Jpn. J. Learn. Disabilit., 2012, 21(2),海津亜希子：読みの流暢性に関する発達的検討
238-250.

【原著】

読みの流暢性に関する発達的検討―Multilayer Instruction Model-Progress Monitoring（MIM-PM）を用いて―

海

津

亜

希

子

キーワード：読みの流暢性，学年による差，通常の学級，早期把握，読解
Key words: reading fluency, differences among grades, general education classes, early identification,
reading comprehension
LD 研究，Vol.21 No.2, 238-250, 2012

Ⅰ

目ためのアセスメントとして，Multilayer Instruc-的tion Model-Progress Monitoring（MIM-PM）を提学習面，なかでも「読み」につまずきのある子

案している（註１）。これは，全ての学習領域に影響

どもは，学習へのモティべーションが低く，読みし，基盤となる読み能力，特に正確で素速い語のに関する学習を避ける傾向にあることが指摘され読みに焦点を当てている。本アセスメントにおいている（Morgan, Fuchs, Compton, et al., 2008）。そては，これらの能力を「読みの流暢性」の一端をして，こうした傾向は，小学校１年生の半ばとい担う力とみなし，測定しようとしている。読みのった比較的早い時期に現れ，維持されてしまうと流暢性には，「正確さ（accuracy）」「一定の割合・いう。すなわち，読むことが得意な子どもは，自ら読む機会を増やし，それが読み能力の向上へとつながる。逆に，読みが苦手な子どもは，読むことを避け，ますます能力を伸ばす機会を失ってしまうといった負の Matthew effects の状態に陥ってしまう（Stanovich, 1986）。このように，読みにつまずく危険性のある子どものモティべーショ
ンの低さや，課題へ従事することへの困難さは，早期に生起するため，子どものつまずきへの早期支援が不可欠であると Morgan, Fuchs, Compton,
et al.（2008）は述べている。
わが国においては，海津・平木・田沼他（2008）
が，読みにつまずく危険性のある子どもに対する
早期把握・早期支援の可能性について研究している。その中で，つまずきの早期把握を可能にする
Akiko Kaizu: Developmental Changes in Reading Fluency
Assessed by Multilayer Instruction Model-Progress Monitoring
国立特別支援教育総合研究所

註１）本来，MIM-PM は，多層指導モデル Multilayer Instruction
Model（MIM；海津，2010；海津・田沼・平木他，2008）を機能させるための一環として用いられる。多層指導モデル
MIM とは，通常の学級において異なる学力層の子どものニーズに対応していこうとする指導モデルである。まずは，
1st ステージ指導として，通常の学級における授業の中で，科学的根拠のある効果的な指導を行う。それでも学習面で伸びがみられない子どもに対しては，2nd ステージ指導として
通常の学級内で補足的な指導を行う。これらの指導を経てもなお，依然伸びがみられない子どもに対しては，3rd ステー
ジ指導として，通常の学級内外で柔軟な形態による，より個に特化した集中的な指導を行う。こうした指導の効果，および子どもの伸びを把握するために，MIM-PM は定期的，継続的に実施される。MIM-PM の結果は，クラスレポートおよび個人レポートで表されるが，クラスレポートでは，クラスの子どもの MIM-PM の結果を得点順に表すことで，子どもの相対的な位置の把握，支援を必要とする子どもの明確化，クラス全体としての習得度の把握を促すことを意図している。一方，個人レポートでは各子どもの各回の得点を時系列にプロットし，子どもの伸びの把握を可能にしている。
なお，MIM-PM は定期的，継続的に実施するため，同様の問題形式が 11 種類用意されているが，本研究ではその内の第３回目のものを使用した。

− 238（97) −LD 研究第 21 巻速さ（rate）」「適切なプロソディー（prosody：韻第２号

ンダでも，単語の読みの遅さを読みに障害のある律）」の３つ の 要 素 が 含 ま れ る（Torgesen &子どもの診断基準の１つとして位置づけている

Hudson, 2006）。MIM-PM では，そのうちの２つ（Snellings, van der Leij, de Joun, et al., 2009）。この要素である「正確さ」と「一定の割合・速さ」のように，単語を素速く読む力が，流暢性の要素の側面を取り上げている。具体的には，テスト１を網羅する力とは言い難いが，流暢性をみる際の「絵に合うことば探し（３つの選択肢の中から絵に重要な要素の１つであるということは言えよう。

合う語を正しく表記しているものに丸をつける課

MIM-PM は，仮名文字で表記された特殊音節を題）」とテスト２「３つのことば探し（３つの語が含む語の正確で素速い読み能力を測定するという

縦に続けて書いてあるものを素速く読んで，語と特徴からこれまで小学校１，２年生を対象に早期語の間を線で区切る課題）」から成り，２つの下位把握，早期支援のツールとして検証され，妥当性検査得点を合わせて総合点を算出する。所要時間が報告されてきた（海津・平木・田沼他，2008）。

は各１分の計２分で，集団の中で簡便に実施する

その論文の中では，MIM-PM 総合点と，総合的なことができる。

読書力の客観的な評価を目的とした教研式読書力

Mather, Hammill, Allen, et al.（2004）も，単語診断検査 A 形式（岡本・村石，1981；以下，読書の正確な認識と割合・速さを流暢性の一端を担う力検査とする）標準得点との間でピアソンの積率ものと捉え，クラスで一斉に実施可能なペーパー

相関係数を調べた結果，１，２年生でいずれも .60

テ ス ト，Test of Silent Word Reading Fluency

台であり，森・吉田（1990）の基準との照合によ（TOSWRF）を開発している。TOSWRF は，単語

り「比較的高い」相関がみられたとする（p s ＜が連なって書かれたものを，単語ごとに区切ると.01）。なかでも，MIM-PM は，語の読みに焦点をいう検査であり，３分という制限時間下で，どれ当てているにもかかわらず，読書力検査の中のだけ多くの単語を認識できるかをみている。そし「読解・鑑賞力」とも「比較的高い」相関がみられて，この TOSWRF で測定する力が，読みの多くている（p s ＜ .01）（註２）。

の側面に反映する力であるとしている。

単語の読みと読解は，読みの中核の力として挙一方で，読みの流暢性は，多面的な要素をもち， げられ，独立した機能ではあるが，互いに関連し読みに関する多くの要素を自身が調整可能になっ合っている（Davis, Lindo, & Compton, 2007）。そた結果もたらされるものであって，流暢性をみる

して，単語や文章の流暢な読みが，優れた読解力には，単語の読み，語い，読解など多方面にわたをもたらすという simple reading fluency モデル

っ て アセスメント す べ き と す る 報 告 も あ るの考え方が最も顕著に適用されるのは，小学校低（Berninger, Abbott, Trivedi, et al., 2010）。ま た，

学 年 段 階 だ と い う（Adlof, Catts, & Lee, 2010；

正確に単語を読む力が阻害されれば，流暢性におSchwanenflugel, Meisinger, Wisenbaker, et al.,

いて支障を来してくるのは当然であり，単語を正2006）。一方で，読みに困難のある若者においても，確に読めるようになってからでないと，流暢性に制限時間内での単語の同定能力や語いの知識が，つまずきをもった読み手をみつけることができな

読解力の強い予測因子になるといった報告もある

い と い っ た 指 摘 も あ る（Meisinger, Bloom, &（Tunmer & Greaney, 2010）。

Hynd, 2010）。このように「流暢性」については，

さらに，先の MIM-PM を年間通じて隔週で実未だ捉え方もさまざまであり，加えて，音読の場施し，その得点傾向をみた研究（海津・平木・田合と黙読の場合との差や，言語体系による違いな沼他，2008）では，１学期中盤までの MIM-PM のども調べていくことが求められている（Katzir,
Kim, Wolf, et al., 2008）。例えば，英語とは異なる言語体系で流暢性を取り上げた研究として，オラ註２）ここで引用した小学校１，２年生のデータは，本研究と条件が同様である統制群（MIM-PM を練習を除いて１度のみ受けた群）のものである。

− 239（98) −海津亜希子：読みの流暢性に関する発達的検討

結果（３回実施）と３学期の結果との間には，「比

そのような特徴をもつアセスメントに他学年の実較的高い」から「高い」相関がみられたとし（r s

施の意義を見出すには，学年推移による発達の差が .61 から .86 の範囲にあり，全て p ＜ .01）
，１学が得点として反映されるのか，つまり，MIM-PM

期中盤の時点で学年末の読み能力の状態を予測でで焦点としている力と発達段階（学年）との関連きる可能性が示唆されている。同様に，Chard,について明らかにする必要がある。このことは，

Stoolmiller, Harn, et al.（2008）も，１年生の時の同時に，Schwanenflugel, et al.（2006）もその重

単語の読みの流暢性が，３年生の時の読みの流暢要性を指摘するように，読みの流暢性についての性を予測していたとする。つまり，１年生の終わ

発達的な道筋を明らかにすることへの一助にもなりまでに読みのスキルの定着が乏しい子どもは，ると考える。

それ以降の学年においても，読みの困難が持続しさらには，MIM-PM でみている正確で素速い語

得 る（Francis, Shaywitz, Stuebing, et al., 1996；の読み能力が，読み能力全般にどう影響するのか，

Juel, 1988；Lipka, Lesaux, & Siegel, 2006；

殊に最も高次な力である読解力との関連について

Torgesen & Burgess, 1998）だけでなく，その困難把握することは，アセスメントの有益性を考える

が全ての学習領域でネガティブに作用し，さらに上でも重要である。これまで MIM-PM は，小学

は，カリキュラムを超えた仲間との活動において２年生において，読解力との関連は報告され
校１，も影響することが懸念される（Stanovich, 1986）。

てきたが（海津・平木・田沼他，2008），他学年，

あわせて，早期のアセスメント結果を担任教師

とりわけ学年が進んだ３年生以降においてもこうがどう捉えるかを調べた研究で，MIM-PM を実施した傾向がみられるのかについては検証されていした担任に行った質問紙調査（海津・平木・田沼

ない。

他，2008）では，82％の教師が MIM-PM の結果

そこで，本研究では，仮名文字で表記された，を指導に活かすことができるものだったと回答し学習段階が低学年の語の素速い認識という，小学

たとしている。しかし，MIM-PM の結果報告を受校１年生においても解答可能であり，実施においけ，各々の子どもの結果に対して「予測より得点ても簡便な読みの流暢性の一端をみるアセスメンが高かった」および「予測より得点が低かった」

ト MIM-PM（海津，2010）を用いて，①学年推移と回答した割合が，それぞれ 3 ％から 17％みられ，による発達の差が得点として反映するのかを明ら

こうした客観的なデータが提供されない場合，

かにするため，学年間における得点差の分析，お「予測より得点が低かった」と捉えられた子どもによび，学年と MIM-PM との関連について調べる

ついては，支援が遅れ，つまずきが深刻化してしこと，②小学校３年生以降の中・高学年において，まう危険性をはらむと海津・平木・田沼他（2008）

MIM-PM が正確で素速い語の読みの力のみを反は述べている。

映するものなのか，もしくは，読解力をも含んだ

しかしながら，子どもの学習面でのつまずきを早期に把握することが重要なのは，何も小学校低

読みの全般的な力を示唆する可能性があるのかについて検討すること，を目的とする。

学年段階に限ったことではない。仮に，他学年にⅡおいても，MIM-PM のような通常の学級で簡便に実施し得るアセスメントが，個人の有する学習面

方法

１．MIM-PM の学年推移による得点の変化（読み）の特性の一端を反映するとしたら，実施の

１）対象

意義は高いであろう。MIM-PM は，簡便に実施で１都４県の５つの公立小学校の１年生７クラス

きるといった利点を備えてはいるものの，仮名文

163 名，２年生７クラス 163 名，３年生５クラス

字で書かれた，低学年の学習段階で出現する語の167 名，４年生６クラス 179 名，５年生７クラス

素速い認識に焦点が当てられている。したがって， 245 名，６年生８クラス 260 名の計 1,177 名。なお，− 240（99) −LD 研究第 21 巻第２号

教師より知的障害の存在が指摘された児童につい実施に際しては，通常の学級にて，担任教師によては，分析対象から除外している。

る実施方法の説明を経た後，一斉に行った。

２）手続き

Ⅲ

MIM-PM の実施時期は 2010 年５月から６月。
MIM-PM では，テスト１「絵に合うことば探し」

結果

１．MIM-PM の学年推移による得点の変化（全 35 問，各１点），テスト２「３つのことば探

学年ごとの平均値と標準偏差，最小値および最し」（全 35 問，各１点）という下位検査得点の他大値を表１に，さらに図１では，得点傾向が明確に，これらを合わせた「総合点」（70 点満点）をになるよう MIM-PM 総合点をボックスプロット算出する。実施時間は，計２分である。通常の学で示した。なお，各学年の MIM-PM 総合点の 25

級にて，担任教師による実施方法の説明を経た後，パーセンタイル値，50 パーセンタイル値（中央値），

一斉に行った。なお，子どもへの MIM-PM に対

75 パーセンタイル値は，それぞれ１年生が４点，する実施方法の正確な理解を促すため，練習問題

６点，10 点，２年生では 12 点，17 点，22 点，３を行った後，分析に使用するための問題を実施し年生では 17 点，22 点，28 点，４年生は 24 点，29

た。

点，34 点，５年生では 28 点，35 点，43 点，６年
生では 35 点，43 点，51 点であった。

２．MIM-PM と読書力検査との関連

次に，各学年間の差の有意性を明らかにするた

１）対象

めに分散分析を行った。なお，本研究では，F 値

３県の３つの公立小学校の３年生５クラス 158の算出において，各学年の分散のばらつきを考慮

名，４年生６クラス 163 名，５年生５クラス 173

し，Welch の修正分散分析を用いた（森・吉田，

名，６年生６クラス 171 名の計 665 名。なお，教1990）。また，変数間の関係の強さを表すため，効師より知的障害の存在が指摘された児童について

果量については，イータ２乗（η２）を用いた（水は，分析対象から除外している。

本・竹 内，2008）。そ の 結 果，総 合 点 は，F （5,２）手続き1171）＝ 343.17，p ＜ .01，η２＝ .60，テスト１は，対象の児童らに対し，MIM-PM および読書力検

F （5, 1171）＝ 328.10，p ＜ .01，η２＝ .58，テス

査を実施した。実施時期は 2011 年２月から３月。

ト２は，F （5, 1171）＝ 272.15，p ＜ .01，η２ ＝読書力検査は，「読字力（基本的な語のうち，特に.54 であり，総合点およびテスト１，２の全てにお重要なもの，誤りやすいもので構成され，読解・いて，学年による得点の偏りは有意であった。

鑑賞への機能的なはたらきをみる）」「語い力（読そこで，いずれの学年間に差がみられるかを検解・鑑賞の基礎となるのに必要な語いの理解力を証 す る た め，多 重 比 較 で あ る タムハ ー ンみる）」「文法力（読解・鑑賞において重要な役割（Tamhane）の T2 検定を行った（小野寺・山本，を果たす文の構成や文章の構成に関する能力をみ2004）。その結果，全ての学年間に有意差が認めらる）」「読解・鑑賞力（順序や場面の様子，段落相れた（全て p ＜ .01）。

互の関係の読み取り，内容や要旨の把握といったま た，先 行 研 究 と の 比 較 の た め，Mather, et

読解の力や，登場人物の気持ちを考えたりするな

al.（2004）の方法に従って，MIM-PM と学年とのどの鑑賞の力をみる）」の４つの下位検査から成り， 間でピアソンの積率相関係数を算出した。結果は，４つの下位検査得点（換算点）とともに「標準得学年と MIM-PM 総合点，テスト１，テスト２の点」（平均値が 50，標準偏差が 10）を算出する（岡それぞれが，r ＝ .77，r ＝ .76，r ＝ .73 であり，全本・村石，1981）。実施時間は計 27 分である。３・て１％水準で有意であった。

４年生が中学年用，５・６年生が高学年用であり，同一の問題である。MIM-PM および読書力検査の− 241（100) −海津亜希子：読みの流暢性に関する発達的検討

表１

小学校１年生から６年生の１学期における MIM-PM 得点
得点

M

SD

（最小値−最大値）

総合点

7.67

5.29

（0 − 28）

テスト１

4.66

2.83

（0 − 18）

テスト２

3.01

2.93

（0 − 14）

総合点

17.88

7.68

（5 − 44）

テスト１

10.42

4.52

（4 − 25）

テスト２

7.47

3.91

（0 − 21）

総合点

23.67

9.12

（5 − 50）

テスト１

12.73

5.20

（5 − 29）

テスト２

10.93

4.65

（0 − 25）

総合点

29.41

9.37

（5 − 59）

テスト１

16.74

5.46

（5 − 35）

テスト２

12.67

4.66

（0 − 29）

総合点

36.09

11.45

（9 − 68）

テスト１

20.44

6.65

（6 − 35）

テスト２

15.65

5.45

（0 − 33）

総合点

43.07

11.68

（13 − 69）

テスト１

24.41

6.60

（6 − 35）

テスト２

18.65

5.73

（4 − 35）

MIM-PM
１年生（n ＝ 163）２年生（n ＝ 163）３年生（n ＝ 167）

４年生（n ＝ 179）

５年生（n ＝ 245）

６年生（n ＝ 260）

２．MIM-PM と読書力検査との関連

MIM-PM 総合点と読書力検査の下位検査の一つ

MIM-PM と読書力検査の学年ごとの平均値とであり，読みの最終目的ともいえる「読解・鑑賞

標準偏差，最小値および最大値を表２に示した。さ力」得点との相関係数は，３年生では r ＝ .61，４

らに MIM-PM と読書力検査との間で学年ごとに年生は r ＝ .63，５年生は r ＝ .61，６年生は r ＝算出したピアソンの積率相関係数を表３に示した。

.44 の値がみられ，全ての値において１％水準で有MIM-PM 総合点と読書力検査標準得点との間意であった。テスト１，
２においても，「読解・鑑には，３年生では r ＝ .68，４年生は r ＝ .66，５

賞力」との相関に同様の有意性がみられた。

年生は r ＝ .63，６年生は r ＝ .53 の値がみられ，

Ⅳ

全て１％水準で有意であった。MIM-PM のテスト
１およびテスト２についても，同様の有意性が読書力検査標準得点との相関にみられた。なかでも，

考察１．MIM-PM の学年推移による得点の変化
MIM-PM は，仮名（清音，濁音・半濁音，長音，− 242（101) −LD 研究第 21 巻

2

3

第２号

70

60

50

40

30

20

総合点

10

0
1

4

5

6

学年

図１

小学校１年生から６年生の１学期における MIM-PM 総合点のボックスプロット

註）パーセンタイル 50 の値がボックス（箱）の中央のライン（中央値）で，パーセンタイル 25 の値がボックスの下限（第１四分位），パーセンタイル 75 の値がボックスの上限（第３四分位）を示す。第３四分位から第１四分位を引いた四分位数範囲（IQR：interquartile range）を 1.5 倍した値を第３四分位に足したものと第１四分位より引いたものが，ボックスの上下に伸びる線の末端の値になる。ただし，その値の前に最大値または最小値が存在する場合は，最大値または最小値が線の末端になる。また，他のデータと比較して，極端に大きい（または小さい）値で，ボックスの上限
または下限からボックスの長さの 1.5 倍から３倍の範囲内にある値は「外れ値」として○で示される。さらに３倍より大きい値は「極値」として＊で示される。

促音，拗音，拗長音，カタカナ）で表記された学いても，対象年齢は６歳６カ月から 17 歳 11 カ月

習段階が低学年の語を，いかに正確に，素速く読であるが，やはり，年齢の上昇とともに得点も高むことができるか，つまり，読みの流暢性の一端くなったとしている。つまり，TOSWRF でみていを担う力をみるアセスメントである。小学校１年

るような，単語が連なって書かれたものを，単語生においても解答可能な課題内容であるが，各学ごとに区切るといった基礎的な読み能力であって年の得点傾向をみると，小学校１年生から６年生

も，年齢とともに発達し続ける傾向があることがの全ての学年間において，総合点およびテスト１， 窺える。
テスト２の得点に学年間の差で有意性がみられた。

さらに，MIM-PM（総合点，テスト１，テスト， ２）と学年との相関においても，r s ＞ .73 の値がさらに，効果量についても，η２＝ .01（効果量小）.06（効果量中），.14（効果量大）という慣例的なみられた。これは，学年との相関が，r ＞ .70 で基準（水野・竹内，2008）との比較により，本結Hopkins（2006）による基準から「非常に高い程

果は，効果量大の基準を上回ることから，学年進度」であったとする TOSWRF の結果とも一致す

行に伴う得点の上昇が示唆される。

る。

Mather, et al.（2004）の テスト TOSWRF に お

他方，同一学年内での比較といった観点も重要− 243（102) −海津亜希子：読みの流暢性に関する発達的検討

表２

小学校３年生から６年生の MIM-PM と読書力検査得点
得点

検査

M

SD

（最小値−最大値）

３年生（n ＝ 158）
MIM-PM

読書力検査

総合点

36.42

12.70

（12 − 64）

テスト１

20.77

6.69

（8 − 35）

テスト２

15.66

6.45

（2 − 29）

標準得点

50.02

8.83

（31 − 80）

読字力

15.91

3.93

（4 − 22）

語い力

12.65

4.62

（2 − 23）

文法力

5.80

3.14

（0 − 16）

15.04

5.93

（0 − 27）

読解・鑑賞力４年生（n ＝ 163）
MIM-PM

読書力検査

総合点

45.88

13.60

（12 − 70）

テスト１

25.99

6.60

（9 − 35）

テスト２

19.88

7.59

（4 − 35）

標準得点

51.85

10.54

（20 − 79）

読字力

18.48

2.75

（4 − 23）

語い力

16.12

5.21

（5 − 27）

文法力

8.15

3.52

（1 − 16）

読解・鑑賞力

18.66

5.88

（0 − 28）

５年生（n ＝ 173）
MIM-PM

読書力検査

総合点

48.08

12.11

（18 − 70）

テスト１

26.96

6.11

（11 − 35）

テスト２

21.12

6.59

（6 − 35）

標準得点

54.14

9.15

（20 − 75）

読字力

18.28

3.48

（0 − 23）

語い力

14.76

4.64

（0 − 24）

文法力

9.26

4.19

（0 − 19）

17.31

5.92

（4 − 28）

53.09

11.11

（20 − 70）

読解・鑑賞力６年生（n ＝ 171）
MIM-PM

読書力検査

総合点
テスト１

29.44

5.39

（13 − 35）

テスト２

23.65

6.21

（7 − 35）

標準得点

52.44

8.45

（29 − 74）

読字力

19.64

2.30

（7 − 23）

語い力

16.87

4.29

（5 − 26）

文法力

10.95

4.22

（0 − 19）

読解・鑑賞力

19.23

5.51

（4 − 28）− 244（103) −LD 研究表３
検査第 21 巻

第２号

小学校３年生から６年生の MIM-PM と読書力検査との相関

読書力検査標準得点

読字力

語い力

文法力

読解・鑑賞力３年生（n ＝ 158）
MIM-PM 総合点

.68**

.67**

.49**

.57**

.61**

テスト１

.64**

.65**

.46**

.50**

.56**

テスト２

.68**

.64**

.49**

.60**

.62**

４年生（n ＝ 163）
MIM-PM 総合点

.66**

.60**

.58**

.62**

.63**

テスト１

.64**

.61**

.58**

.58**

.59**

テスト２

.62**

.55**

.54**

.61**

.62**

５年生（n ＝ 173）
MIM-PM 総合点

.63**

.56**

.44**

.60**

.61**

テスト１

.64**

.58**

.45**

.62**

.62**

テスト２

.56**

.49**

.40**

.54**

.54**

６年生（n ＝ 171）
MIM-PM 総合点

.53**

.57**

.35**

.47**

.44**

テスト１

.52**

.58**

.35**

.47**

.43**

テスト２

.49**

.52**

.32**

.43**

.42**

**p ＜ .01．

と考える。そこで，MIM-PM 総合点のボックスプ

その差が縮まるということは考えにくいとの予測

ロット（図１）において，ボックスから伸びる線が成り立つのではないだろうか。そして，該当学の上限と下限との差をもって検討した。その結果， 年との比較における得点自体の低さ（相対的位置
小学校入学当初（小学校１年生１学期）で 19 点のの低さ）と，伸びの割合の少なさが重複した場合差があり，小学校入学当初の段階であっても，同には，益々こうした傾向が顕著になると推察する。

一群内における個人間の学力（読み）差が既に生

この差を生じさせる一つの要因として，MIM-

じていることがわかる。同様に，２年生では，こPM で扱われる学習内容を終えた小学校２年生以の差が 32 点，３年生では 39.5 点，４年生では 40

降の場合，（仮名）文字表記の正しい認識ができな

点，５年生では 56.5 点，６年生では 56 点であり，いというよりは，むしろ，素速く読むといった読中・高学年になるに連れ，その差は開いており，

みの速度の差がより反映し，流暢性の乏しさにつ

MIM-PM でみているような基礎的な読み能力に，ながっていると考える。こうした力に困難をもつ同一学年内においても大きな差が生じていること

場合，それらが学習全般のつまずきとして派生すが窺えた。

ることは容易に想像できる。特に流暢性は，ひい今回は，横断的研究であるため，個人の経年的ては読解にも寄与するとの指摘もあることからな変化を言及するまでには至らない。しかしなが（Davis, et al., 2007；Schwanenflugel, et al., 2006；

ら，こうした学年における得点傾向をみると，読Tunmer & Greaney, 2010），学年が上がっても，該みの基礎的能力が培われている子どもは，年齢発当学年の履修内容の学びに影響することが想定さ達とともに伸びがみられるが，基礎的な段階でつれ，基礎的な読み能力といえども軽視できないとまずいている子どもは，年齢相応の伸びがみられ考える。

ず，何らかの効果的指導・支援がなされない限り，− 245（104) −海津亜希子：読みの流暢性に関する発達的検討

２．MIM-PM と読書力検査との関連

PM の テスト２と 課 題 内 容 が 類 似 し て い る

これまで MIM-PM 総合点については，小学校

TOSWRF においても，読解をみる検査との相関

１，
２年生といった早期の段階において，読み能力

は，各年齢（6–17 歳）において相関係数が .42 か全般との関連が報告されてきた（海津・平木・田ら .51 の範囲にあり，Hopkins（2006）の基準によ沼他，2008）。それによると，MIM-PM 総合点とり，「中程度」から「高い」相関であったとする

読書力検査標準得点との間の相関係数は，１，２（Mather, et al., 2004）。本研究でも，「読解・鑑賞

年生ともに r s ＞ .60 であり，森・吉田（1990）の力」とテスト２との相関係数は，小学校３年生か

基準との照合により，「比較的高い」相関がみられら６年生で .42 から .62 の範囲にあり，同様の結果たとしている。こうした傾向が他学年，殊に，学となっている。

年が進んだ小学校３年生以降においてもみられる

一方で，単語を素速く読む力と読解力との関連のかについては，これまで検証されてこなかった。

は，年齢段階において様相が異なるといった指摘

そこで，MIM-PM が正確で素速い語の読みの力

も あ る（Puolakanaho, Aro, Eklund, et al., 2008；

のみを反映するものなのか，もしくは，読解力をValencia, Smith, Reece, et al., 2010）。例 え ば，早含む，読み能力全般をも示唆するアセスメントツ

期 の 学 年 段 階 に お い て は，読 む こ と を 学 ぶールとして機能する可能性があるのかについて調（learning to read）が，後期の学年段階になると学べた。その結果，MIM-PM 総合点と読書力検査標

ぶために読む（reading to learn）ようになり，読準得点との間には，３年生から６年生全てにおいみの役割も変化するという（Skinner, Williams,て，Hopkins（2006）の基準によれば，「高い」相Morrow, et al., 2009）。

関が，森・吉田（1990）の基準と照合しても，「比

しかしながら，本研究では，学年を通じて，（註３）

較的高い」相関があると判断された。中でも， MIM-PM の各得点と読書力検査標準得点との相MIM-PM 総合点と読書力検査の下位検査の一つ

関係数が，総合点で .53 から .68，テスト１で .52

であり，読みの最終目的ともいえる「読解・鑑賞から .64，テスト２で .49 から .68 の範囲にあり，ま力」得点との間には，６年生では r ＝ .44 であり， た，MIM-PM の各得点と読書力検査の「読解・鑑「中程度」，もしくは「比較的高い」相関が，３年賞力」得点との相関係数では，総合点で .44 から「比較的高い」生から５年生は，r s ＞ .60 であり，

.63，テスト１で .43 から .62，テスト２で .42 から相関，もしくは「高い」相関があると判断された。 .62 の範囲にあって，Hopkins（2006）の基準によ
つまり，仮名文字で書かれた，学習段階が低学

れ ば，「中 程 度」か ら「高 い」相 関，森・吉 田

年の語の素速い認識力をターゲットにし，通常の（1990）の基準を用いれば，いずれも「比較的高学級において計２分間で実施するという簡便なアい」相関の域にあった。すなわち，MIM-PM とい

セスメントではあるが，小学校３年生から６年生

う小学校１年生でも解答可能な語の正確で素速いといった中・高学年の段階においても，読解力を認識をみる検査ではあるが，上位学年においても，も含む総合的な読書力を扱った検査との相関の有

読解力をも含む，読みの総合的な力を反映する可意性がみられた。

能性が示唆されたと考える。

読みにつまずきのある子どもの中には，語を読むことは難しくても理解力には長けていたり，逆に，読むことはできても内容を理解することに困難さをもったりなど状態像もさまざまであるが，語を認識することの難しさは，読みの最終目的でもある読解を阻む１つの要因となることは確かであろう（Aaron, Joshi, Gooden, et al., 2008）。MIM-

註３）本研究では，相関係数の判断において，先行研究との比較を可能にするため，Hopkins（2006）および森・吉田（1990）の双方を採用した。なお，Hopkins（2006）の基準によれば，

r ＝ .30–.50 は「中程度」の相関，r ＝ .50–.70 は「高い」相関，r ＝ .70–.90 は「非常に高い」相関と判断される。一方，
森・吉田（1990）の基準では，.40 ＜｜ r ｜≦ .70 は，「比較的高い」相関，.70 ＜｜ r ｜≦ 1.00 は，「高い」相関と判断される。

− 246（105) −LD 研究第 21 巻３．総合考察

第２号

本研究の２つめの目的である正確で素速い読み

本研究では，子どもへの早期支援を実現するツの力と，学年が進むに従って一層重視される読解ールとして，MIM-PM というアセスメントを取り力との間の関連については，小学校３年生から６上げ，全ての学習に影響を及ぼす読みの基礎的能年生という中・高学年であっても，「中程度」から力，具体的には読みの流暢性に焦点を当て，発達「高い」
相関があることが見出された。したがって，的観点から検討してきた。

他学年での履修内容とも関連することから，実施

これまでの研究（海津・平木・田沼他，2008）の意義が窺える結果となった。

において，MIM-PM は学力指導モデル MIM（海実践の場でアセスメントを機能させるには，指津，2010；海津・田沼・平木他，2008）を有効に導・支援に示唆を与える優れたアセスメントを選機能させるものの一環として，MIM による指導

択すると同時に，実施のタイミングについても検の効果をみるため，年間に複数回，小学校１，２年

討 す る こ と が 重 要 で あ る（Catts, Petscher,

生を対象に用いられてきた。しかし，学習に特異

Schatschneider, et al, 2009）。その意味では，教師

なつまずきのある LD（学習障害）のある子は，LDが子どもの状態像を把握しきれていない時期，すのない子に比して MIM-PM でも扱っている特殊

なわち年度の比較的早い段階で，MIM-PM のよう

音節の習得困難が有意にみられ，高学年になるにな，子どもに心的負担が少なく（海津・平木・田連れ，つまずく頻度は減少するものの，依然，有沼他，2008），通常の学級で一斉に実施可能なアセ

意差がみられるとの報告もある（海津，2002）。そスメントを用いることで，つまずく危険性のある

こで，他学年におけるつまずきの早期把握，早期子ども，および，既につまずき始めている子ども支援を実現するアセスメントとしての MIM-PMを把握することの有益性は高いと推察する。
異なる学力層の子どもが在籍する通常の学級にの有益性を検証すべく研究を進めてきた。
その結果，MIM-PM は，内容的にも平易で，簡おいては，教師は，子どもの状態像をアセスメン

便なアセスメントではあるが，小学校の全学年をトすることに長けていなければならない

通じて，得点の差を示すことから，該当学年では（Foorman, 2007）。その際，つまずいている子ども

どれくらいの得点をあげておく必要があるのかにに対してのみアセスメントするのではなく，つまついて，本研究結果を基に，情報を提供し得る可

ずきを予防するためにも，広く通常の学級におい能性が示された。これらの情報は，低学年はもとてアセスメントを活用することは，指導効果を高より，中・高学年以降の段階であっても，教師がめ，子どもの自己評価やモティべーションの低下

知るべき重要な要素と考える。

を防ぐことにもつながるのではないだろうか。

ただし，今回，異なる研究における対象ではあ早期把握・早期支援を受けた子どもとそうでなったが，同じ学年内で，５月から６月にかけて実

い子どもとの間には，その後につまずく割合が３施した MIM-PM の得点（表１）と２月から３月

倍以上異なっていたこと，つまり，早期把握によにかけて実施した MIM-PM の得点（表２）とのって子どもの有するニーズが理解され，適切な指間に，約 10 点から 16 点の違いがみられた。この導・支援を受けた子どもは，困難に対する有意なような違いが，同学年内における時系列的変化と改善がみられ，効果の持続性も認められたとの報して捉えられるのかについては，学校数や対象数

告もある（Simmons, Coyne, Kwok, et al., 2008）。適のことを考慮すると未だ結論には及ばない。また，切な指導・支援，そして，科学的かつ研究結果に同学年であっても学校間によって差が生じること基づく効果的な指導・支援を提供する上で，妥当も十分想定し得る。そこで，より確固たる標準的性 の あ る アセスメント は 不 可 欠 で あ るな数値を呈示するには，学校数や対象数をさらに（Kame’enui, 2007；Kavale & Spaulding, 2008）。

確保していく必要があろう。

し か し な が ら，Podhajski, Mather, Nathan, et− 247（106) −海津亜希子：読みの流暢性に関する発達的検討

al.（2009）は，多くの教師が，本研究で焦点としDisabilities, 41（2）, 174-188.

た「読み」につまずく危険性のある子どもに対しDavis, G.N., Lindo, E.J., & Compton, D.L.（2007）：て，科学的な根拠のある指導を行う準備が十分でChildren at risk for reading failure: Constructing
an early screening measure. Teaching Exceptional
Children, 39（5）, 32-37.

なく，こうした指導に関する知識を向上させることが，子どもの伸びをもたらす鍵だとしている。
すなわち，教師が効果的なアセスメントや指導について「知る」ことが第一歩であり，それがひいては子どもの学力を向上させ，子どもの有する可能性を拡げることにも通じると考える。

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〈謝 辞〉
本研究では多くの小学校のみなさん，先生方にご協力頂いた。またテスト実施に際し，校内を調整してくださった先生方にも，あわせて深く感謝申し上げる。
本研究は，2010–2012 年度文部科学省科学研究費補助金若手研究（A）（課題番号 22683015，研究代表
者：海津亜希子）および 2009 年度明治安田こころの健康財団研究助成を受けて行ったものの一部である。

〈文 献〉
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− 248（107) −LD 研究第 21 巻

第２号

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（2011 年５月 12 日受取，2012 年３月３日受理）（2）, 174-188.

− 249（108) −海津亜希子：読みの流暢性に関する発達的検討

Developmental Changes in Reading Fluency Assessed byMultilayer Instruction Model-Progress Monitoring
Akiko Kaizu1)
1) National Institute of Special Needs Education, Japan

Multilayer Instruction Model-Progress Monitoring (MIM-PM) assesses the ability toaccurately and efficiently recognize printed words, which is one aspect of fluency, by
estimating the number of words within a total of two minutes. To date, the validity of MIM-PM
has been investigated only with 1st and 2nd grade students, because this assessment focuseson basic reading skills. However, it is also useful to quickly identify the educational needs ofstudents in other grades using the MIM-PM. Changes in MIM-PM scores with advances inschool grades and the relationship between MIM-PM performance and reading abilities were
investigated. The MIM-PM was administered to 1,177 students in 1st to 6th grades of
elementary school. Differences in MIM-PM scores among the school grades were analyzed by amodified one-way analysis of variance (ANOVA). Results indicated significant differences
between all scores and between all grades in Tamhane’s T2 multiple comparison test. The
correlation coefficients between the MIM-PM and general reading abilities test containing thereading comprehension subtest scores of 665 students in 3rd to 6th grade of elementary school
were high (rs ranging from .53 to .68, all p＜.01). Although the MIM-PM measures one aspect ofreading fluency, these results suggest that it is also significantly related to reading
comprehension and could be considered a valid measure of general reading ability. Results ofthis study provide strong evidence confirming the MIM-PM as a valid measure that reflects
developmental changes. Results also suggest that the MIM-PM can be utilized for initial
screening in different school grades in elementary school.

− 250（109) −