日本感性工学会論文誌 Vol.17 No.4 pp.453-463（2018）
doi: 10.5057/jjske.TJSKE-D-17-00075

原著論文

SD 法を用いた感性の測定における評価の階層性
̶ EPA 構造の評価性因子の多義性に注目して ̶
片平 建史，武藤 和仁，橋本 翔，飛谷 謙介，長田 典子
関西学院大学The Hierarchical Approach to the Semantic Differential Method– The Equivocality of “Evaluation” Factor in the EPA Structure –Kenji KATAHIRA, Kazuhito MUTO, Sho HASHIMOTO, Kensuke TOBITANI and Noriko NAGATA
Kwansei Gakuin University, 2-1 Gakuen, Sanda-shi, Hyogo 669-1337, Japan

Abstract : In this study, by proposing a model with a hierarchical relationship, we reconsidered the methodology utilizing the semantic
differential technique. The proposed approach divided the subjective evaluation into the evaluative aspect and descriptive aspect,and identified the former as the upper layer expressing the level of value and the latter as a lower layer expressing the level of semantics.
The subjective evaluation data was obtained in evaluation experiments measuring the value and semantics for the three-dimensional
objects. Based on the obtained data, the proposed model was examined to see whether it can reflect individual differences and theinfluences of evaluation contexts that have been conventionally been treated as errors. Results showed that the proposed model expressed
the influence of context and individual differences and suggested the need for a hierarchical approach beyond the framework of thesemantic differential method, such as the conventional EPA structure.
Keywords : Semantic differential method, Affective meaning, EPA structure, Hierarchical model

冷たい」といった対象の性質についての表現で構成される．

1. 緒 言活動性（Activity）因子と力量性（Potency）因子はともに対 象 の 性 質 に つ い て の 表 現 で 構 成 さ れ， 活 動 性 因 子 は

我々が事物に対して抱く印象やイメージは，感性研究の中「騒がしい−静かな」，「動的な−静的な」，「派手な−地味な」，でも中心的なトピックの一つである．印象やイメージを測定

力量性因子は「硬い−柔らかい」「鋭い−鈍い」「緊張した−

する代表的な研究は，Osgood ら［1］によって始められた．

緩んだ」などの形容詞対で表現される．

彼らは人がある刺激（コンセプト）への反応を形成するとき，それを仲立ちする過程として内的な表象による媒介過程が

EPA やそれに相当する構造は，感覚モダリティや刺激の種類を越えて見出されることが明らかにされてきており［3］，存在すると仮定した．そして，この媒介過程を「情緒的意味」

モダリティや対象領域の異なる刺激の分類や，色と形のようについての処理と捉えて，その働きを測定するために言語的に要素が複合した刺激に対する印象の定式化［4］に活用され反応に注目した［2］．この具体的な方法として開発されたのが，てきた．これらの 3 因子に関連した神経活動も明らかにされ反対の意味を持つ形容詞の対を用いた多くの尺度を用意し，てきており，Skrandies［5］は事象関連電位を用いた研究を通特定の評価対象を評定する SD（Semantic Differential）法でして，EPA の各因子に関連した反応を脳波の潜時の特徴としある．このようにして得られたデータは評価対象の情緒的意て捉えた．また，Kawachi ら［6］は fMRI を用いて，2 次元

味（印象）を表すものとなり，多くの評価対象についてのデーの線画を EPA の各因子に属する形容詞対で評価する際のタを収集して因子分析を行うことで印象の空間が検討される

脳活動を計測し，各因子に特有の賦活部位を見出した．

（広義ではここまでを含めて SD 法と定義される）．

一方で，EPA 構造が文化の違いを越えた印象空間の普遍的SD 法の特徴は少数の因子で印象の構造を表現できる点にな構造であるという Osgood らの当初の主張に対しては反論ある．例えば，SD 法では評価性因子，活動性因子，力量性因も行われてきた．岩下は多数の適用事例を通して，SD 法が子と解釈される 3 つの基本的な因子からなる構造が見出され

刺激−尺度−評価者の結びつきから影響を受けるものであることが多く，EPA 構造と呼ばれる．評価性（Evaluation）
因り，EPA 構造を安定的に得るためには特に評価者の違いに子は，「好き−嫌い」「良い−悪い」「美しい−醜い」といったよる影響を統制する必要があると述べている［7］．また，対象の価値に関する総合的な評価を表す形容詞対のほか，3 因子の構造が得られたとしても，尺度として用いられる評価語によっては EPA とは異なる因子の解釈がふさわしい場合も指摘される［8］．

評価を行う対象の種類（形態や色，音など）によって異なるが，「安定した−不安定な」「澄んだ−濁った」「暖かい−Received: 2017.07.31 / Accepted: 2018.05.30
J-STAGE Advance Published Date: 2018.07.27

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453

日本感性工学会論文誌 Vol.17 No.4

これらを踏まえると，知見の一般化に関して注意すべき点

このことがどのような問題を引き起こすかについては，総合が存在するものの，SD 法はある対象についての一般的な印的な評価と対象の性質の記述を区別してきた，いくつかの研

象の構造を概括するための有用な方法であると言える．

究領域の例が参考となる．

このように，SD 法は人々が抱く印象の大枠を把握するの自己心理学の分野では，「自分自身がどのようなものであに役立つ手法であるが，実用的な観点ではそこから得られるるか」というイメージの総体を自己概念と定義し，そのよう知見が必ずしも有効でない場合がある．ここでは，前出のにして把握される自己全体に対する評価的な態度を自尊心

EPA 構造を例にこの問題を確認したい．槙［9］はデザインへの活用という応用を考えたときに，EPA 構造そのものかと定義している．自尊心について James［11］が提案したら得られる手がかりに限界が存在することを指摘している．

自己概念を土台としながらも，願望とそれに対する充足の例えば，SD 法の基本的な手続きでは因子の直交性を仮定し評価という付加的な要因や処理の影響を受けて形成されるとたバリマックス回転が用いられるので，刺激の価値について考えられている．また，音楽心理学の分野では，音楽作品のの評価を含む評価性因子が他の因子と原理的に関連していな

特徴と音楽聴取を通じた人の反応の両方が感情に関わる言葉

いことになる．そのため，あるデザインの価値を高めようとを用いて測定され，しばしば混乱が生じていた．知覚されるするときに活動性因子や力量性因子との関連を論じることが感情と体験される感情の区別［12］が提案されて以降は両者できない．さらに，評価性因子が表現している価値が，そもの違いを前提とした研究が行われるようになり，悲しみのそも対象物の総合的な評価とは見なせない例も指摘されていようなネガティブな性質を持つ音楽への選好［13］や，そのる． 具 体 的 に は， 住 宅 照 明 の 印 象 評 価 を SD 法 で 行 う と媒介過程としての感情反応［14］など，研究の発展が促され「居心地の良さ」に代表される形で評価性が抽出されるが，ている．

公式では，自尊心は願望に対する実現の度合いで表現され，具体的な状況を加味した総合的な価値判断を別の指標で測定

この 2 つの研究領域の例では，評価対象が備える性質に関すると，評価性因子が必ずしも総合的な価値の高さと関連しする記述的な側面と，同じ対象に向けられた総合的な評価やないことが報告されている［9］．ここでは，総合的な評価を表

評価者の反応の側面が明確に区別されており，このことがすはずの評価性因子が，実際には特定の特徴を持った照明に両者の間を繋ぐ処理過程を考慮することを可能にしている．

よって喚起される「居心地の良さ」という印象によって構成さ

このような処理過程は SD 法で用いられる総合評価に関わるれていることが問題であると考えられる．これ以外にも以下形容詞群にも想定することができる．例えば，「美しい−醜い」のような問題も指摘できる．例えば，「安定な−不安定な」とは審美性に関する評価であるが，Leder ら［15］の美的評価

いう形容詞対は，音や 2 次元の形態［3］，3 次元の造形物体［10］の多層モデルに従えば，美的な評価は美的文脈や様式のの印象評価において評価性因子に含まれる形容詞対であり，情報など，評価対象の具体的な性質に関する情報の処理だ「安定な」が正の，「不安定な」が負の評価性に対応する．

けではない，より高次の処理に基づいて形成される．また，評価性が総合的な価値判断を表すとすれば，不安定な印象を「好きな−嫌いな」は感情反応の一つとして考えられ［16］，与える形状に対してはネガティブな評価が与えられると示唆「快い−不快な」と同様，評価対象に対する人間側の感情的されるが，個々の評価対象や評価者に注目した場合，不安定反応に媒介されて形成される評価である．EPA 構造におけるでありながら好まれる形状や，不安定な印象を与える対象に評価性の問題は，総合評価を対象の性質の記述と区別しないも価値を見出す個人の存在は否定できない．EPA 構造に立ことによって，これらの高次の判断や感情反応が生じる過程

脚するならば，こうした事例は例外として扱わざるを得ず，が考慮されないことにあるように考えられる．したがって，それ以上の解釈を行うことが困難である．

この問題を解決する方法として，対象の性質を記述する側面

以上のように，EPA 構造における，特に評価性因子に関わる問題は，デザインの改善に関して槙［9］が指摘した例以外にも，個人の嗜好に最適化した感性検索など感性工学的なと総合的な評価の側面とを分けて考えるための工夫が必要である．
このような区別自体は目新しいものではなく，Berlyne［17］応用を想定する際に，その知見を応用することを困難にしては美的評価の次元を整理し，「好ましさ」，「良さ」，「美しさ」，

いる．総合的な評価に関わる尺度が特定の因子に含まれる構「快さ」など総合評価に相当する評価の次元をヘドニック

造は，EPA のみならず SD 法の知見に広くみられることから，

トーンとして独立させた．また，SD 法を用いた先行研究で評価性因子に関する問題を整理し克服することができれば，も評価性因子の 2 つの側面が不可分のものではないことが示SD 法を用いた研究と応用の両面に寄与すると考えられる．

唆されている．行場ら［18］はドットパターンの評価因子とこのためには，評価性因子の問題が生じている理由を特定して 4 因子を見出したが，SD 法研究（例えば［3］）でしばしし，その対策を考えることが必要である．

ば評価性因子に含まれる「安定した−不安定な」が，評価性

上述の例から問題の原因を考えると，総合的な評価に関す因子から分離していた．同様の結果が絵画を対象としたる尺度が含まれる因子が得られたとき，その内容が明瞭性に

岡田・井上［19］でも得られており，評価性因子のうち対象

欠けるという点に集約される．より具体的に言えば，総合的の性質を記述する形容詞対が，全体評価を表す形容詞対と異な評価に関する表現と対象の性質に関する表現とが，同一のなる因子を構成していた．さらに，印象評価尺度の構成にお因子の中に混在することに起因しているように思われる．

いて，評価性因子の多義性を除く工夫を行った研究例も見ら454

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SD 法を用いた感性の測定における評価の階層性

れる［10，
20］．これらの研究は評価対象の物理的な特徴と関明らかにしたうえで（研究Ⅰ・Ⅱ），共分散構造分析を用い連付けることを想定して印象構造を検討しており，総合評価てパスモデルを構築し，印象と価値の関係性が個人や評価のに予想される個人差の大きさや，具体的な物理的特徴との関文脈によってどのように変化するかを調べた（研究Ⅲ）．

連性の多様さを理由として，対象の性質を記述する形容詞対のみで評価尺度を構成している．

評価対象としては 3 次元の造形物体を使用し，評価文脈の違いによる影響を検討することができるように，抽象的な造

さらに，感性のモデルとして階層構造を提案している研形物体と具体的な造形物体を使用した．抽象的な造形物体と究［21-23］においても，総合評価と対象の性質の記述は異は，特定の製品や制作物（車や食器）などを定めずに自由ななる階層に位置づけられている．これらの階層モデルでは，

形状表現を行ったものであった（図 3a）．一方の具体的な造評価対象の物理特性から最終的に総合的な評価が形成され形物体は，実際の使用文脈を想起させるために特定の製品る過程を多段階に分け，中間的な階層に対象の性質に関するジャンルを定めることと，抽象的な造形物体と同様に自由な

心理的な反応を配置している（図 1）．研究によって呼び方

形状表現を行えることの両方を満たす対象物として，ボトルは様々であるが，総合評価には「態度」，「嗜好」などの語がの形状を作成した（図 3b）．まず研究Ⅰでは，印象層の評価用いられる．本研究ではこの階層を「価値」の層と定義する．

構造を明らかにするために，筆者らが先行研究［10］におい

一方，対象の性質の記述にはイメージ，認知，感覚，心理的て作成した，総合的な評価に関わる形容詞対を除いた評価尺反応などの語が用いられる．本研究では，総合評価の側面が度を使用し，3 次元造形物体の印象評価実験を実施した．

除外されているという点で，この階層を狭義の「印象」の層

抽象的，具体的造形物体のそれぞれについて因子分析を実施と定義する．

し，対象の性質を記述する形容詞対のみで評価を行った場合

上述の考えを EPA 構造に適用すると，評価性因子におけに，どのような印象評価構造が得られるかを検証した．次に，る総合的な評価の側面と対象の性質を記述する側面を，図 2

研究Ⅱでは，価値層の評価構造を明らかにするための実験をのような階層構造として表現することができる．ここでは前行った．ここでは総合評価に関わる形容詞対のみで構成され者を評価的評価性と呼称して「価値」の層に，後者を記述的た評価尺度を構成し，3 次元造形物体の価値判断実験を実施

評価性として EPA 構造の他の 2 つの因子とともに「印象」した．研究Ⅰと同様に，2 種類の造形物体それぞれについての層に位置づける．このようなモデルを想定すれば，総合評

因子分析を実施し，価値層の評価構造を検討した．最後に，価である評価的評価性が印象構造の主要な因子とどのように研究Ⅲでは，研究Ⅰと研究Ⅱで得られた結果に基づいて，関連するかについて，価値層と印象層をつなぐパスの重みの印象層から価値層を説明する階層的モデルを構築した．共分点から検討することが可能である．また，個人や評価を行う

散構造分析を用いたパス解析により，平均データに基づいた文脈の違いによって総合評価を説明する印象の構成が異なるモデルの構造や評価文脈の影響を検討するとともに，個人をようなケースも，これらのパスの重みに影響を与える要因と一つの母集団とみなした多母集団同時解析を行うことで，して把握することが可能となる．

階層的に表現された評価構造の個人差を検討した．

本研究は，この階層的な枠組みに基づいて実際に主観評価
データを取得し，個人や評価を行う文脈の差による評価構造の違いがどのように階層的なモデルとして表現できるかを探索的に検討した．具体的には，印象層と価値層の評価構造を同一の評価対象を用いた個別の評価実験によりそれぞれ（a）抽象的な 3 次元造形物体

図1

感性の階層モデル（b）具体的な 3 次元造形物体
図2

感性評価の階層構造

図3

刺激として用いた 3 次元造形物体の例

455

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2. 研究Ⅰ：印象評価実験（3）手続き印象評価実験は，関西学院大学理工学部の心理実験室で実施された．実験には，実験刺激提示用のディス2.1 目 的プレイ（EIZO CG246）と，実験参加者が回答を行う実験

本研究の目的は，3 次元の造形物体に対する印象の主要なプログラムの画面を表示するためのディスプレイ（iiyama

因子を抽出することである．このため，3 次元造形物体を刺XB2783HSU）を使用した．実験時は実験室の照明環境を暗激とした印象評価実験を実施し，取得したデータに対して因室の状態とした．

子分析を適用した．

実験参加者は実験室内に設置された椅子に着席し，デスクに備え付けられたディスプレイにループ再生で表示された映2.2 方 法像刺激を観察して印象評価を行った．このとき，実験参加者（1）実験参加者 関西学院大学の学生 12 名（男性 5 名，女性によって観察時の視角が異なることのないよう，視距離が統7 名）が参加した．

一された．実験に使用した機材を用いた事前の調査により，

本実験では，抽象的な 3 次元造形物体 90 個と，刺激の観察や反応を無理のない姿勢で行える距離（76 cm）

ボトルを想定した具体的な 3 次元造形物体 90 個を評価対象を測定し，全ての実験参加者においてこの距離を適用した．

とした．抽象的な 3 次元造形物体は，片平ら［10］で使用さ印象評価の手順は次の通りである．実験参加者はランダムなれた 3 次元造形物体から採用した．これらの造形物体は，順序で提示される映像刺激を観察し，18 個の形容詞対を用い

金沢美術工芸大学のデザイン科学生の協力のもと，様々なて印象を評価した．各形容詞対に対する評価は 7 件法で回答

3 次元の造形物に広く適用可能な知見が得られるよう，多様な形状表現を備えた抽象的な 3 次元造形物体として制作されたものであった．具体的な 3 次元造形物体は，ボトルという特定の対象物を想定した上で，抽象的な 3 次元造形物

され，中央に「どちらでもない（0）」をとり，左右の両端に体と同様に多様な形状表現を行うという条件の下，プロのプログラム用のディスプレイに表示された回答画面のボタン

デザイナーに依頼して新規に制作した．前者は制作者であを選択して回答を行った．

（2）素材

向かって「やや（1 / -1）」，「かなり（2 / -2）」，「非常に（3 / -3）」の 3 段階が設けられた．印象評価は実験プログラムに回答を入力する形式で行われ，実験参加者はマウスを用いて，実験る学生らの演習授業の一環として制作され，スタイロフォー
ム（ダウ化工製）を用いた実物体として作成された．一方，後者については，依頼条件を満たすのに適した制作手法であることや，将来的な研究における活用の可能性を考慮し，

2.3 結果と考察
抽象的な 3 次元造形物体の 90 個の刺激について，印象評
価実験で得られた 12 名分の評定データの平均を 18 項目の3 次元の CG として作成された．
これらの 3 次元造形物体に対して印象評価を行う状況を考えたとき，2 次元の形態刺激とは異なって，造形物体をどの

形容詞対ごとに算出した．得られた平均データに対して，方向から観察するかによって形成される印象が異なることが固有値が 1.0 以上の因子を採用した．分析には統計ソフト

予想された．そこで，全ての実験参加者が造形物体を同じを作成して映像刺激として用いた．実物体である抽象的な

IBM SPSS Statistics 23 を使用した．
因子分析の結果，固有値が 1.0 より大きい因子が 3 つ抽出され，累積寄与率は 80.5% であった．因子分析によって得られた，各形容詞対の因子負荷行列を表 1 に示す．第 1 因子

3 次元造形物体については，画角や照明の入射角度が統一さ

は「柔らかい−硬い」，「緩んだ−緊張した」，「弱い−強い」れた環境を構築し，ターンテーブル上で回転する造形物体のなどの形容詞対で因子負荷量の絶対値が高いことから，映像を撮影した．色の影響を除くため，映像にはグレース

EPA 構造における力量性因子に相当すると解釈できる．

ケール化の処理を施した．CG として作成された具体的な負荷量の符号から判断すると，正の方向が「柔らかい」，

3 次元造形物体については，3D レンダリングソフト KeyShot「緩んだ」，「弱い」などを表し，負の方向がこれらと対になるを使用して，抽象的な造形物体と同様に，回転する造形物体

印象を表している．
「活発な−不活発な」，「陽気な−陰気な」，の動画を作成した．

「派手な−地味な」の因子負荷量が高い第 2 因子は活動性条件で観察でき，かつ各造形物体の 3 次元的な形状が多方向から十分に観察されるよう，3 次元造形物体が回転する動画

主因子法とバリマックス回転による因子分析を実行した．
因 子 数 の 決 定 に つ い て は Kaiser-Guttman 基 準 を 適 用 し，また，印象評価を行う際の評価尺度として，片平ら［10］因子，「健康的な−不健康な」，「規則的な−不規則的な」，で用いられた 18 個の形容詞対を使用した（表 1 を参照）．

「安定した−不安定な」の因子負荷量が高い第 3 因子は均整

この尺度で用いられた形容詞対は従来の SD 法研究から選定性因子と解釈され，正の方向が前者では「活発な」，「陽気な」，

されたものであるが，形容詞対の選出にあたり，対象の総合「派手な」，後者では「健康的な」，「規則的な」，「安定した」

的な評価を測定する「好き−嫌い」などの嗜好や審美性に関の印象に対応する．このうち均整性因子には，EPA 構造にわる形容詞対を含めていない．本研究はこれらの評価を価値おいて評価性因子を構成する形容詞対のうち，対象の性質をの階層として別に測定し，印象の階層との関係を検討するこ

記述するものが属している．このことから，従来の評価性因とを目的としているので，ここで採用された尺度は本研究で子から総合評価の側面を除外した，図 2 中の記述的評価性に使用するのに適切なものであった．

相当する因子を構成していると解釈することができる．

456

日本感性工学会論文誌 Vol.17 No.4

SD 法を用いた感性の測定における評価の階層性

なお，抽象的な 3 次元造形物体で得られた因子構造は，抽象的な造形物体と具体的な造形物体について得られた

本研究と同じ刺激と尺度を使用し，同じグループ（関西学院

2 つの印象構造の一貫性を確認するために，Tucker の一致係数（Congruence Coefficient：CC）［24］を求めた．CC は-1 から 1 までの値をとり，1 に近いほど 2 つの負荷行列が類似しているとみなす指標である［25］．2 つの因子負荷行列の CC を算出したところ 0.97 と高い値を示し，抽象的な造形

大学の学生）から抽出した別の参加者を対象とした研究［10］とよく対応していた．このことから，本研究の印象評価結果
は一般大学生のグループを対象としたデータとして，一定の信頼性を備えたものであったと考えられる．
具体的な 3 次元造形物体についても，90 個の刺激について
12 名分の評定の平均データを算出して因子分析を行った．ここでは，抽象的 3 次元造形物体における因子負荷行列をターゲッ

物体と具体的な造形物体で共通した因子構造が得られたことトとして，主因子法と直交プロクラステス回転を用いた因子分析

総合評価に関わるものを除外し，対象の性質の記述に限定しを行った．分析にはエクセル上で動作する統計分析用プログラ

た狭義の印象を評価した場合に，3 次元の形態の評価構造としムである HAD15.0 を使用した．得られた結果を表 2 に示す．

て EPA 構造と類似した 3 因子構造が得られることが明らかとを確認した．
これらの結果から，SD 法で用いられてきた形容詞対からなった．また，この構造は抽象的な造形物体とボトルという
表1

抽象的な 3 次元造形物体の印象評価の因子構造
形容詞対

力量性

活動性

均整性

柔らかい−硬い

.933
.890
.886
-.847
.844
.768
-.658
-.375
-.021
-.515
-.165
-.378
-.383
.222
.102
-.150
-.081
.208
32.0

.219
-.161
-.011
.253
-.027
-.360
.544
.833
.804
.781
.771
.748
-.592
.583
-.138
.010
-.384
-.550

.016
.049
-.109
.274
.405
.116
-.455
-.263
.037
-.238
-.484
-.413
.185
.442
.899
.893
.781
.679
21.7

緩んだ−緊張した
弱い−強い
はっきりした−ぼんやりした
なめらかな−粗い
鈍い−鋭い
はげしい−おだやかな活発な−不活発な
陽気な−陰気な派手な−地味な動的な−静的な賑やかな−静かな重い−軽い繊細な−武骨な健康的な−不健康な
規則的な不規則的な
安定した−不安定な
まとまった−ばらばらな
寄与率

表2

26.8

具体的な 3 次元造形物体の印象評価の因子構造

具体的な製品を意図した造形物体との間でよく一致しており，3 次元の形態に共通の印象構造である可能性を示唆する．

3. 研究Ⅱ：価値判断実験
3.1 目 的
本研究の目的は，3 次元の造形物体に対する総合的な評価である価値を測定するための尺度を構成し，抽象的，具体的

3 次元造形物体の各刺激についての価値評価のデータを収集して評価構造を検討することである．このため，研究Ⅰで用いた 3 次元造形物体を刺激とした価値判断実験を実施し，取得したデータをもとに価値の構造を検討した．

3.2 方 法（1）実験参加者

研究Ⅰに参加した関西学院大学の学生のうち 8 名（男性 3 名，女性 5 名）が参加した．
（2）素材

研究Ⅰで使用したのと同じ，抽象的な 3 次元造形

物体 90 個と，ボトルを想定した具体的な 3 次元造形物体 90 個を評価対象とした．具体的な実験刺激としては，研究Ⅰで作成した 3 次元造形物体が回転する映像刺激を用いた．

形容詞対

力量性

活動性

均整性

また，価値判断を行うための評価尺度として，5 項目の

なめらかな−粗い

.878
.876
.874
.819
-.814
.753
-.183
-.404
-.064
-.274
.011
-.261
.094
-.599
-.268
-.140
.255
.137
43.9

-.026
.344
-.191
.099
.176
-.285
.807
.798
.779
.758
.750
-.709
.646
.620
-.155
-.353
-.562
-.421

.287
-.096
.058
-.230
.139
.022
-.471
-.252
-.521
-.454
-.112
.243
.199
-.413
.887
.714
.628
.598
9.0

形容詞対を用いた．これらの 5 項目の形容詞対の選出プロセ

柔らかい−硬い
緩んだ−緊張した
弱い−強い
はっきりした−ぼんやりした
鈍い−鋭い
活発な−不活発な
派手な−地味な動的な−静的な賑やかな−静かな陽気な−陰気な重い−軽い
繊細な−武骨なはげしい−おだやかな
規則的な不規則的な
安定した−不安定な
まとまった−ばらばらな
健康的な−不健康な
寄与率

26.9

スは以下の通りであった．まず，価値判断に関連する表現として，SD 法の先行研究において特に総合評価を表すと考えられる形容詞対，Berlyne のヘドニックトーンに含まれる尺度，感性の階層モデルを扱う先行研究で階層の最上位に位置づけられている，総合評価あるいは態度などを構成する表現を収集した．収集した表現を参考に，価値層を表現する
形容詞対として「好き−嫌い」，「魅力的な−非魅力的な」，「美しい−醜い」，「良い−悪い」，「快い−不快な」の 5 つを選出した．
（3）手続き

価値判断実験は，研究Ⅰと同じく関西学院大

学理工学部の心理実験室で実施され，機材は研究Ⅰと同じものが使用された．実験の手続きも研究Ⅰと同様であった．
実験参加者は実験室内に設置された椅子に着席し，ディスプ
レイにループ再生で表示された刺激映像を観察して，価値判断のための 5 個の形容詞対を用いて刺激を評価した．

457

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表3

抽象的な 3 次元造形物体の価値判断の因子構造
形容詞対

好感

好き−嫌い

.981

良い−悪い

.973

美しい−醜い.957

快い−不快な.949

魅力的な−非魅力的な

.908

寄与率

91.0

図4

パス解析のモデル

個人差や状況による差を検討することであった．まず，研究Ⅰ
表4

具体的な 3 次元造形物体の価値判断の因子構造
形容詞対

好感

好き−嫌い

.979

良い−悪い

.972

美しい−醜い.929

快い−不快な.900

魅力的な−非魅力的な

.818

寄与率

84.9

と研究Ⅱで得られた結果を利用して，共分散構造分析によって平均モデルを構築した．次に，個人ごとのモデルの違いを検討するために，個人を 1 つの集団とみなして多母集団同時解析を行った．また，これらの分析を抽象的，具体的のそれ
ぞれの 3 次元造形物体について実施し，評価文脈の違いによる評価構造の差を検討した．

4.2 方 法（1）素材

本研究における全ての分析は，研究Ⅰと研究Ⅱで実施された印象評価実験と価値判断実験で得られた評価

3.3 結果と考察
抽象的な 3 次元造形物体の 90 個の刺激について，価値判
断実験で得られた 8 名分の評定データの平均を 5 項目の形容（2）手続き詞対ごとに算出した．得られた平均データを用いて，主因は，研究Ⅰと研究Ⅱの因子分析（全ての実験参加者の平均子法とバリマックス回転による因子分析を実行した．因子

データに基づく）で各刺激について算出された因子得点を数の決定については Kaiser-Guttman 基準を適用し，固有値データとして実施した．すなわち，各刺激は印象の 3 因子のが 1.0 以 上 の 因 子 を 採 用 し た． 分 析 に は 統 計 ソ フ ト IBM

因子得点と，価値の 1 因子の因子得点を持っていた．これら

SPSS Statistics 23 を使用した．
因子分析の結果，固有値が 1.0 より大きい因子が 1 つ抽出され，累積寄与率は 91.0% であった．各形容詞対の因子負荷行列を表 3 に示す．因子負荷量はいずれの形容詞対においても 0.8 以上の高い値を取っており，総合的な評価を表していを観測変数として，図 4 に示す通り，印象の 3 因子の因子得るものと解釈した．特に「好き−嫌い」の形容詞対で最も高ら各形状の因子得点を算出した．これにより，各刺激に対応すい因子負荷量が得られたことから，「好感」因子と命名した．

る印象 3 因子，価値 1 因子の因子得点が個人ごとに得られた．

具体的な 3 次元造形物体についても，因子分析の結果 1 つ

これらをデータとして，平均モデルの構築で得られたモデルの因子が抽出され，累積寄与率は 84.9% であった．各形容に基づく，各個人を母集団とした共分散構造分析を行った．

詞対の因子負荷行列（表 4）に示されるように，抽象的な造以上の分析は，抽象的な造形物体と具体的な造形物体の形物体とよく一致した因子構造が見出されており，同様に「好データそれぞれについて実施した．なお，分析は IBM SPSS感」因子と命名した．

Amos 23 を用いて実行した．

データ，およびそれらに対する因子分析の結果得られたデータに基づいて実施された．
平均モデルを構築するための共分散構造分析

点が価値の 1 因子の因子得点を説明するパスモデルを仮定
し，共分散構造分析を実施した．
個人ごとのモデルの検討では，研究Ⅰと研究Ⅱの因子分析で得られた因子得点係数を用いて，個人ごとの評価データか結果より，SD 法で用いられてきた形容詞対から総合評価に関わるものを抽出し，価値判断を行ったところ，これら

4.3 結果と考察の形容詞対によって対象への全体的な好感を表すと解釈さ

平均モデルについての共分散構造分析の結果，抽象的なれる 1 因子構造が得られた．また，この構造は抽象的な造形

造形物体におけるモデル（図 5）の適合度は GFI＝1.000，カイ

物体と具体的な製品を意図した造形物体との間でよく一致二乗値は 0.040 となり非有意（p＝.988）であった．具体的なしていた．

造形物体におけるモデル（図 6）の適合度は GFI＝.999，カイ
二乗値は 0.236 となり非有意（p＝.972）となり，いずれも

4. 研究Ⅲ：3 次元造形物体の評価構造の階層的検討

データとの適合は良好であった．

4.1 目 的への係数が有意であり，パス係数は 0.86 と高い値を示した．

抽象的な造形物体では，均整性因子得点から好感因子得点
本研究の目的は，印象と価値の階層的なモデルを用いて，一方，活動性因子，力量性因子の各得点は好感の因子得点へ

3 次元の造形物体に対する主観的な評価の構造を記述し，のパスが有意ではなかった．したがって，印象のなかでも458

日本感性工学会論文誌 Vol.17 No.4

SD 法を用いた感性の測定における評価の階層性

であり，6 名で有意となった．カイ二乗検定の結果からモデ
ルのデータへの適合が確認できなかったが，GFI で比較的良好な数値が得られていることから，得られたモデルに基づいて考察を行う．
平均モデルと異なり，個人ごとのモデルでは好感因子得点
へのパスが均整性因子得点だけでなく活動性因子得点や力量＊＊ : p < .01

図 5 抽象的な 3 次元造形物体における平均の評価データに基づくパスモデル

性因子得点においても有意となる例が見られた．抽象的な造形物体では，均整性因子得点から好感因子得点への係数がいずれの個人でも有意であったが，係数は 0.23 から 0.77 の範囲であり平均モデルより低かった．一方，平均モデルでは見られなかった活動性因子得点，力量性因子得点からのパスが有意となる個人が存在し，1 名では低い活動性（「不活発な」，「地味な」など）が好感を説明し，3 名では低い力量性（「硬い」，「緊張した」など）が好感を説明した．平均モデルからの乖離から検討すると，印象から好感へのパス係数が均整性は 5 名，
活動性は 1 名，力量性は 3 名で平均モデルとは有意に異なっ＊＊ : p < .01

図 6 具体的な 3 次元造形物体における平均の評価データに基づくパスモデル

た（図 7 中の二重線で示されたパス係数）．具体的な造形物体
では均整性から好感への影響の低下がより顕著であり，この因子得点が好感因子得点を有意に説明する個人は 4 名と全体の半数であった．一方，活動性因子得点から好感因子得点へ

均整性の高さ，すなわち「規則的な」，「安定した」といったのパスが有意となる個人が 3 名，力量性因子得点からのパス

印象が最終的な好感の大部分を規定していることが明らかとが有意となる個人が 1 名見られた．平均モデルからの乖離のなった．具体的な造形物体では，均整性因子得点から好感因

点では，パス係数が均整性は 5 名，活動性は 2 名，力量性は子得点への係数が有意であったが，パス係数は 0.50 に低下

1 名で平均モデルと有意に異なった（図 8 中の二重線で示さした．また，活動性因子得点から好感因子得点へのパスがれたパス係数）．

有意となり，そのパス係数は -.25 であった．したがって，

個人ごとの共分散構造分析の結果は，抽象的と具体的の

具体的な造形物体に対する好感は，均整性の高さだけでな

3 次元造形物体いずれにおいても，個人によって異なる評価

く，低い活動性，すなわち「不活発な」，「地味な」といった構造が形成されていることを明らかにした．全体として，印象からも影響を受けていることがわかった．

印象層の均整性と価値層の好感との関連が平均モデルよりも共分散構造分析の結果，全ての実験参加者の平均の評価
データに基づくモデルを構築した場合には，抽象的な 3 次元

弱くなっており，活動性や力量性が好感と有意に関連する個人が存在していた．

造形物体と具体的な 3 次元造形物体のいずれにおいても，研究Ⅲでは共分散構造分析を用いて，印象と価値の階層的価値層の好感因子と印象層の均整性因子とが最も強く関連な枠組みのもとで 3 次元の造形物体に対する評価の構造を検することが明らかになった．一方で，好感因子と印象層の討した．結果より，抽象的な造形物体の平均モデルにおいて，3 因子が関連するパターンには抽象的，具体的造形物体の間均整性の高さのみが好感と強く関連する評価構造が得られた．

で差が見られた．抽象的な造形物体では専ら均整性の高さに均整性因子を構成した形容詞対は，EPA 構造の評価性因子を

よって好感が説明されたが，具体的な造形物体では活動性のはじめとして，SD 法の知見において好感因子に属する形容詞

低さが弱いながらも好感を有意に説明していた．この評価対とともに一つの因子を構成することが多い．したがって，構造の違いが生じた一つの要因として，具体的な造形物体

ここでは階層性を考慮しない従来の SD 法と同様の評価構造がに付与されたボトルという情報から想起された使用文脈の得られたと言える．一方で，ボトルという製品としての評価影響が考えられる．活動性の高い刺激には形状として複雑文脈が与えられた具体的な造形物体では，好感が活動性ともなものが多く含まれていたため，実際に手に取って使用す

関連しており，評価の際に想定される状況の違いが異なったるというボトルの使用文脈が与えられたことで，この特徴

評価構造を導くことが明らかとなった．また，個人のモデルが使用感を損ねるものとして否定的な評価につながったの検討結果は印象と価値が関連する多様なパターンを明らか可能性が考えられる．

にし，総じて均整性のみによって好感が説明される傾向が弱

個人ごとのモデルについての共分散構造分析の結果，抽象

くなり，個人によっては他の因子と好感との間にも関連が見的な造形物体におけるモデル（図 7）の適合度は GFI が 0.858

られた．このように，状況や個人の違いに注目した場合には，から 0.989，カイ二乗値は 2.101 から 30.783 であり，7 名で価値と印象を一括して捉える SD 法の枠組みでは表現すること有意であった．具体的な造形物体におけるモデル（図 8）ののできない評価構造が得られることが明らかとなった．

適合度は 0.877 から 0.978，カイ二乗値は 4.142 から 29.120459

日本感性工学会論文誌 Vol.17 No.4

図7

抽象的な 3 次元造形物体における個人ごとのパスモデル

図8

具体的な 3 次元造形物体における個人ごとのパスモデル＊＊ : p < .01, ＊ : p < .05

5. 総 合 考 察

本研究から得られた知見は，従来の SD 法研究や EPA 構造に関する知見に対して改善点を提供する．全体的な好感と5.1 SD 法に対する階層的アプローチ
本研究では，SD 法に内在する評価の多義性の問題に焦点

活動性あるいは力量性が関連するという，具体的な造形物やを当て，階層的なアプローチによってその解決を試みた．

評価性を同じ評価性因子に含めてきた EPA 構造では捉える

特に，EPA 構造における評価性因子に見られるような，ことのできない構造である．本研究の結果は，両者の間に明評価対象への総合的な評価の側面と，評価対象の特徴を記述

確な区別を設けることの必要性を示唆する．これまでも評価する側面の混在を指摘し，前者を価値層，後者を印象層とす性因子が持つ多義性が指摘されているが，そこで問題とされる階層構造を想定した．3 次元の造形物体を評価対象としたのは「ヘドニックトーン」と「面白さ」のような総合的なて，状況ごと，個人ごとの評価モデルを構築したところ，評価の側面に関わる多義性であった［26］．評価性因子を抽象的な 3 次元造形物体において個人を平均したモデルでは構成する形容詞対の評価的側面と記述的側面の差に着目し，従来の EPA 構造と一致する構造が得られた．一方で，ボト異なる階層に位置づけることで解決しようとしている点で，ルとしての使用文脈が与えられた具体的な造形物体に対する本研究は新しい観点を提示している．

一部の個人について見られた結果は，評価的評価性と記述的平均モデル，個人ごとに構築されたモデルでは，総合評価がまた，本研究は上述の多義性の問題を解決し，SD 法から得

活動性や力量性と関連するような EPA 構造では記述の難しられる知見をより効果的に活用するための有効なアプローチ

い評価構造が得られることを明らかにした．

を提供している．例えば，評価的評価性を価値層の好感因子

460日本感性工学会論文誌 Vol.17 No.4

SD 法を用いた感性の測定における評価の階層性と定義することで，従来の EPA 構造では論じることの難しから考えて総合評価に関わる側面が優勢であったと考えら

かった，活動性や力量性，記述的評価性と，総合的な評価とれる．したがって，第 3 の因子を構成するような，対象の性の関連を扱うことができる．また，槙が指摘した住宅照明の質を記述する形容詞対を用いた場合にどのような神経基盤

例のように，評価性因子が対象の特定の性質を記述する形容が見出されるかについて，同様の計測を用いた検討が可能

詞対によって代表されることで，具体的な状況を加味した場である．

合に総合的な評価として機能しないことがありえる．階層的また，研究Ⅱで明らかになったように，本研究では従来のなモデル化によって評価的評価性を価値層に独立させること

評価性因子における総合評価の側面を価値の階層に位置づけ，で，このような混乱を防ぐことができる．加えて，本研究で好感因子として 1 因子構造を見出した．本研究で用いられた

示されたように，状況や個人の違いを印象層と価値層をつな

形容詞対は Berlyne がヘドニックトーンとしてまとめた一群

ぐパスの係数の違いとして表現することが可能であり，多様の尺度にほぼ対応していることから，このような 1 因子構造な印象評価構造を構築することができる．この点において，が得られたことは妥当であると言える．一方，ヘドニックトー個人の違いと同様に，集団の違いも興味深い観点となろう．

ンの尺度に注目した研究の中でも，Russell & George［28］

本研究では参加者が一般の大学生に限定されていたため，は「快さ」と「好ましさ」が高く相関するものの，好ましさ得られた平均モデルが適用できるのはこのグループに限られには評価語に対する解釈の個人差が存在するという点で，ることに留意すべきである．美術の訓練を受けた個人はそう

尺 度 間 に 性 質 の 違 い が 見 ら れ る こ と を 指 摘 し て い る．

でない個人と比べてより複雑，あるいは抽象的な作品を好む

また，宮下ら［29］はヘドニックトーンを構成する尺度が，と報告されているので［27］，美術やデザイン専門の学生を「 美 し さ 」，「 快 さ 」の 狭 義 の ヘ ド ニ ッ ク ト ー ン 因 子 と，対象にした場合，本研究とは異なる平均モデルが得られると「良さ」，「好ましさ」の認知的美因子の 2 因子構造をとるこ予想される．本研究のアプローチはこうした集団レベルの違とを報告している．

いを記述する場合にも有用であると考えられる．

これらの先行研究との不一致は，評価対象の違いによって説明されるかもしれない．宮下らによれば，認知的美因子は5.2 階層モデルが提起する新たな問題
本研究では，SD 法研究で用いられた形容詞対のうち，経験・学習などの認知的要因の影響を受けやすいものであ

総合評価を表すものを価値に関する評価，対象の性質を記述になるとされる．本研究で用いた評価対象は宮下らの用いたするものを印象評価として多層的に捉える観点を採用した．

絵画とは異なって比較的単純な造形物体であったために，この階層化は，いくつかの研究トピックに関して新しい問題

芸術作品に対して行われるような美的文脈の判断の対象となを提起するかもしれない．

らず，総合評価の中に認知的美のような独自の評価傾向が生り，現代芸術のように解釈的な判断の要請される対象で優勢研究Ⅰでは，印象について対象の性質の記述という狭義のじなかった可能性が考えられる．価値層の評価構造について定義づけを行った上で，従来の EPA 構造と類似した 3 因子

は，本研究と同じような階層的アプローチを，芸術作品などの印象評価構造が得られることを明らかにした．活動性因

文脈的判断の余地が大きい対象にも適用することで，今後の子，力量性因子については EPA 構造とほぼ同じ因子が抽出

詳細な検討が望まれる．

されており，残る均整性因子は先行研究において評価性因子に含まれてきた形容詞対で構成されていた．このことは，

6. 結 言印象評価の内容を対象の性質の記述のレベルに限局した場合においても，活動性因子，力量性因子とは異なる第 3 の因子

本研究は，人間が事物に抱く印象の測定に関して SD 法にが抽出され得ることを示している．行場らの研究［18］にお着目し，代表的な知見である Osgood の 3 因子（EPA 構造）をける形態的簡潔性因子，Gao & Xin の研究［20］で活動性因

例示しながら感性の階層的な記述という観点を導入して再検子と力量性因子の中間因子として得られた鮮明度因子は，討を行った．特に，3 因子の一つである評価性が評価的評価

それぞれ 2 次元のドットパターン，色彩の印象評価において性と記述的評価性の 2 つの側面から捉えられることを指摘し，同様の位置を占める因子であると考えられる．

階層的な評価構造において前者を価値として上位層に，後者この因子が他の 2 つの因子と同じように，多くの評価対象を従来の 3 因子の一つとして印象の層に位置づけるモデルをに共通するものであるかどうかという点は興味深い問題で提案した．実際の主観評価データを収集して検討した結果，ある．今後，本研究のような階層的アプローチに基づく SD

平均的なモデルでは従来の EPA 構造の知見通りに評価的評

法研究が様々な領域で行われることで，印象の 3 因子構造が価性と記述的評価性との間に強い関連性が見られたが，このどの程度共通して見いだされるかが検討されるべきであ

関連性の強さは評価の文脈によって異なることが明らかにる．仮にこの第 3 の因子に評価対象の種類を越えた共通性がなった．さらに，参加者個人の単位では評価的側面と記述的見出されるならば，神経基盤の検討にも新たな観点を導入

側面の間の関係は多様なものとなっており，本研究の知見とできる．例えば，Kawachi ら［6］の脳機能計測で測定されたして，感性評価に対する文脈や個人差の影響を考慮する場合，評価性因子に関わる活動においては，用いられた形容詞対

従来の SD 法に階層的なアプローチを加えることが重要であ（「醜い−美しい」，「不快な−快い」，「にごった−澄んだ」）るという示唆が得られた．

461

日本感性工学会論文誌 Vol.17 No.4

謝辞［15］Leder, H., Belke, B., Oeberst, A., and Augustin, D.: A

本研究の一部は国立研究開発法人科学技術振興機構（JST）の研究成果展開事業「センター・オブ・イノベーション（COI）
プログラム」の支援によって行われた．

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参

考

文

献

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462

日本感性工学会論文誌 Vol.17 No.4

SD 法を用いた感性の測定における評価の階層性

片平 建史（非会員）

飛谷 謙介（非会員）2004 年 大阪大学文学部卒業．2011 年 同大学2002 年 早稲田大学理工学部応用物理学科卒

院人間科学研究科博士課程修了．博士（人間

業．2004 年岐阜県立情報科学芸術大学院大学

科学）．2012 年 関西学院大学理工学研究科博

（IAMAS）修士課程修了．JST 地域結集型共士研究員，2014 年 同理工学部／感性価値創同研究事業特別研究員を経て，2010 年 岐阜

造研究センター特任助教，2015 年 同特任講

大学大学院工学研究科博士後期課程修了．

師．専門は感性心理学，感情心理学，社会心理学．日本心理学会，

2014 年より関西学院大学理工学部／感性価値創造研究センター

日本人間工学会など各会員．

特任講師．博士（工学）．主に感性工学，コンピュータビジョン
に関する研究に従事．電気学会，精密工学会，日本顔学会，

武藤 和仁（非会員）

ACM など各会員．

2015 年 関西学院大学理工学部人間システム工学科卒業．現在，同大学院理工学研究科修長田 典子（正会員）

士課程在学中．専門は感性情報学，特に，

1983 年 京都大学理学部数学系卒業．同年 三3 次元形状に対する人間の感性の指標化に関

菱電機（株）入社．産業システム研究所などでする研究に従事．

産業計測機器の研究開発に従事．1996 年 大阪
大 学 大学 院 基 礎工 学 研 究 科博 士 課程 修了．

橋本 翔（非会員）

2003 年 関西学院大学理工学部情報科学科助2007 年 大阪大学人間科学部卒業．2015 年 同教授．2007 年 同教授．2009 年 米国パデュー大学客員研究員．

大学院人間科学研究科博士課程修了．博士

2013 年 感性価値創造研究センター長．博士（工学）．専門は（人間科学）．2015 年 関西学院大学理工学研

感性情報学，メディア工学．情報処理学会，電子情報通信学会，

究科博士研究員．2017 年 同理工学部／感性IEEE，ACM など各会員．

価値創造研究センター特任助教．専門は心理統計学，多変量解析法の開発など．日本行動計量学会，日本計算機統計学会など各会員．

463