申請者 前田 健一

Ⅰ.論文題目子どもの仲間関係における社会的地位の持続性に関する発達的研究

ⅠⅠ.目

次

第1章 本研究の背景と目的
第1節′ 仲間関係と社会的地位に関する研究の意義と動向
1.子どもの仲間関係に関する研究の意義
2.仲間関係に問題をもつ子どもの発達経路毛デル3.本研究の位置づけと本研究の意義
第2節 社会的地位の次元とタイプ分類
1..ソシオメトリック法と社会的地位タイプの分類
2.倫理的問題と代替分類法の開発
3.子どもの孤独感と社会的地位タイプ
第3節 本研究の目的
1.本研究の第1日的2.本研究の第2日的3.本研究の第3目的

第2章 社会的地位タイプの持続性に関する研究
第1､節 社会的地位タイプの持続率に関する縦断的検討
1:幼児期の2年間にわたる地位タイプの持続率(研究1)2.幼児期から5年間にわたる地位タイプの持続率(研究2)3.児童期の3年間にわたる地位タイプの持続率(研究3)第2節 社会的地位と社会的行動特徴の同時的関連
1.社会的スキルの教師評定と社会的地位(研究4)
2.幼児の社会的地位タイプと社会的行動特徴(研究5)
3.児童の社会的地位タイプと社会的行動特徴(研究6)第3節 社会的地位と社会的行動特徴の縦断的関連
1.幼児期における縦断的検討(研究7)
2.小学校移行期における縦断的検討(研究8)3.児童期における縦断的検討(研究9)第3章 総合的考察と今後の課題
第1節 本研究の結果のまとめと総合的考察
1.第1目的に関する結果のまとめと考察
2.第2目的に関する結果のまとめと考察
3.第3目的に関する結果のまとめと考察
第2節 本研究の問題点と今後の課題
1.本研究の問題点と限界
2.今後の課題
引用文献
付録

第1章 本研究の背景と目的

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1

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第1節 仲間関係と社会的地位に関する研究の意義と動向

本節では,まず子どもの仲間関係に関する研究の意義,特に仲間関係に問題をもつ子どもを研究する意義について述べる｡次に,仲間関係に問題をもつ子ども
はどのような過程を経て仲間関係の問題を経験するに至るか,さらにその後の発達や社会的適応問題へと発展するか,その発達経路を説明する最近の理論モデル
をいくつか紹介する｡最後に,これらの理論モデルや従来の仲間関係に関する研究動向の中で,本研究がどのような位置を占め,どのような研究意義をもつのかについて述べる｡

1.子どもの仲間関係に関する研究の意義
仲間関係の研究,特に仲間関係に問題をもつ子どもを研究する第1の意義は,仲間関係に困難をもつ子どもをできるだけ早期に発見し,彼らの仲間関係を改善することにある｡この実践的意義に直接関連するのは社会的スキル訓練(social
skills training)の研究である｡社会的スキル訓練の研究を支える基本的な考え方は,社会的スキル欠如仮説(たとえば Asher & Renshaw, 1981; Ladd & Mize,
1983)に基づいている｡ Ladd(1985)によると,この仮説は次の点を前提としている｡(1)仲間関係に問題をもつ子どもは,対人関係に必要な社会的スキルを欠いている｡(2)欠けている社会的スキルは,新たに学習して補うことができる｡社会的スキル
訓練は,この不足する社会的スキルを学習させる指導法である

3社会的スキル訓練を通して学習した社会的スキルは,仲間集団場面にも般化する｡仲間集団の中で適切な社会的スキルを実行する機会が増加すると,その結果として仲間の見方も変化し,仲間関係は次第に改善されていく｡社会的スキル訓練の訓練プログ
ラムや訓練方法の詳細は,訓練対象児の特徴あるいは問題行動の性質や軽重に応じて多様化され,訓練期間や訓練効果も異なっている(Coie & Koeppl, 1990; King& Kirschenbaum, 1992; Maston & Ollendick, 1988; Michelson, Sugai, Wood, &Kazdm, 1983; Mize & Ladd, 1990b; Pope, McHale, & Craighead, 1988),しかし,これらの前提からわかるように,社会的スキル訓練の研究はいずれも,子ど

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2

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もの社会的スキルや社会的認知の欠如あるいは不適切さが仲間関係の問題や仲間からの拒否(以後,仲間拒否と略す)に影響し,最終的には社会的不適応の結果を生み出すと考える点で共通している｡｢正常な発達に関する知見は,正常な発達からの逸脱や歪みを理解するために必要であるのと同様に,発達病理に関する知見は正常な発達の理解を深めるために必要である｣ (Cicchetti, 1993),仲間関係を研究する第2の意義は,仲間関係に問題をもつ子どもの研究が,発達の適応過程と不適応過程の比較を通して,仲間関係の発達に限らず,子どもの社会性や社会的コンピテンスの発達を含む正常な発達過程全体を理解し,その発達メカニズムや規定要因を解明することに役立つ点にある(Parker, Rubin, Price, & DeRosier, 1995),仲間からの受容(以後,仲間受容と略す)や仲間拒否と関連する行動的要因や社会的･認知的要因を検討した研究は,友好的で満足的な対人関係に必要な社会的･認知的スキルは何かについて多くの情報を提供してきた｡これらの研究では,仲間関係に問題をもつ子ども(たとえば,仲間から拒否されている子ども),典型的な仲間関係を経験している子ども(たとえば,平均的な子ども),あるいは良好な仲間関係を営んでいる子ども(たとえば,人気のある子ども)を比較し,彼らの行動的特徴や認知的特徴にどのような相違点があるかを検討している｡群間差がある場合は,その差は仲間拒否の基礎的要因である社会的スキル欠如や行動的･社会的コンピテンスの発達差を反映するものと理解される｡これらの知見は,仲間受容の低い子どもの社会的スキル訓練プログラムの内容や標的スキルを精選するときに,重要な役割を果たすものである｡また,これらの研究成果は,仲間関係の問題にとって重要な要因とそうでない要因を分離し,仲間相互作用の中で通常機能している行動的過程
や認知的過程に関する理解を発展させる役割を果たした｡これらの研究は,仲間関係や社会的適応の状態が異なる子どもを比較することを通して,子どもの社会的･認知的発達に果たす仲間関係の役割を明らかにする研究アプローチとして位置づけられる.本研究では基本的に,この研究アプローチを採用しセいる.

2.仲間関係に問題をもつ子どもの発達経路モデル
Parker & Asher(1987)は,子どもの仲間関係の問題が後年の社会的適応の問題へと発展する経路について2つの対極的なモデルを提示している｡図1と図2は,Parker, Rubin, Price, & DeRosier(1995)が時間経過を考慮して図式化した極端

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3

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な付随モデル(incidental model)と極端な因果モデル(causal model)を示したものである｡図1に示す付随モデルでは,仲間関係の問題が後年の社会的･個人的適応上の問題を引き起こす直接的な原因として独立効果を及ぼすとは仮定していない｡むしろ,付随モデルは後年の青年期や大人時代に顕在化する適応障害の初期形態としての基礎的障害を前提条件とし,それが子どもの仲間関係に否定的影響を与えると考えている｡つまり,仲間関係の問題と後年の不適応との関連性が見られるのは;この基礎的障害が行動的逸脱や精神保健的問題を強め,それが早くから仲間関係の問題に影響し,やがて後年の不適応結果を引き起こすからであると解釈する｡あくまで,子ども側の基礎的障害が後年の適応障害の原因であると考え,仲間関係の問題はその不適応過程に付随する現象であると捉える｡付随
モデルは学校からのドロップアウトや非行などの不適応結果よりも,精神保健的な適応障害を説明するのに適していると考えられている(Parker & Asher, 1987),
仲間関係‑ケ仲間関係 ‑ト仲間関係
の問題
の問題
の問題
/

/

/

基礎
仲間に対
仲間に対
仲間に対
仲間に対
的障う1する不適→する不適一する不適◆する不適
害
応行動
応行動
応行動
応行動
時間の経過

適応
→障害
結果

図1 仲間関係の問題と後年の適応障害との関連性に関する単純な付随モデル

これに対して,図2に示す極端な因果モデルは,後年の不適応の問題が児童期や青年期に友好的で肯定的な仲間関係を形成できなかったことに原因づけられると主張する｡仲間関係に問題をもつ子どもは,仲間相互作用経験が提供する重要な社会化経験の機会を剥奪され,重要な社会的サポート源を欠いているので,ス
トレスを経験し,柔軟で状況に適した社会的スキルや認知スキルを発揮できなく◆仲間関係 ‑>社会化経験‑>適応
の問題
の機会低下
障害
/
/
/
結果
仲間に村
仲間に村
仲問に村
仲問に対
する不適‑>する不適‑◆する不適･+する不適
応行動
応行動
応行動
応行動
時間の経過> >十>仲間関係‑>仲間関係の問題の問題

図2 仲間関係の問題と後年の適応障害との関連性に関する単純な因果モデル

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なる｡社会化の程度が低いので,社会的応答性に欠け,他者からの期待を満たす
ことができず,ますます満足的な仲間関係を形成できなくなる｡つまり,因果モ
デルでは,後年の適応障害は基礎的障害が時間経過に伴って拡大する結果ではな
く,むしろ仲間拒否や仲間関係の失敗を累積的に経験した結果であると解釈する｡
図2からわかるように,因果モデルの不適応過程は仲間に対する不適応行動のサインから開始される｡しかし,因果モデルでは,この不適応行動が最初どのようにして発生したか,その起源については述べていない｡
図1と図2の比較からわかるように,付随モデルと同様に,因果モデルも仲間に対する問題行動や不適応行動が･の発達段階でも仲間関係に影響を与え(右上向きの⇒で表示),仲間関係の問題を持続させ増強させる(横向きの→が次第に太くなることで表示)と仮定している｡また,仲間に対する不適応行動それ自体も,時間の経過(発達)に伴って増強されていく(横向きの‑+が次第に太くなることで表示)と仮定している点でも共通する｡ 2つのモデルは,早期の仲間関係の問題と後年の適応障害との関連性を検討する縦断的研究にとって重要な影響を与えてきたが,どちらのモデルにも欠点があり,充分に満足できるモデルとは言い切れないと見られている(Parker & Asher, 1987)0 Parker & Asher(1987)は, 2つのモデルについて次のように批判している｡ ｢極端な付随モデルは仲間拒否の経験,特に長期的な仲間拒否の経験をすると,子どもが周りの世界や自分自身を否定的に見るようになるという現実的な可能性を否定している｡すなわち,仲間拒否を持
続的に経験することは,子どもの社会的発達,学業的発達,感情的発達,道徳的発達など多くの側面に否定的な影響を及ぼすに違いないという可能性を否定している｡それに対して,極端な因果モデルは,仲間拒否や仲間関係の問題を引き起

¥｣¥

/

cM

傾性
仲間に対
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困
応行動1

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問る行
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¥¥

仲間関係‑>仲間関係 ■‑仲間関係l+仲間関係
の問題1
の問題2
の問題3
の問題4
仲間に対
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応行動3

＼

問に対
適応
する不適 十>障害
行動4
結果

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否定的な
否定的な
否定的な
否定的な
適応
自己認知l+自己認知2‑1自己認知う◆自己認知4→障害
他者認知1 他者言忍知2‑ 他者認知3 他者認知4
結果
時間の経過>>>

図3 仲間関係の問題と後年の適応障害との関連性に関する交流モデル

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こす要因が後年の不適応結果に対して, 1つの役割を果たし続けるという事実を無視している｡仲間関係の問題に寄与する要因は,後年の適応過程と適応の性質
を絶えず形成し続けるように思われる｡ ｣ (p.379),さらに, Parker, Rubin, Price,& DeRosier(1995)が指摘するように,どちらのモデルも仲間拒否や仲間関係の失敗がどのようにして子どもの認知や行動に影響を与えるのかを考慮していないのである｡
図3の交流モデル(transactional model; Parker, Rubin, Price, & DeRosier,1995)では,仲間に対する子どもの不適応行動,仲間関係の問題,子どもの否定的な自己認知や他者認知の3つが継続的にしかも相互通行的に影響し合うダイナミ
ックな相互影響過程を仮定している｡交流モデルでは,仲間関係の中で不適応行
動を引き起こす基礎となる傾性的要因を仮定している｡この点で,交流モデルは
図1の付随モデルと類似している｡しかし,交流モデルの傾性的要因は養育環境
から仲間相互作用へと子どもが持ち込んでくる対人的志向性,社会的コンピテン
ス,行動傾向などによって規定されるものである｡傾性的要因は子ども側の要因だけでなく,環境要因にも規定されると考える点で,付随モデルの基礎的障害の概念と異なっている｡この傾性的要因は最初の不適応行動1に影響を与えるだけ
でなく,子どもの自己認知や他者認知(図3では否定的な自己認知1と他者認知1と表示)にも影響を及ぼす｡これらの否定的な月己認知や他者認知は,次に仲間に対する不適応行動2に影響を与える｡さらに,この不適応行動2は子どもに対する仲間の態度や子どもの行動に対する仲間の態度(図3では仲間関係の問題3と表示)に影響を及ぼす｡このように否定的認知1‑不適応行動2‑仲間拒否3→否定的認知4という悪循環の連鎖を経て,最終的には認知的･感情的な問題と行動的問題を合わせもつ後年の適応障害に至ると考えられている｡

3.本研究の位置づけと本研究の意義
仲間に対する社会的行動は不適応行動であるか適応行動であるかに応じて,仲間拒否から仲間受容までの評価次元に沿って仲間から評価を受ける｡図3の交流モデルでは,この仲間評価(仲間関係の問題と表示)は評価を受けた子どもにフィードバックされ,その子どもの認知や行動に影響する過程を考慮している｡仲間
関係に関する多くの研究は,この仲間評価を反映する集約的な指標として仲間集団における子どもの社会的地位を利用してきた｡これらの研究は,社会的地位が

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異なる人気のある子ども(以後,人気児と略す),拒否されている子ども(以後,拒否児と略す),無視されている子ども(以後,無視児と略す)の間には攻撃的行動,
社交的行動,引っ込み思案行動などに差異があることを実証している(Coie, Dodge,& Kupersmidt, 1990; Hymel & Rubin, 1985; Newcomb, Bukowski, & Pattee, 1993)｡しかし,これらの研究証拠の多くは,横断的研究計画を使用し,すでに進行中の仲間集団を対象として得られたものである｡子どもの社会的地位と社会的行動特徴を同時期に測定し,その関連を検討した研究計画では,社会的地位に関連した行動的差異が見られても,その行動的差異が仲間関係の問題の原因であると結論できない｡むしろ,行動的差異は仲間拒否や仲間受容の結果として生じているのではないかという別の解釈も成立する｡図3の交流モデルを参考にすると,仲間に対する不適応行動1は仲間関係の問題2の原因を構成するが,仲間に対する不適応行動4は仲間関係の問題2の結果的影響を受けていると考えられるからである｡
このように横断的･同時的な研究計画では,時間経過を考慮しない点に限界があった｡これらの限界を超える試みとして,未知の子ども同士から成る集団を人工的に構成し,仲間相互作用過程を追跡する研究(Coie & Kupersmidt, 1983; Dodge,1983)や既成の集団や特定の子どもを追跡する縦断的研究が実施されている(Kupersmidt, Coie, & Dodge, 1990; Parker & Asher, 1987; Rubin, LeMare, &Lollis, 1990)0 Coie & Kupersmidt(1983)やDodge(1983)の研究では,未知の子ども同士を集め,人工的な仲間集団を構成し,一定の期間にわたる仲間遊びの観察を通して,どのような行動を示す子どもが最終的には人気児,拒否児,無視児な
どの社会的地位を占めるようになるのかについて検討している｡その結果,最終的に拒否児の地位を占めた子どもは,途中の仲間相互作用過程の中で攻撃的･嫌悪的な言動を多く示した｡これらの研究結果は子どもの社会的行動が仲間受容や仲間拒否に影響する因果過程を実証するものであった｡
仲間関係に関する縦断的研究を展望したParker & Asher(1987)は,攻撃性や引っ込み思案などの行動特徴,仲間受容度の低さが後年の適応上の否定的結果(学業上の問題,少年非行,精神保健上の問琴等)を予測する重要な予測因であると結論している｡しかし,彼らが展望した研究のほとんどは,仲間受容度の低い子ども
を拒否児と無視児とに区別しないで,対象児全員の仲間受容度などに基づいて縦断的な予測性を検討している｡しかし,対象児全員のデータに基づく予測性の検討では,たとえば拒否児と無視児の子どもが後年に同様の否定的結果を経験する

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のか,あるいは彼らの予後が異なるのかを正確に知ることはできない｡また,拒否児や無視児の地位はどちらが持続しやすいか,持続する場合には行動特徴にも持続性が見られるのかを明らかにするためには,社会的地位タイプを予め識別し,地位タイプ間の比較検討を行うと同時に,各地位タイプ別に縦断的な検討を行う
必要がある｡
縦断的研究は長期間を要し,実施に困難を伴うこともあって,時間経過に伴う行動特徴の持続や変化が社会的地位タイプの持続や変動とどのような対応関係にあるのかは明らかでない｡これに関する縦断的研究証拠は極めて不充分な現状にある｡また,従来の縦断的研究のほとんどは仲間関係に問題をもつ子どもに焦点を絞っているが,仲間関係の良好な人気児の地位と社会的行動との対応関係についても縦断的に検討する必要がある｡人気児では,仲間に対する適応行動と肯定的な仲間関係との相互影響過程が作用するのか,その可能性を検討する必要がある｡ノ本研究の縦断的研究は,図3の交流モデルが仲間に対する不適応行動→仲間関係の問題→否定的な自己認知に至る悪循環の連鎖過程を説明するだけでなく,仲間に対する適応行動→良好な仲間関係‑>肯定的な自己認知に至る良循環の連鎖
過程に対しても適用可能か否かを検討する研究として位置づけられる｡なお,本研究では図3の否定的な自己認知を反映する1つの測度として,後述する孤独感
測度を使用する｡その理由は,仲間からの拒否や孤立を経験すると,それ自体が新たなストレス要因となり,孤独感を高め,ひいては情緒的･社会的適応上の否定的結果を引き起こすと考えられるからである｡
ところで,図3では交流モデルの重要な点を強調するために,各要素にぞれぞれ別の数字が付与されている｡すなわち,各要素は時間の経過に伴って,一定の一貫性や連続性を保ちながらも,各要素間のダイナミックな相互影響過程を経て,次第に変化していくことをあらわしている｡たとえば,最初は活発な活動の一部として軽度の攻撃的行動を示した子どもが,仲間拒否を経験するうちに,ますま
す激しい攻撃的行動を頻発するようになるかもしれない｡あるいは仲間拒否の経験を累積するうちに,孤独感や否定的感情を高め,行動的には引っ込み思案傾向を示し,仲間を避けるようになることも考えられる｡同様の原理で,子どもの否定的な自己認知や他者認知も時間経過に伴って変化していくものと考えられる｡
本研究の縦断的研究の意義は,時間経過に伴う地位タイプの持続率を明らかにすると共に,行動特徴の持続や変化の過程と地位タイプの持続や変動の過程にどのような対応関係があるかを検討するところにある｡さらに,本研究では横断的

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発達研究を通して,幼児期から児童期の仲間関係における社会的地位と行動特徴の対応関係が発達的に一貫しているのか,あるいは特定の発達段階を境界にして大きく変化するのかを明らかにする｡もし発達的一貫性が顕著であれば,幼児期
から児童期のいずれの発達段階を起点とする場合にも,図3の交流モデルが適用可能であり,同様のメカニズムで進行する可能性を示唆する｡もし特定の発達段
階で行動と地位の関係が大きく変動するのであれば,従来または今後の縦断的研究ではどの発達段階を起点とすべきかについて,重要な情報を提供する意義をもつと考えられる｡

第2節 社会的地位の次元とタイプ分類

本節では,まず仲間関係における社会的地位を決定するために使用されてきた
ソシオメトリック法について述べる｡次に,ソシオメトリック法の実施にかかわる倫理的問題について触れ, 1つの解決策として開発された代替分類法を紹介する｡最後に,子どもの仲間受容度や社会的地位によって孤独感が異なることを実証した従来の研究証拠について概観する｡
1.ソシオメトリック法と社会的地位タイプの分類
仲間受容度の低い子どもや高い子どもを下位タイプに分類する場合,多くの研究はソシオメトリツク指名法を使用してきた(Hughes, 1990; McConnell & Odom,
1986; Newcomb, Bukowski, & Pattee, 1993),ソシオメトリック指名法では｢学級の中で一緒に遊びたい人｣ (肯定的指名),反対に｢学級の中で一緒に遊びたくない人｣ (否定的指名)などの特定の選択基準に従って,何人かの仲間(通常は3名‑5名)を指名するように子どもに求める｡社会的地位タイプを識別する2次元分類システム(たとえば, Coie & Dodge, 1988; Coie, Dodge, & Coppotelli, 1982)

では,仲間から受けた肯定的指名数と否定的指名数を標準得点へ変換し,肯定的指名(P)得点と否定的指名(N)得点を算出する｡さらに, P得点とN得点から社会的選好度(SP‑P‑N)得点と社会的影響力(S I‑P+N)得点を合成する｡
社会的地位の極端なタイプは, SP得点とS I得点の2次元が直交する象限に位

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社会的選好度(S P)得点(+)(+)肯定的指名(P)得点

否定的指名(N)得点(‑)

社会的影響力(‑)(SI)得点(+)社会的影響力(SI)得点

肯定的指名(P)得点(‑)(+)否定的指名(N)得点(‑)

社会的選好度(S P)得点
図4 地位タイプの分類と.p得点, N得点, SP得点, SI得点の関係
置づけられる(図4)｡すなわち,仲間から人気のある人気児,拒否されやすい拒否児,無視されやすい無視児,人気と拒否の両面をもつ両端児の4タイプである｡
平均児タイプは,これら極塊な地位タイプと比較するための比較基準群として扱われる｡本研究ではCoie & Dodge(1988)の2次元分類システムを一貫して使用する｡表1は,本研究で使用する5地位タイプの分類基準(Coie & Dodge, 1988)を示したものである｡
研究で使用する5つの地位タイプの分類基主
人気児
拒否児
無視児
両端児
平均児

SP> 1
SPく‑1
SIく‑1
SI〉 1
‑1くSPく1

P>0

くO

Pく
P〈O

N>O
NくO

P>0

〉0

‑1くSIく1

2.倫理的問題と代替分類法の開発
図4‑からわかるように,地位タイプを分類するためには,ソシオメトリツク指名法において肯定的指名と否定的指名の両方を求める必要がある｡特に,否定的指名は拒否児と無視児の区別にとって不可欠な情報を提供する｡しかし実際問題

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として,ソ′シオメトリック指名法の否定的指名を子どもに求めることは,実施後の仲間関係に否定的影響を与えると懸念され,倫理的･道徳的観点から問題視されてきた｡現在のところ,否定的指名の実施が子どもの仲間関係にとって有害であることを実証した研究証拠は見られない｡むしろ, 2つの研究(BelトDolan,
Foster, & Sikora, 1989; Hayvren & Hymel, 1984)は,否定的指名の実施が,実施後の子どもの仲間相互作用や会話,否定的気分,孤独感などに有害な影響を与えないことを報告している｡､しかし,これに関する研究証拠が不足している現状
では,否定的指名の実施が有害か無害かの結論を下すのは早計であり,さらに多様な側面から否定的指名実施の影響を検討する研究が求められる｡
否定的指名を実施した従来の研究では,倫理的･道徳的問題に配慮し,可能な限りの注意を払って慎重に否定的指名を実施している｡たとえば,子どもに対してはソシオメトリック指名法の調査結果は秘密厳守されること,研究目的以外には利用しないことを事前に説明することはもちろんのこと,誰を指名したかについて実施後に仲間同士で情事艮交換しないように注意を求めたり,指名したくない
場合には回答を拒絶する選択の自由があることを説明し,調査への理解と協力を求めている｡他方,実施する学校の関係者や親に対しては,研究の趣旨と意義を説明し,ソシオメトリック指名法の実施を含む研究に対して,子どもを参加させるか否かの承諾と協力を求めている｡いわゆるインフォームド･コンセントを事前に行い,研究参加の承諾を得られた子どものデータに限定して分析するなど細心の注意を払っている｡本研究においても従来の研究と同様に,ソシオメトリッ
ク指名法の実施にあたって,こうした努力をできる限り重､ねた上で実施の許可と協力を得たことを付け加えておきたい｡
Asher & Dodge(1986)は,ソシオメトリック指名法の否定的指名を使用しない方法で,拒否児と無視児の区別を含む地位タイプの分類が可能か否かを検討している｡彼らは,小3‑小6の子ども200名を対象にして,ソシオメトリヅク指名法の肯定的指名とソシオメトリック評定法を組み合わせて地位タイプの分類を試みている｡ソシオメトリック評定法では,級友全員の一人ひとりについて,彼らと一緒に遊びたいと思う程度を3段階または5段階で評定するよう子どもに求めることが多い.各子どもの得点は,.級友全員から受けた評定値の平均値(平均評定値)で示される｡このように平均評定値は仲間受容度をあらわす一次元の指標である｡
しかし,指名法の得点よりもテスト一再テスト間の安定性が高く(Asher, Singleton,
Tinsley, & Hymel, 1979),介入効果を敏感に反映する結果測度としても活用され

ニ

nil

r

ている(Ladd,1981;Oden&Asher,1977),評定法の重要な利点は,子どもが自分の嫌いな級友の名前を指名する必要がないことである｡しかし,平均評定値を算出してしまうと,単独でも,肯定的指名法と組み合わせても,拒否児と無視児を区別するのに役立たない｡
そこで,Asher&Dodge(1986)は,評定法において各子どもが仲間から受けた最も低い評定値(1‑5の5段階であれば,1の評定値)の個数を指名法の否定的指名数の代わりに使用し,肯定的指名数と組み合わせて地位タイプを分類する方法を考案した｡この代替分類法による分類結果と肯定的指名と否定的指名を組み合わせた伝統的な分類法による分類結果を比較したところ,両方法の分類一致率は拒否児(91.2%)が最も高く,次いで両端児(81.8%),人気児(71.4%)と続き,無視児(53.1%)や平均児/qqqo/¥
voo.o7o;では低かった｡さらに,Asher&Dodge(1986)は小2‑小4の子ども547名を代替分類法によって分類し,各地位タイプの持続率を検討している｡その結果,5か月間の期間を経た同一地位持続率は拒否児(69.0%)が最も高く,人気児(49.5%),平均児(35.6%),無視児(oooo/¥(｣o.17o)9両端児/1OOO/¥
vlo.^7o;の順に低下した｡これらの結果は,拒否児の分類を目的とする場合には否定的指名を実施しなくても,代替分類法によってかなり正確に分類できることを示している｡しかし,これらの結果は無視児や平均児の分類を含む5つの地位タイプの分類を目的とする場合には,伝統的な分類法の使用が適切であることを示している｡

3.子どもの孤独感と社会的地位タイプ
仲間から拒否や無視を受けている子どもは,初期の段階では自己の仲間関係に苦痛や不満をもち,不満足な仲間関係を自力で改善しようと努力するかもしれな
い｡しかし,自己の仲間関係を改善し,満足的な仲間関係を形成するために何をすべきか知らない子ども,あ早いは独自の改善策を遂行してもそれが仲間に受容されなかったり関係改善に役立たないことを経験した子どもは,不満足な仲間関係が持続する限り,疎外感や孤独感を募らせていくと考えられる｡事実,仲間から拒否される子どもの多くは自分の仲間関係を重視しているが,現実には仲間から拒否され,その結果として孤立し,長時間にわたって仲間と相互作用することが少ないのである(Coie & Kupersmidt, 1983; Dodge, 1983),このように考えると,孤独感は仲間関係の先行要因というよりも結果であると考えられる｡ただし,

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非成功的･不満足な仲間経験から生じた孤独感は,それ以後の子どもの仲間相互作用のあり方や社会的関係に影響を与える可能性がある｡図3の交流モデルの相互影響過程を考慮すると,孤独感は後続の仲間関係の問題にとって先行要因となる場合もあると考えられる｡あるいは孤独感が次第に増強され,後年の適応上の否定的結果を構成することも考えられる｡
子どもが自己の仲間関係をどのように見ているか,またどのような主観的･感情的経験をしているかは,仲間関係に困難を抱えている当事者の子どもだけでな
く,彼らの仲間関係の改善を支援する周囲の関係者にとっても極めて重大な問題である｡大人や青年の孤独感に関する研究では,孤独感の･自己幸艮告測度が広く使用され,人間関係に問題や困難を抱える人々を識別するのに活用されている(たとえば, Peplau & Perlman, 1982),それに対して,子どもの孤独感に関する研究は比較的少ない Asher, Parkhurst, Hymel, & Williams(1990)が指摘するように,
子どもの孤独感研究が乏しい理由の1つは,一般に年少の子どもは孤独感を感じないと考えられていたからである｡しかし,最近の研究はこの考えが誤りである
ことを実証している｡たとえば, Cassidy & Asher(1992)は幼稚園児と小1の子ども46名を対象に,孤独の意味,原因,軽減法について質問している｡その結果, 43
名93%の子どもは｢孤独とは孤立していること｣および｢悲しみの感情を伴うこと｣の2点に言及し,孤独感概念の基本を充分に理解していた｡この結果は,幼児や小1でも孤独感を感じること,そして自己報告による孤独感の測定が可能であることを示唆するものである｡
子どもの仲間関係と関連した孤独感や社会的不満足感に関する自己報告測度を最初に開発したのは, Asher, Hymel, & Renshaw(1984)である｡彼らは小3‑小6の子ども522名を対象にして, 24項目の質問内容が自分にどの程度あてはまるかを
5段階で自己評定させている｡ 24垣日中16項目は孤独感に関する項目(たとえば,
私はひとりぼっちだと感じます)や社会的満足･不満足に関する項目(たとえば,
私は他の子どもとうまくやっています)から構成されていた｡残り8項目は,子どもの趣味や好きな活動を質問するフィラー項目(たとえば,私はテレビをよく見ます)であり,子どもの心をリラックスさせ,回答に対する自然な態度を引き出す目
的で組み込まれたものであった｡この研究では孤独感の合計得点と肯定的指名得点との相関値を求めている｡その結果,小3(r=‑.31, pく.001),小4(r=‑.21,
pく.05),小5(r=‑.32, pく.001),小6(r=‑.19, pく.05)であった｡また,

仲間受容度(ソシオメトリック評定法の平均評定値)が学級内で最も低い3名ずつ

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を抽出して低評定児群(59名)を構成し,その他の群(444名)と比較している｡その結果,孤独感得点は低評定児群がその他の群よりも有意に高かった｡
Asher, Hymel, & Renshaw(1984)の研究は孤独感得点が肯定的指名得点と有意な負相関の関係にあることを実証したが,相関値の程度はあまり高くなかった｡その理由の1つとして, Asher & Wheeler(1985)は,拒否児では孤独感が強いのに対して,無視児では強くない可能性があり,これら2つのタイプを一括して非人気児として扱っていることに問題があると考えた｡さらに, Asher & Wheeler(1985)
は, A叫er, Hymel, & Renshaw(1984)の孤独感質問項目のほとんどが学校場面に限定していなかったことによって,仲間関係と孤独感との相関値を低下させた可能性もあると考え,孤独感項目をすべて学校場面に限定するように修正した｡彼らはソシオメトリック指名法の結果に基づいて,小3‑小6の児童200名を5つの地位タイプに分類し,各タイプの孤独感を比較している｡その結果,孤独感は拒否
児が無視児,両端児,人気児よりも有意に高かった｡しかし,無視児は拒否児を除く平均児,両端児,人気児の3タイプのいずれとも有意差がなかった｡
その後, Asher & Wheeler(1985)の修正版による孤独感尺度を使用した研究がいくつか報告されている｡たとえば小3と小5を対象としたCrick簸Ladd(1993)は,拒否児の孤独感が他の4タイプよりも有意に高いことを見出している｡また,佐藤･佐藤･高山(1990)は,小3‑小6の子ども975名の中から,極端な拒否児,檀端な人気児,極端な無視児および典型的な平均児を各学年から20名ずつ選出し,孤独感(Asher & Wheeler, 1985)と抑うつ感(Asarnow & Carlson, 1985)の自己評定を求めた｡その結果,孤独感得点では拒否児が最も高く,無視児と平均児が中間で,人気児が最も低かった｡また,抑うつ感得点でも孤独感得点と同様に,拒否児が最も高く,無視児と平均児が中間で,人気児が最も低かった｡さらに,
Parkhurst & Asher(1992)は7年生と8年生を対象にして,拒否児の孤独感が人気
児よりも有意に高いが,無視児の孤独感は他の4タイプと有意差がないことを見出している

Sanderson & Siegal(1995)は,平均5歳4か月の幼児94名を対象にして,拒否児の孤独感が平均児よりも有意に高く,無視児や人気児よりも有意に高い傾向にあるが,拒否児と両端児の孤独感には有意差がないことを報告している｡これらの研究の他に, Parker & Asher(1993)は,小3‑小5の子ども881名の中から,仲間受容度(ソシオメトリック評定法の平均評定値)に基づいて高受容群,
中受容群,低受容群の3群を構成し, 3群の孤独感得点を比較している｡その結果,孤独感得点では低受容群が最も高く,中受容群が中間で,高受容群が最も低

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かった｡しかも,これら3群間の差はいずれも有意であった｡以上の諸研究は,幼児期から児童期を経て青年前期に至る発達段階のいずれにおいても,仲間から拒否されている子どもほど孤独感が高く,自己の仲間関係に不満を感じていることを実証するものである｡しかし,小ずれの研究も横断的･同時的に地位と孤独感を測定しているので,たとえば持続的な拒否児と一時的な拒否児の孤独感が異なるか否かなど,地位の持続や変化に伴う孤独感の程度を知ることができない｡
現在のところ,子どもの孤独感を仲間受容度と関連づけた縦断的研究はいくつか報告されているが.(たとえば, Hymel, Rubin, Rowden, & LeMare, 1990; Renshaw& Brown, 1993),地位タイプの持続や変化に伴って子どもの孤独感がどのように変動するかを縦断的に確かめた研究は見られない Hymel, Rubin, Rowden, & LeMare(1990)は小5時点の孤独感が小2時点の仲間受容度(平均評定値)や社会的コンピテンスの自己評価と有意な負相関(順に/サ= ‑.24, pく.05; r= ‑.40, px.OOl)を示し,孤立性に関する仲間評価得点と有意な正相関(r=.26, p<.05)を示すことを見出している｡また,重回帰分析の結果,小2時点において社会的コンピテン
スを低く自己評価している子どもは,小5時点でも低く自己評価すると同時に,孤独感が強い関係にあることを予測した

Renshaw & Brown(1993)は,小3‑小6の子ども128名を対象に3つの時期(時期1‑時期2は約10週間の期間,時期2‑
時期3は約1年の期間)に孤独感を測定している｡その結果,時期3の孤独感は時
期2の仲間受容度(/ = ‑.41, pく.001)や友人数(/サ= ‑.28, pく.01)と有意な負相関を示し,引っ込み思案の教師評定得点(r=.31, Jp<.001)や仲間拒否場面に対する原因帰属得点(r=.25, pく.01と有意な正相関を示した｡さらに重回帰分析の結果,時期2に引っ込み思案行動を示し,友人が少なく,仲間受容度が低く,仲間拒否場面に対する原因を内的･安定的要因に帰属させ自己を責める子どもは,
時期3の孤独感が高い関係にあることを予測した｡また,孤独感得点同士の縦断的相関値を求めたところ,時期1と時期2の間(r=.66, pく.001),時期2と時期3の間I/1=.65, pく.001),時期1と時期3の間(r=.57, pく.001)のいずれも有意な正相関を示した｡孤独感得点の安定性が比較的高く,否定的な自己認知や帰属パターンが1年後の孤独感と密接に関連したこ･とは,孤独感測度が否定的な自己認知を反映する1つの指標として有効であることを示唆する｡

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第3節 本研究の目的

本節では,直接関連する先行研究を踏まえながら,本研究の主な3つの目的について述べる.まず社会的地位タイプの持続率(第1目的)に関する研究証拠が不足している現状を指摘し,その後で第1目的について述べる｡次に,地位と社会的行動特徴の同時的関連を検討した研究の中から,仲間と教師の情報源を利用した研究を中心に,社会的行動特徴の地位タイプ間差を検討した研究を概観する｡
その後で,第2目的について述べる｡最後に,地位タイプと社会的行動特徴の縦断的関連に関する研究証拠を取り上げ,その後で社会的行動特徴,地位タイプおよび孤独感の縦断的関連性を検討する第3目的について述べる｡

1.本研究の第1目的
ソシオメトリック指名法に基づいて分類される社会的地位タイプは,あくまで測定時点の相対的地位タイプであり,子どもの発達や時間的経過,子どもの所属する集団構成の変化などに応じて変動する可能性がある｡あるいは,一定の時間経過の間に,子どもの社会的スキルや認知的スキルが実際に変化し,その結果として彼らの地位が変動することも考えられる｡しかし,各地位タイプの長期的な持続率に関する研究証拠は極めて不充分な現状にある｡
Coie & Dodged983)は小3や小5を起点とする4年間にわたる縦断的研究を実施している｡小3と小5を一括した結果, 1年間から4年間にかけて人気児の持続率は36%, 28%, 34%, 21%であり,拒否児の持続率は45%, 34%, 34%, 30%であった｡これに対して,無視児の持続率は25%, 27%, 22%, 24%であった｡
この結果は特に仲間受容度の低い子どもの中でも,拒否児が無視児よりも長期的に持続しやすいことを示している｡拒否児や無視児などの地位タイプは小3や小5よりも年少の幼児期から出現するが(Newcomb, Bukowski, & Pattee, 1993; Rubin,
Bukowski, & Parker, 1998),これらの地位タイプが幼児期から児童期にかけてどの程度持続するのかについては現在まで明らかにされていない｡たとえば, Pettit,
Clawson, Dodge, & Bates(1996)は,幼稚園児から小1まで拒否児の地位を持続す

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る持続的拒否児が13.8%であることを報告しているが,持続的拒否児と一時的拒否児の相違に焦点を絞っているためか,他の地位タイプを分類しながらも,それらの持続率を示していない.同様に, DeRosier, Kupersmidt, & Patterson(1994)
は小2,小3,小4を対象にして4年間にわたる拒否児の持続性を問題にしているが,拒否児の分類率が全体の約15%程度であることを明記するだけで, 4年間にわたる拒否児の持続率を示していない Ollendick, Greene, Francis, & Baum(1991)は小41から小5までの1年間にわたる地位の持続率を検討している｡しかし,彼らの研究では代替分類法(Asher & Dodge, 1986)が使用され,しかも人気児,
拒否児,無視児の3地位タイプしか分類されていない｡
これらの事実を考慮すると,特に幼児期から仲間拒否を経験する拒否児の地位はどの程度まで持続するのか,反対に人気児の場合はどうか,また各地位タイプの持続率は起点とする発達段階の相違によって異なるのかについて系統的に確認する必要がある｡本研究の第1目的は,各地位タイプの時間経過に伴う持続率の実態を調べることである｡研究1では幼児期の2年間にわたる各地位タイプの持続率を検討すると共に,地位変動を示す場合にはどのような変動パターンが多いのかを明らかにする｡研究2では幼稚園年長児時点に分類した各地位タイプが,小学校移行後の1年後‑5年後の期間において,どの程度まで持続するのかを比較検討する｡さらに研究1と同様に,各地位タイプの変動率と変動パターンについても検討を加える｡研究3では,研究2の2年間の結果と小2と小3を起点とする縦断的結果(研究3)との比較を通して,同じ期間を経ても起点とする発達段
階が幼児期か児童期か,あるいは小2か小3かの相違によって各地位タイプの持続率にどの程度の相違が見られるのかを検討する｡あわせて,地位の変動率と変動パターンについて比較検討する｡

2.本研究の第2目的
社会的行動特徴の地位タイプ間差を検討した研究では,仲間や教師,子ども自身の自己報告,子どもの仲間相互作用に関する行動観察など多様な情報源を利用してきた.本研究は主に仲間評価と教師評価を使用するので,これらの'J情報源を利用した研究に焦点を絞る｡仲間評価や教師評価を利用した研究では,行動特徴を記述した項目別に得点を算出して地位タイプ問差を検討した研究(たとえば,
Coie, Dodge, & Coppotelli, 1982; Parkhurst & Asher, 1992)と,因子分析の結

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果からいくつかの項目を合成して尺度得点を算出し,地位タイプ間差を検討した研究(たとえば, Coie & Dodge, 1988;佐藤･佐藤･高山, 1988)とに大別される｡
尺度得点は主要な行動特徴次元に関する情報を提供する利点をもつが,項目得点のように仲間関係を左右する具体的行動や社会的スキルを特定できない可能性があるからである､.
Coie, Dodge, & Coppote111(1982)は小3,小5,中2の子どもを学年別に5つの地位タイプに分類し,地位タイプ間で行動特徴がどのように異なるかを発達的に検討している｡ ､そゐ結果,人気児は｢協調性｣や｢リーダー｣で高い仲間評価を受け, ｢破壊的｣ , ｢けんか｣ , ｢援助を求める｣で低い仲間評価を受けていた｡それに対して,拒否児は人気児と全く反対のプロフィールを示し, ｢協調性｣や｢リーダー｣で低い仲間評価を受け, ｢破壊的｣ , ｢けんか｣ , ｢援助を求める｣で高い仲間評価を受けていた｡また, ｢恥ずかしがり｣の項目では人気児と拒否児の問に有意差はなかった Parkhurst & Asher(1992)は7年生と8年生を対象にして, 8つの項目得点ごとに地位タイプ間の差異を検討している｡その
結果,肯定的な仲間相互作用に関係する特徴項目(協力する,親切である,信頼できる)では人気児が最も高く,両端児,平均児,無視児が中間で,拒否児が最も低かった｡それに対して,否定的な仲間相互作用に関係する特徴項目(けんかをしかける,物を壊す,仲間からのからかいを受け流せない)では拒否児と両端児が平均児,人気児,無視児よりも有意に高かった｡また,恥ずかしがりの項目では無視
児が拒否児や両端児よりも有意に高かった｡これらの結果は,社会的地位タイプの異なる子どもたちが具体的な行動特徴において明確に異なることを示している｡
Coie & Dodge(1988)は,小1と小3の男子のみを対象として,仲間評価と教師評価の尺度得点および行動観察測度から得られた行動特徴が地位タイプ間でどのように異なるかを比較検討している｡その結果, ｢攻撃性｣の仲間評価得点では拒否児と両端児が最も高く,平均児と人気児が中間で,無視児が最も低かった｡
それに対して, ｢向社会的行動｣の仲間評価得点では人気児が最も高く,次いで両端児が高く,平均児が中間で,拒否児と無視児が最も低かった｡ ｢攻撃性｣の教師評価の結果は仲間評価と類似しており,拒否児と両端児が最も高く,平均児が中間で,人気児と無視児が最も低かった｡また, ｢向社会的行動｣の教師評価
得点では人気児が最も高く,平均児,両端児,無視児が中間で,拒否児が最も低かった｡しかし,この研究では引っ込み思案について充分に検討していなかった｡
佐藤･佐藤･高山(1988)は引っ込み思案を含め,攻撃性,好意性(本研究の社交性

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と類似)の3つの行動特徴次元を扱っている｡彼らは小3と小6の各学年から人気児,拒否児,無視児を20名ずつ選出し,3つの尺度得点について比較した｡その結果,攻撃性得点では拒否児が無視児や人気児よりも有意に高く,引っ込み思案
得点では拒否児が最も高く,次に無視児となり,人気児が最も低かった｡それに対して,好意性得点では人気児が最も高く,次に無視児となり,拒否児が最も低かった｡いずれの研究も拒否児では攻撃性が顕著であり,人気児では向社会的行
動または好意性が顕著であることを示す点で共通している｡しかし, Coie & Dodge(1988)の結果からわかるように,仲間評価と教師評価では多少異なる結果が見られ,仲間と教師の見方が同じであるとは限らないことを示唆する｡
以上の諸研究は,小学生から中学生にかけて,人気児や拒否児の行動特徴が比較的一貫していることを示唆している｡しかし,これらの研究間には社会的地位タイプの分類基準,行動特徴の項目内容や項目数などに相違が見られ,研究問および仲間評価と教師評価の結果を直接比較することを困難にしている｡人気児や拒否児の行動特徴が発達的に一貫しているのか,あるいは発達的に変化するのかを明確にするためには,分類基準や行動特徴をとらえる項目内容や項目数を統一して発達的な検討をする必要がある｡また,行動特徴に関する仲間評価と教師評
価はどの程度異なり,どちらが信頼できるのかを知るためにも,同一の行動特徴を記述した項目を使用して仲間評価と教師評価を比較する必要がある0
本研究の第2目的は,幼児期から児童期の子どもを対象にした横断的な発達研究を通して,各地位タイプの子どもがどのような行動特徴を示すのか,地位タイ
プ間には一貫した行動特徴差が見られるのかを明らかにすることである｡研究4
では通常の地位タイプ間比較の研究とは逆の考え方に基づき,幼児の社会的スキルに関する教師評価得点を基準にして攻撃的反応群,消極的反応群,主張的･適
応的反応群の3群を分類した｡肯定的指名得点と否定的指名得点は教師評価と同時期(時期1)か5か月後(時期2)に測定し,これら3群間で比較した｡群間差が時期1の地位得点よりも,むしろ時期2の地位得点において顕著であれば,本研究においても社会的行動と地位との時間的因果関係を立証できると考えた｡研究5では,幼児の社会的行動特徴に関する仲間評価,教師評価,教育実習生評価を実施し, 3つの評価がどの程度一致するか,その一致度は地位タイプの相違によってどの程度異なるのかを明らかにする｡研究6では,小1から小6までの6学
年を横断的･発達的に比較検討し,各地位タイプの行動特徴が発達的に一貫しているのか,あるいは特定の学年を境界にして変化するのかを検討する｡

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3.本研究の第3目的
地位と社会的行動特徴の縦断的関連を検討した研究では,地位タイプを分類しないで,対象児全員のデータに基づく相関分析や重回帰分析などの結果から予測的関連性を検討した研究が多い(たとえば,Coie,Lochman,Terry,&Hyman,1992
Hymel,Rubin,Rowden,&LeMare,1990;Rubin&Daniels‑Beirness,1983),
ここでは,地位タイプを分類し,一定甲期間を経てから各地位タイプの行動特徴を比較した研究,あるいは特定の地位タイプ別に社会的行動特徴の持続と変化を比較した研究に主な焦点を絞る｡
Ollendick,Weist,ChristopherBorden,&Greene(1992)は代替分類法(Asher&Dodge,1986)を使用して小4時点の地位タイプを分類した｡それから5年後の9年生時点に実施した多様な適応測度において,地位タイプ間にどのような相違が生じているかを比較検討している.仲間評価項目(PupilEvaluationInventory;PEI;Pekarik,Prinz,Liebert,Weintraub,&Neale,1976)に基づく3つの仲間評価尺度得点を比較した結果,攻撃性では拒否児と両端児が平均児,人気児,
無視児よりも有意に高く,好意性では人気児が他の4地位タイプよりも有意に高く,引っ込み思案では無視児が両端児と人気児よりも有意に高かった｡自己報告
測度の結果では,薬物乱用と行動障害の両方において両端児と拒否児が平均児や人気児よりも有意に高かった｡また,拒否児と無視児は人気児よりも外的統制得点が有意に高かった｡さらに,改訂行動問題チェックリスト(RevisedBehavior
ProblemChecklist;RBPC)に基づく6つの教師評価測度を比較した結果,行動障
害では拒否児が両端児,無視児,人気児よりも有意に高く,社会的攻撃と注意問
題の両方では拒否児と両端児が人気児や無視児よりも有意に高く,過勤性では拒
否児が無視児や人気児よりも有意に高かった｡また,法律違反行為の記録を比較したところ,拒否児と両端児の違反行為得点は平均児,無視児,人気児よりも有意に高かった｡学年進級テストの得点は,4年生々8年生までは人気児が拒否児
や両端児よりも有意に高かったが,9年生ではいずれのタイプ間にも有意差がなかった｡さらに,4年生と8年生の学年末に実施された標準達成テストの得点では,人気児と無視児が拒否児や両端児よりも有意に高かった｡また,落第者の比率では両端児(9.1%)が拒否児(17.5%)よりも低かったが,学校からドロップアウ
トした者の比率では両端児/97QO/¥¥Ll.o/0)と拒否児/qqoo/¥vGO.o/o;が他のタイプよりも高かっ

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20

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た｡この研究は,小4時点の地位タイプの相違に対応して後年の多様な適応測度の結果が異なることを実証するものである｡しかし,この研究には次のような限界があると指摘できる｡第1に, 4年生では地位タイプを分類するだけで,いずれの適応測度も実施していない｡したがって,社会的行動特徴や他の適応測度が4年生から9年生にかけて,どの程度持続しているか,あるいはどのように変化したかを知ることができない｡第2に, 9年生ではソシオメトリック指名法を実施していないので, 4年生の各地位タイプの子どもが9年生では同じ地位を持続しているのか,変動しているのかを考慮していない｡
以下の4つの研究はいずれも,時期1と時期2の両時期において地位タイプを分類するだけでなく,それぞれの時期に社会的行動特徴に関する仲間評価または
教師評価を実施している｡しかし,いずれも拒否児の地位の持続性を問題にしているので, 5つの地位タイプすべてを縦断的に検討していない｡その第1の研究は, Vitaro, Gagnon, & Tremblay(1990)の研究である｡彼らは幼稚園児(時期1 )と小1(時期2)の地位タイプを組み合わせて,両時期とも拒否児の地位を持続した拒→拒群,時期1の拒否児から時期2では拒否児以外の地位へと変動した拒‑
他群を選出し,両群を比較している｡その結果,仲間評価得点(時期2)では拒⇒
拒群が拒?他群よりも｢おもちやを共有する｣が有意に低く, ｢けんかをする｣や｢クラスの邪魔をする｣が有意に高かった｡また,拒→拒群では時期1から時
期2にかけて｢けんかをする｣が有意に増加していた｡他方,教師評価得点(時期2)では拒‑拒群が拒‑他群よりも｢攻撃性･過勤性｣と｢不安･引っ込み思案｣が有意に高く, ｢向社会的行動｣が有意に低かった｡また,時期1から時期2への増減を比較した結果, ｢攻撃性･過勤性｣得点では女児の拒⇒拒群が有意に増加し,･ r向社会的行動｣得点では男児の拒⇒他群が有意に増加する傾向にあった.
第2の研究は, Vitaro, Tremblay, Gagnon, Boivin(1992)の研究である｡彼ら
は幼稚園児(時期1),小1(時期2),小2(時期3)の地位タイプを組み合わせて,1年間(時期2‑>時期3)または2年間(時期1→時期3)にわたって拒否児を持続している拒⇒拒群,平均児を持続している平→平群,時期1の拒否児から時期2
または時期3では拒否児以外の地位へと変動した拒→他群を選出し,これら3群を比較している｡その結果, 1年後の仲間評価得点(時期3)では拒→拒群が拒→他群や平⇒平群よりも｢けんかをする｣が有意に高かった｡また, 2年後の仲間
評価得点(時期3 )では拒‑>拒群と拒⇒他群が平⇒平群よりも｢クラスの邪魔をする｣が有意に高く,拒→拒群が平⇒平群よりも｢けんかをする｣が有意に高かっ

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21 ‑

た｡他方,教師評価得点では1年後(時期3)でも, 2年後(時期3)でも,拒→拒群が拒⇒他群や平⇒平群よりも｢攻撃性･過勤性｣が有意に高く,拒‑拒群が平→平群よりも‑r向社会的行動｣が有意に低かった.
第3の研究は, Pettit, Clawson, Dodge, & Bates(1996)の研究である｡彼らは幼稚園児(時期1)と小1(時期2)の地位タイプ分類の結果から,人気児と平均児を一緒にして受容児とし,拒否児と組み合わせて拒→拒群,拒→受群,受‑拒群,
受→受群の4群を構成した｡その結果,攻撃性得点(時期1 )では受→受群が他の3群よりも有意に低く,受→拒群が拒‑拒群よりも有意に低かった｡攻撃性得点(時期2)でも受→受群は他の3群よりも有意に低からたが,時期1と異なって拒⇒受群が拒→拒群よりも有意に低かった｡攻撃性得点を時期1と時期2の間で比較した結果,拒→受群は時期1から時期2にかけて減少傾向を,受→拒群は増加傾向を示した｡また,社会的スキルと学業的スキルに関する教師評価得点(時期1)では,いずれも受‑受群が他の3群よりも有意に高く,受‑拒群が拒→拒群よりも有意に高かった｡社会的スキルと学業的スキルの教師評価得点(時期2)では受→受群が他の3群よりも有意に高い点で共通していたが,社会的スキルでは拒→受群が受→拒群と拒→拒群よりも,学業的スキルでは拒‑受群が受→拒群よりも有意に高かった｡
第4の研究は, DeRosier, Kupers血idt, & Patterson(1994)の研究である.彼ら
は小2,小3,小4の児童622名を4年間にわたって追跡研発している｡最初の3年間において拒否児に分類された継続年数に基づき,拒否児の持続度0年‑3年に分け, 4年目の攻撃性や引っ込み思案の行動特徴,学業成績,欠席率について比較している｡ 1年目の得点レベルを統計的にコントロールした結果,持続度2
年と3年は持続度0年や1年よりも仲間や教師から有意に攻撃的であると評価されていた｡また,教師評価の引っ込み思案では持続度3年が0年よりも有意に高かった｡欠席率では持続度1年‑3年の間には有意差がなかったが,いずれも持続度0年よりも有意に高かった｡しかし,学業成績には拒否の持続度による有意差は見られなかったム興味深いことは,持続的な拒否児ほど1年目から攻撃性が高く, 4年間にわたって攻撃性が安定していることであった｡
以上の諸研究の結果は,拒否児のすべてが後年の適応問題や否定的結果にとって同等のリスクをもつ可能性を否定するものである｡拒否児の中でも攻撃性を持続させる拒否児ほど,仲間拒否を慢性的に経験する可能性を示唆する｡また,拒否児から他の地位へ,逆に他の地位から拒否児へと地位を変動する子どもは,社

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22

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会的行動特徴だけでなく,学業的スキルを含む他の特徴次元においても変動する可能性を示唆している｡これらの研究はいずれも拒否児の地位持続に焦点を絞って,交流モデルに示された悪循環の連鎖過程を一定のサイクルで検討したものといえる｡しかし,人気児の地位持続の場合には,拒否児の地位持続とは逆の良循
環のサイクルが適用できるか否かを検討した研究はこれまで報告されていない｡
本研究の第3目的は,社会的行動を起点とする社会的行動‑仲間関係の問題⇒
否定的な自己認知のサイクルに焦点を当て,交流モデルが拒否児の悪循環と人気児の良循環のどちらにも適用可能か否かを検討することである｡研究7では,幼児期の2年間にわたる地位タイプと社会的行動特徴の縦断的関連を検討し,研究8では幼児から小1の小学校移行期の2年間にわたる縦断的関連を検討する｡研
究7と研究8では,時期1から時期2にかけて人気児を持続した人T>人群は社交性得点が高く,孤独感が低いと予想される｡逆に,拒否児を持続した拒‑拒群は
攻撃性が高く,孤独感が高いと予想される｡また,地位の変動を示す他‑+人群や他‑+拒群では,社会的行動特徴にも対応した変化が見られると予想される.研究7と研究8の主な目的は,これらの予想を検証することである｡研究9では,時
期1と時期2の地位タイプの可能な組み合わせの中から18群を選出し,研究7と研究8の予想を追証すると共に,人気児と拒否児以外の他の地位タイプの持続と変動についても社会的行動特徴との関連性を検討する｡

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23

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第2章 社会的地位タイプの持続性に関する研究

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24

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第1節 社会的地位タイプの持続率に関する縦断的検討

本節では,子どもの社会的地位を人気児,拒否児,無視児,両端児および平均児の5つのタイプに分類し,各地位タイプが一定の期間を経たときに,どの桂度同じ地位タイプを持続しているのかを検討した縦断的研究を報告する｡研究1は幼児期の2年間,研究2は幼児期から小学校5年までの5年間,研究3は小学校
2年と3年から4年と5年までの3年間にわたる縦断的研究である｡

1.幼児期の2年間にわたる地位タイプの持続率(研究1 )研究1では,幼稚園の年中児時点から年長児時点にかけて約半年間ずつの期間をおいて,ソシオメトリック指名法を4回実施した｡それぞれのソシオメトリヅ
ク測定時点別に,幼児を5つの地位タイプに分類し,約半年間,約1年間,約1
年半間の3つの期間の時間経過に伴う同一地位タイプの持続率を算出し,どの地位タイプの持続率が高いかを比較検討する｡あわせて,一定の期間を経たときに,ある地位タイプから別の地位タイプへと変動している場合には,どのような変動パターンが多いのかについて検討する｡なお,幼児を対象とした従来の研究では地位タイプを分類しないで,ソシオメトリック地位得点についてテスト一再テス
ト間の安定性係数(相関係数)を算出したものが多い｡そこで,研究1では肯定的
指名(P)得点,否定的指名(N)得点,社会的選好度(SP)得点,社会的影響力(SI )得点の4つの地位得点について各期間の安定性係数を算出し,従来の研究結果と比較検討する｡
方法

対象児
2つの幼児集団(第1集団64名と第2集団64名)の中から,幼稚園の年中児時点から年長児時点にかけての縦断的データが揃っている124名(第1集団62名と第2集団62名,各々男女同数)を分析対象とした｡ 2つの幼児集団は,同じ幼稚園の園児であるが,第1集団と第2集団では入園年度が1年異なる｡ 2つの幼児集団は,

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25

‑

表2

2つの対象集団の平均月齢と月齢範囲および実
年中児時点
年長児時点
1回目
2匝I日
3回目
4回目
63.16
70.34
75.42
第1集団 平均月齢 58.26(〟=62)月齢範囲 52‑63
56‑68
64‑75
69‑80
実施日
6/20‑7/2
ll/21‑ll/25
6/26‑7/3
11/28‑12/4
62.16
第2集団 平均月齢 57.13
68.19
74.86
56‑68
(〟=62)月齢範囲 51‑63
62‑74
69‑80
実施日
6/26‑6/30 ll/28‑12/4
6/1‑6/6
12/ll

それぞれ1学級32名×2学級から構成された｡また,これら4学級とも,年中児から年長児にかけて担任教師や学級成員の構成は同一であった｡いわゆる持ち上がり学級である｡表2は,第1集団と第2集団の年中児時点から年長児時点にわたる4回の各測定時点別に平均月齢,月齢範囲および実施日を示したものである｡
手続き
個別に,約半年間隔で写真ソシオメトリック指名法を4回実施した｡写真ソシ
オメトリック指名法では各幼鬼の個別カラー写真を使用した｡写真は, 1人で壁を背に立っている姿を正面から撮影し,胸から上の部分を縦5cmx横4cmの大きさにプリントした｡さらに,各写真を縦6.5cmx横5cmの白色厚紙に貼り付けて個別･■

写真カードを作成した｡
対象児の写真カードを除く学級内の同性仲間全員の写真カードを机上にほぼランダムな順に縦4枚×横4枚に配列して提示し,次の教示を与えて肯定的指名を3名以内まで選ばせた. ｢この中で, O'oちやん(対象児名)が幼稚園で遊ぶとき,1番目に(2番目に, 3番目に卜緒に遊びたい人は誰ですか｡ ｣肯定的指名が終了した後,肯定的指名で選んだ3名の写真カードを配列に戻し,次の教示を与えて否定的指名を3名まで選ばせた｡ ｢今度はこの中で, 00ちやんが幼稚園で遊ぶとき, 1番目に(2番目に, 3番目に)一緒に遊びたくない人は誰ですか｡ ｣･
得点化の方法
各測定時点別に,対象児ごとに仲間から受けた肯定的指名数と否定的指名数をそれぞれ集計した｡肯定的指名数と否定的指名数のそれぞれの合計数について対象児本人を除く学級内の同性仲間数で除算し,仲間1人当たりからの指名数を算出した｡その後,男女別に2学級全体の平野値とSD8こ基づいて標準得点へ変換
し,肯定的指名(P)得点と否定的指名(N)得点を求めた｡次に,この2つの標準得点から,社会的選好度(SP‑P‑N)得点と社会的影響力(S I‑P+N)得点

‑

26

‑

を合成した｡
地位タイプの分類方法
Coie & Dodge(1988)の2次元分類システムに従って地位タイプを分類した｡各
測定時点別に,写真ソシオメトリック指名法のP得点, N得点, SP得点および
S I得点に基づいて各対象児を5つの地位タイプのいずれかに分類した｡表3は,

T
‑
T
‑
C
S
J｣
62

r‑cMT‑ocxjlcxi
T‑
c
oT‑CM

enT‑ <;*
cxI｣6
2

L‑
O1
C‑
OT
C‑
O1
O‑
CI
Oc
Io
cNJ
l

omcococxli‑i‑Icc
ND
J

T‑COCO *cvJT‑T‑｣62

r‑
‑C
cO
DCMIcxi
T･章⊥o5LT>COOLOIC‑J
Ico

表3 各測定時点における地位タイプ分類の人数内訳
年中児時点
年長児時点
地 位
1回目
2回目
3回目
4回目
タイプ
男
女
男
女
男
女
男
女
人気児
拒否児
平均児
無視児
両端児

その分類結果を示したものである｡人気児は多くの仲間から好かれ,拒否される
ことの少ない幼児たちである｡拒否児は人気児と反対の傾向を示し,多くの仲間から拒否されやすい幼児たちである｡平均児は好かれる程度も拒否される程度も平均的な幼児たちである｡無視児は好かれることも拒否されることも少ない幼児たちである｡なお両端児は,ある仲間からは好かれるが別の仲間からは拒否される幼児たちである｡いわば,仲間の意見が賛否両論に分かれる幼児たちである｡
結 果
同一地位タイプの持続率
表4は,初回目に分類された各地位タイプの幼児の人数(分数表記の分母に相当)の中から,次回目にも同じ地位タイプに分類された幼児の人数(分数表記の分子に相当)を算出し,同一地位持続者の人数とその比率(%)を示したものである｡
各地位タイプに分類される偶然確率を20%(1/5)と仮定し, K2検定を使用して表4の同一地位持続率が偶然確率(20%)よりも有意に高いか低いかを期間別･タイ
プ別に検定した｡いずれの検定でもd/=lである｡その結果,人気児の持続率は1回⇒2回(^

2=61.36, pく.001), 2回‑3回(^2‑38.06, pく.001), 3回‑4回(r2=60.89, pく.001), 1回→3回(z2=20.25, Bく.001), 2回→4回(z*=24.98, pく.001), 1回→4回(;r ‑28.45, p<.001)の6つの期間とも有意に高か

‑

27

‑

表4

同一地位持続者の比率(%)と
人気児
拒否児
平均児
①約半年間の時間経過
1回.+2回
72.2***
46.9***
36.7*

無視児

亘並盟

10.5

0.0

(ll/30)55.6***(2/19)
16.7(0/7)

58.5***(15/32)66.7***(24/41 )(22/33)(20/36)(2/12)(0/2)(26/36)

2回十>3回
3回→>4回

0.0

73.5***

60.6***

56.4***

28.6

25.0

(25/34)(20/33)(22/39)(4/14)(1/4)②約1年間の時間経過
1回十>3回

50.0***(18/36)53.1***

43.3**

5.3

28.6(17/32)(13/30)(1/19)

51.2***

54.5***

52.8***

0.0

(2/7)
0.0

(21/41)(18/33)(19/36)(0/12)(0/2)③約1年半の時間経過
1回.+4回
55.6***

53.2***

60.0***

15.8

14.3

(20/36)(17/32)(18/30)(3/19)(1/7)

2回.+4回

注:分数表記の分子は同一地位持続者数,分母は初回目の地位該当者総数｡
アスタリスクは各持続率と偶然確率(20%)の差が有意であることを示す｡* : p<.05, ** : p<.01, *** : p<.001

った｡拒否児の持続率も1回‑2回(x ‑14.45, /K.001), 2回‑3回( z2=44.92,
1jく.001), 3回⇒4回(z2=34.01, p<.001), 1回‑3回(z2‑21.95,′ pく.001),
2回⇒4回(z‑24.61, pく.001), 1回‑+4回(z2‑21.95, pく.001)の6つの期間とも有意に高かった.平均児の持続率も1回→2回(z2=5.21, p<.0, 2回→3回(^2‑28.45, pく.001), 3回‑4回(;T2=32.31, p<.001), 1匝h>3回(z‑10.21, pく.01), 2回⇒4回(^2‑24.17, p<.001), 1回‑4回( z2=30.00,

pく.001)の6つの期間とも有意に高かった｡これらの分析結果から,同じ集団成員から構成される幼児集団では,人気児,拒否児および平均児の地位タイプが半
年から1年半の期間を経ても持続しやすいといえる｡
同一地位タイプの一貫持続率
表5は,I 1回目から4回目までの全測定時点において一貫して同一地位に分類された者(連続一貫持続者)の人数および1回当たりの各地位タイプの平均人数(4回にわたる延べ人数を4で除算した平均数)に占める比率(%)を示したものである｡
また同様に,連続一貫持続者よりも緩い基準を設定して, 4回のうち3回以上にわたって同一地位に分類された者(3回/4回以上の一貫持続者)の人数およびその比率(%)を示している｡人数の少ない両端児を除く他の4タイプ間でx2検定した結果,連続一貫持続率では*'(3)=12.21, pく.01,一貫持続率では^2(3)=22.91,

‑

28

‑

pく.001でそれぞれ有意であった.残差分析の結果,連続一貫持続率では人気児が有意に高く(pく.05),平均児が有意に低い傾向(pく.10)にあり,無視児が有意に低かった(pく.05),一貫持続率では人気児が有意に高い傾向(pく.10)にあり,無視児が有意に低かった(p <.01)｡ 4回/4匝lの厳しい基準(連続一貫持続者)で見る限り,人気児では約4割,拒否児では約3割の幼児が同一地位を確定的に持続するといえる｡平均児の地位は厳しい基準(4回/4回)の13.5%から緩い基準(3回/4回)の62.2%へと急増していることから,平均児は人気児や拒否児に次いで持続しやすい地位タイプであるといえる｡それに対して,無視児はどちらの基準でも該当者が皆無であり,同一集団でも変動しやすいといえる.
表5 一貫地位持続者数と各タイプの1回当たり‑の平均人数に占める比率(%
地 位
4回すべての連続一貫持続者
3回/4回以上の一貫持続者
タイプ
男
女
全体
男
女
全体
人気児
14/ 36(38.9)*
1114
25/ 36(69.4)千拒否児
10/ 32(31.3)
11 20/ 32(6.2.5)
平均児2
3
5/ 37(13.5)千14
23/ 37(62.2)
無視児
0
0
0/ 15( 0.0)*00
0/ 15( 0.0)**両端児
00
0/ 4( 0.0)
/ 4(25.0)
計
15 14
29/124(23.4)
30
39
69/124(55.6)
注:分数表記の分子は一貫持続者数,分母は1回当たりの地位該当者総数｡
有意水準は両端児を除く4タイプの持続率の差が有意であることを示す｡
t : p<.10, *: p<.05, **: p<.01

同一地位得点の縦断的相関値
表6は,ソシオメトリック指名法のP得点, N得点, SP得点およびSI得点について,各期間の縦断的相関値をまとめたものである｡表6から,いずれの得点も有意な正相関を示し,地位得点はいずれの期間においても安定しているといえる｡(1)同一期間における異なる得点間の比較

表6の相関値に基づいて期間別に各得点間で相関値の差の検定を行った｡その結果,半年間の期間ではP得点, N得一点およびSP得点の3つの相関値がS I得点のそれよりも有意に高かった(l回や2回では順にz=2.60, pく.01; ^=3.57, p<.01; ｣=4.12, pく.01, 2回→3匝l
では順にz=3.45, p<.01; s=3.10, pく.01; ^=4.35, pく.01, 3回→4回では順にz=3.18, pく.01; ｣=3.46, pく.01; ｣=4.72, pく.01),同様に, 1年間の期間でもP得点, N得点およびSP得点の3つの相関値がS I得点のそれよりも

‑

29

‑

有意に高かった(1匝】→3回では順に｣=2.12, pく.05; ^=2.75, pく.01; z=3.30,
pく.01, 2回⇒4回では順に3=2.40., pく.05; ｣=3.49, pく.01; ^=3.97, pく.01)｡ 1年半の期間を経た1回‑4回ではN得点とSP得点の相関値がS I得点のそれよりも有意に高かった(順にz=2.17, pく.05; z=2.40, pく.05),いずれの期間でも, S I得点は他の得点よりも安定性が低いといえる｡
6

同一地位得点の縦断的相関値(〟=124

P得点①約半年間の時間経過.555***
1回.+2回
2回｢>3回. 587***
3回十>4回. 650***②約1年間の時間経過. 462***
1回‑+3回. 484***
2回.+4回③約1年半の時間経過. 482***
1回‑>4回* : p<.05, ***

N得点

S P得点

SI得点

.641***. 683***. 294***. 558***.657***.229*.672***.748***.351***. 524***.569***.224*. 580***.619***.212*. 564***. 580***. 340***

p<.001(2)同一得点における異なる期間の比較

表6の相関値に基づいて得点別に各期間の間で相関値の差の検定を行った｡その結果, P得点の相関値では2回→3回が1回→3回や2回⇒4回よりも有意に高い傾向にあった(順にz=l.

く.10; z=1.79, pく.10),また, 3回‑+4回が1回‑3回, 2回‑4回, 1回‑4回のそれぞれよりも有意に商かった(順にz=2.67, pく.01; ｣=2.66, p<.01; ｣=2.37,
pく.05)0 N得点の相関値では1回→2回が1回→3回よりも有意に高い傾向にあった(z=1.83, pく.10),また, 3回→4回が1回‑3回よりも有意に高く(｣=2.37,
pく.05), 2回→3回や1回‑4回よりも有意に高い傾向にあった(順に｣=1.81,
pく.10; z=1.71, pく.10)0 SP得点の相関値では1回→2回が1回→3回よりも有意に高く(z=1.99, pく.05), 1回⇒4回よりも有意に高い傾向にあった(z=1.74, pく.10),また, 2回‑+3回が1回⇒3回よりも有意に高い傾向にあった(a=1.67, pく.10),さらに, 3回→4回が1回‑3回, 2回→4回, 1回‑+4回のそれぞれよりも有意に高く(順に｣=3.22, p<.01; ^=2.62, pく.01; ｣=3.03,
pく.01), 2回⇒3回よりも有意に高い傾向にあった(s=1.79, pく.10)0 SI待点の相関値では,いずれの期間にも有意差は見られなかった｡これらの結果から,P得点, N得点およびSP得点の相関値では,約半年間と約1年間の間に有意な

‑

30

‑

低下が見られるが,約1年間と約1年半間の間には有意な低下が見られないといえる｡
地位の変動率と変動パターン
表7は,人気児の地位(初回目)から人気児以外の他の地位(次回目)へと地位変動を示した幼児の人数および初回目の人数に占めるそれぞれの比率(%)を示したものであるo.なお比較参照のため,人気児の地位を持続した幼児(人→人)については同一地位持続の人数とその比率(%)を示している｡同様にして,表8‑表11
では拒否児,平均児,無視児,両端児について地位変動者および地位持続者の人数とそれぞれの比率(%)を示している｡
表7 人気児の地位持続と変動パターンにおける人数内訳(%
初回目の地位タイプ‑>次恒 の地位タイプ‑>人(か約半年間の時間経過
1回十>2回人.+垢

72.2***

2.8**

2回→3回

(26/36)58.5***

3回‑>4回(25/34)②約1年間の時間経過
1回‑>3回
2回‑>4回③約1年半の時間経過
1回‑>4回▲ ‑>三F

人‑>無

人十>両

19.4

2.8**

(1/36)
7.3*( 7/36)24.4(1/36)
7.3*(1/36)
2.5**(24/41)(3/41)(10/41 )(3/41)(1/41)

73.5***.0.0**

14.7(0/34)( 5/34)ll.8(4/34)

2.8**

0.0**
(0/34)

50.0***

2.8**

33.3*

ll.1

2.8**

(18/36)51.2***(1/36)
4.9*(12/36)22.0(4/(1/36)(21/41)(2/41)( 9/41)(8/41)

19.5

2.4**(1/41)

55.6***

2.8**

25.0

ll.1

5.5*

(20/36)(1/36( 9/36)(4/36(2/36)

注:分数表記の分子は地位持続者数または変動者数,分母は初回目の地位該当者総数｡
アスタリスクは持続率または変動率と偶然確率(20%)の差が有意であることを示す｡* : p<.05, ** : p<.01, *** : p<.001

各地位タイプに分類される偶然確率を20%(1/5)と仮定し, K2検定を使用して
表7‑表11の地位変動率が偶然確率(20% よりも有意に高いか低いかを期間別･タイプ別に検定した.いずれの検定でもdf=1である.その結果,表7の人気児から他の地位への変動率では,人気児から拒否児への変動率が1回→2回( z2=6.67,
pく.01), 2回⇒3回(;r=4.i2, pく.05), 3回‑4回(^'=8.50, pく.01), 1
回i3回U2=6.67, aく.01), 2回‑+4回(z2=5.86, pく.05), 1回⇒4周(x2

‑

31 ‑

=6.67, pく.01)の6つの期間を通じて有意に低かった｡同様に,人気児から両端児への変動率も1回⇒2回(;T2=6.67, pく.01), 2回→3回(z2=7.90, pく.01),
3回→4回(z2=8.50, pく.01), 1回‑3回(z2=6.67, pく.01), 2回‑4回( x=7.90, pく.01), 1回→4回O2=4.70, pく.05)の6つの期間を通じて有意に低かった｡また,人気児から平均児への変動率が1回→3回(z2‑4.00, pく.05)で有意に高く,人気児から無視児への変動率が1回→2回(^2=6.67, p<.01)と2回⇒3回(;T=4.12, p<.05)で有意に低かった｡これらの結果から,人気児は人気児を持続する者が圧倒的に多いが,地位変動を示す場合には平均児に変動する者が多く,期間が長くなるにつれて無視児へ変動する者も少し出現するといえる0
しかし,拒否児や両端児へ変動する者iま極めて少ないことがわかる｡
表8

拒否児の地位持続と変動パターンにおける人数内訳(%
初回目の地位タイプ.+次回目の地位タイプ①約半年間の時間経過
1回‑>2回
2回‑>3回
3回‑>4回②約1年間の時間経過
1回‑>3回
2回‑>4回③約1年半の晴間経過
1回+>4回

手巨.+半

拒→無

拒‑>両

9.4

25.0

15.6

3.1*

(15/32)(3/32)( 8/32)66.7***

3.0*

15.2

(22/33)/33)( ‑5/33)

60.6***

3.0*

21.2

(3/33)
15.2(2/33)
0.0**(20/33)(1/33)( 7/33)(5/33)(0/33)

53.1***

15.6(17/32)54.5***(5/32)
6.1*( 6/32)30.3(4/32)(18/33)(2/33)(10/33)(3/33)

7巨‑‑>才巨‡巨十>人

46.9***

18.8

53.2***

15.6(17/32)(5/32)

15.6( 5/32)(5/32)
9.1

12.5
9.1

15.6
(5/32)(1/32)
6.0*

0.0**(0/32)
0.0**(0/33)
0.0**(0/32)

注:分数表記の分子は地位持続者数または変動者数,分母は初回目の地位該当者総数｡
アスタリスクは持続率または変動率と偶然嘘率(20%)の差が有意であることを示す｡* : p<.05, ** : p<.01, *** : p<.001

表8の拒否児から他の地位への変動率では,拒否児から人気児への変動率が2回→3回(^=5.94, pく.05), 3回→4回(z2=5.94, pく.05)および2回→4回(r2=4.01, pく.05)の3つの期間において有意に低かった.また,拒否児から両端児への変動率は1回⇒2回(x ‑5.70, /K.05), 2回→3回( ^2=4.01, pく.05),
3回→4回(;T2=8.25, pく.01), 1回^3回(^2=8.00, p<.01), 2回⇒4回

‑

32

‑

^'=8..25, p<.01),

回→4回(z2=8.00, pく.01)の6つの期間を通じて有意に低かった｡これらの結果から,拒否児も拒否児を持続する者が圧倒的に多く,地位変動を示す場合にも人気児や両端児へ変動する者は少ないといえる｡
表9の平均児から他の地位への変動率では,平均児から両端児への変動率が1回→2回U'=7.50, pく.0.1), 2匝l→3回(^

2=6.67, pく.01), 3回→4回( K2=7.41, pく.01), 1回→3回(z2=5.21, pく.05), 2回‑4回( r2=4.70, pく.05),
1回→4回(^=7.50, pく.01)の6つの期間を通じて有意に低かった｡また',平均児から人気児への変動率が1回→4回(z2‑3.3S, p<.10)で有意に低い傾向を示し,平均児から拒否児への変動率が2回‑+3回(^2‑4.70, pく.05)と2回→4回(z2=4.70, pく.05)で有意に低かった｡これらの結果から,平均児が地位変動を示す場合に両端児へ変動する者は極めて少ないが,人気児,拒否児,無視児への変動はほぼ均等の比率で生じるといえる｡
表9

平均児の地位持続と変動パターンにおける人数内訳(%
半‑>半(か約半年間の時間経過
1回‑>2回
2回‑>3回②約1年間の時間経過
1回‑>3回
2回‑>4回③約1年半の時間経過
1回‑>4回の地位タイプ
辛‑>無
平‑>両

36.7*

26.7

(ll/30)(8/30)
19.4(7/30)
5.5*(4/30)
16.7(0/30)
2.8**(7/36)
12.8(2/36)
17.9(6/36)(1/36)

56.4***(22/39)(5/39)(7/39)(4/39)

43.3**

16.7(13/30)52.8***(19/36)55.6***(20/36)

3回→4回

司目の地位タイプー>次匝
平‑>人
平→拒
23.3

13.3

10.3

20.0

16.

(5/30)
19.4(6/30)
5.6*

16.6(7/36)(2/36)(6/36)(5/30)

60.0***

6.6T

16.7

16.7

(18/30)(2/30)(5/30)

(5/30

0.0**

2.6**
(1/39)
3.3*(1/30)
5.6*(2/36)
0.0**(0/30)

注:分数表記の分子は地位持続者数または変動者数,分母は初回目の地位該当者総数｡
アスタリスクは持続率または変動率と偶然確率(20%)の差が有意であることを示す｡
t : p<.10, *: p<.05, **: p<.01, ***: p<.001

表10の無視児から他の地位への変動率では,無視児から拒否児への変動率が2回‑3回(;r2=5.01, pく.05)と2回→4匝](^2=5.01, p<.05)で有意に高かった.
また,無視児から平均児への変動率が3回⇒4回(;T2=3.26, pく.10)で有意に高

‑

33

‑

表1 0 無視児の地位持続と変動ターンにおける人数内訳(%
刀回目の地位タイプ→次匝の地位タイプ
無.+平
無‑>雨

無‑>無

無‑>人

10.5

21.1

畠1.6

36.8

(2/19)(4/19)
8.3(6/19)
50.0*(7/19)
25.0(0/19)
0.0(3/12)(0/12)

無‑>拒①約半年間の時間経過
1回一>2回

0.OT

2回‑>3回

16.7

3回‑>4回

28.6(1/12)
14.3(6/12)
7.1

42.9T(4/14)(2/14)(1/14)(6/14)

5.3

26.3(1/19)
0.0(5/19)
16.7(7/19)
50.0*

33.3

0.0

(0/12)(2/12)(6/12)(4/(0/12)

15.8

31.6

10.5

(3/19)(6/19)(2/19)

42.1*(8/19)

0.OT(0/19)(2/12)②約1年間の時間経過
1回‑>3回
2回.+4回③約1年半の時間経過
1回‑>4回36.8

7.1(1/14)

31.6(6/19)

0.OT(0/19)

注:分数表記の分子は地位持続者数または変動者数,分母は初回目の地位該当者総数｡
アスタリスクは持続率または変動率と偶然確率(20%)の差が有意であることを示す｡
I : p<.10, * : p<.05<

表1 1

両端児の地位変動パターンにおける人数内訳(%)
初回目の地位タイプぅ･次回目の地位タイプ
l喝→人(D約半年間の時間経過
1回‑>2回

向→I

両‑>平
42.9

0.0

57.1*

(0/7)
50.0

(4/7)
0.0

(3/7)

(0/2)

(1/2)

(0/2)

(1/2)

25.0

0.0

(1/4)

(0/4)

1回十>3回

28.6
(2/7)

14.2

2回十>4回

0.0

50.0

(0/2)

(1/2)

14.3

0.0

57.1*

28.6

(1/7

(0/7

(4/7)

(2/7)

2回→>3回

3回‑>4回

25.0
(1/4)

50.0
50.0
(2/4)

両十>無
0.0
(0/7)
0.0
(0/2)
0.0
(0/4)

②約1年間の時間経過③約1年半の時間経過
1回.+4回

28.6

(1/7)

(2/7)
50.0
(1/2)

28.6
(2/7)
0.0
(0/2)

0.0
(0/7)
0.0
(0/2)
0.0
(0/7)

注:分数表記の分子は地位持続者数または変動者数,分母は初回目の地位該当者総数｡
アスタリスクは持続率または変動率と偶然確率(20%)の差が有意であることを示す｡* : p<.05<

‑

34

‑

い傾向を示し, 1回→4恒](2‑2=4.50, p<.05)では有意に高かった.さらに,無視児から両端児への変動率がFl回‑2回(2‑2=3.58, pく.10), 1回‑3回( ^r2=3.58,
pく.10)および1回‑4回(^2=3.58, p<.10)で有意に低い傾向を示した｡これ
らの結果から,無視児が坤位変動を示す場合には,拒否児か平均児へ変動する者が多いといえる｡
表11の両端児から他の地位への変動率では,いずれのタイプも人数が少なく,全般に有意な変動率が少なかった｡しかし,両端児から拒否児への変動率が1回⇒2匝I(;T2=3.94, pく.05)と1回→4回(z2‑3.94, p<.05)で有意に高く,両端児から拒否児への変動が生じやすいことを示している｡
考察

人気児,拒否児および平均児は約半年‑約1年半の期間を経ても,同じ地位を持続する者が多かった｡それに対して,無視児の地位は最も短い約半年の期間でも変動しやすかった(表4)0 Olson & Brodfeld(1991)は4, 5歳の幼児53名を対象にして, 5か月間の期間をおいて指名法を2回実施し,拒否児の地位持続率が50%(6/12)であると報告している｡拒否児の地位持続率しか比較できないが,彼らの5か月間に最も近いのは,研究1の約半年間である｡同じ半年間でも研究1の1回→2回(46.9%)は彼らの結果に匹敵するが, 2回‑3回(66.7%)や3回→4回(60.6%)は彼らの地位持続率よりも高いように思われる｡ Olson & Brodfeld(1991)では新学期開始後2か月日の下旬にソシオメトリック指名法の1回目を実施し,それから5か月後に第2回目を実施している｡研究1の第1回目は新学期
開始後3か月日の下旬に実施している｡ 1か月の相違はあるものの,どちらも幼児集団の中でお互いを充分に熟知し,安定した仲間関係が形成されていない時期に第1回目の指名法を実施した可能性が強い｡表4から, 5つの地位タイプを一括して同一地位持続者の全体数に占める比率を求めると,約半年間の1回目⇒2
回目では43.5%(54/124), 2回目→3回目では54.8%(66/124), 3回目⇒4回目
では58.1%(72/124)であった｡これらの結果は安定した仲間関係が形成されていない時期に第1回目のタイプ分類をすると,拒否児タイプに限らず,どの地位タ
イプでも地位持続率が低い可能性を示唆する｡
ところで,幼児を対象とした従来の研究では地位タイプの分類をしないで,也
位得点の縦断的相関値を検討している研究が多い｡それらの研究結果を短期間から長期間の順に列挙すると, 2週間(平均5歳4か月児, 〝=106; Sanderson &

‑

35

‑

Siegal, 1995)ではSP得点(r=.69)が最も高く, P得点(r=.66), N得点( r=.59)と続き, S I得点(r=.52)が最も低か?た｡ 3週間(4歳々5歳児, #=34; Olson& lifgren, 1988)ではP得点(r=.52), N得点(r=.48)であった. 7週間(平均4歳6か月児, #=85; Poteat, Ironsmith, & Bullock, 1986)では, SP得点(p･.72)が最も高く, N得点(r=.66), P得点(r=.64)と続き, S I得点(r=.43)が最も低かった｡研究1の約半年間に近い5か月間(5歳児, 〟=49; Wasik, 1987)
では, SP得点(r=.77)が最も高く, N得点(/=.76), P得点(r=.57)と低下し,

S I得点(r=.48)が最も低かった｡研究1の約半年間でもSP得点(r=.66‑‑r･.75)が最も高く, N得点(r=.56‑r=.67), P得点(r=.56‑r=.65)と低下し,
S I得点(r=.23'‑T=.35)が最も低い｡研究1のS I得点はいずれの研究結果よりも低いが,他の得点の相関値はこれらの研究結果と匹敵するか,むしろ高い値を示している｡このことから,研究1の約半年間の相関値は幼児期における地位
得点の安定性について一般的な結果を示していると見てよかろう｡研究1ではいわゆる持ち上がり学級を対象としたことが利点となり,幼児集団における1年‑
1年半の長期間にわたる地位得点の安定性に関して数少ない基礎的資料を提供するといえる｡

最後に,地位変動率と変動パターンの結果から,人気児が平均児や無視児へ変動する場合はあっても,拒否児や両端児へ変動する場合は極めて少ないことがわかる｡同様に,拒否児も平均児や無視児へ変動する場合はあっても,人気児や両端児へと変動する場合は少ないといえる｡要するに,地位の変動は人気児⇒拒否児や拒否児→人気児のように,極端な地位から対極的な地位へと大きく変動するのではなく,中間の平均児を経由する場合が多いのではないかと考えられる｡それに対して,最も変動しやすい無視児では無視児の地位を持続する場合よりも,むしろ拒否児や平均児へ変動する場合が多く,人気児へと変動する者も若干見られる｡また,拒否児⇒無視児の変動率(表8)と無視児⇒拒否児の変動率(表10)を比較すると,後者の変動率が高いように思われる｡変動パターンから見ても,無視児は多様な地位へ変動する可能性をもち,拒否児とは異なる存在のようである｡

2.幼児期から5年間にわたる地位タイプの持続率(研究2)
研究2では,幼稚園の年長児から小学校1年生までの1年間, 2年生までの2
年間, 3年生までの3年間, 4年生までの4年間および5年生までの5年間の5

‑

36

‑

つの期間を比較し,幼児期の各地位タイプがどの程度の期間まで持続するのかを検討する｡ただし,研究2では, Coie & Dodge(1983)のように同一集団を経年的に追跡する縦断的研究アプローチを採用していない｡研究2では1年間‑5年間の5つの期間に対応して,異なる5つの対象集団のデータを使用した｡ 5つの対象集団は,いずれも縦断的研究の起点を幼稚園の年長児時点とする点では共通しているが,縦断的研究の終点が1年後々5年後と異なっている｡つまり, 1年間‑5年間の各期間の相違に対応して,対象集団も異なることになる｡したがって,
同一対象集団を経年的に追跡する縦断的研究の場合と異なり,起点となる年長児
時点の地位タイプの分類結果が5つの対象集団間で異なる可能性もある｡このような問題はあるものの,研究2の結果は5つの対象集団の比較を通して,幼児期の各地位タイプがどの程度の期間まで持続するのか,どの程度の期間を経過すると変動するようになるのかに関して基礎的情報を提供すると考えられる｡あわせて研究2では,研究1と同様に地位変動率と変動パターンを検討すると共に,ソ
シオメトリツク地位得点の1年間‑5年間の縦断的相関値を求め,地位得点の安定性について検討を加える｡
方

法

対象児
研究2の対象集団は5つの異なる集団である｡表12は,これら5つの対象集団の男女別と男女全体の人数, 1回目と2回目のソシオメトリック測定時期および)1回目から2回目までの期間をまとめたものである｡表12では幼児時点と小学校の各学年時点の両調査データが揃っている子どもの人数を示している｡各期間ごとに異なる対象集団の縦断的データを使用した｡小学校はどの学年も40名× 3学級の学級編成であった｡このうち約半数の者が対象幼稚園(幼稚園は32名× 2学
表1 2

37

‑

CXI CXI CXI CXJ CO

‑

期 間
1年間
2年間
3年間
4年間
5年間

O5 CO O5 CO O

A集団
B集団
C集団
D集団
E集団

5つの集団のソシオメトリック測定時期とソシオメトリック測定時期
1回目
2回目
幼稚園年長児(11月)‑>小1 (12月)
幼稚園年長児(11月)‑>小2(11月)
幼稚園年長児(11月)‑小3(12月)
幼稚園年長児(11月)‑小4(12月)
幼稚園年長児(11月)一斗小5(12月)

級)から小学校へ進学した子どもたちであった｡表12からわかるように,いずれの対象集団も幼稚園の年長児時点において1回目のソシオメトリック調査を受けている点で共通しているが, 2回目のソシオメトリック調査を受けるまでの期間が異なり,約1年間から5年間にわたっている｡
手続き(1)幼児時点(1回目)の写真ソシオメトリック指名法

研究1と同様の個別写真

カードを使用して幼児ごとに個別面接で実施した｡実施方法は研究1と同様であった｡(2)小学生時点(2回目)のソシオメトリック指名法 各学級単位の集団で一斉に実施した｡学級内の男子には男子全員の名簿を,女子には女子全員の名簿を印刷して渡し, ｢小学校で一緒に遊びたい子｣ (肯定的指名)と｢小学校で一緒に遊びたくない子｣ (否定的指名)をそれぞれ3名以内ずつ選んで,その名簿番号を回答欄に記入するように求めた｡
得点化の方法幼児時点(1回目)の写真ソシオメトリック指名法の得点は,研究1と同様にしてP得点, N得点, SP得点およびSI得点を算出した｡小学生時点(2回目)のソシオメトリック指名法の得点も幼児時点とほぼ同様にしてP得点, N得点, S
P得点およびS I得点を算出したが,小学生時点では男女別に3学級全体の平均
値とSD8こ基づいて標準得点に変換した点が異なる｡
地位タイプの分類方法
地位タイプの分類方法は,幼児時点(1回目)も小学生時点(2回目)も研究1と同様である｡
結果

同一地位タイプの持続率
表13(上段)は, 1回目に分類された各地位タイプの幼児数(分数表記の分母に相当)の中から, 2回目(小学生時点)も同じ地位タイプに分類された児童数(分数表
記の分子に相当)を求め,同一地位持続者の人数とその比率(%)を示したものである.各地位タイプに分類される偶然確率を20%(1/5)と仮定し, x2検定を使用して表13の同一地位持続率が偶然確率(20%)よりも有意に高いか低いかを集団別･タ
イプ別に検定した.いずれの検定でもdf=lである｡その結果,人気児の持続率はA集団(;r=6.ii, pく.05), B葉団(;T2=9.86, p<.01), D集団(^2=3.26, p

‑

38

‑

く.10), E集団(z2=7.22, pく.01)で有意に高いか高い傾向にあり,期間が長くなっても大きく低下しなかった｡拒否児の持続率はA集団(x2oM, pく.10)で有意に高い傾向を示し, B葉団(z2=8.76, pく.01)では有意に高かったが, 3年間(C葉団)以降になると持続率が低下した.平均児の持続率はA集団(z2=6.53, pく.05)のみで有意に高かった｡なお, 1年間以上の期間を経た5つの集団をまとめた全体(#=279)では人気児(z2=34.51, p<.001),拒否児(^=9.84, pく.01),
平均児U'^.62, pく.05)の持続率が有意に高かった｡
次にK2検定および直接確率法を使用して,各タイプ別に2つの集団間で検定した｡その結果,拒否児の持続率ではB集団がD集団よりも有意に高い傾向(x2=2.84, pく.10)を示した｡しかし,その他はいずれのタイプにおいても特定の2集団間に有意差は見られなかった｡(0/ 4)
14.6(34/71)(22/61) (27/87)(6/41)

50.0*

45.5T

12.5

o

2

(0/12)

r i れ H

0.0

(19/36)〇52.8***(18/33)

一

54.5***(21/41)′ l ヽ

51.2***

7(1/19)

6(18/36) (17/32) (13/30)

3

(1/8)
5.3

CO CSJ O O

2回‑>4回(〟=124) 1年間( 5/ll) (10/23)
53.1***
43.3**

50.0***

O O( 7/14)

1回‑>3回(〟=124) 1年間

43.5*

I/ ･/ ･/

1年間

oA集団(〟=59)3(4/13) (6/23)
36.1**
31.0*T‑

47.9***( 8/16)全体(〟 =279))(2/10)
0.0

i r >(2/12) (3/9)
30.8
26.1

50.0**o( 6/14)

)
r‑

20.0

33.4

o

(1/8)

16.7

o

(4/13) (7/22)

42.9T

)
‑i‑

( 5/13)

)
h‑

12.5

31.8

c o

(2/ll)

30.

)
oo(7/12) ( 1/10)

38.5

c o

5年間

( 8/14)o

E集団(〟‑57)

18.2

10.0

o

4年間

(1/8)

58.3**oD葉団(〟‑52)(5/ll) (10/23)

57.1**o3年間( 7/14)oC葉団(〟‑57)

12.5･/ ･/ ･/ ･/ ･/ ･

2年間

43.5*

無視児
CO

B葉団(〟=54)

且州

A隻団(〟=59)

表1+3 同一地位持続者の比率
不l白期 間 人気児
1年間
50.0*
45.5T

注:分数表記の分子は同一地位持続者数,分母は1回目の地位該当者総数｡
アスタリスクは各持続率と偶然確率(20%)の差が有意であることを示す｡
t :p<.10, *: p<.05, **: p<.01, ***: p<.001

表13(下段)は,同じ1年間を経過したA集団(研究2)と1回⇒3回および2回⇒4回(研究1)の同一地位持続率をタイプ別に示したものである. x2検定および直接確率法を使用して,タイプ別にA集団(研究2)と1回→3回(研究1)およ

‑

39

‑

びA集団(研究2)と2回→4回(研究1)との間で検定した｡その結果,いずれのタイプにおいても特定の2集団間に有意差は見られなかった｡同じ集団成員から構成される年中幼児から年長幼児までの1年間であるか,年長幼児から小学校へ進学して学級再編もなされた小1までの1年間であるかにかかわらず,人気児,
拒否児および平均児の地位タイプは持続しやすいといえる｡
同一地位得点の縦断的相関値
表14(上段)は, 5つの集団別にソシオメトリック指名法のP得点, N得点, S
P得点およびSI得点について, 1回目と2回目間の縦断的相関値をまとめたものである｡表14からわかるように,仲間から好かれる程度(P得点)よりも嫌われる程度(N得点)の方が,より長期間を経ても有意な正相国を示し,安定していた.
(1)同一期間における異なる得点間の比較 表14(上段)の相関値に基づいて集団
別に各得点間で相関値の差の検定を行った｡その結果, A集団(1年間の期間)ではP得点, N得点およびSP得点の相関値がS I得点のそれよりも有意に高いか高い傾向にあった(順にz=1.91, pく.10; s=1.67, pく.10; ^=2.16, pく.05),
C集団(3年間の期間)ではN得点とSP得点の相関値がP得点のそれよりも有意に高く(順にz=2.08, pく.05; ｣=3.14, /x.Ol), N得点とSP得点の相関値がSI得点のそれよりも有意に高かった(順にz=3.17, pく.01; ^=2.49, p<.05),
E集団(5年間の期間)ではN得点とSP得点の相関値がS I得点のそれよりも有意に高いか高い傾向にあった(順にz=1.93, pく.10; ｣=2.04, px.05),しかし,
B集団(2年間の期間)とD集団(4年間の期間)ではいずれの得点間にも有意差は見られなかった｡
表1 4 同一地位得点の縦断的相関値(男女全
対象集団
期 間
P得点
N得点
S P得点
A集団(〟 =59)
年間 .608***. 567***.668***
B葉団(〟 =54)
年間 .437**.402**. 508***
C葉団(〟‑57)
年間 .100.435*** .384**
D葉団(〟=52)
年間 .230.207.237T
E集団(〟‑57)
年間 .170.249T.317*
A集団(〟 =59)
年間 .608***.567***.668***
1回⇒3回(〟=124) 1年間 .462***. 524*** . 569***2̲回う･4回(〟=124) 1年間 .484***.580***.619***

SI得点.382**.260 千
‑.065
.187
‑.068
.382**. 224**.212**

t :p<.10, *:p<.05, **: p<.01, ***: p<.001(2)同一得点における異なる期間の比較 表14(上段)の相関値に基づいて得点別

‑

40

‑

に各集団間で相関値の差の検定を行った｡その結果,P得点では1年間(A隻団)の相関値が3年間(C葉団),4年間(D葉団),5年間(E集団)のそれよりも有意に高かった(順にz=3.19,pく.01;^=2.43,pく.05;｣=2.82,pく.01),また,2年間(B集団)の相関値が3年間(C葉団)のそれよりも有意に高い傾向にあった(z=1.87,p<.10)0N得点では1年間(A集団)の相関値が4年間(D葉団)や5年間(E集団)のそれよりも有意に高かった(順に｣=2.21,p<.05;^=2.02,pく.05)｡
SP得点では1年間(A集団)の相関値が3年間(C葉団),4年間(D葉団),5年間(E集団)のそれよりも有意に高かった(順にz=2A2,pく.05;^=2.92,p<.01
z=2.54,pく.05)0SI宿点では1年間(A集団)の相関値が3年間(C集団)や5年間(E集団)のそれよりも有意に高い傾向にあった(順にs=1.76,pく.10;z=1.73,p<.10)((3)研究2の1年間と研究1の1年間の比較表14(下段)の相関値に基づいて,各得点別に同じ1年間を経過したA集団(研究2)と1回‑3回(研究1)の問およ
びA隻団(研究2)と2回‑4回(研究1)の間で相関値の差の検定をした｡その結果,いずれの得点でも特定の2集団間に有意差は見られなかった｡
地位の変動率と変動パターン
表15(上段)は,人気児の地位(1匝】目)から人気児以外の他の地位(2回目)へと地位変動を示した子どもの人数および1回目の人気児タイプの人数に占めるそれぞれの比率(o/¥¥/Q)を示したものである｡‑なお,研究1と同様に,人気児の地位を持続した子ども(人→人)の人数とその比率(%)を最初の欄に示している｡同様にして,表16(上段)‑表19(上段)は拒否児,平均児,無視児,両端児について地位変動者数および地位持続者数とそれぞれゐ比率(o/¥v7｡)を示している｡
表13と同様に,各地位タイプに分類される偶然確率を20%(1/5)と仮定し,K2検定を使用して表15(上段)‑表19(上段)の地位変動率が偶然確率(20%)よりも有意に高いか低いかを集団別･タイプ別に検定した｡いずれの検定でもdf=lである.
その結果,表15(上段)の人気児から他の地位への変動率では!人気児から平均児への変動率がC集団(^2‑4.04,p<.05)と5つの集団全体(;jr2=4.07,pく.05)でそれぞれ有意に高かった｡また5つの集団全体において人気児から拒否児への変動率(z‑ll.04,px.OOl),人気児から無視児への変動率(^r2=4.56,p<.05)および人気児から両端児への変動率(^r2=5.92,pく.05)がそれぞれ有意に低かった.
表16(上段)の拒否児から他の地位への変動率では,拒否児から平均児への変動率がA集団(z2^..19,pく.05)で有意に高かった｡また,5つの集団全体におい

‑

41 ‑

表1 5

人気児の地位持続と変動パターンにおける人数内訳(%)
1回目の地位タイプー>2回目の地位タイプ

A集団(〟=59)

1年間

B葉団(〟=54)

2年間

C葉団(〟‑57)

3年間

D葉団(〟=52)
E集団(〟‑57)
全体(〟 =279)

50.0*( 7/H)
57.1**

0.0(0/14)
0.0

28.6( 4/14)28.6

7.1(1/14)
14.3

14.3( 8/14)(0/14)( 4/14)(2/14)

7.7(0/14)
7.7( 5/13)
42.9T(0/13)
7.1( 6/13)21.4(1/13)
14.3(1/13)
14.3( 6/14)(1/14)( 3/川)(2/14)

50.0**

12.4

25.0

6.3

(2/14)
6.3( 8/16)47.9***(2/16)
4.2***( 4/16)29.6*(1/16).9*(1/16)
8.5*

38.5

0.0

(34/71)

A集団(〟=59)

1年間(3/71)

50.0*

46.1*

㌔

0.0

(21/71)28.6(2/14)
0.0

7.1

6/71
14.3

(7/71)

1回⇒3回(〟=124) 1年間( 7/14)50.0***(0/14)
2.8**( 4/H)
33.3*(1/14)
11.1(2/14)
2.8**(18/36)(1/36)(12/36)(4/36)

2回｢>4回(〟=124) 1年間

51.2***

4.9*

22.0

19.5

(1/36)
2.4**(21/41)(2/41)( 9/41)(8/41)(1/41)

注:分数表記の分子は地位持続音数または変動者数,分母は1回目の地位該当者総数｡
アスタリスクは持続率または変動率と偶然確率(20%)の差が有意であることを示す｡
p<.10, * : p<.05, ** : p<.01, *** : p<.001

表1 6
司
A集団(〟=59)

拒否児の地位持続と変動パターンにおける人数内訳(%)
1回目の地位タイプー>2回目の地位タイプ
期 間
拒‑>拒
拒.+人+
拒‑>平
拒‑>無
拒→

1年間

B葉団(〟=54)

2年間

C葉団(〟=57)

3年間

D葉団(〟‑52)

4年間

E集団(〟‑57)

5年間

全体(〟 =279)

A集団(〟=59)

1年間

1回‑>3回(〟=124) 1年間

45.5T 0.0
(0/ll)( 6/ll)58.3**

16.7

0.0( 7/12)(2/12)

30.8

7.7

0.0

0.0

( 0/ll)16.7(0/ll)
8.3( 0/12)( 2/12)23.0(1/12)
7.7( 4/13)( 3/13)41.6(1/13)
0.0

30.8( 4/13)(1/13)

16.7

16.7( 2/12)(2/12)( 3/12)

30.8

7.7

15.4

( 5/12)38.4(0/12)
7.7( 4/13)36.1**(1/13)
9.8*( 2/13)
24.6( 5/13)24.6(22/61)(6/61)(15/61)(15/61)(1/13)
4.9**
3/61
0.0

25.0

45.5T 0.0

54.5*

( 5/ll)(0/ll)( 6/ll)(0/ll)

53.1***

15.6

18.8

12.5
(4/32)(17/32)

2回.+4回(〟=124) 1年間

54.5*( 5/ll)54.5***(18/33)(5/32)( 6/32)

6.1*

30.3

(2/33)(10/33)0.0

9.1(3/33)(0/ll)
0.0**(0/32)
0.0**(0/33)

注:分数表記の分子は地位持続者数または変動者数,分母は1回目の地位該当者総数｡
アスタリスクは持続率または変動率と偶然確率(20%)の差が有意であることを示す｡
t : p<.10, * : p<.05, ** : p<.01, *** : p<.001

‑

42

‑

表1 7

平均児の地位持続と変動パターンにおける人数内訳(%)
1回目a)地位タイプーケ2回目の地位タイプ

司

期

A集団(〟=59)

FE;

平‑>平

平十>人

1年間

43.5*

13.0

13.0

(10/23)( 3/23)( 3/23)( 7/23)

10.0

30.0

40.0

20.0

( 1/10)( 3/10)( 4/10)( 2/10)

27.3

22.7

18.2

B葉団(〟=54)

2年間

C葉団(〟=57).

3年間

D葉団(〟‑52)

4年間

E集団(〟=57)

5年間

31.8
( 7/22)全体(〟 =279).̲̲̲̲̲̲̲̲̲̲̲̲̲.̲̲̲｣ー̲̲̲.二=丁=1年間

A集団(〟=59)( 6/22)

33.4

22.2

平‑>拒

平→無

30.5

半 >向̲̲̲
0.0*(0/23)
0.0(0/10)
0.0*(0/22)( 5/22)
22.2( 4/22)
11.1

ll.1

(3/9)

(2/9)

26.1

26.1

(2/9)
4.3

( 1/9)
39.2*

(1/9)
4.3

( 6/23)31.0*( 6/23)23.0( 1/23)17.2( 9/23)26.4(1/23)
2.3***(27/87)(20/87)13.0(15/87)13.0(23/87)30.5(2/87)

43.5*(10/23)(3/23)

43.3**

16.7(3/23)
20.0(7/23)
16.7(0/23)
3.3*(13/30)(5/30)

52.8***

19.4(6/30)
5.6*(5/30)
16.6(1/30)
5.6*(19/36)(7/36)(2/36)(6/36)(2/36)

0.0*/

1回→3回(〟=124) 1年間
2回→4回(〟=124) 1年間

注:分数表記の分子は地位持続音数または変動者数,分母は1回目の地位該当者総数｡
アスタリスクは持続率または変動率と偶然確率(20%)の差が有意であることを示す｡* : p<.05, ** : p<.01, *** : p<.0010f¥t

表1 8 無視児の地位持続と変動パターンにおける1回目の地位タイプー>2匝l巨の 皇位タイプ
無‑>人
無→拒
無 平
無→

F:i

無‑>無

A集団(〟=59)

1年間

12.5

25.0

25.0

.5

B葉団(〟=54)

2年間

(1/8)
18.2

(2/8)
9.1

(2/8)
27.3

(3/
45 4T

0.0

C葉団(〟‑57)

3年間(2/ll)
12.5( 1/ll)62.5*( 3/ll)12.5( 5/ 1)12(0/ll)
0.0(1/8)( 5/8)

D葉団(〟‑52)

4年間

20.0

30.0

( 1/8)
30.0( 1/8)
20.0

(0/8)
0.0

5年間

(2/10)
0.0( 3/10)50.0( 3/10)25.

( 2/10)25.0(0/10)
0.0(0/4)( 2/4)

14.6
(6/41

31.7T
(13/41 )( 1/4)
24.4

(1/4)
29.3

(0/4)
0.0***

12.5

25.0

司

E集団(〟=57)

期

全体(〟 =279)
A集団(〟=59)

1年間(1/ 8)

1回⇒3回(〟=124) 1年間(2/ 8)

5.3

26.3(1/19)

2回一>4回(〟=124) 1年間

0.0(2/ 8)(12/4137.5(3ノ8)(0/ 8)(Q/41)
0.0(0/ 8)

36.8

31.6

16.7

(7/19)
50.0*(6/19)
33.3(0/19)
0.0(2/12)(6/12)(4/12)/12)(5/19)(0/12)(10/41
25.0

0.0

0.OT

注:分数表記の分子は地位持続者数または変動者数,分母は1回目の地位該当者総数｡
アスタリスクは持続率または変動率と偶然確率(20%)の差が有意であることを示す｡
t : p<.10, * : p<.05, *** : p<.001

‑

43

‑

て拒否児から人気児への変動率U2=3.94, pく.05)および拒否児から両端児への変動率(;r2=8.67, pく.01)がそれぞれ有意に低かった｡
表17(上段)の平均児から他の地位への変動率では,平均児から無視児への変動
率がE集団(,T2=4.13, pく.05)で有意に高かった｡また,平均児から両端児への変動率がA集団(*2=4.57, pく.05), C集団(z2=4.32, pく.05)および5つの集団全体(x ‑17.04, p<.001)でそれぞれ有意に低かった｡
表18(上段)の無視児から他の地位への変動率では,無視児から人気児への変動
率がC集団(z2=6.51, pく.05)で有意に高く, 5つの集団全体( ^2=3.51, /K.IO)
で有意に高い傾向にあった.また,無視児から平均児への変動率がB集団( ;r2=3.oi,
pく.10)で有意に高い傾向にあった｡さらに,無視児から両端児への変動率が5つの集団全体(x*=10.25, pく.01)で有意に低かった｡
表19(上段)の両端児から他の地位への変動率では各タイプの人数が少なく,いずれの集団･タイプでも地位変動率は有意でなかった｡
表1 9

X

0

C

ー

2

o

(

0

*
o

/

o
c
o

(1/7)
0.0
(0/ 1)
14.3(1/ 7)
100.0
(1/1)
21.1
(4/19)
CO
CO
cD
)

CD

円相川U

｡ 7
.
/ 0
0

ヽ l /

Csj

0

)

3

0/ 2

33.3
(1/3)
14.3

/ 0
ー

1/2)

r正I.+
ユニL̲̲土!上±

3
3

1/2

Eid

50.0

(0/2

灯れH一

(2/ 7)

50.0

O CO cD I‑‑ CD(1/ 7)

0.0

れ‖l川1川u(2/ 7)

l"H川■川じ28.6/ 8 / 00 2 2

(1/ 3)

14.2

O(0/ 3)

28.6

(

O

(

ー

(1/ 3)

(

*

/

(

)

33.3

(

/

I

O

6/19

0.0

)
)
)
).
)
o oo co r‑‑o co r‑ o CO

/

I

(

/

4/19

33.3

02 cxI CXI
(
(

X

8

C

0

2回‑>4回(〟=124) 1年間(2/19)

ran ‑>ユ1⊥

O / 8 / 0 / 4 / 0 / 5

(

(

/

1回‑>3回(〟=124) 1年間

/

0

1年間

)
)
)
)
)
CO CO co P‑ o en r‑ o cD

O

(

/

■‑

A集団(〟=59)

C

0

5

間
年

全体(〟=279)

‑> *&

3

/

T‑
(

4

間
年

E集団(〟=57)))))
co oo co r‑‑ o o r‑ CD

4

T‑
(

/

3

間
年

D葉団(〟‑52)

2

C葉団(/V=57)

間年

B葉団(〟=54)

1年間

両.+
cO

A集団(〟=59)間

3期<d=⁝c｡ *fr⁝m⁝㌫｡i ｡⁝2

両端児の地位持続と変動パターンにおける人数内訳(%)
1回目の地位タイプー>2回目の地位タイプ

注:分数表記の分子は地位持続者数または変動者数,分母は1回目の地位該当者総数｡

次に, x2検定および直接確率法を使用して,表15‑表19の地位変動率について各タイプ別に2つの集団間で検定した｡いずれの検定でもdf=1である.その結

‑

44

‑

果,表16の拒否児から平均児への変動率ではA集団がB集団よりも有意に高く( K2=6.25,pく.05),拒否児から無視児への変動率ではD集団とE集団がそれぞれA集
団よりも有意に高い傾向(順にz*oM, pく.10; ^2=3.27, pく.10)にあった.
また,表17の平均児から拒否児への変動率ではB集団がE集団よりも有意に高かったU2=4.40, pく.05),表18の無視児から人気児への変動率ではC集団がB集団よりも有意に高かった(/>=02),しかし,表15の人気児や表19の両端児の場合は,いずれのタイプにおいても特定の2集団間に有意差は見られなかった0
表15(下段)‑表19(下段)は,同じ1年間を経過したA集団(研究2)と1回→3回および2回⇒4回(研究1)の地位変動者数とその比率(%)をタイプ別に示したものである｡ K2検定および直接確率法を使用して,表15‑表19(いずれも下段)の地位変動率について, A集団(研究2)と1回→3回(研究1)の問およびA集団(研究2)と2回⇒4回(研究1)の間で検定した｡その結果,表16(下段)の拒否児
から平均児への変動率ではA集団が1回→3回よりも有意に高い傾向(z2=3.59,
df=l, pく.10を示した｡しかし,その他のタイプでは特定の2集団間に有意差は見られなかった｡同じ1年間の時間経過では,年中幼児から年長幼児までの1年間であるか,年長幼児から小1までの1年間であるかにかかわらず,地位変動率や変動パターンに相違がないといえる｡
考察

1年間から5年間にわたる地位持続率は,地位タイプによって異なっていた｡
最も長く持続するのは人気児であり, 1年間から5年間を通じて地位持続率はほとんど低下しなかった｡拒否児も2年間までは高い地位持続率を示したが, 3年間以上を経過すると低下した｡平均児は1年間では高い地位持続率を示したが,2年間以上を経過すると低下した(表13),これらの結果を踏まえると,研究1では最長期間が約1年半と短かったので,人気児,拒否児,平均児の地位持続率に大きな相違が見られなかったものと考えられる｡事実,同じ1年間に期間を限定して比較した結果,人気児,拒否児,平均児の各地位持続率とも研究1と研究2の間に有意差はなく, 3タイプとも有意に高い持続率を示した(表13の下段)｡この比較結果から,少なくとも1年間の期間では,集団成員が同じ持ち上がり学級(32名× 2学級)の場合(研究1 )であるか,学級再編(40名× 3学級)がなされ集団成員が変化した場合(研究2)であるかは,人気児,拒否児,平均児の地位持続率に影響を与える要因ではないと示唆される｡‑

45

各地位タイプの持続率を報告した研究は少ないが,地位タイプを分類した研究(Vitaro, Gagnon, & Tremblay, 1990; Vitaro, Tremblay, Gagnon, & Boivin, 1992)

から拒否児の地位持続率を求めると,幼稚園児から小1の1年間では34.8%,幼稚園児から小2の2年間では33.8%となる｡これに対して,研究2の1年間(A集団)では45.5%, 2年間(B集団)では58.3%であった｡拒否児の地位持続率しか比較できないが,研究2の持続率が高いように思われる Coie & Dodge(1983)の研究から小3を起点とする地位の持続率だけを取り出すと,人気児では1年間(44%),
2年間(50%), 3年間(38%), 4年間(16%)である｡拒否児では1年間(47%),
2年間(38%), 3年間(23%), 4年間(13%)である｡無視児では1年間(27%),
2年間(29%), 3年間(8%), 4年間(33%)である｡研究2の持続率(表13)と比較すると,無視児の持続率では研究2の方が低いが,人気児と拒否児の持続率では研究2と同等か,むしろ研究2の方が高い傾向にある｡数少ない先行研究結果と比較する限り,少なくとも研究2の人気児や拒否児の地位持続率は比較的高く,
長期間にわたって持続しやすいといえる｡
同一地位得点の縦断的相関値を見る'と, P得点は2年間まで有意な正相関を示したが, 3年間から低下した｡それに対して, N得点は3年間まで有意な正相関を示し,′ 4年間から低下した(表14).これは,仲間から拒否される程度を反映す
る否定的指名(N)得点の方が長期間にわたって安定しやすいことを示している｡
Vitaro, Gagnon, & Tremblay(1990)は幼稚園児から小1までの1年間にわたる地
位得点の縦断的相関値U=300)を報告している.それによると, SP得点(r=.50)
が最も高く, N得点(r=.45)̀, P得点(r=.41)と低下し, S I得点(r=.23)が最も低かった｡ SI得点の安定性が低いことは,研究2の結果だけでなく研究1の結果とも一致する Coie & Dodge(1983)の小3を起点とする地位得点の縦断的相
関値U=62‑79)を取り出すと, P得点は1年間(r=.57), 2年間(r=.27), 3年間(r=.29), 4年間(/サ=.28)であり, 2年間から低下し,有意な相関を示していない｡それに対して, N得点は1年蘭(r=.54), 2年間(r=.62), 3年間(r=.45),
4年間(r=.35)であり, 4年間でも有意な正相関を維持していた｡研究2でも1年間の期間では, P得点とN得点の相関値に有意差はないが, 3年間ではN得点
がP得点よりも有意に高かった｡これらの結果から,年長幼児を起点とするか小3を起点とするか,あるいは同一対象集団を経年的に追跡するか異なる集団の縦断的比較であるかの相違はあるものの,研究2の結果はCoie & Dodge(1983)の相関パターンと類似しているといえる｡

‑

46

‑

最後に,地位変動率と変動パターンの結果について簡単に考察する｡地位が変動する場合,人気児は平均児へ,拒否児は平均児と無視児へ,平均児は人気児,
拒否児および無視児へ,無視児は人気児,拒否児および平均児へと変動する傾向にあった｡ 1年間から5年間を一括した全体(〝=279)を見る限り,拒否児→人気児の変動率(9.8%)は偶然確率(20%)よりも有意に低いのに対して,無視児⇒人気
児の変動率(31.7%は有意に高い傾向を示した｡この結果は研究1と同様に,仲間関係に問題をもつと考えられている無視児と拒否児の地位変動パターンが異なることを示している｡また,拒否児→無視児の変動率は期間が長くなるにつれて増加していたが,無視児→拒否児の変動率では期間の長短による差異が見られなかった｡これらの結果から,無視児はどの期間においても人気児や拒否児へと変動する可能性のある存在であるが,拒否児は短期間のときは平均児へ変動しやす
く,長期間になるにつれて次第に無視児への変動を示す存在であるといえる｡

3.児童期の3年間にわたる地位タイプの持続率(研究3)
研究3では,小2から小4までの2年間(F集団)および小3から小5までの2年間(G集団)を比較し,同じ2年間の期間を経ても起点とする学年が異なると,地位タイプの持続率に相違が見られるか否かを検討する｡さらに研究2の2年間の結果との比較を通して,同じ2年間でも起点とする発達段階が幼児期か児童期
かによって,各地位タイプの持続率にどの程度の相違が見られるのかを検討する｡
また,研究1や研究2と同様に,地位変動率や変動パターンについて検討すると共に,ソシオメトリック地位得点の2年間の縦断的相関値を求め,地位得点の安定性について比較検討する｡
方

法

対象児
研究3では小2時点と小4時点の縦断的データが揃っているF集団および小3
表20

F集団
G集団

2つの集団のソシオメトリック測定時期とソシオメトリック測定時期

1回目
2回目
期 間
小2(11月) ‑小4(12月) 2年間
小3(11月) ‑}小5(12月) 2年間

‑

47

‑

男
57

女 全体
57 114114

時点と小5時点の縦断的データが揃っているG集団を対象とした｡表ZOは,これら2つの対象集団の男女別と男女全体の人数, 1回目と2回目のソシオメトリッ
ク測定時期および1恒】目から2回目までの期間をまとめたものである.両集団とも,各学年は40名×3学級の学級編成であり, 2年間の間に学級再編がなされ,学級成員の構成が変化している｡
手続き
1回目と2､回目のソシオメトリック指名法は,各学級単位の集団で一斉に実施
した｡学級内の男子には男子全員の名簿を,女子には女子全員の名簿を印刷して渡し, ｢小学校で一緒に遊びたい子｣ (肯定的指名)と｢小学校で一緒に遊びたくない子｣ (否定的指名)をそれぞれ3名以内ずつ選んで,その名簿番号を回答欄に記入するように求めた｡
得点化の方法研究2と同様にして,学年別･男女別に3学級全体の平均値とSD8こ基づいてP得点, N得点, SP得点およびS I得点(いずれも標準得点)を算出した｡
地位タイプの分類方法
地位タイプの分類方法は,いずれの測定時点とも研究2と同様である｡
結果

同一地位タイプの持続率
表21は, 1回目に分類された各地位タイプの児童数(分数表記の分母に相当)の中から, 2回目も同じ地位タイプに分類された児童数(分数表記の分子に相当)を求め,同一地位持続者の人数とその比率(%)を示したものである｡各地位タイプ
表2 1 同一地位持続者の比率(%)と(司
期 間 人気児
拒否児
平均児
28.2
F集団(〟=114) 2年間
48.2*** 40.0**(13/27) (12/30)

G集団(〟=114) 2年間
全体(〟=228)

61.3***

50.0***

年間

両端児

6.4

0.0

(ll/39)(1/16)

(0/2)

24.5

30.0

100.OT(19/31) (ll/22)(12/49)(3/10)(2/2)

55.2***

26.1

15.4

(23/88)(4/26)

44.2***(32/58) (23/52)

B葉団(〟=54)

無視児

57.1**( 8/14)イ

58.3**

10.0

7/12)

( 1/10)

50.0
(2/4)

18.2

14.3

(2/ll)(1/ 7

注:分数表記の分子は同一地位持続者数,分母は1回目の地位該当者総数｡
アスタリスクは各持続率と偶然確率(20%)の差が有意であることを示す｡
t : p<.10, **: p<.01, *** : p<.001

‑

48

‑

に分類される偶然確率を20%(1/5)と仮定し, K2検定を使用して表21の同一地位
持続率が偶然確率(20%)よりも有意に高いか低いかを集団別･タイプ別に検定した｡いずれの検定でもdf=lである｡その結果,人気児と拒否児の持続率はF集団(順にx2 =13.37, p<.001; ^2=7.50, pく.01), G集団(順にz;;r =12.38, pく.001)および2つの集団全体(順にz‑33.03, pく.001‑44.85, pく.001; z*=19.08, pく.001)のすべてにおいて有意に高かった｡
次にx2検定および直接確率法を使用して,タイプ別に同一地位持続率をF集団とG集団間, F集団とB集団(研究2の幼児‑小2の2年間)間, G集団とB集団間で比較した｡その結果,いずれのタイプにおいても特定の2集団問に有意差はなかった｡縦断的検討の起点を幼児とするか,小2とするか,小3とするかにかかわらず,人気児と拒否児の地位タイプは同様に持続しやすいといえる｡
同一地位得点の縦断的相関値
表22は,対象集団別にソシオメトリック指名法のP得点, N得点, SP得点およびSI得点について, 1回目と2回目間の縦断的相関値をまとめたものである｡
表22からわかるように, F集団のS I得点を除く他の得点では有意な正相関を示し, 2年間を経ても児童の地位得点は安定しやすいことを示している｡
表2 2 同一地位得点の縦断的相関値(男女全体)
対象集団
期 間
P得点
N得点
S P得点
SI得点
F集団(〟=114) 2年間 .350***.359*** .441***.151
G集団(〟=114 2年間 .450***.534*** .564***.308***
B葉団(〟 =54)
年間 .437**.402**.508***.260T
t : p<.10, ** : p<.01, *** : p<.001(1)同一期間における異なる得点間の比較 表22の相関値に基づいて集団別に各得点間で比較するために相関値の差の検定を行った｡その結果, F集団ではP得
点, N得点およびSP得点の相関値がS I得点のそれよりも有意に高いか高い傾向にあった(順にz=1.89, pく.10; ｣=2.10, pく.05; ｣=2.39, pく.05)0 G集団
ではSP得点の相関値がP得点のそれよりも有意に高くu=2.10, pく.05), N得
点とSP得点の相関値がS I得点のそれよりも有意に高かった(順に｣=2.44, p<.05; z=2.38, p<.05),(2)同一得点における異なる期間の比較 表22の相関値に基づいて各得点別にF
集団とG集団間, F集団とB集団間, G集団とB集団間でそれぞれ相関値の差の検定を行った｡その結果,いずれの得点においても特定の2集団問に有意差は見

‑

49

‑

られなかった｡
地位の変動率と変動パターン
表23は,人気児の地位(1回目)から人気児以外の他の地位(2回目)へと地位変動を示した児童数および1回目の人気児タイプの人数に占めるそれぞれの比率(%)を示したものである｡なお,研究1や研究2と同様に,人気児の地位を持続した子ども(人→人)の人数とその比率(%)を最初の欄に示している｡同様にして,
表24‑表27は拒否児,平均児,無視児,両端児について地位変動者数および地位
持続者数とそれぞれの比率(%)を示している｡
表21と同様に,各地位タイプに分類される偶然確率を20%(1/5)と仮定し, K2検定を使用して表23‑表27の地位変動率が偶然確率(20%)よりも有意に高いか低いかを集団別･タイプ別に検定した｡いずれの検定でも〟=1である｡その結果,
表23の人気児から他の地位への変動率では,人気児から両端児への変動率がG集団(z2=5.45, pく.05)と2つの集団全体( z2=6.22, pく.05)でそれぞれ有意に低く,人気児から拒否児への変動率が2つの集団全体(^=4.69, pく.05)で有意に低かった｡
表2 3 人気児の地位持続と変動パターンにおける人数内訳(%
1回目の地位タイプ.+2恒 ]の地位タイプ
司

期

間

F集団(〟=114) 2年間
G集団(〟=114) 2年間
全体(〟 =228)

B葉団(〟=54) 2年間

人‑>人

人‑>拒

人‑>平

し‑+無

人‑>両

48.2***

7.4

18.5

14.8

11.1

(13/27)(2/27)( 5/27)61.3***

9.7

16.1(4/27)
9.7(3/27)
3.2*(19/31)(3/31)(1/31)

8.6*( 5/31)
17.2(3/31)

55.2***

12.1(32/58(5/58)(10/58)(7/58'

57.1**

0.0

28.6

14.3

(0/14)( 4/14)(2/14)( 8/14).9*(4/58)
0.0(0/14)

注:分数表記の分子は地位持続音数または変動者数,分母は1回目の地位該当者総数｡
アスタリスクは持続率または変動率と偶然確率(20%)の差が有意であることを示す｡* : p<.05, ** : p<.01, *** : p<.001

表24の拒否児から他の地位への変動率では,拒否児から人気児への変動率がF
集団(^=3.33, pく.10)で有意に低い傾向を示し, 2つの集団全体( z2‑4.92,
pく.05)では有意に低かった.また,拒否児から両端児への変動率がF集団( K2=7.50, pく.01)と2つの集団全体( r2=10.62, pく.01)において有意に低かった｡
表25の平均児から他の地位への変動率では,平均児から無視児への変動率がF

‑

50

‑

集団(^=8.31, pく.01), G集団(^=8.58, pく.01)および2つの集団全体( x2=16.84, p<.001)のいずれにおいても有意に高かった｡それに対して,平均児から両端児への変動率がF集団(^=3.69, pく.10)では有意に低い傾向を示し, G
集団(zた｡‑5.90, pく.05)と2つの集団全体(^2=9.56, p<.01)では有意に低かっ

表2 4 拒否児の地位持続と変動パターンにおける人数内訳(%
対象集団
期 間
F集団(〟=114) 2年間

G集団(〟=114) 2年間
全体(〟 =228)

B葉団(〟=54) 2年間

拒.+拒
40.0**

1回目の土 立タイプ‑>2回目の地位タイプ
拒‑>人 ≠ 拒‑>無
拒→>
26.7
26.7
0.0**
6.6T

(12/30)(2/30)( 8/30)50.o***

9.1

22.7(ll/22)(2/22)( 5/22)44.2***

7.7*

25.0

( 3/22)21.2(1/22)
1.9**(23/52)(4/52)(13/52)(ll/52)(1/52)

58.3**

16.7

0.0( 7/12)

2/12)( 0/12)( 8/30)
13.6

16.7( 2/12)(0/30)
4.6

8.3(1/12)

注:分数表記の分子は地位持続者数または変動者数,分母は1回目の地位該当者総数｡
アスタリスクは持続率または変動率と偶然確率(20%)の差が有意であることを示す｡
I : p<.10, * : p<.05, ** : p<.01, *** : p<.001

表2 5

平均児の地位持続と変動パターンにおける人数内訳(%)
1回目の地位タイプー>2回目の地位タイプ
対象集団
期 間 平‑ナ平
平‑>人
平十>拒
平→無
平十>両
F集団(〟=114) 2年間
28.2
12.8
12.8
38.5**
7.7T

G集団(〟=114) 2年間
全体(〟=228)

B葉団(〟=54)

2年間(ll/39)( 5/39)

24.5

16.3

(12/49)( 8/49)26.1(23/88)(15/39)(3/39)

16.3

36.8**

6.1*( 8/49)(18/49)(3/49)

14.8

14.8

37.5***

6.8**(13/88)(13/88(33/

10.0( 1/10)( 5/39)30.0( 3/10)

40.0

20.0

( 4/10)( 2/10)(6/88)
0.0(0/10)

注:分数表記の分子は地位持続者数または変動者数,分母は1回目の地位該当者総数｡
アスタリスクは持続率または変動率と偶然確率(20%)の差が有意であることを示す｡

t : p 00,

p<.05, **.: p<.01, *** : p<.001

表26の無視児から他の地位への変動率では,無視児から両端児への変動率がF
集団(^

2=2.85, pく.10で有意に低い傾向を示し, 2つの集団全体(;T2=6.50, pく.05)では有意に低かった｡

‑

51 ‑

表27の両端児から他の地位への変動率では各タイプの人数が少なく,いずれの集団･タイプでも地位変動率は有意でなかった｡
なお

x'検定および直接確率法を使用して,表23‑表27の地位変動率をタイプ別にF集団とG集団間, F集団とB集団(研究2の幼児‑小2の2年間)間, G
集団とB集団間で比較した｡その結果,いずれのタイプにおいても特定の2集団間に有意差はなかった｡同じ2年間では縦断的検討の起点を幼児とするか,小2とするか,小3とするかにかかわらず,地位変動率に相違がないといえる｡
表2 6

無視児の地位持続と変動パターンにおける人数内訳(%)
1回目の地位タイプ‑ナ2回目の地位タイプ
対象集団
期 間 無｢>無
無‑>人
無→>拒
無‑>平
無→両
F集団(〟=114).2年間
6.4
31.2
31.2
31.2
0.OT

G集団(〟=114) 2年間
全体(〟=228)

B葉団(〟=54) 2年間(1/16)(5/16)(5/16)(5/16)(0/16)

30.0

30.0

20.0

20.0

0.0

(3/10)(3/10)(2/10)(2/10)

15.4

30.8

26.9

26.9

(0/10)
0.0*(4/26)(8/26)

18.2

9.1

(2/11

/ll)

(7/26;(7/26)(0/26)

27.3

45.4T

0.0*

(3/ll)(5/ll)(0/ll)

注:分数表記の分子は地位持続者数または変動者数,分母は1回目の地位該当者総数｡
アスタリスクは持続率または変動率と偶然確率(20%)の差が有意であることを示す｡
t : p<.10, *: p<.05<

表2 7

し､

G集団(〟=114) 2年間
全体(〟 =228)̲̲̲̲B葉団(〟=54) 2年間

14.3
(1/7

帯INJ
｡
.｡
‑
.C
0
.N
0
cJ
.
‑｡
o
jf
‑N
.J
.‑
,.￨{,桝

両端児の地位持続と変動パターンにおける人数内訳(%)
1回目の地位タイプ｢>+2回目の地位タイプ
対象集団
期 間
a‑>人
岡十>7巨
= E= ･･･p
且三豊F集団(〟=114) 2年間
0.0
50.0
50.0
0.0
(0/2)
0.0

(1/2)
0.0

(1/2)
0.0

(0/2)

(0/2)

(0/2)

(0/2)

0.0

25.0

25.0

(0/2)
0.0

(0/

(1/4)

1/4!

DA;

14.3

28.6

28.6

14.3

(1/7

(2/7)

(2/7)

(1/7)

0.0

注:分数表記の分子は地位持続者数または変動者数,分母は1回目の地位該当者総数｡
考察

児童期における2年間の地位持続率では,小2を起点とするか小3を起点とす
るかにかかわらず,人気児と拒否児は高い持続率を示した(表21),また,人気児

‑

52

‑

と拒否児の持続率を研究3のF集団(小2‑小4), G集団(小3→小5),研究2のB集団(幼児→小2)で比較した結果,いずれの集団間にも有意差は見られなかった｡これらの結果から,人気児と拒否児の2年間の地位持続率は幼児を起点とするか,小2または小3を起点とするかの発達段階にかかわらず,ほぼ同程度の持続率を示すといえる｡
研究1や研究2と同様に, SI得点の縦断的相関値は低かったが, P得点, N
得点およびSP得点の縦断的相関値では幼児を起点とするか,小2または小3を起点とするかの発達段階による差は有意でなかった(表22)｡ Coie & Dodge(1983)の地位得点の相関値から, 2年間の相関値を取り出すと,小3→小5(〝=73)のP
得点(r=.27)は有意な相関を示さなかったが, N得点(r=.62), SP得点( r=.43)
およびS I得点(r=.48)は有意な正相関を示した(いずれもpく.01),この結果と研究3の結果を比較すると,研究3ではSP得点の相関値が高いのに対して, S
I得点の相関値が低いことがわかる｡また, N得点の相関値は研究3の方がやや低いが, P得点の相関値は研究3の方が高いように思われる｡このように他の研究結果との比較では相関値の大きさに多少の相違が見られる｡しかし,研究3の中で異なる集団間を比較する限り,地位得点の2年間の相関値はどの集団でも類似している｡その意味で,研究3の相関値は同じ2年間の時間経過に伴う地位得点の安定性について,ある程度一貫した結果を示していると見てよかろう｡
最後に,地位変動率と変動パターンの結果は研究2の変動パターンと類似していた｡地位変動が生じる場合には,人気児は平均児へ,拒否児は平均児と無視児
へ,平均児は人気児,拒否児および無視児へ,無視児は人気児,拒否児および平均児へと変動しやすいといえる｡特に, F集団とG集団を一括した全体(〝=228)の結果を見ると,やはり拒否児⇒人気児の変動率(7.7%)は偶然確率(20%)よりも低いのに対して,無視児⇒人気児の変動率(30.8%)は比較的高いことがわかる｡
このように人気児への変動率から見ると,拒否児と無視児は異なる地位タイプであることが明らかである｡しかし,研究2と異なり,拒否児⇒無視児の変動率(21.2%)は無視児⇒拒否児の変動率(26.9%)と類似していた｡研究2の拒否児→
無視児の変動率が期間が長くなるにつれて増加した事実を参考にすると,研究3
ではすでに2年間を経過しているので,拒否児の中には平均児への変動を経て,すでに無視児の地位へと変動した者が若干含まれているのかもしれない｡

‑

53

‑

第2節 社会的地位と社会的行動特徴の同時的関連

本節では,幼児期から児童期の子どもを対象にして,社会的地位と社会的行動
特徴との関連を同時的･横断的に検討した研究を報告する｡研究4は通常の地位
タイプ間比較の研究とは逆に,社会的行動特徴の教師評価から幼児を3群に分類
し,同時期および5か月後に測定した地位得点を比較した研究である｡研究5は幼児の社会的行動特徴に関する仲間評価,教師評価,教育実習生評価を実施し,3つの評価の一致度および社会的行動特徴の地位タイプ間差を検討した研究である｡研究6は小1‑小6までの6学年を横断的に比較し,各地位タイプの行動特徴に発達的一貫性があるか否かを検討した研究である｡

1.社会的スキルの教師評定と社会的地位(研究4)
Mize & Ladd(1990a)は幼児を対象にして,仲間受容,社会的問題解決知識,社会的スキルの改善に及ぼす社会的スキル訓練の効果を検討している｡その結果,
スキル訓練群は,訓練前から訓練直後にかけて仲間相互作用の中で社会的スキルを多く使用するようになり,社会的問題解決知識にも有意な増加が認められた｡
しかし,仲間受容度では訓練直後に有意な増加が認められず,それから約1か月
後に改善効果が見られた.この結果から, Mize & Ladd(1990a)は,幼児の社会的スキルが改善されても,仲間が対象児の行動変容に気づき,仲間が受容するようになるまでには一定の時間を要するのではないかと示唆している.
研究4では,社会的スキルの教師評定(6月実施)に基づいて,幼児の中から社会的スキルの異なる攻撃的反応群,主張的反応群および消極的反応群の3群を選出した｡他方,教師評定と同時期(6月)に第1回目のソシオメトリック指名法を実施し,それから5か月後(11月)に2回目のソシオメトリック指名法を実施した｡
Mize & Ladd(1990a)が示唆するように,社会的スキルと仲間受容との関連に時間的ズレがあるならば,社会的スキルの異なる3群間の差異は第1回目よりも第2回目の地位得点において顕著になる七予想される｡研究4では,この予想を検証
する｡

‑

54

‑

方

法

対象者
対象児は幼稚園の年中児2学級63名(男児32名と女児31名)の中から,幼児の社
会的スキルに関する教師評定に基づいて選出した41名(男児19名と女児22名)であった(後述の群構成の方法を参照)｡幼児の社会的スキルに関する教師評定では,2学級の担任教師2名を対象とした｡対象児の年齢範囲は4歳3か月々5歳3か月であり,その平均年齢は4歳10か月であった｡
手続き
担任教師に対しては, Michelson, Sugai, Wood, & Kazdin(1983)の子どもの対
人行動評定尺度(高山･佐藤･佐藤･園田訳, 1987)の中から,子ども用主張行動
尺度(Children's Assertive Behavior Scale; CABS)の27項目を一部修正して作成した調査用紙を渡し,担任学級の幼児一人ひとりの社会的スキルを評定させた｡
項目ごとに攻撃的反応,主張的反応(適切反応),消極的反応が1つずつ用意されている｡教師は3種類の反応選択肢の中から,各幼児に最もあてはまるものを1つ選ぶように求められた｡
各項目の反応を選定するにあたって,大学生男女各50名を対象にして, 27項目の各質問について幼児が示すと思われる攻撃的反応,主張的反応(適切反応),消極的反応をそれぞれ自由記述させた｡その結果を参考にしながら,各項目について代表的な攻撃的反応,主張的反応(適切反応),消極的反応をそれぞれ1つずつ作成した｡したがって,原本の子とも用主張行動尺度(CABS)は5点尺度であるが,研究4ではこれを3点尺度に修正している｡また,反応内容もいくつか異なっている｡研究4で使用した27項目は付録に示している｡これら27項目は,肯定的発言4項目(項目1, 2, ll, 12),否定的発言6項目(項目3, 4, 5, 15, 23, 24),要求･指示6項目(項目6, 10, 14, 16, 17, 25),会話5項目(項目13, 18, 19, 26,27),感情･共感6項目(項目7, 8, 9, 20, 21, 22)から構成されている｡なお,
付録では各項目に対する代表的な3つの反応が攻撃的反応,主張的反応,消極的反応のいずれに該当するかを( )内に記入しているが,実際の調査用紙ではこの部分を削除している｡
幼児に対しては,写真ソシオメトリツク指名法を個別に2回(6月と11月)実施
した｡学級内の同性仲間の写真カードの中から,肯定的指名と否定的指名を3名以内ずつ選ばせた｡

‑

55

‑

得点化の方法
社会的スキルの教師評定では,まず各子ども別に, 27項目の中で攻撃的反応,
主張的反応および消極的反応のそれぞれを示すと評定された項目数を集計した｡
次に,攻撃的反応数,主張的反応数,消極的反応数のそれぞれについて,男女別に2つの学級全体の平均値とSDに基づいて攻撃的反応数,主張的反応数,消極的反応数の各標準得点(順にzA, ZB, Zcとする)を算出した.
ソシオメトリック指名法のP得点, N得点, SP得点およびSI得点の算出方
法は,研究1と同様であった｡
群構成の方法男女別に,攻撃的反応数,主張的反応数,消極的反応数の各標準得点に基づいて,攻撃的反応群U>0,主張的反応群(zB>¥)および消極的反応群(zc>¥)の3群を選出した｡その結果,攻撃的反応群は13名(男児7名と女児6名),主張的反応
群は15名(男児6名と女児9名),消極的反応群は13名(男児6名と女児7名)から構成された｡
結

果

群間比較の結果
図5は3群別･時期別にP得点の平均値を,図6はN得点の平均値を示したものである｡ 6月時点における指名法の得点別に3(群)× 2(性別)の分散分析を行った.その結果, N得点では群の主効果(F=0.0, df=2,35, pく.005)が有意となり,攻撃的反応群(〝=0.49)が消極的反応群(〝= ‑0.31)や主張的反応群(〝=‑0.50)よりも有意に高かった(いずれもpく.01),しかし, P得点ではいずれの主効果も交互作用も有意でなかった｡
11月時点における指名法の得点別に3(群)× 2(性別)の分散分析を行った｡その結果, P得点では群の主効果(F=3.26, df=2,35, p<.05)が有意となり,消極的反応群(〝=0.31)が攻撃的反応群(〝= ‑0.57)よりも有意に高かった｡ N得点では群の主効果(f=7.21, df=2,35, pく.005)が有意となり,攻撃的反応群( #=0.66)
が主張的反応群(〝= ‑0.07)や消極的反応群(〝= ‑0.52)よりも有意に高かった(脂にpく.05, pく.01),

次に,対応のある場合のt検定を使用して各群の得点別に6月と11月の平均値の差を検定した｡その結果, 3群のP得点とN得点のいずれにおいても6月と11月の間に有意差は見られなかった｡

‑

56

‑

口6月

因11月

攻撃的反応群

主張的反応群

図5

指名法のP得点□6月

消極的反応群

因11月

攻撃的反応群

主張的反応群図6

指名法のN得点

消極的反応群

相関分析の結果
表28は,社会的スキルに閲す孝教師評定の3つの反応数(粗点)と6月および11月時点の地位得点(標準得点)との相関係数をまとめたものである｡表28の相関値の中から, 6月と11月間で同一の相関値同士の差の検定をした｡その結果, 6月と11月の問には,いずれの相関値においても有意差は見られなかった｡
考察

6月と11月の両時点とも,否定的指名(N)得点では攻撃的反応群が消極的反応
群や主張的反応群よりも有意に高かった｡それに対して, 6月時点の肯定的指名(P)得点では3群間に有意差がなく, 11月時点になって消極的反応群が攻撃的反応群よりも有意に高かった｡ P得点の結果は研究4の予想を支持しているが, P

‑

57

‑

表2 8 社会的スキル得点と地位得点の相関係数(〟=41
土会的スキルの教師評定
攻撃的反応
主張的反応数
消極的反応(1)6月の地位得点.055
P得点‑.337*
.239
‑.171
N得点
.359*
‑.130
.119
S P得点
‑.385*
.210
‑.110
S I得点
‑.046
.162
(2)1 1月の地位得点
P得点‑.423**
.088
.278T
‑.036
N得点
.388*
‑.304T
S P得点

S I得点

.446**

.069

‑.072

.067

.319*
‑.010

t : p<.10, *: p<.05, **: p<.01

得点とN得点の結果を総合すると,次の2点が示唆される｡第1に,攻撃的行動
は仲間から拒否されやすい(N得点が高い)要因である｡第2に,･攻撃的行動が仲間から拒否的な評価を受けるまでの時間的ズレは,肯定的･協調的な行動が仲間から受容的な評価を受けるまでの時間的ズレよりも小さい｡
第1と第2の点は,表28の相関値からも支持される｡攻撃的反応を示す子ども
ほど, 6月と11月のN得点が高く,仲間から拒否されやすい関係にあった｡子どもの攻撃的行動は教師評定によることを考えると,この相関関係は攻撃的行動に対する教師の見方と仲間の見方が一致しやすいことを示唆している｡攻撃的行動を示す子どもは,ソシオメトリヅク指名法の実施前から,攻撃的行動を示していたと考えると, 6月時点のN得点において攻撃的反応群が有意に高いことも理解できる｡しかし,同じ解釈は肯定的･協調的な行動を示す子どもにもあてはまる｡
つまり, 6月以前の時期から肯定的･協調的な行動を示していた子どもは, 6月時点のP得点が有意に高くなるはずである｡図5を見る限り,確かに主張的反応
群や消極的反応群のP得点は6月時点から高い値を示している｡しかし, P得点の絶対値を見ると, 6月でも11月でも平均値の0に近い値を示しており,これらの群が必ずしも高いP得点を示しているとはいえない｡むしろ,攻撃的反応群のP得点が11月時点で少し低下したために,群間差が有意になったと考える方が妥当である｡おそらく,攻撃的行動は仲間とのトラブルや対立を引き起こし,感情的な不快感を伴うので,頻度が少なくても仲間に与える影響や印象は肯定的･協調的な行動よりも強いのであろう｡それに対して,肯定的･協調的な行動は一定の期間にわたって継続的に発揮し,仲間の認知閥を超えたときに始めて仲間受容

‑

58

‑

を高めることになるのかもしれない｡
ところで,表28の相関表を見ると,主張的(適切)反応よりも,消極的反応を示
す子どもほど, 11月のP得点やSP得点が高い関係にあった｡これは,仲間関係の中で積極的に適切な社会的スキルを発揮する子どもよりも,主張を控えて仲間の意見や意向を消極的に受け入れる子どもほど,仲間から受容される可能性を示
唆するものである｡この関係は幼児期の子どもに特有なのか,あるいはどの発達段階の子どもにも共通する一般的特徴なのかは不明であるが,日本の子ども集団
における社会的行動と地位の関連を考える上で興味深い結果である｡

2.幼児の社会的地位タイプと社会的行動特徴(研究5 )研究5では,社会的行動特徴項目の内容と項目数を統一し,幼児の社会的行動
特徴に関する仲間評価,教師評価,教育実習生評価を実施した｡研究5の主な目
的は次の2申である 1幼児期の仲間は,教師や実習生と同様に各地位タイプに特有の社会的行動特徴を区別して評価するか否かを検討する｡幼児が仲間の社会的行動特徴を適切に区別できるならば,児童期の研究結果(たとえば, Coie & Dodge,
1988; Coie, Dodge, Coppotelli, 1982;佐藤･佐藤･高山, 1988)と同様に,人気児は社交的行動特徴を,拒否児は攻撃的行動特徴を,無視児は引っ込み思案行
動特徴を示すと評価されやすいと予想される(2)仲間,教師,教育実習生の評価は,それぞれどの程度対応しているのかを相関分析を通して検討する｡
方

法

対象者
対象児は幼稚園の年中児2学級63名(男児32名と女児31名)と年長児2学級61名(男児29名と女児32名)の計124名であった｡男女の内訳は表29に示すとおりである｡

‑

59

‑

且Tc
‑o
rc
‑N
oJ
r‑*
｡!
5‑
iT
"‑
ォI
tcM

表29 対象児の人数内訳
地 位
年中児
年長児
タイプ
男 女
全体
男 女
全体
人気児
17
14
拒否児 10
16
11
平均児
12
16
12 12
24
無視児
5
3
8
5
4
9
両端児
4
2
6
1 2
3
計
32
31
63
29
32
61

彼らの平均年齢と年齢範囲は年中児が5歳3か月(4歳8か月々5歳8か月),年
長児が6歳3か月(5歳8か月々6歳8か月)であった｡教師評価では,これら4学級の担任教師4名を対象とした｡また,実習生評価では, 9月または10月に約1か月間にわたって,これら4学級(3名×1学級+4名×3学級)において教育実習を経験した大学3年生15冬(男性1名,女性14名)を対象とした｡
手続き
幼児に対しては個別に仲間の写真カードを使用して,最初に写真ソシオメトリ
ツク指名法を実施した｡個別写真カードは研究1と同様にして作成した｡ソシオ
メトリック指名法の終了直後に,続いて仲間評価を実施した｡幼児の行動特徴に関する仲間評価では,仲間評価項目(Pekarik, Prinz, Liebert, Weintraub, &Neale, 1976)を参考にして表30の9項目を使用した｡学級内の同性仲間全員の写真カードを縦4枚×横4枚に配列し直して再提示し,表30の各項目の特徴に該当すると思う同性仲間の写真を3名以内ずつ指名させた｡
教師評価と実習生評価においても,表30の9項目を使用した｡ただし, 4点尺度の評定法に適するように各項目の表現を部分的に変更した｡たとえば,表30の項目1 ｢お友達にあまり話しかけない子｣の場合には｢自分から友達にあまり話しかけない｣という表現に変更した｡教師に対しては,各項目と評定方法を印刷した用紙を各担任教師に手渡し,一定の期間(約2週間)中に回答するよう依頼した｡実習生に対しては,実習終了後数日以内に,教育実習中の担当学級ごとに小集団で実施した｡実習生同士で相談しないように注意を与えた｡担当学級の同性仲間全員の写真カードを配列した写真ボードを見ながら,表30の各項目の特徴が各幼児にどの程度該当するかを評定させた｡教師と実習生は,各項目の特徴が｢最も当てはまる｣の4点々｢全く当てはまらない｣の1点までの4点尺度で評定した｡
得点化の方法ソシオメトリツク指名法のP得点, N得点, SP得点およびSI得点の算出方
法は,研究1と同様であった｡仲間評価における各項目別の得点は, P得点の算出方法と同様であった｡まず各項目別に,各対象児が仲間から指名された数を集計し,本人を除く学級内の同性仲間の人数で除算して仲間1人当たりからの指名数を算出した.その後,学年別･男女別に2学級全体の平均値とSDに基づいて標準得点へ変換し,各項目得点とした｡教師評価では各項目別に担任教師1名の評定値を,実習生評価では各項目別に実習生(3名または4名)の平均評定値を,

‑

60

‑

各対象児の各項目得点とした｡
地位タイプの分類方法
研究1と同様にして,学年別･男女別に各対象児を5つの地位タイプのいずれか1つに分類した｡分類結果は表29に示すとおりである｡
結果

仲間評価の因子分析
̲仲間評価の項目別の標準得点(124名×9項目)に基づいて因子分析(主因子法,バ
リマックス回転)を行った｡その結果,第Ⅰ因子｢攻撃性｣ (項目7),第ⅠⅠ因子｢社交性｣ (項目9),第ⅠⅠⅠ因子｢引っ込み思案｣ (項目1, 6
8)の3因子が抽出された(表30),各因子を構成する3項目の標準得点を加算した
後, 1項目当たりの平均値を求め,各尺度得点とした｡教師評価では各評定値に基づき,実習生評価では各学級を担当した実習生1人当たりの平均評定値に基づき,仲間評価の各尺度を構成する3項目ずつに対応させて1項目当たりの平均値を求め,尺度得点とした｡
表30

仲間評価項目と因子分析の結果(〟=124
I

II

=

.78

.24

.ll

.90

‑.17

.13
‑.01
‑.16

‑.23

.74

‑.08

.00

.69

‑.22

.09

‑.29

.69

‑.50

.23

.53

.13

‑.24

.59

2.28

1.93

1.21

.25

.21

.14

LO
ォd‑CO

.04
.79

‑6且｡｡

.72
‑.12

止.‑8且忍且.

項目
質 問 内 容2.よくけんかをする子
4.自分の思いどおりにならないと,す(･に怒る子
7.お友達によく命令をする子
3.みんなと仲良く遊ぶのが上手な子
5.お友達に親切でやさしい子
9.みんなから人気がある子
1.お友達にあまり話しかけない子
6.おとなしい子
8.お友達とあまり遊ばない子
平方和
寄与率

地位タイプ間の比較
図7は, 5つの地位タイプ別に仲間評価の3つの尺度得点の各平均値を図示したものである｡同様に,図8は教師評価の各尺度得点の平均値を,図9は実習生
評価の各尺度得点の平均値を図示したものである｡ 5タイプ問で分散の等質性が保証される場合にはF検定を使用し,分散が等質でない場合にはWelch法による

‑

61 ‑

t検定を使用して各タイプ間の比較をした.
その結果,仲間評価(図7 )の攻撃性尺度得点では両端児と拒否児が平均児,人気児および無視児よりも有意に高かった(両>平はpく.02,両>人はpく.01,両>
無はpく.005,その他はp<.001),また,平均児が無視児よりも有意に高かった(pく.05),社交性尺度得点では人気児が他の4タイプよりも有意に高く,拒否児が他の4タイプよりも有意に低かった(人>両はpく.002,無>拒はpく.02,その他はpく.001),引っ込み思案尺度得点では拒否児と平均児が人気児よりも有意に高かった(順にpく.02, pく.05),

教師評価(図8 )の攻撃性尺度得点ではタイプの主効果がf(4,119)=3.52, p<.01で有意となった Duncan法による多重比較の結果,両端児が平均児と人気児より
ノも,拒否児が人気児よりもそれぞれ有意に高かった(順にpく.05, pく.01, pく.05),
社交性尺度得点でもタイプの主効果がF(4,119)=6.15, p<.001で有意となり,人気児が無視児と拒否児よりも,両端児が拒否児よりもそれぞれ有意に高かった(脂にp<.05, p<.01, pく.01),引っ込み思案尺度得点ではタイプの主効果が有意でなかった｡
実習生評価(図9 )の攻撃性尺度得点ではタイプの主効果が/ (4,119)=4.49, p
く.′005で有意となり,両端児が無視児,平均児および人気児よりも有意に高く(両>無はpく.05,その他はpく.0‑1),拒否児が人気児よりも有意に高かった(p<.05),
社交性尺度得点でもタイプの主効果が/I(4,119)=9.30, pく.001で有意となり,人気児が平均児,無視児および拒否児よりも,両端児が無視児と拒否児よりも,辛均児が拒否児よりもそれぞれ有意に高かった(人>平と両>無と平>拒はpく.05,
その他はpく.01),引っ込み思案尺度得点では,両端児が他の4タイプよりも有意に低かった(拒>両はpく.002,その他はpく.05),

□

攻撃性

因

社交性

盟引っ込み思案

r
人気児

OA

拒否児

平均児

図7 仲間評価の尺度得点

‑

62

‑

無視児

両端児

□

攻撃性

団

社交性

W

人気児

拒否児

図8

□

m

攻撃性

人気児

0

因引っ込み思案

I

.

平均児

無視児

両端児

教師評価の尺度得点

詔

社交性

園引っ込み思案

p
m

拒否児
図9

平均児

z*z%

無視児

両端児

実習生評価の尺度得点

相関分析の結果(1)3評価者問の相関値 表31は,同じ尺度得点における評価者問の相関値をまとめたものである｡攻撃性,社交性および引っ込み思案のいずれの尺度得点においても,仲間,教師,実習生(1人当たりの平均値)の3評価者間の相関値は有意な正相関を示している｡これらの結果から,幼児の仲間も教師や実習生と同じ行
動側面について信頼できる評価をするといえる｡
表31 同一尺度得点同士の相関係
尺度得点
仲間と実習生
仲間と教E
攻撃性.612***.559***
社交性.460***.441***
引っ込み思案 .476***.415****** : p<.001

‑

63

‑

〟=124

実習生と教自.556***.565***. 660***

相関値間の差の検定を行った結果,引っ込み思案において実習生と教師の相関値が仲間と実習生の相関値および仲間と教師の相関値よりも有意に高かった(廟にt=2.61, df=121, pく.02; ｣=3.55, d/=121, p<.001)(また,仲間と実習生の相関値では攻撃性が社交性よりも有意に高い傾向にあった(z=1.67, pく.10),(2)地位得点と尺度得点との相関値 表32は,地位得点と各尺度得点との相関値をまとめたものである｡仲間評価,教師評価および実習生評価のいずれにおいても,攻撃性はN得点と有意な正相関を示している｡それに対して,社交性はP得
点と有意な正相関を示すだけでなく, N得点とも有意な負相関を示している｡攻撃性とは異なり,社交性は仲間からの受容と拒否の両方と関連していることがわかる｡引っ込み思案はいずれの地位得点とも高い相関を示さなかった0
ところで相関値の絶対値を見ると,仲間評価の尺度得点の相関値が教師評価や実習生評価の尺度得点のそれよりも大きい｡そこで相関値間の差の検定を行った｡
いずれの検定でもdf=121である｡その結果, P得点と社交性の相関値では仲間評
価が教師評価や実習生評価よりも有意に高かった(順に｣=5.ll, p<.001; ｣=3.85,
pく.001),また, P得点と引っ込み思案の相関値では仲間評価が教師評価よりも有意に高い傾向にあったU=1.97, pく｣10)0 N得点と攻撃性の相関値でも仲間評
価が教師評価や実習生評価よりも有意に高かった(順に｣=5.28, pく.001; ｣=5.30,
pく.001),同様に, N得点と社交性の相関値でも仲間評価が教師評価や実習生評
価よりも有意に高かった(順にt=2.27, pく.05; ｣=2.27, p<.05)0 SP得点と攻撃性の相関値, SP得点と社交性の相関値およびSP得点と引っ込み思案の相関値では,いずれも仲間評価が教師評価や実習生評価よりも有意に高かった(脂表3 2 地位得点と各尺度得点との相関係数(〟=124)
P得点
N得点
S P得点
S I得点
(1)仲間評価
攻撃性‑.150T.704***‑.510***.506***.706***‑.496***.
719***.
192*
社交性
引っ込み思案‑.276**.152?
‑.255**‑.113(2)教師評価
攻撃性.068.384***‑.270**.288**
社交性. 359***‑. 308***. 398***. 046
引っ込み思案
‑.090
∴193*
.061
‑.259**(3)実習生評価
攻撃性‑. 187*.403***‑.353***. 197*
社交性.454***‑.311***.457***.130
引っ込み思案
∴153T
‑.091
∴037
‑.223*
t : p<.10, * : p<.05, ** : p<.01, *** : p<.001

‑

64

‑

にt=3.27, p<.002; ｣=2.28, pく.05; ｣=4.85, pく.001; ｣=4.08, pく.001; tヽ=2.04, pく.05; ｣=2.43, p<.02)0 S I得点と攻撃性の相関値でも仲間評価が教師評価や実習生評価よりも有意に高かった(順に｣=2.96, pく.005; ｣=4.54, p
く.001),(3)項目得点の3評価者間の相関値 表33は,行動特徴に関する項目得点別に評価者間の相関値をまとめたものである｡ 9項目のいずれにおいても,相関値は有表33 同一項目得点同士の相関係数(〝=124
項目
間と実習生 仲間と教師 実習生と教自
1.お友達にあまり話しかけない.339***. 183*.525***
2.よくけんかをする.569***.515***.513***
3.みんなと仲良く遊ぶのが上手.414***.365***. 543***
4.自分の思いどおりにならない.537***.538***. 571***と,す(･に怒る
5.お友達に親切でやさしい. 332***. 270**. 407***
6.おとなしい.437***.418***.543***. 468***. 350***.429***
7.お友達によく命令する
8.お友達とあまり遊ばない. 307***. 282**. 633***
9.みんなから人気がある.362***.321***.463***
̲⊥̲̲⊥二二二:二=二:二:二==二二p<.001

p<.05, ** : p<.01, ***意な正相関を示している｡項目別に見ても,幼児の行動特徴に関する3評価者の見方は対応していることかわかる｡
相関値間の差の検定を行った結果,項目1では実習生と教師の相関値が仲間と実習生の相関値よりも有意に高い傾向(t=1.97, pく.10)にあり,仲間と教師の相関値よりも有意に高かった(t=3.84, pく.001),また,仲間と実習生の相関値が仲間と教師の相関値よりも有意に高い傾向にあったU=1.87, p<.10),項目3では実習生と教師の相関値が仲間と教師の相関値よりも有意に高かった( ｣=2.19,
pく.05),項目8では実習生と教師の相関値が仲間と実習生の相関値および仲間と教師の相関値よりも有意に高かった(順に｣=3.92, pく.001; ｣=4.27, pく.001),
次に仲間と実習生の相関値を項目間で差の検定をした結果,項目2が項目1,
項目5,項目8,項目9よりも有意に高かった(順に｣=2.16, p<.05; z=2.54,
p<.05; z=2.53, pく.05; z=2.ll, pく.05),同様に項目4が項目1,項目5,
項目8,項目9よりも有意に高いか高い傾向を示した(順に｣=1.80, p<.10; z‑
2.13, pく.05; z=2.20, pく.05; *=1.74,. pく.10),仲間と教師の相関値では項目2が項目1,項目5,項目7,項目8,項目9よりも有意に高いか高い傾向を示

‑

65

‑

した(順にz=2.84, pく.01; z=2.47, pく.05; z=2.01, p<.05; z=2.16, p
く.05; z=1.89, p<.10),また,項目4が項目1,項目.3,項目5,項目7,項
目8,項目9よりも有意に高いか高い傾向を示した(順に｣=3.14, p<.01; z=l.84,
p<.10; s=2.76,‑p<.01; ｣=2.12, p<.05; z‑2.0, p<.05; ^=2.15, p<.05),
さらに項目6が項目1よりも有意に高かった(t=2.21, p<.05),実習生と教師の相関値では項目4が項目5や項目7よりも有意に高い傾向にあった(順に*=1.94,
pく.10; z=1.67, pく.10),また,項目8が項目5,項目7,項目9よりも有意に高いか高い傾向を示した(順に｣=2.48, pく.05; ｣=2.34, pく.05; ^=1.96, pく.10),

考察

地位タイプ間の比較結果は,幼児が仲間の各地位タイプに特有な行動特徴を適切に評価できることを実証した｡仲間,教師,実習生の3評価者とも一致して,攻撃性では両端児と拒否児が他のタイプよりも高いと評価していた｡社交性では3評価者とも5つの地位タイプの順位づけが一致し,人気児が最も高く,次いで両端児,平均児,無視児と続き,拒否児が最も少ないと評価していた｡攻撃性と社交性に関する結果は,児童を対象とした以前の研究結果(Cantrell & Printz,
1985; Coie & Dodge, 1988; Coie, Dodge, Coppotelli, 1982;佐藤･佐藤･高山,
1988; Rubin, Hymel, LeMare, & Rowden, 1989)と一致し,研究5の予想を支持するものである｡
ところが,引っ込み思案の結果は3評価者間で大きく異なっていた｡仲間評価
では人気児の引っ込み思案が拒否児や平均児よりも有意に低いと評価されていた｡
しかし,教師評価では5つの地位タイプ間に有意差はなく,実習生評価では両端
児が他の4タイプよりも有意に低いと評価されていた｡引っ込み思案の地位タイ
プ間差については,児童を対象とした以前の研究でも一貫した結果が得られていない｡たとえば, Coie, Dodge, Coppote111(1982)では,無視児が拒否児よりも恥ずかしがりであると仲間から評価されていたが,無視児と平均児の間には有意差が見られていない Cantrell & Printz(1985)は恥ずかしがりの仲間評価得点において拒否児と無視児間に有意差がないことを報告している｡恥ずかしがり以外の
引っ込み思案では,拒否児が無視児よりも有意に高いことを見出した研究(Cantrell& Printz, 1985; Rubin, Hymel, LeMare, & Rowden, 1989)もある｡きらに,佐藤･佐藤･高山(1988)によると,引っ込み思案は拒否児が最も高く,無視児が中間

‑

66

‑

で,人気児が最も低く,これら3タイプ間差はいずれも有意であった｡このような研究結果の相違を引き起こす原因として, Rubin, Hymel, LeMare, & Rowden(1989)は,引っ込み思案尺度得点を構成する項目が研究間で異なることを指摘している｡ある研究では仲間はずれや仲間拒否に関する項目を含めているのに対して,他の研究では過敏性,孤立性,社会的不安などに焦点を絞るというように,
引っ込み思案に関する多様な項目が混在的に使用されていると指摘する｡しかし,
これらの指摘は研究5にはあてはまらない｡研究5では仲間評価,教師評価,実習生評価の一致度を見るために,引っ込み思案項目を表30の3項目に統一している｡同じ項目に対する仲間評価,教師評価,実習生評価の結果が異なることは,
項目の多様性や混在化から説明することは難しい｡
研究5では表31や表33からわかるように,引っ込み思案尺度得点や引っ込み思案項目(項目1と項目8)得点では実習生と教師間の相関値が仲間と実習生間や仲間と教師間よりも有意に高いか高い傾向にあった｡これらの結果は,大人同士の見方の類似性が幼児と大人間の類似性よりも高いことを示している｡引っ込み思案行動は目立ちにくいので,幼児は自分と遊びや会話でかかわらない仲間を指名したのではないかと考えられる｡その結果,仲間拒否の結果として孤立したり仲
間遊びにかかわらない拒否児を指名した幼児もいるのかもしれない｡それに対して,実習生や教師のような大人は幼児集団全体を見渡して‑,誰が相対的に引っ込
み思案傾向を示しやすいかを評定したのであろう｡攻撃的行動や社交的行動は引
つ込み思案行動よりも仲間から気づかれやすいので,攻撃性や社交性では仲間評
価と大人(教師や実習生)評価が一致しやすかったものと解釈される｡
ところで,地位得点と尺度得点との相関値(表32)を見ると, P得点と社交性,
P得点と引っ込み思案, N得点と攻撃性, N得点と引っ込み思案のいずれも,仲間評価が教師評価や実習生評価よりも高かった｡これらの結果は,幼児の仲間評
価と教師評価を比較した以前の研究結果(Milich, Landau, Kilby, & Written, 1982
; Olson & Brodfeld, 1991)と一致し,地位と行動特徴に関する情事艮源を仲間に統一すると,その関連度が高まることを示している｡社会的地位に関するソシオメ
トリヅク情報が仲間評価であることを考慮すると,幼児期でも社会的行動特徴に関する仲間評価をもっと活用する必要があるといえる｡研究5の結果は,少なく
とも攻撃性や社交性については幼児の仲間評価が妥当で有益な情事艮を提供することを実証しているからである｡

‑

67

‑

3.児童の社会的地位タイプと社会的行動特徴(研究6)
研究6では,小1から小6までの6学年の児童を対象にして社会的行動特徴に関する仲間評価を実施し,学年別に4つの地位タイプ間を比較して各タイプの行動特徴が児童期を通じて発達的にどの程度一貫しているのか,あるいは特定の学年を境界にして変化するのかを検討する｡あわせて,幼児の社会的行動特徴に関する仲間評価の結果(研究5)と研究6の結果を比較し,幼児期の仲間評価と児童期の仲間評価とがどの程度対応しているのかを検討する｡
方

法

対象児
対象児は小学校の1年生120名, 2年生120名, 3年生120名, 4年生120名, 5
年生120名, 6年生118の計718名であった｡男女の内訳は表34に示すとおりである｡
手続き
ソシオメトリック指名法と行動特徴に関する仲間評価の調査は,各学級単位の集団で一斉に実施した｡最初に実施した指名法では学級内の男子には男子全員の名簿を,女子には女子全員の名簿を印刷した名簿用紙を渡し, ｢小学校で一緒に遊びたい子｣ (肯定的指名)と｢小学校で一緒に遊びたくない子｣ (否定的指名)をそれぞれ3名以内ずつ選んで,その名簿番号を調査用紙の回答欄に記入させた｡
表34■■■■■■■■‑■■■

人気児
拒否児
平均児
無視児
両端｢ [.g̲

各学年における地位分類の人
小2
小3
小4

⁝s
c
⁝i
r⁝
>︺
‑｡C｡ coD

地 位タイプ

続いて実施した仲間評価では,表35に示す9項目の質問を印刷した調査用紙を見ながら,それぞれの質問に該当する同性仲間の名簿番号を名簿用紙の中から選出して小2では1名ずつ,その他の学年では3名以内ずつ回答欄に記入させた｡

‑

68

‑

得点化の方法(1)ソシオメトリック指名法の得点

研究3と同様にして,学年別･男女別に3学級全体の平均値とSD8こ基づいてP得点, N得点, SP得点およびS I得点(いずれも標準得点)を算出した｡(2)仲間評価尺度得点

P得点と同様に,仲間評価の項目別に同性仲間1人当たりからの指名数を求め,.それを標準得点へ変換した｡この標準得点に基づいて,
男女別に9項目に関する主因子分析を行った｡表35は小1‑小6の男子全員(〝=
360)と女子全員(〝=358)に基づく因子分析の結果から,直交バリマックス回転後の因子構造行列を示したものである｡因子負荷量の絶対値が0.60以上の項目をみると,第Ⅰ因子は男女共に項目2, 4, 7の3項目から成っている｡これら3項
目はいずれも攻撃性に関連するので,第Ⅰ因子を｢攻撃性｣因子と命名した｡男子の第ⅠⅠⅠ因子と女子の第ⅠⅠ因子は項目

9の3項目から成っている｡これらの項目は社交性や友好性に関連しているので,男子の第ⅠⅠⅠ因子と女子の第ⅠⅠ因子をそれぞれ｢社交性｣因子と命名した｡男子の第ⅠⅠ因子と女子の第ⅠⅠⅠ因子は共に項目6, 8の3項目から成っている｡いずれの項目も対人的消極性に関連しているので,男子の第ⅠⅠ因子と女子の第ⅠⅠⅠ因子をそれぞれ｢引っ込み思案｣因子と命名した｡対象児ごとに,各因子を構成する3項目ずつの標準得点の平均値
表3 5 仲間評価項目と男女別の因子分析の結女子(〟=358)

男子(〟 =360
因子

項目
質 問 内 容I l】 ‖
h2
2.自分から言い争いやけんかをし .80 .03 ‑.15 .67
かける子
4.自分の思いどおりにならないと .94 .06 ‑.10 .89
す(oに怒る子
7.他の子によく命令する子.76 ‑.12 .03 .60
3.たくさんの友達と仲良く遊ぶの ‑.08 ‑.19 .65 .46
が上手な子
5.友達に親切で,みんなのことを ‑.20 .10 .74 .61
よく考える子
9.みんなのリーダーとなって,友 .09 ‑.08 .91 .84
̲ 達をうまくまとめる子
̲̲1.自分からあまり話しかけない子.13 .79 ‑.12 .66
6.おとなしくて,あまり目立ちた ‑.22 .71 ‑.01 .55
がらない子
8.友達とあまり遊ぼうとしない子 .04 .81 ‑.05 .66
平方和
2.22 1.86 1.85 5.94
寄与率
.25 .21 .21 .66

‑

69

‑

I

因
II

子
III

.82

‑.15

‑.03

.70

.86

‑.15

‑.08

.77

.87

.08

‑.10

.77

‑.14

.82

‑.15

.72

‑.17

.83

‑.01

.71

.08

.79

‑.14

.66

.00

‑.15

.78

.63

‑.19

.04

.78

.65

‑.01

‑.15

.72

.54

2.26

2.08 1.80

6.15

.23

.68

̲

.25

̲

.20

h2
■

を算出し,それを学年別･男女別に再度標準得点へ変換して攻撃性尺度得点,社
交性尺度得点および引っ込み思案尺度得点を構成し,以下の分析で使用した｡なお小1‑小6の各学年別にも同様の因子分析を行った｡その結果,いずれの因子
分析においても表35と同様の3項目ずつから成る3因子が抽出され,これら3因子で全分散の62%‑73%を説明していた｡
地位タイプの分類方法
地位タイプの分類方法は,研究3と同様である｡学年別･男女別に対象児を5つの地位タイプのいずれか1つに分類した｡地位タイプの分類結果は表34のとおりである｡なお,以下の地位タイプ問比較の分析では,小5に限って5地位タイプ間で比較したが,他の学年では人数の少ない両端児を除いて他の4タイプ間で比較した｡しかし,図10‑図12では6年を除く他の学年についても,参考までに両端児の平均値を図示している｡
結果

学年別の地位タイプ間の比較(1)攻撃性尺度得点 図10は,各学年の地位タイプ別に仲間評価の攻撃性尺度得点の平均値を図示したものノである｡ 4タイプ間で比較した結果,小1では拒否児
が人気児,平均児,無視児よりも有意に高かった(いずれもpく.001),小2では拒否児が無視児,平均児,人気児よりも有意に高かった(拒>無はp<.005;他はpく.001),小3では拒否児が無視児,平均児,人気児よりも有意に高かった(拒>無はpく.01;他はpく.001),また無視児や平均児が人気児よりも有意に高かった(いずれもpく.05),小4では拒否児が平均児,無視児,人気児よりも有意に高かった(いずれもpく.001),小6では拒否児が平均児,無視児,人気児よりも有意に高□小1辺小2因小3日小4J小5団小6

人気児

拒否児

平均児

無視児

図1 0 学年別の攻撃性尺度得点

‑

70

‑

両端児

かった(いずれもpく.001),また,平均児が人気児よりも有意に高かった(p<.01),
なお,小5では両端児を含む5地位タイプ間で比較した｡その結果,拒否児が平均児,無視児,人気児よりも有意に高かった(人>平はpく.01;他はp<.001),また,両端児が平均児,無視児,人気児よりも有意に高かった(いずれもpく.05),(2)社交性尺度得点 図11は,各学年の地位タイプ別に仲間評価の社交性尺度得点の平均値を図示したものである｡ 4タイプ問で比較した結果,小1では人気児
が平均児,無視児,拒否児よりも有意に高かった(いずれもp<.001),小2では人気児が平均児,無視児,拒否児よりも有意に高かった(いずれもpく.01),小3では人気児が無視児や拒否児よりも有意に高かった(いずれもpく.001),また,平均児が無視児や拒否児よりも有意に高かった(いずれもpく.05),小4では人気児が平均児,無視児,拒否児よりも有意に高かった(いずれもpく.001),また,平均児が無視児や拒否児よりも有意に高かった(いずれもp<.01),小6では人気児が平均児,無視児,拒否児よりも有意に高かった(いずれもpく.001),なお,小5では･5地位タイプ廟で比較した｡その結果,人気児や平均児が無視児や拒否児よりも有意に高かった(人>無はpく.01;平>無はpく.05;他はpく.001),[コ小1辺小2圏小3Ej小41■小5匿ヨ小6

人気児

拒否児

平均児

無視児

両端児

図1 1 学年別の社交性尺度得点(3)引っ込み思案尺度得点 図12は,各学年の地位タイプ別に仲間評価の引っ込
み思案尺度得点の平均値を図示したものである｡ 4タイプ間で比較した結果,小1では地位タイプの主効果(f=2.41, rff=3,111, pく.10)が有意傾向を示し,拒否児が人気児よりも有意に高い傾向にあった｡小2では拒否児が人気児よりも有意に高かった(pく.01),小3ではいずれのタイプ間にも有意差がなかった｡小4では無視児が人気児や平均児よりも有意に高かった(いずれもpく.05),小6では拒否児が平均児,無視児,人気児よりも有意に高かった(いずれもpく.05),なお,

‑

71 ‑

小5では5地位タイプ間で比較した｡その結果,拒否児が人気児や両端児よりも有意に高かった(順にpく.05, pく.01),□小1団小2圏小3E∃小4T小5E団小6
1.0
0.5
0.0
‑0.5
‑1.0

人気児

拒否児

平均児

無視児

両端児

図1 2 学年別の引っ込み思案尺度得点
地位タイプ別の学年間の比較
図10の攻撃性尺度得点について,地位タイプ別に小1‑小6の学年間比較をしたところ,人気児,拒否児,平均児,無視児のいずれにおいても学年差は有意でなかった｡図11の社交性尺度得点および図12の引っ込み思案尺度得点についても同様の学年間比較をしたが,いずれの地位タイプでも学年差は有意でなかった｡
相関分析の結果
表36は, P得点とN得点の2つの地位得点と仲間評価の3つの尺度得点との相表36

地位得点と仲間評価尺度得点との相関係数
仲間評価尺度得点
攻撃性
社交性
引っ込み思案(DP得点
小1 (〟=120)
小2(〟=120)
小3(〟=120)
小4(〟=120)
小5(〟=120)
小6(〟=118)‑.149.676***‑.202*‑.195*.607***‑.258**‑.336***.509***‑.148‑.298***.642***∴222*‑.302***.486***‑.260**‑. 330***.652***‑.185*(2)N得点小1 (〟=120)
小2(〟=120)
小3(〟=120)
小4(〟=120)
小5(〟=120)
小6(〟=118)
t : p<‑10, *. 684***‑.247**.184*. 628***‑.170T.282**.677***‑.229*.209*. 759***‑.232*.100. 657***‑.266**.189*. 667***‑.346***.247**

p<.05, ** : p<.Ol, *** : p<.001

‑

72

‑

関係数を学年別にまとめたものである｡ 6学年とも, P得点は社交性尺度得点と有意な正相関を示し, N得点は攻撃性尺度得点と有意な正相関を示している｡社
交性を発揮する子どもほど仲間から好かれ,攻撃性を示す子どもほど仲間から拒否される関係は, 6学年を通じて一貫していることがわかる｡
表36の相関値の差の検定をした結果, P得点と攻撃性との相関値およびP得点と引っ込み思案との相関値では,小1から小6の学年間に有意差はなかった｡しかし, P得点と社交性との相関値では小l(r=.676)が小3(r=.509)や小5(p=.486)よりも有意に高かった(順にz=1.97, p<.05; ^=2.22, pく.05),また,小6(r=.652)と小4(r=.642)が小5(r=.486)よりも有意に高い傾向にあった(順にz=1.87, pく.10; ^=1.74, pく.10)｡ N得点と攻撃性との相関値では小4(r=.759)が小2(r=.628)よりも有意に高い傾向にあった(s=1.95, pく.10),しかし, N得点と社交性との相関値およびN得点と引っ込み思案との相関値では,
小1から小6の学年間に有意差はなかった｡
考察地位タイプ間比較の結果,攻撃性得点では6学年とも拒否児が他のタイプよりも有意に高く,社交性得点では6学年とも人気児が他のタイプよりも有意に高かった.これらの結果は,児童を対象とした以前の研究結果(Cantrell & Printz,
1985; Coie & Dodge, 1988; Coie, Dodge, Coppotelli, 1982;佐藤･佐藤･高山,
1988; Rubin, Hymel, LeMare, & Rowden, 1989),あるいは幼児期の結果(研究5)とほぼ一致する｡これらの先行研究の結果と研究6の結果を総合すると,幼児期から小学校の児童期を通じて,仲間から拒否される行動特徴は一貫して攻撃性であり,反対に仲間から好かれる行動特徴は社交性であると指摘できる｡この指摘は,地位得点と仲間評価得点との相関係数からも支持される｡表36からわかるよ
うに, N得点は攻撃性と高い正相関を示し, P得点は社交性と高い正相関を示した｡しかも,これらの相関関係は6学年を通じて共通していた｡さらに,相関値の差の検定結果は,相関値が学年の進行につれて低下するといった一定の発達的傾向を示さなかった｡研究5と研究6は横断的発達研究であるが,幼児期から児童期を通じて,拒否児の攻撃性および人気児の社交性が発達的に一貫している事
実を実証した.こうした発達的一貫性は,拒否児や人気児の地位タイプがなぜ長期的に持続しやすいかの理由を考えるときに示唆的である｡おそらく,拒否児では攻撃的行動特徴の持続性が,人気児では社交的行動特徴の持続性が,彼らの地

‑

73

‑

位タイプの持続性と密接に関連しているのであろう｡
ところで引っ込み思案については,攻撃性や社交性ほど発達的に一貫した結果が見られなかった｡低学年(小1と小2)や高学年(小5と小6)では幼児期(研究5)と同様に,拒否児が人気児よりも有意に高いか高い傾向にあった｡しかし,中学年の小4では無視児が人気児よりも有意に高く,小3では4タイプ間に有意差は見られなかった｡図12を見る限り,中学年では拒否児よりも無視児の方がやや高い値を示している｡また,拒否児が平均児よりも有意に高かったのは,小2と小6だけであった｡図12からわかるように, 4地位タイプの引っ込み思案得点は標準得点で ‑0.5‑0.5の範囲に含まれ,学年や地位タイプ間の差が攻撃性や社交性と比べて小さい｡また,表36の相関値を見ても,引っ込み思案は攻撃性や社交性よりも, P得点やN得点との相関値が小さいことがわかる｡これらの結果を総合すると,引っ込み思案はやはり児童期の仲間関係の中でも目立ちにくい特徴であり,仲間の地位タイプに特有な行動特徴として明確に識別しにくいのではないかと考えられる｡
拒否児と無視児の特徴に焦点を絞ると,攻撃性では6学年とも拒否児が無視児や平均児よりも有意に高かったが,無視児と平均児の差は6学年とも有意でなかった｡社交性では6学年とも拒否児と無視児の間に有意差は見られなかった｡さらに,引っ込み思案では小6において拒否児が無視児よりも有意に高かったが,他の5学､年では拒否児と無視児の間には有意差が見られなかった｡社会的行動特徴から見る限り,これらの結果は仲間関係に問題を抱えやすい子どもが無視児よりも,むしろ拒否児であることを示唆している｡
最後に,両端児は人数が少なく,統計的な検定を使用して他のタイプと比較できなかった｡しかし平均値で見る限り,攻撃性では拒否児と同程度に高く(図10),
社交性では人気児と同程度に高かった(図11).しかも,引っ込み思案では人気児と同様に最車低い値を示している(図12),人数が少ないので,これらの結果は特定の両端児の行動特徴に強く影響されている可能性があり,あくまで参考に留め
なければならない｡しかし,両端児の行動特徴は幼児期の両端児の行動特徴(研究5)と類似していることは確かである｡両端児は人気児と拒否児の両方の行動特徴を兼ね備えている可能性があり,興味深い地位タイプであるといえる｡対象数をさらに多くした研究を実施し,両端児の行動特徴を明らかにする研究が求められ
る｡

‑

74

‑

第3節 社会的地位と社会的行動特徴の縦断的関連

人気児や拒否児の地位タイプがなぜ持続しやすいのか,その理由の1つは人気
児では社交性が,拒否児では攻撃性が長期的に持続するからではないかと考えられる｡本節では地位と行動特徴に関する縦断的検討を通して,この仮説の検証を試みた研究を報告する｡研究7では,幼児期の2年間にわたる地位タイプと行動
特徴の持続性について検討する｡研究8セは小学校移行期の2年間にわたる地位
タイプと行動特徴の持続性を検討する｡研究9では児童期の3年間にわたる地位
タイプと行動特徴の持続と変化の対応関係を検討する｡また,研究7‑研究9を通して,拒否児の地位を持続する拒⇒拒群は,仲間関係から派生する孤独感を最も強く自覚するようになるのかを明らかにする｡

1.幼児期における縦断的検討(研究7)
研究7は,幼稚園の年中児(1年目)から年長児(2年目)にわたる縦断的研究(1
年間の間隔)である｡幼稚園の年中児と年長児の両時点においてソシオメトリック
指名法と行動特徴に関する仲間評価を実施した｡孤独感は年長児時点において測定した｡年中児と年長児の両時点別に,子どもの地位タイプを分類し,その分類結果を組み合わせて,以下の6群を構成した｡他→人群,他→拒群,他‑無群はそれぞれ人気児,拒否児,無視児以外のタイプ(年中児時点)から,人気児,拒否児,無視児(年長児時点)へと変動した子どもから構成される｡人→人群と拒⇒拒群は一貫して人気児または拒否児を持続している子どもから構成される｡なお,年長児時点の平均児タイプの下位群(平→平群と他→平群)間にはすべての得点において有意差がなかったので, 2つの下位群を一括して平均児群とし,これら5群との比較基準群とした｡
以前の研究結果(Cassidy & Asher, 1992; DeRosier, Kupersmidt, & Patterson,
1994; Pettit, Clawson, Dodge, & Bates, 1996; Vitaro, Gagnon, & Tremblay,

1990; Vitaro, Tremblay, Gagnon, & Boivin, 1992)を参考にすると,研究7の2年目では次のような結果が予想される(1)攻撃性と引っ込み思案では拒→拒群が

‑

75

‑

他⇒拒群や他の群よりも高い(2)社交性では人‑人群が他十人群や他の群よりも高い(3)拒⇒拒群は他→拒群や他の群よりも孤独感が高く,逆に人→人群は他→
人群や他の群よりも孤独感が低い｡研究7の主な目的は,これらの予想を検証すると共に, 1年目から2年目にかけて各群の行動特徴がどの程度持続しているかを検討することである｡
方

法

対象児
幼稚園の年中児(11月)から年長児(11月)にわたる約1年間の縦断的データが揃っている2学級60名(男31名と女29名)の幼児を分析対象とした｡男女の内訳は表37に示すとおりである｡これら2学級は,いずれも年中児から年長児にかけて学* * ‑ L O ‑ ォ 3 ‑ ￨

14
8

.a
60

r‑oo)coo2CSIIO
Ico

15

全

17

cDCOCOLO‑IOi
lcM

O >

両立嵩',･.

O 5

人気児
拒否児
平均児
無視児

oo r‑ o to■lllllllllllllllllllllllllllll■lllll1‑

37 対象児の地‡位タイプ分類の
年中児時点
男
女
全体
CO CO O CO CNl10)

地 位
タイプ

級再編がなく, 2年間にわたって同じ幼児たちから構成される｡いわゆる持ち上がり学級であり,担任教師も2年間にわたって同一人物であった｡したがって,同一集団における長期的な仲間関係の影響が出現しやすいと考えられる｡
手続き
年中児と年長児の両時点とも,個別にソシオメトリック指名法と仲間評価を実施した｡最初に実施した指名法では学級内の同性仲間全員の写真カードの中から,｢幼稚園で一緒に遊びたい子｣ (肯定的指名)と｢一緒に遊びたくない子｣ (否定的指名)の写真カードをそれぞれ3名以内ずつ選ばせた｡
指名法に続いて実施した行動特徴に関する仲間評価では学級内の同性仲間全員の写真カードの中から,年中児時点では表38の9項目の,年長児時点では表39の9項目のそれぞれに該当する仲間の写真を3名以内ずつ選ばせた｡なお,年長児
時点では各項.目の特徴を説明するにあたって,さらに場面や状況の説明文を付加

‑

76

‑

平方和
寄与率

表3 9

.78

‑.25

.13

.90

‑.17

.16

.72

.04

.00

‑.13

.80

‑.15

‑.22

.74

‑.ll

‑･01

.69

‑.21

.11

‑.29

.67

‑.49

.24

.49

.12

‑.23

2.27
.25

1.95
.22

.63
■‑■■

仲間評価項目と因子分析の結果(研究7の年長児

1.21
.13

〟=60

I II

=

̲̲̲̲̲

.52

∴24

‑.16

.86

..05

‑.15

.64

‑.27

.03

‑.33

.79

.05

CO

‑.51

.49

.36

.63

‑.03

.66

‑.17

.46

‑.26

.09

.73

.60

.03

‑.17

.68

.49

‑.42

.41

.53

2.03

1.65

.43

1.37

5.04

.23

.18

.15

.56

̲

平方和

Io
Or
C^
D‑
O5<*
o

項目
質 問 内 容3.誰とでも仲良く遊べる子
5.お友達に親切で助けてあげる子
9.お友達に｢入れて｣とか｢貸してね｣と上手に言える子
2.すぐに怒ったり,けんかをし始める子
4.お友達の邪魔ばかりしている子
7.よくお友達に命令している子
1.ひとりぽっちでいる子
6.お友達とあまり話をしない子
8.遊びに誘っても仲間に入らない子■‑‑8且L｡ 1<｡*1｡浩. ‑

よくけんかをする子
自分の思いどおりにならないと,す(,に怒る子
お友達によく命令をする子
みんなと仲良く遊ぶのが上手な子
お友達に親切でやさしい子
みんなから人気がある子
お友達にあまり話しかけない子
おとなしい子
お友達とあまり遊ばない子=

T■■■‑lll■llllllllllllllllllllllllllllllllllll■■■■■l■llllllllllllllllllll■

c｡
co且.

｣

￨">J

ー

I RJ

の結果(研究7の年中児+研究8の

9

只

〟

項cM‑e‑r‑co inむ co co

コ

問評価項目と医

n

表38

̲̲̲̲̲

した｡たとえば,表39の項目1の場合には｢みんなが積み木をしたり,絵本を読んだり,楽しく遊んでいます｡そんなとき,ひとりぼっちでいる子がいます｡こんな子は00組さんの中では誰かな?｣と質問した｡他の8項目の場合にも,これと類似の説明文を追加した｡年長児時点では,最後に孤独感の自己評価を実施した｡ Asher & Wheeler(1985)を参考にして,表40の11項目を作成して使用した｡
各項目に対する回答は｢はい｣か｢いいえ｣の二者択一法であった｡
得点化の方法(1)ソシオメトリック指名法の得点 年中児時点と年長児時点のそれぞれについて,男女別に2学級全体の平均値とSDに基づいてP得点, N得点, SP得点お

‑

77

‑

よびS I得点(いずれも標準得点)を算出した｡
表40 孤独感の自己評価項目
項目
質
問
内
容
(1)幼稚園で,新しいお友達とす(oに仲良くなれますか.
(2)幼稚園で,お話するお友達はいますか｡
3 幼稚園で,ひと.りばっちだと思いますか｡(4)幼稚園で,お友達と仲良く遊んでいますか｡(5)幼稚園では,たくさんお友達がいますか｡
6 幼稚園では,お友達がいなくて淋しいですか｡(7)幼稚園で遊ぶとき,す(oに遊び友達が見つかりますか｡
8 幼稚園で,仲良しの友達をつくるのは難しいですか｡
9 幼稚園で,みんなから仲間はずれにされていると思いますか｡(10)誰かに手伝ってほしいとき,頼めるお友達はいますか｡(ll)お友達は,あなたのことを好きだと思いますかo( )付きの項目は得点の方向を逆にして得点化した｡(2)仲間評価尺度得点

P得点と同様に,項目別に同性仲間1人当たりからの指名数を求め,それを標準得点に変換した｡この標準得点に基づいて9項目に関する主因子分析を行った｡表38は,同じ項目を使用した研究7の年中児(〝=60)と研究8の年長児(〝=59)を合わせたデータ(〝=119)に基づく因子分析の結果から,直交バリマックス回転後の因子構造行列を示したものである｡因子負荷量の絶対値が0.40以上の項目に注目すると,第Ⅰ因子は項目2, 4, 7の3項目から成っている｡これら3項目から成る第Ⅰ因子を｢攻撃性｣因子と命名した｡同様にして,項目

9の3項目から成る第ⅠⅠ因子を｢社交性｣因子と命名し,項目1,

6, 8の3項目から成る第ⅠⅠⅠ因子を｢引っ込み思案｣因子と命名した｡なお,項目6は第Ⅰ因子にも負の負荷量を示したが,以下の分析では第ⅠⅠⅠ因子を構成する項目として扱った｡
表39は,年長児時点(〝=60)の仲間評価項目得点(標準得点)に基づいて同様の因子分析を行った結果から,直交バリマックス回転後の因子構造行列を示したものである｡因子負荷量の絶対値が0.40以上の項目をみると,第Ⅰ因子は項目3, 5
9の3項目から成り,第ⅠⅠ因子は項目2, 4, 7の3項目から成り,第ⅠⅠⅠ因子は
項目1, 6, 8の3項目から成っている｡第Ⅰ因子を｢社交性｣,第ⅠⅠ因子を｢攻撃性｣ ,第ⅠⅠⅠ因子を｢引っ込み思案｣と命名した｡なお,項目4は第1因子にも負の負荷量を示し,項目8は第Ⅰ因子に負の負荷量と第ⅠⅠ因子に正の負荷量を示したが,以下の分析では項目4は第ⅠⅠ因子を,項目8は第ⅠⅠⅠ因子を構成する

‑

78

‑

項目として扱った｡
対象児ごとに,それぞれの因子を構成する3項目ずつの標準得点の平均値を算出して,攻撃性,社交性および引っ込み思案の3つの尺度得点を構成し,以下の分析で使用した｡(3)孤独感得点

対象児ごとに項目3･ 6, 8, 9では｢はい｣に1点を｢いいえ｣に0点を配点した｡残りの7項目では逆に｢はい｣に0点を｢いいえ｣に1貞を配点した｡その後, 11項目の合計得点を求めた｡したがって,孤独感得点は0点々11点の範囲にわたり,得点は高いほど孤独感が強いことを意味する｡
地位タイプの分類と群構成の方法
各時点別に, P得点, N得点, SP得点およびSI得点に基づいて対象児を5つの地位タイプのいずれか1つに分類した｡次に,年中児時点のタイプと年長児
時点のタイプを組み合わせて,次の6群を構成した｡年長児時点の人気児の中で,年中児時点においても人気児であった者を人→人群(〝=6),その他の人気児を他→人群(〟=11)とした｡同様に,年長児時点の拒否児の中で,年中児時点でも拒否児であった者を拒⇒拒群(〝=7),その他の拒否児を他‑拒群(〝=6)とした｡平→平群(〝=4)と他→平群(〟=14)の分類も同様に行ったが,すべての得点において両群間に差がなかったので,結果の分析では両群を一括して平均児群(〝=18)として扱った｡無視児では両時点とも無視児であった者は2名しかいなかったので,他‑>無群(〝=8)だけを構成した｡
結

果

群間比較の結果
以下の分析では,分散の群間等質性が保証されるときには1要因分散分析を適用した後, Duncan法を使用して各群間の差を検定した｡分散の群間等質性が保証されないときにはWelch法を含むt検定を使用して,各群と平均児群の差,他→人
群と人→人群の差および他→拒群と拒→拒群の差を検定し,その結果をまとめて報告する｡(1)攻撃性尺度得点 図13は,攻撃性尺度得点について6群の平均値を図示したものである｡分析の結果,年中児時点では6群間に有意差は見られなかった｡年
長児時点では拒⇒拒群が平均児群よりも有意に高く(t=3.68, pく.02),他⇒拒群よりも有意に高い傾向にあったU=1.80, pく.10),また,人→人群が平均児群や他‑+人群よりも有意に低かった(順にt=3.58, p<.002; ｣=2.36, pく.05),しか

‑

79

‑

し,他⇒人群,他⇒拒群および他⇒無群のそれぞれと平均児群との間には有意差がなかった｡また,対応のある場合のt検定を使用して,各群別に年中児と年長児間の差を検定した結果, 6群すべてにおいて有意差は見られなかった｡

Ⅱ年中児図年長児

他‑>人

人‑>人

他‑>拒

拒‑+拒

他‑+無

平均児

図1 3 攻撃性尺度得点(2)社交性尺度得点

図14は,社交性尺度得点について6群の平均値を図示したものである｡分析の結果,年中児時点では人→人群が平均児群よりも有意に高かった(t=2.89, pく.01が,人→人群と他→人群間には有意差がなかった｡また,
拒⇒拒群が平均児群よりも有意に低く(t=3.03, pく.01),他⇒拒群よりも有意に低い傾向にあった(t=2.21, pく.10),しかし,他→人群,他⇒拒群および他→無群のそれぞれと平均児群の間には有意差がなかった｡年長児時点では群の主効果
がダ(5,50)^13.71, p<.001で有意となり,人→人群が他の5群よりも(人→人群>他→人群はp<.05;その他はpく.01),他‑>人群が残りの4群よりも(他→人群>平均児群はpく.05;その他はpく.01)有意に高かった.逆に,拒⇒拒群が平均児群と他⇒無群よりも有意に低かった(順にpく.01, pく.05),また,対応のある場□年中児因年長児

他‑>人

人‑>人

他‑>拒

拒⇒拒

図14 社交性尺度得点

‑

80

‑

他‑>無

平均児

合のt検定を使用して,各群別に年中児と年長児間の差を検定した結果,他→人
群では年長児が年中児よりも有意に高い傾向U=1.82, pく.10)を示し,人→人群
では年長児が年中児よりも有意に高かったU=4.34, pく.01),逆に,他⇒無群では年長児が年中児よりも有意に低い傾向U=1.96, pく.10)を示した｡□年中児図年長児

他→人

人⇒人

他→拒

拒‑拒

他⇒無

平均児

図1 5 引っ込み思案尺度得点(3)引っ込み思案尺度得点 図15は,引っ込み思案尺度得点について6群の平均値を図示したものである｡分析の結果,年中児時点では6群間に有意差は見られなかった.年長児時点では群の主効果がダ(5,50)=3.78, p<.01で有意となり,拒⇒拒群が他の5群よりも有意に高かった(拒⇒拒群>他‑無群はpく.05;他はすべてpく.01),対応のある場合のt検定を使用して,.各群別に年中児と年長児問の差を検定した結果,人⇒人群では年長児が年中児よりも有意に低い傾向(｣=2.10, pく.10)を示したが,逆に拒⇒拒群では年長児が年中児よりも有意に高かった( t=
3.50, p<.02),

o
o
o
o
o

LO T￨‑ CO CM

詔年長児

o

他‑>人

人‑>人

他⇒拒

拒‑>拒

図1 6 孤独感得点

‑

81 ‑

他‑>無

平均児

(4)孤独感得点 図16は,年長児時点の孤独感得点について6群の平均値を図示したものである｡孤独感得点では拒→拒群が平均児群や他⇒拒群よりも有意に高く(順に｣=2.75, pく.02; ｣=3.32, pく.02),人⇒人群が車均児群よりも有意に低く(t=3.31, pく.005),他→人群よりも有意に低い傾向にあった(｣=1.87, pく.10),しかし,他→人群,他→拒群および他→無群のそれぞれと平均児群間には有意差がなかった｡
相関分析の結果
表41は, 6群のいずれかを構成した幼児の合計(〟±56)に基づいて年中児時点の地位得点と年長児時点の各得点間の縦断的関連を相関係数によって示したものである｡まず同一地位得点同士の相関値をみると, S I得点以外の3地位得点はいずれも有意な正相関を示し,年中児から年長児にかけて子どもの地位得点は一貫していることがわかる｡また,年長児時点の孤独感は年中児時点のP得点やSP
得点と有意な負相関を示した｡年中児のとき仲間から好かれ受容度の高い子ども
ほど年長児になってから孤独感を感じない関係にあった｡
表4 1

地位得点(年中児)と各得点(年長児)の縦断的
年中児時点の地位得点
P得点
N得点
S P得点
(1)年長児時点の地位得点‑.337*.393**
P得点.330*.
530***‑.552***
N得点‑.404**
S P得点.420**‑.497***. 542***
S I得点
∴095
.221
‑.187
(2)年長児時点の仲間評価尺度得点.415**‑.395**
攻撃性‑.252T‑. 509***.592***
社交性. 495***.202‑.296*
引っ込み思案‑.302*(3)年長児時点の孤独感得点‑.375**
瓜独感‑.427**.213

系数(〟=56

SI得点
‑.014
.130
‑.084
.123

.162
‑.025
.089

‑.194

t : p<‑10, * : p<.05, ** : p<.01, *** : p<.001

表42は,表41と同様に6群の幼児の合計(〝=56)に基づいて年中児時点の仲間評
価尺度得点と年長児時点の各得点間の縦断的関連を相関係数によって示したものである.同一の仲間評価尺度得点同士の相関値をみると, 3つの尺度得点はいずれも有意な正相関を示し,年中児から年長児にかけて子どもの仲間評価は一貫していることがわかる｡また,年長児時点の孤独感は年中児時点の社交性と有意な

‑

82

‑

負相関を示した｡年中児のとき社交性に乏しく仲間とうまくかかわれない子ども
ほど年長児になってから孤独感を感じやすい関係にあった｡
表4+2 仲間評価尺度得点(1)年長児時点の地位得点
P得点
N得点
S P得点
SI得点

児)と各得点(年長児)の縦断的相関係数( 〟=56
+年中児時点の仲間評価尺度得点
攻撃性
社交性
lっ込み思案‑.264*.241 I‑.108.435***‑.423**.189‑.402**.381**

‑.170

.194

‑.205

(2)年長児時点の仲間評価尺度得点
攻撃性.522***
社交性‑.291*.005
引っ込み思案(3)年長児時点の孤独感得点
.016
孤独感

‑.253T.548***

.091

.214
‑.001

‑.288*.408**‑.373**.166t : p<‑10, * : p<.05, ** : p<.01, *** : p<.001

表43

孤独感得点

児)と各得点(年長児)の同時的射 謂係数( 〟=56
年長児時点の孤独感得点(1)年長児時点の地位得点‑.273*
P得点
N得点. 390**
S P得点‑.380**.138
SI得点(2)年長児時点の仲間評価尺度得点
攻撃性
.249T
‑.401**
社交性.501***
引っ込み思案* : p<.05, **p<.01, *** : p<.001

表43は, 6群の幼児の合計(〟=56)に基づいて年長児時点の孤独感得点と各得点間の同時的関連を相関係数によって示したものである｡孤独感得点はP得点, S
P得点および社交性尺度得点と有意な負相関を示し, N得点や引っ込み思案尺度
得点と有意な正相関を示し,攻撃性尺度得点と有意傾向の正相関を示す関係にあった｡孤独感の縦断的関連(表41と表42)と比べると,表43の同時的関連は有意な相関が多く,孤独感は同時期の地位得点や引っ込み思案あるいは攻撃性と関連しやすいといえる｡

‑

83

‑

考

察

年中児時点の攻撃性と引っ込み思案では, 6群間に有意差は見られなかった｡
それに対して,年長児時点の攻撃性では拒‑拒群が平均児群や他‑拒群よりも有意に高いか高い傾向にあった｡逆に,人十人群は平均児群や他う人群よりも有意に低かった｡しかし,これらの群では年中児から年長児にかけて攻撃性に有意な増減が見られなかった(図13),社交性では攻撃性や引っ込み思案とは違って,年
中児時点から人⇒人群が平均児群よりも有意に高く,拒⇒拒群が平均児群や他⇒拒群よりも有意に低いか低い傾向にあった｡年長児時点になると,これらの群問差はさらに拡大した｡その結果,年中児から年長児にかけて人→人群の社交性は有意な増加を示した(図14),他方,年長児時点の引っ込み思案では拒→拒群が他の5群よりも有意に高かった｡さらに,年中児から年長児にかけて人⇒人群の引つ込み思案は低下する傾向を示したのに対して,拒→拒群の引っ込み思案は有意に増加していた(図15),
これらの結果は,研究7の予想(1)と予想(2)を支持すると共に,拒‑拒群の地
位が持続しやすいのは彼らが仲間関係の形成や維持を阻害するような攻撃的行動を持続させ,肯定的な仲間関係に必要な社交的行動に乏しいからであるという可能性を示唆する｡さらに,人十人群の地位が持続しやすいのは拒⇒拒群とまった
く逆のメカニズムによると示唆される｡つまり,人十人群はもともと攻撃性が低
く,友好的で社交的な行動を持続的に発揮するので,年中児時点から良好な仲間/関係を経験しやすい｡仲間と友好的な遊びや会話を展開する中で,人気児の社交性はさらに増加し,その結果として彼らの地位は安定し,持続すると考えられる｡
次に,年長児時点の孤独感では拒⇒拒群が平均児群や他⇒拒群よりも有意に高く,逆に人⇒人群が平均児群や他→人群よりも有意に低いか低い傾向にあった(図16),これらの結果は,研究7の予想(3)を支持する結果である｡特に,拒→拒群の孤独感が最も高い事実は,同一の幼児集団の中で不満足な仲間拒否を長期的に経験する子どもほど孤独感を強く感じるようになることを示唆している｡逆に,人⇒人群は2年間にわたって人気児の地位を持続し,良好な仲間関係を保っているので,孤独感を自覚する必要がないのであろう｡他‑拒群や他→人群は年長児
時点ではそれぞれ拒否児と人気児の地位を占めていた｡しかし,彼らの孤独感は
平均児群の孤独感との間に有意差がなかった｡この結果は,彼らが拒‑拒群や人‑>人群のように仲間関係の長期的影響を受けていないからであると解釈される｡

‑

84

‑

最後に,図16からわかるように,幼児の孤独感は6群とも全般に低かった｡幼児も孤独感概念を理解し,自己報告可能であることが実証されている(Cassidy &Asher, 1992),したがって,幼児の孤独感が全般に低いのは,幼鬼の自己報告能力の限界によるものではなかろう｡むしろ,幼児は自分の地位や仲間関係の良否に気づかないために,仲間関係から派生する孤独感を自覚しないのではないかと考えられる｡しかし,全般的に孤独感が低い中でも,相対的に比較すると,拒⇒拒群の孤独感は高く,人→人群は低かった｡このことから,不満足な仲間関係の一時的な経験よりも持続的な経験の方が,幼児の孤独感を高めたり自尊心を低下させる可能性が強いといえる｡

2.小学校移行期における縦断的検討(研究8)
研究7は同じ集団成員から構成される幼児集団を2年間追跡した縦断的研究であった｡そのため,研究7の結果は,いわゆる持ち上がり学級に特有の結果であり,仲間関係の累積的な影響を強く反映している可能性も考えられる｡そこで,研究8では小学校移行の前後に焦点を当て,環境条件,集団成員の構成,担任教師などが変化した場合にも,研究7と同様の結果が見られるか否かを検討する｡
研究8は,幼稚園の年長児(1年目)から小学校1年生(2年目)にわたる縦断的研究(1年間の間隔)である｡幼稚園の年長児と小1の両時点においてソシオメト
リック指名法と行動特徴に関する仲間評価を実施した｡孤独感は小1時点において測定した｡子どもの地位タイプを年長児と小1の両時点別に分類し,その分類結果を組み合わせて,研究7と同様の6群を構成した｡ 6群中5群は,地位変動を示した他⇒人群,他⇒拒群,他→無群および一貫して地位を持続している人→
人群,拒‑拒群である｡なお,小1時点の平均児タイプの下位群(平⇒平群と他‑平群)間にはすべての得点において有意差がなかったので, 2つの下位群を一括して平均児群とし,これら5群との比較基準群とした｡
方

法

対象児
幼稚園の年長児(11月)から小1(12月)にわたる約1年間の縦断的データが揃っている子ども59名(男29名と女30名)を分析対象とした｡男女の内訳は表44に示すとおりである｡小1時点の平均年齢と年齢範囲は7歳3か月(6歳8か月々7歳8

‑

85

‑

か月)であった｡幼稚園の年長児時点では64名(2学級×32名)であったが,小学校
では120名(3学級×40名)となり,人数は約2倍に増加している120名のうち,
表44

全

L

14

O
*

ll

*

23

C
M

o co

C

8

O
C

‑
IO

j

N
J

人気児
拒否児
平均児
無視児
両端!E.

年長児時点
女
全体
CO CO T‑ CO CNJI O■■■■‑■男

I

CO LO OJ LO T‑I O5

地 位
タイプ

対象児の地位タイプ分類の

O

59

i

約半数の子どもが対象幼稚園から小学校に進学した子どもたちである｡小学校では3学級編成であるため,対象幼稚園から進学した子どもは男女各々5, 6名ず
つ同じ仲間と同一学級に所属することになるが,学級全体は新しく編成されている｡したがって,仲間関係の文脈は幼稚園から小1にかけて変化している｡
手続き
幼稚園の年長児時点では,個別にソシオメトリック指名法と仲間評価を実施した｡最初に実施した指名法では学級内の同性仲間全員の写真カードの中から,｢幼稚園で一緒に遊びたい子｣ (肯定的指名)と｢一緒に遊びたくない子｣ (否定的指名)の写真カードをそれぞれ3名以内ずつ選ばせた｡指名法に続いて実施した行動特徴に関する仲間評価では学級内の同性仲間全員の写真カードの中から,年長
表45

仲間評価項目と因子分析の結果(研究8の小1 〟=59

‑

86

‑

I

‖

.94

‑.18

‑.07

.92

‑.ll

.00

1

i‑CDi‑oJOOLO訂678

項目質 問 内 容2.自分から言い争いやけんかをしかける子
4.自分の思いどおりにならないと,す(･に怒る子
7.他の子によく命令する子
3.たくさんの友達と仲良く遊ぶのが上手な子
5.友達に親切で,みんなのことをよく考える子
9.みんなのリーダーとなって,友達をうまくまとめる子
1.自分からあまり話しかけない子
6.おとなしくて,あまり目立ちたがらない子
8.友達とあまり遊ぼうとしない子
平方和

.71

.05

‑.03

‑.15

.84

‑.14

‑.13

.81

.04

.09

.89

.06

.02
‑.27
.12
2.37

‑.20
.02
.15
2.26

.77

.63

1.52

6.14

.26

.25

.17

.68

.71

.54

.63

.47

児時点では研究7と同様の9項目(研究7の表38)のそれぞれに該当する仲間の写真を3名以内ずつ選ばせた｡
小1時点ではソシオメトリック指名法,仲間評価および孤独感自己評価の3つをこの順序どおりに学級単位で一斉に集団実施した｡指名法では学級内の同性仲
間全員の名簿を印刷した名簿用紙を渡し, ｢クラスの中で一緒に遊びたい子｣ (肯定的指名)と｢クラスの中で一緒に遊びたくない子｣ (否定的指名)をそれぞれ3名以内ずつ選択し,その仲間の名簿番号を調査用紙の回答欄に記入させた｡行動特徴に関する仲間評価では表45の9項目の質問を印刷した調査用紙を見ながら,令項目に該当する同性仲間の名簿番号を3名以内ずつ回答欄に記入させた｡最後に実施した孤独感の自己評価では,表46の11項目のそれぞれについて3段階で自己評定させた｡
表46 孤独感の自己評価項目
項目
質
問
内
容
L
(1)小学校で,新しいお友達とす(oに仲良くなれますか｡(2)小学校で,お話するお友達はいますか｡
3 小学校で,ひとりぽっちだと思いますか｡(4)小学校で,お友達と仲良く遊んでいますか｡(5)小学校では,たくさんお友達がいますか｡
6 小学校では,お友達がいなくて淋しいですか｡(7)小学校で遊ぶとき,す(oに遊び友達が見つかりますか｡
8･小学校で,仲良しの友達をつくるのは難しいですか｡
9 小学校で,みんなから仲間はずれにされていると思いますか｡(10)誰かに手伝ってほしいとき,頼めるお友達はいますか｡(ll)お友達は,あなたのことを好きだと思いますか｡( )付きの項目は得点の方向を逆にして得点化した｡

得点化の方法(1)ソシオメトリック指名法の得点 年長児時点と小1時点のそれぞれについて,
男女別に2学級または3学級全体の平均値とSDに基づいてP得点, N得点, S
P得点およびS I得点(いずれも標準得点)を算出した｡(2)仲間評価尺度得点 P得点と同様に,項目別に同性仲間1､人当たりからの指名数を求め,それを標準得点に変換した｡この標準得点に基づいて9項目に関する主因子分析を行った｡年長児時点の因子分析の結果および3つの仲間評価尺度
得点の構成については表38(研究7)に示すとおりである｡
表45は,小1時点(〝=59)の仲間評価項目得点(標準得点)に基づいて同様の因子

‑

87

‑

分析を行った結果から,直交バリマックス回転後の因子構造行列を示したものである｡因子負荷量の絶対値が0.40以上の項目をみると,第Ⅰ因子は項目2, 4,
7の3項目から成り,第ⅠⅠ因子は項目3, 5, 9の3項目から成り,第ⅠⅠⅠ因子は項目

8の3項目から成っている｡第Ⅰ因子を｢攻撃性｣ ,第ⅠⅠ因子を｢社交性｣ ,第ⅠⅠⅠ因子を｢引っ込み思案｣と命名した｡対象児ごとに,それぞれの因子を構成する3項目ずつの標準得点の平均値を算出して,攻撃性,社交性および引っ込み思案の3つの尺度得点を構成し,以下の分析で使用した｡(3)孤独感得点 表46の11項目の自己評定値を加算し,その合計得点を孤独感得点とした｡項目1, 2, 4, 5, 7, 10, 11は逆転項目であり,評定値3.を1点,
評定値2を2点,評定値1を3点へと変換して加算した｡したがって,孤独感得
点は11点々33点の廃園にわたり,高いほど孤独感が強いことを意味する｡
地位タイプの分類と群構成の方法
年長児と小1の両時点別に, P得点, N得点, SP得点およびSI得点に基づいて各対象児を5つの地位タイプのいずれか1つに分類した｡次に,年長児時点のタイプと小1時点のタイプを組み合わせて,次の6群を構成した｡小1時点の人気児の中で,年長児時点においても人気児であった者を人→人群(〝=7),その他の人気児を他→人群(〝=5)とした｡同様に,小1時点の拒否児の中で,年長児時点でも拒否児であった者を拒‑拒群(〝=5),その他の拒否児を他‑拒群(〟=6)とした｡平→平群(〝=10 と他‑平群(〝=13)の分類も同様に行ったが,すべての得点において両群間に差がなかったので,結果の分析では両群を一括して平均児群(〃=23)として扱った｡無視児では両時点とも無視児であった者は1名しかいなかったので,他→無群(〟=9)だけを構成した｡
結

果

群間比較の結果
以下の分析では,分散の群間等質性が保証されるときには1要因分散分析を適用した後, Duncan法を使用して各群問の差を検定した｡分散の群問等質性が保証されないときにはWelch法を含むt検定を使用して,各群と平均児群の差,他十人
群と人⇒人群の差および他⇒拒群と拒⇒拒群の差を検定し,その結果をまとめて報告する｡(1)攻撃性尺度得点 図17は,攻撃性尺度得点について6群の平均値を図示したものである｡分析の結果,年長児時点では群の主効果が/ (5,49)=3.36, pく.05で

‑

88

‑

有意となり,拒⇒拒群が他の5群よりも有意に高かった(いずれもpく.01),小1
時点では拒‑‑'拒群が他⇒拒群と平均児群よりも有意に高かった(順に｣=2.83, p
く.02; t=4.06, p<.05),しかし,人十人群は平均児群や他→人群と有意差がなかった｡同様に,他→人群,他→拒群および他→無群のそれぞれと平均児群との間にも有意差がなかった.また,対応のある場合のt検定を使用して,各群別に年長児と小1の差を検定した結果,他→人群では小1が年長児よりも有意に高い傾向(t=2.45, p<.10)を示したが,逆に平均児群では小1が年長児よりも有意に低い傾向(t=2.02, pく.10)を示した.

□年長幼児園 小1

他⇒人

人⇒人

他→拒

拒→拒

他→無

平均児

図1 7 攻撃性尺度得点(2)社交性尺度得点 図18は,社交性尺度得点について6群の平均値を図示したものである｡分析の結果,年長児時点では人⇒人群が他→人群と平均児群よりも有意に高かった(順にt=2.52, p<.05; ｣=3.35, pく.005),逆に,拒‑>拒群が他‑拒群と平均児群よりも有意に低かっJ=(順に｣=2.45, pく.05; ｣=3.95, pく.001),
しかし,他⇒人群,他→拒群および他⇒無群のそれぞれと平均児群の間には有意[コ年長幼児盟 小1l
一

m o in o in o in
T‑ T‑ O O O

‑

他⇒人

人→人

他→拒

拒→拒

図1 8 社交性尺度得点

‑

89

‑

他⇒無

平均児

差がなかった.小1時点では他‑+人群が平均児群よりも有意に高かった(｣=3.40,
pく.005)が,人‑人群とは有意差がなかった.また,拒⇒拒群と他⇒拒群の問および拒⇒拒群と平均児群の間にも有意孝が見られなかった｡同様に,他→人群,他⇒拒群および他⇒無群めそれぞれと平均児群との間にも有意差がなかった｡また,対応のある場合のt検定を使用して各群別に年長児と小1の葦を検定した結果,拒⇒拒群では小1が年長児よりも有意に高い傾向U=2.14, pく.10)を示した.
(3)引っ込み思案尺度得点 図19は,引っ込み思案尺度得点について6群の平均値を図示したものである｡分析の結果,年長児時点では他十人群が平均児群よりも有意に低かった(t=2.25, pく.05)が,他の群と平均児群の差,他→人群と人.+
人群の差および他→拒群と拒‑拒群の差はいずれも有意でなかった｡小1時点では他⇒人群が平均児群と人‑‑>人群よりも有意に低かった(順にt=2.73, p<.02; t=3.12, pく.02)が,平均児群と他の5群の問には有意差がなかった｡なお,他.+拒群が拒→拒群よりも有意に高い傾向を示した(｣=1.96, pく.10),また,対応のある場合のt検定を使用して,各群別に年長児と小1の差を検定した結果, 6群
すべてにおいて有意差は見られなかった｡⊂]年長幼児園 小1

他⇒人

人→人

他→拒

拒⇒拒

他⇒無

平均児

図1 9 引っ込み思案尺度得点

国小1

他十人

人→人

図20

他‑拒

拒‑拒

孤独感得点

‑

90

‑

他.+無

平均児

(4)孤独感得点

図20は,小1時点の孤独感得点について6群の平均値を図示したものである.孤独感得点では群の主効果がダ(5,49)^2.84, p<.05で有意となり,
拒→拒群が他→拒群,他⇒人群および人→人群よりも有意に高かった(順にpく.05,
pく.05, pく.01),また,他→無群が人十人群よりも有意に高かった(pく.05),
相関分析の結果
表47は, 6群のいずれかを構成した子どもの合計(〝=55)に基づいて年長児時点の地位得点と小1時点の各得点間の縦断的関連を相関係数によって示したものである｡まず同一地位得点同士の相関値をみると, 4つの地位得点はいずれも有意な正相関を示し,年長児から小1にかけて子どもの地位得点は一貫していることがわかる｡また,小1時点の孤独感は年長児時点のP得点と有意な負相関を示した｡年長幼児のとき仲間から好かれる子どもほど小1になってから孤独感を感じない関係にあった｡
表4 7 地位得点(年長児)と各得点(小1 )の縦断的相関係数(〟=55
年長児時点の地位得点(1)小1時点の地位得点
P得点
N得点
S P得点
SI得点

S P得点

P得点

N得点

.571***‑.479***.621***

SI得点.082.539***‑.508***.209. 503***‑. 600***.653***

‑.095

.138

.169

‑.319*(2)小1時点の仲間評価尺度得点
攻撃性‑.292*
社交性.435***
引っ込み思案.087(3)小1時点の孤独感得点
孤独感‑.278*.655***
∴309*
‑.071
.153

‑.019

.287*

‑.561***.343*.440***

.116

‑.009

‑.255サ147

ー.115

t : p<.10, * : p<.05, *** : p<.001

表48は,表47と同様に6群の子どもの合計(〝=55)に基づいて年長児時点の仲間
評価尺度得点と小1時点の各得点間の縦断的関連を相関係数によって示したものである｡同一の仲間評価尺度得点同士の相関値をみると, 3つの尺度得点はいずれも有意な正相関を示し,年長児から小1にかけて子どもの仲間評価は一貫していることがわかる｡また,小1時点の孤独感は年長児時点の社交性と有意な負相関を示した｡年長幼児のとき社交性に乏しく仲間とうまくかかわれない子どもほど小1になってから孤独感を感じやすい関係にあった｡

‑

91 ‑

表48仲間評価尺度得点(年長児)と各得点(小1)の縦断的相関係数(〟=55
攻撃性年長児霊宝完仲間評flw!l｡i慧･(1)小1時点の地位得点
P得点‑.313*
N得点.441***
S P得点‑.450***
SI得点.203(2)小1時点の仲間評価尺度得点
攻撃性
社交性
引っ込み思案(3)小1時点の孤独感得点
孤独感* : p<.05, ** : p<.01.483***.626***‑.215∴344**.275*.475***‑.291*.039.110‑.319*

.049

‑.197

.500***

‑.028

‑.100

‑.093

.656***‑.029‑.297*.182

1111111111111111■l■lllllllllllllllllllllllllllllllllllllllllllllllllllllllllllllllllllllllllllllllllllll■■■‑*** : p<.001

49 孤独感得点(小1 )と各得点(小1 )の同時的相関係数(〟=55
小1時点の孤独感得点(1)小1時点の地位得点
P得点‑.248T
.150
N得点
S P得点
∴226T
‑.047
SI得点
(2)小1時点の仲間評価尺度得点
.205
攻撃性
社交性
‑.227T.024
引っ込み思案t : p<.10c

表49は, 6群の子どもの合計(〝=55)に基づいて小1時点における孤独感得点と各得点間の同時的関連を相関係数によって示したものである｡孤独感得点はP得
点, SP得点および社交性尺度得点と有意傾向の負相関を示したが,相関値の大
きさは研究7(表43)よりも低かった｡
考察

全般的に見て,研究8の結果は研究7の結果と類似していた｡しかし,群問比較の結果を詳細に検討すると,いくつか異なる点も見られる｡まず攻撃性について図13(研究7)と図17(研究8)を比較すると,研究8の拒→拒群は研究7の拒→拒群よりも全般に高い得点を示している点が注目される｡群間比較の結果による

‑

92

‑

と,小1時点(2年目)の攻撃性では拒‑拒群が他→拒群や平均児群よりも有意に高く,研究7(2年目)の結果と一致していた｡これらの比較結果から,集団成員の構成や仲間関係の文脈が変化しても,拒→拒群の攻撃性は持続すると指摘できる｡研究7の結果と異なるのは,人‑人群が平均児群や他→人群と有意差がなかったことである｡ ･図17の平均値を見る限り,人‑人群の攻撃性は6群中で最も低い値を示しているが,同じ仲間集団(研究7)の場合ほど低下しなかった｡さらに興味深い結果は,他→人群の攻撃性が年長児時点から小1にかけて増加する傾向を示したことである｡それでもなお,人十人群と他→人群の攻撃性は標準得点の平均値(0点)かそれ以下の低い値を示していることに変わりはない｡仲間集団の構成や仲間関係の文脈が変化すると,人気児でも自分の主張や行動がすべて仲間から受け入れられるとは限らない｡おそらく,この点が同じ仲間集団の場合とは異なるのであろう｡人気児にとっても,新しい集団において地位が安定するまでは,多少は攻撃的な自己主張を必要とする場面があるのではないかと考えられる｡
同様に,社交性について図14(研究7)と図18(研究8)を比較すると,年長児時
点から小1にかけて人→人群では減少し,拒‑拒群では増加している点が研究7と異なる｡人→人群の減少は有意でなかったが,拒→拒群の増加は有意傾向を示した｡その結果,小1時点では他→人群以外の5群は平均児群と有意差が見られなかった｡図18の平均値で見ると,人→人群の社交性得点は他→人群よりも高い値を示している｡しかし,人⇒人群7名の得点の分散が他の群よりも大きく,疏計的には平均児群と有意差が見られなかった｡社交性の群問差では,むしろ研究
8の年長児時点( 1年目)の結果が研究7の年長児時点(2年目)の結果と類似している｡これらの結果を考え合わせると,仲間関係の文脈が変わっても,人→人群
や他→人群の社交性は高いままで大きく変化しないが,拒‑拒群の社交性は平均児群と大差ない程度まで増加すると指摘できる｡すなわち,仲間関係の文脈の変化は,拒⇒拒群の社交性にとって有利に作用するといえる｡
引っ込み思案では年長児時点から他→人群が平均児群よりも有意に少なかった｡
この差は小1時点でも同様に認められた｡さらに小1時点の引っ込み思案では人→人群よりも有意に低かった｡他方,他→拒群と拒→拒群の差は年長児時点では有意でなかったが,小1時点では他→拒群が拒‑拒群よりも有意に高い傾向を示した｡図15(研究7)と図19(研究8)の比較からわかるように,研究8の他⇒人群の引っ込み思案得点は研究7の他⇒人群よりも1年目から低い値を示し,･逆に研究8の他⇒拒群は研究7の他→拒群よりも高い値を示している｡他→人群や他⇒

‑

93

‑

拒群は, 1年日の地位タイプが異なる子どもの混合群であり, 1年目の行動特徴も異なる可能性が高い｡混合群の使用が,研究8と研究7の結果に相違をもたらした可能性がある｡これらの可能性を低減するためには, 1年目と2年目の地位
タイプを正確に組み合わせて,各群の等質性を高める必要がある｡
最後に,孤独感では研究7と同様に拒→拒群が最も高く,人→人群が最も低かった｡研究7と研究8の結果の類似性から,仲間関係から派生する孤独感は,たとえ仲間関係の文脈が変化しても,仲間拒否を持続的に経験している拒⇒拒群が最も強く自覚するといえる｡

3.児童期における縦断的検討(研究9)
研究9は,小2または小3時点(1年目)から小4または小5時点(3年目)までの縦断吋研究である｡ 1年目のデータとして小2と小3を一括し, 3年目のデー
タとして小4と小5を一括した.これは対象児数を多くし, 1年目と3年目の地位タイプを組み合わせた各群の人数を確保するためである｡さらに,研究9では研究7や研究8と違って,地位得点や行動特徴の仲間評俄得点について3年目の得点から1年目の得点を減算し,変化得点を求めた｡地位の変動程度と行動特徴の変化程度の関係は,各測定時点の得点を直接比較するよりも, 2つの測定時点間の変化得点を比較するときに明らかになると考えたからである｡研究9の主な目的は, 1年目の地位タイプと3年目の地位タイプを組み合わせて構成される25の群の中から18群を選出し,同質性を高めた各群の変化得点について比較検討することである｡特に,同一地位を持続する2群(人→人群,拒⇒拒群)について研究7と研究8の結果を追証すると共に,地位変動の程度が大きい群ほど行動特徴の変化も大きいか否かを明らかにすることである｡現実の仲間関係の中には,時間経過に伴って地位が向上していく子どももいれば,反対に低下していく子どももいる｡研究9では,現実の自然な学級集団の中で,こうした地位の変動や行動
特徴の変化がどの程度生じるのか,変化する場合にはどのような行動特徴が最も変化しやすいのかについて明らかにする｡
方

法

対象児
研究3のF集団とG集団の中から,仲間評価と孤独感のデータが揃っている小

‑

94

‑

2→小4(F集団)の子ども112名(男56名と女56名)と小3‑>小5(G集団)の子ども
106名(男52名と女54名)の計218名を分析対象とした(表50),彼らの平均年齢は小2時点(8歳2か月),小3時点(9歳3か月),小4時点(10歳3か月),小5時点(11歳4か月)であった｡

O
T
‑
*

d

*

‑

^

O

′

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T
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ヽJ

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0 (3O r‑ o T‑C^

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CO O5 CO CM O

表50 1年目と3年目lこおける地位タイプ分類の1年目の3年目の地位タイプ｣̲=
地位タイプ 人気児
否児 平均児 無視児
人気児
13(19)
4( 2)
拒否児
2( 2)
8( 3)
平均児
5( 9)
15(17)
無視児
5( 4)
K3)
両端児
0( 0)
0 0)
計
25(34)
25(22)
29(18)
28(25)
5(7)112(106
注:( )外の人数は小2‑小4(F集団), ( )内の人数は小3‑"｣＼5(G集団)0

手続き
放課後の約1時間を利用し,各学年の3学級とも同時間に平行して学級単位で集団実施した｡最初に実施した指名法では,学級内の同性仲間全員の名簿用紙を渡し, ｢クラスの中で一緒に遊びたい子｣ (肯定的指名)と｢クラスの中で一緒に遊びたくない子｣ (否定的指名)をそれぞれ3名以内ずつ選択し,その仲間の名簿番号を調査用紙の回答欄に記入させた｡次に実施した行動特徴に関する仲間評価
では,表51に示す9項目の質問を印刷した調査用紙を見ながら,それぞれの質問に該当する同性仲間の名簿番号を1年目(小2と小3)では1名ずつ, 3年目(小4と小5)では3名以内ずつ回答欄に記入させた｡ 3年目の小4時点と小5時点では,最後に孤独感自己評価を実施した｡表46(研究8)と同様の11項目を用意し,各項目について3段階で自己評定させた｡
得点化の方法(1)ソシオメトリック指名法の得点

1年目と3年目のそれぞれについて,男女別に3学級全体の平均値とSD8こ基づいてP得点, N得点, SP得点およびSI
得点(いずれも標準得点)を算出した｡(2)仲間評価尺度得点

P得点と同様に,項目別に同性仲間1人当たりからの指名数を求め,それを標準得点へ変換した｡この標準得点に基づいて9項目に関する因子分析を行った｡表51は1年目(小2+小3)と3年目(小4+小5)のデータ(共に〟=218)別に,因子分析の結果から直交バリマックス回転後の因子構造行列

‑

95

‑

を示したものである｡因子負荷量の絶対値が0.40以上の項目をみると, 1年目の第Ⅰ因子は項目

6, 8の3項目から成っている｡これら3項目から成る第Ⅰ

因子を｢引っ込み思案｣因子と命名した｡同様にして項目2, 4, 7の3項目から成る第ⅠⅠ因子を｢攻撃性｣因子,項目3, 5, 9の3項目から成る第ⅠⅠⅠ因子を｢社交性｣因子と命名した｡

項

5 1 1年目と3年目における仲間評価の質問項目と因子分析の結果(〟=218)
1年目(小2+小3)
3年目(小4+小5)
因
I

II

子
III

h2

因
I II

子
=

h2

こ=

.82 ‑.04 ‑.02
1.自分からあまり話しかけない子.67.80 ‑.08 ‑.02
6.おとなしくて,あまり目立ちた
.64
がらない子
.82 .03 ‑.04
8.友達とあまり遊ぼうとしない子.68
2.自分から言い争いやけんかをし.02 .64 ‑.14.42
かける子
4.自分の思いどおりにならないと, ‑.03 .89 ∴11.80
す(oに怒る子
7.他の子によく命令する子
‑.10
.83
.08
.70
‑.12
‑.12
.64
3.たくさんの友達と仲良く遊ぶの
.44
が上手な子
5.友達に親切で,みんなのことを.10 ‑.14 .74.58
よく考える子
9.みんなのリーダーとなって,友‑.05 .11.79
達をうまくまとめる子
平方和
2.02 1.95 1.77 5.72
事与率
.22
.22
.20
.64

.07

‑.14

.83

.71

‑.24

‑.01

.80

.70

.03

‑.14

.77

.62

.82

‑.19

.00

.71

.89

‑.13

.02

.80

.84

.04

‑.12

.72

111111■■llll■‑

‑.09

.71

‑.19

.55

‑.22

.81

.05

.71

‑.17

.81

.04

.88

こ二二.二二=

2.29

2.03

2.00

6.33

.25

.23

.22

.70

3年目では項目2, 4, 7の3項目から成る第Ⅰ因子を｢攻撃性｣因子,項目
5, 9の3項目から成る第ⅠⅠ因子を｢社交性｣因子,項目1, 6, 8の3項目から成る第ⅠⅠⅠ因子を｢引っ込み思案｣因子と命名した｡ 1年目と3年目のそれ
ぞれについて,対象児ごとに各因子を構成する3項目ずつの標準得点の平均値を算出し,それを学年別･性別に再度標準得点へ変換して攻撃性尺度,社交性尺度f'および引っ込み思案尺度の各尺度得点を構成した｡(3)孤独感得点 対象児ごとに研究8と同様にして, 11項目の合計得点を求めた｡
孤独感得点は11点々33点の範囲にわたり,得点は高いほど孤独感が強いことを意味する｡なお, Cronbachのα係数を算出して孤独感項目の内的一貫性を検討した
ところ,小4+小5の全体(〝=218)でα‑.86であった｡

‑

96

‑

地位タイプの分類と群構成の方法
1年目と3年目別に, P得点, N得点, SP得点およびSI得点に基づいて各対象児を5つの地位タイプのいずれか1つに分類した｡次に, 1年目と3年目の地位タイプを組み合わせた25群(表50)の中から, 4名以上から構成される18群(たとえば,図21参照)を選出した｡
結果

群問比較の結果
まず地位得点および仲間評価尺度得点のそれぞれについて, 3年目の得点から1年目の得点を減算して変化得点を求めた｡変化得点は+の高い値ほど1年目から3年目にかけて増加したことを意味し, ‑の低い値ほど1年目から3年目にかけて減少したことを意味する｡以下の分析では, 1年目から3年目にかけて平均児を持続している平→平群を比較基準群とし,これと他の群との差をt検定によって検定し,その結果をまとめて幸艮告する｡(1)地位得点の変化得点 図21は, P得点の変化得点について各群の平均値を図示したものである｡ t検定の結果,拒→人群,無‑>人群,平→人群,拒‑>平群,
し平→両群,無→平群の6群が平→平群よりも有意に高かった(順に｣=7.78, p<.001｣=5.48, p<.001; ｣=5.29, p<.001; ｣=3.54, p<.002; ｣=2.53, p<.02;

t=2.64, pく.02),逆に平→無群,平‑拒群,人‑平群,人‑無群,人‑拒群の5群が平→平群よりも有意に低かった(順に｣=5.08, p<.001; ｣=4.04, pく.001｣=6.92, p<.001; ｣=7.14, p<.001; ｣=7.90, p<.001),

3

2

1

0

‑1

‑2

人→人人ヰ拒人十>平人→無人⇒両拒→人拒→拒拒→平拒→無図21

平→人平→拒平→無平→南無→人無→拒無→平無→無平→平P得点の変化得点

図22は, N得点の変化得点について各群の平均値を図示したものである. t検定の結果,人⇒拒群,無→拒群,平⇒拒群,人⇒両群,平⇒両群,無→平群の6群が平⇒平群よりも有意に高いか高い傾向にあった(順に｣=6.91, pく.001; ｣=7.31,

‑

97

‑

p<.001; ｣=3.92, p<.002; ｣=3.64, p<.002; ｣=3.40, p<.005; ｣=1.83, pく.10),逆に平→無群,拒‑人群,拒→平群,拒‑無群の4群が平‑平群よりも有意に低かった(順にt=2.84, pく.01; ｣=4.21, pく.001; ｣=3.96, pく.002; t‑
5.59, p<.001),

3

2

･;/"
;A

1

0

二

‑1

‑2

人→人人→拒人→平人→無人→両拒→人拒‑拒拒‑平拒‑無図22

平十人平‑拒平‑無平→両無→人無→拒無→平無→無平→平N得点の変化得点

2

1

0

‑1

‑2

人一事人人一事拒人一事平人十>無人･+両拒→>人拒‑拒拒‑>平拒.+無図23

平十>人平一事拒平‑>無平→←両無十人無‑>拒無‑>平無‑>無平一事平

攻撃性の変化得点(2)仲間評価尺度得点の変化得点 図23は,攻撃性尺度得点の変化得点について
各群の平均値を図示したものである. t検定の結果,平‑拒群,無‑拒群,人→拒群,平→両群の4群が平⇒平群よりも有意に高かった(順にt=3.08, pく.01; t=2.74, pく.05; ｣=2.48, pく.05; ｣=2.41, pく.05),逆に拒‑+無群と拒→人群の2群が平→平群よりも有意に低かった(順に｣=2.97, p<.01; ｣=7.23, pく.001),
図24は,社交性尺度得点の変化得点について各群の平均値を図示したものであ
2

1

0

5

‑2

人⇒人人⇒拒人→>平人⇒無人ヰ両拒→人拒ヰ拒拒一事平拒‑無平⇒人平⇒拒平‑無平→両無→人無→←拒無‑平無⇒無平→平

図24 社交性の変化得点

‑

98

‑

る｡ t検定の結果,無⇒人群が平→平群よりも有意に高く(t=3.09, pく.02),逆に無⇒拒群,拒⇒拒群,辛‑拒群,人→無群,人→拒群の5群が平→平群よりも有意に低いか低い傾向にあった(順に｣=1.73, pく.10; ｣=2.28, pく.05; ｣=2.87,
p<.01; ｣=2.10, p<.05; ｣=2.48, p<.05),

図25は,引っ込み思案尺度得点の変化得点について各群の平均値を図示したものである. t検定の結果,無→無群と無‑拒群の2群が平‑平群よりも有意に高かった(順にt=2.90, pく.02; ｣=2.28, pく.05),
2

1

0

‑1

‑2

人→人人→拒人→平人→無人→両拒→人拒→拒拒‑平拒‑無図25(3)孤独感得点

平一人平‑拒平‑無平→両無→人無→拒無→平無→無平→平

引っ込み思案の変化得点

図26は, 3年目の孤独感得点について各群の平均値を図示したものである｡ t検定の結果,無→平群,拒‑無群,拒‑拒群の3群が平→平群よりも有意に高いか高い傾向にあった(順にt=2.04, p<.10; ｣=2.60, pく.05; t=3.40, pく.002),逆に人十人群と人十両群の2群が平→平群よりも有意に低いか低い傾向にあった(順にt=2.46, pく.05; ｣=1.73, pく.10),

10

人→人人→拒人→平人→無人一両拒⇒人拒⇒拒拒⇒平拒ヰ無図26

平→人平⇒拒平⇒無平→両無→人無ヰ拒無⇒平無⇒無平ヰ平

3年目の孤独感得点

相関分析の結果(1)変化得点の相関値 表52は, 18群を構成した子どもの合計(〝=215)に基づいてi 5つの変化得点同士および5つの変化得点と3年目の孤独感得点との相関係数を示したものである｡ 1年目から3年目にかけてP得点が増加すると, N得点

‑

99

‑

と攻撃性が減少し,社交性が増加する関係にあった｡逆に, N得点が増加すると,攻撃性と引っ込み思案が増加する関係にあった｡しかし, 3年目の孤独感得点はいずれの変化得点とも明確な相関を示さず,孤独感は各得点の増減の程度とは直接関連しないといえる｡
5 2 変化得点同士および変化得点と孤独感得点との相関係数(〟=215
変化得点(3年目‑1年目)
地位得点
仲間評価尺度得点
… P得点
N得点
.攻撃性
社交性
引っ込み思案(1)変化得点
P得点‑.232***∴141*.306***
ご.o72
N得点.598***‑.113T.188**
攻撃性
‑.089
‑.005
社交性
‑.019
2)孤独感

.002

‑.076

‑.068

∴025

.027

p<.10, * : p<.05, ** : p<.01, *** : p<.001

表53+各得点の1年目と3年目問の縦断的相関係数(〟=215

3年目
P得点
P得点
.428***
N得点‑.250***
S P得点.405***
S I得点
.157*
攻撃性
‑. 245***
社交性. 385***
引っ込み思案 ‑.249***
孤独感‑.315***

地位得点
N得点 S P得点‑.349***.416***∴457***

SI得点.454***.083‑.389***

.156*

攻撃性

仲間評価尺度得点
社交性 引っ込み思案‑.245***.350***.362***‑.096.503***‑.045‑.363***

.068

.053

.219**.461***‑.411***‑.246***‑.158*.084.265***‑.144*.112T.228***‑.066.204**.582***

‑.076

‑.018
‑.096

.369***.139*‑.181**.553***.068‑.186**‑.178**‑.092‑.143*.624***.354***‑.390***.033‑.202**.237***.190**

f : p<‑10, * : p<.05, **: p<.01, *** : p<.001(2)各得点の縦断的相関値 表53は, 1年目の得点と3年目の得点間の縦断的関連を相関係数によって示したものである｡まず同一得点同士の相関値をみると,いずれも有意な正相関を示し, 1年目から3年目にかけて子どもの地位得点や行動特徴は一貫していることがわかる｡また, 3年目の孤独感得点は1年目のN得点,攻撃性尺度得点および引っ込み思案尺度得点とそれぞれ有意な正相関を示し,
P得点, SP得点および社交性尺度得点とそれぞれ有意な負相関を示した｡これ
は, 3年目の孤独感が1年目の地位や行動特徴からある程度予測可能であること

‑ 100

‑

を示すものである｡(3)各得点の同時的関連 表54は, 18群を構成した子どもの合計(〟=215)に基づいて, 1年目における各得点間の同時的関連を相関係数によって示したものである｡表55は,同様にして3年目における各得点間の同時的関連を相関係数によって示したものである｡仲間から積極的に好かれる(P得点が高い)子どもほど,攻
表54

1年目

1年目における各得点間の同時的相関係数(〟=215

地位得点
N得点
S P得点
S I得点
‑.467*** .859*** .527***‑.854*** .505***
.017

P得点
N得点
S P得点
S I得点
攻撃性
社交性

攻撃性
‑.307***.708***‑.591***.381***

仲間評価尺度得点
社交性.<引っ込み思.467***‑. 192**‑.198**.151*.389***‑.201**.265***‑.042‑.132T∴042‑.047

I : p<‑10, * : p<.05, ** : p<.01, *** : p<.001

表55

3年目における各得点問の同時的相関係数(〟=215)
3

3年目

地位得点
N得点
S P得点 SI得点‑.400*** .833*** .536***

P得点
N得点
S P得点
SI得点
攻撃性
社交性
引っ込み思案**‑.840***.559***
‑.020

年

目

仲間評価尺度得点
攻撃性 社交性
つ込み思案 孤独感‑.307***‑.320*** . 576*** ‑.281***.708***‑.254***. 178**.256***‑.616***.494***‑.273***‑.336***. 363***. 287***

‑.090

‑.043

194**

‑.065
‑.208**.111‑.225***.266***

p<.01, *** : p<.001

撃性や引っ込み思案が低く,社交性が高い関係にあった｡逆に,仲間から積極的に拒否される(N得点が高い)子どもほど,攻撃性と引っ込み思案が高く,社交性が低い関係にあった｡これらの相関パターンは1年目と3年目の両時点に共通していた｡また,表53の縦断的相関パターンと同様に, 3年目の孤独感得点は3年目のN得点や引っ込み思案尺度得点とそれぞれ有意な正相関を示し, P得点, S
P得点および社交性尺度得点とそれぞれ有意な負相関を示している(表55),‑ 101 ‑

考察

まず4つの地位持続群の変化得点を比較した結果,社交性では拒⇒拒群が平⇒平群よりも有意に減少し,引っ込み思案では無‑無群が平→平群よりも有意に増.
加していた｡また3年目の孤独感では拒⇒拒群が平→平群よりも有意に高く,人⇒人群が有意に低かった｡しかし, P得点やN得点の変化得点では人→人群,拒⇒拒群,無⇒無群の3群とも平→平群と同様に大きな変化は見られなかった｡これらの結果は,研究7や研究8と同様に, 4つの地位持続群の中では拒→拒群が最も仲間関係の問題に直面しやすいことを示している｡.I
拒→拒群の攻撃性が有意な増減を示さなかったのは, 1年目(〝=1.27)も3年目(〝=1.60)も18群中で最も高い値を示していたからである｡拒→拒群は1年目から
攻撃的な行動を多く示すうちに,次第に攻撃的であるという仲間評判が定着し,拒否児の地位が確定していくのではないかと考えられる｡社交性や友好的な社会的スキルは仲間の意図や感情,あるいは社会的状況を考慮する中で発揮されると考えられる｡仲間から拒否され仲間と継続的に相互作用する機会が乏しくなると,社交性をうまく発揮することが困難になるのであろう｡このように考えると,拒→拒群は仲間拒否を持続的に経験するために,仲間集団の中で社交性を発揮する
機会が低下し,その結果として疎外感や孤独感が強くなったものと解釈される｡
無⇒無群の結果は人数(〟=4)も少なく,先行研究の結果も乏しいので,早計な結論を避け,参考程度に留めなければならない｡無→無群の変化得点を見る限り,攻撃性ではわずかに減少する方向(図23)にあるが有意な変化ではなく,社交性ではほとんど変化していない(図24),これらの行動特徴に変化がないのに,引っ込
み思案だけが有意に増加した事実は,仲間との相互作用の質的問題よりも,仲間
相互作用が量的に減少したことによるのではないかと考えられる｡研究1‑研究
3の結果からわかるように,無視児の地位は変動しやすく,長期的に無視児の地
位を持続する者は極めて少ない｡こうした事情を考慮すると,一貫して無視児の地位を持続する無⇒無群は仲間と相互作用するよりも,一人でいることを積極的に好むタイプの子どもたちではなかろうか｡その証拠に,無‑無群の孤独感は平⇒平群と大差なく,無⇒無群は自分の仲間関係に問題や不満を感じていないようである(図26),
人⇒人群の変化得点は有意な増減を示していないが,研究7や研究8と同様に,
社交性は1年目から高く,攻撃性は1年目から低かった｡人十人群は,肯定的で

‑ 102

‑

良好な仲間関係を経験する立場にあり,その結果として孤独感をほとんど感じな
いですむ立場にあるといえる｡
次に,地位変動群の中で攻撃性に有意な増加が見られたのは,人→拒群,平→
拒群,平→両群,無⇒拒群の4群であった｡逆に有意な減少を示したのは,拒⇒人群と拒⇒無群の2群であった(図23),他の群と比べると,前者の4群はN得点が大きく増加し,後者の2群はN得点が大きく減少している(図22),これらの結果は攻撃性の増減が大きい群ほど仲間拒否の変動程度も大きいことを実証するものである｡攻撃性尺度得点に比べると,社交性尺度得点で有意な増減を示した群は少なく,無→人群が増加を示し,人→拒群,人‑無群,辛‑拒群の3′群が減少を示しただけであった(図24),前者の無→人群はP得点が大きく増加し,後者の3群はP得点が大きく減少している(図21),さらに後者の3群の中で,人⇒拒群と平⇒拒群はN得点も増加していた(図22),これらの結果は,社交性の増減が攻撃性の増減ほど地位得点の変化と直結していない可能性を示唆する｡特に,社交性の増加は減少に比べて,なかなか仲間から評価されにくい可能性を示唆する｡
この可能性は表52の相関パターンからも示唆される｡表52を見ると, P得点の増
減は社交性尺度得点の増減と正相関を示しているが,その相関値の大きさはN得点の増減と攻撃性の増減との正相関値よりも小さいことがわかる｡つまり,研究9の子どもたちは,仲間の肯定的行動特徴(たとえば,社交性)の変化よりも,杏定的行動特徴(たとえば,攻撃性)の変化に注目しやすいといえる｡
無⇒拒群は攻撃性と引っ込み思案が増加し,社交性が減少していたが,孤独感は平→平群と有意差がなかった｡それに対して,逆の地位変動を示した拒→無群
は攻撃性が減少し, N得点も減少しているのに,孤独感は平⇒平群よりも有意に高かった｡これらの結果は,拒否児と無視児の地位移動が単純に双方向的なもの
ではないことを示唆する｡拒‑無群は仲間拒否の経験を通して,攻撃的行動を自制するようになったが,そのため仲間集団内での存在感が薄くなり,孤独感を感じるようになったのかもしれない｡それに対して,無→拒群は存在感の薄い状態
から仲間拒否という形でも存在感のある状態へと移行しているので,孤独感を感じないのかもしれない｡いずれにしても,これらの結果は無視児と拒否児が行動特徴のプロフィールが異なるだけでなく,地位変動のメカニズムも異なる可能性を示唆している｡
ところで,研究9の群構成に対応させると,研究8の他‑拒群6名は平⇒拒群の3名,無⇒拒群の2名,両‑拒群の1名から構成されていた｡図25からわかる

‑ 103

‑

ように,平→拒群の引っ込み思案は平→平群と有意差がない｡それに対して,無→拒群は平⇒平群よりも引っ込み思案が有意に増加していた｡おそらく,研究8
では無⇒拒群の2名の結果が他‑拒群6名の全体結果に多分に影響を与えていたのではないかと考えられる｡
最後に,相関分析の結果から,得点間の同時的関連と縦断的関連について考察する Hymel, Rubin, Rowden, & LeMare(1990)の縦断的相関値は,仲間評価の攻撃性でr=.44,孤立性でr=.34であった｡研究9の縦断的相関値は,仲間評価の攻撃性でr=.58,引っ込み思案でr=.62を示した(表5,3),彼らの研究では小2から小5までの4年間にわたる綾断的相関を求めているのに対して,研兎9では3年間にわたる縦断的相関を求めている｡また,対象児数は研究9の方が彼らの研究よりも多い｡これらの事情を考慮すると,研究9の縦断的相関値は児童期の2年間を経過した結果として,一般的な結果をあらわしていると見てよかろう. 3
年目の孤独感は1年目の地位得点や行動特赦と有意な縦断的相関を示すだけでなく(表53), 3年目の地位得点や行動特徴とも同程度の同時的相関を示した(表55),
しかし, 1年目から3年目にかけての地位得点や仲間評価得点の増減は,孤独感とまったく関連しなかった(表52),これらの結果は,孤独感が地位や行動特徴の変化とは無関係であり,各時点において子どもがどのような地位を占めたり,行動特徴をどの程度示すかに依存していることを示唆する｡孤独感は地位や行動特徴ほど容易には変化しないのかもしれない｡

‑ 104

‑

第3章 総合的考察と今後の課題

‑ 105

‑

第1節 本研究の結果のまとめと総合的考察

本節では,本研究の3つの目的に対応させて本研究の結果をまとめながら,総合的に考察する｡まず第1目的に関する研究1‑研究3の結果,次に第2目的に関する研究4‑研究6の結果,最後に第3目的に関する研究7‑研究9の結果について考察する｡

1.第1目的に関する結果のまとめと考察
本研究の第1目的は,人気児,拒否児,.平均児,無視児および両端児の各地位
タイプが時間経過に伴って,どの程度持続するのかを幼児期から児童期にわたって縦断的に検討することであった｡その結果,幼児期(研究1)の半年から1年半の期間にわたる地位タイプの持続率では,人気児の5割以上(50.0%‑73.5%)の者が,拒否児の4割以上(46.9%‑66.7%)の者が,平均児の3割以上(36.7%‑60.0%)の者がそれぞれの地位タイプを持続していた｡さらに,小学校への進学を含めて期間を伸ばした結果(研究2),持続率はやや低下したものの,人気児の約4割‑6割の者が,拒否児の約3割‑6割の者が1年間から5年間を経ても同じ地位タイプを持続し, Coie & Dodge(1983)の持続率よりも高い比率であった｡地位持続の起点を児童期とした研究3では,人気児の55.2%が,拒否児の44.2%が,辛均児の26.1%が2年間を経ても同一地位を持続していた｡しかし,無視児の持続率は15.4%と最も低く,他の地位へと変動しやすいことを示した｡これらの結果
は,幼児期から児童期にかけて人気児や拒否児の地位タイプは持続されやすく,
単なる時間の経過や学級集団の構成に変化があっても変動しにくい実態を明らかにしたといえる｡
特に,研究1では幼児期の人気児,拒否児および平均児の地位持続率が高いことを明らかにした｡研究1では同じ集団成員から構成される持ち上がり学級を対象としているので, 1年目から2年目にかけて安定した固定的な仲間関係が継続しやすい社会的環境にあったといえるかもしれない｡しかし, 1回目の地位タイ
プ分類棟, 4歳児クラスの6月に実施している｡この時期は, 4歳児からの新入

‑ 106

‑

園児がクラスの約2/3を占め,残り1/3にあたる3歳児クラスからの進級児と新しい仲間関係や仲間集団を形成している時期にあたる｡表4(研究1)の持続率に基づいて, 1回目を起点とする3つの期間について,地位タイプにかかわらず同一地位タイプの持続率を合計すると,半年間の1回→2回(43.5%), 1年間の1回⇒3回(41.1%), 1年半間の1回‑4回(47.6%)であった｡これらの結果は,約4割以上の幼児については, 4歳児時点の6月の地位タイプから半年後‑1年半
後の地位タイプを予測可能であることを示している｡幼児期のソシオメトリック
選択は日々変動しやすく,安定性に欠けると指摘されている(Hymel, 1983),しかし,本研究の結果は多くの仲間からの指名選択を集約すると,幼児の社会的地位とその後の地位持続性について信頼性の高い情報を提供できることを実証した｡
ところで,研究1では約半年間隔で幼児の地位タイプを4回分類した｡表56は,1回目の地位タイプ別に, 2回目, 3回目, 4回目にかけてどのような地位持続と変動のパターンが多いかを検討するために,典型的なパターンをまとめたものである.なお,表56では一,どの変動パターンでも2名以上の幼児が該当するものだけを示している｡まず1回目の人気児の場合を見ると,人気児を持続したパターンを含め, 5つのパターンで人気児全体の66.7%を占めている｡変動した4つのパターンに注目すると,人気児→平均児の変動は見られるが,人気児から直接に拒否児,無視児,両端児へと変動したパターンは見られない｡最終的に無視児
表56 4回にわたる地位手 続と変動のパターン(研究1)(1)1回目の人気児の場合(2)1回目の拒否児の場合①人→人⇒人‑>人 38.9%(14/36) ①拒‑拒‑拒‑拒31.3%(10/32)②人十人十人‑平 5.6%( 2/36) ②拒→平‑辛‑平6qo//o.o/｡vL/32)③人→人‑辛‑無 8.3%( 3/36) ③拒→平→平‑拒6QQ/(0.o/｡vL/32)④人‑辛‑辛‑平 5.6%( 2/36) ④拒‑平十人十人6qo//o.o/｡¥L/32)⑤人‑辛‑辛‑人 8.3%( 3/36) ⑤拒→無‑>拒‑拒12..5%(4/32)
合計66.7%(24/36) 合計62.7%(20/32)(3)1回目の平均児の場合①平‑平‑平‑平16.7%( 5/30) (4)1回目の無視児の場合②平→平‑人‑平 6.7%( 2/30) ①無十人十人‑人10.5%(2/19)③平十人十人→人 6.7%( 2/30) ②無→拒⇒拒‑平10.5%(2/19)④平⇒人‑平‑平10.0%( 3/30) ③無→平→平‑平15.8%(3/19)⑤平⇒無⇒平‑平 6.7%( 2/30) 合計36.8%(7/19)
合計46.8%(14/30)(5)1回目の両端児の場合①両.+拒‑>拒十>拒 28.6%( 2/ 7)

‑ 107

‑

へ変動する場合(人気児の③パターン)も,途中で平均児を経由している｡このことから,人気児の場合には他の地位へ変動することが少なく,変動することがあっても,最初に平均児へ変動するといえる｡
拒否児の場合も拒否児を持続するパターンを含めた5つのパターンで拒否児全体の62.7%を占めている｡拒否児の場合には最終的に人気児へ変動している者(拒否児の④パターン)もいるが,やはり途中で平均児を経由している｡拒否児から直接に人気児へ変動する場合は見られない｡ただし,拒否児の場合には,直接に無視児へ変動する場合(拒否児の⑤パターン)があり, 4,名がこのパターンに該当している｡しかし,この変動パターンの場合には, 4名とも3回目と4回骨では拒
否児の地位へ戻っている｡念のため,この4名の拒否児について1回目のSP得点を調べたところ, 4名全員のSP得点が‑1.5以下の値を示し,極端な拒否児であった｡このことから,この4名はもともと拒否児の傾向が強い幼児であったと考えられる｡ 2回目の地位タイプ分類では,仲間からの否定的指名数が少なかったために,結果として無視児に分類されたものと考えられる｡
平均児の場合には,直接に人気児へと変動するパターンが見られる｡しかし,直接に拒否児へ変動するパターンは見られない｡平均児から直接に無視児へと変動したパターン(平均児の⑤パターン)では,やはり3回目と4回目では平均児の地位に戻っている｡おそらく, 2回目の無視児の分類は平均児に近い無視児であったものと考えられる｡表56の変動パターンから見て,最も変動しやすいのは無視児であるといえる｡無視児の変動パターンでは無視児から直接に,人気児,拒否児,平均児へと変動しているからである｡なお,両端児では拒否児への変動パ
ターンを,除くと,明確なパターンは見られなかった｡
要するに,表56の地位変動パターンから指摘できることは,次の4点である｡(1)人気児,拒否児,平均児はそれぞれの地位タイプを持続する場合が最も多い｡(2)人気児と拒否児が地位変動する場合には平均児を経由して,他の地位へ変動す
る(3)平均児は人気児や無視児の地位と双方向に変動しやすい(4)無視児はどの地位へも変動しやすいが,変動後は無視児の地位に戻らないことが多い｡これ
らの指摘から拡大して考えられることは,子どもの仲間関係において最初に人気児の地位を獲得した者はそれ以後有利な立場を継続し,最初に拒否児の地位を獲得した者は仲間拒否の不利な立場を継続的に経験する危険性が高いことである｡
それに対して,無視児は多様な地位タイプへ変動し,無視児の地位から容易に脱却しやすい存在であるといえる｡これらの点を考慮すると,無視児よりも拒否児

‑ 108

‑

が仲間関係の問題に直面しやすく,長期的観点から見て適応上の問題をもつリス
クが高いと考えられる｡
子どもの仲間関係に関する研究の中で, 5つの地位タイプを分類する研究は,2次元分類システム(Coie, Dodge, & Coppotelli, 1982; Newcomb & Bukowski,
1983; Perry, 1979)の開発以降に実施されるようになった｡それから20年近く経過しているが,本研究のように各地位タイプの長期的持続率を縦断的に確かめた
研究は少ない.多くの研究は,地位タイプの持続率に関する先行研究としてCode& Dodge(1983)の結果を引用しているのが現状である｡そこで, Coie & Dodge(1983)の結果を詳しく取り上げ,本研究の結果と比較検討してみた Coie &･加dge{1983)
は,小3と小5の‑2つのコホ‑ト集団を対象にして, 4年間にわたる縦断的追跡研究を実施している｡毎年1回ずつソシオメトリック指名法を実施し,その都度地位タイプを分類した｡表57は, 2つのコホ‑ト集団を一括したデータに基づいて各地位タイプの持続率(%)を算出し,研究2の結果と比較したものである｡研究2では幼稚園の年長児時点において､1回目の地位タイプを分類している｡それに対して, Coie & Dodge(1983)では小3または小5時点において1回目の地位タ
イプを分類している｡子どもの仲間関係における社会的地位は幼児期よりも児童期に安定しやすいことを考慮すると,研究2の人気児や拒否児の持続率がCoie &Dodge(1983)よりも高いことは注目に値する｡
研究2とCole & Dodge(1983)の同一地位タイプの持続率(ウ

1年間
2年間
3年間
4年間
人気児
50(36)
57(28)
39(34)
43(21)
拒否児
46(45)
58(34)
31(34)
17(30)
平均児
44
10
32
33
無視児
13(25)
18(27)
13(22)
20(24)
両端児
33(31)
14(24)0(29)0(14)
注: ( )外の%は研究2, ( )内の%はCoie & Dodge(1983)｡

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幼児→小2(〟=54)
小2‑/J､4(〟=114)
小3‑=｣l5(〟=114)
小3‑M＼5(〟‑ 73)
小4^/J16(〟= 62)

LO

研究2 B集団研究3 F集団研究3 G集団
彼らの研究
彼らの研究

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研究2 ･ 3とCoie & Dodge(1983)の同一地位タイプの持続率(ウ人気'｣ 拒否IB 平均I,? 由相旧 fi

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表58

欝i‑C
cO
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表5 7

表58は,同じ2年間の経過に伴う各地位タイプの持続率(%)を研究2(B集団),

‑ 109

‑

研究3(F集団とG集団)およびCoie & Dodge(1983)の小3→小5と小4→小6について比較したものである｡表58から,本研究の2年間では人気児と拒否児の持続率はCole & Dodge(1983)の結果に劣らず高いことがわかる｡また,本研究では
B集団(研究2 )の人気児や拒否児の持続率はF集団やG集団(研究3 )のそれと有意差がなかった｡要するに,地位タイプの持続率に関する本研究の結果から,吹の2点が指摘できる(1)地位タイプの持続率は,縦断的検討の起点を幼児期にするか児童期にするかに大きく依存しない(2)人気児や拒否児の持続率は他の地位タイプよりも高く,長期的に持続しやすい(1)の指摘は,幼児期から児童期の仲間関係において,地位タイプの持続と変動に関与する要因が発達的に‑.質‑L,ている可能性を示唆する(2の指摘から,自己認知と他者認知,仲間関係,社会的行
動の相互影響過程に関する交流モデル(図3 )の考え方は拒否児の不適応過程だけ
でなく,人気児の適応過程にも拡大適用する必要があると考えられる｡

2.第2目的に関する結果のまとめと考察

本研究の第2目的は,幼児期から児童期の子どもを対象とする横断的な発達研究を通して,各地位タイプの子どもがどのような行動特徴を示すのか,地位タイ
プ間には発達的に一貫した行動特徴差が見られるのかを明らかにすることであった｡研究4では教師から攻撃的と評価された攻撃的反応群の幼児は,同時期および5か月後の両時点とも,仲間から拒否される得点(N得点)が他の2群よりも有意に高かった｡しかし,同時期の仲間から好かれる得点(P得点)には3群問に有意差はなく, 5か月後のP得点において攻撃的反応群が消極的反応群よりも有意に低い値を示した｡これらの結果から,次の2点が示唆された｡第1に,攻撃的行動は仲間拒否と関連する行動特徴である｡第2に,社交的行動を示す子どもが仲間から受容的評価を受けるまでの時間差は,攻撃的行動を示す子どもが仲間から拒否的な評価を受け.るまでの時間差よりも大きい｡
研究5では,幼児の社会的行動特徴に関する仲間評価,教師評価,教育実習生
評価を実施し,人気児,拒否児,無視児,両端児および平均児の社会的行動特徴について3つの評価がどの程度一致するかを検討した｡その結果, 3つの評価は攻撃性と社交性では比較的一致していた｡すなわち,攻撃性では両端児や拒否児
が他の地位タイプよりも有意に高かった｡社交性では人気児が最も高く,無視児や拒否児が低かった｡しかし,引っ込み思案では3つの評価が異なり,仲間評価

‑ 110

‑

では無視児や拒否児が高く,教師評価では有意な地位タイプ問差はなく,実習生
評価では両端児が他の地位タイプよりも有意に低かった｡
研究6では小1‑小6までの6学年を横断的･発達的に比較し,各地位タイプの攻撃性,社交性および引っ込み思案の行動特徴が発達的に一貫しているか否かを検討した｡その結果, 6学年とも攻撃性では拒否児が他のタイプよりも,社交性では人気児が他のタイプよりも有意に高かった｡攻撃性と社交性の結果は幼児の結果(研究5)とも一致し,少なくとも拒否児の攻撃性と人気児の社交性は幼児期から児童期を通じて発達的に一貫していることを実証した｡しかし,引っ込み
思案では攻撃性や社交性ほど明確な発達的一貫性は見られなかった..小学校低学
年(小1と小2)と高学年(小5と小6)では幼児期(研究5)と同様に,拒否児が人気児よりも有意に高いか高い傾向にあったが,中学年の小4では無視児が人気児よりも有意に高く,小3では4地位タイプ間に有意差は見られなかった｡
攻撃性が仲間拒否と関連する主要な行動特徴であることは,仲間評価を使用した研究(Carlson, Lahey, & Neeper, 1984; Cillessen, van Uzendoorn, vanLieshout, & Hartup, 1992; Coie & Dodge, 1988; Coie, Dodge, Coppotelli, 1982

;前田1995;佐藤･佐藤･高山, 1988),教師評価を使用した研究(Cantrell &Prinz, 1985; Coie & Dodge, 1988; French & Waas, 1985),あるいは行動観察研
究(Coie & Kupersmidt, 1983)のいずれにおいても,一貫して見出されている.
Newcomb, Bukowski, & Pattee(1993)は従来の研究結果に関するメタ分析を行い,拒否児は他のタイプよりも,破壊性,身体的攻撃,否定的行動(たとえば,言語的脅し)の攻撃性が高いことを指摘している｡しかし,子どもの仲間相互作用を観察した研究によると,子どもの攻撃的行動の出現率それ自体は全般的に低いのである(Hartup, 1983),また,幼児期から児童期を通じて,子どもの攻撃的行動の形
態は次第に身体的攻撃から言語的攻撃へと変化していく(Rubin, Bukowski, & Parker,
1998),表30(研究5)と表35(研究6)の仲間評価項目からわかるように,本研究では幼児期から児童期を通じて,ほぼ同じ内容の行動項目を使用した｡したがって,
実際の攻撃的行動の形態や性質は幼児期から児童期にかけて変化しているかもしれないが,仲間から見た攻撃性の評価は発達的に一貫しているといえる｡攻撃的
行動は頻度が少なくても,仲間の行動目標や欲求を阻害して対立やけんかを引き起こしたり,仲間に苦痛や不快感を与えることが多い｡また,攻撃的行動やその結果は仲間や教師にとって目立ちやすい｡こうした攻撃的行動の特質が攻撃性を示す拒否児に対する仲間評価の発達的一貫性を高めたものと考えられる｡

‑ Ill

‑

幼児期から児童期を通じて,人気児の社交性は最も高かった｡この結果も,以前の研究結果(Coie, Dodge, Kupersmidt, 1990; Newcomb, Bukowski, & Pattee,
1993; Rubin, Bukowski, & Parker, 1998; Rubin & Coplan, 1992)と一致している｡多くの研究は,人気児が肯定的な仲間関係づくりを始発したり維持するのに必要な社会的スキルに優れていることを実証してきた｡たとえば,人気児は仲間遊びに加入するとき,自分の欲求,能力,あるいは社会的目標に仲間の注意を向けさせて仲間遊び活動を中断させることが少なく,仲間遊びの準拠枠(たとえば,活動や目的)を確かめようと試みる｡それから活動志向的または仲間志向的な発言をしたり,仲間の活動を模倣するなどの適切な仲間入り方略を示しs′仲間入りに成功することが多い(Dodge, Pettit, McClaskey, & Brown, 1986; Dodge, Schlundt,
Schocken, & Delugach, 1983; Putallaz, 1983; Putallaz & Gottman, 1981),また人気児は仲間や教師から｢援助的｣ , ｢協力的｣ , ｢友好的｣ , ｢社交的｣ ,｢親切である｣ , ｢対人的感受性に優れている｣ , ｢よいリーダーである｣と見られている(Coie, Dodge, & Coppotelli, 1982; Dodge, Coie, & Brakke, 1982;

前田, 1995; Newcomb & Bukowski, 1983, 1984;佐藤･佐藤･高山, 1988),興味深いことは,人気児の行動特徴が,このように多岐にわたっていることである｡
肯定的･友好的な仲間関係を形成し維持するのに必要な社会的スキルは多様であり,しかもその実行にあたっては状況,相手,タイミングなどを調整しなければならない｡研究4の結果は社交性を示す子どもが仲間から受容的評価を受けるまでの時間差が大きい可能性を示唆した｡この可能性は,社交的な行動特徴の多様性に関連しているように思われる｡つまり,仲間から拒否される行動特徴は攻撃性に集中しているが,仲間から受容される社交的行動特徴は多様であることから,･仲間の受容的評価を高めるまでに多様な行動を示す機会と時間を要するのではないかと考えられる｡本研究では3つの行動項目から構成される社交性尺度得点を使用した｡もちろん,この尺度は多くの肯定的･友好的な社会的スキルを充分に代表しているとは限らない｡しかし,研究5と研究6の結果を見る限り,幼児期から児童期を通じて,仲間は人気児の社交性が最も高いと評価する点で一貫していた｡これらの結果は,社交性を高めることが子どもの仲間受容や地位を高めるのに有効であることを示唆する｡
ところで,引っ込み思案の地位タイプ間差の結果は無視児よりも,むしろ拒否児が高いことを示した｡研究5と研究6の行動特徴から見る限り,無視児は攻撃性も低く,社交性や引っ込み思案では小3や小4を除くと,平均児に近い特徴を112‑

示した｡これらの結果から,仲間関係の問題を引き起こすような行動特徴を示すのは,無視児よりも拒否児であると指摘できる｡以前の研究は,無視児が平均児を含む他の地位タイプよりも仲間相互作用が少なく,社交性も攻撃性も低いことを報告している(Coie&Dodge,1988;Coie&Kupersmidt,1983;Dodge,Coie,&Brakke,1982)｡しかし,無視児の引っ込み思案については必ずしも結果は一貫していない｡無視児が平均児よりも引っ込み思案であることを実証した研究(Cole&Dodge,1988;Coie.&Kupersmidt,1983;Dodge,Coie,&Brakke,1982)もあるが,無視児と平均児の引っ込み思案には差がないこ′とを実証した研究(Cantrell&prinz,1985;Coie,Dodge,&Coppotelli,1982)もある｡攻撃的行動と違って,引っ込み思案行動は非社会的行動であり,仲間に被害や影響を与えることも少な
く,仲間や教師から注目されにくいことが,こうした結果の不一致を引き起こす
1つの原因であるかもしれない｡
最近の研究は,むしろ無視児よりも拒否児の中に,極端な引っ込み思案を示す
子どもが存在することを報告している(Gillessen,vanUzendoorn,vanLieshout,&Hartup,1992;French,1988;前田1995;Parkhurst&Asher,1992),これらの研究では拒否児の0‑0が極端な引っ込み思案を示した｡前田(1995)は小3‑小6､の児童を対象として引っ込み思案尺度得点が0.5以上の者を極端な引っ込み思案児として分類した｡その結果,極端な引っ込み思案児の比率は無視児では88名中17名(1QW¥
vl｡.o/o)であるのに対して,拒否児では98名中21名(21.4%)であった｡これらの結果と本研究の結果を総合すると,無視児の中にも拒否児の中にも引っ込み思案を強く示す子どもが存在し,それが引っ込み思案の結果を唆味にし,学年間の相違を生み出したのではないかと考えられる｡拒否児の引っ込み思案は地位や仲間関係の原因というよりも,仲間拒否の結果である可能性も考えられる｡
したがって,同じ引っ込み思案行動でも,無視児と拒否児では引っ込み思案の性質が異なるのかもしれない｡これらの詳細な検討は今後の課題であるが,本研究の結果から指摘できる確かなことは,学年によって多少異なるものの,幼児期から児童期の仲間評価では拒否児または無視児の引っ込み思案が他の地位タイプよりも高いことである｡

3.第3目的に関する結果のまとめと考察
第3目的は,人気児や拒否児の地位タイプがなぜ長期的に持続しやすいのかを

‑ 113

‑

社会的行動特徴の持続性との関連から検討すると共に,拒否児の地位を持続する
子どもは他のタイプの子どもよりも仲間関係から派生する孤独感を強く自覚するのかを明らかにすることであった｡研究7と研究8では同様に, 1年目と2年目の地位タイプを組み合わせて,人→人群,他→人群,拒→拒群,他→拒群,他⇒
無群および平均児群の6群を構成し,行動特徴と孤独感について比較した｡その結果,研究7と研究8の結果は全般的に類似していた｡ 2年目の攻撃性では拒否児の地位を持続する拒⇒拒群が最も高い値を示し,平均児群や他‑拒群よりも有意に高かった｡逆に, 2年目の社交性では人気児を持続する人→人群が最も高い値を示し,拒⇒拒群が最も低い値を示した｡さらに,孤独感では拒⇒拒群が最も高い値を示し,人⇒人群が最も低い値を示した｡各群の人数が少なく,各群の分散に多少の相違もあって,これらの結果には統計的に有意に達しないものもあった｡しかし,各群の平均値を見る限り,拒否児の地位を持続する拒⇒拒群では攻撃性が持続し,孤独感も高いが,逆に人気児の地位を持続する人十人群では社交性が持続し,瓢独感も低いといえる.これらの結果は,拒否児と人気児の地位タ
イプがなぜ持続しやすいのか,その理由の1つは拒否児では攻撃性が,人気児では社交性が持続するからであるとする本研究の予想を確証するものであった｡
研究9では, 1年目と3年目の地位タイプを組み合わせて構成される25の群の中から,人数を確保できた18群を選出し,研究7と8の結果を追証すると共に,地位変動の大きい群ほど行動特徴にも大きな変化が見られるか否かを検討した｡
その結果, 1年目から3年目にかけて同一地位を持続する拒→拒群では社交性が有意に低下し,無⇒無群では引っ込み思案が有意に増加した｡また,孤独感では
平均児群よりも拒⇒拒群が有意に高く,人→人群が有意に低かった｡拒‑>拒群の攻撃性には増減が見られなかったが,それは1年目から高い攻撃性を持続していたからであった.これらの結果は,ほぼ研究,7と研究8の結果を追証し,拒⇒拒群が仲間関係の問題に最も直面しやすく,仲間関係に対する不満や仲間関係から派生する孤独感を強める危険性が最も高いことを実証した｡おそらく,仲間拒否を持続的に経験する拒⇒拒群は攻撃性が1年目から高く, 3年目までの2年間にわたって攻撃性を持続させていたと考えられる｡拒‑>拒群の攻撃性は時や場面に応じて変動すると思われるが,少なくとも仲間から見る限り,拒⇒拒群は3年目
も相変わらず攻撃性が高いと評価されている｡ 2年間の間に,拒⇒拒群は仲間から敬遠されたり,集団活動や仲間遊びの中で中心的役割を果たすことが少なくな
り,仲間の社交的行動を観察学習する機会,あるいはすでに拒→拒群が獲得して

‑ 114

‑

いる社交的行動を発揮して友好的な仲間関係を形成する機会が次第に低下していったのであろう｡その結果として, 3年目の孤独感が他の群に比べて最も高くなったと考えられる｡
1年目から3年目にかけて攻撃性が増加した群(人→拒群,平‑拒群,平十両群,
無⇒拒群)では, 3年目に拒否児か両端児の地位へ変動しており,仲間から拒否される得点(N得点)が有意に増加していた｡逆に,攻撃性が低下した群(拒→人群と
拒⇒無群)では, N得点が大きく減少していた｡これらの結果は,攻撃性を低下させる子どもは仲間集団内の地位が向上するのに対して,･攻撃性を増大させる子どもは地位が低下することを示しており,攻撃性の増減と地位の変動とが密接な対応関係にあることを実証するものである｡攻撃性に比べると,社交性の増減を示した群は少なく,地位が向上した無→人群が増加を,地位が低下した人‑拒群,
人→無群および平→拒群が減少を示した｡これらの結果は,社交性を高めることが地位の向上に結びつくことを実証し,社会的スキルの指導を通して仲間関係や地位の改善を目指す社会的スキル訓練の基本的考え方を支持するものである｡しかし,社交性が増加した群は1年目の地位が地位変動を示しやすい無視児であり,他の地位タイプから変動した群では自然な学級集団の中で自己の社交性を自発的に向上させていない｡この結果から,いくつかの可能性が考えられる｡第1に,地位の変動と社交性の増減との対応関係が少ないのは,単に子どもが仲間の攻撃
性の変化よりも,社交性の変化に気づきにくいことを反映しているだけかもしれない｡第2に,研究4から示唆されるように,社交的行動が多様であるために,仲間の受容的評価を高めるまでに多くの社交的行動を示す機会と時間を要し,結果的に明確な対応関係が見られなかったのかもしれない｡第3に,多くの子ども
は自己の仲間関係や行動特徴を改善する必要性を自覚していないか,自覚していても改善のために何をどのようにすべきかの具体的な改善策を知らない可能性が挙げられる｡前田(1995)によると,子どもの行動特徴に関する自己評価は仲間評
価と対応するが,仲間評価よりも不正確であった｡この事実を考慮すると,第3の可能性も大いに考えられるところである｡
いずれにしても,研究9の結果は部分的ではあるが,自然な仲間集団でも地位の変動と行動特徴の変化が対応することを明らかにした｡もちろん,本研究の結果は,この対応関係が因果関係であることを立証したわけではない｡地位や仲間関係の変化が原因で行動特徴の変化が結果である可能性もあるし,逆の関係が妥当である可能性もある｡あるいは交流モデルが示唆するように,これら両方の関

‑ 115

‑

係が相互に影響し合いながら,地位と行動特徴を共変させている可能性も考えられる｡これらの可能性を実証的に検証するためには,地位ないしは仲間関係と社会的行動のどちらかを実験的に変化させ,その変化に対応して他方の変数が変化するか否かを確かめる必要がある｡理論的には地位や仲間関係を直接操作したり,地位の変化や改善を目指して仲間集団に働きかけることも可能である｡しかし,これらの効果は子どもの行動が改善しない限り,一過的に終わる可能性が強い｡
現実的には社会的スキル訓練のように,子どもの社会的行動を改善したり変化させる働きかけを実行し,その結果として地位や仲間関係の改善を目指すアプロー
チが有効であり,実践的であると考えられる｡本研究の結果から,極端な拒否児を対象とする社会的スキル訓練では,できるだけ早期に子どもの攻撃性を低下させることが,彼らの現在の地位を改善するだけでなく,拒否児の地位が長期的に持続する危険性を予防するのに役立つと指摘できよう｡

第2節 本研究の問題点と今後の課題

本節では,まず最初に本研究の問題点および本研究では検討できなかったが重要と思われる課題をいくつか指摘する｡その後で,今後の研究課題について述べる｡

1.本研究の問題点と限界第1の問題点は,研究7‑研究9の縦断的検討において孤独感を1回しか測定しなかった点である｡研究7では年中児時点,研究8では年長児時点,研究9では小2または小3時点の孤独感を測定したならば,孤独感のレベルが地位や行動
特徴の変化に応じてどのように変化するかを検討できたと思われる｡孤独感の地
位タイプ間差を検討した研究では,地位タイプ分類と同時期に測定した孤独感においても,拒否児は最も高い値を示している(Asher, Parkhurst, Hymel, & Williams,
1990),拒‑>拒群の孤独感は研究7‑研究9のいずれにおいてもー貫して高かったが,この群の孤独感はすでに1年目から高かったのではないかという疑問が残る｡
したがって, 2年目や3年目の孤独感は1年目の孤独感レベルに加算された結果

‑ 116

‑

をあらわしていると見るべきであろう｡
第2の問題点は,本研究では不適応結果の1指標として孤独感測度しか使用しなかった点である｡本研究の拒⇒拒群では孤独感が高く,逆に人→人群では孤独感が低いことを実証したが,人十人群の場合には孤独感以外の肯定的な適応結果を捉える指標(たとえば,学業的コンピテンスや社会的コンピテンスの測度)を使用する必要があった｡これらの測度を使用していれば,人十人群が実際に良好な適応状態にあることを積極的に実証できたと思われる｡
子どもの適応状態を測定する測度は,主観的な自己評価測度と客観的測度に大別される｡とりわけ,子どもが自分の地位や行動特徴あるいはコンビテ･ンスをどの程度正確に自覚しているかは,社会的スキル訓練にとっても,あるいは自然な仲間関係の中で自発的に生じる行動変容や地位変動にとっても重要な意味をもつと考えられる(Hymel, Bowker, & Woody, 1993; Hymel & Franke, 1985; Patterson,
Kup占rsmidt, & Griesler, 1990),しかし,子どもの自己評価はあくまで主観的評価であり,仲間評価や教師評価と異なることが多い｡たとえば, Patterson,
Kupersmidt, & Griesler(1990)は小3と小4の児童515名の中から, 5つの地位タイプを選出し,社会的受容,学業,行動および全般的自己価値感の4つのコンビ
タンス領域に関する自己評価を比較している｡その結果,社会的受容領域では人気児や両端児が無視児よりも高く,行動領域では人気児が無視児や拒否児よりも高かった｡無視児や拒否児は自分でも仲間から好かれていないとか,適切な行動をしていないと自己評価する傾向にあった.しかし興味深いことに,これらの主観的な自己評価得点と仲間評価や教師評価の客観的得点を比較した結果,人気児
や平均児は客観的得点よりも自己の社会的受容を過小評価するのに対して,拒否児は客観的得点以上に仲間から好かれていると自己を過大評価していた｡行動領域でも無視児は適切な行動をしていないと自己を過小評価したが,拒否児は適切な行動をしていると自己を過大評価していた｡また,前田(1995)は社会的行動特徴に関する自己評価と仲間評価を比較し,拒否児や両端児は自己の攻撃性を過小評価し,人気児や両端児は自己の社交性を過小評価することを見出している｡過応測度の問題は,どのような適応測度が地位タイプ間差を最も敏感に反映するのかを含め,今後に残された検討課題である｡
第3の問題点は地位タイプ間差を考えるとき,各タイプ内にはさらに異質性があることである｡たとえば,拒否児の全員が高い攻撃性を示すとは限らない｡高
い攻撃性を示す拒否児の比率(%)は, 40%‑50%程度であると報告されている

‑ 117

‑

(Bierman, 1986; Bierman, Smoot, & Aumiller, 1993; Cillessen, van IJzendoorn,

van Lieshout, & Hartup, 1992; French, 1988),本研究の研究5と研究6の拒否児について,攻撃性尺度得点(標準得点)が0.5以上の者を選出し,その比率を求めた結果,研究5の幼児(51.9%),研究6の小1(56.5%),小2(43.3%),小3(52.0%),小4(69.2%),小5(54.2%),小6(57.7%)であった｡ほぼ先行研究結果と一致する比率であった｡前田(1995)は拒否児をさらに攻撃的拒否児群,引っ込み
思案拒否児群,攻撃的･引っ込み思案拒否児群の3つの下位群に分けて,孤独感を比較している｡その結果,引っ込み思案拒否児群と′攻撃的･引っ込み思案拒否
児群の孤独感は平均児群よりも有意に高かったが,攻撃的拒否児群の孤独感は平均児群と有意差がなかった Coie(1990)が示唆するように,仲間拒否に至る経路は多様である可能性があり,こうした経路の理解を深めるためにも同質な拒否児群を構成する必要がある｡しかし,本研究では対象児の人数に限界があり,これらの下位群まで分類し,比較検討することができなかった｡ただし,本研究の拒‑>拒群のように持続的拒否児群と他‑>拒群のような一時的拒否児群を区別することは,拒否児群の同質性を高める1つの方法であると考えられる｡

2.今後の課題
子どもの仲間関係の研究では,地位タイプ間差と関連する要因の検討だけでなく,それらの差異が生じる過程を分析的に検討していく必要がある Coie(1990)
は,この方向の研究をガイドするモデルを提示している Coie(1990)は仲間拒否の発生･展開過程を先行期,地位の出現期,維持期,結果期の4段階に分けて考えている｡先行期は,子どもが仲間関係に持ち込んでくる行動パターン,態厚,
社会的期待,感情的反応パターン,社会的目標の優先度,コンピテンスなど交流モデル(図3)の傾性的要因に相当する要因が形成される時期である｡地位の出現
期は仲間との相互作用の結果,仲間拒否が形成される時期である｡維持期は仲間拒否が一貫したものになり,拒否児にとって仲間拒否を持続的に経験する時期である｡結果期は子どもの適応上の問題が顕在化し,適応障害が悪化する時期である coie(1990)の4段階モデルは拒否児に焦点化したものであるが,拒否児に限らず人気児を含めた各地位タイプについても拡大適用できるモデルである｡このモデルを参考にしながら,今後の研究課題をいくつか提示する｡(1)本研究の結果(研究1や研究5)からわかるように,幼稚園の年中児時点にお

‑ 118

‑

いても人気児や拒否児の間には顕著な行動特徴差があり,その後の仲間関係や地位の持続と密接に関連していた｡これは,集団生活を経験する前に子どもの社会的行動特徴の基礎が形成されている可能性を示唆する｡今後の研究では交流モデル(図3)の傾性的要因として,子どもの気質や愛着タイプあるいは親業スタイルなどが,幼児期や児童期の仲間関係にどのような影響を及ぼすのか,その影響過程を検討する研究(たとえば Parke & Ladd, 1992; Rubin, Stewart, & Chen, 1995)が求められる｡また,仲間関係の文脈だけでなく,他の社会化のエイジェントや発達的文脈も重要な役割を果たす.特に,硬年の仲間.関係に果たす両親の媒介的役割(Dishion, 1990)や親子関係の変化の影響(たとえば, Hethering.ton, Gox, &Cox, 1979)を探究する必要がある｡さらに, Putallaz & Heflin(1990)は,親の直接的影響(たとえば,モデリングやコーチング)と間接的影響(たとえば,仲間遊びの機会を設定するなど)を検討課題として提起している｡(2)Coie(1990)の4段階モデルは,仲間拒否の形成過程と維持過程が異なることを強調している｡本研究では地位の持続率を検討したが,地位の持続や維持に影響する要因では,子ども個人の社会的行動にかかわる要因だけでなく,仲間集団
レベルの要因も考慮しなければならない｡本研究では地位や社会的行動特徴に関する情報を仲間から収集した｡仲間評価の短所の1つは,行動特徴に関する仲間.
内評判がいったん出来上がり定着すると,その仲間内評判は変化への抵抗を示すことである(Dodge & Frame, 1982; Hymel, Wagner, & Butler, 1990)｡そのため,
たとえ拒否児が社交性を発揮しても,仲間の評価はすそに変化しないことも考えられる｡仲間や集団側の要因がどの程度まで地位の持続や変動に影響するのかを検討することが今後の研究課題の1つである｡(3)最近の研究では仲間関係と友人関係が子どもの社会化や適応に果たす役割が異なることに注目している(Bukowski, Newcomb, & Hartup, 1996; Doll, 1996),

友人関係の経験は,仲間拒否の否定的効果を緩和し,子どもを否定的効果から保護する緩衝地帯として役立つと考えられる(Asher & Parker, 1989),たとえば,社会的地位が低い子どもの中でも,友人のいない子どもは友人を1名以上もつ子どもよりも孤独感が高かった(Renshaw & Brown, 1993),引っ込み思案児では年少児との相互作用が改善効果を発揮するように(Furman, Rahe, & Hartup, 1979),
拒否児にとっても友人関係は同様の発達的利益をもたらすと考えられる｡本研究では対象児の友人関係に注意を払っていないが,今後の研究では仲間集団内外の友人関係ネットワークを調べ,友人関係と地位タイプとの関連を検討すべきであ

‑ 119

‑

る｡

(4)交流モデル(図3)では,自己認知と他者認知が仲間関係と相互に影響し合うことを仮定している｡本研究では,自己認知の1つとして孤独感を捉.え,仲間拒
否や仲間無視の結果測度として扱った｡しかし,仲間拒否や仲間無視から生じる
否定的な自己認知や他者認知は,次の仲間関係に重要な影響を与える｡たとえば,
攻撃児や攻撃的な拒否児は仲間の暖味な意図を敵意の意図と誤って推論したり,仲間の挑発行為を敵意的に帰属させる傾向が強く,その結果として攻撃的反応を示しやすいと報告されている(Dodge, 1980; Dodge & Frame, 1982),子どもの社
会的認知過程は相互作用する相手の行動をどのように解釈し,行動選択肢の中からどのような行動を選出するかを決定すると考えられろ(Crick & Dodge, 1994;
Dodge, 1986),今後の研究では拒否児の地位を持続する拒→拒群では,他の子どもよりも社会的情報処理過程にどのような問題やバイアスがあるのかを検討する必要がある｡

‑ 120

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引

用

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‑ 130

‑

付録 子どもの対人行動に関する教師評定項目(研究4)
この評定項目は,全部で27項目あります｡幼児が経験するであろうと思われる様々な場面での対人関係や対人的行動について記述してあります｡項目ごとに,幼児が示すだろうと思われる代表的な反応を3種類記述してあります｡最近の2か月間に先生が行ってこられた観察に基づいて,ご判断下さい｡種々の対人場面で,各幼児が通常最も示しやすい反応はどれでしようか?
各項目に用意されている(A), (B), (C)の反応の中で,各幼児の特徴に最も当てはまる反応を選んで,その記号に○印を付けて下さい｡各項目には,代表的な3種類の反応しか用意していません｡ 3つの反応のどれにも当てはまらないという場合があるかもしれませんが,その場合は3つの中で最も近似している反応を選んで下さい｡各項目について,で.きるだけ客観的にかつ正確に判断して,答えの反応を選択して下さい｡なお,回答は別紙の回答用紙に記入下
さい｡(1)誰かが00ちやん(君)に｢あなたは大変よい子だね｡ ｣と言ったとします｡
こういう場合,普通, 00ちやん(君)は次の3つの反応のどれを示すでしようか?
(A) ｢はい,私が一番よい子よ｡ ｣と当り前のように言う｡(攻撃的反応)(B) ｢ありがとう｡ ｣と言う｡(C)何も言わず,顔を赤らめる｡(主張的反応)(消極的反応)(2)00ちやん(君)が本当にすごいと思っていることを他の誰かがやったとします｡
こういう場合,普通, 00ちやん(君)は,(A)何も言わない｡(消極的反応)(B) ｢そんなこと大したことない｡私ならあれよりもっとうまくできる｡｣と言う｡(C)｢ほんとうにすごいねえ｡ ｣と言う｡(攻撃的反応)(主張的反応)(3)00ちやん(君)が大好きな事に取り組んでいます｡すると,他の誰かが｢ぼくは,そんなの嫌いだなあ｡ ｣と言ったとします｡こういう場合,普通, 00ちやん(君)は,(A) ｢私が好きなんだから,放っといてよ｡ ｣と言う｡(攻撃的反応)(B) ｢これは,とてもおもしろいよ｡ ｣と言う｡(C)心が傷つき,何も言わない｡(主張的反応)(消極的反応)(4)00ちやん(君)が忘れ物をしました｡すると,誰かが｢馬鹿だな,いつも忘れて｡本当にもうダメな子だな｡ ｣と言ったとします｡こういう場合,普通, 00ちやん(君)は,(A) ｢おまえの方がバカだよ｡ ｣と言い返す｡(B) ｢そんなことはないよ｡忘れ物をしたけど,(攻撃的反応)(主張的反応)(消極的反応)バカじやないよ｡ ｣と言う｡(C)何も言わないか,無視する｡‑ 131 ‑

(5)友達が待ち合わせに遅れてきました｡ 00ちやん(君)は腹を立てています｡友達は遅れてきたことについて,何も言いません｡こういう場合,普通, 00ちやん(君)は,(A) ｢ずっと待っていたのよ｡今度から遅れないでね｡ ｣と優しく言う｡(B)友達に対して,何も言わない｡(C)｢マヌケ,遅れやがって!｣と怒って言う｡(主張的反応)(消極的反応)(攻撃的反応)(6)00ちやん(君)が誰か他の子にやってもらいたいことがあるとします｡
こういう場合,普通, 00ちやん(君)は,(A)何もしてほしいとは頼まない｡(消極的反応)(B) ｢これをやってよ!｣と命令口調で言う｡(C) ｢すみませんが,私のためにやってくれませんか｡ ｣と丁寧に頼み,してほしいことを説明する｡(攻撃的反応う(主張的反応)(7)00ちやん(君)は,誰か他の子が腹を立てているのに気づいたとします｡
こういう場合,普通, 00ちやん(君)は,(A) ｢どうして怒っているの?｣と聞く｡(B)何も言わず,その子を一人にしておく｡(主張的反応)(C)よく腹を立てるやつだとバカにする｡(攻撃的反応)(消極的反応)(8)00ちやん(君)が腹を立てています.誰かが｢君は懸っているみたいだね. ｣と言ったとします｡こういう場合,普通, 00ちやん(君)は,(消極的反応)(A)何も言わずに無視する｡(B) ｢うん,そうなんだよ｡ ｣と言って怒っている理由を話す｡(主張的反応)(C) ｢放っといてくれ｡君に関係ないだろう｡ ｣と言う｡(攻撃的反応)(9)誰かが花瓶を割りました｡そしてある子がそれを00ちやん(君)のせいにしたとします｡
こういう場合,普通, 00ちやん(君)は,(A)｢何言っているのよ!バカ!｣と相手に反発する｡(B) ｢私が割ったのではありません｡誰か他の子が(攻撃的反応)(主張的反応)(消極的反応)割ったのです｡ ｣と言う｡(C)責めを負う｡または,何も言わない｡(10)誰かが00ちやん(君)にある事をしてくれるように頼みました｡けれども,何のために,
なぜそうしなければならないのか00ちやん(君)には分からないとします｡
こういう場合,普通00ちやん(君)は,(A)言われるままにやり,何も言わない｡(B)｢バカらしい｡するもんか!｣と言う｡(C)する前に, ｢なぜ,これをしてほしいのか(消極的反応)(攻撃的反応)(主張的反応)分からないのですが｡ ｣と言う｡

132‑

(ll)誰かが00ちやん(君)のした事について, ｢とても立派だね｡ ｣とほめてくれたとします｡
こういう場合,普通, 00ちやん(君)は,(A)｢当り前よ｡ ｣と自慢げに言う｡(攻撃的反応)(主張的反応)(消極的反応)(B)｢ありがとう｡｣と言う｡(C)無視し,何も言わない｡(12)ある子が00ちやん(君)に大変親切にしてくれたとします｡

こういう場合,普通, 00ちやん(君)は,(A)｢大変親切にしてくれて,ありがとう｡ ｣と言う｡(B)無視し,何も言わない｡(主張的反応)(消極的反応)(C)自分は親切にされても当然のようにふるまう｡(攻撃的反応う(13)00ちやん(君)が,友達と大きな声で話していると,誰かが｢もう少し静かにしてくれま
草んか!｣と言ったとします｡こういう場合,普通, 00ちやん(君)は,(A)す(hに話すのをやめる.
(消極的反応)(B)｢気にくわないなら,自分が出ていけ!｣と言い,大声で話し続ける｡(攻撃的反応)(C) ｢ごめんなさい｡静かにします｡ ｣と言い,静かな声で話す｡ (主張的反応)(14)00ちやん(君)は列に並んで順番を待っています｡その前に誰かが割って入ってきたとします｡こういう場合,普通, 00ちやん(君)は,(A)｢この列から出ろ,バカ!｣と大声で言う｡(B)その子に対して,何も言わない｡(C) ｢ここは私が先です｡順番を守って下さい｡ ｣と言う｡(攻撃的反応)(消極的反応)(主張的反応)(15)00ちやん(君)は,誰かにいやなことをされました｡ 00ちやん(君)は腹が立っているとします｡こういう場合,普通, 00ちやん(君)は,(A) ｢パーカ,あんたなんか嫌いだ!｣と言う｡(攻撃的反応)(B) ｢どうして,そんなことするの｡やめてよ｡ ｣と言う｡(主張的反応)(C)傷つけられた様子をするが,その子に対しては何も言わない｡ (消極的反応)(16)00ちやん(君)が使いたいと思っている物を誰か他の子がもっているとします｡

こういう場合,普通, 00ちやん(君)は,(B)その子から強引に取り上げる｡(消極的反応)(攻撃的反応)(C) ｢すみませんが,それを使いたいので貸してくれませんか｡ ｣と言って丁寧に頼む｡(主張的反応)(A)使わせてくれるよう頼んだりしない｡

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(17)00ちやん(君)が持っている物を誰かが貸してくれるようにと頼みました｡しかし,それは新品なので貸したくないとします｡こういう場合,普通, 00ちやん(君)は,(A) ｢ちょうど手に入れたばかりなので,貸したくないのです｡
またの時にね｡ ｣と言う｡(B)｢いやだ｡自分のを買ったらいいだろう!｣と言う｡(C)たとえ貸したくなくても,あきらめて貸す｡(主張的反応)(攻撃的反応)(消極的反応)(18)誰かが大好きなテレビ番組について話し合っています｡ 00ちやん(君)もそこに加わって話したいと思っているとします｡こういう場合,普通, 00ちやん(君)は,(A)話に割り込み,す(hに自分中心に話し出す.
(攻撃的反応)(B)話している子たちの所に徐々に近づいて行き,好機をとらえて自然に会話に入っていく｡(C)近づいて行くが,何も言わない｡■■(主張的反応)(消極的反応)(19)00ちやん(君)が大好きな事に取り組んでいます｡誰かが｢何してるの?｣と尋ねたとします｡こういう場合,普通, 00ちやん(君)は,(A)自分の作業をし続け,何も言わない｡(B) ｢何でもいいでしよう｡あんたに関係ないから(消極的反応)邪魔しないでよ!｣と言う｡(C)作業を中断し,何をしているか相手に説明する｡(攻撃的反応)(主張的反応)(20)00ちやん(君)は,誰かがつまずいて転ぶのを見たとします｡
こういう場合,普通00ちやん(君)は,(A)ドジなやつだと指さして笑う｡(B)｢大丈夫?

(攻撃的反応)(主張的反応)(消極的反応)

痛くなかった?｣と聞く｡(C)何もしないし,何も言わない｡(21)00ちやん(君)は,本棚で頭を打ち,ちょっと怪我をしたとします｡ 誰かが｢大丈夫です
か?｣と言ったとします｡こういう場合,普通, 00ちやん(君)は,(A) ｢痛いときにうるさいわね｡あんたの知ったことじやないでしよ｡放っといて｡｣と言う｡(B)何も言わず,無視する｡(C)｢ありがとう,ちょっと痛いけど大丈夫です｡ ｣と言う｡(攻撃的反応)(消極的反応)(主張的反応)(22)00ちやん(君)が花瓶を割りました｡そのため,誰かが自分と間違えられて責められているとします｡こういう場合,普通, 00ちやん(君)は,(A)何も言わず,だまって見ている｡(B) ｢あの子が割ったんだ｡ ｣と誰かのせいにしてしまう｡(C)｢私が割りました｡ ｣と言う｡

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(消極的反応)(攻撃的反応)(主張的反応)(23)00ちやん(君)は,ある子に何か言われて,侮辱された気分になったとします｡
こういう場合,普通, 00ちやん(君)は,(A)その子に,もう二度とそんなこと言わないようにと言う｡(B)侮辱された気分にはなっているが,何も言わない｡(C)その子に対して,侮辱し返し,悪口,悪態をつく｡(主張的反応)(消極的反応)(攻撃的反応)(24)00ちやん(君)が話していると,ある子が途中で話の邪魔をしたとします｡
こういう場合,普通, 00ちやん(君)は,(A)｢今,話をしているから,あとで!｣と言う｡(B)何も言わず,そのまま邪魔した子に話し続けさせる｡ *'*(C) ｢邪魔するなよ｡ ｣と怒る｡(主張的反応)(消極的反応)(攻撃的反応)(25)ある子が00ちやん(君)に何かを頼みました｡しかし,それをすると自分が本当にしたいと思っていることができなくなりそうです｡こういう場合,普通, 00ちやん(君)は,(A)｢いやよ!誰か他の子に言ってよ｡｣と言う｡(B)だまって相手の言うとおりにする｡(C) ｢私は今他にしたい事があるので,また別の時にね｡ ｣と丁寧に断わる｡(攻撃的反応)(消極的反応)(主張的反応)(26)00ちやん(君)は,道路の向こう側に知っている子を見かけ,話しかけたいと思っているとします｡こういう場合,普通, 00ちやん(君)は,(A) ｢こっちに来て!｣と相手を呼びつける｡(B)その子の所へ歩いて近づき,会釈をしてから話し出す｡(C)その子に対して,何も言わない｡(攻撃的反応)(主張的反応)(消極的反応)(27)00ちやん(君)は,それまで会ったことのない子に｢こんにちは!｣と言われたとします0
こういう場合,普通, 00ちやん(君)は,(A) ｢あんたなんか知らないわよ,あっちへ行って!｣と言う｡(B)何も言わない｡(攻撃的反応)(消極的反応)(c) ｢こんにちは!｣と言い, ｢どなたですか?｣と尋ねる｡(主張的反応)‑ 135‑