与える影響は，女子の方が男子よりも促進効果が高いことが示されており（古市・柴田，2013），
賞賛・叱責経験と自尊感情との関連には男女で差があることが予測される。
一方，自尊感情は「本来感」と「自己価値の随伴性」に区別されることが指摘されているが（伊藤・小玉，2006），この両側面からみた自尊感情と賞賛・叱責経験との関連について検討が不十分である。そこで本研究では，本来感と自己価値の随伴性を用いて教師からの賞賛・叱責経験と自尊感情との関連およびその性差について検討する。
【方法】 調査協力者・調査時期：2016 年 11 月に近畿地方の私立大学  校において質問紙調査を行い，194 名（女性 132
名，男性 62 名）を分析の対象とした。調査項目：Rosenberg（1965）により作成された，自尊感情尺度の邦訳版（山本・松井・山成 1982）10 項目，本来感尺度（伊藤・小玉，2005）
7 項目，自己価値の随伴性尺度（伊藤・小玉，2006）15 項目
を 5 件法で評定を求めた。青年期（中学生から今に至るまで）に最も関わりが深かった教師からほめられた・叱られた経験の頻度についても 4 件法（「：まったくほめられなかった・
まったく叱られなかった」～「：とてもほめられた・とても叱られた」）で評定を求めた。

−78−

教育・人格・発達養護教諭による虐待の原因の類型に関する研究（３）－特別支援教育に対する実態と意識との関係について
○石橋

裕子1）

(1)帝京科学大学

林幸範2）(2)滋賀短期大学

キーワード：養護教諭、特別支援教育、虐待の原因の類型(タイプ)【研究の目的】石橋・林らが実施した特別支援教育の実践的研究の結果から、被虐待児が特別支援教育の対象となっていないなど支援体制に不備があることがわかった。そこで、教育現場からの要望もあり、現在「特別支援教育
における被虐待児への支援・対応に関する研究」を学習支援を中心に実施している。ところが、教育現場での被虐待児の実態が不明なために緊急調査を実施し、①対象校の約4割に平均2.8人の被虐待児がおり、②このうち特別支援教育の対象なのは2割ほどで小学校の方が多く、③被虐待児への対応は、教員間や児童相談所等との連携等が中心で、マニュア
ルがあるのは小学校で2割・中学校で1.5割、④被虐待児の学習への配慮
は小中とも1割にも満たず、被虐待児に対しての授業方法の確立が必要と考えているのは2割弱で被虐待児に対する学習への対応をほとんど考
１）２）３）
えられていないことなどの結果がえられた。ということは、①文４）部科学省の研究会が報告書 や研修教材等で数々の提言を行っているが、緊急措置以外の施策が教育現場ではほとんど実施されていないこと。
５）②被虐待児は、杉山 が指摘しているように『第４の発達障害』と考えられるが成因から一般の情緒障害とは異なった対応を考慮すべきであ
り、施設に入所する被虐待児は極一部で、大部分は家庭に帰され学校で学習しているので、学校での学習法も新たな方法を構築することが必要
であるが実施されていないこと。③報告書で指摘があるように特別支援教育においての支援もほとんど実施されていないことなどが明確となった。そこで、この緊急調査を基に、被虐待児の学校での状況や対応などの特徴を明確にするために、虐待の原因に対して林の数量化Ⅲ類を実施し、その結果4タイプ(方法⑸参照)が抽出された(「養護教諭による虐待の原因の類型に関する研究⑴⑵」日本発達障害学会、2018年8月発表予定)。本稿では、この虐待の原因のタイプ別に特別支援教育に対する実態と意識との関係を明確にするために分析を実施した結果を報告する。

【方法】⑴調査時期…平成25年7～8月。 ⑵調査対象…全国公立小中学校を層化法で抽出した2,959校(小学校1,952校・中学校1,007校)の養護教諭1名。
⑶調査方法…質問紙法・郵送法。なお、調査は研究の主旨及びデータの使用について同意した者のみに実施。 ⑷回収・回収率…回答した養護教諭は621名、小学校の養護教諭(以降小学校)は413名(66.5%)、中学校の養護教諭(以降中学校)は204名(32.9%)、小中一貫校・無回答は各2名(各0.3%)、回収率は21.0%(小学校21.2%、中学校20.3%)。 ⑸分析…①
類型(これ以降タイプ)は、「家庭の意識の変化重視型(意識変化重視型)
・家庭の経済の変化軽視型(経済変化軽視型)・家庭の意識の変化軽視型(意識変化軽視型)・家庭の経済の変化重視型(経済変化重視型)」の4タ
イプ。②分析項目は、特別支援教育の対象の項目(【結果】参照)。 ⑹
凡例…囲込み数字は50.0%以上・反転数字は90.0%以上。≫は30%以上・＞は10.0%以上・≒は10.0%未満・＝1.0%未満の差・≡差なし。

【結果】⑴勤務校で実施している特別支援教育(複数回答：23項目)[50%以上](斜体文字は文科省調査項目以外)…①意識変化重視型：校内委員会の設置(91.0%)、特別支援教育コーディネーターの指名(87.3%)[平均1.3人]、
個別の指導計画の作成(85.1%)、事例検討会の開催(74.6%)、個別指導の実施(73.9%)、特別支援教育に関する教員研修の実施及び受講(72.4%)、
個別の教育支援計画の策定(68.7%)、発達障害の実態把握の実施(64.9%)、
11.支援員の配置(60.4%)の順の9項目。②経済変化軽視型：特別支援教
育コーディネーターの指名(89.9%)[平均1.3人]、校内委員会の設置(88.
1%)、個別の指導計画の作成(77.4%)、特別支援教育に関する教員研修の実施及び受講(70.8%)、事例検討会の開催(70.2%)、個別の教育支援計画の策定(68.5%)、発達障害の実態把握の実施(66.7%)、個別指導の実施(65.5%)、支援員の配置(53.6%)、巡回相談員の活用(50.6%)の順の10項目。
③意識変化軽視型：校内委員会の設置(89.3%)、特別支援教育コーディ

ネーターの指名(88.8%)[平均1.3人]、個別の指導計画の作成(82.0%)、
事例検討会の開催(68.5%)、特別支援教育に関する教員研修の実施及び受講(68.0%)、個別の教育支援計画の策定(65.7%)、発達障害の実態把握の実施(63.5%)、個別指導の実施(61.8%)、支援員の配置(54.5%)の順の9項目。④経済変化重視型：校内委員会の設置(90.4%)、特別支援教育コーディネーターの指名(81.6%)[平均1.6人]、個別の指導計画の作成(80.
1%)、個別指導の実施(73.5%)、事例検討会の開催(66.2%)、発達障害の実態把握の実施・特別支援教育に関する教員研修の実施及び受講(65.4%)、支援員の配置(61.0%)、個別の教育支援計画の策定(59.6%)の順の9
項目。 ⑵勤務校での特別支援教育対象の児童生徒の有無…①意識変化
重視型：現在いる(97.8%)[平均13.0人、3.8%]≫過去にいた(1.5%)≒現在いない(0.0%)≡わからない(0.0%)の順。②経済変化軽視型：現在いる(96.4%)[平均13.5人、3.7%]≫わからない(1.8%)＝現在いない(1.2%)≒
過去にいた(0.0%)の順。③意識変化軽視型：現在いる(97.2%)[平均13.1
人、3.4%]≫わからない(1.1%)≒現在いない(0.0%)≡過去にいた(0.0%)の順。④経済変化重視型：現在いる(95.6%)[平均12.9人、3.4%]≫現在いない(2.2%)＝過去にいた(1.5%)≒わからない(0.0%)の順。 ⑶対象児童数より多いか少ないか－対象人数の比較…①意識変化重視型：多い(49.6%)＞同じ(21.4%)≒少ない(13.7%)≒わからない(8.4%)の順。②経済変化軽視型：多い(54.3%)≫わからない(15.4%)≒同じ(13.0%)≒少ない(9.9%)の順。
③意識変化軽視型：多い(57.2%)≫同じ(15.0%)≡わからない(15.0%)≒少ない(8.7%)の順。④経済変化重視型：多い(54.6%)≫同じ(19.2%)≒わからない(13.
1%)≒少ない(9.2%)の順。 ⑷特別支援教育コーディネーターと校内委員会との関係…①意識変化重視型：校内委員会のみ(69.4%)、担ってない(23.9%)、コーディネーターのみ(3.7%)、コーディネーターと校内委員会(2.2%)の順。②経済変化軽視型：校内委員会のみ(59.5%)、担ってない(29.2%)、コーディネーターと校内委員会(5.4%)、コーディネータ
ーのみ(4.2%)の順。③意識変化軽視型：校内委員会のみ(59.0%)、担ってない(29.2%)、コーディネーターと校内委員会(5.6%)、コーディネー
ターのみ(5.1%)の順。④経済変化重視型：校内委員会のみ(67.6%)、担ってない(20.6%)、コーディネーターのみ(5.9%)、コーディネーターと校内委員会(5.1%)の順。 ⑸勤務校での特別支援教育に対する満足度…
①意識変化重視型：普通(43.3%)＞満足(31.3%)＞不満(20.1%)＞わからない(3.0%)の順。②経済変化軽視型：普通(46.4%)＞満足(29.8%)＞不満(18.
5%)＞わからない(3.0%)の順。③意識変化軽視型：普通(44.9%)＞満足(29.8%)＞不満(19.1%)＞わからない(5.6%)の順。④経済変化重視型：普通(47.1%)＞
満足(27.2%)≒不満(17.6%)＞わからない(6.6%)の順。

【考察】
これらのことから、特別支援教育の実施に関しては、特別支援コーディネーターの指名や校内員会の設置等、４タイプとも５割以上であり、どのタイプでも差が少ない。この傾向は、それ以外の実施に関係した項目においてもほぼ同様である。満足度や対象人数の比較においても、4タイプともほぼ同じ割合であるが、わずかではあるが経済的変化を考えている養護教諭よりも意識的変化を考える養護教諭の方が多い傾向がある。ということは、養護教諭は経済的理由よりも保護者などの意識変化を重要と考えているといえよう。

（文献）1)「学校等における児童虐待防止に向けた取組について(報告書)」文部科学
省,20062)石橋・林「特別支援教育における被虐待児への対応に関する研究⑴⑵」日本特殊教育学会第53回発表論文集,2015

3)石橋・林「特別支援教育における被虐待児への対応に関する研究⑶⑷」日本応用心理学会第81回発表論文集,2015

4)石橋･林･今林俊一「特別支援教育における被虐待児への対応に関する研究⑸⑹」日本発達心理学会第26回発表論文
集,2015

5)杉山登志夫「子ども虐待という第四の発達障害」小学館,2007

謝辞：全国の養護教諭の皆様には、2011年以来調査・研究に多大なご協力をいただ
きありがとうございました。紙面を借りてお礼を申し上げます。

−79−（いしばしゆうこ・はやしゆきのり）教育・人格・発達

首尾一貫感覚の形成に関連する要因について
養育環境や信頼感が SOC に与える影響に関するモデルの検討○銅直優子
（流通科学大学 人間社会学部）
キーワード：SOC、信頼感、意思決定【目的】
$QWRQRYVN\（）によって提唱された健康維持要因の一つである首尾一貫感覚（6HQVHRI&RKHUHQFH：62&）の形成には、 つの体験の重要性が言われている。一つ目は「一貫性のある経験」でルールや規律が明確であり、ルールに関する責任の所在や価値観が明確であること。二つ目は「バランスのとれた負荷の経験」であり、外からの要求がその人の能力を大きく超えたり、能力を大幅に下まわるようなものでないことである。 つ目は「結果形成（意思決定）への参加の経験」であり、目の前の課題を自分の意思において遂行しそれが結果に影響するということである。これらの体験を通じて
62& は形成され、強化される。これらの経験を通じ個人を含めた自分の世界に対する信頼感が形成されることも重要であると考えられている。
 本研究では、人生経験を家庭環境に置き換え、その中で体験した  つの経験が他人や自分への信頼形成に影響を与え、さらに家庭環境と信頼が 62& の形成にどの程度影響をあたるかを検討する。まず仮説モデルとして図  のモデルを考えた。
信頼感の発達順序を考慮し、他人への信頼感から自分への信
頼感へのパスを取り入れた。本研究では、このモデルをベースにし、いくつかのモデルと比較し最適なモデルを検図1 仮説モデル
討していくことを（モデル１）
目的とする。
【方法】
対象と調査期間：対象は、関西私立 $ 大学心理学関連講座の受講生の欠損データを除いた  名（男性  名，女性 名）であった。調査期間は、 年  月と  月である。
調査用紙：〔62& スケール〕$QWRQRYVN\  が作成した 
項目を山崎らが日本語に翻訳したものを使用した。回答方法
は  件法である。
〔信頼感〕天貝（）の信頼感尺度の項目内容に若干修正を加えたもの（銅直，印刷中）を使用した。
「自分への信頼感」「他人への信頼感」「不信感」の  因より構成されており、回答方法は  件法である。
〔家庭環境〕大学入学前までの家庭環境における「明確なルールの存在（ルール）」「意思決定への参加（意思尊重）」「バ
ランスのとれた負荷経験（バランス負荷）を尋ねる質問項目（ 項目）を独自に作成したものに対して  件法で回答してもらった。
【結果】
家庭環境尺度の因子分析 
家庭環境について  因子を想定して独自に作成したため、因子分析を行った。その結果「意思尊重」、「バランス負荷」、「ルール」の  因子が抽出されたため、分析については、各 因子の合計得点を用いた。
モデルの検討 仮説モデル検証のため養育環境を「意思尊重」
、
「バランス
負荷」
、
「ルール」の  因子、また 62& の  要素をそれぞれ一つずつ投入した場合の共分散構造分析を行った。その結果、「バランス負荷」と「ルール」を投入したモデルについては、
適切なモデルではないと判断されたため、養育環境変数には「意思尊重」のみを投入することした。その結果、養育環境の「意思尊重」から自分への信頼感に向かうパスのみ有意ではなかったため、この部分を削除しモデル （図 ）へと修正した。その結果、適合度を判断するための指標から適切なモデルと判断できた。しかし、把握可能感と処理可能感では、「他人への信頼」と「自
分への信頼
感」からの
パスが有意
ではなかっ
図2 有意味感の形成たため、有（モデル２）
意味感の場
合のみモデ
ル  が適切なモデルと判断した。把握可能感と処理可能感については、これまでの研究結果（銅直，印刷中）から、「不信感」との関連が見られたため、信頼感を不信感に置き換えた
モデル （図 ）で共分散構造分析を行ってみたところ、モデルの適合度指標も良く、また有効なパスが得られたため、モデル  を適切であると判断
図 モデル
した。各
表１ モデル適合度判断指標（GFI，AGFI，AIC，RMSEA）
6&2 の要
モデル
*),
$*),
$, &
506($
モデル1 有意味感
 
 
 
 
素ごとのモデル2 有意味感
 
 
  
モデル１
モデル3 有意味感
 
 
 
 からモデ
モデル1 把握可能感
 
 
 
 
モデル2 把握可能感
 
 
  
ル  までモデル3 把握可能感
 
 
 
 の適合度
モデル1 処理可能感   
 
モデル2 処理可能感
 
 
 
 
指標は表モデル3 処理可能感    
 の通りである。処理可能感のモデル  の意思尊重から不信感への標準化係数は－ であり、不信感から処理可能感への係数は－ であった。また把握可能感のモデル  の不信感から把握可能感への係数は－ であった。
【考察】
 今回 62& の  要素それぞれに得た最適モデルについて、これまでの研究と同様、有意味感で得られたモデルと把握可能
感と処理可能感で得られたモデルに違いがあった。共通点は不信感でも信頼感でも意思尊重の経験から影響を受けていることであった。しかし、有意味感については、他人と自分への信頼感が有意味感への形成に正の影響を与えていたが、処理可能感と把握可能感は、不信感が低いことがこられの感覚の形成に影響を与えていた。
 有意味感については、特に他人への信頼感が自分への信頼感を高めるための促進要因となっている可能性が示唆された。
これは、信頼感の発達の順番を考慮した場合妥当と判断するが、本研究の調査方法では、この影響方向については断定することはできないため、今後検討すべき課題である。
【文献】
$QWRQRYVN\$ 山崎喜比古・吉井清子監訳 『健康の謎を解く
ストレス対処と健康保持のメカニズム）』（有信堂，）
銅直優子（印刷中）「アイデンティティと信頼感が首尾一貫感
覚の形成に及ぼす影響」『流通科学大学論集」  （どうべた ゆうこ）

−81−教育・人格・発達「キモい」についての研究（2）角野 善司（高崎健康福祉大学 人間発達学部）
キーワード：対人感情，排除，偏見 一方、矢野（2017）は、何でも「キモい」という語に抽象〓 問題と目的 〓化してしまうと、微細な感情を表す言葉とともに、それらの 若者語、あるいは俗語としての「キモい」という語が社会
感情そのものも失われてしまうと指摘する。「たとえば、『気に定着してから久しい。
『悪寒が走る』『厭わしい』『鳥肌が立つ』『虫唾が走 「キモい」は一般に「気持ち悪い」の略と解釈される  味悪い』
る』等々、本来は類語が豊かにあって、それぞれニュアンス（米川, 2003）。しかし、「気持ち悪い」は、心身の不調状態が違う」「そうした言葉を使い分けて血肉化できないと、そのを指す場合と、不調を引き起こす原因となる対象に向けて用言葉が表す豊かな感情の陰影も自覚できません」と述べておいられる場合とがある。それに対して、「キモい」は後者の場
り、「キモい」の濫用が感情の繊細な分化を損なうおそれがあ合にのみ用いられており、原語との相違がある。
ると指摘している。
 また、「キモい」は、単に対象が気持ち悪いと述べるだけではなく、特に対象が人である場合には、相手に対する侮蔑・偏見・排除といった対人感情や、そうすることの自己正当化〓 今後の研究に向けて〓が含まれているとも考えられる。
 坊城（2010）の指摘からは、「キモい」という語を発する
 それだけに、教育・福祉においては、「キモい」という語をときには、集団的優越性を感じていることが考えられる。他
発する心理や、「キモい」と言われる側の心理を検討すること者に対する優越感と「キモい」との関連性についても、さらは、いじめや差別への対策を考えるうえでも重要な視点であに検討が必要であろう。
ると考えられる。
 また、春日（2014）も述べているが、「キモい」という感 昨年度の第 84 回大会での第 1 報では、はじめに、若者語・情自体が多様な要素を持つものであると考えられる。これに俗語等に関する成書・辞典や、新聞等での出現時期および定ついても、今後はデータに基づいて「キモい」という語の多義などについて、
データベース等を用いて検索し、検討した。
様性について実証的に探究することが求められる。
そして、次に、「キモい」などの若者語が使用される理由につ さらには、このように本来は多様性を持つ「キモい」だけいての言語学・日本語学における考察にも言及した。
に、瀬戸（2010）や矢野（2017）に見るように、単に「キモ 本報告では、これを受け、「キモい」という語を用いる側のい」といった大括りな言葉ではなく、感情を表現する語彙を心理的な機序、「キモい」と感じる対象の共通要素、「キモい」 増やすような働きかけが、子どもの教育において重要であろという語の使用と感情の分化との関係などに関する、成書やう。そのような働きかけとして、瀬戸（2010）は、感情が未
雑誌論文・記事でのこれまでの言及を取り上げる。
分化で語彙も貧困と考えられる小学校５年生の女子児童への、
 なお、「キモい」の表記は、他に「きもい」「キモイ」等も家庭・学校・カウンセリング場面での一連の関わりから、 
見られるが、以下、「キモい」で統一することとする。
①感情の語彙を増やすことによって、快、不快の２種類だけ
でなく、より複雑な感情があることを意識させる ②理由をつけて、丁寧に相手にネガティブな感情を伝える ③ネガテ
〓 文献研究 〓ィブな感情の背後にある相手に伝えたい自分の要求を言語化 坊城（2010）は、「キモい」が、集団への「帰属用語」とする という、感情を表現する語彙を教えながら、感情の分しての性質を持つとの見解を示している。
「たいていそう言う化を促進していくアプローチを提唱している。現場で様々に主体は大衆に埋没していて」「本人は集団的優位に立っている
工夫されている実践とそれを裏付ける研究とを、結び付けてつもり」であると述べている。
「キモい」という語を発するこ
いかなければならない。
とが、外集団への蔑視という側面があることと内集団の構成員からは同意が得られることを想定していることを指摘しているものと言えよう。
〓 文献 〓
 精神科医の春日（2014）は、「キモい」と感じる対象に共坊城 俊樹 2010 「キモい」って坊城俊樹さん、どう思い通する要素として、①底知れなさ ②無意味さ ③生々しさ
ますか？ 金曜日 18(27), 2.
の 3 つを挙げている（春日の考察における「キモい」と感じ
春日武彦 2014 「キモさ」の解剖室 イ−スト・プレス
る対象は、人に限定されない）。①「底知れなさ」とは、得体
瀬戸美奈子 2010 「キモい」「ウザい」を連発する子――の知れなさや不可解さ、想像を超えた概念や理解しがたい欲こんな子に教師や親はどう対応するか 児童心理, 64(11),
望に直面した際の困惑を指す。②「無意味さ」とは、鼻白ん
977-981.
でしまうような空虚さや取りつく島もないよそよそしさ、日角野善司 2017 「キモい」についての研究 日本応用心理
常からの断絶を意味する。これに③「生々しさ」が加わるこ
学会第 84 回大会発表論文集, 59.
とによってリアリティーが付与され、「キモい」という感情が矢野耕平 2017 キモイ ウザイ ヤバイ ラインで世界が３惹起されるとしている。
語に集約されていく――言葉の貧困と、感情の貧困 金曜
 瀬戸（2010）は、「感情が快・不快の２種類しかなく、感日, 25(4), 26-27.
情が十分に分化していない子どもは、語彙の貧困さも伴って、 米川明彦（編） 2003 日本俗語大辞典 東京堂出版
ネガティブな感情全てを『キモい』『ウザい』で表現しがちである」としている。すなわち、「キモい」の多用は、感情の未（すみの ぜんじ）分化の表れという面があるという指摘である。

−82−

教育・人格・発達

成人愛着スタイルと対人関係

佐藤 舞（早稲田大学大学院文学研究科）
キーワード：愛着，大学生，恋愛【目的】愛着を提唱した Bowlby（1973）は，早期の愛着対象となる人物との関係が内的作業モデルとして内面化され，その内的作業モデルによってその後の対人関係が影響されるとした。つまり，子どもだけでなく成人についても，その人がどのような愛着スタイルをもつかによって，恋愛関係をはじめとした対人関係が影響を受けるとされる。本研究では，
恋愛をどの程度重視するかに加えて，友人と家族という重要な他者との関係に対する満足感が成人愛着スタイルとどのように関連するか性別に検討する。
【方法】大学生 177 名（男性 77 名，女性 100 名）に質問紙調査を行った。平均年齢は男性が 20.84 歳（SD=1.25），女性が 20.60 歳（SD=1.52）であった。使用した尺度は以下の通りである。①成人愛着スタイル：中尾・加藤（2004）による日本版 ECR（成人愛着スタイル尺度）26 項目を使用した。恋人がいない場合は，いると仮定して回答するよう求めた。②恋愛至上主義：和田（1994）の恋愛に対する態度尺度から，恋愛至上主義因子に相当する 11 項目を参考にし，そのうちの 10 項目を使用した。成人愛着スタイル尺度と同様に，恋人がいない場合はいると仮定して回答するよう求めた。③友人関係満足感：加藤（2001）の友人関係満足感尺度 6 項目を使用した。④家族関係満足感：小高（1998）の青年期後期における青年の親への態度・行動に関する尺度から，親との情愛的絆の因子であった 24 項目を使用し，家族
関係満足感尺度とした。①―④の尺度への回答はすべて「全くあてはまらない」から「よくあてはまる」の 5 段階評定で求めた。
【結果と考察】天井効果と床効果が見られた項目を削除し，主因子法による因子分析を行った。ただし，恋愛至上主義尺度については 10 項目中 8 項目で床効果が見られたが，いずれも削除せずそのまま使用した。成人愛着スタイル尺度のみ
2 因子が得られたため，プロマックス回転を行い，中尾・加藤（2004）にしたがって「親密性の回避」因子と「見捨てられ不安」因子と名づけた。他のすべての尺度では 1 因子が得られた。尺度項目の平均値を下位尺度得点とし，性を独立
変数，各下位尺度得点を従属変数とする t 検定を行ったが，いずれも有意ではなかった。
「親密性の回避」は男性で M=
3.16，SD= 1.09，女性で M=2.92，SD=1.10，t(175)=1.47であった。
「見捨てられ不安」は男性で M=2.41，SD=
1.02，女性で M =2.52，SD=1.07，t(175)=0.65 であった。
「恋愛至上主義」は男性で M=2.02，SD=0.75，女性で M=
1.88，SD=0.70，t(175)=1.27 であった。
「友人関係満足感」
は男性で M= 3.17，SD=0.90，女性で M=3.34，SD=0.93，t(175)=1.19 であった。「家族関係満足感」は男性で M=
3.33，SD= 0.85，女性で M=3.60，SD=0.97，t(175)=1.89であった。また，すべての下位尺度間で性別に相関係数を求めた（Table 1）。男女でほぼ同様の傾向が見られたが，「親密性の回避」と「恋愛至上主義」について，女性の方がより相関が強かった。さらに，女性のみで「見捨てられ不安」と「友人関係満足感」に負の相関が見られた。男女とも親密な関係を避けようとするほど恋愛を重視しなくなるという傾向は同様だが，女性の方がその傾向が強いといえる。一方，見捨てられ不安が強いほど恋愛にしがみつく傾向は男女に共通して見られた。
【引用文献】
Bowlby, J. 1973 Attachment and loss. Vol.2. New York:
Basic Books.
加藤 司 2001 対人ストレス過程の検証 教育心理学研究,49, 295-304.
小高 恵 1998 青年期後期における青年の親への態度・行動についての因子分析的研究 教育心理学研究, 46 ,333342.
中尾達馬・加藤和生 2004 成人愛着スタイル尺度（ECR）の日本語版作成の試み 心理学研究, 75, 154-159.
和田 実 1994 恋愛に対する態度尺度の作成 実験社会心理学研究, 34, 153-163.
（さとう まい）Table 1 成人愛着スタイルと対人関係との性別相関係数


成人愛着スタイル
親密性の回避見捨てられ不安恋愛至上主義友人関係満足感家族関係満足感

親密性の 見捨て恋愛
友人関係 家族関係
回避
られ不安 至上主義 満足感
満足感
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注1)  S   S   S 
注2) 右上に男性，左下に女性の相関係数を示した。

−83−

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臨床・相談「能動的ユーモア」によるストレスコーピングの効果
大学生と高校生とのユーモアコーピングの比較○西野弓月 1 大久保純一郎 2（1 西澤クリニック 2 帝塚山大学心理学部）
キーワード：ユーモア，ストレスコーピング，対人関係(F (1, 274)=2.36, p< 0.10)。逃避回避型対処では，学校種の【目的】ユーモアには，痛みやストレスの緩和，心身の健康問題の予防，対人コミュニケーションの円滑化など，多岐に効果に有意な傾向がみられた (F (1, 274)=3.60, p< 0.05)。
わたる効用があると指摘されている (桾本, 2007)。近年，ユ *+4 得点 *+4 得点の尺度は，性別の主効果が有意であった
ーモアを用いてストレスを対処する方法として，ユーモアコ(F (1, 274)=6.58, p< 0.05)。
ーピングが注目されている (細田・三浦, 2012)。本研究では，【考察】
ユーモアコーピングを積極的に他者を笑わせる「能動的ユー
 情動焦点型対処と逃避回避型対処は高校生よりも大学生のモア」としてとらえ，ストレス反応の緩和や予防法として検方が多く，問題焦点型対処はあまり差がなかった。これは，討した。大学生と高校生に質問紙調査を行い，ユーモアコー
成長するにつれ自らの気持ちを大切にする機会が増えたり，ピングなどについて比較検討を行った。
毎日同じ場所で長時間同年代の人と過ごすことが減りストレ【方法】
スを感じる物事から自ら離れる行動をとる機会が増えたこと
 対象者 近畿圏 A 大学の大学生 209 名 (男性 109 名，女性が関係している可能性が考えられる。
100 名) と，近畿圏 B 高校の高校生 69 名 (男性 41 名，女性
 自虐的ユーモア対処は男性よりも女性の方が多かった。こ28 名) を分析の対象とした。
れは，西野 (2017) と同様の結果であり，今後さらなる検討 手続き 質問紙調査を実施した。大学と高校それぞれ講義が必要である。
時間中に対象者に質問紙を配布し，対象者の回答終了後に回 また，一般的にストレス反応は女性の方が多いといわれて収した。
いる。今回の結果は，今までの研究結果と一致していた。
 質問紙の構成 1) フェイスシート 性別，年齢，学年など【引用文献】
の回答を求めた。 2) ユーモアコーピングの尺度 桾本・山橋本 剛 1997 大学生における対人ストレスイベント分類の崎 (2010) の対人ストレスユーモア対処尺度 (HCISS) を用試み 社会心理学研究, 13, 64-75.
いた。3) コーピングに関する尺度 尾関・原口・津田 (1994)
細田 幸子・三浦 正江 2012 大学生におけるユーモアコーピの コ ー ピ ン グ 尺 度 を 用 い た 。 4) ス ト レ ス 反 応 の 尺 度ングと精神的健康との関連 人間文化研究所紀要, 6,
GHQ-12 (中川・大坊, 1985) を用いた。 5) 追加項目 「お53-62.
笑いは好きか」「積極的に笑いを取ろうとする方か」「実際に桾本 知子 2007 対人関係におけるユーモアと自己表現―日
笑いを取れる方か」などの質問を追加した。
本人のユーモアコーピング― 総合人間科学: 東亜大学
【結果】
総合人間・文化学部紀要, 7, 11-19.
 ユーモアコーピングの尺度とコーピングに関する尺度とス
桾本 知子・山崎 勝之 2010 対人ストレスユーモア対処尺度
トレス反応の尺度について，学校種 (大学と高校) ならびに(HCISS) の作成と信頼性，妥当性の検討 パーソナリテ
性別を独立変数とした 2 要因の分散分析を行った (Table 1)。
ィ研究, 18, 96-104.
 ユーモアコーピング尺度の結果 ユーモアコーピングの尺中川 泰彬・大坊 郁夫 1985 日本語版 GHQ 精神健康調査票
度は，自虐的ユーモア対処が性別の主効果が有意であった (Fの手引き 日本文化科学社
西野 弓月 2017 「能動的ユーモア」によるストレスコーピ(1, 274)=4.50, p< 0.05)。自虐的ユーモアは女性の方が高い結ングの効果 帝塚山大学大学院修士論文果であった。積極的ユーモア対処尺度とユーモア対処総合点
尾関 友佳子・原口 雅浩・津田 彰 1994 大学生の心理的ス
においては有意な効果がみられなかった。
ト レ ス 過 程 の 共 分 散 構 造 分 析  健 康 心 理 学 研 究 , 7,
 コーピング尺度の結果 コーピングの尺度は，問題焦点型対処においては有意な効果がみられなかった。情動焦点型対
20-36.
処 で は ， 学 校 種 の 効 果 に 有 意 な 傾 向 が み ら れ た      （にしのゆつき・おおくぼじゅんいちろう）
7DEO H 
大学生と高校生の比較

大学生（n=209）
尺度

下位尺度
対人ストレスユーモア対処尺度
自虐的ユーモア対処 平均
6'
積極的ユーモア対処 平均6'
ユーモア対処総合点 平均
6'
コーピング尺度
問題焦点型対処平均
6'
情動焦点型対処平均6'
逃避回避型対処
平均
6'
GHQ得点
平均
6'
  S      S  

男性
女性
（n=109） （n=100）

高校生（n=69）
小計

男性
女性（n=41） （n=28）

小計

分散分析結果総計（n=278）

男性
女性（n=150） （n=128）

小計                                                       
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−84−

性別の
主効果

学校種の
主効果 交互作用)  

男性＜女性)  )  

)  

大学＞高校
大学＞高校
男性＜女性

臨床・相談

障害(者)に対する大学生のイメージについて 3○豊村 和真（北星学園大学福祉心理学科）
キーワード：障害 共生 イメージ
【目的】障害者に対する態度を改善するためには、まずその正しい現状を知る必要がある。その中でも特に障害あるいは障害者に対するイメージは、実際の交流等に相当程度の影響を与えると思われる。しかしながら、現状では必ずしもこの領域の研究においては客観性が高い方法で検討がなされていたとは言いがたい。そこで、樋口(2004)のいう新たな計量的分析アプローチに従い、本報告では分析の手法や結果を客観的に示しつつ、障害（者）に対するイメージを明らかにすることを試みる。豊村（2018）で、自己および他人の視点か
ら自由記述させ、さらに連想語をも含めた分析を実施した。
今回は他に社会的弱者という点から比較的類似していると考えられる高齢者に対する自他のイメージを含めて対比的に分析すし、これにより障害者に対するイメージをより明確にし、現状の大学生の障害者に対するイメージを明確化することを目的とした。
【方法】
被験者：大学生 1～2 年生 111 名（男子 28 名、女子 81 名不明 2 名）㻌 㻌
手続き：大学の講義の時間を利用し、講義前に質問紙を配布、その場で回答させ回収した。
質問紙：教示文は「『障害』『障害者』という言葉がもつイメージ（思い）をできるだけたくさん正直に記入してください。多いほど良いです。その際に自分のイメージと、一般の人（他の人）が持つであろうイメージを分けて書いてください。
」であり、項目は、・自分のイメージ（結果では self と表記）
・一般の人（他人）の持つであろうイメージ（結果ではothers と表記）の 2 項目とし、別々に記述させた。同様に『高齢者』についても同様の回答を自由記述させた。
分析方法：樋口(2004)の提案する KH Coder を使用し、分析語として名詞、形容詞、形容動詞、動詞、副詞、助動詞を対象として、それらの語の出現数と語の間の関連性について検討した。
なお、質問紙配布の際に回答は任意であること、教育研究目的以外では使用しないこと、個人が特定されない配慮をすることを告げ、回答をもって同意したものと見なした。
【結果】
出現語彙については豊村  に従って、KH Coder の出力
結果として自分と他人のイメージについて 1225 文、266 段落が得られた。
これらの中から形態素解析後の語のうち分析方法で述べた品詞について、出現頻度が  以下のものを削除し出現頻度 以上の語について検討した。図では上位  語について示した。
自他のイメージ比較においては、自分のイメージにおいては、良い、頑張る、個性など比較的好意的な語が近くに位置
し、さらにやや離れて必要、周りなどなどのやや客観的な語が見られた。一方他人が持つであろうイメージは迷惑、可哀

想、助け大声、やや離れて怖い等否定的な語が比較的多く見られた。
高齢者については、自分のイメージはは物忘れ、アルツハイ
マー、老眼等を除き、ネガティブな印象語は少なかった。他人のイメージについてはほぼ好意的な語は見られず、むしろ障害よりも自他の差が明確に分かれた。
 次に障害・高齢(障碍-高齢)、および自・他([self]-[others])
要因を外部変数として対応分析をした(図 1)。障害・高齢については高齢のほうが受容的であるが、障害については受容的・拒否的イメージが同じく布置されている。一方自・他については[self]は肯定的・支援的、[others]は否定的・同情的なイメージがあることが示された。

 図 1 外部要因を含めた対応分析結果
【考察】
障害者の自・他のイメージの差異は豊村(2018)とほぼ同様で常識的な結果と言える。高齢者について、自・他のイメージの差異が明確にでたのは、周囲（特に血縁者）に該当者がいる頻度の違いなどが要因の一つと考えられる。
【引用文献】
樋口耕一 2004 「テキスト型データの計量的分析 ―2 つのアプローチの峻別と統合―」 『理論と方法』 (数理社会学会) 19(1): 101-115
豊村和真 2017 「障害(者)に対する大学生のイメージについて」 日本福祉心理学会第 15 回大会発表論文集
豊村和真 2018 「障害(者)に対する大学生のイメージについて 2」 日本社会福祉学会第 66 回大会発表論文集（とよむら かずま）

−86−

臨床・相談化学物質過敏症の子をもつ母親の PAC 分析○杉山太遊  杉山沙羅  佐藤佑貴 （福島学院大学福祉学部  福島学院大学大学院心理学研究科 ）
キーワード：化学物質過敏症、親、関わり
【目的】化学物質過敏症（Multiple Chemical Sensitivity：
MCS）は、多種類の微量な化学物質に反応し、重症になると社会生活はおろか日常生活さえ営めなくなる、誰でも発症しうる極めて深刻な環境病である。発症の原因や治療法は未だ解明されておらず、診療のできる医師も限られている。本研
究は、化学物質過敏症の子をもつ母親に焦点を当て、子と共に生活していくことへのイメージ構造を明らかにすることを目的とした。
【方法】＜被検者＞成人してから重度の化学物質過敏症と診断された子をもつ 50 代前半の母親Ａ。
＜手続＞連想刺激は、「化学物質過敏症をもつ子と共に生活していくことについてどう思っていますか。また，そのことについてどのような悩みを感じていますか。それはどんな時にですか。悩みを感じた時に、どんなことをしたいと思いますか。また、実際にはどんなことをしてしまいがちですか。カ
ードに記入してください。
」と口頭で教示し、文章も提示した。
次に連想反応項目を重要順に並べ換えさせた後、各項目の直感的類似度を７段階で評定させた。ついで、ウォード法でクラスター分析し、各クラスターのイメージや併合理由について聴取した後、項目単独での連想イメージと＋－0 イメージを質問した。
【結果】各項目の重要順位、クラスター分析及び単独＋－イ
メージの結果は、Fig.1 のようになった。
＜被検者による解釈：抜粋＞クラスター1 は、自分が今一番
強く常に大事に思っていることです。注意してやっていかな
いとと思ってること、気になっていること、自分の思い…自分の目標。頑張らなくちゃって自分で自分に言い聞かせていつも気を張って生きているんだと思います。それとごめんねっていう思い。症状がどんどん出ていたのに気付いてあげられなかった。早くわかればこんなに悪化しなかったのに…って日々思っています。
クラスター2 は、日々思っていること、日々気にしていること、本当に大変なこと、心配なこと…どうしたら良いんだ
ろうと悩んでいます。家族にも協力してもらいながら悪化させないようにしなくちゃって。毎日すごく大変なんですけど、少しでも体調の良いときをつくってあげなくちゃって思っています。この病気は周りの環境で悪化するから世の中にも理解してもらわないといけないんだけどなかなか…。何かあったら大変だから常に気は抜けなくて常にこれは大丈夫かな？
ってひやひやして生活してます。
クラスター3 は、実は私は毎日不安でたまらないのかもしれません。先の見通しがないから不安で…私が死んでしまっ
たらこの子は生きていけるのだろうかって…いつまでこの生活が続くのかとか、家族がいつかこの生活が面倒になっちゃ
わないかとか…すごく不安です。周りの人になかなか理解してもらえないから余計に不安が大きくなっている気がします。
化学物質がなかったらこんなことにならなかったのに。化学物質がなくなれば治るのに。
クラスター4 は、休みたいっていうのは自分の本音だと思います。今一番本当に強く思っていることかもしれません。
この先そういう時間があったらいいなっていう希望？そんな時間はないとはわかってはいるんですけど。それに、あまり言葉にしてはいけないって…子どもがこんなに頑張っているんだから私も頑張らなくっちゃって。でも自分が今の生活にとても疲れているというあらわれだと思います。すごく疲れてるんです、本当は。でも休んでることはできなくて。他の子にも遺伝的に症状が出るかもしれないって思うからそれが怖くて…頑張らないと。

Fig.1 母親 A のデンドログラム
1)左の数値は重要順位 2)各項目後ろの ( ) 内の＋－0 は単独でのイメージ【考察】クラスター1 は、「～しないと」という強迫感や切迫感、早期に気が付いてあげることが出来なかったという
後悔・自責の念から自分を責め、追い込んでいることが示唆される。＜後悔と自責の念からくる強迫感＞といえるであろう。
クラスター2 は、自分しか支えることが出来ないが、悪化させないためには何をすればいいのかわからないという不明瞭さ。また、子どもの今後のために世の中に正しい理解者を増やさなければという焦りが示されている。＜悪化に対する怖さからくる緊迫感の継続＞といえよう。
クラスター3 は、理解してもらえない苛立ちと無念。私が死んでしまったらという焦り。いつまでこの生活が続くのかという見通しのない不安、どこまで悪化してしまうのか、本当に治らないのか（快方に向かわないのか）という不安と恐怖が混濁した辛さを伴ったイメージが示されている。＜治療法がないことでの不透明な子の未来の心配＞であるといえよう。
クラスター4 は、一番大切な被検者の感情であるが、常にギリギリの体力と精神状態で慢性的な高負荷な重責を担って生活しているため意識的に抑圧している思い、理解してもらえない辛さ、疲労と親としての責任感の葛藤、感情の抑制・両価性を示している。＜極度の疲労感・限界感と感情の抑制の葛藤＞であるといえよう。
以上のことから、MCS の子をもつ母親は不明瞭な中、やりぬく覚悟の重責を体験していることが示唆された。
（すぎやま たゆう・すぎやま さら・さとう ゆうき）

−87−

臨床・相談化学物質過敏症者の不安・悩みに関する個人別態度構造分析○杉山沙羅 1 杉山大成 1 佐藤佑貴 2 内藤哲雄 3（1 福島学院大学大学院心理学研究科 2 福島学院大学福祉学部 3 明治学院大学国際平和研究所）
キーワード：化学物質過敏症、心理、悩み【目的】化学物質過敏症はアレルギー反応と急性・慢性中毒の症状が複雑に絡み合っている疾患だと考えられている。発症の原因や治療法も未だ解明されておらず、診療のできる医師も限られている。本研究では化学物質過敏症を抱える人が交流で何を感じ、どんな不安や恐怖があり、それらがどんな経験からもたらされるかについて検討することを目的とした。
【方法】＜被検者＞化学物質過敏症を 5 年前に発症した 20
代前半の女性Ａ。
＜手続＞「あなたに化学物質過敏症があることで、他の人との交流でどんなことを感じたり、イメージしたりしますか。
違和感や不安を感じたり、拒否される恐怖を感じたりすることがありますか。それはどんな人達とのどんな交流でですか。
交流に不安を感じた時に、どんなことをしたいと思いますか。
また、実際にはどんなことをしてしまいがちですか。」と口頭と文章で提示し、個人別態度構造分析を行った。
【結果】結果は Fig.1 のようになった。
＜被検者による解釈：抜粋＞クラスター1 の 21 項目：自分の中で考えても答えが出ない辛さとか怒り…どうしてわかってもらえないんだろうと思う。葛藤とかがすごく出ていて社会への不満みたいなものも含まれている。理解できなくても寄り添ってほしいなって。期待とか不安とか孤独、辛さ、憎しみ、怒り…自分の中でうまく消化しきれてない部分なのかな。
クラスター2 の 6 項目：病気の説明をする選択肢しかない
辛さみたいなものが出ている。実際しなければいけないこと、
現実にしなければならないこと、怠らずにしなきゃいけない
こと、実行せざるをえないこと。いつもとても勇気がいる。
予測できないから期待と不安と恐怖とが混ざり合った複雑な感じ。とても辛く説明しなければならないと思うだけでとても疲れる。
クラスター3 の 2 項目：湧いてくるイメージは理解できる、共感できる、受け入れてくれる。ネット内に同じ病気で私みたいな生活をしている人が意外といる、同じように苦しんでる人がいて、私だけじゃないんだって…でもネット内だけの世界なんて上っ面で社会から拒絶を突き付けられているような感じがして悲しい。ネット内では自分だけど自分ではない
自分で…その中にいても虚しさや孤独を感じ余計現実にがっかりすることもある。温もりがない、人間味がない。温もり、そこに存在してる感、現実に目で見て耳で聞いて触れ合ってる感が欲しい。
クラスター4 の 6 項目：理解してくれる人がいてすごく助
かるし心強い。でもその人達に助けてもらって、常に迷惑をかけ続けて…自分はいないほうが良いんじゃないかと時々思う。わがままを言って生活をしているような自分への嫌悪感、苛立ちというか、申し訳ない感っていうか…自責の念に駆られる。理解して協力してくれてる人とはいえその人達に自分の人生を預けて生きていくのも不安。理解してもらえないのも辛い、でも理解してもらっても迷惑をかけ続けていくのも辛いので、やっぱり私はいないほうがいいのかなと。
【考察】クラスター1 は自身の答えが出ない辛さ・怒り・葛藤、他人ごととして考えられてしまう社会への不満と寄り添って欲しい期待・不安・孤独・辛さ・憎しみ・怒りなどの自身の消化不良の感情を示している。＜自身の答えが出ないもどかしさと消化不良の感情群＞が複雑に絡み合ったクラス
ターであるといえよう。

クラスター2 は自身の疾患により「～しなければいけない」と強制されている圧迫感、選択肢のなさ、説明を行うのに必要な勇気・不安・恐怖などからくる疲労感、また、受容してもらえる期待、予測不可能な不安と恐怖が混濁した疲労感・辛さを伴ったイメージが示されていることから＜極度の疲
労・苦痛を伴った強制感と期待＞といえよう。
クラスター3 は他者の表面的理解・共感・受容、仮想空間にいることでの社会の拒絶からくる悲しみ・虚しさ・孤独・
温もりのなさ・寂しさ・非存在・非対面など人間味の欠乏感が示唆される。つながる世界はあるがそこに自分はない＜仮想空間での非対面から起こる社会的拒絶感と悲しみ＞といえるであろう。
クラスター4 は理解者がいることでの心強さ、理解者に迷惑をかけている申し訳なさ、自分への嫌悪感・苛立ち、先が見えないことや自分の人生を他者に預ける不安、自身の理想と現実とのギャップ、マイナスに転ぶ自身の思考が示されている。＜理解者への迷惑感と不透明な将来の不安による思考＞であるといえよう。
 以上のことから現時点での被検者は、あてどころのない思
いが化学物質を開発し続けそれを使用し続ける社会への憎しみとなり、その憎しみの気持ちが自己に新たに形成されつつあることが苦痛であり、嫌悪感を抱くと共に、自己コントロール感の喪失につながっていると考えられる。
本研究は、被検者が抱える疾患による経験は自己への心理的影響をもたらすことを示唆するものであろう。

Fig.1 被検者 A のデンドログラム
1)左の数値は重要順位 2)各項目後ろの ( ) 内の＋－0 は単独でのイメージ−88−（すぎやま さら・すぎやま たいせい・さとう ゆうき・ないとう てつお）

臨床・相談大学生のデート DV 予防に関する調査― 罪悪感とアサーションスキルに着目して ―○北村莉彩 1 中地展生 ２（会員）（1 帝塚山大学大学院心理科学研究科 2 帝塚山大学心理学部）
キーワード：デート DV 予防・アサーションスキル・罪悪感【目的】
 デート DV はいくつかの種類に分類され (Onishi, Nakao,
Shibayama,& Matsuyama,2011), 心理的デート DV は, 交際相手に対しての束縛行為や侮辱, 相手の感情の操作など様々な内容が含まれる(Foshee,1996)。本研究では大学生の間で起こりやすいと考えられる,交際相手の行動を管理統制しようとする「束縛行為」を取り扱い検討する。本研究では心理的デー
ト DV 予防を考えたうえで「罪悪感」に注目したい。罪悪感とは，大西(2008)は他者との相互的な社会関係を成立させるために必要な道徳感情であると述べている。橋本(1997)は, 大学生
においては円滑な人間関係の形成及び維持が対人関係における中心的な課題であることを指摘している。そのため, 意見の対立など友人との衝突を避けようとし,青年期における対人関係の傾向として周囲に対する過度な遠慮や配慮, 自分の気持
ちを適切に伝えることが不得意である (金子・今井・加藤・常本・城, 2010) と言われている。では, 大学生は, 自分がパートナーから束縛を受けていると感じたとき, それが嫌なら束縛を断ることができるのだろうか。そこで, アサーションという考え方がある。それは他人の権利を侵害することなく, 個人の思考と感情を敵対的でない仕方で表現する方法であり (濱口, 1994), 精神的健康と良好な人間関係とをもたらす行動である (平木,1993) とされている。そのことからアサーティブな人ほど, 自分の気持ちを伝えられるといわれている。アサー
ティブとはアサーションスキルの高いことをいう。アサーショ
ンスキルには, 関係形成のスキルと, 説得交渉のスキルがあるとされている (玉瀬・越智・才能・石川, 2001)。よってアサーティブに断ることができれば, 自分の権利も守られ, 相手を攻撃することもないだろう。
 以上のことから, 本研究では「束縛場面」を取り上げ, 想定
したいくつかの「束縛場面」での態度と罪悪感やアサーション
スキルの関連に着目した研究を行うこととする。具体的には罪悪感が束縛場面に対して嫌だと感じた気持ちを伝える自信への影響, アサーションスキルと罪悪感の影響があることを検
討する。
【方法】
調査時期と手続き：調査時期は 2017 年 10 月上旬から中旬にかけてである。近畿圏の大学 2 校の授業時間中に質問紙を配布, 実施における倫理的配慮の説明，実施, 回収した。
調査対象者：近畿圏の大学に所属する大学生 453 名であり，
うち有効回答 423 名であった。男性 203 名, 女性 218 名, 不明 2 名。平均年齢は 19.82 歳 (SD＝1.52)であった。
質問紙の構成：・青年用アサーション尺度 (玉瀬・越智, 2001) 「関係形成」「説得交渉」の 2 因子 16 項目からなる。5 件法。
・特性罪悪感尺度 (大西, 2008) 「利得過剰」「屈折的甘え」「精神内」「関係維持」の 4 因子からなる。25 項目中 16 項
目を使用した。5 件法。
・現在と過去それぞれの交際経験の有無。
・束縛を想定した場面 (5 項目, 項目例：携帯電話にすぐに出なかったり, メールをすぐに返信しないと怒られる) 笹竹(2015) の研究をもとに各束縛を想定した場面に対して「これは束縛だと感じますか」という質問に, 「はい」, 「いいえ」,「どちらでもない」の 3 件法で回答を求めた。また, そのような場面に対して「嫌だと感じる程度」を「1.まったく嫌ではない」から「5.とても嫌である」までの 5 件法で回答を求めた。さらに, そのような場面で「嫌だと感じた気持ちを伝えられる自信」を「1.伝える自信がない」から「5.伝える自信がある」までの 5 件法で回答を求めた。
【結果】
 性別ごとに階層的重回帰分析を行った。独立変数としてア
サーションと罪悪感尺度をそれぞれ単独で用い, 従属変数として束縛を想定した場面をそれぞれ単独で用いた。第 1 ステ
ップでは年齢を投入し, 第 2 ステップでは質問紙の下位尺度,
第 3 ステップ以降では下位尺度の交互作用を投入した。
 その結果, 男性において,「嫌だと感じたら気持ちを伝えられる自信」の第 2 ステップでアサーションの「説得交渉」(β= .187, p < .05) と罪悪感の「関係維持」(β= -.192, p < .05)
が有意であった。また, 女性において「嫌だと感じる程度」の第 1 ステップで「年齢」(β= -.149, p < .05) が, 第 2 ステップでは罪悪感の「年齢」(β= -.173, p < .05) と「関係維持」(β= .202, p < .05)が有意であった。
E では第 1 ステップで「年齢」(β= .218, p < .01) が, 第 2 ステップにおいて, アサーションでは「年齢」(β= .185, p < .01) と「説得交渉」(β= .178,
p < .05)が, 罪悪感では「年齢」(β= .204, p < .01) と「関係維持」(β= -.256, p < .01) が有意であった。
【考察】
 「嫌だと感じたら気持ちを伝えられる自信」では，男女ともにアサーションの「説得交渉」，罪悪感の「関係維持」からの影響が見られた。
「関係維持」の罪悪感が低いと, 相手への過度な配慮が少ないのではないだろうか。そのため, アサー
ションの「説得交渉」においてより率直な自分の気持の表明がしやすくなると推察される。自分の気持の表明が成功した体験が, 束縛場面などの不快な場面においても自分の気持を表明しようとする自信につながると考えられる。
 さらに女性では「年齢」からの影響も見られた。大学生の多くは 20 代であり, 結婚や出産などの今後の人生を大きく変えうるイベントを身近に感じる年代であるといえる。交際
相手からの不快な行為に対して自身を守るためにも普段から自分の気持ちを表明していると考えられる。そのような場面は年齢が上がるにつれて多くなると考えられ, そのため, 束縛に対して「嫌だ」と伝える自信に年齢からの影響が見られた可能性がある。
【引用文献】
平木 典子 (1993). アサーション・トレーニング―さわやか
な〈自己表現〉のために― 金子書房.
大西 将史 (2008). 青年期における特性罪悪感の構造―罪悪感の概念整理と精神分析理論に依拠した新たな特性罪
悪感尺度の作成― パーソナリティ研究, 16, 171-184.
笹竹 英穂 (2015). 女子高校生を対象とした心理的デート
DV の防止講座の効果検証―シングルセッションの場合― 心理臨床学研究, 33, 441-450.

−89−（きたむら りさ・なかじ のぶお）

臨床・相談インターネット利用傾向と発達障害傾向の関連性について―ADHD 傾向に関する探索的調査―
大久保純一郎＊1（帝塚山大学心理学部）
キーワード：ADHD，インターネット依存，ゲーム依存 インターネットの普及がすすみ，その利便性が高く，現代
人の生活になくてはならない存在になってはいるが，その過剰な利用により，インターネット依存の状態に陥る人が増加している（岡安，2016）。さらに，スマートフォンなどの高性能の端末の出現は，それらの傾向を加速していると言えよう。また，インターネットを利用したゲームや，さまざまな
SNS などの魅力的なコンテンツであり，依存傾向の人々はさらに増加する傾向にある。インターネット，ゲーム依存による問題は，家族関係やその他の対人関係のトラブル，うつや不安などの情緒的障害，身体的な健康問題，経済問題など多岐にわたり，薬物依存やその他の依存症と同様の問題がみられる（Kim, 2013）。
 他方，近年発達障害への注目が高まっているが，ADHD は，
基本的に注意や多動衝動性に関する障害であるが，多様な 2次障害のあることも知られている。そのなかでも，物質依存
や行動依存を併発する人も少なくない（星野，2004）。
 そこで，
ネット依存傾向と ADHD 傾向の関連性について，大学生を対象としたアナログ研究を探索的に行った。
【方法】
 調査対象者 近畿圏の大学に所属する 2，3，4 年次の学生
50 名(男性 29 名，女性 21 名)対象として調査を行った。
 質問紙 次の６種の心理尺度からなる質問紙を用いた。
 １）インターネット利用 岡安（）が高校生のインターネット利用実態を調べるために用いた項目を用いた。
 ２）インターネット行動 高校生の日常生活におけるイン
ターネット利用行動を調べる項目を用いた（岡安，）。 ３）スマホ利用 岡田（）が紹介したスマ−フォン利用に関する尺度（ 項目）を用いた。全くない（１）から，頻繁にある（４）の４件法で回答を求める。選んだ選択肢の数
値の合計を得点とする。 点以上を危険域とする。
 ４）インターネットゲーム  岡田（）が紹介したイ
ンターネットゲームに関する尺度（９項目からなる）を用いた。全くない（１）から，頻繁にある（４）の４件法で回答を求める。３以上の選択肢を選んだ項目の数を得点とする。
点以上を危険域とする。
 ５）ネット依存尺度 Young  のインターネット依存尺度を日本語に翻訳したものを用いた（Kim）。本尺度は  項目からなり，
まったくない（０）から，
いつもある
（５）
の  件法で回答を求める。選んだ選択肢の数値の合計を得点とする。 点以上を危険域とする。
 ６）ADHD 傾向に関する尺度 Adult Attention Deficit/
Hyperactivity Disorder Symptoms Scale（AASS， 項目：
金澤，）を用いた。この尺度は「不注意因子」 以下：
不注意得点 が  項目「多動性・衝動性因子」 以下：多動性
衝動性得点 が  項目の計  因子で構成される。選択肢の数値
を各項目の得点とする。各因子の合計得点（不注意得点と多動衝動得点）と総合計点（ADHD 得点）をそれぞれ算出する。
 手続き 大学の授業時間内に教室で質問紙を配布し，教示等を行い集団法で質問紙調査を実施した。回答は無記名とした。また，教示において研究目的を説明した上で，回答は任意であり，参加しない場合も不利益を被らない旨を口頭と文書にて説明した。
【結果】
 記述統計 各尺度の平均値と標準偏差，ならびに基準値を超えたものの数を Table 1 に示した。
 ネットに関連した依存の程度が基準を超える（つまり危険域にある）者の人数は，3−7 名であり，対象者数 50 名のうち1 割内外ときわめて多いと言える。また，AASS によって示される ADHD 傾向は，金澤（2013）と大差はないと言える。

 相関分析 各尺度間の相関係数を Table 2 に示した。AASS
得点（不注意，多動衝動，ADHD 得点）は，スマホ依存，ネットゲーム依存尺度得点との間の相関係数は .3 前後であり，有意である（p<.05 程度）が，ゆるやかな相関が認められた。
他方，ネット依存尺度得点とは，有意で比較的強い相関が見。
られた（ .6 前後，p<.01 程度）

 重回帰分析 性別，学年ならびに ADHD 傾向（不注意得
点と多動衝動得点）を説明変数とし，3 種の依存尺度得点を目的変数とした重回帰分析を行った。スマホ依存尺度得点に対しては，不注意得点のみが有意な影響を示した（β=.43,
p<.05）。ネットゲーム依存尺度に関しては，いずれの変数も有意な影響を示さなかった。ネット依存尺度得点に対しては，不注意得点のみが有意な影響を示した（β=.38, p<.05）。
【考察】 学生の  割内外がネット関連依存の危険域にあり，先行研
究と大きな変化はないが，深刻な状況である言える。
 また，ADHD 傾向とネット関連依存傾向の間に有意な関係がみられた。なかでも，不注意傾向がネット関連依存に影響を与えているが，多動衝動性傾向はネット関連依存に影響を与えていない結果となった。今後，これらのメカニズム等について検討し，依存症等の予防を行うことが望まれる。より詳細な考察は大会当日報告する。
（おおくぼ じゅんいちろう）−90−

健康・看護・医療

ストレスマインドセットと心身の健康度の関連
伊藤 晃碧（立正大学 心理学研究科）
キーワード：ストレスマインドセット, 尺度構成, 主観的健康感【研究の目的】近年, ストレスによる心身の健康被害が社会問題化している。日本における経済的負担はうつ病において年間 3 兆 900
億 5000 万円, 不安症において 2 兆 3931 億 7000 万円にも上り, 企業に対しては年１回のストレスチェックが義務化されている。この現状から, メンタルヘルス失調は個人の問題だ
けでなく, 社会的な問題であると言える(佐渡・稲垣・吉村,
2011; 厚生労働省, 2014)。
一方, ストレスを有害と捉えている場合に限り死亡率が上昇し, ストレスは有益と捉えることで心身の健康が促進されるという, ストレスの捉え方(ストレスマインドセット)に関する研究成果が報告されている(Keller et al. 2012; Crum,
Salovey & Achor, 2013）。ストレスマインドセットは測定尺度が開発されており, 邦訳版も作成されている(Crum et al.
2013; 大久保・竹橋, 2016)。この尺度は項目数が 8 項目と少なく, 回答者の負担が少ないうえに, 他の尺度と同時に質問紙に組み込みやすく汎用性が高いという利点が挙げられる。
しかし, 邦訳版ストレスマインドセット尺度は因子構造が原版と異なっていることや, 2 因子構造が確認されているにも関わらず逆転処理によって 1 因子の得点化がされていること, ストレスマインドセットの身体的な健康への影響が検討されていないことが問題点として挙げられる。そのため, この尺度を今後研究で利用することが適切であるかを判断するために, 尺度の信頼性・妥当性の再検討を行った【方法】
質問紙調査を行った。
研究対象者：大学生 211 名(男性 79 名, 女性 130 名, 不明
2 名)。平均年齢は 19.82 歳(SD＝1.19)。
使用尺度：大久保・竹橋(2016)の邦訳版ストレスマインド
セット尺度８項目(５件法), 情動焦点コーピングの指標として内田・山崎(2008)の日本語版 Emotional Approach Coping
Scales12 項目(４件法), 問題焦点・回避コーピングの指標として森田(2008)で使用されている 31 項目(４件法), 抑うつの指標として古川・大野・宇田・中根(2002)の K10 日本語版
10 項目(５件法), 心身の健康度の指標として藤南・園田・大野(1995)の主観的健康感尺度(SUBI)日本語版から配偶者と子供に関する３項目を除外した 29 項目(３件法)を使用した。
【結果】
SUBI において, ８項目で天井効果と床効果が確認されたため該当項目を除外した。また, 先行研究で想定されている
７因子の中で, 「社会的支援」「友人欠如」といった主観的健康とは関連がないと考えられる因子を除外したところ, スク
リープロットにて２因子構造が妥当であると示された。そこ
で, ２因子を想定した因子分析(因子抽出方法＝最尤法, 回転
方法＝プロマックス回転)を行い, 先行研究の因子名を参考に, 各因子をそれぞれ「心身不健康」「全体的満足感」とした。
続いて, 大久保・竹橋(2016)の邦訳版ストレスマインドセットの因子構造を再検討するため, 尺度の因子分析を行った。
スクリープロットにて因子構造を確認したところ, 大久保・竹橋(2016)と同じく 2 因子構造が妥当だと判断されたことから, 2 因子を想定した因子分析(因子抽出方法＝最尤法, 回転
方法＝プロマックス回転)を行った。その結果, 第 1 因子は,ストレスが自分にとって役に立つという捉え方を測定していると考えられる 4 項目で構成されているため, 「有益信念」とした。第 2 因子は, ストレスが自身の健康やパフォーマン
ス等の妨げになるという捉え方を測定していると考えられる
4 項目で構成されているため, 大久保・竹橋(2016)でも使用されている「ストレス有害信念」という名称を改訂し, 「有害信念」とした。なお, 各因子のα係数は十分な値が得られた。
また, ストレスマインドセットの各因子と各コーピングの相関は, 有益信念と回避コーピング(r=.212, p<.01), 有害信念と感情処理(r=.231, p<.01), 有害信念と問題焦点コーピン
グ(r=.174, p<.05)において観測された。
重回帰分析の結果, 有意傾向ではあるが有益信念と全体的満足感の関連が示された。また, 有害信念と心身不健康, K10との関連が明らかとなった(表２)。
【考察】
本研究により, ストレスマインドセットと健康との関連が改めて示され, 邦訳版ストレスマインドセット尺度の信頼性・妥当性が再確認された。このことにより, この尺度が今後のストレス研究での使用に耐えうるものであると考える。
また, ストレスマインドセット 2 因子がそれぞれ異なる要因に影響を与えることが新たに示唆され, 有益信念が全体的満足感を増大, 有害信念が心身の健康を悪化させている可能性が示された。大久保・竹橋(2016)でも 2 因子が確認されていることから, この尺度は 2 因子構造を前提に使用することが妥当であろう。よって, 今後この尺度を使用する際には, 2因子を個別に得点化することが必要だと考えられる。
本研究において, 有益信念と心身の健康度の関連が確認されず, 全体的満足感との関連が示されたに留まった。その理由として, ストレスが一般的に有害と認知されている影響が考えられる。今後, 各項目でストレスをプレッシャー等の有益な側面を感じさせる言葉に変更し, 有益信念と健康度との関連の再検証により, 有益信念の有用性が示されると考える。

−92−

表１

邦訳版ストレスマインドセット尺度の因子構造と因子負荷量
Factor1

Factor2

４ ストレスがあると、私のパフォーマンスや生産性が高まる。

.859

-.102

６ ストレスがあると、私の健康や活力がより良くなる。

.853

-.089

８ ストレスは良い影響があり、利用すべきだ。

.618

.222

２ ストレスがあると、私の学びや成長の助けとなる。

.570

.096

５ ストレスがあると、私の学びや成長が妨げられる。

-.152

.789

１ ストレスは悪影響があり、避けるべきだ。

.079

.642

７ ストレスがあると、私のパフォーマンスや生産性が低くなる。

.008

.625

３ ストレスがあると、私の健康や活力が悪くなる。

.123

.600

2.569

2.277

項目

寄与率

.416

因子間相関

表２

各従属変数における標準偏回帰係数
心身不健康

全体的満足感有益信念.111.148 +.089

有害信念.347 **.058.218 **

感情表出-.155 *

.217 **-.210 **

感情処理

.149 +-.006.176 *

回避コーピング

.024

.009

.069

問題焦点コーピング-.020.157 +-.051

R².158 **.111 **.112 **

Adjust R².129 **.081 **.081 **

**

*

K10

+

p < .01, p < .05, p < .10

（いとう

こうき）

健康・看護・医療

20 代女性の乳房イメージと乳がん検診行動○赤羽由美 1   （1 獨協医科大学看護学部

内藤哲雄 2
2 明治学院大学国際平和研究所）

  キーワード：乳房イメージ 乳がん検診行動 PAC 分析【目的】乳がんは、日本女性がかかる割合がトップのがんであり、その罹患率は増加の一途を辿っている。しかし、乳がん検診受診率は先進国の中でも極めて低い。乳房は、女性のシンボルと見做されてきたことから、個人のもつ乳房イメー
ジは、乳がん検診行動に影響を与える要因になるのではないだろうか。本研究では、 代女性の乳房イメージと乳がん検診行動について 3$& 分析により探索することを目的とした。
【方法】被験者： 代後半未婚女性。病院勤務 看護師 。
手続き：｢あなたは、乳房に対してどのようなイメージを抱いていますか。その乳房のもつイメージと乳がん検診について、あなたはどのように思い、どんな行動をしたいと感じ、
実際に行動しますか。頭に浮かんできたイメージや言葉を、思い浮かんだ順に番号をつけてカードに記入してください」と連想刺激を教示し、連想反応を得た。次に重要順に並べ換えをさせ、項目間の直感的類似度を  段階で評定させた。ついでウォード法でクラスター分析をし、各クラスターのイメージを聴取・補足質問をして、最後に項目単独での＋、－、０イメージの回答を求めた。
倫理的配慮：獨協医科大学倫理審査委員会の承認を得た。
【結果】分析の結果は、)LJ のようになった。

Fig.1 被験者のデンドログラム＊左の数値は重要順位､項目後の( )内の符号は単独イメージ

被検者による解釈（抜粋）：第  クラスターは、「女性の象徴」～「人に見られるのは少し恥ずかしい」の  項目：乳房はセクシャルな部分、男性が好む･･。見られるのは恥ずかしいけ
ど、男性からどうみられているかも気になる。補正下着をつけ･･、セックスアピールですかね。

第  クラスターは、｢赤ちゃんを育てる上で重要なもの｣～「あまい」の  項目：乳房は育児をしていく上で重要･･。母
乳･･赤ちゃんの栄養、子どもに安心感を与えられるもの、大切にしたい。母乳をあげている姿は幸せや安らぎをもたらす。
第  クラスターは、｢乳房に異常な症状があると悲しい｣～｢最後の受診は覚えていないくらい遠い昔｣の  項目：マンモは痛いし面倒。しかし、乳がんを連想させる症状は怖い、早期発見のために行かなければ･･、とは思うが、遺伝はないし年齢的にも大丈夫だと思う･･。きっかけがあれば受けるけ
ど･･。できれば受けたくない･･､セクシャル的な乳房、育児に必要な乳房、それを守るために、必要になったら･･、症状があったら･･検診を受けるかな。
【考察】第１クラスター：被験者にとって乳房は、セックス
アピール、成熟した女性としての魅力を示すものと推察され、≪男性が感じる秘めやかな魅力の象徴≫と命名することができよう。第  クラスター： 項目すべてがプラスイメージであった。乳房は、赤ちゃんにとって「いのち」に不可欠な乳汁を出すもの、やさしい・やわらかいなど、安心感をもたらすものと認識していると思われ、≪赤ちゃんにとってのやさ
しさや安心感の源泉≫と命名することができよう。第  クラスター：｢乳房に異常な症状があると悲しい｣｢乳がんを連想させる症状は怖い｣といい、｢セクシャル的な・育児に必要な乳房を守るために必要になったら、症状があったら検診を受ける｣と表明している。しかし、｢遺伝はないし、年齢的に大丈夫｣と罹患性の認識は低い。検診は「痛い、面倒」という障害の認識を持ち、｢できれば受けたくない｣と述べている。そこでこのクラスターは≪がんに対する恐れと乳がん検診への嫌悪感≫と命名することができよう。
被験者は、乳房の“美と機能”の喪失という重大性の認識は持っているが罹患性の認識は乏しく、障害の認識は有益性の認識を上回っていると思われ、予防的健康行動をとる見込
みは現段階では低いと思われる（Becker＆Maiman,1975)。
本研究は、 代女性の 3$& 分析の単一事例であるが、デンドログラムや本人の解釈からも、検診行動に影響を与える要因として“乳房の美と機能”が抽出され、高齢女性とは違う結果となった Yumi,A et al 2017)。イメージは流動的で変化しやすいが、イメージは知識に比べ行動へのインパクトは大きい 飽戸,1970)。一歩を踏み出すためのきっかけをいつ、いかにつくるかが重要である。
【引用文献】
Becker,MH.,＆Maiman,LA.1975 Sociobehavioral determinantｓof compliance with health and medical care recommendations,
Medical Care,13,10-24.
Yumi,A.,Kazuko,G.,et al.2017 Beauty of Breast and Cancer
Screening Behavior in the Elderly Woman,70’female.MMIRA Asia
Regional Conference / 3rd JSMMR Conference,89.
Yumi,A.,Kazuko,G.,et al.2017 Beauty of Breast and Cancer
Screening Behavior in the Elderly Woman, 80’female. 15th
European Congress of Psychology.
飽戸弘イメージの心理学潮新書．
（あかば ゆみ ・ ないとう てつお）

−93−

健康・看護・医療

長期的課題における伸び悩み時の反応と克服
楽観傾向群と悲観傾向群の比較○本多麻子（東京成徳大学応用心理学部）
キーワード：楽観性，レジリエンス，Grit
目的 長期的な目標達成には情熱と粘り強さから構成される Gritが必要である（Duckworth et al., 2007）。Grit は楽観性や能力観と関連し，興味，練習，目的，希望に特徴づけられる。長期的な課題遂行場面で困難への直面や伸び悩みは共通の体験であろう。困難の克服を意味するレジリエンスには，生得的な気質との関連が強い「資質的レジリエンス要因（楽観性，統御力，社交性，行動力）」と，発達的に身につけやすい「獲得的レジリエンス要因（問題解決思考，自己理解，他者
心理の理解）」がある（平野, 2010）。本研究ではスポーツや芸術（e.g., ピアノ）などの長期的課題における伸び悩み経験とその後の結果，および楽観性，レジリエンス，Grit の関連を楽観傾向群と悲観傾向群の間で比較検討する。
方法
対象者 大学生 253 名であった（平均 19.8±1.2 歳）。研究実施に際し，大学内の研究倫理審査委員会の承認を得た。
調査票 二次元レジリエンス要因尺度（平野，2010），日
本版 Grit-S 尺度（西川他，2015），認知的評価測定尺度（鈴木・坂野，1998），楽観・悲観性尺度（外山，2013）を用いた。フェイスシートでは，年齢，性別，長期的に取り組んだ
課題，課題の継続期間・時期，練習時間，伸び悩み経験とその継続期間・時期，努力度（%），最終結果（目標達成・克服・継続中・挫折・辞めた・その他）について記入させた。
伸び悩み経験の内容と経験時の工夫や努力について自由記述を求めた。
手続き 大学の授業において集団式で実施した。あるいは個別に調査票を渡して記入後に回収した。
分析方法 楽観性得点と悲観性得点の平均と SD をそれぞれ求めた。楽観性得点が平均+SD 以上の者を楽観傾向群（46 名）とし，悲観性得点が平均+SD 以上の者を悲観傾向
群（40 名）とした。群ごとに各質問紙の得点を算出し，相関を求めた。群ごとに各質問紙の平均と SD を求めて，t 検定を行った。群ごとに最終結果の人数を計数し，比較した。
結果
 楽観傾向群と悲観傾向群における各質問紙の得点と長期的課題の継続期間の相関を表 1, 2 に示した。
表1 楽観傾向群における各得点と継続期間の相関
Grit
楽観性
悲観性
根気
一貫性
資質的レジリエンス.32 ** -.29
.63
.80
-.07
獲得的レジリエンス
-.07
.01
.27
.43
-.16
楽観性
.37
.29
.22
悲観性
-.31
-.23
-.20
Grit
根気
一貫性

継続期間
.04
-.08
.07
-.12
-.01
-.12
.16

p  S 表2 悲観傾向群における各得点と継続期間の相関
Grit
楽観性
悲観性
根気
一貫性
資質的レジリエンス
.33 *
.09
.17
.30
-.19
獲得的レジリエンス
.30
-.01
.36
.47
-.11
楽観性
.15
.08
.13
悲観性
.09
.11
-.02
Grit
根気
一貫性

継続期間
.28
-.09
-.05
.37
-.08
-.01
-.13

p  S  各群における各変数の平均，SD，統計結果を表 3 に示した。悲観傾向群と比較して，楽観傾向群の資質的レジリエン
ス，獲得的レジリエンス，Grit，根気の各得点はいずれも高かった（p < .05）
。各群における各最終結果の人数を表 4 に示した。χ2 検定の結果，有意な偏りはなかった（χ2（4）=0.72, n.s.）。
表3 各群における各変数の平均，SD ，統計結果
楽観傾向群
悲観傾向群
効果量
t
M
SD
M
SD
(d )
50.3
5.9
41.3
6.9
6.5 ** 1.4
資質的レジリエンス
36.6
3.9
30.9
5.9
5.2 ** 1.2
獲得的レジリエンス
37.9
2.0
24.5
4.3
18.2 ** 4.1
楽観性
13.0
4.1
28.2
2.2
21.7 ** 4.5
悲観性
27.3
3.9
25.4
2.9
2.6 *
0.6
Grit
15.3
3.3
13.6
2.6
2.6 *
0.6
根気
12.0
2.3
11.8
1.6
0.6
0.1
一貫性
8.9
3.3
9.3
3.3
0.5
0.1
継続期間
**p < .01, * p < .05

群
楽観傾向
悲観傾向

表4 各群における各最終結果の人数
目標達成 克服 継続中 挫折
13
17
8
3
9
18
7
2

その他
5
4


考察
 楽観傾向群の資質的レジリエンス得点は楽観性，Grit，根気の各得点と正の相関があり，悲観性得点と負の相関があった。また楽観傾向群では，Grit と根気の各得点は楽観性得
点と正の相関，悲観性得点と負の相関があった。一方，悲観傾向群の獲得的レジリエンス得点は Grit と根気の各得点と正の相関があり，悲観性得点は課題の継続期間と正の相関があった。両群において一貫性得点はいずれの変数とも相関がなかった。楽観傾向群の資質的レジリエンス，獲得的レジリ
エンス，Grit，根気の各得点は悲観傾向群よりも高かった。
一貫性と継続期間に群差はなかった。伸び悩み経験後の最終結果（目標達成・克服・継続中・挫折・辞めた・その他）について，各群の人数に偏りはなかった。したがって，楽観傾
向群は資質的・獲得的レジリエンス，Grit および根気が悲
観傾向群よりも高く，楽観傾向群と悲観傾向群ではレジリエ
ンスと Grit の関連に違いがあると示唆された。
引用文献
Duckworth et al. (2007). GRIT: Perseverance and passion for longterm goals. Journal of Personality and Social Psychology, 92,
1087-1101.
平野真理 (2010). レジリエンスの資質的要因・獲得的要因の分類の試み パーソナリティ研究, 19, 94-106.
西川一二・奥上紫緒里・雨宮俊彦 (2015). 日本語版 Short
Grit（Grit-S）尺度の作成 パーソナリティ研究, 24, 167169.
鈴木伸一・坂野雄二 (1998). 認知的評価測定尺度（CARS）
作成の試み ヒューマンサイエンスリサーチ, 7, 113-124．
外山美樹 (2013). 楽観性・悲観性尺度の作成ならびに信頼性・妥当性の検討 心理学研究, 84, 256-266.
本研究は JSPS 科学研究費（16K01769）の助成を受けた。
（ほんだ あさこ）

−94−

健康・看護・医療

看護師の初期キャリア発達支援に関する研究
入職 3 年間の自己効力感と組織コミットメントの関連○竹内久美子 1 松下由美子 2（1 和洋女子大学看護学部 2 佐久大学看護学部）
キーワード：新卒看護師、自己効力感、組織コミットメント
【目的】
近年、入職数年内に離職する新卒看護師が注目されており、新卒看護師の組織への適応を促進することが課題となっている。
専門職である看護師は、特に初期キャリア段階で離職せずに一定期間経験を積むことが、その後のキャリア形成に重要であると指摘されており（水野ら，2000）、初期キャリア段階において入職した組織へのコミットを支援することは、看護師の長期就労を促進
しひいては看護師の量的な確保のみならず質的な向上にもつながると考えられる。
これまでの研究では、新卒看護師が組織を辞めたいと思う気持
ちには、個人の自己効力感が影響することが確認されており、新卒看護師の認知傾向や心理状況を把握し支援することが組織への残留に対して影響することが示唆されている（竹内，2015）。しかし、入職後数年間の初期キャリア段階において、個人の心理状
況がいかに組織コミットメントへ作用するのか実証的に明らかにした研究はない。
そこで本研究は、入職後 3 年間の個人の心理状況と組織コミッ
トメントの関連を明らかにすること目的とした。


継続して回答した 44 名（13.4％）を分析対象とした。各年の OC
下位尺度得点（目的、意欲、残留、功利）、SE 得点、LOC
得点を算出し、各々を観測変 数としてパス図を作成した（図 1）。モデルの適合指標は、GFI=.89、CFI＝.95、RMSEM＝.06 であり、データと高い適合性を有していることが明らかとなった。なお図には、統計学的に有意な標準化係数のみを示した。
2&

2&

2&

2&

（目的）

（意欲）

（目的）

(意欲)

.35**
.29*

.60***

.38**

/2&

.35**
-.30*

.30*

【方法】
6(
6(
6(
対象： 関東甲信越地方 8 病院に勤務する新卒看護師 329 名を対象として以下の時期に質問紙調査を実施し郵送法にて回
収した。
1年目調査
2年目調査
3年目調査
調査時期：
***p<.001
第 1 回：2014 年 12 月（入職 1 年目）
第 2 回：2015 年 12 月（入職 2 年目）※数値は標準化係数（β）を示す。
第 3 回：2016 年 12 月（入職 3 年目）※本モデルとデータの適合度は、GFI＝.89 CFI=.95 RMSEA=..06
調査方法： 無記名自記式質問用紙法、郵送法にて回収し
図1 看護師の入職3年間における心理状況と組織コミットメントの関係た。
調査内容：
個人的属性：年齢、性別、基礎看護学歴、所属施設規模、  【考察】
 入職 1 年目には SE の OC（目的）に対する直接効果が確
所属病棟、人員配置、教育体制、プリセプターシップの有認され、さらに入職 2 年目には、SE の OC（意欲）に対す
無の 8 項目を設定した。
る直接効果が確認された。一方で 3 年目には、SE の直接効
組織コミットメント（以下 OC)尺度：関本らが作成した 4
果は確認されず、LOC を媒介として OC（目的）および OC
次元 8 項目の尺度を設定した。各次元の下位尺度のα係（意欲）に対して間接的に影響していた。今回の調査では、数は.08 以上を示した。
入職 2 年目までは SE が OC に直接影響しており、入職間も自己効力感（以下 SE）尺度：坂野により開発された一般ない時期には、個人の自信や確信を強化維持していくことが的自己効力感尺度 16 項目を設定した。高値であるほど
OC を高めることが再確認された。一方で入職数年後には、SE が高 いことを示す。
個人の自信や確信の強化のみが OC に影響するのではなく、
ローカスオブ・コントロール（以下 LOC）尺度：鎌原ら
判断基準の内的統制傾向が高いこと、つまり他者に依存するにより開発された 18 項目を設定した。高値であるほど内のではなく自己で行動を統制ができると考えることが、OC的統制傾向が強いことを示す。
に影響することが示唆された。
分析方法： 各年の OC 下位尺度得点（目的、意欲、残留、功利）、SE 得点、LOC 得点を算出し、各々を観測変数とし【引用文献】てパス図を作成した。
・水野暢子・三上れつ，．臨床看護婦のキャリア発達過倫理的配慮： 千葉県立保健医療大学研究等倫理委員会の承程に関する研究，日本看護管理学会誌   ，Sa認（2014-039）を得て実施した。
・竹内久美子，．新卒看護師の「やめたい気持ち」と自
己効力感の変化，千葉県立保健医療大学紀要 （），S～
【結果】回収数（率）は、第 1 回調査 95 部(28.9%)、第 2 回調査（たけうち くみこ・まつした ゆみこ）
99 部 (30.1%)、第 3 回 93 部（28.3％）であった。今回は、3 年間−95−健康・看護・医療

患者からのコミュニケーションへの対応について○林 潔（白梅学園短期大学）
キーワード：看護 コミュニケーション技法 患者教育
      目的
 都留（1994）は自己の患者体験をもとにして，患者に対する看護師のかかわりについて論じた。これがカウンセリング・
心理療法の立場からの公にされた患者からみた看護師の役割についての初期の研究の一つと理解される。最近ではマイク
ロカウンセリングによる山本（2017）の報告がある。 先の服薬についての報告から，医療関係者へのかかわりの困難を訴える患者の問題が示唆された。しかしこれには患者の訴えの仕方（自覚症状の言語化）も要因となっている。本報告は，患者と医師，看護師とのコミュニケーションの支障への対応について検討するものである。
 看護師のコミュニケーションスキルについての報告は，1
コミュニケーションスキル一般（ライフスキルをふくむ），
2 症状・状態に対応したスキル，3 精神保健に関すること，
4 訓練・研修計画に大別できる。本報告は，コミュニケーシ
ョンスキル一般についての検討である。            方法
患者の資料は 2017 年までの第二発表者の記録による。記録はカウンセリング，心理療法における面接記録と，日常生活の場面における言動の記録である。後者は統制された場で得られたものではないが，自由な場の自発的な感情表現や意見は，問題や課題の一端を示すという意味もある。これらは医療関係者にとっては患者の反応の把握が困難の場合ということもできる。そのような場合の対応について，カウンセラ
ー，医療関係者 10 人の意見を求めた（2016-17 年）。            結果
 １．患者の反応 叙述の内容を KJ 法で整理した。
 1 評価 A.担当医師は名医と思っている。B.ていねいな先生で嬉しい。C.手術の段取りの説明が親切だ。D.看護師の何気ない声かけがうれしい。E.患者のためらいを廊下で一瞬のうちに察して，こちら使って下さいと言ってくれた（採尿室）。
F.看護師は個人差が大きいから人を選んで話をする。G.医師がこわい。H.看護師に気づかれないようにするのが大変だ。
 2 コミュニケーションの困難 A.言うことがなかなか通じない。B.言っても分かってもらえない。C.（医師や看護師に）聞かれてもどう答えていいか分からない。 D.（身体感覚や症状を）言葉にするのが難しい。E.「〇〇ですか」と聞かれても，答えにくい。Ｆ．考えていないことを聞かれても，すぐに返事ができないので適当に答えてしまう。Ｇ．医師とはゆっくり話しづらい。 Ｈ．自分がいろいろ聞くと他の患者を待たせることになるから聞きたくても聞けない。Ｉ．何か言われると嫌だから医師の前ではなるべく（具体的なことは）話さないようにしている。 Ｊ．症状を抑えめに言う。
Ｋ．医師が喜びそうなことは言いやすいが反対は言いにくい。
Ｌ．薬が合わないといっても聞いてくれない。
 3 行動 Ａ．薬の種類が多いので飲み忘れるが、医師には言わない。
 4 社会的状況 Ａ．複数の主治医の意見が相違して困る。
２．患者の反応の把握
 1 自分の気持ち，身体感覚の言語表現が難しそうな場合

 A.相手が自分自身に対して，自信を持っているかどうか。
ストレス等によって，感情的になっていないかに気を配る。
言語の意味そのものよりも，その人の感情に反応する。
B.まず，相づちを打ちながら，相手の言語表現をそのままくり返して幾度も聴く。次に自分の同じような過去の経験や行
動内容などの同じようなことを自分の言語表現で話しながら，相手の気持ちと同じか否か，確認しながら対話する。C.天候
やペット，家庭菜園と何気ない話から入る。会話ができなくてもそばに寄りそうことが大切を思っている。 D.感情を表した表情の絵（絵画・絵文字，マンガなど）で自分の身体感覚に近いものを選んでもらいながら理解を深める。 E.色で表現してもらう。
「〇〇と言っていたけれど，△△や□□と言うことかな」と「言葉を置き換えて表現したり「××と思っ
たんだけれど合っているかな，少し違うかな」と相手に尋ねる。 F.言語・非言語から感じ取った相手の気持ちや身体感覚を言葉にして伝え，自分の気持に近いか判断してもらう。
 2 自分の身体部位の場所の言語表現が難しそうな場合
 A.相手の面前で，相手と同じ自分の部位をさして話を聴く。
B.身体の内部の場合は，臓器にまつわる話をしながら自分の体を使って部位を確認する。 C.相手の機能障害によるのか，
心理的な悩みやストレスによるのいかの判断が大事。D.相手を敬い必ず確認をとる。E.どこが痛いのか触れてみて，おかしな感覚があるのはどこなどと言って，身体部位を非言語的に指示してもらう。
 考察 示唆された問題への対応を以下にあげる。
 Ａ．看護師などのかかわり １．患者の表現の吟味 短時間でニードを読み取る技法の獲得 Micro-counseling など）。TA でいう裏面的交流の可能性，答えが本当に答えたい内容かの判断（質問された時に考えていないことへの即答は難しいので偶然思いついたことを答える可能性もある）。判断には正負の検討が必要になるが，瞬時に行うことは困難である。言葉の意味や重要性を取り違えた場合の回復の方法。通常の会話は事実関係の伝達を意図し，結論を急ぐために情緒への配慮を欠くことがある。
 ２．時間的制約におけるコミュニケーション 受け持ち患者への対応を所定の時間内にすませるためのかかわり方。
 Ｂ．補足システムの設定 組織あるいは社会的な機会として。
 １．治療期間中の対応とコミュニケーション補足のシステ
ムの活用 例：健康生活支援室（患者図書室）館に各診療科担当医が勧める解説書を置き，看護師（他にボランテア）が相談に乗る（河北総合病院），家族心理教育 家族教室 入院，外来患者のための学習会（欣助会吉祥寺病院）。
２．患者教育 コミュニケーションの技法（山本,2017），
自己診断の手がかりについての提示，あるいは訓練の機会の設定（メディア，健康教育の機会をふくむ）。               研究協力者 荒木晴海         参考文献
 都留春夫 1994 入院経験を通して：患者から看護婦に望むこと：看護からケアへ 看護学雑誌,58,322-326.

−96−犯罪・社会

大学生における旅行動機尺度の作成
○中井 宏（大阪大学大学院人間科学研究科）

キーワード：旅行動機・旅の魅力・大学生
【目的】SNS（Social Networking Service）の普及により，自身の旅行の様子を写真とともに投稿する大学生が増えている。
旅行先を選択するに際し，「インスタ映え」を考慮している可能性もある。そこで本研究では，現代の大学生が旅行をする
際の旅行動機を測定する心理尺度を開発するとともに，大学生がどのような旅（旅行のキャッチコピー）に惹かれるのか
調査し，それらの関連を検討することを目的とした。
【方法】東海地方の私立大学生を対象に質問紙調査を行った。
まず，日本人海外旅行者の旅行動機の構造を明らかにするために作成された 7 因子構造の尺度（林・藤原, 2008）を基に，海外旅行者以外にも適用できるよう文章を修正した 30 項目
を 5 件法で尋ねた（「1：全く当てはまらない」から「5：非常に当てはまる」）。なお，本研究で扱う「旅行」には，単なる外出での娯楽や帰省は含めないよう注記した。続いて，旅行会社のパンフレットや web ページに掲載されていた 13 のキャッチコピーを提示し，旅行に行くと仮定した場合に魅力を感じるキーワードを 3 つ選ぶよう求めた。これらは，2017 年
7 月に旅行代理店の店頭に並んでいた旅行パンフレットや旅行社の web ページを著者が調査し，掲載されているキャッチ
コピーの中から，固有名詞（例：ディズニーなど）や季節に特有の単語（例：紅葉や年末など）が含まれていないものを選んだ。具体的には，「心に残る宿」や「言葉にできない美しさ」，「ここにしかない時間」，「グルメを満喫」，「わくわく大冒険」などであった。
【結果と考察】大学生 114 人（平均年齢 20.27 歳，標準偏差4.25 歳）から回答を得た。このうち男性が 56 名，女性が 48名であった。旅行動機に関する 30 項目の回答を因子分析（最尤法，プロマックス回転）し，ガットマン基準（固有値は 10.77，
2.82，2.42，2.25，1.84，1.39，1.15，0.94…）により 7 因子構造を採用した（表 1）。それぞれの因子には「日常からの解放」，「現地交流」，「自己拡大」，「自然体感」，「文化見聞」，「意外性」，「刺激追求」因子と名付け，各因子に含まれる項目への回答素点を平均し，下位尺度得点とした。なお，意外性因子に含まれる項目 25 の「旅行する時は，しっかりと日
程や計画を立てておきたい」は，同因子に含まれる他の 3 項
目と逆の意味であるため，逆転項目として反転処理を行った。
海外旅行者を対象とした林・藤原（2008）の研究と，ほぼ同じの因子構造が得られた。各因子の信頼性を確認するため α係数を算出したところ，概ね高い信頼性が確認された。また，
因子間相関は表 2 の通りである。
 また，魅力的に感じたキャッチコピーと旅行動機の関連を検討するため，13 のキャッチコピーごとに，それを選択した者と選択しなかった者で旅行動機に差異があるか t 検定を行った。その結果，「心に残る宿」を選択した 34 名（M = 3.55）と選択しなかった 70 名（M = 3.95）の刺激追求因子に有意差が見られ（t (102) = 2.16, p < .05）
，旅行に刺激を求める者は宿泊先へのこだわりは小さいと考えられる。また「美しき絶景」
を選択した 54 名（M = 3.94）と選択しなかった 50 名（M =3.52）の自然体感因子にも有意差が認められた（t (102) = 2.19,
p < .05）。自然体感因子は，空気や水の美しさ，植物や動物との触れ合いなど自然を体感することを旅行に求める動機であるが，キャッチコピーの「美しき絶景」も山や海等の眺めア
ピールするものであるため，自然体感因子との関連があった

表 1 旅行動機の因子分析結果

第 1 因子：日常からの解放（α = .89 平均尺度得点 3.92）

1

2

3

因子
4

5

6

問5

同じ環境ばかりだと退屈なので、旅行へ行きたい

.88

.12

-.06

.08

-.19

-.12

.05

問4

旅行することで、決まりきった生活から抜け出したい

.85

.01

.02

.04

-.14

.07

-.06

問 16

日頃の生活で溜まったストレスを解消したい

.72

.14

-.11

.06

.12

-.04

-.18

問 18

日頃の生活を忘れて、思いきり羽根を伸ばしたい

.69

-.12

.12

-.03

.05

.01

.09

問 17

日頃の生活を忘れて、思いきり羽根を伸ばしたい

.65

-.04

.10

.06

.00

-.05

.02

問3

生活に変化を与えるために旅行に行きたい

.64

-.04

.10

-.01

.02

.11

.07

7

第 2 因子：現地交流（α = .93 平均尺度得点 2.94）
問 12

旅先の人たちと仲良くなりたい

-.11

.96

.13

.04

-.03

-.03

-.04

問 13

旅先の人たちと話したい

.00

.89

.00

.01

.05

-.02

.06

問 14

他の国からやって来た旅行者たちと仲良くなりたい

.06

.85

.02

.01

-.05

.01

.02

問 15

現地の人たちの暮らしぶりに触れたい

.24

.63

-.11

-.08

.16

.03

.06
-.17

第 3 因子：自己拡大（α = .90 平均尺度得点 3.41）
問 28

自分自身を見つめなおしたい

.09

.00

.90

.06

-.01

-.06

問 30

自分が成長できるような経験がしたい

-.05

.04

.84

-.02

-.24

-.02

.08

問 29

いつもの自分とは違った新たな一面を発見したい

-.01

.04

.82

.14

.11

.07

-.10

問 27

価値観や人生観を変えるきっかにしたい

.10

.03

.71

-.14

.13

.04

.05

第 4 因子：自然体感（α = .90 平均尺度得点 3.73）
問 21

空気や水の美しさを感じたい

.19

.06

-.06

.85

.08

.00

-.13

問 22

現地にしかない植物や動物を見たい

-.16

-.06

.08

.75

.22

-.02

.09

問 20

野山を散策して、身近に自然を感じたい

.04

.05

-.05

.70

.07

.13

.12

問 19

スケールの大きな自然を体験したい

.14

-.04

.16

.61

-.15

.02

.19

第 5 因子：文化見聞（α = .82 平均尺度得点 3.48）
問 10

旅先の歴史や伝統についてよく知りたい

-.13

.11

.14

-.13

.89

-.04

.02

問9

美術館や博物館で芸術品を見てまわりたい

-.16

-.10

-.11

.30

.73

-.03

-.03

問 11

旅先の芸能(音楽・演劇・踊り)を見聞きしたい

-.05

.22

-.09

.09

.68

.08

.02

問8

有名な遺跡や建築物を見てまわりたい

.31

-.14

-.11

.07

.63

-.15

-.07

第 6 因子：意外性（α = .77 平均尺度得点 3.26）
問 23

旅先では、はっきりとした目的地を決めず、流れに身
を任せたい

問 24

行き当たりばったりの旅行がしたい

問 25

旅行する時は、しっかりと日程や計画を立てておきたい

問 26

自分の思うとおり自由気ままに過ごしたい

.02

-.04

.05

.06

.06

.89

-.03

-.04

.02

.02

.04

-.20

.80

.12

.11

-.10

.21

.03

.18

-.60

.25

.13

-.10

.08

.02

.27

.53

-.01

第 7 因子：刺激追求（α = .86 平均尺度得点 3.82）
問2

旅先では、ドキドキするような興奮を感じたい

-.10

.00

-.03

.12

.02

-.04

.94

問6

旅先では、目新しくて変化に富んだことをしてみたい

.18

.02

-.15

.00

-.01

.01

.84

問1

いつもと違う環境で新しい経験をしてみたい

-.03

.11

.04

.12

-.10

-.02

.69

問7

その場所にしかない文化や風習を触れたい

.30

-.04

.03

-.30

.26

.13

.42

表 2 旅行動機の因子間相関
因子


第 1 因子：日常からの解放

1
1

2
.36

3
.55

4
.41

5
.40

6
.20

7
.67

1

.38

.31

.23

.26

.47

1

.38

.39

.31

.50

1

.30

.39

.41

1

.08

.43

1

.18

第 2 因子：現地交流
第 3 因子：自己拡大
第 4 因子：自然体感
第 5 因子：文化見聞第 6 因子：意外性
第 7 因子：刺激追求













1



と考えられる。ただしそれ以外に有意差は見られなかった。
 林・藤原（2008）および本研究から，人々が旅行に求める
動機は，行き先が国内か海外かを問わず 7 種に分類される可能性が示唆された。7 種の動機の強さに基づき，自身の動機に応じたキャッチコピーに惹かれ，旅行先や旅行プランを決定すると考えられる。
【引用文献】
林 幸史・藤原武弘 2008 訪問地域，旅行形態，年齢別にみた日本人海外旅行者の観光機 実験社会心理学研究 48, 17–31.
（なかいひろし）−97−犯罪・社会

虚偽検出検査における質問提示方法の検討（4）○軽部幸浩 1, 2 石岡綾香 2 小野洋平 2 谷口泰富 2（1 日本体育大学 2 駒澤大学）
キーワード：虚偽検出検査，質問提示法，音声分析【目的】
生理指標を用いた虚偽検出検査（実務場面または仮想犯罪場面）では，質問内容が肉声で提示されることが多い。しかし，検査者が裁決質問の内容を熟知している場合，検査者の音声による質問提示のあり方（音圧，抑揚，速度など）が被検査者の生体反応の変動要因となりうる可能性がある。そこ
で，本研究では，肉声による質問提示において，質問者が裁決質問の内容を知っている場合（既知）と知らない場合（未知）の裁決質問と非裁決質問提示時の発声の違いについて検討した。
〔実験参加者〕大学生 22 名（男子 10 名，女子 12 名）をラン
ダムに 2 名ずつの 11 組に分けた。
実験は 2 名 1 組で行い１名は模擬窃盗を行う実験参加者（以下，参加者 1），もう 1 人が質問者としての実験参加者（以下，参加者 2）である。
〔測定指標〕（参加者 1）SCR，呼吸，心拍，音声。
（参加者 2）SRR，呼吸，心拍，音声。
〔質問〕質問項目は「印鑑」，「お金」，「キャッシュカード」，「時計」，「指環」の 5 つである。実験では，裁決質問（印鑑またはお金）の刺激系列内位置が 2 番目，3 番目，4 番目にくるような 3 つの刺激系列を作成し，ランダムに採用した。また，各系列における非裁決質問の配置もランダムとした。
〔手続き〕参加者 1 と参加者 2 を A 室に入れ，そこに用意した南京錠のついた箱（5 個）に入っている品物（印鑑，お金，
キャッシュカード，腕時計，指環）をあらかじめ確認させた
のち施錠した。その後，参加者 1 に 5 つの鍵から鍵を 1 つだ
け選ばせ，実験者と参加者 2 が退室した。
(参加者 1)：自分が選んだ鍵で南京錠がかかっている箱を開けさせ，箱の中に入っていた品物を身につけて隠す（模擬窃盗）ように指示した。そして，模擬窃盗を終えた後は，再度箱に施錠するとともに，A 室も施錠し，隣のシールドルームに移動してくるよう教示をおこなった。なお，箱の中の品物
は，
「印鑑」
，
「お金」
，
「キャッシュカード」
，
「時計」
，
「指環」
の 5 つの品物のいずれかが入っているが，いずれの鍵を選んでも，実際には「印鑑（1 本）」もしくは「お金（1,000 円紙
幣 1 枚）」の入った箱しか開錠できないようにあらかじめ操作を行った。参加者 1 に測定器具を装着後，実験に関しての教示を口頭で行った。
質問は，参加者 1 の背後に設置したスピー
カから提示（53±3dB）した。なお，参加者 1 に対して，すべての質問に対して「いいえ」で返答するよう教示した。質問に対する返答は，参加者 1 の右横においた固定マイクより発声を記録した。参加者 1 には，身につけて隠した品物が何であるかがバレないようできる限りの努力をすることと，質問に対してバレずに隠し通せた場合には授業でのポイントの加算と 500 円の報酬を提供する旨を伝えた。
〔記録：参加者 1〕
データの記録は，生理指標（EDA：AP-U030，
呼吸：圧式 PP-U004，心拍：PP-C012）および質問と質問に対する返答（固定マイク）をポリグラフ（デジテックス社，
Polymate AP1000）を経由してノートパソコン（DELL Latitude
E6420）の専用ソフト（AP Monitor Ver.3）により，サンプリ
ング周波数 200Hz で磁気記録した。また，返答の音声を DAT（SONY, PCM R-500）に，サンプリング周波数 48kHz で磁気記録した。

（参加者 2）：A 室退出後，測定器具を装着するとともに，口頭で実験に関しての教示をおこなった。参加者 2 には，参加者 1 に対して「時計ですか」，「印鑑ですか」という形式での質問をさせた。実験終了後に，参加者 1 が隠し持っている品物が判明した際には，参加者 1 に対する場合と同様に授業でのポイントの加算と 500 円の報酬の旨を伝えた。
〔記録：参加者 2〕データの記録は，生理指標（SCR：皿電極，呼吸：カーボンチューブ，心拍：PP-C012）および質問と質問に対する返答（固定マイク）を，ポリグラフ（NEC, BIO
DC アンプ 1196）を経由して紙記録した（NEC, OMNIACEⅡ
RA1300）。また，返答の音声を DAT（SONY, PCM R-500）に
サンプリング周波数 48kHz で磁気記録した。
〔質問提示法〕質問の提示は，同一系列を 6 回繰り返した。
質問提示間隔については，
質問提示後 15 秒経過した時点で生理指標が安定したのを確認し次の質問を提示した。なお，質問提示後 15 秒経過した後でも生理指標が安定していない場
合は，基線への復帰を待って質問を提示した。最初の 3 回の刺激系列提示後にいったん休憩をはさみ，残りの 3 系列の質問提示をおこなった。この休憩時間を利用して，参加者 2 には，
参加者 1 が隠し持っている品物が何であるのかを教えた。
つまり，参加者 2 は，最初の 3 系列は，裁決質問を知らない状況で，残りの 3 系列は，裁決質問を認識している上で参加
者 1 に対して質問をおこなっていることになる。
【結果】
今回は，参加者 2 が参加者 1 に対して質問する際の音声分
析のうち，ピッチに関する分析結果のみを報告する。音声の分析は，DAT に保存されている磁気記録を，KAY CSL4400を利用して分析をおこなった。条件（未知・既知）と質問の種類（裁決・非裁決）に関する分散分析の結果，条件に関し，未知条件より既知条件にてのみ差が認められ（F(1, 42)=8.27）。
おいて有意なピッチの低下が認められた（p<.01, ηp2=.802）
標準得点
0.25
0.20
0.15
0.10
未知

0.05

既知

0.00
-0.05

非裁決質問

裁決質問

-0.10

-0.15
-0.20

   図 1 質問の音声ピッチ【考察】
虚偽検出検査において，検査者が裁決質問の内容を認識している場合，それが質問提示時における発声に影響し，引いては虚偽検出検査の結果に影響を及ぼす可能性が示唆された。
（かるべゆきひろ・いしおかあやか・おのようへい・たにぐちやすとみ）−100−

犯罪・社会眼球運動指標を用いた隠匿情報検査―刺激の特性が検出に及ぼす影響―○小野洋平 石岡綾香 軽部幸浩 谷口泰富
（ 駒澤大学文学部 ）キーワード：隠匿情報検査・眼球運動・刺激の特性

眼球運動指標を用いた隠匿情報検査(CIT)では，刺激の形態的類似性が高い場合に検出率が低下することが指摘されている (谷口・小野，2013)。このことは，刺激の特性が裁決刺激と非裁決刺激の弁別性に関与し，その結果として検出率に影響を及ぼす可能性を示唆している。
一方，眼球運動を用いた CIT で用いられる視覚刺激の一覧
呈示法では，刺激呈示時間を短縮すると検出率が低下する（片岡他，2017）。しかしながら，短期的な刺激呈示であっても色と形状が異なる刺激を呈示した場合には刺激間の反応差異が明確である結果も報告されている（小野他，2017）。片岡他(2017)の刺激は，形態的特徴が異なり，色彩的特徴が同一であったため，刺激の呈示時間のみならず，刺激の色彩的特性
が検出に影響を及ぼした可能性が考えられる。そこで，本研
究では，刺激に色カードを用いることで裁決刺激と非裁決刺激の弁別性を操作し，刺激の色彩的特性が眼球運動指標を用いた CIT の検出に及ぼす影響を検討した。

裁決刺激

非裁決刺激

Figure 1. 停留回数(エラーバーは標準誤差)。

0.4
総
停 0.3
留
時 0.2
間
秒 0.1

( )

結 果
 Figure 1 は，裁決試行における刺激への停留回数とその標準誤差を示したものである。対応のある t 検定の結果，裁決
刺激に対する停留回数は，非裁決刺激に比べて有意に少なくなっていた（t(21) = 2.95, p <.01, d =.62）。
 Figure 2 は，裁決試行における刺激への総停留時間とその標準誤差を示したものである。対応のある t 検定の結果，裁決刺激に対する総停留時間は，非裁決刺激に比べて有意に短くなっていた（t(21)=2.72, p <.05，d =.58）
。

停 0.6
留
回 0.4
数
0.2
回
0

( )

方 法
実験参加者 大学生および大学院生 22 名（男 13 名，女 9
名，平均年齢 19.6 歳，SD ＝2.2 歳）
実験刺激 赤・青・黄・緑・紫の  色の色カード
実験器具 TalkEyeⅡ(竹井機器工業株式会社製)
手続き 実験参加の同意を得たのち，模擬窃盗課題を実施した。この課題では，実験参加者に実験室内にある施錠された
5 つの木箱の 1 つを開錠させ，中に入っている 1 枚の色カー
ドと 500 円硬貨を隠匿させた。500 円硬貨は，実験参加者の検査への動機づけを高める目的で用い，検出回避に成功した
際の報酬として進呈することを教示した。隠匿後，脈波ピックアップおよび脳波電極を装着するとともに，9 点による眼球運動の校正を行った。隠匿情報検査では，4 つの色カードをランダムに組み合わせた画像刺激を 3 秒間呈示した。
また，
画像刺激間には 3 秒間のブランクを挿入した。また，画像刺
激に裁決刺激が含まれる場合を裁決試行として 8 試行，非裁
決刺激のみの試行を非裁決試行として 8 試行，計 16 試行実施した。実験参加者には，画像刺激呈示中に，「隠匿したカードがあるか」の質問にすべて「いいえ」と返答させ，その際の眼球運動を非接触的に測定した。
データの処理方法 本研究では，各色カードが表示されている領域内に視線が 166ms 以上とどまっている場合を一回の停留と定義し，1 試行における停留持続時間の総和を総停留時間とした。そして，裁決試行時の停留回数および総停留時
間を裁決刺激・非裁決刺激間で比較した。

0.8

0
裁決刺激

非裁決刺激

Figure 2. 総停留時間（エラーバーは標準誤差）。
Table 1 は，実験参加者の反応傾向から算出した停留回数と総停留時間の検出率を示したものである。本研究では，非裁決刺激に比べて裁決刺激への停留が減少・短縮を示したもの
を検出成功とみなした。
Table 1
検出率

検出成功
検出失敗
検出率

停留回数 総停留時間
15
17
7
5
68.2%
77.3%

分析の結果，停留回数の検出率は有意傾向であったものの（χ2(1) = 2.90, p = .08, ω = .36），総停留時間の検出率は期待。
値を有意に上回っていた（χ2(1) = 6.54, p ＜.05, ω = .54）
考 察
 本研究では，5 つの色カードを用いて刺激の色彩的特徴のみを操作した。その結果，裁決刺激に対する停留の減少・短縮が認められ，その検出率は 6~7 割であった。この結果は形
態的・色彩的特性が異なる刺激を用いた小野他(2017)と軌を一にするものである。すなわち，短い呈示時間で視覚刺激を一覧的に呈示する手続きでは，刺激の色彩的特性が裁決刺激と非裁決刺激の弁別性の程度に影響を及ぼすものと考えられる。このことから，眼球運動を用いた CIT の検出率向上のためには，視覚的に呈示される刺激の色彩的特徴を考慮して質問系列を作成し，刺激間の弁別性を高める工夫が求められる。

−101−犯罪・社会

日本人は本当に集団主義的か―日本人意識と集団主義的自己認識―○柿本敏克 1 五百川柚希美 2（非会員）（1 群馬大学社会情報学部 2 山形銀行）
キーワード：日本人，自己ステレオタイプ化，集団主義的自己認識【目的】日本人が集団主義的であることは，多くの実証研究
によって否定されているものの（高野・纓坂， 他）
，広く日本人に受け入れられた通説でもある（平井 他）。
この通説が維持されるのは，次のような自己ステレオタイプ化が働くからだとの主張がされている（柿本）。すなわ
ち，この通説を信じている日本人が自分の日本人である側面に注目すると，日本人のイメージ（「集団主義者である」）と合致する自己イメージを強調した自己認識を引き起こし（
自己ステレオタイプ化），それが通説の正しさへの信念を強めるという主張である。この自己ステレオタイプ化が生じるかを確認するため，日本人意識を高揚させると集団主義的自己認識が高まるかを実験的に検討した。
【方法】実験条件と実験参加者 群馬県内の国立大学と公立大学各１の心理学の授業受講者 183 名を，日本人意識高揚条
件と非高揚条件のいずれかに無作為に割り当てた。条件操作のため，日米の社会の違いに関するエピソードを示す文章（日本人意識高揚条件）と，自然とのふれあいに関するエピソー
ドを示す文章（非高揚条件）を用いて日本人意識の高揚度の違いを誘導した。
 実験手続き 上述の授業終了 20 分前に受講生に対して「大学生の日常生活に関する調査」への協力を要請し，同意した者に対して「調査表」を配布し回答を求めた。
「調査表」には，条件に応じて日本人意識高揚用と非高揚用のいずれかの文章が記載され，続けてフィラー項目，従属変数の測定項目，操作チェック項目などが記載されていた。
 従属変数（集団主義得点） 「文章の情景を思い浮かべながら，あなた自身について，…記入してください」というリード文を示した上で，フィラー項目とともに，Yamaguchi, etal. (1995)の集団主義尺度 14 項目を翻訳したものを用い，実験参加者の集団主義の度合いを測定した。そこでは友人集団
が参照集団として設定されていた。回答形式は 1.全く当てはまらない～5.非常によく当てはまる，の 5 件法であった。逆転項目を正項目にそろえた上で合計したものを集団主義得点とした（α ）。
 操作チェック項目 日本人意識高揚度に関する操作チェックとして「自分は日本人であると強く思う。
」，「今のところ，日本人としての意識が高まっていると感じる。
」の  項目を用いた（α ）。回答形式は１．全く反対～７．全く賛成，の
 件法であった。
【結果】 操作チェック 日本人意識高揚度に関する操作チ
ェック 2 項目のいずれについても条件間に差が見られなかった（２項目合計得点：日本人意識高揚条件 0 6'＝
非高揚条件 0 6'＝）。
 日本人意識高揚度の影響の分析 条件操作の有効性が確
認できなかったため＊，日本人意識高揚度に関する同 2 項目を事後的な準独立変数として扱い，その集団主義得点への影響を検討した。２項目の得点それぞれと集団主義得点の相関係数を求めたところ，「自分は日本人であると強く思う」の項
目で集団主義得点との間に有意な正の相関がみられた（US）。この項目の得点ごとの集団主義得点の平均と標準偏差を 7DEOH に示す。
 同項目の得点上位・下位各 をそれぞれ日本人意識高揚

群・非高揚群と設定し，群間の比較を試みたところ、集団主
義得点の平均値に有意な差の傾向が認められた（日本人意識高揚群 0 6'＝非高揚条件 0 6'＝
W  S ）。


7DEOH 日本人意識項目「自分は日本人であると強く思う」
D
Eの得点 ごとの集団主義得点平均と標準偏差 
日本人意識「1」 「2」 「3」 「4」 「5」 「6」 「7」
1

9

30

34

43

 得点平均

36.00

40.56

40.30

40.97

42.95

 標準偏差

-

6.57

6.61

6.51

7.08

（対象者数）
集団主義D

得点は  件法（全く反対－全く賛成）。
E
集団主義得点平均の範囲は （中点は ）。
 ＊確認のため条件間の集団主義得点の差を検定したが、有意差はな
かった（日本人意識高揚条件 0 6'＝非高揚条件 0 
6'＝W  ＝QV）。

【考察】日本人意識の高揚度の違いを異なる文章を読ませることで誘導しようとしたが，操作は失敗であった。従って、独立変数としての日本人意識の高揚度が集団主義的自己認識を高めるかを検討することができなかった。文章による誘導
方法の効果が弱かった可能性と，全体に日本人意識がかなり高かったことが影響した可能性がある（指標の範囲が 2-14のところ両条件とも  点台後半であった）。一方、事後的な
準独立変数として用いた日本人意識高揚度が、実験参加者の集団主義的自己認識とある程度関わることが示された。日本
人意識が集団主義的自己認識を引き起こすという自己ステレ
オタイプ化の効果の可能性が示唆される。日本人意識高揚の操作法を確立した上での実験的な効果検証が望まれる。
 本研究は平成 28 年度に第２著者が群馬大学に提出した卒業論文のデータの一部に基づき，再構成されたものである。
【引用文献】
高野陽太郎・纓坂英子(1997) “日本人の集団主義”と“アメリカ人の個人主義”――通説の再検討 社会心理学研究，，
柿本敏克（）社会的アイデンティティ研究からみた自己の社会性 下斗米淳（編）自己心理学６社会心理学へのアプローチ（金子書房）
7XUQHU -& +RJJ 0$ 2DNHV 3- 5HLFKHU 6 ' ＆:HWKHUHO 0 6   5HGLVFRYHULQJ WKH VRFLDO JURXS ： $
VHOIFDWHJRUL]DWLRQWKHRU\&DPEULGJH0$：%DVLO%ODFNZHOO
平井美香  「日本人らしさ」についてのステレオタイプ―「一般の日本人」と「自分自身」との差異― 実験社会心理学研究，，<DPDJXFKL6.XKOPDQ'0＆6XJLPRUL6  3HUVRQDOLW\FRUUHODWHV RI DOORFHQWULF WHQGHQFLHV LQ LQGLYLGXDOLVW DQGFROOHFWLYLVWFXOWXUHV-RXUQDORI&URVV&XOWXUDO3V\FKRORJ\

−102−（かきもと としかつ・いもかわ ゆきみ）

産業・災害・交通

fNIRS を用いた若者における会話の運転への影響の実験的研究○今井靖雄 1 蓮花一己 2(1 帝塚山大学大学院心理学研究科 2 帝塚山大学)
キーワード：若年運転者 二重課題 fNIRS【目的】交通事故の発生要因の一つとして，運転者を高認知負荷状態にする“会話しながら運転”(以下，会話有運転)の影響が示されている(Strayer，2001)。会話有運転と同様に危険性が指摘されている急ぎ運転(交通事故分析センター，
2014；林・隅田・合志・松永，2014；丸山，1982)が，加わることにより，さらに危険性が増していると予期できる。そこで，この 2 つの運転態度の特徴と差異が，運転行動に及ぼす影響を検討する必要がある。
他方で，近赤外脳機能計測法(functional near-infrared
spectroscopy：以下，fNIRS)を装着した実車走行により，運転行動との関連について検討し，事故防止に役立てようとする研究がなされている(渡邉・武原・一杉・林・米本，
2013)。本研究は fNIRS を用いて客観的な認知負荷量を測定し，行動指標では明らかにできない認知的側面を測定した。
仮説は，①運転行動のパフォーマンスの得点に注目した場
合，二重課題無しの走行より二重課題有り走行の方が得点は低い。また②通常運転条件よりも，急ぎ運転条件の方が得点は低い。③認知負荷の高い課題ほど，fNIRS の反応は大きく変化する。④WM 検査の結果は，SMW 得点，パフォーマ
ンス低下の程度および怒り行動と相関が得られると考えた。
【方法】対象者および調査期間
実験参加対象者は男性の免許保有者(平均年齢 21.75 歳，SD
＝1.82)12 名であった。調査期間は 2017 年 11 月 1 日の 1
日間，山城田辺教習所内にて実験を行った。
手続き 実験参加者にフェイスシート，日常的にどのような注意を要する出来事を経験しているかを測定する日常的注意
経験質問紙と，客観的な認知機能を測定するため，トレイル
メイキングテスト(Trail Making Test：以下，TMT)を実施した。その後，実験参加者に fNIRS を装着し，ドライブレ
コーダーを設置した車で，教習所内の特定のコースを実車走行させた。走行条件は，会話(しりとり)の有無と走行速度(通常運転・急ぎ運転)をかけ合わせた 4 条件を設け，その順番
は参加者内でカウンターバランスをとった。4 条件の各走行
後，高認知負荷状況の運転による精神疲労度を測定するため，徳永ら(2000)と同様，主観的メンタルワークロード尺度
Shinohara, Naito, Matsui, and Hikono., 2013) (以下，SMW)を実施した。この尺度におけるフラストレーション項
目を怒り感情の指標とした。さらに，運転と課題に割いた注
意の主観的割合を VAS(Visual Analogue Scale)で回答させた。走行中は，指導員が助手席からコースに関する指示を出し，実験者は後部座席からしりとりの相手をした。行動指標
として，ドライブレコーダーによる運転行動を測定した。運転行動の確認回数は，パフォーマンスの指標として，速度は怒り行動として扱った。
【結果】4 つの走行条件の運転行動への影響を検討するた
め，走行タイム・SMW のフラストレーション得点・2 か所の直線の最高速度に，一要因分散分析を行った（Table 1）。
各要因が確認回数に影響を及ぼしているか検討するため，
ｔ検定を用いて，通常条件・急ぎ条件の平均確認回数の比較と，会話有条件・会話無条件の平均確認回数の比較を行った。その結果，会話の有無及び通常・急ぎの要因に，有意差は得られなかった(t (12) = 0.24 , t (12) = 0.71, 共に n.s. )。

Table 1 各走行条件の差
会話無 会話無 会話有 会話有
走行タイム
（秒）
フラストレーション得点
直線①走行時間（秒）
直線②走行時間
（秒）

有意確率

通常

急ぎ

通常

急ぎ

160.17150.42161.08144.17F (3,33)= 8.58,
p <.001

35.62

29.23

27.00

25.08

F (3,33)= 6.93,
p <.001

6.28

5.68

5.96

5.15

F (3,33)=3.41,
p <.05

6.64

6.56

6.68

5.95

F (3,33)=5.11,
p <.05

客観的な認知指標(TMT)，主観的な認知機能の指標(主観的日常経験尺度)，主観的な精神疲労度指標の(SMW)，および
運転行動との関連を検証した(Table 2)。また，会話無しの通
常条件および会話有りの通常条件の確認回数と主観的日常的経験尺度の注意転導に負の相関が得られた(順に，r = -.63, r= -.58, ps <.05)。これにより，会話無しの通常条件および会話有りの通常条件において，確認回数が少ない人ほど，気がそれやすいことが明らかとなった。
Table 2 各条件との相関表

2周目
3周目
4周目
確認回数 確認回数 確認回数
1周目確認回数.66*

2周目確認回数
3周目確認回数.81**.58* ｆ.78**.88**** ｆ.59*p < .05 **p < .01 *** p <.001【考察】本研究は，質問紙，fNIRS およびドライブレコー
ダーを用い，認知負荷が運転行動に及ぼす影響を検証した。
各条件の走行タイムに有意差が得られ，タイムの短い順に
会話有りの急ぎ＜会話有りの通常＜会話無しの急ぎ＜会話なしの通常であったことが明らかとなった。さらに，SMW のフラストレーション項目得点は，会話無しの通常条件において高いことから，会話はフラストレーションを向上させないことが明らかとなった。本研究では，運転パフォーマンスとして確認回数をカウントしたが，各条件間に有意差は認められなかった。さらに，一時停止を含む区間の走行時間において，条件間に有意差が認められなかった。したがって，確認や一時停止に費やす時間を短縮していると考えられた。
 また，会話をした方がフラストレーションの得点は低い傾向にあることから，会話をした方が，運転者はリラックスできる可能性が示唆された。
 各走行条件間の確認回数において，相関が得られたことか
ら，異なる走行条件においても，習慣や個人の安全意識の高さが，確認回数に影響する可能性が示唆された。
(いまい やすお・れんげ かずみ)

−103−

産業・災害・交通

チャイルドシート不使用と関連する保護者の認識○中野友香子 岡村和子
（科学警察研究所 交通科学部）
キーワード：チャイルドシート，交通安全，保護者【目的】 2000 年に 6 歳未満の子どもに対するチャイルドシ
ート（Child Restraint System；CRS）の使用が義務付けられた。しかし CRS 使用率は依然として 6 割程度に留まっている（警察庁／日本自動車連盟, 2017）。CRS 使用には保護者の協力が不可欠であり，CRS 使用率を高めるためには，CRSを使わない保護者の特徴を明らかにすることが有用だと考えられる。そこで本研究では，CRS 不使用と関連する保護者の認識を検討した。CRS 不使用を予測する心理学的理論モ
デルには計画的行動理論（Theory of Planned Behavior；以下「TPB」という）を適用した。TPB では行動意図が行動を規定し，態度や規範，行動統制感が行動意図を規定すると考える（Ajzen, 1991）。CRS 使用に係る行動統制感に関しては，
子どもの体格に合う CRS を選択・購入する過程，CRS を車両シートに取付ける過程，子どもを CRS へ座らせる過程それぞれに係る行動統制感を区別して検討を行った。
【方法】 2018 年 4～5 月の晴れた土曜日（9－17 時）に，警察庁と日本自動車連盟による CRS 使用状況全国調査を実施している東京都内又は福岡市内の計３施設の駐車場内において，調査を実施した。10 歳未満の子どもと自家用車で来場した保護者に勧誘を行い，調査協力に応じた保護者に対して聞き取り調査と質問紙調査を実施した（応諾率 68.3%）。
質問項目 ア）回答者の年齢と性別，イ）普段のシートベル
ト（以下「SB」という）の着用頻度（運転席／後部座席／
一般道路の後部座席／高速道路の後部座席），ウ）CRS 使用に関する認識：態度（CRS の有効性を問う 3 項目），記述的規範（重要な他者の CRS 使用頻度を問う 4 項目），行動統制
感 3 種類（適切な CRS の選択・購入／CRS の取付け／子どもの CRS への座らせ方，それぞれに対する効力感を問う各
3 項目），使用意図（1 項目），エ）子どもの年齢など。イ）～ウ）は 6 件法とし，1－6 点で得点化した。
自己報告による調査当日の CRS 使用状況 調査員が聞き取りをした。CRS（乳児用／幼児用／学童用のいずれか）を使っている場合を“CRS 使用（209 名；84.6%）”に，CRS を使わずに SB を着用している場合，SB も CRS も使わず車両シートにそのまま座っている場合，保護者に抱っこされている
場合は“CRS 不使用（38 名；15.4%）”に分類した。
分析対象データの回答者の属性 6 歳未満の子ども（平均2.31 歳，SD=1.72）の保護者が回答し，欠測のない 247 名のデータを分析に用いた。回答者は男性 141 名，平均 37.19 歳（SD=7.46），203 名が調査当日の運転者であった。子どもとの関係は 236 名が親，祖父母など親以外が 11 名であった。
【結果】 保護者の普段の SB 着用頻度と，使用意図以外の
CRS 使用に関する認識の尺度得点を算出した。表１に，各尺度の得点を 1 項目当たりに換算した基礎統計量を示した。
CRS 使用状況と保護者の認識や SB の着用頻度との関連を検討するために，従属変数を CRS 使用状況（使用= 0，不使用= 1）としたロジスティック回帰分析を行った。独立変数
として，子どもの年齢，回答者の子どもとの関係性（親／親以外の祖父母など），普段の SB の着用頻度（前部座席／後部座席），CRS への態度，CRS 使用に係る行動統制感 3 種
類，CRS 使用意図の 10 変数を，尤度比検定による変数減少法により投入した。その結果，表２に示す 4 変数が有意な変数として残った（Nagelkerke’s R2=.546, χ2(4) = 93.29）。調整
オッズ比より，CRS 使用意図，CRS への態度，CRS 選択・
購入の行動統制感の低い場合や，子どもとの関係性が親以外（祖父母など）である場合に，CRS 不使用である確率が有意に高いという結果を得た。
表１ CRS 使用／不使用ごとの SB 着用頻度・CRS に対する認識の基礎統計量（Cronbach’s α 係数，平均，標準偏差）SB 着用頻度（前部座席）
SB 着用頻度（後部座席）
CRS への態度
CRS 使用の記述的規範
CRS 選択・購入の行動統制感
CRS 取付け方法の行動統制感
CRS への座らせ方の行動統制感CRS 使用意図

α

CRS 不使用MSD

CRS 使用
M
SD

0.63
0.85
0.87

5.93
4.88
4.79

(0.41)(1.67)(1.38)

5.95 (0.37)
5.00 (1.52)
5.54 (0.75)

0.92

4.61

(1.55)

5.63 (0.64)

0.78
0.87
0.75
－

3.58
4.26
4.26
4.00

(1.44)(1.43)(1.27)(1.85)

3.04
3.87
4.28
5.84

(1.22)(1.34)(1.13)(0.51)

表２ CRS 不使用を推定するロジスティック回帰分析の概要
調整オッズ比 95%信頼区間

CRS 使用意図
CRS への態度
CRS 選択・購入の行動統制感
子どもとの関係性（vs 親以外：祖父母など）

0.286**
0.588*
0.581**
0.034**

0.175 －0.467
0.352 －0.980
0.386 －0.874
0.006 －0.190

子どもとの関係性：親= 1，親以外（祖父母など）= 0**
p<.01 *p<.05【考察】 分析の結果，CRS 不使用と使用意図，態度，行動
統制感，保護者が祖父母など親以外であることとが関連することが示され，TPB と矛盾しない結果が得られた。本結果
より，保護者が CRS の有効性や選び方を学べるような教育的対策を実施することが重要であると共に，親以外の保護者に対する対策も必要であることが示唆された。
また本研究では，設定した行動統制感 3 種類のうち，CRS
選択・購入の行動統制感のみが統計的に有意な変数として残った。CRS は種類が多いため，当該の統制感が低く各家庭
事情や子どもの体格に合う CRS の選択に困難さを感じる保護者ほど CRS 不使用者は多いといえる。一方，CRS 取付け
方法・座らせ方に係る行動統制感は，CRS 使用よりも CRS
使用の適正さと関連することが予想される。CRS を使っていても取付け方や子どもの座らせ方が不適切である場合は少なくない（警察庁／日本自動車連盟, 2017）。本稿では CRSの使用状況に焦点を当てたが，子どもの傷害予防には CRSを適切に使用することが重要であるため，今後は CRS の適
正使用を促すという観点で研究を行う必要があると考える。
【謝辞】 本調査の実施にあたり，日本自動車連盟にご協力いただいた。
【引用文献】
Ajzen, (1991). The theory of planned behavior. Org Behav Hum.
Decis. Proc 50, 179–211.
警察庁/日本自動車連盟 (2017). チャイルドシート使用状況
全国調査.
（なかのゆかこ・おかむらかずこ）−104−

産業・災害・交通

災害ボランティア活動時の事故と危険回避に関する研究（２）○太刀掛 俊之 1)（1) 大阪大学 キャンパスライフ健康支援センター）
キーワード：事故防止，自然災害，ボランティア【研究の目的】
本研究は，2014 年に報告した「災害ボランティア活動時の事故と危険回避に関する研究 –東日本大震災のケースを主とした聞き取りから–」の続報である。産業労働場面では，法律や企業等の方針のもと，各構成員のスキルや経験に応じた一連の安全教育が実施される。一方，災害ボランティア場
面では，状況が常に変化し，かつ任意に参加する者の行動責
任が強く問われることから，事故予防の機会提供や仕組みが脆弱であると考えられる。
災害ボランティア場面においては重大事故に至らないまでも多くのヒヤリハット事例や小事故が生じているが，その多くは参加者自身の個人的な要因に留まらず，様々な要因が存在する。前回の報告では，背景要因のひとつとして，ボラン
ティア参加者の過度なモチベーションの高さが原因となり，事故やヒヤリハットに繋がる可能性を指摘した。今回は，整理した発話データについて，第三者の専門家によるスーパーバイズを得ながら，より広範かつ詳細なレベルから，ボラン
ティア活動時の事故リスクに関わる背景要因を明らかにし，
危機回避のための方策を検討した。
【方法】
ボランティア活動時の事故・ヒヤリハット事例とその背景を探索するため，調査協力者の許可を得たうえでインタビュ
ー形式の調査（半構造化面接法）を実施した。前回の報告で対象にした調査協力者のうち，大学生が関わる活動の観点か
ら，東日本大震災等の災害ボランティアを担ってきた NPO
法人，市区町村社会福祉協議会，行政，大学，学生団体の関係者計 10 名の聞き取り内容を抽出した。聞き取り内容は，あらかじめ準備した次の項目であった。
（1-1）活動中に自分自身またはメンバーがヒヤリハットした事例や事故に遭遇した事例（周囲で見たり聞いたりしたケースを含む）（1-2）上記の事例発生に至った理由について（1-3）ヒヤリハットや事故事例を収集する体制の有無 （1-4）体制が無い場合の理由について（2-1）活動前または活動中における安全教育の実施有無とその内容について（2-2）これまで安全教育や安全管理の実施に不足があったとすればどのような点か？（2-3）不足がある場合の理由について（3-1）災害ボランティアを実施す
るうえで，安全管理上の気がかりな点について（3-2）ボラン
ティア時に事故が発生した場合の責任主体についてどのように考えるか，の 9 項目であった。なお，各インタビューについては，調査協力者からの許可を得たうえで録音による記録を行った。
【結果及び考察】がれき撤去に伴う釘等の踏み抜き，泥だし作業に伴う側溝の蓋による挟まれ事故のほか，災害ボランティア活動の多様な作業の広がりに伴う事故やヒヤリハット，またはその可能性が抽出された。背景要因については，ボランティア参加者の知識不足，作業の急ぎ，疲労，慣れのほか，ボランティア場面を特徴づける要因として，前回指摘されたボランティア
参加者の過度なモチベーションに加えて，ボランティア参加者から受け入れ側に対する配慮，または受け入れ側からボラ
ンティア参加者への遠慮といった，ボランティア参加者側と受け入れ側との関係性の要因が見出された。また，具体的な危険回避の取り組みとしては，安全に関する事前講習の実施，講習以外の安全に関する伝達，活動マニュアルや資料の準備，活動グループの編成，活動現場の作業管理，活動の振り返りといった準備や工夫が全体を構成していた。なお，復旧と復興の２つのフェーズに分けて検討を行ったところ，復旧フェーズでは，経験を有する者と作業を行うことで事故を防ぐ可能性が高くなると推測された。一方で，復興フェーズでは，
日常生活場面とも重なる作業が増えていくことから，ボラン
ティア参加者自身の安全態度で事故を防ぐことができるものが多くなると考えられた。
さらに，安全を確保する責任の主体について検討を行った
結果，ボランティア参加者（ここでは大学生）を抱える組織（ここでは大学）が，活動に付随する事故について，どのよ
うに責任を負うべきか，どのような機会を通じて安全確保の方策を取ることができるか，について結論をまとめることは難しいことが明らかとなった。しかしながら，少なくとも災
害ボランティア活動に携わる関係者が，ボランティア参加者自身が保険に加入することや，活動内容の公表などによって透明性を高めることなどを行いながら，可能な限り，危険回避のための方策に取り組むことが，最大限有益な活動を可能にするものと考えられた。
以上の知見を俯瞰すると，ボランティアの自発性と安全の確保に伴う管理的側面との両立の難しさについて指摘することができた。ボランティアの自発性に基づく活動は，本来は誰かに管理されるものではない。そのため，管理的側面を強調せず，自発性を尊重したまま安全が確保されるためにどうすれば良いかを検討することで，ボランティア本来の目的が達成されるものと考えられた。その具体例として，経験者と初心者が同等な立場で安全について意見を交換し，知識や経験を共有できるグループを編成した良好事例が見出された。
【今後の展開】
本研究で最も重視する点は，ボランティア場面の安全「管理」の提言を進めていくのではなく，ボランティア実践者の自由な発想と高い動機づけに基づく活動を支援する知見を提供することである。これまでの知見では，ボランティア場面
における普遍的な理論とするには不十分であるため，定量的な手法を用いて，引き続き，実際場面に還元できるような提言をしていく予定である。
ボランティア行動の原理には，他者への利他性が根底にある。Batson（2010）によれば，他者に奉仕する行動によって得られる利益については，多くの知見がこれまで蓄積されてきた。一方で，共感によって誘発される利他性の不利益（積極的なボランティア行動によって自らの安全や健康を害してしまう現象）が生じるメカニズムについては，極めて研究が少ないことが指摘されている。事故の予防にあたって，これらの現象に関連する背景要因を事前に理解し，自ら考えて行動することの有効性についてさらに検証していきたい。
【謝辞】
本研究は，ＪＲ西日本あんしん社会財団平成 25 年度公募助成（westjrf13R012）及び科学研究費補助金（16K12836）の助成を受けて実施された。
（たちかけ としゆき）−105−日本応用心理学会第 85 回大会

賛助団体御芳名（敬称略・五⼗⾳順）
株式会社北⼤路書房

株式会社ナカニシヤ出版

株式会社クロスマーケティング

福村出版株式会社

啓明出版株式会社

株式会社ブックマン京都

特定⾮営利活動法⼈ このはな児童学研究所

楽天リサーチ株式会社

本⼤会を開催するにあたり、上記の諸団体より多⼤なご⽀援を賜りました。
ここに、そのご芳名を記して感謝の意を表します。
2018 年 7 ⽉ 6 ⽇
⽇本応⽤⼼理学会第 85 回⼤会
⾅井 伸之介

日本応用心理学会第 85 回大会委員会
⼤会委員⻑

⾅井

伸之介

⼤阪⼤学⼤学院⼈間科学研究科

⼤会副委員⻑

篠原

⼀光

⼤阪⼤学⼤学院⼈間科学研究科

⼤会事務局⻑

中井宏

⼤阪⼤学⼤学院⼈間科学研究科

⼤会事務局幹事森泉

慎吾

⼤阪⼤学⼤学院⼈間科学研究科

⼤会委員
上⽥

真由⼦

⼤阪⼤学⼤学院⼈間科学研究科

寺⼝司

⼤阪⼤学⼤学院⼈間科学研究科

北村昭彦

⼤阪⼤学⼤学院⼈間科学研究科

富⽥瑛智

⼤阪⼤学⼤学院⼈間科学研究科

⼤阪⼤学キャンパスライフ健康

綿村

英⼀郎

⼤阪⼤学⼤学院⼈間科学研究科

太⼑掛

俊之

⽀援センター（五⼗⾳順）

表紙デザイン菊池勇哉

宝塚医療⼤学・⼤阪⼤学⼤学院⼈間科学研究科

日本応用心理学会第 85 回大会論文集
発⾏⽇2018 年８⽉ 25 ⽇

発

⾏

者

⽇本応⽤⼼理学会
第 85 回⼤会委員⻑

⾅井

伸之介

〒565-0871 ⼤阪府吹⽥市⼭⽥丘 1-2
印刷・製本

株式会社 正⽂社

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