Japanese Journal of Applied Psychology
2022, Vol. 47, No. 3, 190-199

原 著

初年次学生における教師から学習者への動機づけの伝達―進学動機を調整変数としたプロセスの検討―1）, 2）
寺尾香那子＊・中 谷 素 之＊・梅 村 慶 嗣＊＊

Social Contagion of the Motivation Processes between Teachers and First-year
Undergraduates: The Moderating Role of Motivation to Enter University
Kanako TERAO＊, Motoyuki NAKAYA＊ and Keiji UMEMURA＊＊

This research examined how teacherʼs intrinsic motivation for teaching affected learnerʼs intrinsic
motivation for learning topics through expectancy formation (i.e., social contagion of the motivation processes) and how this processes were moderated by learnerʼs intrinsic motivation to enter university. We
conducted a longitudinal survey of Japanese first-year undergraduates (N=637) within a half-year class.
Multi-group structural equation modeling showed that learnerʼs perception of the teacherʼs intrinsic motivation was positively related to learnerʼs expectancy of learning topics and teaching, but this expectancy was positively related to later learnerʼs intrinsic motivation only in the group with high intrinsic
motivation to enter university. This research suggests that learnerʼs individual differences such as intrinsic motivation to enter university might moderate social contagion of the motivation processes. In
terms of motivating university students, it is important to provide opportunities for them to develop aninterest in learning at university besides their academic performance among high school students.
key words: teachersʼ motivation, intrinsic motivation, expectancy formation,
multi-group structural equation modeling

問題と目的
環境移行における動機づけと進学動機
環境移行の時期に内発的動機づけや自律的動機づ

1）

けなどの学習意欲が低下することが指摘されている。たとえば小学生から中学生にかけて「勉強がきらい」と回答する子どもの比率が増加し（東京大学社会科学研究所・ベネッセ教育総合研究所，2016），特に本研究の調査にご協力いただきました先生方と学生の皆様に深く感謝申し上げます。また，本論文の執筆にあたり多くの有益なご助言をいただきました先生方や大学院生の皆様に心より御礼申し上げます。

2）

本研究は日本教育心理学会第 59 回総会，29th International Congress of Applied Psychology で発表されたものの一部を再構成したものである。

＊

名古屋大学大学院教育発達科学研究科心理発達科学専攻
Department of Psychology and Human Developmental Sciences, Graduate School of Education and Human Development, Nagoya University, Furo-cho, Chikusa-ku, Nagoya-shi, Aichi 464-8601, Japan.

＊＊

駿河台大学キャリアセンター
Career Center, Surugadai University, 698 Azu, Hanno-shi, Saitama 357-8555, Japan.

寺尾・中谷・梅村：初年次学生における教師から学習者への動機づけの伝達（ 191 ）

内発的動機づけや自律的動機づけが低下していた高い―低いといった量の違いを認知することが学習（西村・櫻井，2013）。また，高校と大学の接続につい者の動機づけ向上において重要な側面の一つと考えて，文部科学省（2008）は学問や大学教育全般に対すられる。

る動機づけへの支援を初年次の教育内容の一つとし教師の動機づけが学習者に伝達するプロセスて掲げている。しかし，大学等中退者に対する調査結

教師の動機づけが学習者の認知を経て学習者自身

果によると（独立行政法人労働政策研究・研修機構，の動機づけに結びつくプロセスを説明した概念とし2015），大学中退理由として調査参加者の約半数が意て動機づけの社会的伝達モデル（Social contagion of

欲低下をあげている。このことから，高大接続においmotivation model：Wild ＆ Enzle, 2002）があげられて，動機づけ支援は学び促進のために重要な視点でる。Wild ＆ Enzle（2002）は，教師の内発的動機づあるといえる。また，意欲低下の背景には，学習環境

けを認知することで，学習者は「この人は学習者の立の移行が関連している可能性がある。

場に立って教えてくれるだろう」「この科目はきっと

環境移行の時期にあたる学習者は，新たな学習環

おもしろいのだろう」といった学習活動に対する期境に対して態度や認識をもっており，それらは新た待を形成するとしている。そしてその期待の程度にな環境で学ぶ動機づけとも関連している。そのようよって，学習者の学びに対する構えが変化し，授業内な態度や認識の一つとして，高校や大学へ進学した

容を積極的に学ぼうとする内発的動機づけにつなが理由（進学動機）があげられる。永作・新井（2005）

るとされる。ここでの期待は，自己効力感などの自らでは，高校への内発的進学動機がおよそ半年後や 1に対する期待ではなく，学習内容や教師の教え方と年後における学校生活の楽しさや満足感にポジティ

いった環境への期待を意味している。すなわち，学習ブな影響を及ぼしていた。また，安藤（2008）では，者が教師から教わる状況で形成する期待である。

短期大学生における 4 月時点の内発的進学動機と 7

さて，これまでの研究では，学習者によって認知さ月時点の内発的動機づけが正の関連を示した。このれた教師の内発的動機づけが，期待形成を介して学ことから，内発的進学動機は，学習者のその後の学び

習者の動機づけに影響するプロセスが支持されてきや学校生活にポジティブな影響を与えると考えられた。たとえば Radel, Sarrazin, Legrain ＆ Wild（2010）

る。

では，教師から運動課題を教わるという学習活動を環境要因としての教師とその動機づけ

設定し，一方の条件では教師が活動に対して内発的

新たな環境において学習者が影響を受けるのは，に動機づけられているという情報，もう一方の条件自身がもつ内的な態度や認識だけではない。環境をでは外発的に動機づけられているという情報を事前構成する他者やカリキュラム構成など外的な要因も提示した。その結果，教授内容は両群で同じだったに重要な意味をもつ。特に，教師は教育現場においてもかかわらず，内発的に動機づけられているという「教える」という役割を担当しており，教師の指導法

情報提示を行った参加者の方が興味や楽しさをもっは学習意欲と密接に関連している（e.g., Astleitner,ていた。このような教師の動機づけに関する情報呈

2000；Reeve, 2014）。
特に，近年では，学習者の動機づけに影響する教師

示の効果は大学生などにおいても示唆されている（e.g., Wild, Enzle ＆ Hawkins, 1992）。

の情意・動機づけ的側面が着目されてお り（e.g.,

さ ら に，寺 尾・中 谷（2019）は，Wild ＆ Enzle

Keller, Hoy, Goetz ＆ Frenzel, 2016；Kunter ＆ Hol-（2002）が提案した期待形成による伝達プロセスを実

zberger, 2014），教師の動機づけが学習者の動機づけ

験室実験および短期縦断調査で検討した。その結果，やポジティブ感情に関連する可能性が示唆されてき学習者が認知した教師の内発的動機づけと学習活動

た（e.g., Frenzel, Goetz, Lüdtke, Pekrun ＆ Sutton,

に対する期待の間にはポジティブな関連がみられ，2009 ； Keller, Goetz, Becker, Morger ＆ Hensley,

期待が学習者自身の内発的動機づけを高めるプロセ

2014）。これらの研究では，教師の動機づけが学習者

スを支持する知見が得られた。このように，動機づけに認知されることで，学習者の動機づけやポジティの社会的伝達に関する先行研究では，教師の動機づ

ブ感情につながる現象が支持されている点から，内けそのものが伝わる独自の影響過程を示唆してき

発―外発といった動機づけの質の違いや動機づけがた。

（ 192 ）応用心理学研究

Vol. 47, No. 3

進学動機の程度による動機づけの社会的伝達過程のおける教師や教育機関の在り方に示唆を与える知見違いを提供できると考えられる。また，教師から学習者へ

ところで，動機づけの社会的伝達モデルに関する動機づけが伝達するプロセスが学習者の個人差に研究では，態度や認識，パーソナリティといった学習よって調整される可能性を示唆することにより，動者の個人差を考慮したモデルの検討は行われていな

機づけの社会的伝達モデルがより教育場面の現実をいという課題が考えられる（寺尾・中谷，2019；

写し取ることができるモデルへ発展すると考えられWild ＆ Enzle, 2002）。特に，初年次学習者において，ることから，理論的にも意義があるといえる。

進学動機は新たな学習環境における学びのスタート

本研究の目的を規定する要因の一つと考えられ，学習活動に対す以上より本研究では，内発的進学動機を調整変数

る期待に反映される可能性がある。たとえば，鹿毛とした動機づけの社会的伝達モデルの検討を行う。

（2013）では，動機づけには 3 つの水準があり，それ動機づけの社会的伝達モデルとは，学習活動に対すらは相互に影響を及ぼし合っているとされている。

る期待を介して，教師の内発的動機づけが学習者の具体的には，好奇心が高いといった特性を高くもつ

内発的動機づけにつながるプロセスを指す。

学習者はすべての教科に比較的高い関心を示し，授方

業中も興味が持続するといったトップダウン的な影
響や，数学の授業での没頭経験が繰り返されること

法

調査時期

によって，教科としての数学に対して肯定的な態度

調査は計 3 時点で行われた。 4 月下旬（以下 T1），をもつといったボトムアップ的な影響が生起する可6 月初旬（以下 T2），7 月下旬（以下 T3）の授業時

能性がある（鹿毛，2013，p.17）。

に調査を行った。

上記の動機づけの相互的な影響は，大学での学び

調査手続きと対象者全体に対する動機づけ的側面とその中の特定の授業

本調査は，質問紙法を用いた集合調査によって内容に対する動機づけ的側面においても生じること行った。具体的には，関東地方の私立の A 大学にてが考えられる。たとえば，内発的な進学動機が高い学調査を実施し，初年次学生対象のキャリア教育に関習者は大学での学び全体に対して高い期待や動機づする授業で質問紙を配布した。この授業は，少人数のけをもつことから，大学の特定授業についても高い

グループワークを多く使用しており，主体性や問題動機づけを保持することが考えられる。

解決力の育成を目的とした課題を実施していた。な

そこで，本研究では，学習者個人の内発的進学動機

お，この授業は同じ授業名で複数のクラスが開講さに着目する。内発的進学動機が高い学習者は，低い学れており，授業内容や実施する活動が全てのクラス

習者と比較して，大学での学び全体に対して高い動で同一になっていた。また，教員についてはクラスに機づけをもつことが考えられ，そのような動機づけ

よって異なるが，授業は録画され，統一性を検証，担の高さが動機づけの社会的伝達プロセスを調整する保していることから，その影響は最小限であるとい可能性がある。

える。全時点において，授業内の一斉配布・一斉回収

前述したように，学習環境の移行期は内発的動機で実施した。本研究では，受講生のうち初年次学生

づけや自律的動機づけが低下しやすい時期であり

637 名（T1 時点の平均年齢 18.18 歳，SD＝0.86；男性（西村・櫻井，2013；東京大学社会科学研究所・ベ478 名，女性 159 名；法学部，経済経営学部などの文

ネッセ教育総合研究所，2016），特に高校から大学へ

科系 5 学部）を分析対象とした。分析には統計ソフトの移行期は，学び方や学習内容が変化し，接続が難し

ウェア R version 4.1.0 Patched を用いた。

いことが考えられる。また，大学初年次教育は，高校

倫理的配慮

教育の成果を大学教育へとつなぐ高大接続の観点か

質問紙には，回答の中断および拒否を行う権利がら重要な役割を果たすものであるといえる（文部科あることを明記した。また，アンケートの回答は成績

学省，2014）。よって，大学への移行初期を対象としとは全く関連がないこと，個人情報の保護を遵守すて，教師の動機づけが学習者の動機づけに与える影ることを伝えた。上記の条件をふまえて，研究参加者

響を検討することで，高大連携や大学初年次教育にに同意の可否の確認を行い，同意が得られた参加者

寺尾・中谷・梅村：初年次学生における教師から学習者への動機づけの伝達のデータのみを使用した。なお，本研究は第一著者が結所属する研究科内の研究倫理委員会から実施の承諾を得た後に実施された（研究承認番号 15-752）。
質問紙内容（ 193 ）

果

基礎統計量および信頼性・妥当性の検討
まず，各尺度において探索的因子分析による構成

1．認知された教師の内発的動機づけ（3 項目）

概念妥当性の検討を行った。T1 時点の各尺度につい

寺尾・中谷（2019）の研究 2 で使用した認知されたて因子数を 1 に固定して探索的因子分析（重み付き

教師の内発的動機づけ尺度のうち「この授業の先生

最小二乗法/バリマックス回転）を実施した結果，認は，教えることは楽しいと感じていると思う」などを知された教師の内発的動機づけ尺度，大学への内発用いた。T1 から T3 すべてで測定された。本研究で的進学動機尺度について各項目に 0.4 以上の因子負は「どちらでもない」を入れることによる回答の曖昧

荷量が確認された。

性を避けるため，6 件法（1．あてはまらない（1 点）〜

一方で，学習活動に対する期待尺度および学習内

6．あてはまる（6 点））で回答を求めた。

容に対する内発的動機づけ尺度について，どちらも

2．学習活動に対する期待（12 項目）

因子負荷量が 0.25 以下の項目が 2 つみられたため，

寺尾・中谷（2019）の研究 2 で使用した学習活動に

本論文では上記以外の項目によって構成概念を測定対する期待尺度を用いた。
「この授業の内容は，面白することとした（削除項目は Appendix を参照）。

そうだ」「この授業の先生は，学生の立場に立って教よって学習活動に対する期待尺度は 10 項目，学習内

えてくれそうだ」などで構成され，T1 から T3 すべ容に対する内発的動機づけ尺度は 6 項目により構成てで測定された。上記と同様に，本研究では 6 件法された。

（1．あてはまらない（1 点）〜6．あてはまる（6 点））で回答を求めた。

各変数について平均値および標準偏差，各尺度間の相関係数を求めた（Table 1）。なお，本研究では尺3．学習内容に対する内発的動機づけ（8 項目）

度の合計値を用いた。また，平均値および標準偏差は

鹿毛（1992）を参考に作成した。「このキャリア基

当該変数について欠測している参加者のみを除外し礎の授業に興味がある」などから構成され，T1 からて算出し，相関係数は当該 2 変数に欠測値があった

T3 すべてで測定された。鹿毛（1992）では 4 件法で場合，その参加者のみを欠測値として除くこととし測定されているが，よりきめ細かく学習者の様相をた。α 係数は全変数において.70 以上となっており捉えるため，また他の尺度と評定段階数を統一した（α=.73〜.92），内的整合性はおおむね高いことが確ため，6 件法（1．あてはまらない（1 点）〜6．あて認された。

はまる（6 点））とした。

内発的進学動機の程度による動機づけ伝達過程の相4．大学への内発的進学動機（3 項目）

違

永作・新井（2003）の自律的高校進学動機尺度を参まず，大学への内発的進学動機尺度に関して，平均考に作成した。本研究では内発的進学動機を測定す

値＋0.5SD の値の参加者を内発的進学動機高群，平る「大学というものが楽しそうだったから」などを使

均値−0.5SD の値の参加者を内発的進学動機低群，用した。個人差変数として使用したため，T1 のみでその他の値の参加者を内発的進学動機中群として，測定された。永作・新井（2003）では 4 件法で測定さ参加者の群分けを行った。その結果，内発的進学動機

れているが，上記と同様に，
よりきめ細かく学習者の高群は 179 名（T1 時点の平均年齢 18.23 歳，SD＝

特徴を捉えるため，また他の尺度と評定段階数を統0.96；男性 134 名，女性 45 名），内発的進学動機中群一したために 6 件法（1．あてはまらない（1 点）〜

は 285 名（T1 時点の平均年齢 18.20 歳，SD＝1.01；

6．あてはまる（6 点））とした。

男性 207 名，女性 78 名），内発的進学動機低群は 164

なお，使用したすべての項目は本論文末尾の Appendix に記載した。

名（T1 時点の平均年齢 18.10 歳，SD＝0.34；男性 128
名，女性 36 名）であった。なお，大学への内発的進学動機尺度に回答しておらず群分けができない参加者 9 名については本分析に含めなかった。
大学への内発的進学動機の値によって，認知され（ 194 ）応用心理学研究

Table 1

認知された教師の内発的動機づけ T1（1）
学習活動に対する期待T1（2）
学習内容に対する内発的動機づけ T1（3）
大学への内発的進学動機 T1（4）
認知された教師の内発的動機づけ T2（5）
学習活動に対する期待T2（6）
学習内容に対する内発的動機づけ T2（7）
認知された教師の内発的動機づけ T3（8）
学習活動に対する期待T3（9）
学習内容に対する内発的動機づけ T3（10）注）＊＊＊p＜ .001

各変数の基礎統計量

M

SD

（1）

（2）

（3）

（4）

（5）

（6）

（7）

（8）

（9）

14.29

2.64

―

―

―

―

―

―

―

―

―

48.04

8.44 .74＊＊＊

―

―

―

―

―

―

―

―

25.19

5.81 .53＊＊＊ .73＊＊＊

―

―

―

―

―

―

―

13.36

3.36 .41＊＊＊ .46＊＊＊ .45＊＊＊

―

―

―

―

―

―

13.62

2.92 .46＊＊＊ .44＊＊＊ .26＊＊＊ .25＊＊＊

―

―

―

―

―

44.07

9.11 .38＊＊＊ .55＊＊＊ .41＊＊＊ .28＊＊＊ .75＊＊＊

―

―

―

―

22.91

6.54 .28＊＊＊ .43＊＊＊ .46＊＊＊ .26＊＊＊ .43＊＊＊ .69＊＊＊

―

―

―

13.91

2.81 .33＊＊＊ .31＊＊＊ .17＊＊＊ .14＊＊＊ .46＊＊＊ .42＊＊＊ .21＊＊＊

―

―

44.33

9.05 .28＊＊＊ .42＊＊＊ .33＊＊＊ .22＊＊＊ .41＊＊＊ .61＊＊＊ .47＊＊＊ .71＊＊＊

22.82

6.42 .20＊＊＊ .38＊＊＊ .43＊＊＊ .18＊＊＊ .30＊＊＊ .51＊＊＊ .58＊＊＊ .40＊＊＊ .72＊＊＊―

N＝637（ペアワイズ）。

Table 2モデル

Vol. 47, No. 3

χ2

モデル 1 14.414
モデル 2 30.792
モデル 3 44.311

各モデルの適合度指標

df

GFI

AGFI

SRMR

NFI

CFI

RMSEA

9
22
23

0.987
0.972
0.960

0.944
0.953
0.935

0.034
0.092
0.126

0.984
0.965
0.950

0.994
0.990
0.975

0.066
0.054
0.082

AIC

AICc

86.414 21.500
76.792 33.631
88.311 46.906

BIC−39.797−101.723−94.228

た教師の内発的動機づけが学習活動に対する期待をたが，モデル 2 について SRMR が高いことなどから介して学習者の内発的動機づけに影響するプロセス

今回は制約のないモデル 1 を採用することとした。

が異なるか検討するため，多母集団同時分析を行っ

モデル 1 における各群のパス係数およびその群間た。なお，本論文では先行研究と同様に（寺尾・中谷，比較の結果を Table 3 に記載した。なお，各パス係数2019），学習内容に対する内発的動機づけ（T1）を学のうち有意であったものについては下線を引いた。

習者が元々もつ動機づけの個人差として捉え，上記

パス係数の差の検定について石井（2014）を参照してを学習活動に対する期待（T1）を予測する変数の一実施した。具体的には，比較したいパス係数 2 つを取つとするモデルを設定した。

り出し，その差を，各パス係数の標準誤差の二乗を加まず等値制約を置かないモデル（モデル 1）を検討

算し平方した値で割ることにより求めた z 値を用いし，次に母集団間で有意な差がみられなかったパス

た。その結果，P3 学習活動に対する期待（T1）からおよび共分散に等値制約を置くモデル（モデル 2）を学習内容に対する内発的動機づけ（T2）へのパス係検討した。最後に，すべてのパスと共分散に等値制約数について，内発的進学動機低群と高群，中群と高群を置くモデル（モデル 3）を検討した。上記のモデルとの間に差がみられた（低群―高群：z=−3.58，p

設定について，先行研究においても同様の形で実施=.0003，95%CI［−0.70，−0.21］；中 群―高 群：zされている（野田・岡田・谷・大西・望月・中島・=−3.33，p=.0008，95%CI［−0.59，−0.15］）。他のパ

辻井，2013；岡田・大谷・中谷・伊藤，2012）。各モ

ス係数および共分散については差がみられなかっ

デルの適合度については Table 2 に記載した。そのた。

結果，モデル 1 とモデル 2 の適合度が良い値であっ多母集団同時分析の結果から，内発的進学動機高寺尾・中谷・梅村：初年次学生における教師から学習者への動機づけの伝達

Table 3

各パス係数の群間比較
低群

P1
P2
P3
P4
P5
P6

（ 195 ）

中群

高群

差の検定

認知された教師の内発的動機づけ（T1）→学習活動に対する期待（T1）.45 （1.43）.45 （1.44） .56 （1.80）
n.s.
学習内容に対する内発的動機づけ（T1）→学習活動に対する期待（T1）.56 （0.87）.48 （0.70） .41 （0.64）
n.s.
学習活動に対する期待（T1）→学習内容に対する内発的動機づけ（T2）− .06 （−0.04） .05 （0.04） .48 （0.41） 低＜高＊＊＊ 中＜高＊＊＊学習内容に対する内発的動機づけ（T1）→学習内容に対する内発的動機づけ（T2）.51 （0.55）.41 （0.50） .17 （0.23）
n.s.
学習内容に対する内発的動機づけ（T2）→学習内容に対する内発的動機づけ（T3）.32 （0.35）.51 （0.50） .55 （0.57）
n.s.
学習内容に対する内発的動機づけ（T1）→学習内容に対する内発的動機づけ（T3）.24 （0.29）.28 （0.33） .18 （0.25）
n.s.

注）Pi は Figure 1 と対応，下線のパス係数は 5% 水準で有意カッコ外は標準化係数，カッコ内は非標準化係数差の検定について＊＊＊p＜ .001。

R2=.72ㄆ▱ࡉࢀࡓᩍᖌࡢ
ෆⓎⓗືᶵ࡙ࡅ
T1.53***

P1 .56***Ꮫ⩦άື࡟ᑐࡍࡿ
ᮇᚅ
T1

P2 .41***R2=.37
P3 .48***Ꮫ⩦ෆᐜ࡟ᑐࡍࡿ
ෆⓎⓗືᶵ࡙ࡅ
T2

R2=.43P5 .55***Ꮫ⩦ෆᐜ࡟ᑐࡍࡿ
ෆⓎⓗືᶵ࡙ࡅ
T3

P4 .17n.s.
P6 .18*ὀ㸧PiࡣTable 3࡜ᑐᛂࡋ࡚࠾ࡾ㸪ᶆ‽໬ࡉࢀࡓࣃࢫ
ಀᩘࡢ್ࢆ♧ࡋࡓ㸪*p<.05 ***p<.001.

Ꮫ⩦ෆᐜ࡟ᑐࡍࡿ
ෆⓎⓗືᶵ࡙ࡅ
T1

Ȥ2=1.95, df=3, p=0.58, GFI=0.99, AGFI=0.97,
SRMR=0.02, NFI=0.99, CFI=1, RMSEA=0

Figure 1 内発的進学動機高群における動機づけの社会的伝達プロセス

群の参加者に関して，T1 時点の学習内容に対する内発的進学動機が高い学習者において，教師―学習者

発的動機づけを統制したうえでも，教師の教育活動

間の動機づけの社会的伝達プロセスを支持する知見に対する内発的動機づけを高く認知すると，学習活が得られた。

動に対する期待を高くもち，その後の学習内容に対内発的進学動機の程度による動機づけの社会的伝達

する内発的動機づけにつながるプロセスを支持する

モデルの相違知見が得られた（Figure 1）。高群のパスモデルの適多母集団同時分析およびパス係数の差の検定か合度については，あわせて Figure 1 に記載した。こら，まず P3 学習活動に対する期待（T1）から学習内のことから，大学への内発的進学動機が高い学習者

容に対する内発的動機づけ（T2）へのパス係数につにおいて教師の内発的動機づけを認知することによいて，内発的進学動機が高い学習者のみにおいて，る伝達プロセスモデルが支持されたといえる。

T1 時点の学習活動への期待がその後の内発的動機

考察

づけにつながることが示唆された。この点について，
内発的進学動機が高い学習者は大学での学び全体に本研究では，教師から学習者へ動機づけが伝達す

対して高い動機づけをもつと考えられるため，今回るプロセスが学習者の大学への内発的進学動機の程対象としたキャリア教育に関する授業でも，当初形

度によって調整されるか検討を行った。その結果，内成された期待を持続してもち，その結果時間を経て

（ 196 ）応用心理学研究

Vol. 47, No. 3

も，学習内容に対する内発的動機づけ向上がみられれる。

たといえる。上記の知見は，初年次の大学生が，半期

実際の授業場面における時系列的変化にわたる授業において，期待を持続させ，内発的動機

また，本研究では，初年次大学生の受講する授業にづけを育むためには，内発的進学動機が高いことがて半期 3 時点の縦断調査を実施した。この点につい重要な意味をもつことを示すといえる。

て，これまでの動機づけの社会的伝達研究では主に一方で，内発的進学動機が低いもしくは中程度の実験法を用いた短期的な検討が行われており（e.g.,

学習者について，P4 学習内容に対する内発的動機づ

Radel et al., 2010），半期授業における学生の時系列

け（T1）から学習内容に対する内発的動機づけ（T2）

的な変化を検討したものはあまり多くはない。しかへのパスの影響がみられた。この点について，内発的し，大学における講義の多くは教員が持続的に授業

進学動機が低いもしくは中程度の学習者においてを担当する形式がとられており，学習者の経時的変は，今回対象としたキャリア教育に関する学習内容

化プロセスを検討することは教育実践上重要といえに内発的動機づけをもつ参加者がその後の内発的動る。

機づけを持続してもっていたことが考えられる。

よって，半期授業の始めから終わりにかけてデー

このように，鹿毛（2013）で指摘されるような動機タを測定し，大学への内発的進学動機が高い学習者

づけのトップダウン的な影響がみられた結果，内発において，動機づけの社会的伝達プロセスが長期的的進学動機の高いすなわち大学での学び全体に内発に生起しうることを示唆した本研究は意義のある知的動機づけをもつ参加者が，その中に含まれる特定見を提供したといえるだろう。さらに，本研究は，同の授業への期待を持続してもつことにつながったと一の授業科目およびカリキュラムを対象としてい考えられる。

る。そのため，現実性の高い一斉授業場面を対象とし個人差を考慮した動機づけモデルの意義ながら，授業内容の統制を行った上で教師の内発的本研究の知見から，教師の内発的動機づけが初年

動機づけを認知することによる影響を検討したとい

次学習者に伝達する過程には，各学習者がもつ内発える。

的進学動機がかかわっていることが示唆された。

実践への示唆

Wild ＆ Enzle（2002）が提唱した動機づけの社会的本研究の知見から，教師から初年次の学習者へ内伝達モデルには学習者の個人差要因は組み込まれて発的動機づけが伝わるうえで，各学習者が大学でのおらず，従来の先行研究でもそのような要因は扱わ

学び全体に対して高い内発的動機づけを有すことがれてこなかった（e.g., Radel et al., 2010； Wild et al,

重要な要因の一つであると考えられる。この点につ1992； Wild, Enzle, Nix ＆ Deci, 1997）。しかし，教師

いて，大学教員による高校での出前授業やオープンから発信される情報は各学習者がもつ動機づけや態キャンパスの開催，高校生の大学授業の聴講など高度，パーソナリティ等のフィルターを通して認識さ等学校と大学との間をつなぐような取り組みが多くれるものであり，すべての学習者が教師の内発的動の大学によって行われている（荒井，2011）。今後も機づけを認知することによる影響を同じように受け成績だけではなく大学での学びへの興味関心を育む

ることは考えにくいであろう。

ような取り組みを提供することなどが重要と考えら

本研究は，大学への内発的進学動機を動機づけのれる。

社会的伝達プロセスの調整変数として提案し，内発

また，学習者が意欲を高くもつと考えられる専門的進学動機の高い学習者は学習活動に対する期待の科目だけでなく，今回扱ったキャリア形成に関する影響が持続すると考えられることから，動機づけの科目など多くの科目に対して前向きな意欲をもつた

社会的伝達プロセスが支持されることを示唆した。

めには，大学への内発的進学動機が低い学習者や中本研究の知見から，初年次学生の動機づけ伝達プロ

程度の学習者の期待を持続させ，後の動機づけに結

セスにおいて，大学への内発的進学動機が重要な役

びつけていく必要があるだろう。これまでの研究で割を果たす調整要因の一つであることが示唆されたは，教材等に工夫を加えることによって，学習者の動といえる。今後はさらに，動機づけの社会的伝達プロ

機づけや理解につながるという知見はみられるがセスと関連しうる個人差や状況的要因の探索が望ま（e.g.，伊藤，2012；島田，2016），学習活動に対する

寺尾・中谷・梅村：初年次学生における教師から学習者への動機づけの伝達期待という要因から授業構成や教材作成にアプロー

石井秀宗（2014）．人間科学のための統計分析―こころに関心があるすべての人のために―チした研究はみられない。本研究の知見から，学習活動に対する期待の持続が学習内容に対する内発的動機づけを醸成するために重要であり，今後の教育実（ 197 ）

医歯薬出版.

伊藤貴昭（2012）．実践に貢献する教授・学習研究 教
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Keller, M. M., Goetz, T. , Becker, E. S., Morger, V., &践につながるものと考えられる。

Hensley, L. (2014). Feeling and showing: A new con-

本研究の課題ceptualization of dispositional teacher enthusiasm
and its relation to studentsʼ interest. Learning and

本研究の課題点として，まず動機づけや進学動機

Instruction, 33, 29-38.

の質による影響を検討しなかった点があげられる。
本研究では認知された教師の内発的動機づけや内発

Keller, M. M., Hoy, A. W., Goetz, T., & Frenzel, A. C.
(2016). Teacher enthusiasm: Reviewing and redefin-

的進学動機をモデルに組み込んで検討したが，先行

ing a complex construct. Educational Psychology Re-

研究では教師の外発的動機づけを扱った研究も実施

view, 28, 743-769.

されているため（e.g., Radel et al., 2010），今後は認知

Kunter, M., & Holzberger, D. (2014). Loving teaching:

された外発的・統制的な教師の動機づけや進学動機

Research on teachersʼ intrinsic orientations. Inを考慮したモデルの検討が望まれるであろう。

Richardson, P. W. , Karabenick, S. A. ,& Watt,H. M. G. (Eds.), Teacher motivation: Theory and practice.

2 点目として，対象者の限定性があげられる。本研

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申）文部科学省. https://www.mext.go.jp/compone

それにより対象者の学力等の分散が小さいことが考nt/b̲menu/shingi/toushin/̲̲icsFiles/afieldfile/20
08/12/26/1217067̲001.pdf（2020 年 11 月 17 日）.

えられる。よって本研究の結果が幅広い大学の初年
次学生を対象とした研究においても再現されるのか

文部科学省（2014）．新しい時代にふさわしい高大接続の実現に向けた高等学校教育，大学教育，大学入学検討する必要があるといえる。

者選抜の一体的改革について―すべての若者が夢や目標を芽吹かせ，未来に花開かせるために―（答引用文献申）. https://www.mext.go.jp/b̲menu/shingi/chuk
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.

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（受稿: 2021.8.17; 受理: 2021.12.20）

寺尾・中谷・梅村：初年次学生における教師から学習者への動機づけの伝達（ 199 ）

Appendix 使用項目一覧
1．認知された教師の内発的動機づけ（3 項目）
項目内容
この授業の先生は，教えることは楽しいと感じていると思う
この授業の先生は，教えること自体に興味をもっていると思う
この授業の先生は，教えることはおもしろいと感じていると思う
2．学習活動に対する期待（12 項目）
項目内容
この授業の内容は，面白そうだ
この授業の内容は，退屈そうだ
この授業の内容は，楽しそうだ
この授業の内容は，興味がもてそうだ
この授業の内容は，面白くなさそうだ
この授業の内容は，学びがいがありそうだ
この授業の先生は，学生の立場に立って教えてくれそうだ
この授業の先生は，学生が理解しようとすることを応援してくれそうだ
この授業の先生は，学生の意見よりも授業の進度を優先しそうだ
この授業の先生は，学生の興味よりも決められた範囲までやることを優先しそうだ
この授業の先生は，学生が学ぶことを第一に考えてくれそうだ
この授業の先生は，質問があったら丁寧に答えてくれそうだ

RR

R 因子負荷量が低いため削除
R 因子負荷量が低いため削除注）R は逆転項目
3．学習内容に対する内発的動機づけ（8 項目）
項目内容
このキャリア基礎の授業に興味がある
このキャリア基礎の授業が楽しみだ
自分から進んで，このキャリア基礎の授業で学んだことを勉強すると思う
このキャリア基礎の授業で学んだようなむずかしい勉強はもうしたくないと思う
R 因子負荷量が低いため削除
このキャリア基礎の授業は面白いやれと言われなければ，このキャリア基礎の授業で学んだことは勉強しないと思う
R 因子負荷量が低いため削除
授業で学んだ内容よりも，むずかしいキャリア基礎の分野を勉強してみたいと思う
このキャリア基礎の授業で学んだ内容について，いろいろなことを調べてみたいと思う
注）R は逆転項目
4．大学への内発的進学動機（3 項目）
項目内容
大学というものが楽しそうだったから大学の勉強に興味があったから大学について自分でいろいろ調べた結果，行ってみたいと思ったから