Japanese Journal of Applied Psychology
2019, Vol. 45, No. 2, 105-114

原 著

中学生のレジリエンスと適応との関連モデルの検討―対人関係に注目して―
清 水 美 恵＊・相 良 順 子＊＊

Examination of Model for Association of Resilience and Adaptationin Junior High School Students: Focusing on Interpersonal Relationships
Yoshie SHIMIZU＊ and Junko SAGARA＊＊

This study investigated a model in which internal working models of junior high school students are
directly linked to their resilience while at the same time relationships with family members and teachers
have mediating effects on the resilience of the students. Furthermore, resilience was assumed to be influenced by academic competence and sense of life satisfaction. The results of covariance structure
analyses confirmed the validity of the model. Differences relating to grade level in school and genderwere also examined by simultaneous analysis of multiple populations. The results revealed that positive
relationships of junior high school students increase their resilience, which in turn mediates the promotion of life satisfaction and academic competence.
key words: resilience, internal working models, family members, teachers, junior high school students

問題と目的いて，仲間との葛藤やいじめなどの対人文脈におけるストレッサーは，学業不振などの非対人領域のス

思春期は，人生の中でも心理的な面での動揺が大トレッサーよりも抑うつとの関連が強いことを示し

きい時期である。この時期は，第二次性徴の発現によている。このように，思春期では，いじめなど友人関る戸惑いや親からの独立に戸惑う孤独感により友人係によるストレスを受けやすく，ストレスフルな経を強く希求する時期であり（西平，1990），悩みや考験にさらされやすいことが考えられる。しかし，子どえを語り合えるといった友人関係が重要である。しもはストレスフルな状況下におかれて一時的に不適かし一方で，その友人関係はストレッサーとしても応な心理状態に陥っても，自身でそれをうまく乗り機能し（岡安・嶋田・丹羽・森・矢冨，1992），思春越えることが必要である。その逆境を乗り越えると期の適応や精神的健康に影響する（岡田，2008）。たきに必要とされる要因の一つにレジリエンスがあと え ば，Rudolph, Hammen, Burge, Lindberg, Her-る。

zberg, ＆ Daley（2000）は，8 歳〜18 歳の子どもにお＊レジリエンスとは，困難な環境にもかかわらずう

聖徳大学児童学研究科児童学専攻
Major in Child Studies, Seitoku University Graduate School, 550 Iwase, Matsudo-shi, Chiba 271-8555, Japan＊＊

聖徳大学児童学部
Department of child studies, Seitoku University, 550 Iwase, Matsudi-shi, Chiba 271-8555, Japan（ 106 ）応用心理学研究

Vol. 45, No. 2

まく適応する過程・能力・結果と定義され（Masten,（Dykas ＆ Cassidy, 2011）によって，人との相互作用

Best, ＆ Garmezy, 1990），子どもの心理的健康を前におけるさまざまな側面に作用し，困難を乗り越え向きに捉える概念である。子どもが適応を維持してる能力を高めると考えられる。ゆえに，中学生の内在いくために，子どものレジリエンスを高める支援が化された IWM は，レジリエンスを高める重要な内重要である。中学生のレジリエンスに効果をもつ要的要因といえる。これまでの研究から，安定的な因について検討した研究では，たとえば，レジリエン

IWM が形成されれば，逆境に遭遇したとしてもレスはパーソナリティと関連があること（石毛・無藤，

ジリエンスを高めることができると推測される。

2006）や，レジリエンスとソーシャル・サポートとの

近年，IWM の変化に着目した研究が報告されて間に正の相関があることが示されている（石毛・無いる。粕谷（2016）は，9 ヶ月間の縦断研究において，

藤，2005）。また，中村・内田（2007）は，他者への調査された中学生のうち 38％ の生徒の IWM は，不愛着がレジリエンスに影響を及ぼすことを報告して安定型や回避型から安定型へ変化することや，安定いる。これらの研究は，個人の気質という個人要因や型から不安定型や回避型へ変化することを明らかにソーシャル・サポートといった環境要因が個別に検している。三原（1999）によると，過去に不安定な討されている。

IWM が形成されても，新たなアタッチメント対象

しかし，近年，レジリエンスの促進に個人要因と環との相互作用を積み重ねることができれば安定した境要因との相互作用が重要であるとの指摘がある

表象モデルが形成されるという。また，小学生や中学（e.g., Luthar, Cicchetti, ＆ Becker, 2000； Masten,

生はすでに IWM が形成されており，その IWM が2001）。そこで，本研究では，個人要因と環境要因の一般的な対人関係全体に表出されると考えられてい両者がレジリエンスにどのように影響を及ぼすか包る（﨑田・髙坂，2018）。これらの知見から，中学生

括的に検討を行う。

の内在化された IWM が基本的対人関係を捉える枠

レジリエンスは，子どものもつ特性と家族や地域組みとなることが推測される。

社会との相互作用により高められる（Masten, 2001）

さらに，家族や教師との関係は，レジリエンスが作という知見を踏まえると，レジリエンスを高めるた用するための防御要因として重要であると指摘されめに，特に，対人関係は重要であるといえる。中学生ている（Masten ＆ Barnes , 2018）。本研究ではこの期の対人関係は，親からの離脱が始まり，親以外の大点にも着目し，家族関係と教師関係がレジリエンス

人や友人との関係が拡大していく一方で，親からのにどのように影響を及ぼすか検討する。

守りを依然として必要とするなど，さまざまな対人まず，家族関係とレジリエンスとの関連について関係の影響性が絡み合っている。このことを考慮す述べる。思春期にある中学生は，親からの離脱や依存ると，発達途上にある中学生の対人関係に着目する性の払拭に重点を置いているものの，根底には親に必要がある。そこで，本研究では，対人関係に関連す

見捨てられることへの恐れがある（西平，1990）。そる個人要因として内的作業モデル（Internal Work-のため，子どもが親に受容されていると思えるよう

ing Models；以下 IWM と表記）を，環境要因としてな家族の配慮が必要といえよう。子どもにとっての家族関係と教師関係を取り上げる。

良好な家族関係とは，子どもが家族の中で自分の存

まず，中学生の内在化された IWM とレジリエン

在が認められていると感じたり，安心できると感じスとの関連について述べる。IWM は，自己と愛着対られる関係である。このような家族関係を捉えた尺象との相互的な関係性において発達過程の中で形成度に家族自己有用感尺度（石本，2010）がある。家族された心的表象であり（Bowlby, 1973），対人関係に

自己有用感とは，家族との関係に対して，自分は役に関するスキー マ と し て 内 在 化 さ れ た 概 念 で あ る

立っていると感じる感覚である（石本，2010）。子ど（Krakauer, 2014）。

もは，自分が役に立っていると思えることで，子ども

IWM は，外界の情報を取り入れ，解釈し，行動ににとって家庭が心地よい空間になり，安心できる家

移すといった情報処理を導く機能がある（Bowlby,

族との関係を保つことができる。そのような家族関

1980）。このことから，内在化された IWM が安定し係がレジリエンスに影響を及ぼすことが推測された も の で あ る と，対 人 関 係 に お け る 情 報 処 理る。実際，三沢・長山・松田・石山（2015）は，家族

清水・相良：中学生のレジリエンスと適応との関連モデルの検討―対人関係に注目して―㻵㼃㻹䝺䝆䝸䜶䞁䝇

（ 107 ）

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ᩍᖌ㛵ಀ
Figure 1

仮説モデル

有用感尺度（石本，2010）を用いて，中学 2 年生の家していく力 と位置づけている。そのため，適応を含族有用感がレジリエンスに関連することを明らかにめた包括的なレジリエンス関連モデルを検証する必している。三沢他（2015）の研究では，中学 2 年生だ

要がある。本研究における適応とは，子どもの生活にけを対象に調査しているので，学年差は明らかにさおいて，適応的な心理的健康を維持することを指す。

れていない。しかし，中学生の親への信頼感は学年ご

本研究では，適応として，生活充実感（高橋・竹嶋・とに異なることが明らかにされている（中井，2013）

青木，2013）と学業コンピテンス（桜井，1983）を取ことから，中学生の家族関係とレジリエンスとの関り上げる。

連においても学年差があると推測される。よって，発高橋・竹嶋・青木（2013）は，レジリエンスの類似

達的な観点から，家族関係とレジリエンスとの関連要因として生きる力を位置づけ，生きる力と生活充を検討する必要があると考える。

実感との間に正の関連を示している。このことから，

次に，レジリエンスが作用するための要因として，

レジリエンスは生活充実感に影響を及ぼすと考えら

家族関係以外では健全な学校環境がある。中学生のれる。また，学業コンピテンスとレジリエンスとの関学校環境における重要な人物との関係として，教師連においては，Xi, Zuo, ＆ Sang（2011）は，児童期との関係が挙げられよう。それは，唯の教師関係ではの子どもを対象に，レジリエントな子どもはそうでなく，子どもの教師への信頼感が必要である。そもそない子どもより，学習に対する認知されたコンピテも信頼感とは，自分自身や他人を安心して信じ，頼る

ンス（Harter, 1982）が高いことを示している。学業

気持ちである（天貝，2001）。また，教師への信頼感

コンピテンスとは，学習に対する認知された有能さとは，教師との関係に対する自信や安心感であり（中（桜井，1983）を指し，中学生のレジリエンスと学業

井・庄司，2006），中学生の教師に対する信頼感が適コンピテンスは関連を示すと推測できる。よって，本応感に影響することが報告されている（中井・庄司，

研究では，レジリエンスは生活充実感や学業コンピ

2008）。このことから，教師への信頼感が，レジリエ

テンスにどのように影響を及ぼすか検討する。

ンスを高めると推測できる。そこで本研究は，レジリ以上のことから，本研究では，IWM がレジリエン

エンスとの関連要因に，教師関係として教師への信スに直接関連することに加え，家族関係や教師関係

頼感を取り上げる。これらの知見から，たとえ，中学を媒介してレジリエンスと間接的に関連し，さらに，

生のすでに内在化された IWM が不安定であってレジリエンスは生活充実感と学業コンピテンスに関も，子どもの重要な人物である親や教師との関係性

連するという仮説モデル（Figure 1）を作成した。

において情緒の安定が可能となれば，レジリエンス

Figure 1 の仮説モデルを検証することが本研究の第が高められることが推測される。

1 の目的である。

以上，中学生の対人関係に注目し，IWM，家族関

な お，レ ジ リ エ ン ス を 扱 っ た 研 究 と し て，係，教師関係とレジリエンスとの関連を検討する必Rodriguez-Fernandez, Ramos-Daz, ＆ Fernandez-

要性について説明してきた。さらに，本研究は，レジ

Zabala（2016）の研究がある。Rodriguez-Fernandez

リエンスを 子どもが心理的不健康になっても，自身

et al.
（2016）は，思春期の子どもの自己概念を介したでそれを乗り越えて心理的健康を保ち，適応を維持

ソーシャル・サポートとレジリエンスとの関連を検（ 108 ）応用心理学研究

Vol. 45, No. 2

討しているので，レジリエンスへの効果は，ソーシャ

認（H27 U057）を得ている。

ル・サポートによるものか，あるいは自己概念によ調査内容るものかが不明瞭である。そのため，子どもの健康を

レジリエンス尺度

石毛・無藤（2006）のレジリエ支える介入が難しくなるといえる。したがって，本研

ンス尺度を用いた。この尺度は，問題解決への意欲や究のように，レジリエンスに関連する要因を含めた他者に内面の共有を求める傾向や物事をポジティブ

Figure 1 の包括的なモデルを検証することは，中学に考える傾向を測定する尺度で，「意欲的活動性」「内生の良好な対人関係形成を支え，心理的健康の維持，面共有性」「楽観性」の 3 下位尺度 19 項目で構成されさらに適応に結びつけるための支援の手がかりになて い る。回 答 は，
「1．い い え」〜「4．は い」の 4ると考える。

件法で求めた。

本研究の第 2 の目的は，レジリエンスとその関連

IWM 尺度粕谷・河村（2005）の中学生用 IWM

要因について学年や性別による違いを検討すること

尺度を使用した。この尺度は，「安定」「不安/アンビバである。石毛・無藤（2005）は，レジリエンスの関係

レント」「回避」の 3 下位尺度 17 項目で構成されてい志向性得点および楽観性得点は性差があることを示る。
「安心」（項目例：私は，はじめて会った人とでもしている。また，加藤・太田・松下・三井（2014）は，

うまくやっていける自信がある），「不安/アンビバレ

中学生の親子関係や教師関係における発達的変化をント」（項目例：友だちが私を好いてくれていないの検討し，親や教師との関係の良さが 1 年生から 2 年ではないかと思うことがある，「回避」（項目例：私生の時期に低下する傾向にあることを示している。

は，親しくされると居心地の悪さを感じることがあ

これらのことから，中学生の IWM，家族関係，教師る）。回答は，「1．いいえ」〜「4．はい」の 4 件法で関係とレジリエンスとの関連においても，学年や性求めた。

別により異なることが推測される。

家族関係

石本（2010）の家族自己有用感尺度の項

そこで，本研究では，中学生の学年や性別で Fig-

目から，中学生は家族に必要とされているや関心を

ure 1 のモデル内のパス係数に違いが見られるか検もたれていると感じることを表した「家族に関心を討する。その結果として，中学生の心理的健康を支え持たれている」「家族に必要とされている」「家族に自るためのより具体的な関わりのヒントが見つかる可分の存在を認められている」の 3 項目に，子どもが信能性が高い。以上を踏まえて，中学生のレジリエンス

頼する家族関係として，子どもと家族とのコミュニとその関連要因を検討するために Figure 1 の仮説

ケーションは重要と捉え，松浦・竹下（2008）の中学

モデルを設定し，多母集団同時分析を行う。

生の心理的健康と有意な関連が示された「困ったこ

方

法

調査対象

とは家族に相談しない」の 1 項目とその反対の表現として「家族と対話をする」を追加し 5 項目を用いた。回答は，「1．いいえ」〜「4．はい」の 4 件法で公立中学校 1 校の 1 年生〜3 年生 541 名（1 年生男求めた。尺度の信頼性は十分な内的整合性を有して子 100 名，女 子 82 名，2 年 生 男 子 81 名，女 子 91

いるとはいえない（α=.64）が，主成分分析の結果，名，3 年生男子 96 名，女子 91 名）を対象とした。調1 成分（固有値= 2.84，累積寄与率= 56.81%）である

査は，2016 年 4 月中旬〜5 月初旬に実施した。

ことが示された。

手続きと倫理的配慮

教師関係

中井・庄司（2006）が作成した教師に対調査は質問紙を用い，クラス担任教師による一斉する信頼感尺度の下位尺度である「安心感」から，本方式で実施された。調査の実施にあたり，学校長より

研究は，質問紙全体の項目数から中学生が回答に適了解を得た後，研究の目的，方法，学習評価等の不利応できる項目数を考慮し，項目の表現に類似性があ

益な対応は受けないこと，回答は任意であり，得られると判断した項目を除き，「先生と話していると困難

たデータは統計的に処理し，回答が特定されることなことに立ち向かう勇気が湧いてくる」「私が不安ながないことを学級担任により口頭および文書で提示とき，先生に話を聞いてもらうと安心する」「先生にしてもらい，対象生徒の回答をもって調査協力を得ならいつでも相談できると感じる」「私が悩んでいる

たものとした。本研究は，聖徳大学の倫理委員会の承とき，先生が私を支えてくれていると感じる」「先生

1＞2，3
1，2＜3 男子＜女子
1＜2，3
1＞3 男子＜女子
1＞2，3
1＞2，3 2＞3
1＞2，3の 5 項目を用いた。回答は，「1．いいえ」〜「4．はい」の 4 件法で求めた。
学業コンピテンス尺度

作成している。この尺度は，Cognitive Competence，Competence の 4 領域で構成されている。本研究は，
学業コンピテンスを測定するため，Cognitive Competence 7 項目を用いた。回答方法は，「1．いいえ」〜「4．はい」の 4 件法である。
生活充実感尺度

生活がすごく楽しいと感じるな

ど，生活に対する満足感や肯定的意識を表す項目で，
高橋・竹嶋・青木（2013）の生活充実感尺度の 9 項目

多重比較は Bonferroni 法による。
p＜ .05

た。

.40
.39
.30
.28
.37
.55
.43
12.90
11.73
7.58
13.87
8.62
23.87
12.64
.42
.42
.31
.30
.40
.58
.46

件法で求めた。
本研究は，まず，仮説モデルを検証するために共分
デルの検証と比較を行うために多母集団同時分析を行った。なお，適合度指標として GFI，AGFI，CFI，
RMSEA，AIC を用いた。GFI，AGFI，CFI の値の上限は 1.0，RMSEA の値は 0.0 に近いほど適合度が良く，AIC の値は小さいほど乖離度の小さいよいモデルであると判断される（豊田，2005）。AIC は複数のモデルにおいて最良のモデルを選択するときに用いる（田部井，2011）ので共分散構造分析では除外しさらに，モデルの修正では，因子間相関は両者にだ

p＜ .01＊＊）内は人数を表す。＊＊＊p＜ .001
注．（

.42
.41
.31
.30
.39
.58
.45
13.59
11.67
6.83
14.76
10.87
26.05
15.41
.38
.37
.28
.27
.36
.52
.41
14.57
9.07
6.35
13.74
11.00
26.48
15.10

.56
.37
.21
29.01
13.63
6.32
29.26
12.17
6.63

.51
.33
.19

＊

13.22
9.92
7.18
13.29
8.92
25.20
13.72

26.12
10.81
5.94
.53
.35
.20
26.88
13.34
6.18
.56
.37
.21
26.38
11.25
5.98

12.63
11.31
7.87
12.76
9.33
23.10
12.95

散構造分析を行い，次に，学年と各学年の性によるモ

.52
.34
.19

.40
.39
.30
.28
.37
.55
.43

を用いた。回答は，「1．いいえ」〜「4．はい」の 4

12.16
12.54
7.34
13.67
9.28
22.92
12.05

n.s.
34.95＊＊＊
n.s.
13.01＊＊＊
n.s.
n.s.
n.s.

n.s.
n.s.
n.s.
n.s.
n.s.
n.s.
n.s.

Physical Competence，Social Competence，General

.39
.38
.29
.27
.36
.53
.42

9.02＊＊＊
8.61＊＊＊
6.49＊＊
6.96＊＊＊
17.73＊＊＊
17.70＊＊＊
22.48＊＊＊

桜井（1983）は，Harter（1979）の認知されたコンピテンス尺度の日本語版を

.53
.35
.20

n.s.
56.27＊＊＊
n.s.

n.s.
n.s.
n.s.

は私の立場で気持ちを理解してくれていると思う」

26.55
13.71
5.86

16.79＊＊＊
n.s.
4.53＊

（ 109 ）

分析の手続きレジリエンス
意欲的活動性
内面共有性
楽観性
IWM
安定
不安/アンビバレント
回避
家族関係
教師関係
生活充実感
学業コンピテンス

性別
F値
学年
F値
女子（91）MSD
男子（96）MSD
女子（91）MSD
男子（81）
MSD
女子（82）MSD
男子（100）MSD

3 年生（187）
2 年生（172）1 年生（182）

Table 1

各尺度得点における学年と性別の 2 要因分散分析結果（n＝541）

F値

交互
作用

多重比較

1＞2，3
男子＜女子
1＞3

清水・相良：中学生のレジリエンスと適応との関連モデルの検討―対人関係に注目して―け影響する共通要因があると推測され，両者の誤差
変数間に共分散を仮定した（豊田，2004）。判断基準
は，各変数間の相関係数 r ＞.40 とした。
「家族関係」と「教師関係」との間には対人関係を捉えるものとして共通性があることを考慮した。分 析 に は SPSS
Ver. 22.0 と Amos Ver.22.0 を用いた。
結果

仮説モデルの検証
Figure 1 に示した仮説モデルにおける，各変数の基本統計量（Table 2 を参照）と学年差と性差を算出した（Table 1）。学年と性を要因とする 2 要因分散分析を行った結果，学年では，レジリエンスの「内面共有性」以外の各尺度得点は学年で違いがあることが（ 110 ）応用心理学研究

Vol. 45, No. 2

.64
.92
.88
.85

.82
.84
.80

.87
.83
.77

α

示された。性では，レジリエンスの「内面共有性」，
IWM の「不安/アンビバレント」，「家族関係」の得
次に， 各尺度間の相関係数を算出した（Table 2）。

2.74
3.67
5.40
4.25

3.89
3.86
2.85

5.19
3.50
1.88

SD

点は女子が男子より有意に高く示された。
分析の結果，仮説モデルで推定した各変数のほとん

13.66
9.68
24.59
13.63

13.19
11.02
7.19

27.38
12.47
6.16

平均値

どに有意な係数が確認された。そこで，仮説モデルについて共分散構造分析を行った。分析の結果，関連モ
デルにおける各適合度の指標（GFI = .91, AGFI =−10.85, CFI = .81, RMSEA = .12）は，十分な値といえなかった。モデルの修正では，Table 2 で示された相関適合度が高くなる時点まで分析を繰り返した。
「家族関係」と「教師関係」との間の相関係数は r =.35 で

8

−
.41＊＊
.30＊＊

あったが，両者は対人関係を捉えるものとして共通性があることを考慮した。最終的には，「安定」と（e4 と e6），「意欲的活動性」と「学業コンピテンス」（e4 と e8），「楽観性」と「生活充実感」（e6 と e7），

− .12＊＊− .11＊＊− .32＊＊− .10＊「家族関係」と「教師関係」（e9 と e10）のそれぞれの誤差変数間に共分散を仮定し検証を行った。その結果，RMSEA の値はグレーゾーンの範囲であったが，− .21＊＊− .17＊＊− .45＊＊− .19＊＊

モデルの適合度は，GFI = .95, AGFI = .90, CFI = .90,
RMSEA = .09 で 概 ね 許 容 で き る 結 果 が 得 ら れ た（Figure 2）。このことから，IWM がレジリエンスと

.26＊＊
.23＊＊
.45＊＊
.20＊＊
.27＊＊
.24＊＊
.23＊＊
.12＊＊
.32＊＊
.30＊＊
.35＊＊
.43＊＊

.25＊＊
.20＊＊
.48＊＊
.31＊＊

.47＊＊
− .30＊＊− .15＊＊

直接関連するとともに，家族関係や教師関係を媒介
レジリエンスはしてレジリエンスと関連し，さらに，生活充実感と学業コンピテンスに関連するというレジリエンス関連モデルの妥当性が示された。
仮説モデルの学年および性別による多母集団同時分析
仮説モデルを基に学年と各学年の性による多母集団同時分析を行った。各分析において，1 年生，2
年生，3 年生および男女の母集団に対し，学年と性の群間の等質性を検討する配置不変を設定した。パラ
メータ値が有意であった学年モデルと性別モデルに＊

p＜ .01， p＜ .05

対しては，等値制約を課し，制約を課したモデルと制＊＊7．家族関係
8．教師関係
9．生活充実感
10．学業コンピテンス

−
.25＊＊

−

.23＊＊
.04
− .22＊＊

1

2

3

4

−
− .30＊＊− .17＊＊

5

−
.35＊＊

−

6

7

−
.35＊＊
.46＊＊
.36＊＊

「楽観性」
（e1 と e6），「意欲的活動性」と「楽観性」

レジリエンス
1．意欲的活動性−
2．内面共有性
.29＊＊
3．楽観性
.46＊＊
IWM
4．安定
.39＊＊
5．不安/アンビバレント − .15＊＊
6．回避− .16＊＊

Table 2

各尺度の相関係数と平均値，標準偏差（n＝541）

9

−
.35＊＊

係数 r ＞.40 を基準に誤差変数間に共分散を仮定し約を課さないモデルの比較を行った。その結果，
制約を課したモデルの適合度は（学年： GFI = .92,
AGFI = .86, CFI = .92, RMSEA = .05, AIC = 379.08）（性 別： GFI = .93, AGFI = .87, CFI = .91, RMSEA =.06, AIC = 281.20）であり，制約を課さないモデルの
適 合 度 は（学 年： GFI = .93, AGFI = .87, CFI = .90,
RMSEA = . 05, AIC = 366.81 ）（ 性別： GFI = . 94,

清水・相良：中学生のレジリエンスと適応との関連モデルの検討―対人関係に注目して―（ 111 ）

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Figure 2

レジリエンス関連モデルの共分散構造分析の結果

AGFI = . 89, CFI = . 91, RMSEA = . 06, AIC =て IWM，家族関係，教師関係に注目し，IWM はレ

276.98）であった。GFI, AGFI, RMSEA の値では差がジリエンスに及ぼす直接的な影響に加え，家族関係

ほとんどみられなかったが，制約を課さないモデル

や教師関係を介した間接的な影響を及ぼすとともの方が AIC の値が低く，いずれの適合度指標でも十に，さらにレジリエンスは生活充実感と学業コンピ

分な値が得られたため，このモデルを採用した。学年

テンスに影響を及ぼすというレジリエンス関連モデ

および性別におけるモデルの結果を Figure 3 に示ルを検証した。その結果，すべてのパスにおいて一貫す。

して正の関連が示されたため，モデルは支持された

まず，学年について分析した結果，IWM から教師といえる。本研究の結果から次のことがいえる。

関係へのパス（1 年生と 2 年生は有意な正のパス，3

まず，本研究では，
レジリエンスを高めるために内年生のパス係数は有意ではない），教師関係からレジ在化された IWM，家族関係，教師関係が重要であるリエンスへのパス（3 年生は有意な正のパス，1 年生ことが示された。中学生は，発達の過程で喜びや悲しと 2 年生パス係数は有意ではない），家族関係からレみなど互いに共感しあうことで家族，教師，友人など

ジリエンスへのパス（1 年生は有意な正のパス，2

子どもを取り囲む重要な他者との間に援助を得られ

年生と 3 年生のパス係数は有意ではない）に違いがる信頼関係を形成し，その結果として，困難な状況にあることが示された。

直面しても，それを乗り越え適応することができる

次に，性別モデルを分析した結果，家族関係からレと考える。また，IWM がレジリエンスに強い影響をジリエンスへのパスは，男子は有意な正の関連を示及ぼしていた。この結果から，安定的な IWM の形成

したが，女子は有意なパス係数ではなかった。さらは，レジリエンスを高めるために重要であることがに，レジリエンスから生活充実感および学業コンピ示唆された。ゆえに，IWM が安定でない生徒に大人

テンスへのパス係数は，学年および性別のいずれもは，生徒の情緒の安定を導くよう働きかけていくこ

有意な正の関連を示した。

とが必要であると言えよう。

考察

本研究は，レジリエンスに影響を及ぼす要因とし

さらに，レジリエンスは生活充実感と学業コンピ
テンスに正の関連を示した。この結果は，RodriguezFernandez et al.（2016）によるレジリエンスが主観

（ 112 ）応用心理学研究

Vol. 45, No. 2

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Figure 3

学年および性別における関連モデルの共分散構造分析の結果的幸福に影響することを示した結果に類似するものの心理状態は不安定になりやすいことが考えられといえる。中学生は，学校環境の変化に伴い学業や対る。そのため，子どもにとってありのままでいられる

人関係などさまざまな出来事を経験する。そのよう家族との関係が重要であり，子どもは家族との絆にな状況の中で子どもが適応的な生活を維持し，学校

よって適応していくといえる。

生活の満足感や学力に対する有能感を高めるには，

1 年生の IWM から教師関係 へ の パ ス は 有 意 でレジリエンスを高めることが重要であると示唆されあった。一方，教師関係からレジリエンスへのパスはる。このような本研究で得られた結果は，中学生の心

有意でなかった。本研究は，4 月中旬から 5 月初旬に理的健康を支えるという視点において意義があると調査を実施しており，入学からそれほど時間が経過思われる。

していない状態である。このような環境移行期にあ仮説モデルの学年および性差る 1 年生の安定的な IWM は，教師との関わりに影学年および性によるモデルの差異を検討するため

響を及ぼし，その結果，1 年生は教師に期待を寄せ，に多母集団同時分析を行った。その結果，家族関係か教師に対する信頼感を高めようとするものの，このらレジリエンスへのパス係数，IWM から教師関係

時期ではまだ，教師は生徒の逆境を乗り越えるためへのパス係数，教師関係からレジリエンスへのパスの援助者という関係性が形成されにくいと推察され係数において，学年と性で有意な差が確認された。まる。よって，教師は生徒とのポジティブな相互作用をず，学年別では，家族関係からレジリエンスへのパス

積み重ねていくことが必要といえるだろう。

は，1 年生は有意な正の関連を示した。中学生は，親3 年生の場合，IWM から教師関係へのパスは有意からの分離時期であるとはいえ，1 年生はまだ親のではなかった。この点については，3 年生は教師への保護を求める時期である。特に本研究の調査時期を信頼感が 1 年生や 2 年生より低いことが報告されて考慮すると，1 年生は中学校生活をスタートさせたいる（中井・庄司，2008）ことから，心理的距離が遠ばかりである。このような環境の変化に伴い，子ども

いのかもしれない。しかし，教師関係がレジリエンス

清水・相良：中学生のレジリエンスと適応との関連モデルの検討―対人関係に注目して―（ 113 ）に影響を及ぼすという結果は，受験期にある 3 年生

関係性を保ち，発達段階や性別に応じた対応をするの場合，学業や進路相談などを機に，教師との相互的必要があることが示唆された。本研究では，中学生のな関わりが増え，それを通してレジリエンスが高め

心理的健康に関連する要因について，レジリエンス

られると考えられる。

に焦点を当ててレジリエンスの関連モデルを検討しところで，2 年生は，IWM から家族関係および教た。この結果は，中学生の心理的健康に携わる際に，師関係へのパスは有意な関連を示したが，家族関係

子ども自身のレジリエンスを高めるための重要な情および教師関係からレジリエンスへのパスは有意で報を提供したという点で意義があるものといえる。

はなかった。2 年生は，新奇性追求（e.g., どんな決

しかし，レジリエンスを高める要因は，対人関係以外

まりもなしで自分たちのしたいことをしていい時がの要因も考えられるため，レジリエンスが作用する

好き

ための要因については詳細に検討していくべきであなど）の得点が高いことが示されている（石毛・無藤，2006）。また，Table 1 において，2 年生のろう。

場合，レジリエンスの下位因子である内面共有性の最後に，本研究の限界について述べる。まず一つ得点が 1 年生より低かった。さらに，家族関係の得点

は，本研究は対象校が 1 校であったことから一般化

や教師関係の得点においても，2 年生が 1 年生よりの限界が挙げられる。学校環境や地域性などを考慮

有意に低いことが示された。2 年生は，親や教師へのし，今回の結果をより普遍的な知見として確立する

反抗といった現象が表れやすい時期であるのかもしためには，今後さらに多様で広範囲な学校のデータれない。そのことによって，家族や教師に内面的なつを用いて検討していく必要がある。二つ目は，本研究

ながりを求めて何かを成し遂げようとする傾向が低は，ある一時点のデータをもとに解析を行ったもの

められることが考えられる。中学 2 年生は他の学年であるため，時間経過による変化を考慮した因果関と比べて，他者の支援の影響が反映しにくい学年と係について言及できない。今後は，中学生の発達の連いえよう。

続的な追跡データの検討を行い，IWM や，家族や教次に，性別によるモデルを検討した結果，家族関係

師関係とレジリエンスとの因果関係を明らかにするからレジリエンスへのパスに関連の違いが確認さことで，レジリエンスを高める要因をより明確に示れ，男子は有意に正の関連を示したが，女子は有意なすことができると考える。

パス係数ではなかった。Table 1 において，家族関係

引用文献の得点は男子が女子より有意に低いことが示されている。男子の場合，家族関係の平均得点が低い中でも，よい家族関係がレジリエンスを高める要因になっているのかもしれない。思春期にある中学生の時期は，レジリエンスを高めるために家族関係が重天貝由美子 2001 信頼感の発達心理学期に至るまで思春期から老年

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訳．1981 母子関係の理論 III：対象喪失，岩崎学術出

一方，レジリエンスから生活充実感および学業コ
ンピテンスへの影響については，学年および性差がないことが確認された。このことから，中学生の適応を維持・向上させるためには，レジリエンスを高める支援が必要といえる。
以上の知見により明らかになったことは，家族関
係や教師関係を媒介した IWM とレジリエンスとの関連において，学年および性差が示されたことであ版社）.
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