宇都宮真輝

吉備国際大学研究紀要（人文・社会科学系）
第28号，27−43，2018

大学生におけるアイデンティティ発達と学業・友人・
家族機能との関連―学生生活サイクルの視点から―
宇都宮真輝

The Relationship among Identity Development, School Education, Best Friend,and Family Functioning in University Students―From the viewpoint of the student life cycle―
Maki Utsunomiya
Abstract
The purpose of this study were to investigate the relationship among identity
development, school education, best friend, and family functioning, and to compare
the difference between the lower grades and the upper grades in university students.
Participants were 170 students（the lower grades: 16 freshmen, 86 sophomores; the upper
grades: 26 juniors, 42 seniors）. The results revealed that（1）The family functioning was
related to identity development（ideological identity and relational identity）in the lower
grades, but not in the upper grades,（2）The lower grades committed and explored in
depth for school education more than the upper grades,（3）Both grades were high in bothcommitment and deep exploration for best friend tend to be higher on identity（ideological
identity and relational identity）,（4）Both grades were high in both commitment and deep
exploration for school education tend to be higher on relational identity than ideological
identity. This result seems to be related with characteristics of identity development among
Japanese.
Key words：university students, identity development, school education, best friend, family
functioning
キーワード： 大学生，アイデンティティ発達，学業，友人，家族機能

吉備国際大学心理学部〒716-8508 岡山県高梁市伊賀町８
Kibi International Universit
8, Iga-machi, Takahashi, Okayama, Japan（716-8508）

27

28

大学生におけるアイデンティティ発達と学業・友人・家族機能との関連―学生生活サイクルの視点から―問題と目的
青年期のアイデンティティ発達研究

係領域（主に，中高生には親友，大学生と社会人には親密な他者）における，コミットメント，深い探求，コミットメントの再考の程度を測定する，

Erikson（1950）は，青年期の発達課題としてアユトレヒト版アイデンティティ・コミットメント・

イ デ ン テ ィ テ ィ の 確 立 を あ げ た。 ま た，Erikson

マネジメント尺度の日本版（Japanese version of（1959）はアイデンティティ（自我同一性）の感覚

the Utrecht-Management of Identity Commitment

について，「内的な斉一性と連続性を維持しようと

Scale ; U-MICSJ）も作成している。

する各個人の能力と，他者に対する自己の意味の斉一性，連続性とが一致したときに生じる自信」であ

青年期のアイデンティティと家族関係ると述べた。つまりアイデンティティの感覚とは，

青年期のアイデンティティ形成と親子関係との関

主観的に認識している自分が，他者からみた自分と連は先行研究からも明らかである。金子（1989）は，一致していることに対する自信であるといえる。

青年期の女子において，母親との心理的距離が遠い

アイデンティティ形成を検討するアプローチとしほど，アイデンティティ拡散感が強くなることを明ては，
これまでMarcia（1966）のアイデンティティ・らかにした。宗田・大澄・岡本（2011）は，青年期

ステイタス・アプローチが最も多く用いられてきた。

のアイデンティティ（「個」と「関係性」）と家族機

しかし，その選択領域は職業・政治・宗教であり，能（「適応性」と「凝集性」），家族イメージとの関

男性に偏った領域であることが批判されるように連を調査した。その結果，「個としてのアイデンティ

なった（Bosma, 1992）。その後，女性のアイデンティ

ティ」と家族の役割やリーダーシップを表す「適応ティ発達における対人関係の領域に注目した研究性」，「関係性にもとづくアイデンティティ」と家族（Marcia & Friedman, 1970 ; Grotevant, Thorbeckeの情緒的な結びつきを表す「凝集性」，内在化され& Meyer, 1982 ; Archer, 1989 ; Josselson, 1994 ; 岡

た他者像を示す「個体内関係性」とアイデンティティ

本, 1997など）も行われるようになった。宗田・岡との関連を示唆した。

本（2007） は，Josselson（1992，1994） の 視 点 を

また白石・岡本（2006）は，家族機能の特徴と大応用した，「個」と「関係性」の両面からアイデンティ

学生のアイデンティティ発達との関連を１年生と３ティを捉える尺度を開発している。

年生を対象に調査し，家族における結びつきや役割

また杉村（1998）は，近年，青年期の発達に関の柔軟性が高い場合は，大学１年生において「個」する研究領域の全般にわたり，社会的文脈の中でと「関係性」のアイデンティティ得点が高くなるこのアイデンティティ形成に対する関心が高まってとを明らかにした。一方，アイデンティティ形成がいることを指摘した。さらに，青年は自分と同じより進んでいるであろう３年生においては家族機能

文脈に生きる家族や仲間，恋人，教師などの身近の特徴によるアイデンティティ形成の違いはみられな他者と相互作用しながら，これらの他者によっなかった。

て示された，その文脈が規定する範囲の選択肢の中から職業やイデオロギーを選択していると述べ

青年期のアイデンティティと学業・友人との関連た。 ま た 畑 野・ 杉 村（2014） は，Crocetti, Rubini

自我同一性は，ライフサイクルの各段階における& Meeuw（2008）が開発した，イデオロギー領域

重要な他者との関わりを通じて形成され，その対象（中高大学生には教育，社会人には職業）と対人関が家族，仲間，パートナーへと移行する（Erikson,

宇都宮

真輝

29

1959）
とされるが，青年期の友人関係がアイデンティ

中間期（２年生・３年生），卒業期（卒業前１年間）

ティ形成の重要な要因であることは多くの研究からに区分し，それぞれの時期の心理的特徴を明らかにも明らかである（Orlofsky, Marcia & Lesser, 1973 ;した。入学期は，慣れ親しんだ環境から新しい課題

Grotevant, Thorbecke & Meyer, 1982 ; Kox &や人間関係への移行，中間期は自分らしさの探究と

Hustinx, 1990 ; Crocetti et al., 2008 ; 畑野ら, 2014）。

対人関係の深まり，卒業期は社会生活への移行の準例えば宮下（1998）は，青年の友人関係のあり方

備や未解決の課題の整理，などが心理的特徴である。

とアイデンティティとの関連について，友人関係か

また，白石・岡本（2006）は，大学１年生と３年ら「精神的な安らぎ・相互信頼」を得たり，「社会性」

生に対し，家族機能の特徴と大学生のアイデンティ「社交性」を備えた友人を得ることが，アイデンティ

ティ発達との関連を調査したが，家族機能がアイデティ形成と関係していることを明らかにした。

ンティティ発達にもたらず影響は１年生にのみみら

また池田（2017）は，大学生が多様な友人関係をれた。加藤（1989）も，大学生におけるアイデンティ

形成し，それに積極的に関与することが，大学内でティの発達は，１－２年次にくらべ，３－４年次前の活動や学習意欲に効果を及ぼすことを示唆した。

期にかけ，特に卒業期に顕著にみられることを明ら

田中（2007）は，大学生の学生相談事例から，学業

かにしている。

の行き詰まりとアイデンティティの問い直しとの関連を示した。鶴田・杉村・津田・古橋・田中・李・

本研究の目的加藤・船津・神村・小川・鈴木（2007）において以上のように，青年期において友人関係や学業，も，学修支援の問題が，対人関係や心理的問題，家また家族関係は，それぞれが関連しあいながらアイ

族関係，進路などにつながることが指摘されていデンティティ発達に影響していることが示された。

る。さらに，白石・岡本（2005）は，大学生におけまた，大学生においては，学年による心理的課題のる大学や学業に対する意欲低下とアイデンティティ

変化により，その影響は異なることが考えられる。

発達との関連を指摘し，特に大学に対する意欲低下

しかし，それらすべての要因とアイデンティティ発

は，発達的問題との関連性がより強いことを示唆し達との関連，さらに学年による違いを扱った研究はた。また，Watanabe & Uchiyama（2008）は，青まだ少ない。

年期のアイデンティティ発達における学業や友人へ

そこで，本研究では大学生における主なイデオロの傾倒・探索の程度について日米大学生の比較を行

ギー領域である学業，また対人関係領域で重要と思い，アメリカの大学生のほうが学校の成績に価値をわれる友人や家族関係が，アイデンティティ発達におき，学業への傾倒・探索の程度も高いことを明らどのような影響を与えているのかについて，学生生

かにした。

活サイクルの視点（本研究においては，学生期を１・２年生，３・４年生に分けた）から検討することを大学生における学年による心理的課題の変化
鶴田（2002）は，大学生を理解する際に学年の移行にともなう心理的課題の変化を軸とした「学生生活サイクル」の視点を提案した。大学生の入学から卒業までの期間を「学生期」（安藤，1991）と呼ぶが，鶴田（2002）は，学生期を入学期（入学後１年間），目的とした。また，アイデンティティ発達を「個」と「関係性（「個体内関係性」と「社会的関係性」）」の視点から捉えることも，本研究の特徴である。

30

大学生におけるアイデンティティ発達と学業・友人・家族機能との関連―学生生活サイクルの視点から―

方

法

対象者

８項目，探索５項目）にて「学業」と「友人（親友）」の２領域を測定した。「全くそうだ（５点）」～「全くちがう（１点）」の５件法で回答を求め，平均値

大 学 生170名（ 男 性90名， 女 性80名， 平 均 年 齢を各尺度得点とした。邦訳版は，渡辺・内山（2011）20.16歳，SD＝1.47）。１年生（16名），２年生（86名），

で用いられたものを許可を得て使用し，文章は調査

３年生（26名），４年生（42名）。

対象者が理解しやすいように一部改編して用いた。

時期：2014年７月～ 10月

実施方法：講義時間内を利用して実施した。実施に質問紙

あたっては，回答内容は集団データとして扱うこと（１）フェイス項目：性別，年齢，学年，学科

や，個人情報や回答内容が特定されることはないこ（２）アイデンティティ尺度：宗田・岡本（2010）とを教示し，倫理的配慮を行った。

の「個としてのアイデンティティ」尺度および「関係性にもとづくアイデンティティ」尺度短縮版をそのまま使用した。「個としてのアイデンティティ（以後，「個」と省略）」尺度は，６下位尺度からなり，
「関

結

果

因子分析および信頼性の検討

係性にもとづくアイデンティティ（以後，「関係性」 （１）家族機能測定尺度の因子分析と省略）」尺度は，「個体内関係性（母親などとの関全20項目について，因子分析（主因子法・バリ

わりから形成される内在化された他者像）」（２下位

マックス回転）を行った。その結果，因子負荷量尺度）「社会的関係性（実際的な他者との関係）」，（５が.30に満たない項目18と20を削除し，最終的に１

下位尺度）からなる。各下位尺度は４項目ずつの全因子（18項目）が抽出された。累積寄与率32.63％，

52項目からなり，「非常にあてはまる（７点）」～「全Cronbachのα係数は.90であった。本研究では，こくあてはまらない（１点）」の７件法で回答を求め，れを「家族機能」因子と命名し，平均値±0.75SDで合計点を各尺度得点とした。

群分け（高・中・低）して分析を行った。なお，平Cronbachのα係数は，アイデンティティ尺度全均値（標準偏差）は，53.72（11.70）であった。

体でα= .92，「個」尺度はα= .93，
「関係性」尺度はα= .85，「個体内関係性」はα= .67，
「社会的関（２）U-GIDSの因子分析

係性」はα= .84であった。また，平均値（標準偏因子分析（主因子法・バリマックス回転）の結果，

差）は，
アイデンティティ尺度全体で222.86（34.29），

学業および友人関係において各３因子が抽出され「個」尺度は99.35（23.02），「関係性」尺度は123.51

た。因子分析結果を，畑野・杉村（2014）の作成し（17.84），「個体内関係性」は29.85（5.98），「社会的たユトレヒト版アイデンティティ・コミットメント・関係性」は93.66（14.71）であった。

マネジメント尺度の日本版（Japanese version of（３）家族機能測定尺度：草田・岡堂（1993）の

the Utrecht-Management of Identity Commitment

家族機能測定尺度（適応性10項目，凝集性10項目）

Scale ; U-MICSJ）と照らし合わせたところ，日本を使用した。
「いつもある（５点）」～「まったくな

語訳には多少の違いがあるものの，各質問項目の意

い（１点）」の５件法で回答を求め，合計点を各尺

味内容および因子構造（項目順序は異なる）は同じ度得点とした。

であったことから，「コミットメント（５項目）：そ（４）U-GIDS（Kox et al., 1990）の邦訳版（傾倒の領域について行った選択や，そこから引き出され

宇都宮

真輝

31

る自信」
「深い探求（５項目）：現在のコミットメン

ンティティ尺度全体と「関係性」尺度，関係性下位トについての熟考や情報収集，他者と話す程度」「コ尺度の「社会的関係性」尺度との間にのみ，有意なミットメントの再考（３項目）：現在のコミットメ

正の相関がみられた（r =.24 ～ .27, p<.05）。

ントを放棄したり，新たなコミットメントを求める

次に，各学年群において家族機能と学業，友人とこと」とした。各Cronbachのα係数は.72 ～ .90であっの関連をみるため相関分析を行った。その結果，１・た。平均値（標準偏差）は，学業における「コミッ２年生においては，家族機能尺度とU-GIDSの各下トメント」は2.99（0.84），「深い探求」は3.08（0.78），

位尺度との間に，学業における「コミットメントの「コミットメントの再考」は3.41（0.92）であった。

再考」を除き，有意な正の相関がみられた（学業：

また，友人における「コミットメント」は3.46（0.78），

コミットメントはr =.34, p<.01，深い探求はr =.21,「深い探求」は3.30（0.74），「コミットメントの再考」

p<.05，友人：コミットメントはr =.42, p<.01，深いは3.62（0.93）であった。本研究では，これを各平探求はr =.23, p<.05，コミットメントの再考はr =.26,

均値±0.75SDで群分け（高・中・低）し，分析を行っ

p<.01）。一方，３・４年生においては，家族機能尺た（Table 1，Table 2）。

度とU-GIDSの各下位尺度との間に，有意な相関はみられなかった（Table 5）。

学年差の検討さらに，各学年群において学業，友人とアイデン各尺度について，学年差（１・２年生と３・４年生）

ティティ発達との関連をみるため，相関分析を行っを検討するため t 検定を行ったところ，家族機能た。その結果，１・２年生においては，U-GIDSの「学（t（168）= 2.05, p < .05）において１・２年生のほう業」各下位尺度とアイデンティティ尺度全体およびが得点が有意に高かった。また，U-GIDSについて

各下位尺度との間のほとんどに有意な正の相関がみは，学業における「コミットメント」（t（168）= 1.73,

られた（r =.20 ～ .63, p<.01 ～ .05）。また，U-GIDS

p < .10），「深い探求」（t（168）= 1.89, p < .10）にの「友人」各下位尺度とアイデンティティ尺度全体

おいて，１・２年生のほうが得点が有意に高い傾向

および各下位尺度との間には，「友人」下位尺度のがみられた。
アイデンティティ尺度については，「個」「コミットメント再考」と「深い探求」の一部を除き，の合計得点（t（168）= 1.88, p < .10）およびアイデ

有意な正の相関がみられた（r =.29 ～ .50, p<.01）。

ンティティ尺度総得点（t（168）= 1.76, p < .10）に一方，３・４年生においては，U-GIDSの「学業」

おいて，３・４年生のほうが得点が有意に高い傾向

各下位尺度とアイデンティティ尺度全体および各下がみられた（Table 3）。

位尺度の間の約半分に，有意な正の相関がみられた（r =.29 ～ .50, p<.01 ～ .05）。また，U-GIDSの「友人」

学年別による各尺度の相関分析

各下位尺度とアイデンティティ尺度全体および各下

まず，各学年群（１・２年生と３・４年生）にお位尺度との間にも，友人下位尺度の「コミットメン

いて家族機能とアイデンティティ発達との関連をみト」にのみ有意な正の相関がみられた（r =.38 ～ .56,

るため，相関分析を行った（Table 4）。その結果，

p<.01）。結果はTable 6に示す。

１・２年生においては，家族機能尺度とアイデンティ

最後に，各学年群において学業，友人との関連を

ティ尺度全体および各下位尺度との間すべてに，有みるため，相関分析を行った。その結果，１・２年

意な正の相関がみられた（r =.32 ～ .44, p<.01）。一生においては，U-GIDSの「学業」下位尺度の「コミッ方，３・４年生においては，家族機能尺度とアイデ

トメント」「深い探求」と「友人」下位尺度の「コミッ32

大学生におけるアイデンティティ発達と学業・友人・家族機能との関連―学生生活サイクルの視点から―

Table 1

U-GIDS（学業）についての因子分析結果（N＝170）

Table 2

U-GIDS（友人）についての因子分析結果（N＝170）

Table 3

各尺度得点の学年差（1・2年生と3・4年生）

宇都宮

Table 4

学年別による家族機能尺度とアイデンティティ尺度の相関

Table 5

学年別による家族機能尺度とU-GIDSの相関

Table 6

U-GIDSとアイデンティティ尺度の相関（1・2年生と3・4年生）

Table 7

学年別（1・2年生と3・4年生）によるU-GIDSの相関

真輝

33

34

大学生におけるアイデンティティ発達と学業・友人・家族機能との関連―学生生活サイクルの視点から―トメント」「深い探求」との間に有意な正の相関がた（Table 9）。

みられた（r =.23 ～ .47, p<.01 ～ .05）。また，「学業」
下位尺度の「コミットメントの再考」と「友人」下

学年別による学業・友人とアイデンティティとの関位尺度の「コミットメントの再考」との間にも有意連（分散分析）な正の相関がみられた（r =.25, p<.05）。一方，３・（１）学業４年生においては，U-GIDSの「学業」下位尺度の「コ各学年群（１・２年生と３・４年生）における，

ミットメント」と「友人」下位尺度の「コミットメ

学業への「コミットメント」「深い探求」「コミットント」との間に有意な正の相関（r =.46, p<.01），「友メントの再考」の程度（高・中・低）と，アイデン人」下位尺度の「コミットメントの再考」との間に

ティティ発達との関連をみるため，１要因分散分析

有意な負の相関（r =－.25, p<.05）がみられた。また，を行った。

「学業」下位尺度の「深い探求」と「友人」下位尺①コミットメントとアイデンティティとの関連

度の「深い探求」との間に有意な正の相関（r =.33,

１・２年生では，学業へのコミットメントの程p<.01），「友人」下位尺度の「コミットメントの再度（高・中・低）により，すべてのアイデンティ考」との間に有意な負の相関（r =－.29, p<.05）が

ティ尺度得点に有意な差がみられた。アイデンティみられた。さらに，「学業」下位尺度の「コミット

ティ尺度総得点（F（2, 99）=10.18, p<.001），「個」

メントの再考」と「友人」下位尺度の「コミットメ

合 計 得 点（F（2, 99）=4.38, p<.05），「 関 係 性 」 合ント」との間に有意な正の相関がみられた（r =.27,

計 得 点（F（2, 99）=9.52, p<.001）， 関 係 性 下 位 尺

p<.05）。結果はTable 7に示す。

度の「個体内関係性」（F（2, 99）=10.40, p<.001），「社会的関係性」（F（2, 99）=6.06, p<.01）。多重比

学年別による家族機能とアイデンティティとの関連

較（TukeyのHSD法）の結果，コミットメントの（分散分析）

得点が高いほどアイデンティティ得点が高いこと

各学年群（１・２年生と３・４年生）における，が示された（Table 10）。一方，３・４年生ではコ

家族機能（高・中・低）とアイデンティティ発達とミットメントの程度（高・中・低）により，アイの関連をみるため１要因分散分析を行った。その結デンティティ尺度総得点（F（2, 65）=4.97, p<.05），

果，１・２年生では，家族機能の程度（高・中・低）「関係性」合計得点（F（2, 65）=6.15, p<.01），関により，すべてのアイデンティティ尺度得点に有意

係 性 下 位 尺 度 の「 個 体 内 関 係 性 」（F（2, 65）=

な差がみられた。アイデンティティ尺度総得点（F9.88, p<.001）にのみ有意な差がみられた。多重比（2,99）=6.84, p<.01），「個」合計得点（F（2,99）=

較（TukeyのHSD法）の結果，コミットメントの得

4.05, p<.05），「 関 係 性 」 合 計 得 点（F（2,99）=

点が高いほどアイデンティティ得点が高いことが示

4.98, p<.01），関係性下位尺度の「個体内関係性」（Fされた（Table 11）。

（2,99）=6.25, p<.01），「社会的関係性」（F（2,99）=②深い探求とアイデンティティとの関連

3.14, p<.05）。多重比較（TukeyのHSD法）の結果，

１・２年生では，学業の深い探求の程度（高・家族機能得点が高いほど各アイデンティティ得点が中・ 低 ） に よ り， ア イ デ ン テ ィ テ ィ 尺 度 総 得 点

高いことが示された（Table 8）。一方，３・４年生（F（2, 99）=14.68, p<.001），「関係性」合計得点（F（2,では有意な差はみられず，家族機能によるアイデン99）=28.09, p<.001），関係性下位尺度の「個体内関ティティ発達への影響は，１・２年生にのみ示され係性」（F（2, 99）=5.51, p<.01），「社会的関係性」
（F

宇都宮

真輝

35

（2, 99）=28.06, p<.001）に有意な差がみられた。多99）=10.33, p<.001），関係性下位尺度の「個体内関重比較（TukeyのHSD法）の結果，深い探求の得点

係性」（F（2, 99）= 4.20, p<.05），「社会的関係性」（Fが高いほどアイデンティティ得点が高いことが示さ（2, 99）=9.09, p<.001）。多重比較（TukeyのHSD法）

れた（Table 12）。一方，３・４年生では深い探求の結果，コミットメントの得点が高いほどアイデの程度（高・中・低）により，「関係性」合計得点（F（2,ンティティ得点が高いことが示された（Table 16）。

65）=3.53, p<.05），関係性下位尺度の「社会的関係性」

また３・４年生でも，コミットメントの程度（高・（F（2, 65）=4.40, p<.05）にのみ有意な差がみられた。

中・低）により，すべてのアイデンティティ尺度得

多重比較（TukeyのHSD法）の結果，深い探求の得点に有意な差がみられた。アイデンティティ尺度総点が高いほどアイデンティティ得点が高いことが示

得点（F（2, 65）=7.73, p<.01），「個」合計得点（Fされた（Table 13）。

（2, 65）=3.74, p<.05），「関係性」合計得点（F（2,③コミットメントの再考とアイデンティティとの関連

65）=9.93, p<.001），関係性下位尺度の「個体内関１・２年生では，学業へのコミットメントの再考係性」（F（2, 65）=7.24, p<.01），「社会的関係性」の程度（高・中・低）により，アイデンティティ（F（2, 65）=6.34, p<.01）。多重比較（TukeyのHSD法）

尺度総得点（F（2, 99）=3.75, p<.05）にのみ有意なの結果，コミットメントの得点が高いほどアイデン差がみられた。多重比較（TukeyのHSD法）の結ティティ得点が高いことが示された（Table 17）。

果，コミットメントの再考の得点が高いほどアイデ②深い探求とアイデンティティとの関連

ンティティ得点が高いことが示された（Table 14）。

１・２年生では，友人への深い探求の程度（高・３・４年生においても，コミットメントの再考の程

中・ 低 ） に よ り， ア イ デ ン テ ィ テ ィ 尺 度 総 得 点

度（高・中・低）により，アイデンティティ尺度総（F（2, 99）=4.36, p<.05），「関係性」合計得点（F（2,得点（F（2, 65）= 3.30, p<.05）にのみ有意な差が99）=12.92, p<.001），関係性下位尺度の「個体内関みられた。多重比較（TukeyのHSD法）の結果，コ

係性」（F（2, 99）=3.92, p<.05），「社会的関係性」（F（2,

ミットメントの再考の得点が高いほどアイデンティ

99）= 12.92, p<.001）に有意な差がみられた。多重ティ得点が高いことが示された（Table 15）。

比較（TukeyのHSD法）の結果，深い探求の得点が高いほどアイデンティティ得点が高いことが示され（２）友人た（Table 18）。一方，３・４年生では有意な差は

各学年群（１・２年生と３・４年生）における，

みられず，深い探求によるアイデンティティ発達へ

友人への「コミットメント」「深い探求」「コミットの影響は，１・２年生にのみ示された（Table 19）。

メントの再考」の程度（高・中・低）と，アイデン③コミットメントの再考とアイデンティティとの関連

ティティ発達との関連をみるため，１要因分散分析

１・２年生および３・４年生においても，友人へを行った。

のコミットメントの再考の程度（高・中・低）によ①コミットメントとアイデンティティとの関連

るアイデンティティ尺度得点の有意な差はみられな

１・２年生では，友人へのコミットメントの程度（高・中・低）により，すべてのアイデンティティ
尺度得点に有意な差がみられた。アイデンティティ
尺度総得点（F（2, 99）=11.09, p<.001），「個」合計
得点（F（2, 99）=4.96, p<.01），「関係性」合計得点（F（2,

かった。

36

大学生におけるアイデンティティ発達と学業・友人・家族機能との関連―学生生活サイクルの視点から―

Table 8

家族機能の程度別による各アイデンティティ得点の比較（1・2年生）

Table 9 家族機能の程度別による各アイデンティティ得点の比較（3・4年生）

Table 10 学業へのコミットメントの程度別による各アイデンティティ得点の比較（1・2年生）

宇都宮

真輝

Table 11 学業へのコミットメントの程度別による各アイデンティティ得点の比較（3・4年生）

Table 12

学業の深い探求の程度別による各アイデンティティ得点の比較（1・2年生）

Table 13

学業の深い探求の程度別による各アイデンティティ得点の比較（3・4年生）

37

38

大学生におけるアイデンティティ発達と学業・友人・家族機能との関連―学生生活サイクルの視点から―

Table 14 学業へのコミットメント再考の程度別による各アイデンティティ得点の比較（1・2年生）

Table 15 学業へのコミットメント再考の程度別による各アイデンティティ得点の比較（3・4年生）

Table 16 友人へのコミットメントの程度別による各アイデンティティ得点の比較（1・2年生）

宇都宮

真輝

Table 17 友人へのコミットメントの程度別による各アイデンティティ得点の比較（3・4年生）

Table 18

友人の深い探求の程度別による各アイデンティティ得点の比較（1・2年生）

Table 19 友人の深い探求の程度別による各アイデンティティ得点の比較（3・4年生）

39

40

大学生におけるアイデンティティ発達と学業・友人・家族機能との関連―学生生活サイクルの視点から―考察

各尺度得点の学年による違いの関連について述べた金子（1989）や白石・岡本（2005）の結果を支持するものである。
一方，１・２年生においてのみ，家族における結各尺度得点の学年差をみると，家族機能，学業へびつきや役割の柔軟性が高いと，すべてのアイデンの「コミットメント」「深い探求」については１・

ティティ尺度得点が高くなった。この点については，

２年生のほうが得点が高かった（Table 3）。また，

青年期は親から心理的に離れ，個を確立する時期

３・４年生においては，アイデンティティ尺度総得（Blos, 1967）ではあるが，入学期にあたる１年生は点や「個」合計得点が高いことが示された。大学

慣れ親しんだ環境から新しい課題や人間関係に移行

生が入学期から卒業期に向け，各時期の新たな心する時期であり（鶴田，2002），親からの心理的支

理的課題に取り組む中で成長していくこと（鶴田，

えが「個」「関係性」両方のアイデンティティ発達2002），大学生におけるアイデンティティ発達は，を支えているからだと考えられる。またこの結果は，３－４年次前期，特に卒業期に顕著にみられる（加白石・岡本（2006）において家族機能がアイデンティ

藤，1989）ことは先行研究でも示されており，本研

ティ発達にもたらす影響が，大学１年生にのみみら究においてもほぼ同様の結果が示されたといえる。

れた結果を支持するものである。

学年別による家族機能とアイデンティティ発達，学（２）学業・友人とアイデンティティ発達との関連

業・友人との関連（１）家族機能とアイデンティティ発達との関連

相関分析および１要因分散分析の結果から，学業については，すべての学年において現在の学業によ

家族機能尺度とアイデンティティ尺度との相関関

る自信や安心がアイデンティティ発達全体を促進す

係をみると，１・２年生においては家族機能が高いることが示された。しかし，３・４年生においては

ほど，すべてのアイデンティティ尺度の得点が高く，「個」のアイデンティティ発達は促進されず，特に３・４年生においては家族機能が高い場合，アイデ

関係性下位尺度の「個体内関係性（母親などとの関ンティティ総得点と「関係性」得点のみが高くなっ

わりから形成されたもの）」が強く促進されることていた。また比較すると，１・２年生のほうが家族が示された（Table 6, 10，11）。また，学業につい機能とアイデンティティとの相関関係は強いといえての深い探求は，１・２年生において，アイデンティ

る（Table 4）。さらに，学年群ごとに家族機能の程ティ発達全体を促進するが，特に「関係性」のアイ度（高・中・低）によるアイデンティティ尺度得点

デンティティ発達を強く促進することが示された。

の差をみると，１・２年生においては家族機能が高また，３・４年生においても「関係性」のアイデンティ

い者ほど，すべてのアイデンティティ尺度得点が高ティ発達を促進することが示された（Table 4，10，

くなることが示された。一方，３・４年生において11）。学業の再考については，両学年でアイデンティ

は，家族機能の高低によるアイデンティティ尺度得

ティ発達全体や「個」のアイデンティティ発達を促

点の差はみられなかった（Table 8，Table 9）。

進することが示された。１年生においては，関係性

この結果から，大学生全体でみると，家族における結びつきや役割の柔軟性が高い場合，アイデン下位尺度の「個体内関係性」も促進することが示された（Table 6，14，15）。

ティティ発達は促進されるといえる。このことは，友人については，両学年群ともに現在の友人から家族との結びつきの強さとアイデンティティ発達と得た強い自信や安心がある場合，アイデンティティ

宇都宮

真輝

41

発達は「個」「関係性」の両面から促進されるが，形 成 の 重 要 な 要 因 で あ る（Orlofsky et al., 1973 ;

相対的にみて３・４年生のほうがより強くアイデン

Grotevant et al., 1982 ; Kox et al., 1990 ; Crocetti et

ティティ発達を促進されることが示された（Tableal., 2008 ; 畑野ら, 2014）ことを改めて支持したとい

6，16，17）。また，１・２年生においてのみ，友人える。また，青年期は友人関係から「精神的な安らへの探求を深めることが，「個」のアイデンティティ

ぎ・相互信頼」を得ており，友人関係がアイデンティ

発達を除く，すべてのアイデンティティ発達を促進

ティ形成と関係している（宮下，1998）ことや，大することが示された（Table 6，18，19）。

学生が多様な友人関係を形成し，それに積極的に関これらの結果から，大学生において学業への自信

与することが，大学内での活動や学習意欲に効果をや安心，深い探求はアイデンティティ発達全体を促及ぼす（池田，2017）こと，なども同様に支持した

進するが，「関係性」のアイデンティティ発達を促といえる。

進する面が強く，「個」のアイデンティティ発達をさらに，Table 7からU-GIDSにおける友人と学業特に促進しているわけではないことがわかる。このとの関連をみると，１・２年生においては学業へのことは，Watanabe et al.（2008）における日米大学

自信や安心，探求が深まるほど，友人から得る自信生の比較でも，日本の大学生はアメリカの大学生にや安心，関係への探究も強まることが示された。まくらべ学業への傾倒が低く，またそれによる達成感

た，学業についての再考が強まる場合には，友人にや肯定的感情も低い結果だったことなどからも，同ついての再考も強まることが示された。さらに，３・様の傾向が示されたといえる。また鑪（1994）は，４年生においても，学業への自信や安心が友人から日本人の自我のアモルファス構造（自我が流動的で，得る自信や安心につながることが示された。このこ自在に変化し，順応する液体のような状態）についとは，多様な人間関係を形成し，それに積極的に参て，その特徴は対人関係の場での適応力には優れて加することが学習意欲に効果を及ぼすとした池田いるが，自発的な行動を展開していくには困難をと（2017）の指摘を支持するものである。しかし，３・もなう点であることを指摘した。本研究においても４年生においては，学業への自信や安心，深い探究

イデオロギー領域である学業が，「個」よりも「関が高まっているときには，友人についての再考は弱係性」のアイデンティティを発達させており，鑪

まることが示された。さらに，友人から得る自信や（1994）の指摘と同様，アイデンティティ発達には安心が，学業についての再考を支えることも示され文化的な背景が影響することが示唆された。一方で，た。このことは，３・４年生においては，すでに友学業を再考することは，これまでの選択を振り返り，

人関係が確立し，安定していると考えられること，

より自分自身の生き方を見つめる作業であり，両学また確かな友人関係に支えられることで学業や学業

年群ともに「個」のアイデンティティ発達を促進しを通した生き方を見つめられることなどが，その理たと考えられる。また，学業による自信や安心が，３・由であると推測される。

４年生において「個」のアイデンティティ発達を促

最後に，白石ら（2005）においては，家族機能が進しなかった点については，卒業後の進路選択（就大学１年生のアイデンティティ発達に影響すること

職や進学）の要因が関係している可能性もある。

が示されたが，本研究では新たに１・２年生におい次に，大学生における友人関係への自信や安心，て，家族機能の高さが学業や友人への自信，探求の深い探求がアイデンティティ発達全体を促進した点

強さなどにも影響することが示された。つまり，入については，青年期の友人関係がアイデンティティ

学期から中間期にかけ，新しい環境への移行が根づ42

大学生におけるアイデンティティ発達と学業・友人・家族機能との関連―学生生活サイクルの視点から―くまでの期間は，家族の支えが学業や友人関係にもより同様の結果が支持されたことや新たな知見が一影響し，アイデンティティ発達を支えていると推測部得られたという点では，研究の意義があったと考

される。

えられる。

このように，本研究ではアイデンティティ発達と今後は，対象者の数を増やし学生生活サイクルを「学業」「友人」「家族機能」との関連を，学生サイ

３期に分けて分析すること，卒業期のアイデンティ

クルの視点および「個」と「関係性」のアイデンティ

ティ発達に影響する要因も含めて検討することなど

ティ発達の視点から検討した。先行研究との比較にが課題であると考えられる。

引用文献
安藤延男（1991）．座談会

キャンパスライフと学生相談の役割．現代のエスプリ，293，5-30．

Archer, S. L.（1989）. Gender differences in identity de velopment : Issues of process, domain and timing. Journalof Adolescence, 12, 117-138.
Benson, Harris, & Rogers（1992）. Identity consequences of attachment to mothers and fathers among lateadolescents. Journal of Research on Adolescence, 2, 187-204.
Bosma, H. A.（1992）. Identity in adolescence : Managing commitments, In G. R., Adams, T. P. Gullotta, & R.
Montemayor（Eds.）, Advances in adolescent development : Vol. 4. Adolescent identity formation（pp. 91-121）.
Newbury Park, CA : Sage．
Crocetti, E., Rubini, M., & Meeuw, W.（2008）. Capturing the dynamics of identity formation in various ethnic
groups : Development and validation of a three-demensional model. Journal of Adolescence, 31, 207-222.
Erikson, E.H.
（1950）．
Childhood and Society. New York : W.W. Norton.（仁科弥生（訳）（1977，
1980）．
幼児期と社会１・
２

みすず書房）

Erikson, E.H.（1959）. Identity and the life cycle. Selected papers. In Psychological Issus. Vol. 1. New York :International Universities Press.（小此木啓吾（訳）（1973）．自我同一性

誠信書房）

Grotevant, H. D., Thorbecke, W., & Meyer, M. L.（1982）. An entension of Marcia’s Identity Status Interview into
the interpersonal domain. Journal of Youth and Adolescence, 11, 33-47.
畑野快・杉村和美（2014）．日本人大学生における日本版アイデンティティ・コミットメント・マネジメント尺度（Japanese version of the Utrecht-Management of Identity Commitment Scale ; U-MICSJ）の因子構造，信頼性，併存的妥当性の検討

青年心理学研究，25，125-136．

池田曜子（2017）．大学生の多様な友人関係が学習意欲へおよぼす影響

友人関係の機会獲得の観点から

日本発達心理学会第28回大会発表論文集，219．
Josselson, R.（1992）. The space between us : Exploring the dimensions of human relationships. San Francisco :Jossey-Bass.
Josselson, R.（1994）. Identity and relatedness in the life cycle. In H. A. Bosma, T. L. G. Graafsma, H. D. Grotevant,& D. J. de Levita（Eds.）, Identity and development : An interdisciplinary approach（pp. 81-102）. Thousand
Oaks, CA : Sage.
金子俊子（1989）．青年期女子の親子・友人関係における心理的距離の研究
加藤厚（1989）．大学生における同一性次元の発達に関する縦断的研究

青年心理学研究，３，10-19.

心理学研究，60，184-187．

Kox, W., & Hustinx, P．
（Eds.）（1990）. Schalenboek WIL-project 1991. Deel 2 : Schriftelijke vragenlijst jongeren
15-24 jaar [Scale-book WIL-project 1991. Part 2 : Written questionnaire adolescents ages 15-24]. Unpublished

宇都宮

真輝

43

manuscript, Utrecht University, Utrecht, The Netherlands.
Marcia, J. E.（1966）. Development and validation of ego identity status. Journal of Personality and Social
Psychology, 3, 551-558.
Marcia, J. E. & Friedman, M. L.（1970）. Ego identity status in college woman Journal of Personality, 38, 249-263.
宮下一博（1998）．青年の集団活動への関わり及び友人関係とアイデンティティ発達との関連

千葉大学教育学部研究紀要，46（１），27-34.
岡本祐子（1997）．中年からのアイデンティティ発達の心理学

ナカニシヤ出版

白石尚大・岡本祐子（2005）．大学生の意欲低下傾向とアイデンティティ発達，家族機能の関連性

青年心理学研究，

17，1-13．
白石尚大・岡本祐子（2006）．青年期のアイデンティティ発達と家族機能の関連性

広島大学大学院心理臨床教育研究センター紀要，５，52-66.
宗田直子・大澄紋子・岡本祐子（2011）．青年期のアイデンティティと家族機能，家族イメージとの関連係性」の視点から─

─「個」と「関日本発達心理学会第22回発表論文集，110.

田中健夫（2007）．大学生の相談事例からみた修学上の行き詰まりの様相鑪幹八郎（1994）．日本的自我のアモルファス構造と対人関係

青年心理学研究，19，33-50．

広島大学教育学部紀要

第一部（心理学），43，

175-181．
鶴田和美（2002）．大学生とアイデンティティ形成の問題

臨床心理学，２（６），725-730.

鶴田和美・杉村和美・津田均・古橋忠晃・田中伸明・李明憙・加藤大樹・船津静代・神村静恵・小川豊昭・鈴木國文（2007）．
名古屋大学における学修支援の現状と課題

名古屋大学学生相談総合センター紀要，７，3-13．

Watanabe, H., & Uchiyama, I.（2008）. Assessing identities of university students in Japan and the United States.
Psychologia, 51, 61-75.
渡邊ひとみ・内山伊知郎（2011）．独身勤労女性のライフコースと生活領域からみたアイデンティティとの関連
達心理学研究，22（２），189-199．

発