【論文】

大学生における自己教育力と Locus of control の関連 1）
The relationship between self-education andlocus of control among university students

山

本

真

菜

YAMAMOTO Mana
目次
1 ．問題
2 ．方法
参加者
手続き
質問票の構成3 ．結果
分析対象者
尺度の構造確認と信頼性の検討
性差と年齢差の検討
自己教育性尺度と内的―外的統制尺度の尺度得点間の相関
自己教育力と LOC の関連
4 ．考察
自己教育力と LOC の下位概念間の関連
性別での異同
年齢別での異同
本研究の限界と今後の課題（要旨）
自己教育力は学校教育や生涯学習において重要な特性であると考えられる。しかし，自己教育力に関するこれまでの研究では，認知特性の個人差についてあまり扱われていない。そこで本研究では，Locus of control を取り上げ，自己教育力との関係を検討した。質問票を用いて，参加者に自己教育性尺度（梶田，1985）と内的―外的統制尺度（水口，1985）に回答を求めた。
自己教育力の下位因子は，「自信・プライド・安定性」，「成長・発達性への志向」，「自己への対象化と統制」であり，Locus of control の下位因子は，「努力感の低さ」，「社会的無力感」，「刹那性」，「運好機志向」，「自己統制の欠如」であった。回帰分析の結果，内的統制傾向であるほど自己教育力が高いこと，下位概念間の関係性については性別と年齢別で異なることが示された。自己教育力と Locus of control の関係について考察した。
― 209 ―

『商学集志』第 90 巻第 1 号（’20.7）

大学生における自己教育力と Locus of control の関連

1．問

題を検討することを目的とする。
梶田（1985）は，自己教育力を構成する内自己教育とは「ある価値や目標に向かって，

容として，「成長・発展への志向」，「自己の自己の内部で葛藤を繰り返しながら自分自身

対象化と統制」，「学習の技能と基盤」，「自を高めようとする営み」であり，自己教育力

信・プライド・安定感」の 4 つを挙げている。

とは「自己教育へ向かわせる動因的力量」で梶田（1985）は，これらの概念の構造を次のあると定義されている（小山・河野・赤木・ように述べている。自己教育を行っていく上

加藤・別惣，1995）。

での基本的な志向性と，その志向性に沿って自己教育力は現代の人間の生涯学習におい自分自身を前進させていく力と，その前身のて重要である。その理由として，梶田（1985）

過程で道具的な意味を持つ学び方や基礎学力

は，次の 2 つを挙げている。1 つは，現代社と，そうしたすべてを一人の人格の中に落ち会は複雑で高度であり，その変化の速度は早着かせ，安定した土台の上に立って前進を可くなっているため，学校を卒業してからも誰能にする心理的基盤とで構成されている。自もが時代についていくために，また新しい仕

己教育力の各側面について詳しくみてみる

事のやり方を習得するために，絶えず学習をと，自己教育にとって第 1 に重要な意義を持続けなければならないためである。もう 1 つつ側面であるとされる「成長・発達への志向」

は，現代社会が豊かになり，多くの人々が時は，現在あるがままの自分の姿から脱皮して，間的経済的に自らの考えで使用可能な余裕を

少しでも優れた存在へ自分自身を引き上げて持つようになったため，その余裕を活用していくといった志向性を持つことである。具体

新たな学習課題に取り組み，生涯にわたって的には，自己の成長・発達に関わる感覚とそ

社会的，人間的な成長をはかっていくことがの認知面での現れといった「目標の感覚・意可能になったためである。

識」，そして，それらを支える情意的な基盤

大学教育においても，自己教育力を育成すとしての「達成・向上の意欲」という 2 つのるような授業形態が注目されている。国際化

視点から捉えることができる。第 2 の「自己や情報化による社会の変化により，学生が講への対象化と統制」は，自分自身の現状と可義を聞くだけの形よりも，問題解決の過程や能性，課題等を認識し，自分自身が選びとっ小集団による議論を取り入れることによってた方向へ自分自身が近づくように自分自身に能動的に授業に参加することを重視するアク働きかけるという構えと能力であり，具体的

ティブラーニングと呼ばれる学習形態が世には，「自己の認識と評価の力」と「自己統界的に注目されているのである（永田・林，制の力」という 2 つの視点から考えられる。

2016）。アクティブラーニングとは，「読解・第 3 の「学習の技能と基盤」は，学校教育で作文・討論・問題解決などの活動において分

直接的に形成される具体的な形での学力であ析・統合・評価のような高次思考課題を行う

り，これは「学び方の知識と技能」を身に着学習」と定義されている（Bonwell & Eison,

けるという視点から，また「基礎的な知識・1991; 永田・林，2016）。

理解・技能」をきちんと習得するという視点

以上で述べたように，自己教育力は生涯にから考えられる。第 4 の「自信・プライド・

わたって個人の学習に影響を与える要因であ

安定感」は，以上で述べた 3 側面を最も深いり，学校教育においても自己教育力を育成す

ところにおいて支えるものであり，長い見通るような能動的な学習形態が注目されていしをもって着実な努力を少しずつ積み重ねてる。本研究では，自己教育力を規定する要因

いくことができるためには，静かで落ち着い『商学集志』第 90 巻第 1 号（’20.7）― 210 ―

大学生における自己教育力と Locus of control の関連

た自分なりの自負と自信，そしてそれに支えを起こす必要がある。行動の生起には，自分られた心理的な安定性が不可欠であるとされにはその結果を生じさせることができるといている。梶田（1985）は，「学習の技能と基盤」

う期待が媒介しており，人々は自分の能力やを除いた「成長・発展への志向」，「自己の対努力によって「成功する」可能性があると認象化と統制」および「自信・プライド・安定

知しているからこそ何らかの行動を起こすの感」の 3 側面を含めた自己教育性尺度を作成であって，初めから自分が何をしても成功すしている。

る可能性がないと認知していればそもそも

これまで，自己教育力に関連する要因を検行動を起こさないのである。このような結討した研究には次のようなものがある。大学

果期待の認知特性として，Locus of Control

生においてレジリエンスの高群は低群に比べ（Rotter,1966; LOC）がある。LOC は，社会

自己教育力が高いこと（森・清水・石田・富的学習理論にその起源があり，社会的行動が永・Chok，2002），薬剤師の職務に関する不生起する可能性を予測するモデルの変数の 1

安感は自己教育力と負の相関関係があることつである。いくつかの生起可能な行動がある（平島・伊藤・道志・國井・井手口，2009），

とき，そのなかでもっとも強い可能性をもつ

一人配置の養護教諭において職務上困難感と行動を決定するものは，個人が置かれている

自己教育力との間に負の相関関係があり，自心理的事態と，そこで起こす行動に随伴して己教育力の高群は低群に比べ職務上困難感

強化が生起するだろうとの期待と，そのとが低いこと（石田・園田，2016），両親の養き得られる強化価値の 3 要素である（水口，育態度によって自己教育力に差があること

1985）。このなかでも「期待」はもっとも重（篠原・井上，1991），教師の経年的な経験にみをもつ要因であり，この期待は過去の経験

よって自己教育力に違いがあること（小山他，

から積み重ねられて形成されるものであり，

1995），心筋梗塞患者において支援形成が自その個人の経験によって内的統制方向か外的

己教育力を高めること，支援形成が自己教育統制方向かに分化される。このように，どの力を媒介して自己管理行動を高めること（花程度自分の行為が成功，失敗といった結果に田，2010）などが示されている。このように，影響するかという個人の信念が LOC である。

自己教育力に関連する要因として，性格特性

すなわち，ある行為の後に強化（例えば，成要因や環境要因は検討されているが，認知特功）がもたらされた場合に，この出来事が自性との関連はまだあまり検討されていない。

分の行為と無関連に起こった（例えば，運，

そこで，本研究では，自己教育力に関連する

偶然，運命，他者のおかげ）と考えるような認知特性として自己統制感に着目する。自己傾向を外的統制（external control）といい，統制感は，個人の学習を規定する要因である

この出来事が自分自身の行為，あるいは自分ことが示されており（e.g., Ghasemzadeh &の特性に随伴して生じたと考えるような傾向

Saadat, 2011; Hasan & Khalid, 2014; 速 水・を内的統制（internal control）という（水口，長谷川，1979），自己教育力との関連が予測

1985）。例えば，テストの点数が運などの自される。

分以外の力に左右されていると考える傾向が

自己統制感の統制に関する期待の位置，す

外的統制，自分の努力や能力の反映だと考え

なわち，物事の生起を自分の能力や努力に期る傾向は内的統制といえる。外的統制傾向の待するタイプかまたは幸運など自分以外の力

個人は，自分の努力や能力ではテストで良いに期待するタイプかの認知傾向がある。人が点数が得られるわけがないという信念が強いある結果を生じさせるには，そのための行動

ため，努力や能力には期待せず他力本願にな― 211 ―

『商学集志』第 90 巻第 1 号（’20.7）

大学生における自己教育力と Locus of control の関連

り，一方，内的統制傾向の個人は，自分の努帰属。経験を生かす行動様式。成功を自分の力や能力によってテストで良い点数が得られ能力や努力に期待。
」であり，外的統制型のるという信念が強いため，その達成に向けて傾向は「自己以外に責任帰属。運・チャンス

意欲的に取り組むことができる。

まかせの行動様式。運命論者。
」というものLOC は安定的な認知的特性と考えられてである。「社会的力量感」における内的統制

おり，測定尺度が開発されている（Rotter,型の傾向は「社会的な有能感。社会的影響を

1966; Mirels, 1970）。LOC の尺度は，一般的及ぼせる信念が強い。環境を支配する。逆境な尺度以外にも，子供用，学業用や健康用に強い。」であり，外的統制型の傾向は，「社など限定した対象や場面での測定尺度も開会的な無力感。社会的に弱小意識が強い。逆発されている（Nowicki & Strickland, 1973;

境に弱い。同調的。」というものである。

Trice, 1985; Wallston, Wallston, & Devellis,

LOC に 関 す る こ れ ま で の 研 究 で は， 外1978）
。Rotter（1966）の尺度は日本語版尺的統制傾向に比べ内的統制傾向の個人の方度も開発されており（例えば，水口，1985；

が，望ましい結果が得られることが示され

鎌原・樋口・清水，1982），水口（1985）のている。例えば，学業については，中学生

尺度では，下位因子として，
「努力観」
，
「刹

において内的統制傾向は望ましい学業成績

那性」，「自己統制」，「運好機志向」，「社会的を予測し（速水・長谷川，1979），大学生に努力感」の 5 つの因子があり，これらの合計

おいて内的統制傾向であるほど学業成績が得点が高いほど外的統制傾向であり合計得点

良く（Ghasemzadeh & Saadat, 2011; Hasanが低いほど内的統制傾向であることを示す。

& Khalid, 2014），内的統制傾向であるほど

水口（1985）は，下位因子ごとの認知傾向を

GPA が高く（Hasan & Khalid, 2014），大学

次のように説明している。
「努力観」におけ生において内的統制傾向の個人は外的統制傾る内的統制型の傾向は，「成功は努力による向の個人に比べ，学習能力が高く，学習に積という信念が強い。努力は社会的に認められ極的，効果的に取り組むこと（Özen-Kutanis,

るという信念が強い。努力は社会や人生で重Mesci, & Övdür, 2011）などが示されている。

要視。
」であり，外的統制型の傾向は「努力学業に限らない事柄についても，内的統制傾はむなしいという信念が強い。
労して効なし。

向であるほど課題の先延ばし行動がされにく

正直者は馬鹿をみる。やってもやらなくてもく（ 藤 田，2012; Janssen & Carton, 1999），

同じという意識。
」というものである。
「刹那

また，幼児期における内的統制傾向は成人期性」における内的統制型の傾向は「将来を展の健康や健康的習慣を予測すること（Gale,

望して行動する。計画的に行動する。堅実的

Batty & Deary, 2008），内的統制傾向であるな行動を好む。
」であり，外的統制型の傾向

ほど健康的行動が多く，不健康な症状が少なは「出たとこ勝負的に行動する。目先のこと

いこと（Ryon & Gleason, 2014）などが示さに価値をおく。極端な行動を好む。楽観的。
」

れている。

というものである。
「自己統制」における内以上の先行研究では，LOC が内的統制傾的統制型の傾向は「安定性がある。自立性が向の個人は外的統制傾向の個人に比べて望まある。自分に厳しい。忍耐性がある。
」
であり，

しい学習習慣や成績，さらに，学業に限らな外的統制型の傾向は「動揺しやすい。人当たい望ましい行動や結果が得られることが示さりがよい。他者依存の傾向が強い。度胸がなれている。しかし，このような関係についてい。
」というものである。
「運好機志向」におは LOC が直接的に望ましい行動や結果を予ける内的統制型の傾向は「自分の行為に責任測しているのではなく，自己教育力が媒介『商学集志』第 90 巻第 1 号（’20.7）― 212 ―

大学生における自己教育力と Locus of control の関連要因として存在している可能性が考えられを回収した。実施時間は，依頼，説明，回答る。そこで本研究では，自己統制感の統制にを含めて 20 分程度であった。

関する期待の位置についての認知特性である

調査は 2 回に分けて行われ，第 1 回目はLOC を取り上げ，望ましい行動や結果を生2018 年 6 月であり，第 2 回目は 2019 年 6 月

じさせると考えられる自己教育力に影響を与であった。2 回の調査は，同じ大学の同じ授えているかどうかを検討する。

業を履修していた参加者に対して行われたた本研究の目的め，2 つの参加者集団は等質であると考えら

本研究では，自己教育力を規定する認知特性として LOC を取り上げ，LOC が内的統制れる。
質問票の構成質問票は，以下の内容で構成されていた。

傾向であるほど自己教育力が高いと予測す

デモグラフィック変数

る。さらに，
自己教育力の下位概念である「成

参加者の氏名，所長・発達への志向」，「自己の対象化と統制」

属学科，学籍番号，年齢，性別の回答を求め

および「自信・プライド・安定感」と LOCた。なお，本調査は授業内容の理解促進のたの下位概念である「努力感」
，
「刹那性」
，
「自

めにも利用されたため，氏名，所属学科，学

己統制」，「運好機志向」および「社会的努力

籍番号の記入を求めたが，これらについては感」との関連も探索的に検討する。

研究での利用に関しては個人を特定できるよ
うな使用はしないことを教示した。

2．方

法

自己教育力

自己教育力を測定するために，自己教育性尺度（梶田，1985）に 7 件
参加者

法（1：全然そう思わない，2：余りそう思

大 学 生 116 名（ 男 性 64 名， 女 性 52 名；

わない，3：どちらかといえばそうは思わな

平 均 年 齢 20.09 歳（SD = 1.06 歳，range =い，4：どちらともいえない，5：どちらかと19-23 歳），年齢不明 10 名）が本研究の調査

いえばそう思う，6：かなりそう思う，7：全に参加した。

くそう思う）で回答を求めた。自己教育性尺

手続き度は全部で 30 項目であり，Ⅰ「成長・発達

授業時間内を利用して，以下の質問票に回性への志向（Self-Development）」，Ⅱ「自己答を求めた。調査者は，質問票を参加者に配への対象化と統制（Self-Competence）」，Ⅲ

布し，研究協力の任意性と個人情報は保護さ「自信・プライド・安定性（Self-Confidence）」

れることなどを質問票の表紙に明記し，口頭の 3 因子構造である。それぞれの因子はすべでも説明を行った。具体的には，調査への参て 10 項目で構成されている。なお，自己教

加は自由でありいかなる時点においても参加

育性尺度では，逆転項目が 10 項目設けられを取りやめることができ，参加を取りやめたている。

ことによって不利益が生じることは一切ない

下位因子ごとの質問項目は次の通りでこと，この調査で得られたデータは研究目的

あ る。 な お， 数 字 は 質 問 票 で の 提 示 順 序以外で使用することはなく結果は統計的に処を示す。Ⅰ「成長・発達性への志向（Self-

理され個人が特定されるような使用はしない

Development）」は，「1．将来，他人から尊敬こと，質問票への回答をもって調査への参加される人になりたいか。」，「4．自分の能力に同意したとみなすことを説明した。質問票を最大限に伸ばすよう，いろいろ努力したへの回答は，最後まで各自で進めるように教い。」，「7．たとえ認められなくても，自分の示をした。全員の回答が終わった後，質問票

目標に向かって努力したい。
」，「10．自分で― 213 ―

『商学集志』第 90 巻第 1 号（’20.7）

大学生における自己教育力と Locus of control の関連なければ，やれないことをやってみたい。
」，

分に生まれたい。
」，「27．今の自分に満足し「13．自分がやり始めたことは，最後までやている。」，「30．自分にも，いろいろ取り柄

り遂げたい。
」，「16．社会では良い仕事をし，があると思う。」の 10 項目である。
LOC

多くの人に認められたい。
」，「19．自分の希

LOC を測定するために，内的―外望をあくまでも貫こうとする。
」，「22．いっ的統制尺度（水口，1985）に 7 件法（1：全

たい何のために努力するのだろうかと，いや

然そう思わない，2：余りそう思わない，3：になることがある。
」（逆転項目），「25．ぼん

どちらかといえばそうは思わない，4：どち

やりと，何も考えずにすごしてしまうことがらともいえない，5：どちらかといえばそう多い。
」（逆転項目），「28．人の人生は，結局思う，6：かなりそう思う，7：全くそう思う）

偶然のことで決まると思う。
」（逆転項目）ので回答を求めた。内的―外的統制尺度は全部10 項目である。

で 30 項目であり，Ⅰ「努力感（Endeavor）」，

Ⅱ「 自 己 へ の 対 象 化 と 統 制（Self-

Ⅱ「刹那性（Momentary）」，Ⅲ「自己統制Competence）」は，「2．自分の良くないとこ感（Self-Control）」，Ⅳ「運好機志向（Luck

ろを自分で考え直すよう，いつも心がけてい

Expectation）」， Ⅴ「 社 会 的 力 量 感（Socialる。
」，「5．自分の考え，行動が批判されてもPotency）」の 5 因子構造である。それぞれ腹をたてない。
」，「8．自分の良いところ悪いの因子はすべて 6 項目で構成されている。な

ところは，よくわかっている。
」，「11．他人

お，内的―外的統制尺度には逆転項目は設けから欠点を指摘されると，自分でも考えてみられていない。

ようとする。」，「14．できるだけ自分を押さ

下位因子ごとの質問項目は次の通りであえて，他人に合わせようとしている。
」
，
「17．

る。Ⅰ「努力感（Endeavor）」は，「1．この腹がたっても，ひどいことを言ったりしない

世の中では，努力が無駄に終わってしまうこように注意している。
」，「20．疲れているととがかなり多い。」，「6．この世の中では努力

きには，何もしたくない。
」（逆転項目），「23．

に対して報いられることはごく稀である。」，

テレビを見たり遊んでしまって，計画どおり「11．努力や能力だけで物事がうまくいくとにいかないことが多い。
」（逆転項目），「26．

期待するのは単純すぎる。
」，「16．努力して

ちょっといやなことがあると，すぐに不機嫌もその成果がよい成績となって表れることはになる。
」（逆転項目），「29．いやになった時

ごく稀である。
」，「21．よいポストにつけるでも，もうちょっと，もうちょっとだけ，とか否かは，たまたま，その時その場に居合わ頑張る。
」の 10 項目である。

せたかどうかによる。
」，「26．この世の中で

Ⅲ「 自 信・ プ ラ イ ド・ 安 定 性（SelfConfidence）」は，「3．今のままの自分では，はまじめな者が余りにも報いられない。」の
6 項目である。
Ⅱ「刹那性（Momentary）」は，「2．人生いけないと思うことがある。
（逆転項目）」「6．
，
他の人に馬鹿にされるのは，
我慢できない。
」，

は成り行きに任せた方が，案外うまくいく。」，「9．時々，自分自身がいやになる。
」（逆転項「7．物事は運，不運にみまわれるから余り先目）「12．何をやっても，，駄目だと思う。
」（逆のことまで計画を立てても役にたたない。」，

転項目），「15．自分のことを，恥ずかしいと「12．厄介な問題に直面したとき，そのこと思うことがある。
」（逆転項目），「18．今の自について余り考えこまないのが賢いやり方分が幸福だと思う。
」，「21．自分のやっていだ。
」，「17．人生はなるようにしかならないることに，自信をもっている方だと思う。
」，

から，くよくよしてもはじまらない。」，「22．

「24．生まれ変わるとしたら，やはり今の自

遠い将来の成功を求めて苦労するよりも，現『商学集志』第 90 巻第 1 号（’20.7）― 214 ―

大学生における自己教育力と Locus of control の関連

在の生活を楽しく送った方がよい。
」
，
「27．

3．結

果

厄介なことを決断しなければならないとき，
丁か半かで決めると案外うまくいく。
」の 6

分析対象者
参加者 116 名について，自己教育性尺度と項目である。
Ⅲ「 自 己 統 制 感（Self-Control）
」 は，
「3．

内的―外的統制尺度の 2 つの尺度のうちどち

私は能力不足だと思い込んで物事をあきらめらか 1 つの尺度について全く回答していなてしまうことが多い。
」，「8．私はややもすれかった 23 名を以下の分析から除外し，93 名

ばいい加減に行動してしまうことが多い。
」，のデータを分析に用いた。したがって，有効「13．私はいつも統制されていなければ怠け

回答率は，80.17% であった。なお，分析かてしまうおそれがある。
」，「18．私は自分のら除外した 23 名のうち自己教育性尺度に回ことを自分で始末するのがにが手である。
」，

答していなかった参加者は 15 名，内的―外「23．私は物事にあきっぽい方である。
」
「28．
，

的統制尺度に回答していなかった参加者は 8

私は今でも自分の生き方についてはっきりし名であった。

た考えをもてないでいる。
」の 6 項目である。

自己教育性尺度において欠損値があった参Ⅳ「運好機志向（Luck Expectation）」は，

加者が 1 名いたが，欠損値は 1 項目のみであっ「4. 好むと好まざるとにかかわらず，人生でたため，当該尺度の平均値で置き換えた。そはチャンス（好機）とか幸運とかが重要な役の他の分析対象者については欠損値はなかっ

割を果たしている。
」，「9．願いごとがかなえた。

られるか否かは運，不運とかなり深い関係が分析に用いた 93 名の参加者の内訳は，男ある。」，「14．人生には“偶然”ということ

性 49 名，女性 44 名，平均年齢 20.07 歳（SDがあるから希望が持てる。
」，「19．運命を信= 1.06 歳，range = 19-23 歳；年齢不明 1 名）

じて生きなければ余りに夢がない。
」
，
「24．

であった。

人が不幸にあったとしたら，その人はその尺度の構造確認と信頼性の検討
天井効果とフロア効果の検討

ような運命にあったと考えるべきである。
」，

まず，尺度

「29．運の強い人は結局成功をおさめる。
」の内のある項目に対する反応が極端に偏ってい6 項目である。

る場合，その尺度項目は参加者の個人差を捉Ⅴ「社会的力量感（Social Potency）」は，

えていなかったと考えられるため，測定値が「5．その気になって頑張っても，この世は私上限に偏る天井効果と下限に偏るフロア効果

にとって余りにもままならない。
」
，
「10．自

を確認した。具体的には，各項目の平均値 +分の身に振りかかる問題に対して，私は余り

標準偏差の値が取り得る最高値（7 点）以上にも無力である。
」，「15．多くの人は自分での場合を天井効果として，各項目の平均値－はどうすることもできない境遇の犠牲者であ

標準偏差の値が取り得る最低値（1 点）以下

る。
」
「20．
，
私のやることは裏目にばかり出て，である場合をフロア効果とした。

ツイていないと思うことがしばしばある。
」，

その結果，自己教育性尺度の項目では，天「25．社会の仕組みが出来上がってしまって

井効果はみられなかったが，フロア効果が生いるので，私の力が生かされる余地は少な

じている項目が 2 項目みられた。それらは，い。」，「30．しばしば私は他人に利用されて「3．今のままの自分では，いけないと思うこいると思うことがある。
」の 6 項目である。

とがある。」（逆転項目）と「20．疲れている
ときは，何もしたくない。
」（逆転項目）の 2
項目であった。したがって，自己教育性尺度― 215 ―

『商学集志』第 90 巻第 1 号（’20.7）

大学生における自己教育力と Locus of control の関連については，この 2 項目を除いて以下の分析れる「19．自分の希望をあくまで貫こうとすを行った。内的―外的統制尺度の項目では，る。
」，「8．自分の良いところ悪いところは，

天井効果もフロア効果もみられなかった。

よくわかっている。
」，「22．いったい何のた

自己教育性尺度の因子分析

次に，自己教めに努力するのだろうかと，いやになること

育性尺度の因子構造を検討するために，先行がある。」（逆転項目）の 3 項目は，先行研究

研究と同様の 3 因子を指定し，28 項目につ（梶田，1985）では他の因子に含まれている

いて因子分析（主因子法，
プロマックス回転）が，「自信・プライド・安定」を表す項目とを行った（Table1）。その結果，どの因子に解釈できると考えた。第 2 因子は，「1．将来，

おいても因子負荷量が絶対値 .40 未満である

他人から尊敬されるような人になりたいか。」

項目が 6 項目みられた。それらは，「18．今などの項目が高い負荷量を示したため，「成の自分が幸福だと思う。
」，「23．テレビを見

長・発達性への志向」とした（5 項目）。こたり遊んでしまって，計画どおりにいかないの因子に含まれる「2．自分の良くないとこことが多い。」（逆転項目），「7．たとえ認めろを自分で考え直すよう，心がけている。」は，られなくても，自分の目標に向かって努力し先行研究（梶田，1985）では他の因子に含またい。」，「13．自分がやり始めたことは，最れているが，「成長・発達性への志向」を表後までやり遂げたい。
」，「28．人の人生は，す項目と解釈できると考えた。第 3 因子は，

結局偶然のことで決まると思う。
」（逆転項「17．腹がたっても，ひどいことを言ったり目），「14．できるだけ自分を押さえて，他人しないように注意している。」などの項目がに合わせようとしている。
」であった。この

高い負荷量を示したため，「自己への対象化

6 項目を除いた 22 項目について，再び因子と統制」とした（4 項目）。この因子に含ま分析（主因子法，プロマックス回転）を行っれる「6．他の人に馬鹿にされるのは，我慢た結果，どの因子においても因子負荷量ができない。」は先行研究（梶田，1985）では絶対値 .40 未満である項目が 2 項目みられた

他の因子に含まれているが，「自己への対象（「25．ぼんやりと，何も考えずにすごしてし化と統制」を表す項目と解釈できると考えた。

まうことが多い。
」（逆転項目），「29．いやに各下位因子の内的一貫性を確認するためなった時でも，もうちょっと，もうちょっとに，Cronbach のα係数を算出したところ，「自だけ，と頑張る。
」）。この 2 項目を除いた 20

信・プライド・安定性」はα = .835，「成長・項目について，再び因子分析（主因子法，プ

発達性への志向」はα = .759，「自己への対

リマックス回転）を行った結果，どの因子に象化と統制」はα =.621 であった。各下位因

おいても因子負荷量が絶対値 .40 未満である子において項目の平均値を算出し尺度得点と項目が 1 項目みられた（「11．他人から欠点し（Table2），さらに，本研究の因子分析のを指摘されると，自分でも考えてみようとす結果から，自己教育性尺度のうち 19 項目にる。
」）。この 1 項目を除いた 19 項目について，

おいて因子構造が確認されため，この 19 項

再び因子分析（主因子法，
プロマックス回転）目の合計値を自己教育力得点とした（α =を行った結果，先行研究と同様の 3 因子構造.752）
。これらの得点のα係数は概ね高い値が確認された。

であったため，これらの得点を以下の分析で第 1 因子は，「21．自分のやっていることに，自信をもっている方だと思う。
」などの項目使用した。なお，これらの得点は，値が高いほど自己教育力が高いことを示す。

が高い負荷量を示したため，「自信・プライド・安定性」とした（10 項目）。この因子に含ま『商学集志』第 90 巻第 1 号（’20.7）― 216 ―

大学生における自己教育力と Locus of control の関連
Table1. 自己教育性尺度の因子分析の結果（主因子法・プロマックス回転）― 217 ―

『商学集志』第 90 巻第 1 号（’20.7）

大学生における自己教育力と Locus of control の関連

内的―外的統制尺度の因子分析

内的―外

自分の身に振りかかる問題に対して，私は余的統制尺度の因子構造を検討するために，先りにも無力である。」などの項目が高い負荷

行研究と同様の 5 因子を指定し，30 項目に量を示したため，羽石他（1995）に基づき，「社

ついて因子分析（主因子法，プロマックス回会的無力感」とした（5 項目）。この因子に転）を行った（Table3）。その結果，どの因含まれる「3．私は能力不足だと思い込んで子においても因子負荷量が絶対値 .40 未満で物事をあきらめてしまうことが多い。」と「18．

ある項目が 6 項目みられた。それらは，「28．

私は自分のことを自分で始末するのがにが手

私は今でも自分の生き方についてはっきりしである。」の 2 項目は，水口（1985）では他た考えをもてないでいる。
」，「25．社会の仕の因子に含まれているが，「社会的無力感」

組みが出来上がってしまっているので，私のを表す項目と解釈できると考えた。第 3 因子力が生かされる余地は少ない。
」，「30．しばは，「27．厄介なことを決断しなければならしば私は他人に利用されていると思うことがないとき，丁か半かで決めると案外うまくいある。」，「26，この世の中ではまじめな者がく。」などの項目が高い負荷量を示したため，余りにも報いられない。
」，「24．人が不幸に「刹那性」とした（6 項目）。この因子に含まあったとしたら，その人はそのような運命にれる「19．運命を信じて生きなければ余りにあったと考えるべきである。
」「7．物事は運，，夢がない。」と「14．人生には“偶然”とい

不運にみまわれるから余り先のことまで計画

うことがあるから希望が持てる。
」の 2 項目を立てても役にたたない。
」であった。このは，水口（1985）では他の因子に含まれてい6 項目を除いた 24 項目について，再び因子るが，「刹那性」を表す項目と解釈できると分析（主因子法，プロマックス回転）を行っ考えた。第 4 因子は，「9．願いごとがかなえた結果，先行研究と同様の 5 因子構造が確認られるか否かは運，不運とかなり深い関係がされた。

ある。」などの項目が高い負荷量を示したた

第 1 因子は，「6．この世の中では努力に対め，「運好機志向」とした（6 項目）。この因して報いられることはごく稀である。
」など子に含まれる「21．よいポストにつけるか否の項目が高い負荷量を示したため，羽石・地

かは，たまたま，その時その場に居合わせた

代・外島・松田・渡辺（1995）に基づき，「努

かどうかによる。
」，「15．多くの人は自分で力感の低さ」とした（4 項目）。第 2 因子は，「10．

はどうすることもできない境遇の犠牲者であ『商学集志』第 90 巻第 1 号（’20.7）― 218 ―

大学生における自己教育力と Locus of control の関連
Table3. 内的―外的統制尺度の因子分析の結果（主因子法・プロマックス回転）― 219 ―

『商学集志』第 90 巻第 1 号（’20.7）

大学生における自己教育力と Locus of control の関連

る。」，「22．遠い将来の成功を求めて苦労す

性差と年齢差の検討

るよりも，現在の生活を楽しく送った方がよ

自己教育性尺度における自己教育力得点とい。」の 3 項目は，水口（1985）では他の因3 つの下位尺度得点，内的―外的統制尺度に子に含まれているが，「運好機志向」を表す

おける LOC 得点と 5 つの下位尺度得点につ項目と解釈できると考えた。第 5 因子は，
「8．

いて，性差と年齢差があるかどうかを検討し私はややもすればいい加減に行動してしまう

た。
尺度得点の性差ことが多い。」などの項目が高い負荷量を示

まず，性差について検討したため，羽石他（1995）に基づき，「自己するために t 検定を行ったところ，次のよう統制の欠如」とした（3 項目）。

な結果が得られた（Table4）。自己教育性尺各下位因子の内的一貫性を確認するため度については，自己教育力得点は，女性（M=に，Cronbach のα係数を算出したところ，83.57, SD= 12.20） に 比 べ 男 性（M= 89.06,「努力感の低さ」はα = .776，「社会的無力感」

SD= 12.61）の方が有意に高く（t（91）= 2.130,はα = .728，「刹那性」はα = .728，「運好

p = .036, d = .443），自己への対象化と統制機志向」はα = .694，「自己統制の欠如」は
α = .621 であった。各下位因子において項

得点は，女性（M= 3.99, SD= 1.19）に比べ目の平均値を算出し尺度得点とし（Table2），

かった（t（91）= 2.219, p = .029, d = .459 ­）。

さらに，本研究の因子分析の結果から，内的なお，自信・プライド・安定性得点と成長・―外的統制尺度のうち 24 項目において因子

発達性への志向得点については有意な差はみ構造が確認されたため，この 24 項目の合計

られなかった（t（91）= 1.513, p = .134, d =.315;

値を LOC 得点とした（α = .794）。これら

t（91）= 0.315, p = .753, d = .066）。

男性（M= 4.51, SD= 1.06）の方が有意に高の得点のα係数は概ね高い値であったため，

内的―外的統制尺度については，努力感

これらの得点を以下の分析で使用した。
なお，の低さ得点は，女性（M = 3.40, SD = 1.02）

これらの得点は，値が低いほど内的統制傾向に比べ男性（M = 3.94, SD = 1.42）の方がであり，値が高いほど外的統制傾向であるこ

有意に高く（t（86.81）= 2.125, p = .036, d =とを示す。

.438），運好機志向得点は，女性（M= 4.31,
SD= 0.95）に比べ男性（M = 4.65, SD = 0.99）
Table4.

『商学集志』第 90 巻第 1 号（’20.7）

性別の各得点の平均値と標準偏差（N ＝ 93）― 220 ―

大学生における自己教育力と Locus of control の関連の 方 が 高 い 傾 向 に あ っ た（t（91）= 1.666,

点：F（2, 81）= 0.926, p = .400, ηp2= .022；。なお，社会的無力感得
p = .099, d = .346）
点，刹那性得点，自己統制の欠如得点およ

運好機志向得点：F（2, 81）= 1.074, p = .347,
ηp2= .026；自己統制の欠如得点：F（2, 81）

び LOC 得点については有意な差はみられな= 0.797, p = .454, ηp2= .019；自己教育性得点：

かった（t（91）= -0.324, p = .747, d = -.068;

2
F（2, 81）= 1.387, p = .256, ηp = .033；自信・t（91）= 0.766, p = .446, d = .159; t（91）=0.772, p = .442, d = .161; t（91）= 1.631, p =プライド・安定性得点：F（2, 81）= 1.199, p= .307, ηp2= .029；成長・発達性への志向：.106, d = .340）。

2F（2, 81）= 0.602, p = .550, ηp = .015；自己尺度得点の年齢差

次に，年齢による差について検討するために分散分析を行ったへの対象化と統制得点：F（2, 81）= 2.081, p= .131, ηp2= .049）。

（Table5）。分析対象者の年齢の内訳は，19

自己教育性尺度と内的―外的統制尺度の尺度

歳が 34 名，20 歳が 29 名，21 歳が 21 名，22

得点間の相関歳が 5 名，23 歳が 3 名であった。22 歳と 23

自己教育性尺度の各尺度得点と内的―外的

歳は人数が少なく分析が難しいため 22 歳と統制尺度の各尺度得点について，相関分析を

23 歳の 8 名を除き，19 歳，20 歳，21 歳での行った（Table6）。

比較を行った。年齢不明が 1 名であったため，年齢差の分析対象者は 84 名であった。

その結果，自己教育力得点は，内的―外的統制尺度の LOC 得点，社会的無力感得点，

その結果，内的―外的統制尺度の努力感

自己統制の欠如得点との間に有意な負の相関の低さ得点について，年齢の主効果が有意であった（F（2, 81）= 3.794, p = .027, η p2=があり，刹那性得点との間に有意な正の相関.086）。Scheffe の多重比較を行ったところ，

点との間に有意な傾向の負の相関があったがあり，努力感の低さ得点，運好機志向得

21 歳（M= 4.23, SD= 1.25）は 20 歳（M= 3.29,（r = -.292, p = .005; r = -.575, p = .000; r =SD= 1.07）に比べ有意に努力感の低さ得点-.211, p = .042; r = .211, p = .042; r = -.196, pが高かった（p = .027）。

= .060; r = -.176, p = .091）。自己教育性尺度

なお，内的―外的統制尺度の他の尺度得点の自信・プライド・安定性得点は，内的―外と自己教育尺度の得点については有意な差は的統制尺度の LOC 得点，社会的無力感得点，みられなかった（LOC 得点：F（2, 81）= 1.858,
2
p = .163, ηp = .044；社会的無力感得点：F（2,

自己統制の欠如得点との間に有意な負の相関81）= 0.799, p = .453, ηp = .019；刹那性得の相関があった（r = -.282, p = .006; r = -.648,

2があり，刹那性得点との間に有意な傾向の正Table5. 年齢別の各得点の平均値と標準偏差（N ＝ 84）― 221 ―

『商学集志』第 90 巻第 1 号（’20.7）

大学生における自己教育力と Locus of control の関連

p = .000; r = -.214, p = .039; r = .178, p == .085, Adjusted R2 = .075, F（1, 91）= 8.484,.088）。自己教育性尺度の成長・発達性へのp = .005），LOC 得点が低いほど自己教育力

志向得点は，内的―外的統制尺度の刹那性得

得点が高いことが示された（β = -.292, t =点との間に有意な正の相関があり，運好機志-2.913, p = .005）。

向得点との間に有意な傾向の負の相関があっ

次に，内的―外的統制尺度の下位因子が自た（r = .207, p = .046; r = -.201, p = .054）。

己教育力尺度のどの下位因子に影響している

自己教育性尺度の自己への対象化と統制得点かを検討するために，内的―外的統制尺度のは，内的―外的統制尺度の尺度得点とは，有下位尺度得点である努力感の低さ，社会的無意な関係はみられなかった。

力感，刹那性，運好機志向，自己統制の欠如

なお，内的―外的統制尺度の下位尺度得を説明変数とし，自己教育力尺度の下位尺度点間においては，努力感の低さ得点と社会的得点である自信・プライド・安定感，成長・無力感得点（r = .236, p = .023），運好機志

発達性への志向，自己の対象化と統制のそれ

向得点（r = .415, p = .000），自己統制の欠ぞれを目的変数とした重回帰分析を行った

如得点（r = .226, p = .030）の間に有意な正（Table8）。

の相関がみられた。社会的無力感得点と運好

自信・プライド・安定性得点を目的変数

機志向得点（r = .298, p = 004）
，自己統制感とした重回帰分析では，モデルが有意であの欠如得点（r = .253, p = .015）の間に有意り（R2 = .455, Adjusted R2 = .424, F（5, 87）

な正の相関がみられた。刹那性得点と運好機= 14.555, p = .000），社会的無力感の主効果

志向得点（r = .307, p = .003）の間に有意なが有意であった（β = -.643, t = -7.419, p =正の相関がみられた。自己教育性尺度の下位.000）。社会的無力感得点が低いほど自身・

尺度得点間においては，自信・プライド・安プライド・安定性得点が高いことが示され定性得点と成長・発達性への志向得点の間にた。なお，努力感の低さ，刹那性，運好機志

有意傾向の正の相関がみられた（r = .184, p= .077）。

向，自己統制の欠如の主効果は有意ではな
かった（β = -.033, t = -0.370, p = .712; β

自己教育力と LOC の関連= .139, t = 1.639, p = .105; β = .090, t = 0.950,

LOC が自己教育力に与える影響を検討す

p = .345; β = -.074, t = -0.881, p = .381）。

るために，LOC 得点を説明変数，自己教育

成長・発達性への志向を目的変数とした力得点を目的変数として単回帰分析を行った

重回帰分析では，モデルが有意であり（R2 =（Table7）。その結果，
モデルが有意であり（R2.121, Adjusted R2 = .070, F（5, 87）= 2.385, p

Table6.

自己教育性尺度と内的―外的統制尺度の各得点間の相関係数『商学集志』第 90 巻第 1 号（’20.7）― 222 ―

大学生における自己教育力と Locus of control の関連= .045），刹那性と運好機志向の主効果が有意であった（β = .299, t = 2.769, p = .007; βと し た 単 回 帰 分 析 を 行 っ た（Table7）。 そ= -.289, t = -2.409, p = .018）。刹那性得点が2
Adjusted R = .107, F（1, 47）= 6.763, p =高いほど運好機志向得点が低いほど，成長・発達性への志向得点が高いことが示された。

.012），LOC 得 点 が 低 い ほ ど 自 己 教 育 力 得
点 が 高 い こ と が 示 さ れ た（ β = -.355, t =なお，努力感の低さ，社会的無力感，自己統-2.601, p = .012）。

の 結 果， モ デ ル が 有 意 で あ り（R2 = .126,

制の欠如の主効果は有意ではなかった（β =次に，内的―外的統制尺度の下位因子が自-.016, t = -0.141, p = .888; β = .014, t = 0.128,。
p = .899; β = -.007, t = -0.065, p = .948）

己教育性尺度のどの下位因子に影響している

自己への対象化と統制を目的変数とした重内的―外的統制尺度の下位尺度得点を説明変2

回帰分析では，モデルは有意ではなかった（R数として，自己教育性尺度の下位尺度得点そ= .029, Adjusted R2 = -.027, F（5, 87）= 0.516,

れぞれを目的変数とした重回帰分析を行っ。 努 力 感 の 低 さ， 社 会 的 無 力 感，
p = .763）

た（Table9）。その結果，自信・プライド・

刹那性，運好機志向，自己統制の欠如の主効

安定性を目的変数とした重回帰分析では，モ

果はすべて有意ではなかった（β = -.048, t

デルが有意であり（R2 = .478, Adjusted R2 == -0.400, p = .691; β = -.012, t = -0.106, p =.916; β = .047, t = 0.416, p = .678; β = -.101,.418, F（5, 43）= 7.887, p = .000），社会的無t = -0.797, p = .428; β = -.094, t = -0.835, p= -5.316, p = .000）。社会的無力感得点が低= .406）。

いほど自身・プライド・安定性得点が高いかを検討するために，男性参加者について，力感の主効果が有意であった（β = -.624, t

性別の LOC が自己教育力に与える影響

ことが示された。なお，その他の主効果はす以上で行った t 検定において，変数に性差がべて有意ではなかった。成長・発達性への志みられたため，性別での回帰分析を行った。

向を目的変数とした重回帰分析と自己への対

まず，男性参加者について，LOC 得点を象化と統制を目的変数とした重回帰分析で説明変数とし，自己教育力得点を目的変数

は，どちらもモデルは有意ではなかった（R2

Table7.

自己教育力を目的変数，LOC を説明変数とした回帰分析の標準化 β

Table8. 参加者全体における自己教育性尺度の各下位尺度得点を目的変数，
内的―外的統制尺度の下位尺度得点を説明変数とした重回帰分析の標準化 β（N ＝ 93）― 223 ―

『商学集志』第 90 巻第 1 号（’20.7）

大学生における自己教育力と Locus of control の関連= .106, Adjusted R2 = .002, F（5, 43）= 1.019,
22制を目的変数とした重回帰分析では，どちp = .419; R = .123, Adjusted R = .021, F（5,らもモデルは有意ではなかった（R2 = .185,43）= 1.201, p = .325）。

2
Adjusted R = .078, F（5, 38）= 1.724, p =次に，女性参加者についても同様の分析を行った。まず，LOC 得点を説明変数，自己.153; R2 = .118, Adjusted R2 = .002, F（5, 38）= 1.019, p = .420）。
年齢別の LOC が自己教育力に与える影響

教育力得点を目的変数とした単回帰分析を2行った結果（Table7），モデルが有意であり（R以上の分散分析で，変数に年齢差がみられ= .106, Adjusted R2 = .085, F（1, 42）= 4.981,

たため，19 歳，20 歳，21 歳の参加者別の分

p = .031），LOC 得点が低いほど，自己教育析を行った。19 歳の参加者についての分析

力得点が高いことが示された（β = -.326, tでは以下の結果が得られた。まず，LOC 得= -2.232, p = .031）。続いて，内的―外的統点を説明変数，自己教育力得点を目的変数と制尺度の下位尺度得点を説明変数，自己教育した単回帰分析では，モデルが有意であり性尺度の下位尺度得点それぞれを目的変数と（Table7; R2 = .180, Adjusted R2 = .154, F（1,した重回帰分析を行った（Table9）。その結32）= 7.011, p = .012），LOC 得点が低いほど，果，自信・プライド・安定性を目的変数とし自己教育力得点が高いことが示された（β =た重回帰分析では，モデルが有意であり（R2-.424, t = -2.648, p = .012）。続いて，内的―= .500, Adjusted R2 = .434, F（5, 38）= 7.596,

外的統制尺度の下位尺度得点を説明変数，自p = .000），社会的無力感と刹那性の主効果

己教育性尺度の下位尺度得点それぞれを目的が有意であった（β = -.525, t = -3.343, p =変数とした重回帰分析を行った（Table10）。

.002; β = .294, t = 2.185, p = .035）。社会的自信・プライド・安定感を目的変数とした無力感得点が低いほど，刹那性得点が高いほ重回帰分析では，モデルが有意であり（R2 =ど，自信・プライド・安定性得点が高いこと.486, Adjusted R2 = .395, F（5, 28）= 5.301, pが示された。成長・発達性への志向を目的変= .002），社会的無力感の主効果が有意であっ数とした重回帰分析と，自己への対象化と統た（β = -.602, t = -3.597, p = .001）。社会的

Table9. 性別の自己教育性尺度の各下位尺度得点を目的変数，
内的―外的統制尺度の下位尺度得点を説明変数とした重回帰分析の標準化 β（N ＝ 93）『商学集志』第 90 巻第 1 号（’20.7）― 224 ―

大学生における自己教育力と Locus of control の関連

無力感得点が低いほど自信・プライド・安定

説明変数，自己教育性尺度の下位尺度得点

感得点が高いことが示された。成長・発達性のそれぞれを目的変数とした重回帰分析をへの志向を目的変数とした重回帰分析，自己行った（Table10）。自信・プライド・安定への対象化と統制を目的変数とした重回帰分性を目的変数とした重回帰分析では，モデル

析では，どちらもモデルが有意ではなかったが有意であり（R2 = .531, Adjusted R2 = .429,

2

2（R = .104, Adjusted R = -.056, F（5, 28）=2

20.648, p = .664; R = .225, Adjusted R = .086,。
F（5, 28）= 1.622, p = .187）

F（5, 23）= 5.200, p = .002），社会的無力感，
刹那性の主効果が有意であった（β = -.484,
t = -2.559, p = .018; β = .352, t = 2.305, p =次に，20 歳の参加者について，同様の分.031）。社会的無力感得点が低いほど，刹那

析を行ったところ以下の結果が得られた。

性得点が高いほど，自信・プライド・安定性

LOC 得点を説明変数，自己教育力得点を目

得点が高いことが示された。成長・発達性へ的変数とした単回帰分析では，モデルが有の志向を目的変数とした重回帰分析，自己へ意であり（Table7; R2 = .222, Adjusted R2 =の対象化と統制を目的変数とした重回帰分析.193, F（1, 27）= 7.687, p = .010），LOC 得点では，どちらもモデルが有意ではなかった（R2が低いほど，自己教育力得点が高いことが示= .174, Adjusted R2 = -.005, F（5, 23）= 0.974,

された（β = -.471, t = -2.772, p = .010）。続

p = .455; R = .278, Adjusted R = .121, F（5,いて，内的―外的統制尺度の下位尺度得点を23）= 1.772, p = .159）。

2

2

Table10. 年齢別の自己教育性尺度の各下位尺度得点を目的変数，
内的―外的統制尺度の下位尺度得点を説明変数とした重回帰分析の標準化 β（N ＝ 84）― 225 ―

『商学集志』第 90 巻第 1 号（’20.7）

大学生における自己教育力と Locus of control の関連

次に，21 歳の参加者について，同様の分

LOC の下位概念との関連を検討した。その析を行ったところ以下の結果が得られた。

結果，参加者全体についての分析では，LOC

LOC 得点を目的変数，自己教育力得点を目

は自己教育力の自信・プライド・安定感と成的変数とした単回帰分析では，モデルが有長・発達性への志向という側面に影響を与え

2

意ではなかった（Table7; R = .001, Adjustedていることが示された。具体的には，LOC

R = -.052, F（1, 19）= 0.017, p = .899; β =の下位概念である社会的無力感が低いほど自.030, t = 0.129, p = .899）。 続 い て， 内 的 ―己教育力の自信・プライド・安定感が高く，

外的統制尺度の下位尺度の各得点を説明変

LOC の刹那性が高いほど運好機志向が低い

数，自己教育性尺度の下位尺度のそれぞれのほど，自己教育力の成長・発達性への志向が得点を目的変数とした重回帰分析を行った

高いことが示された。つまり，社会的影響を

2（Table10）。自信・プライド・安定性を目的及ぼすことができるという信念が高いほど変数とした重回帰分析では，モデルが有意（社会的無力感）自己教育力の自信・プライ

であり（R2 = .684, Adjusted R2 = .579, F（5,ド・安定性が高くなり，出たとこ勝負的に行15）= 6.505, p = .002），社会的無力感の主効

動し目先のことに価値をおくほど（刹那性），

果が有意であった（β = -.701, t = -4.296, p

成功を自分の能力や努力に期待するほど（運= .001）。社会的無力感得点が低いほど，自好機志向），自己教育力の成長・発達性への信・プライド・安定感得点が高いことが示さ志向が高くなることが示唆された。

れた。自己への対象化と統制を目的変数とし

本研究では，LOC が内的統制傾向である

た重回帰分析では，モデルが有意であり（R2ほど，自己教育力が高くなるという仮説を立= .592, Adjusted R2 = .456, F（5, 15）= 4.351,て，概ね仮説が支持される結果が得られたが，，刹那性の主効果が有意であった（β
p = .012）

LOC の下位概念である刹那性のみ，自己教= .614, t = 3.494, p = .003）。刹那性得点が高育力に対して他の下位概念とは逆の正の影響

いほど，自己の対象化と統制得点が高いことを示していた。予測とは逆に，刹那性が高いが示された。成長・発達性への志向を目的変

ほど，つまり目先のことに価値をおくほど，数とした重回帰分析では，モデルが有意では成長・発達性への志向が高いことが示された

なかった（R = .164, Adjusted R = -.115, F（5,のである。この結果から，遠い将来のことに

15）= 0.588, p = .709）。

価値をおくより，目先のことに価値をおいた

2

2

方が人の行動は強化されやすいため，刹那性
4．考察が高い個人は目先の小さな成長を多く経験し，その結果，成長・発達性への志向が高い

本研究では，自己教育力を規定する認知特という可能性が示唆される。しかし，このよ性として，LOC を取り上げて検討した。そうな結果が得られた理由として，尺度の妥当の結果，概ね予測通り LOC が内的統制傾向

性の問題も考えられる。本研究で使用した刹であるほど自己教育力が高いことが示され那性の測定項目が楽観性を測定していた可能た。本研究は，生涯学習や現代の大学教育に性が考えられるのである。楽観性は，「物事おいて求められる自己教育力に影響を与えるがうまく進み，悪いことよりも良いことが起認知特性のひとつを明らかにした点においてこるという信念を一般的にもつ傾向」と定義意義があるといえる。

されている（Scheier & Carver, 1985）。水口

自己教育力と LOC の下位概念間の関連（1985）の内的―外的統制尺度において刹那

本 研 究 で は， 自 己 教 育 力 の 下 位 概 念 と『商学集志』第 90 巻第 1 号（’20.7）

性を測定する項目は，“厄介なことを決断し― 226 ―

大学生における自己教育力と Locus of control の関連

なければならないとき，丁か半かで決めると年齢別での異同

案外うまくいく”，“人生は成り行きに任せた

年齢別での検討を行った結果，19 歳の参方が，案外うまくいく”などであり，これら加者と，20 歳の参加者においては，LOC がの項目は楽観性を測定していた可能性が考え

内的統制傾向であるほど自己教育力が高いこられる。楽観性は，精神的・身体的健康を促とが示された。しかし，21 歳の参加者にお進し（張・外山，2015），「困難な状況にさら

いては，有意な結果は得られなかった。

され，ネガティブな心理状態に陥っても重篤下位概念を含めた分析では，19 歳の参加な精神病理的な状態にはならない，あるいは者においては，LOC の社会的無力感が低い

回復できるという個人の心理面の弾力性」（無ほど自己教育力の自信・プライド・安定感が藤・森・遠藤・玉瀬，2004）と定義されるレ高いことが示された。20 歳の参加者においジリエンスの構成概念の 1 つであること（石ては，LOC の社会的無力感が低いほど，刹

毛・無藤，2005）が示されている。このよう那性が高いほど，自己教育力の自信・プライに，楽観性はポジティブな特性と関連していド・安定感が高いことが示された。21 歳のることが多くの研究で示されており，自己教参加者においては，LOC の社会的無力感が育力に対しても，正の影響を示した可能性が低いほど，自己教育力の自信・プライド・安考えられる。本研究で使用した尺度が楽観性

定感が高く，LOC の刹那性が高いほど，自を測定していたかどうかや，楽観性が自己教

己教育力の自己の対象化と統制が高いことが育力に正の影響を示すかどうかは今後の検討示された。

課題である。

以上の本研究の結果では，LOC 得点と自性別での異同

己教育力得点との単回帰分析において，19

性別での検討を行った結果，男性参加者に

歳と 20 歳の参加者については有意な結果がおいても女性参加者においても，LOC が内得られたが，21 歳の参加者については有意的統制傾向であるほど自己教育力が高いことな結果は得られなかった。このような結果が示された。

が得られた理由として，21 歳の参加者の下下位概念を含めた分析では，男性参加者に位概念を含む分析結果では，刹那性が強い

おいては，LOC の社会的無力感が低いほど影響力を示していたことが挙げられる。具

自己教育力の自信・プライド・安定感が高い

体的には，21 歳参加者の重回帰分析の結果という結果が得られた。女性参加者においてを見ると，刹那性のβの値は 0.614 であり，は，LOC の社会的無力感が低いほど，刹那

他の変数の値よりも大きな値を示している性が高いほど自己教育力の自信・プライド・（Table10）。参加者全体の分析と同様に，刹

安定感が高いことが示された。

那性のみ正の影響を示しているため，下位尺以上の結果から，性別によって，自己教育度得点の合計値である LOC 得点の自己教育力に影響を与える LOC の側面が異なること

力に対する影響力が相殺され，有意な値となが示された。具体的には，男性においては，らなかった可能性が考えられる。

社会的無力感のみが自己教育力の自信・プラ

分析結果から，19 歳の参加者では，LOC

イド・安定感に影響を与えていたが，女性にの社会的無力感のみが自己教育力の下位概念

おいては，社会的無力感の他に刹那性も自己に影響を与えているが，20 歳と 21 歳の参加

教育力の自信・プライド・安定感に影響を与者では，LOC の社会的無力感に加え，刹那

えていた。

性も自己教育力の下位概念に影響を与えていることが示された。このような結果が得られ― 227 ―

『商学集志』第 90 巻第 1 号（’20.7）

大学生における自己教育力と Locus of control の関連た理由として，大学生の年齢による経験の違概念のうち自己教育力に影響を与えている因いが考えられる。
挫折感，
絶望感やリアリティ

子が，性別や年齢別で異なることが示された。

ショックによって，自己教育力が低下するこ

どのようなメカニズムでこのような差異が生とが示唆されている（小山他，1995）。大学

じるのかを検討するために実証的研究を行う

生が就職活動を始める 20 歳以降の参加者は，必要がある。

リアリティショックを経験し，自己教育力が第 3 に，第 2 の点とも重なるが，本研究で低下していたのかもしれない。また，就職活は 19 歳，20 歳，21 歳 別 に 分 析 を 行 い，19

動だけでなく，大学生活を長く経験している

歳の参加者と 20 歳，21 歳の参加者で異なるほど大学での学びや多様な人々との人間関係結果が示された。この結果について，以上の等で挫折感．絶望感やリアリティショックを考察では就職活動の体験の有無による差であ経験する可能性が高くなると考えられる。本るという可能性を述べたが，本研究では参加

研究では，自己教育力得点について有意な年者の就職活動体験の有無を尋ねていないため

齢差は得られなかったが，平均値を比較する

実際に 20 歳と 21 歳の参加者が就職活動を体と，19 歳に比べ，
20 歳，
21 歳の得点が低くなっ験していたかどうかはわからない。大学生にている。このように，自己教育力が低下した

おける就職活動の体験は個人の認知に影響を際には，以上で述べた通り楽観性の内容を含与えうるものであると考えられるため，就職む刹那性が自己教育力に正の影響及ぼすのか

活動の体験の有無による検討を行う必要があもしれない。

ると考えられる。

本研究の限界と今後の課題

最後に，本研究は大学生を参加者として調最後に本研究の限界と今後の課題を 4 つ述査を行い，LOC が自己教育力に与える影響

べる。第 1 に，本研究では，LOC が自己教を検討したが，本研究の結果からも年代に育力に与える影響を回帰分析を用いて検討しよって自己教育力に影響を与える LOC の下たが，これらの因果関係は明確ではない。今

位概念の内容が変わる可能性が考えられる。

後は縦断的研究や実験的操作を用いた研究が今後は大学生以外の参加者についても検討す必要である。

る必要がある。

第 2 に，本研究の結果から，LOC の下位（注）1 ）本論文の作成にあたりご指導頂いた外島裕先生（日本大学商学部）に感謝申し上げます。

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