ほめられた経験が看護学生の学習動機づけに及ぼす影響

161

医学教育 2016，47（3）：161～169

原著

ほめられた経験が看護学生の学習動機づけに及ぼす影響
日髙

優＊

要旨：
目的：ほめられた経験が看護学生の学習動機づけに及ぼす影響を検討する．
方法：先行研究を参考にほめられた経験を測定する尺度を作成し，看護学生を対象に質問紙調査を行った．
結果：因子分析の結果，｢個人へのほめ｣（α＝.93）と ｢行動へのほめ｣（α＝.89）の 2 因子が抽出された．学習動機づけへの影響を検討した結果，行動に対してほめられた経験が多い群はより内発的な動機づけが高く，外的動機づけは低い傾向にあることが示された．
考察：ほめられた経験は看護学生の学習動機づけに有用であり，より内発的な動機づけを高めるには学生の行動に焦点を当てて評価する必要性があることが示唆された．
キーワード：ほめ，看護学生，学習動機づけ
Eﬀects of nursing studentsʼ experience of being praised on their learning motivation
Yu Hidaka＊
Abstract:
Objective: The present study involving nursing students aimed to examine the effects of their experience of being
praised on their learning motivation.
Methods: A scale to assess their experience of being praised was developed based on the ﬁndings of previous studies,and a questionnaire survey was conducted involving nursing students.
Results: A factor analysis was conducted, and the following two factors: “praise for individuals”（α＝.93）and “praise forbehaviors”（α＝.89）, were extracted. The eﬀects on studentsʼ learning motivation were examined, and the results suggest that nursing students with much experience of being praised for their behaviors were spontaneously motivated tolearn, and their extrinsic motivation was low.
Discussion: The experience of being praised eﬀectively motivates nursing students to learn. To help students become
spontaneously motivated to learn, it is necessary to assess students with more emphasis on their behaviors.
Key words: praise, nursing student, learning motivation

れている3︲5）．

問題と目的「ほめ」とは，対人的なポジティブフィード

近年，教育活動における「ほめること」の効果が注目されている

1，
2）

バックであり，言語的報酬である1，6）．これまで，．看護教育においても，ほ「ほめること」の有用性は主に教育心理学分野にめてのばす教育が強調され，多くの施設でこれをおいて示されてきた．児童・生徒にとって教師や踏まえた基礎看護教育や新人看護師教育が導入さ保護者などの重要な他者からほめられる経験は自＊岡山大学大学院保健学研究科，Graduate School Of Health Sciences，Okayama University［〒700︲8558

岡山県岡山市北区鹿田町 2︲5︲1］

受付：2015 年 10 月 29 日，受理：2016 年 4 月 8 日

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2016 年 6 月

己の存在や行為への承認を意味し，自尊感情のよ用いられることが多い1，2，6，11︲16）．しかし，こうしうな感情的側面に影響を与えることが明らかにさて得られた知見は実験による条件に限定されるた

1，
7，
8）

れている

．また，
「ほめ」の効果は認知的評

め，日常生活場面に活用できないのではないかと

価理論や強化理論によって説明され，動機づけにいう問題点が指摘されている11）．このような点を影響を与えることが実証的に検証されている．動

踏まえて，本研究では，日常における学習場面を機づけには外的権威や懲罰の恐れなどの外的理由想起させた質問紙法を用いて「ほめ」の効果につから他律的に生じる外発的動機づけと興味や関心

いて実証的に検討を行う．具体的には，まず，看などの内的理由から自律的に生じる内発的動機づ

護学生のほめられた経験を量的に測定する尺度をけがあることが知られているが

9，
10）

，
「ほめ」のよ作成し，次に，作成した尺度を用いてほめられたうなポジティブなフィードバックはより質の高い経験が看護学生の学習動機づけに及ぼす影響を検

学習行動を導く内発的動機づけを高めることが明討する．

らかにされている1，
2，
6，
11︲16）．

これらの研究を踏まえると，教育活動における方法「ほめること」の有用性は明らかと考えられる．

1．調査対象および調査期間

しかし，看護学分野，すなわち看護学生に対する2015 年 6 月から 9 月に中四国の国公立大学 2

効果を実証的に示したデータは見当たらない．前校に在籍する看護学生 209 名を対象に質問紙調査

述の教育心理学分野における先行研究は，主に幼を実施した．

児期から学童期の児童・生徒を対象としている．

2．質問紙の構成

しかし，「ほめ」の効果は，年齢や発達段階など

質問紙は，以下の尺度から構成されていた．

の受け手の属性や認知特性により異なるといわれ①ほめられた経験尺度：看護学の大学教員 1

2）ており ，これらの先行研究の知見が看護学生に名，心理学の専門家 1 名と協議して尺度を作成しも同様に適用できるとは言い難い．看護学生が教た．本研究では，「ほめ」を「対人的なポジティ

員や臨地指導者にほめられることによりやる気や

ブフィードバックおよび言語的報酬」と定義し，意欲を高めていることを示唆した研究もいくつか

看護学生の学習場面における「ほめ」の経験を測見られるが17︲24），これらは主に少人数を対象にし定する尺度を作成した．
「ほめ」に関する先行研

たインタビューなどの質的調査に留まっており，

究においては，「ほめ」が受け手に及ぼす影響は実証的に検証されてはいない．

「ほめる際にどこに焦点を当てるか」といった，集団主義的な文化をもつ我が国では，懲罰や叱

ほめ方によって異なることが明らかにされてい責のようなネガティブフィードバックよりも，ほる1，2，13，14，16）．したがって，まず，これらの先行研め賞賛するポジティブフィードバックは受容され究に示されている分類から「個人へのほめ」
，「能

25，
26）

にくい傾向にある．看護教育においても，「ほ

力へのほめ」，「努力へのほめ」，「過程へのほめ」，めること」は現場の厳しさを十分に伝えることが「結果へのほめ」，「ほめ手の主観を含むほめ」のできないと考えられ，指導者が「ほめ」を有効な6 つの概念を抽出し，尺度を構成した．「個人へ

3，
27）

．

のほめ」，
「能力へのほめ」については，桜井28）をこうした状況を踏まえると，看護学生における参考に受け手の表面的に感じ取れる能力へのほめ「ほめること」の学習行動への有用性について実と潜在的な能力へのほめを区別した．また，「過証的に検討する必要性があると考えられる．

程へのほめ」，「結果へのほめ」は受け手の具体的教育活動として認識していない様子が窺われる

そこで，本研究では，ほめられた経験が看護学

な学習活動に対するほめであるため，行動と思考

生の学習動機づけに及ぼす影響を検討することをの 2 側面に区別した．その後，看護学生の授業や目的とする．「ほめ」の効果を検討した従来の研実習における経験についての先行研究15︲22）より，

究では，実際にパズルなどの課題とそれに対する

これらの概念に該当すると考えられる内容を収集

フィードバックを与えて効果を検討する実験法がし，回答者が分かりやすいように表現を修正して

ほめられた経験が看護学生の学習動機づけに及ぼす影響

Table 1
概個人へのほめ

ほめられた経験尺度の概念枠組みと尺度項目

念

尺度項目
表面的
潜在的

能力へのほめ表面的
潜在的努力へのほめ過程へのほめ行動
思考

結果へのほめ163

行動
思考

ほめ手の主観を含むほめ「さすが○○さんだ」とほめられる優秀であるとほめられる「あなたなら出来ると思っていた」とほめられる
看護師に向いているとほめられる能力があるとほめられる「さすが○○の学生だ」とほめられる
やれば出来ると思っていたとほめられる才能があるとほめられる
よく頑張っているとほめられる
よく勉強しているとほめられる
一生懸命に取り組んでいるとほめられる
積極的に取り組んでいるとほめられる
よく考えているとほめられる患者の立場になって考えているとほめられる
看護ケアが上手に出来ているとほめられるできなかったことができるようになったとほめられる
よく気が付いているとほめられる
よく理解出来ているとほめられる
今後が楽しみだとほめられる
期待していたとほめられる

最終的に全 20 項目を作成した（Table 1）．教示

は，大学生の学習活動に対する動機づけを多面的

文には「学校および病院での授業や実習でのあなに測定するものであり，“好奇心が満たされるかたの経験についてお答えください．
」と示し，回ら”といった興味や関心などの内的理由から生じ

答形式は「なかった」（1 点）から「よくあった」

る「内発」，“まわりの人についていけなくなるの（5 点）までの 5 件法を用いた．

が嫌だから”といった不安の回避や他者承認の願②自尊感情尺度：ほめられた経験尺度の妥当性
29）

望によって生じる「取り入れ」，“まわりからやれ

検証のために，桜井 の自尊感情尺度を用いた．

と言われるから”といった外的権威や懲罰の恐れ

この尺度は，自己に対する肯定的または否定的ななどの外的理由から生じる「外的」，“将来いろい態度である自尊感情を測定するものであり，ほめろなことに役立つから”といった目標への手段とられた経験とは正の相関が予想される．回答形式

認知することによって生じる「同一化」の 4 因子

は「いいえ」（1 点）から「はい」（4 点）までのから構成されている．回答形式は「あてはまらな4 件法であり，得点が高いほど自尊感情が高いこい」（1 点）から「あてはまる」（5 点）までの 5とが示されるよう得点化を行った．

件法であり，得点が高いほど学習動機づけが高い③有能感尺度：ほめられた経験尺度の妥当性検30）証のために，桜井 の有能感尺度を用いた．このことが示されるよう得点化を行った．
3．手続き

尺度は，自己の有能さの感覚を測定するものであ調査を実施するにあたり，岡山大学大学院保健り，ほめられた経験とは正の相関が予想される．

学研究科看護学分野倫理審査委員会において承認

回答形式は「いいえ」（1 点）から「はい」（6 点）を得た（承認番号：M14︲10）．質問紙は，対象とまでの 6 件法であり，得点が高いほど有能感が高なる学校の教員へ研究内容に対する了承を得た後いことが示されるよう得点化を行った．

に，講義に支障のない時間に研究者および各学校④大学生用学習動機づけ尺度：看護学生の学習の教員より対象者に一斉配布を行った．回答はす

31）における動機づけを測定するため，岡田・中谷

べて無記名で行い，質問紙には，個人特定の不の大学生用学習動機づけ尺度を用いた．この尺度

可，自由意思による回答であり質問紙への回答を

164

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もって調査への同意が得られたものとすること，ケアが上手に出来ているとほめられる」は 2 因子

回答は成績とは無関係であることを明記した．回のどちらにも 0.35 以上の十分な因子負荷を示さ

収は記入後にその場で回収もしくは回収箱を設置なかったため，分析から除外した．最終的に抽出し，1 カ月の留置期間を得て研究者が回収した．

された全 18 項目・2 因子構造を「看護学生のほ4．分析方法められた経験尺度」（以下，ほめられた経験尺度

統 計 学 的 解 析 に は IBM SPSS Statistic ver.22とする）とした（Table 2）．回転前の累積寄与を用いた．まず，ほめられた経験尺度について，率は 60.32％であった．

最尤法・Promax 回転による因子分析を行い，尺第 1 因子は，「期待していたとほめられる」，「才度の構成を確認した．その後，Cronbach のα係能があるとほめられる」など，学生個人の能力に数を算出して内的一貫性による尺度の信頼性を確

対してほめられた経験を表す項目からなっている

認し，自尊感情尺度，有能感尺度との間の Pear-

ため，「個人へのほめ」因子と命名した．第 2 因son の相関係数を算出して尺度の併存的妥当性を子は，「一生懸命に取り組んでいるとほめられ確認した．さらに，ほめられた経験尺度の学年差る」，「よく頑張っているとほめられる」など，学を分散分析にて検討し，分析対象者の属性による生の学習行動に対してほめられた経験を表す項目

得点差を確認した．ほめられた経験が看護学生のからなっているため，「行動へのほめ」因子と命

学習動機づけに及ぼす影響の検討には，分析対象名した．Cronbach のα係数は「個人へのほめ」

者をほめられた経験尺度の得点によって高群と低因子は 0.93，「行動へのほめ」因子は 0.89 であっ群の 2 群に分類し，これらの分類を独立変数，学た．そして，この結果に基づき，各因子に含まれ習動機づけ尺度を従属変数とした分散分析を行っる項目の得点を加算平均したものをそれぞれ「個た．なお，各分析における得点の比較について

人へのほめ」得点，「行動へのほめ」得点とし，は，比較する各群の正規性が仮定されない場合に得点が高いほどほめられた経験が多いことが示さはノンパラメトリック検定（Mann-Whitney の Uれるよう下位尺度得点を算出した．

検定）を用いた．
結果

ほめられた経験尺度の併存的妥当性を検討した
結果（Table 3），「個人へのほめ」得点は自尊感
情尺度との間には有意な弱い正の相関が認められ

1．分析対象者（r＝0.33，p＝.00），有能感尺度との間には有意回答の得られた 207 名のうち，男性は 15 名でな中程度の正の相関が認められた（r＝0.47，p

あり十分な標本数が得られなかったため，分析か＝.00）．「行動へのほめ」得点は，自尊感情尺度

ら除外した．分析対象者の平均年齢は 19.91 歳（r＝0.32，p＝.00），有能感尺度（r＝0.38，p＝.00）（SD 1.26）であった．なお，一部回答に欠損ののいずれとの間にも有意な弱い正の相関が認めらある対象者も分析に含めたため，各分析におけるれた．

有効分析者数は異なっている．

ほめられた経験尺度の学年差を検討した結果

2．ほめられた経験尺度の検討（Table 4），「個人へのほめ」得点（F（3,185）＝

ほめられた経験尺度の各質問項目について項目

1.82，p＝.14）と「行動へのほめ」得点（F（3,185）

分析を行ったところ，天井効果および床効果が疑＝0.76，p＝.52）のいずれにおいても学年によるわれる項目は認められなかったため，全 20 項目

有意差は認められなかった．しかし，1 年生は他に対して因子分析を行った．その結果，固有値のの学年と比較して得点が高い傾向が認められたた

変化（スクリープロット基準）と解釈可能性より

め，1 年生と 2 年生以上の 2 群による得点の差の2 因子構造が妥当であると考えられた．そこで，比較を行ったところ，「個人へのほめ」得点は 1

2 因子構造を仮定し回転を加えて再度分析を行っ

年生が 2 年生以上と比較して有意に得点は高くた結果，「よく気が付いているとほめられる」は（U（28,161）＝1569，p＝.01），「行動へのほめ」2 因子ともに 0.30 以上の因子負荷を示し，「看護

得点は 2 群間に有意差は認められなかった（U165

ほめられた経験が看護学生の学習動機づけに及ぼす影響

Table 2

ほめられた経験尺度の因子分析結果（最尤法・Promax 回転）
項目

Ⅰ．個人へのほめ（α＝.93）
期待していたとほめられる才能があるとほめられる「さすが○○さんだ」とほめられる優秀であるとほめられる
今後が楽しみだとほめられる能力があるとほめられる「さすが○○の学生だ」とほめられる
やれば出来ると思っていたとほめられる
看護師に向いているとほめられる「あなたなら出来ると思っていた」とほめられる
Ⅱ．行動へのほめ（α＝.89）
一生懸命に取り組んでいるとほめられる
よく頑張っているとほめられる
よく勉強しているとほめられる
よく考えているとほめられるできなかったことができるようになったとほめられる
積極的に取り組んでいるとほめられる
よく理解出来ているとほめられる患者の立場になって考えているとほめられる

Table 3

M

SD

2.20
2.33
2.49
2.24
2.20
2.15
2.27
2.54
2.40
2.41
3.17
3.45
2.78
2.81
2.81
3.13
2.71
2.70

因子負荷量
Ⅰ

Ⅱ

0.91
1.03
1.08
0.98
0.94
0.90
1.04
1.08
1.07
1.11

.92
.80
.79
.78
.76
.74
.66
.64
.61
.61

-.09
-.03
.02
-.01
.00
.05
.03
.15
.07
.25

1.03
1.05
1.03
1.06
1.13
1.09
0.94
1.08

-.20
-.05
.03
.17
.10
.24
.20
.17

.91
.82
.72
.63
.63
.55
.51
.40

因子間相関
Ⅰ
Ⅱ

Ⅰ
.71

Ⅱ
-

ほめられた経験尺度と自尊感情尺度，有能感尺度間の相関と記述統計量
N＝184

個人へのほめ行動へのほめ
自尊感情
有能感

M

SD

個人へのほめ行動へのほめ

2.33
2.94
24.48
24.05

0.80
0.79
6.16
5.36

.73＊＊
.33＊＊
.47＊＊

.32＊＊
.38＊＊
＊＊

（28,161）＝2207，p＝.86）．
3．ほめられた経験尺度が看護学生の学習動機づけに及ぼす影響

p＜.01

影響を検討した結果（Table 5），「内発」得点は
個人へのほめの主効果（F（1,182）＝4.40，p＝.04）と行動へのほめの主効果（F（1,182）＝8.38，p＝.00）

まず，ほめられた経験尺度の各下位尺度得点のが認められ，個人へのほめ高群が低群よりも，行分布を確認し，各下位尺度得点の中央値（個人へ動へのほめ高群が低群よりも有意に得点は高かっのほめ：2.3，行動へのほめ：3.0）によって高群た．個人へのほめ×行動へのほめの交互作用は認と低群の 2 群に分類した．

められなかった（F（1,182）＝0.26，p＝.61）．
「取次に，ほめられた経験尺度の各下位尺度得点

り入れ」得点は行動へのほめの主効果が認められ（個人へのほめ，行動へのほめ）における 2 群（F（1,182）＝6.63，p＝.01），行動へのほめ高群（高群，低群）の 2 要因による学習動機づけへのが低群よりも有意に得点は高かった．個人へのほ

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医学教育

Table 4

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2016 年 6 月

学年によるほめられた経験尺度得点の平均値の比較
N＝189

個人へのほめ行動へのほめ

1 年生（N＝28）

2 年生（N＝64）

3 年生（N＝72）

4 年生（N＝25）

全学年
分散分析 p 値

1 年 vs 2 年以上
U 検定 p 値

2.63（0.78）
3.00（0.69）

2.32（0.83）
2.82（0.85）

2.22（0.74）
2.97（0.72）

2.31（0.86）
3.07（0.92）

.14
.52

.01＊
.86

（

Table 5）内は標準偏差，＊p＜.05

ほめられた経験尺度の得点による学習動機づけ尺度の平均値の比較
N＝186

個人ほめ低群

内発
取り入れ
外的
同一化

個人ほめ高群

二要因分散分析 p 値

行動ほめ低群（N＝70）

行動ほめ高群（N＝25）

行動ほめ低群（N＝27）

行動ほめ高群（N＝64）

個人
主効果

行動
主効果

個人×行動
交互作用

3.04（0.73）
3.39（0.58）
2.53（0.95）
4.03（0.71）

3.40（0.53）
3.64（0.46）
2.28（0.80）
4.33（0.52）

3.31（0.48）
3.28（0.60）
2.57（0.76）
4.04（0.57）

3.57（0.67）
3.50（0.53）
2.38（0.97）
4.26（0.58）

.04＊
.17
.65
.78

.00＊＊
.01＊
.14
.01＊

.61
.84
.83
.69

（

）内は標準偏差，＊p＜.05，＊＊p＜.01

めの主効果（F（1,182）＝1.93，p＝.17）および個れた．また，「行動へのほめ」因子は，学生の学

人へのほめ×行動へのほめの交互作用（F（1,182）

習行動に対する「ほめ」である「努力へのほめ」，＝0.04，p＝.84）は認められなかった．「外的」得「過程へのほめ」，「結果へのほめ」に含まれる尺点は，個人へのほめの主効果（F（1,182）＝0.21，

度項目が抽出された．「ほめ」に関する先行研究

p＝.65）および行動へのほめの主効果（F（1,182）

においては，「ほめ」の効果はほめ方に含まれる＝2.20，p＝.14），個人へのほめ×行動へのほめの原因帰属，つまり，得られた結果の原因をどこに交互作用（F（1,182）＝0.05，p＝.83）は認められ帰属するのかによって異なることが明らかにされなかった．「同一化」得点は行動へのほめの主効ている1，2，13，14，16）．なかでも，受け手個人の能力へ果が認められ（F（1,182）＝6.83，p＝.01），行動への帰属および行動への帰属のほめが受け手に及ぼのほめ高群が低群よりも有意に得点は高かった．

す影響の違いについては実証的な検証がなされて個人へのほめの主効果（F（1,182）＝0.08，p＝.78）

おり，本研究においても「個人へのほめ」因子とおよび個人へのほめ×行動へのほめの交互作用「行動へのほめ」因子の 2 因子が抽出されたこと（F（1,182）＝0.16，p＝.69）は認められなかった．

は妥当な結果と考えられる．また，ほめ尺度の対

考

察

象者の属性による差を検討した結果，2 年生以上の学年は 1 年生よりも「個人へのほめ」得点は低

1．ほめられた経験尺度の構成

かった．看護学生の学習場面に関する先行研究をほめられた経験尺度について因子分析を行った

概観すると，実習における経験に焦点を当てたも結果，「個人へのほめ」と「行動へのほめ」の 2のが多く，看護学生は主に実習において実際の行因子構造が確認された．
「個人へのほめ」因子は，動に対する評価を受けていることが分かる17，20，22，23）．

先行研究より抽出した概念枠組みのうち，受け手

そのため，1 年生よりも実習経験の多い学年の看個人に対する直接的もしくは間接的な「ほめ」で護学生はより指導者から実際の学習行動を評価さある「個人へのほめ」，「能力へのほめ」，「ほめ手れる機会が多く，学生個人に対してほめられる経の主観を含むほめ」に含まれる尺度項目が抽出さ験の割合は減少することが考えられる．以上よほめられた経験が看護学生の学習動機づけに及ぼす影響

167

り，本研究で作成したほめられた経験尺度には解功に結びつくから」といった目標への手段と認知

釈可能な因子が抽出され，対象者の基本属性によすることによって生じる動機づけを指す．これら

る差の検討においても妥当な結果が得られたと考は，行動の理由が自律的ではないため外発的動機

えられる．

づけに分類されるが，外的動機づけと比較するとほめられた経験尺度の併存的妥当性を検討した

より内的な自己決定が行われている．そのため，結果，予測と一致して，ほめられた経験は自尊感

外発的動機づけと内発的動機づけの間に位置し，情，有能感と正の相関をもつことが示された．全より内発的動機づけに近いものであるとされてい体 的 に 相 関 係 数 は r＝0.3～0.4 と や や 低 い 値 でる9，10）．したがって，本研究の結果からは，行動あったが，これは桜井28）の結果と同様に，本尺度に対してほめられた経験は看護学生のより内発的は学習場面に限定した経験を測定するものであっに近い学習動機づけを高めていることが示唆されたため，全般的な自尊感情や有能感を測定する尺た．また，外的動機づけは個人に対してほめられ度とは低い相関に留まったものと解釈できる．また経験および行動に対してほめられた経験のいずた，「個人へのほめ」因子と有能感との間には中れにおいても差は認められなかったが，行動に対程度の相関が認められたが，これは「個人へのほしてほめられた経験が多いほど得点が低いというめ」因子が個人の能力をより直接的にほめる内容

その他の動機づけとは異なる傾向が認められた．

が含まれるため，自己に能力があるという感覚でこれより，行動に対してほめられた経験は看護学

ある有能感とはやや高い相関が得られたものと考生の外発的な学習動機づけを低下させる可能性がえられた．先行研究においては，「ほめ」は自尊あることが考えられた．

感情を形成する強化子であることが示されてお「ほめ」が動機づけの先行条件となり得ること

1，
7，
8）

，本研究で作成したほめられた経験尺度もは，認知的評価理論や強化理論により説明されて同様に，このような「ほめ」の概念を測定していお り， 実 証 的 な 検 証 が な さ れ て き た1，6，15）． 児

ることが考えられた．

童・生徒を対象とした先行研究では，行動に焦点り

以上の結果より，本研究で作成したほめられたを当ててほめることにより受け手の結果に対する経験尺度は，先行研究と同様の看護学生のほめら

原因帰属が努力や課題達成までの過程に焦点化された経験の概念を測定しており，一定の妥当性をれ，課題遂行に対する内発的動機づけを高めるこもつと考えることができる．また，α＝0.9 程度とが示唆されている1，2，13，14，16）．したがって，本研と十分な内的整合性が算出されたことも踏まえる

究においても，これらの先行研究と同様に，行動と，本尺度は尺度使用に耐えうる信頼性と妥当性に対してほめられた経験は看護学生のより内発的をもつことが示されたといえるだろう．

な学習動機づけを高める可能性があることを示し

2．ほめられた経験が看護学生の学習動機づけに及ぼす影響ていると考えられた．
3．まとめと今後の課題

ほめられた経験が看護学生の学習動機づけに及本研究では，ほめられた経験が看護学生の学習ぼす影響を検討した結果，内発的動機づけは個人動機づけに及ぼす影響を検討するため，ほめられに対してほめられた経験および行動に対してほめた経験を量的に測定する尺度を作成し，作成されられた経験が多い群ほど得点は高く，取り入れ的た尺度を用いて学習動機づけへの影響を検討し動機づけと同一化的動機づけは行動に対してほめた．その結果，行動に対してほめられた経験が多られた経験が多い群ほど得点は高いことが明らか

いほど，より内発的な学習動機づけが高く，外発になった．取り入れ的動機づけとは「しておかな

的動機づけは低い傾向にあることが示された．こいと不安だから」，「周りの人に能力を示したいか

れより，ほめられた経験は看護学生の学習動機づら」といった不安の回避や他者承認の願望によっけに有用であり，より質の高い学習行動を維持すて生じる動機づけを指し，同一化的動機づけとはる内発的動機づけを高めるためには，学生の実際「将来いろいろなことに役立つから」，「将来の成の行動に焦点を当てて評価する必要性があること

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医学教育

第 47 巻・第 3 号が示唆された．

告2016 年 6 月

示

これまで，教育活動における「ほめること」の本論文の作成にあたりご指導・ご助言いただき

有用性は，主に幼児期から学童期の児童・生徒をました，小田慈先生（岡山大学），斎藤信也先生

対象に検証が行われてきた．しかし，看護学生に（岡山大学），日髙幸亮先生（香川県スクールカ

おける有用性は十分に検討されておらず，「ほめ」

ウンセラー），調査にご協力いただきました学校

は有効な教授方法として指導者に受容されていなの先生方，学生の皆様に心より感謝申し上げます．

い様子が窺われていた．このような中，本研究では，児童・生徒と同様に，「ほめること」が看護学生においても学習動機づけに有用である可能性を示唆することができたといえる．今後，実際の教育場面において介入研究を行うなど，「ほめ」の効果をさらに実証的に検討していく必要がある．
本研究の課題としては，以下の点が挙げられる．まず，尺度の信頼性および妥当性の問題である．本研究では，先行研究における「ほめ」の概念を検討して尺度項目を作成し，因子分析および信頼性分析により因子妥当性と内的一貫性を確認し，既存の尺度との関連を検討することにより併存的妥当性を確認した．しかし，作成された尺度には，項目どうしに類似したものが存在し，先行研究より抽出した「ほめ」の各概念を的確に反映しているとは言い難い．今後，尺度項目を再検討し，さらに慎重に尺度の信頼性と妥当性を検討する必要性がある．
次に，「ほめ」の効果の検討方法の問題がある．
本研究では，「学校および病院での授業や実習での経験について」という教示のもと，学習場面におけるほめられた経験を測定した．しかし，「ほめ」の認知や効果は受け手を取りまく要因によって異なることが指摘されており1，2），授業や実習においても様々な状況や，ほめ手が学校の教員であるか現場の看護師であるか等によってほめられる経験が学生に及ぼす影響も異なることが考えられる．したがって，今後は，より多面的かつ具体的な場面における「ほめ」の内容やその効果の検討を行う必要性があると考えられる．
また，本研究で行った調査が限られた地域の国
公立大学に在籍する看護学生を対象としたものであった点や，本研究で作成した尺度における評定法が 5 段階であった点が尺度の構成に与える影響についても，今後さらに検討していく必要があると思われる．

文献1）青木直子．ほめることに関する心理学的研究の概観．名古屋大学大学院教育発達科学研究科紀要 心理発達科学 2005: 52: 123︲133.
2）高崎文子．ほめの効果研究のモデルについての一考察．熊本大学教育学部紀要 2013: 62: 129︲135.
3）井上智子，雄西智恵美，武田祐子，佐藤禮子．
看護臨床実習指導における「ほめる」ことの学
習効果．日本看護学教育学会誌 1995: （5 1）:9︲14.
4）桜井美貴，田端五月．臨床実習における学生の学習意欲向上に関する研究―「ほめる指導」の認識と実態―．日本看護学会論文集 看護教育
1998: 29: 65︲67.
5）渋谷美香．現場の教育力がプリセプターシップを変える―事例で学ぶ方法と理論―．看護学雑誌 2005: 69（11）: 1167︲1173.
6）桜井茂男．内発的動機づけに及ぼす言語的報酬と物質的報酬の影響の比較．教育心理学研究
1984: 32（4）:286︲295.
7）Felson RB, Zielinski MA. Childrenʼs Self-Esteem
and Parental Support. Journal of Marriage andFamily 1989: 51（3）:727︲735.
8）古市裕一，柴田雄介．教師の賞賛が小学生の自尊感情と学校適応に及ぼす影響．岡山大学大学
院教育学研究科研究集録 2013: 154: 25︲31.
9）速水敏彦．内発と外発の間に位置する動機づ
け．心理学評論 1995: 38（2）:171︲193.
10）速水敏彦，加藤昌弘．外発的動機づけと内発的動機づけの間．日本教育心理学会総会発表論文
集 1994: 36: 362.
11）青木直子．小学校 1～3 年生の自然場面におけるほめられた経験のとらえ方 : ほめられた場面に存在する要因とその働き．発達心理学研究 2013:23（3）: 320︲330.
12）青木直子．ほめられた経験によって動機づけが高まる理由―小学校低学年における発達差の検討 ―． 藤 女 子 大 学 人 間 生 活 学 部 紀 要 2014: 51:
39︲48.
13）Kamins ML, Dweck CS. Person versus process
praise and criticism: Implications for contingent
self-worth and coping. Developmental Psycholo-ほめられた経験が看護学生の学習動機づけに及ぼす影響

gy 1999: 35: 835︲847.
14）Koestner R, Zuckerman M, Koestner J. Praise,
involement, and intrinsic motivation. Journal of
Personality and Social Psychology 1987: 53:
383︲390.
15）桜井茂男．質問紙法による児童の内発的動機づけに及ぼす言語的報酬と物質的報酬の効果の比較．実験社会心理学研究 1989: 29（2）:153︲159.
16）高崎文子．言語的フィードバックが達成動機づけに与える影響 小学生における発達的検討．
ヒューマンサイエンスリサーチ 2001: 10: 121︲
132.
17）橋本実里，川島美佐子．看護学生が“意欲が向上した”と認知した指導者と教員の実習指導．
足利短期大学研究紀要 2014: 34: 27︲33.
18）黒田裕子，合田友美，小藪智子，新見明子．教員による臨地実習指導に対する看護学生の受け止め方．川崎医療短期大学紀要 2010: 30: 23︲27.
19）桝本朋子，田邉美津子，中西啓子．臨地実習中の看護学生への支援内容の検討―実習中の学習と指導の調査から―．川崎医療短期大学紀要
2013: 33: 9︲15.
20）西久保秀子，町田秀子．教員および実習指導者
による実習指導時の言葉の分析―学生に与える
プラスの影響，マイナスの影響―．日本看護学会論文集．看護教育 2003: 34: 195︲197.
21）白木智子，進藤美樹，田村美子，田村紀子，中柳美恵子．看護学生が臨床指導者から受ける肯
定 的 ケ ア リ ン グ 体 験． 看 護 展 望 2005: 30（3）:394︲399.
22）山田知子，堀井直子，近藤暁子，渋谷菜穂子，
大橋幸美，上田ゆみこ・他．看護学生の認知す

169

る臨地実習での効果的・非効果的な指導者の関
わり．生命健康科学研究所紀要 2010: 7: 13︲23.
23）山口幸恵，櫻井敬子，菅沼澄江，田上由利子，
藤原美津子，安木清美．臨地実習で学生が認識するほめられた場面とその後の変化―学生と実
習指導者との関わり―．医療 2003: 57: 238.
24）横山真由美，増田信代，渡辺眞利子，羽生ヒデ子．臨地実習における看護学生の困った体験とその対処方法―臨地実習指導者と教員に対する感情に焦点を当てて―．日本看護学会論文集 看
護教育 2002: 33: 18︲23.
25）Markus HR, Kitayama S. Culuture and the self:
Implications for cognition, emotion, and motivaion. Psychological Review 1991: 98: 224︲253.
26）山浦一保，堀下智子，金山 正樹．上司のポジ
ティブフィードバックが機能しないとき．心理学研究 2013: 83（6）:517︲525.
27）高橋昌子．看護教員が臨地実習での学生の行動に対して肯定的に表現する「ほめる行動」に及ぼす影響．神奈川県立保健福祉大学実践教育セ
ンター看護教育研究集録 2011: 36: 56︲63.
28）桜井茂男．子どもの動機づけに及ぼす教師の激励の効果．心理学研究 1991: 62（1）: 31︲38.
29）桜井茂男．ローゼンバーグ自尊感情尺度日本語版の検討．筑波大学発達臨床心理学研究 2000:
12: 65︲71.
30）桜井茂男．自己決定とコンピテンスに関する大学生用尺度の試み．奈良教育大学教育研究所紀要 1993: 29: 203︲208.
31）岡田涼，中森素之．動機づけスタイルが課題への興味に及ぼす影響―自己決定理論の枠組みから―．教育心理学研究 2006: 54: 1︲11.