教育ネットワークセンター年報, 2011, 11, 137-150（研究科長裁量経費企画研究報告論文）

子どもの自己決定に対する子ども自身と保護者の評価― 日本と韓国における実態調査（１）―神谷 哲司・加藤 道代・若島 孔文・田中 真理
東北大学大学院教育学研究科

要約
本研究は，子どもの自己決定行動について，日本と韓国の実態を調査することを目的とした。小学 4，6 年生，中学 2 年生を対象に質問紙調査を実施し，日本で子ども 649 名，
保護者 683 名，韓国で子ども 756 名，保護者 596 名を分析の対象とした。自己決定行動については，因子分析の結果，保護者で活動内容，生活習慣，時間管理，稀有な事態，進路選択の 5 因子に，子どもで時間管理，稀有な事態，進路選択，遊びの 4 因子が抽出された。
分散分析の結果，日本の保護者では，中学生になるにつれて子どもの自己決定が多くなる
ように認識しているが，韓国の保護者では中学 2 年の時点で子ども自身の自己裁量を低くみていたこと，さらに子どもについては，日本では保護者同様，子どもも学年が上がるに従い自己決定の頻度は高くなるが，韓国ではそれほど増加していなかったことが明らかとなった。
キーワード：自己決定

子ども

保護者

日本

韓国

問題と目的
自己決定とは，人間の基本的欲求のひとつであり，それを疎外することは精神的健康のみならず，身体的健康にまで影響を及ぼすものであると考えられている（Deci,1980）。その定義は，Deci & Ryan（1985）によると「選択の経験，すなわち内的因果律の感覚(自分自身が行動を始発している感覚)を含む人間の機能の特質」であるとされている。すなわ
ち，自己決定とは選択を経験することであると言えるのだが，山地（1988）によると，そこにおける「経験」とは，単なる認知的なものとして扱われるものではなく，「当該行為に関して人が自由の感覚をもち，直感的にせよ意識的にせよそれ以外の選択肢も真剣に考慮することができている場合」を指すものであり，さらに有能さをも包含するものであるとされている（山地,1988）。自己決定が個人の精神的健康や身体的健康に影響を及ぼすことについては，Deci et al.（1985）によって，事務機器会社において管理者の部下に対する自律支持的な傾向が，社員の会社の上層部に対する給与や保障などの満足感に関連していることが明らかになっている（山地,1988）ほか，近年，職場のメンタルヘルスで問題となっているバーンアウトについても，職場での自律性が関連していること（久保,2004）などからも支持されていると言えよう。

教育ネットワークセンター年報

第 11 号

ところで，1989 年に国連総会によって「児童の権利に関する条約」が採択されたことにも見られるように，1970 年代後半から 80 年代にかけては世界的に子どものアドボカシー（権利擁護)が着目されるようになった時期である。この流れを受け，近年，子どもの権
利や自己決定に関する実証的な研究がすすめられるようになってきている（Peterson-Badali, & Ruck,2008)。日本においても，上述の Deci（1980）の流れを汲みつつ，「子どもたちの自立や自律の立ち遅れが指摘され，いわゆる親の過保護的・過干渉的な養育態度と学校の管理主義とが批判を受けている」（新井,1996）といった社会情勢の中で，子どもの自己決定経験の積み重ねが重要であるとの視座から，自己決定に関する一連の研究が新井ほかによって組織的・精力的に行われてきている（例えば，新井, 1996; 新井, 1997;
新井, 1998;新井, 1999; 松尾・新井, 1999; 新井・澤田・楯・市原・櫻井, 2002; 新井・澤田・
楯・市原・櫻井, 2003; Choi & Arai,2003）。以下，これら先行研究の主要な結果について見てみよう。
まず，小学生の自己決定経験の実態を明らかにした調査では，朝の起床時に自分で起きるかどうか，衣類を自分で購入するか，家で自分から勉強を始めるかどうか，といった項目において自己決定が低いことが示されていた（新井,1996）。さらに，中高生を対象として，「朝の起床」「家での学習の開始」「学級の係の選出」の 3 場面に焦点化した調査では，家での学習の開始と学級の係の選出では中学・高校を通して自分で決めている割合は高く，特に家での学習の開始は学年が上がるごとに自己決定の割合が高くなる傾向が見られたが，朝の起床に関しては学年にかかわらず低いことが示されていた。また，自己決定について検討する際には，子どもがなにがしかの「選択」を行う際に，自分で決めているかど
うかという自己決定行動のみならず，個人がどの程度自己決定を意図しているのかという自己決定の意識的側面にも着目する必要があるとの指摘から（天貝・新井,2000），それぞれ，1 次元 20 項目からなる自己決定行動尺度（谷島ほか,1996）や，「自己決定志向」「他者決定選考の少なさ」「自己決定の不安の少なさ」「自己決定のマイナス感情の少なさ」「自己決定の効力感」の 5 因子からなる全 25 項目の自己決定意識尺度（佐藤ほか,1996; 新井・
佐藤,2000）を作成し，多面的に検討を重ねている。例えば，自己決定行動と自己決定意識との関連については，小中高すべての学年で，自己決定行動と自己決定意識の「自己決定志向性」「マイナス感情の少なさ」との間に中程度の相関が示されており，中でも中学生の相関係数が最も高く，自己決定行動を取る際には，中学生においては最も「自分で決めている」という意識が働くことが示唆されている。また，自己決定意識は学習意欲とも関連しており，学習意欲の下位尺度である自己目標実現的学習意欲と学年にかかわらず低い
相関がみられていたほか，賞罰的学習意欲との関連では，小 5 において低い正の相関であるものが中学生から大学生にかけて徐々に負の相関が大きくなっており，学年の上昇に伴い，自己決定意識が高いほど，「親や先生から文句を言われたくない」といった賞罰的学習態度が低くなっていくことが示唆されている（新井,1998）。

－138－子どもの自己決定に対する子ども自身と保護者の評価

さらに，新井ほか（2002）では，子どもが家庭の中で，自己決定がどの程度許されていると思っているか，あるいは自分のことに関しどの程度任されていると思うのかということについて「自己決定環境」としてとらえ，子ども自身のみならず，その保護者（親）をも対象に調査を行っている。その結果，学年が上がるにつれて子どもと保護者ともに自己決定環境得点が高くなってくこと，子どもと保護者の比較では，小中学生ともに子どもが保護者よりも自己決定が任されていると認知している項目が数多く見出されていた。また，
Choi & Arai（2003）では，自己決定行動 13 項目および自己決定意識 16 項目について，日
本と韓国の小中学生およびその保護者を対象とした調査を行っている。そこでは，自己決定行動は，家庭での学習と生活態度および消費の選択，放課後の学習と将来および友達の選択，学校生活とスタイルおよび家庭生活の選択という 3 つの側面から自己決定について検討されており，自己決定意識は，子ども，保護者ともに韓国よりも日本の方が高く，自己決定行動は女子児童・生徒とその保護者の方が男子児童・生徒とその保護者よりも高いことなどが示されていた（Choi & Arai,2003）。
本研究では，これらの先行研究の知見を踏まえながら，日韓の小中学生とその保護者を対象とした自己決定行動についてその様相を明らかにすることを目的とする。その意義として第一に，これまでの研究における質問項目を整理することが挙げられる。新井ほかの一連の研究においては，自己決定に関して，「自分でどの程度決めているか」という行動水準の認識のみならず，先述の自己決定意識や，自己決定環境（新井ほか,2002），自己決
定欲求と自己決定権意識（新井ほか,2003）といった多面的な観点から検討されているが，これらにおいて設定されている「なにについて決めるのか」という自己決定の具体的な項
目内容については必ずしも統一されていない。そこで，本研究ではこれらの先行研究の項目を整理しつつ新たに多面的な項目を設定することで，改めて子どもの自己決定行動について，その下位概念ごとに様相を明らかにしたいと考える。また，第二の意義としては，現代的な知見を得ることである。新井ほかの一連の研究が着手されたのは 1994 年であり，子どもの権利条約を日本において批准したまさにその年であった。15 年のときが経過した
現在，日本社会の諸相も，子どものあり方も変化してきている。一連の研究の中で新井自
身も，「家庭では少子化のもと手や目の行きとどいた養育と引き換えに，子どもの行動一
つ一つに対して親側の「支配」がすすみ，子どもは『他者決定』を強いられている側面が強いと考えられる」（新井,1996）と述べていたのが，新井ほか（2003）においては，「最近の子どもは，自己決定を求めるようになってきたと言われている」と述べ，自己決定に関する子どもたちの状況の変化に言及している。特に，2000 年代を通して日本は経済格差が深刻になる中で，子育て世代の所得分布が大幅に下方へシフトしてきており（内閣府,2010），以前のように「手や目の行き届いた」子育てが難しくなってきていることも現代的な背景として指摘できよう。最後に第二の意義とあわせて，日韓比較をすることを第三の意義として挙げておこう。日本と同様，韓国においても産業社会化の流れの中で核家－139－

教育ネットワークセンター年報

第 11 号族化，少子化が進行しており，今日の韓国では，「多文化的状況も含めて家族解体に対する深刻さが社会的なイシューとなっていると同時に，家族の多様性に対するニーズも高まっている複雑な状況にある」という（金,2007）。さらに，韓国では 3 歳以前から英語やスポーツなどの早期教育を受ける子どもも少なくなく（崔,2006），小学 5 年生を対象とした
韓日中米西 5 ヶ国の比較研究では，放課後に学習塾（cram school）に通う割合が，他の国々
では 2%未満であるにもかかわらず，韓国では 36.3%を占めるなど（Higgins,2009），極めて早期からの教育熱，受験熱現象が指摘され，これらが家族機能や親子関係に影響を与えることが示唆されている（金,2007）。こうした背景を踏まえて，改めて現代的な状況を踏
まえて，日韓を比較することには意義があるものと思われる。
以上より，本研究では先行研究を踏まえつつ，子どもがどの程度自己決定を行っているかについて，子ども自身，ならびに子どもの自己決定に関する親の認識も同時に尋ねることで，日本と韓国における子どもの自己決定行動に関する現代的な知見を得ることを目的とする。

方法
1．調査協力者
調査協力者は，思春期を迎え，親からの自律が進むと考えられる小学 4 年生，小学 6 年生，中学 2 年生を対象とした。分析に用いた協力者数は，日本の子どもが，小 4 で 263 名，
小 6 で 234 名，中 2 で 152 名，日本の保護者が小 4 で 263 名，小 6 で 234 名，中 2 で 186
名，韓国の子どもが，小 4 で 202 名，小 6 で 128 名，中 2 で 426 名，韓国の保護者が小 4で 202 名，小 6 で 128 名，中 2 で 266 名であった。なお，上記の子どもと保護者のうち，日本と韓国双方の小 4 と小 6 のすべて，ならびに日本の中 2 の 43 組，韓国中 2 の 266 組
が同じ家庭の保護者と子どもの組み合わせとなっているが，それ以外のデータは子どもと保護者のデータに対応はなく，今回は保護者と子どもを独立のグループとして扱うものとする。
2．質問項目日本と韓国ともに，各々小 4 用，小 6・中 2 用（以下，これら 2 種をまとめて「子ども用」とする），保護者用の 3 種類の質問紙を作成した。質問項目は大きく，子ども用では，①フェイスシート，②自己決定行動，③自己決定の満足度，④自己価値（桜井,1992）から構成され，小 6・中 2 用ではさらに⑤学習意欲（下山ほか,1983）の尺度が加えられた。
保護者版では，①フェイスシート，②子どものことで気がかりなこと（身体，遊び，進路など 10 項目），③自己決定行動，④自己決定の満足度（保護者自身の子どもの自己決定についての満足度と，保護者が類推する子ども自身の満足度の 2 項目 4 件法），⑤子どもの自己決定について思うこと（自由記述）から構成された。以下，フェイスシートと本報告で用いる自己決定行動の項目についてのみ詳説する。

－140－

子どもの自己決定に対する子ども自身と保護者の評価

フェイスシート：子ども用では，学年，性別，きょうだいの人数と回答者の出生順所について尋ねた。また，保護者用では，年齢，子どもとの続柄，子どもの数と長子・末子の年
齢，居住形態，同居人数，就業形態と時間について尋ねた。
自己決定行動：自己決定行動に関する，新井（1996）の 11 項目，谷島ほか（1996）の 20
項目（具体的な項目は，天貝・新井（2000）を参照した），「新井ほか（2002,2003）の 14
項目を参照しつつ，さらに子どもの生活世界において自己決定の場面がないか吟味しながら，心理学者 4 名が協議を繰り返した。それらの作業の中で，身体，生活，遊び，学び，進路，メディア，お金という 7 つの領域が想定されるものと考えられ，さらに項目を整理した結果，最終的に 35 項目が選定された。これら自己決定行動に関する 35 項目は，すべての質問紙において共通だが，子ども用では，「1.自分以外の人が決める～4.自分で決める」の 4 件法で，保護者用では，「1.子ども以外の人が決める～4.子どもが自分で決める」の 4
件法で回答を求めている。保護者，子どもそれぞれの各項目の基礎集計を付表とした。
3．韓国版質問紙作成の手続き作成された日本版質問紙を基に，日韓両国語を使用する韓国の研究者 1 名により，韓国語への翻訳が行われた。その際，日本においては一般的であっても韓国では一般的ではな
い項目や，両国に存在するが意味合いが異なる項目がないように，両文化的背景からみた
項目内容や表現の調整がなされた。このようにして作成された韓国版質問紙は，先の翻訳者とは異なる日韓両国語を使用する韓国の研究者 2 名により，あらためて日本語に翻訳し直すバックトランスレーションが行われた。これらの手続きを経て，最終的な日本版と韓国版の照合がなされた。
4.手続きと調査時期
質問紙の配付・回収について，日本では小学校・中学校を通じた郵送法により，韓国では留置き法により実施した。調査は、日本と韓国の両国で 2009 年 11 月～2010 年 1 月に実施された。韓国は 2010 年 9 月～10 月にも追加実施した。

結果
保護者と子どもの自己決定行動の因子分析
自己決定行動に関する 35 項目について日韓のデータ共に，子ども，保護者ごとに因子分析を行った。まず，保護者回答による自己決定行動 35 項目について，最尤法による因子分析を行った。スクリープロットの推移が，7.79，3.18，1.82，1.61，1.43，1.19，1.07…であったため，5 因子が適当であると判断し，5 因子を指定して再度最尤法，プロマッ
クス回転による因子分析を行った。その結果から，因子負荷量.40 を基準とし，いずれの因子においても基準値に満たない項目，ならびに複数の項目において基準値を超えている
項目を削除し，再度因子分析を行うという作業を，単純因子構造が得られるまで繰り返した。その結果，全体の分散を 41.67%説明する 5 因子 22 項目からなる表 1 のような因子構－141－

教育ネットワークセンター年報

第 11 号造が得られた。

表 1 保護者の自己決定行動の因子分析結果(最尤法，プロマックス回転)

24学校でどのようなクラブ活動や部活動をするのか
25スポーツをするかしないか
27どんなことをして遊ぶのか
26どのような内容のテレビやビデオを見るか
22おこづかいをどのように使うか
7どのような場所で遊ぶのか
4朝食を食べるか食べないか
13お風呂に入るか入らないか
11何をどのくらい食べるか
3朝、何時に起きるか
18夜、何時に寝るか
12どのような髪型にするか
17テレビゲームや携帯型ゲーム等をどのくらいの時間するか
5どのくらいの時間テレビやビデオを見るか
14どのくらいの時間遊ぶのか
15ケガや体調を崩したときに病院に行くか行かないか
8ケガや体調を崩したときに学校を休むか休まないか
19どのくらいおこづかいをもらうか
21ペットを飼うか飼わないか
9将来、大学に行くか行かないか
2将来、どのような高校に行くか
23将来、どのような職業につくか
因子間相関行列

Chronbach's α

F1
.70
.69
.67
.46
.45
.42
-.11
.13
.16
-.11
-.03
.10
.00
-.05
.16
.03
.01
-.12
-.02
-.07
-.07
.38

F2
-.05
.02
.03
-.10
.04
.17
.63
.60
.53
.53
.46
.45
-.14
.13
.13
.02
.10
.01
-.13
.10
.01
-.12
.37

F3
-.08
-.03
.00
.37
.05
.14
.02
-.05
-.10
.09
.29
-.11
.81
.69
.48
-.08
-.05
.10
.15
.02
.11
-.06
.35
.58

F4
-.01
-.02
-.09
.05
.09
-.10
-.01
.06
.02
-.10
.03
.02
.09
-.07
.06
.83
.60
.54
.43
.03
-.02
.02
.05
.49
.30

F5
.09
.02
-.06
-.04
-.12
-.03
.07
-.03
-.05
.06
-.09
.09
.03
.07
.03
.00
.07
-.05
.00
.78
.68
.48
.50
.23
.15
.09

.75

.73

.75

.69

.72

第 1 因子は，「学校でどのようなクラブ活動や部活動をするのか」「スポーツをするかしないか」といった，遊びを含めた日常的な余暇や自由時間において行う活動に関する項目が多いことから，「活動内容」と命名した。第 2 因子は，朝食やお風呂，起床・就寝時間など日常的な生活習慣に関することから「生活習慣」と命名した。第 3 因子は，テレビゲームやテレビ・ビデオといった遊具を含め，遊ぶ時間に言及した項目であるため「時間管理」と命名した。第 4 因子は，
「ケガや体調を崩した時」や「ペットを飼うか飼わないか」といった日常的にそれほど決定を迫られる頻度が少ない項目で構成されているため，「稀有な事態」と命名した。なお，「おこづかい」については，定期的に親から与えられていることも多いと考えられるが，ここでは「どのくらいもらうか」という金額の決定について尋ねている項目であり，そうした金額についての決定場面はそれほど頻繁に見られず，稀有な事態であると推察される。第 4 因子は，将来に関する項目で大学，高校，職業といずれも進路に関する項目であったことから，進路選択と命名した。各々の因子を下位尺度とし，すべての項目の得点の平均を尺度得点とする。各下位尺度のαは，活動内容でα=.75，
生活習慣でα=.73，時間管理でα=.75，稀有な事態でα=.69，進路選択でα=.72 であった。

－142－

子どもの自己決定に対する子ども自身と保護者の評価

次に，子ども回答による自己決定行動 35 項目についても同様に，最尤法による因子分析を行ったところ，スクリープロットの推移が，6.75，2.12，1.70，1.53，1.26，1.21…であったため，4 因子を適当であると判断し，4 因子を指定して再度最尤法，プロマックス
回転による因子分析を行った。その結果から，因子負荷量.40 を基準とし，いずれの因子においても基準値に満たない項目，ならびに複数の項目において基準値を超えている項目を削除し，再度因子分析を行うという作業を，単純因子構造が得られるまで繰り返した。その結果，全体の分散を 36.18%説明する 4 因子 17 項目の表 2 のような因子構造が得られた。

表 2 子ども自身の自己決定行動の因子分析結果（最尤法，プロマックス回転）
17テレビゲームや携帯型ゲーム等をどのくらいの時間するか
5どのくらいの時間テレビやビデオを見るか
14どのくらいの時間遊ぶのか
18夜、何時に寝るか
26どのような内容のテレビやビデオを見るか
33何時に帰宅するか
15ケガや体調を崩したときに病院に行くか行かないか
8ケガや体調を崩したときに学校を休むか休まないか
19どのくらいおこづかいをもらうか
21ペットを飼うか飼わないか
9将来、大学に行くか行かないか
2将来、どのような高校に行くか
23将来、どのような職業につくか
16将来、結婚するかどうか
27どんなことをして遊ぶのか
7どのような場所で遊ぶのか
1だれと遊んだり仲良くしたりするのか
因子間相関行列

Chronbach's α

F1
.7 7
.7 4
.4 7
.4 7
.4 3
.4 1
-.08
-.02
.05
.11
-.06
-.02
.09
.05
.02
-.02
-.04

F2
.03
-.12
.15
.11
-.11
.20
.6 9
.6 1
.5 1
.4 3
.11
-.02
-.10
.00
-.10
.06
.03
.43

F3
-.01
.00
-.02
-.01
.11
-.02
.04
.09
-.11
-.02
.6 5
.6 5
.5 5
.4 9
.00
-.02
.03
.28
.23

F4
-.11
-.08
.15
.02
.11
.04
.05
-.05
.03
-.06
-.05
-.05
.08
.06
.7 0
.6 7
.4 7
.35
.24
.30

.75

.65

.68

.63

第 1 因子において，保護者の第 3 因子と同じ 3 項目に，就寝時間，帰宅時間など，子どもにとって時間管理がしやすい項目であることから，保護者と同じ「時間管理」と命名した。なお，「どのような内容のテレビやビデオを見るか」という項目は，一見時間管理に関連しない項目のようにも見受けられるが，子どもにとってのテレビやビデオは「見たいプログラム」としてパッケージングされているものであり，その意味では内容と視聴時間
は関連が強いものと推測される。第 2 因子は，保護者の第 4 因子と同様，稀有な事態因子の 4 項目で構成されており，こちらも稀有な事態と命名した。第 3 因子は，保護者の第 5因子と同じ大学，高校，職業という進路選択に関する 3 項目に，
「将来結婚するかどうか」を加えた 4 項目であったため，同様に進路選択と命名した。第 4 因子は，保護者の第 1 因子である活動内容から「どんなことをして遊ぶのか」「どのような場所で遊ぶのか」という 2 項目に，「誰と遊んだり仲良くしたりするのか」といういずれも遊びに関連する項目
でまとまっていることから，遊びと命名した。

－143－

教育ネットワークセンター年報

第 11 号

保護者と同様，これらの因子を下位尺度とし，すべての項目の得点の平均を尺度得点とする。各下位尺度のαは，時間管理でα=.75，稀有な事態でα=.65，進路選択でα=.68，
遊びでα=.63 であった。

保護者の認識する子どもの自己決定行動
保護者が認識する子どもの自己決定行動に関する認識について，日韓や学年でどのように異なるかを明らかにするために，国と学年を独立変数とし，自己決定行動の各下位尺度を従属変数とする 2 要因の分散分析を行った。結果を表 3 に示す。
表3 保護者の認識する子どもの自己決定行動

活動内容
生活習慣

日本

小学4年
小学6年
中学2年
F -Value
Mean SD Mean SD Mean SDdf
学年
3.50 0.39 3.58 0.39 3.64 0.38 2,1266 12.89 ***

韓国

3.29

0.50

3.30

0.48

3.43

0.42

日本

2.75

0.62

3.01

0.57

3.39

0.49 2,1257 87.08 ***

韓国

2.91

0.56

3.12

0.54

3.24

0.46

日本

2.60

0.77

2.84

0.73

3.25

0.58 2,1265 56.92 ***

韓国

2.53

0.64

2.69

0.70

2.87

0.68

稀有な事態 日本

1.59

0.53

1.74

0.54

1.99

0.61 2,1261 29.24 ***

韓国

2.09

0.62

2.27

0.60

2.28

0.58

日本

3.32

0.54

3.37

0.52

3.24

0.49 2,1247 3.85 *

韓国

2.98

0.69

3.08

0.64

2.97

0.63

時間管理

進路選択

国
89.80 ***

多重比較
交互作用 (Bonferroni)
1.00 n.s. 中2>小6，小4

1.52 n.s. 9.86 ***24.28 ***

6.12 **

172.05 *** 4.79 **75.92 ***

.37 n.s.

日本：中2>小6>小4，韓国：中2，小6>小4
小4：韓>日，中2：日>韓
日本：中2>小6>小4，韓国：中2>小4
中2：日>韓日本：中2>小6>小4，韓国：中2，小6>小4
小4：韓>日，小6：韓>日，中2：韓>日
小6>中2，韓>日*p <.05， ** p <.01，*** p <.001

まず，活動内容については，学年の主効果と国別の主効果が有意であったが（順に，F(2,1266)=12.89,p<.001 ， F(1,1266)=89.80,p<.001 ）， 交 互 作 用 は 有 意 で は な か っ た（F(2,1266)=1.00,n.s.）。学年の主効果について多重比較（Bonferroni）を行った結果，中 2
が小 6 や小 4 よりも自己決定の頻度が高いことが示されていた。また，国別については，平均値から韓国よりも日本の方が高いことが示された。生活習慣については，学年の主効
果 は 有 意 で あ っ た が （ F(2,1257)=87.08, p<.001 ）， 国 別 の 主 効 果 は 有 意 で は な く（F(1,1257)=1.52,n.s.），交互作用が有意であった（F(2,1257)=9.86, p<.001）。交互作用が見られたため，国別と学年それぞれについて単純主効果の検定を行った。国別における学年の単純主効果検定の結果，日本，韓国ともに有意であり（順に(F(2,1257)=74.06, p<.001)，(F(2,1257)=20.69, p<.001)），日本では中 2>小 6>小 4 の間に有意差が見られ，韓国では小 4
よりも小 6 と中 2 が高いことが示された。また，学年における国別の単純主効果の検定の結果，小 4 と中 2 においてのみ有意であり（順に(F(2,1257)=8.82, p<.01)，(F(2,1257)=8.08,
p<.01)），小 4 では日本より韓国の方が高い得点を示していたが，中 2 では韓国よりも日本の得点が高いことが示されていた。時間管理については，学年の主効果がF(2,1265)=56.92,p<.001，国別の主効果が F(1,1265)=24.28,p<.001 といずれも有意であり，さらに交互作用も有意であった（F(2,1265)=6.12p<.01）。交互作用が有意であったため，単純主効果の検定を行ったところ，国別における学年の単純主効果検定の結果，日韓ともに－144－

子どもの自己決定に対する子ども自身と保護者の評価

有意であり（順に F(1,1265)=48.05,p<.001，F(1,1265)=13.53,p<.001），日本では中 2>小 6>
小 4 の間に有意差が見られ，韓国では小 4 よりも中 2 の方が高いことが示されていた。また，学年における国別の単純主効果検定の結果，中 2 のみで有意であり（F(1,1265)=33.15,p<.001），韓国よりも日本の方が高いことが示されていた。さらに，稀有 な 事 態 に つ い て は ， 学 年 の 主 効 果 が F(2,1261)=29.24,p<.001 ， 国 別 の 主 効 果 がF(1,1261)=172.05,p<.001 と有意であり，交互作用も有意であった（F(2,1261)=4.79,p<.01）。
同様に，国別における単純主効果の検定では，日韓ともに有意であり（順にF(2,1261)=25.47,p<.001，F(1,1261)=7.26,p<.01），日本では中 2>小 6>小 4 の順で自己決定の程度が高く，韓国では小 4 よりも中 2 と小 6 の得点が高いことが示されていた。また，学年における国別の単純主効果検定の結果，いずれの学年での有意であり（小 4：
F(2,1261)=83.77,p<.001，小 6：F(1,1261)=67.58,p<.001，中 2：F(2,1261)=28.56,p<.001），す
べての学年で日本よりも韓国の得点の方が高かった。保護者の最後に，進路選択について見てみると，学年の主効果が F(2,1247)=3.85,p<.05，国別の主効果が F(1,1247)=75.92, p<.001
とともに有意であったが，交互作用は有意ではなかった（F(2,1247)=.37, n.s.）。Bonferroniによる多重比較の結果，学年間では中 2 よりも小 6 の方が高い得点を示し，国別では日本よりも韓国の得点の方が高いことが示されていた。
表4 子ども自身の認識する自己決定行動

時間管理

日本
韓国

稀有な事態
進路選択
遊び

小学4年
小学6年
中学2年
F -Valuedf
学年
Mean SD Mean SD Mean SD
3.05 0.68 3.29 0.59 3.60 0.46 2,1376 24.79***
3.13 0.72 3.30 0.61 3.17 0.64

多重比較
交互作用 (Bonferroni)
20.55*** 日本：中2>小6>小4，

国
9.37 **

中2：日>韓***109.01
9.26 ***

8.39 ***

日本：小6>小4，韓国：小4>小6
小6：日>韓，中2：日>韓25.25***

9.45 ***

日本：中2，小6>小4，
小4：韓>日，小6：韓>日

日本

1.75

0.66

1.82

0.66

2.26

0.81 2,1370 19.20

韓国

2.36

0.85

2.42

0.80

2.39

0.69

日本

3.46

0.58

3.58

0.53

3.59

0.43 2,1348 .45 n.s.

韓国

3.54

0.53

3.37

0.59

3.43

0.50

日本

3.45

0.66

3.59

0.54

3.68

韓国

3.76

0.41

3.70

0.47

3.70

0.51 2,1366 3.01 *
0.42

***

15.16

***

日本：中2>小6，小4
小4：韓>日，小6：韓>日*

p <.05， ** p <.01，*** p <.001

子ども自身の自己決定行動
子ども自身が認識する自分の自己決定行動に関する認識について，日韓や学年でどのように異なるかを明らかにするために，保護者と同様，国と学年を独立変数とし，自己決定
行動の各下位尺度を従属変数とする 2 要因の分散分析を行った。結果を表 4 に示す。
時間管理では，学年の主効果も，国別の主効果も有意であり（順に F(2,1376)=24.79,p<.001，
F(1,1376)=9.37,p<.01），さらに交互作用も有意であった（F(2,1376)=20.55,p<.001）。単純主効果の検定では，国別における学年の主効果で日本のみが有意であり
F(2,1376)=35.64,p<.001，日本では小 4 よりも小 6，小 6 よりも中 2 の方が自己決定の頻度が高いことが示されていた。また，学年における国別の主効果では，中 2 年においてのみ有意であり（F(2,1376)=50.28,p<.001），韓国よりも日本の方が高いことが示されていた。

－145－

教育ネットワークセンター年報

第 11 号

稀 有 な 事 態 に つ い て も 学 年 の 主 効 果 （ F(2,1370)=19.20,p<.001 ）， 国 別 の 主 効 果（F(1,1370)=109.01,p<.001），交互作用（F(2,1370)=15.16,p<.001）のいずれも有意であり，
単純主効果の検定では，国別における学年の主効果で日本のみ F(1,1370)=25.08(p<.001)と有意であり，日本でのみ小 4 と小 6 よりも中 2 の方が得点が高いことが示されていた。また，学年における国別の主効果では，小 4 と小 6 において有意であり（順にF(1,1370)=77.28,p<.001) (F(1,1370)=53.81,p<.001），いずれも日本よりも韓国の得点が高い
ことが示されていた。進路選択では，学年の主効果は有意ではなく(F(2,1348)=.45, n.s.)，
国別の主効果（F(1,1348)=9.26,p<.001）と交互作用（F(2,1348)=8.39,p<.001）が有意であった。単純主効果検定の結果について見てみると，国別における学年の主効果では，日韓ともに有意であり（日本：F(1,1348)=3.96,p<.05，韓国：F(1,1348)=4.43,p<.05），日本では小 4
よりも小 6 の方が高かったが，韓国では逆に小 6 は小 4 よりも得点が低いことが示されていた。また，学年における国別の主効果については，小 6 と中 2 において有意であり（順に F(1,1348)=12.46,p<.001，F(1,1348)=8.51, p<.001），小 6，中 2 いずれの学年でも韓国よりも日本の方が高いことが示されていた。最後に遊びについて見てみると，学年の主効果がF(2,1366)=3.01,p<.05 ， 国 別 の 主 効 果 がF(1,1366)=25.25,p<.001 ， 交 互 作 用 がF(2,1366)=9.45,p<.001 でいずれも有意であった。単純主効果の検定から，国別における学
年の主効果では，日本においてのみ有意であり（F(2,1366)=10.38,p<.001），小 4 よりも小 6と中 2 の方が高いことを示していた。また，学年における国別の主効果については，小 4と小 6 において有意であり，（小 4：F(2,1366)=41.66,p<.001，小 6：F(2,1366)=3.87,p<.05），
いずれの学年でも日本よりも韓国の得点の方が高いことが示されていた。

考察
まず，因子分析の結果について見てみよう。日韓を混在させたデータで，保護者，子どもごとに因子分析をした結果では，保護者では活動内容，生活習慣，時間管理，稀有な事
態，進路選択の 5 因子が，子どもでは，時間管理，稀有な事態，進路選択，遊びの 4 因子が抽出された。このことに関しては，当初，35 の項目を選定する作業においては，身体，生活，遊び，学び，進路，メディア，お金という 7 つの領域を想定していたこととあわせて考えてみると，保護者については，活動内容因子に当初の遊びや学び領域に関する項目，
生活習慣因子に生活領域の項目が対応するところも見られたものの，特に子どもにおいては当初の領域の想定とは異なるまとまりを示していた。このことは，子どもの自己決定行動が，単なる行動の内容ではなく，生活の中で生じる親と子のせめぎ合いの中，選択を迫られる場面においてなされていることを示すものではないだろうか。すなわち，（因子を構成する項目は一部異なるものの）保護者と子ども双方に命名された因子として，時間管理，進路選択，稀有な事態の 3 つがあげられるが，時間管理は日常的な親のしつけと子どもの活動欲求とのはざまで行われる選択であり，進路選択はいずれ迎える卒業に向けて迫－146－

子どもの自己決定に対する子ども自身と保護者の評価られる選択であり，稀有な事態については日常的なルーティンの中にめったに現れない非日常的な選択場面であると考えられるのである。換言すれば，保護者にとって「選択場面」であると認識されている「活動内容」や「生活習慣」は，「自分で決定する」にしても，「決定しない」にしても，それは改めて子ども自身が「決める」ものではないのかもしれない。
例えば，新井（1997）では，中高生の朝の起床に関して，自分から起きる方が好きと回答した生徒は多かったものの，一方で自分から起きる生徒は少数であり，そのギャップは中高ともに大きいことが示されている。すなわち，このような生活習慣に関する行動については，自分が好むやり方が必ずしも取られておらず，子どもにとって，自己決定しているか否かという問題ではなく，個人がどの程度自己決定を意図しているのかという自己決定の意識的側面にも着目する必要があること（天貝・新井,2000）を意味しているのだろう。
次に保護者の認識する子どもの自己決定行動についての国と学年ごとの比較について
まとめよう。まず，概して日韓ともに学年が上昇するとともに，子どもが自分自身で決めている方向に変化していっていること，ただし進路選択においてのみ，日韓ともに小 6 から中 2 にかけて低下しており，保護者は進路に関する自己決定行動以外は，学年が上がる
につれて子どもが自分で決めるようになっていくと認識しているようであった。特に，生活習慣や時間管理では韓国よりも日本において学年差が大きく，韓国では進路選択同様，
小 6 と中 2 の間で有意な差が見られたのは活動内容のみであった。このことは，中学 2 年において，稀有な事態以外の 4 尺度において，韓国と比べて日本の自己決定行動得点の方が高いことと関連しているのではないかと考えられる。すなわち，日本では中学生になったことでより子どもの自己決定をうながすようになったと保護者自身は認識しているが，韓国では中学 2 年となり，進学準備や受験指導の中で子ども自身の自己裁量がそれほど増加していないと認識しているのではないかと考えられる。
最後に子ども自身の自己決定行動に関する認識についてまとめてみると，保護者と異なり，必ずしも学年の上昇とともに自己決定行動が増加しているわけではないことが見てとれる。その傾向が日本よりも韓国の方で顕著であり，日本では 4 つの尺度いずれも小 4 と小 6 か中 2，もしくは小 6 と中 2 の間に有意な差がみられており，上級学年になるにつれて得点が高くなっているが，韓国では時間管理，稀有な事態，遊びの 3 尺度いずれも学年間に差は見られず，唯一学年間で有意差が見られた進路選択では，小 4 よりも小 6 の方が自己決定行動は低いという結果であった。すなわち，日本では保護者同様，子どもも基本
的には学年が上がるに従って，「自分で決めている」頻度は高くなっていると認識しているが，韓国では小学 4 年生のころから学年にともなって「自分で決めている」とする認識は特に上がっていないことを意味しているのである。とはいえ，中学 2 年生の時点で日本の得点が韓国よりも高いのは時間管理と進路選択のみであり，稀有な事態と遊びにおいて
は，小 4，小 6 時点で日本よりも韓国の方が高かったところに日本の自己決定行動が高くなることによって中学 2 年で差が見られないようになっており，同程度に追いついたと見－147－

教育ネットワークセンター年報

第 11 号ることもできよう。
これまでにも，日本の小・中学生では，学年が高いものほど自己決定を行っており，かつ自己決定に関する意識も高まること（新井,1998,1999），一方韓国では，学年が高くなる
ほど自己決定性が低くなっていくこと（Ji hyun & Jeeheon,2007），日韓比較では，子ども自身の自己決定行動が中学 2 年の韓国男児で特に低いこと，保護者の認識でも，中学 2 年の韓国男児において低いこと（Choi & Arai,2003）などが示されているが，本研究の結果も概ねこれらの結果を支持していると言えよう。特に，本研究における，進路選択や時間管理といった結果については，Choi & Arai（2003）における，放課後の学習と将来および友達の選択，学校生活とスタイルおよび家庭生活の選択といった側面の中に，将来どんな職業に就くか，高校に進学するかといった項目が含まれており，これらで中学 2 年の韓国男児で低かった結果とあわせて考えると，子どもの自己決定行動における日韓の違いは現在の両国の子どもたちの暮らしている文化的環境を極めて明確に表しているようにも推察される。今後は，これらの点について，自己決定行動に関連する要因を明らかにしながら，さらに検討を重ねることが必要となろう。

文献
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新井邦二郎

1996

小学生の自己決定経験の調査

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1998

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筑波大学心理学研究, 18, 75-95.
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筑波大学心理学研究, 20,

新井邦二郎 1999 子どもの自己決定の発達と社会化・個性化志向性との関係
心理学研究, 21, 81-88.
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児童・生徒の自己決定意識尺度の作成

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子どもの「自己決定環境」の調

新井邦二郎・澤田匡人・楯誠・市原学・櫻井良子 2003
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子どもの自己決定欲求と自己決崔延臣 2006 韓国における子育て支援政策の現状と課題. 家政學研究,52,70-78.
Choi,K., & Arai,K. 2003 Comparative study of self-determination in Korea and Japan.
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The

Deci,E.L., Connel,J.P., & Ryan,R.M. 1985 Self-determination in a work organization.
Unpublished manuscripts, University of Rochester. Cited in Deci,E.L. & Ryan,R.M. 1985
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Deci,E.L. 1980 The psychology of self-determination. D.C.Heath (石田梅男訳
決定の心理学 誠心書房)

1985

自己

Deci,E.L. & Ryan, R.M. 1985 Intrinsic motivation and self-determination in human behavior.
Plenum.

－148－

子どもの自己決定に対する子ども自身と保護者の評価

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Ji hyun,Y., & Jeeheon,R. 2007 The impact of self-determination on academic achievement ofelementary students. The Korean Journal of Educational Methodology Studies, 19(2),pp.63-181.
金鉉哲 2007 家族内社会化の 5 カ国比較 : 日本・韓国・アメリカ・ドイツ・スウェーデ
ンの比較. 日本教育社会学会大会発表要旨集録,59, 97-98.
久保真人 2004 バーンアウトの心理学. サイエンス社.
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佐藤純・新井邦二郎・谷島弘仁・松尾直博・天貝由美子・崔京姫 1996 子どもの自己決定の発達に関する研究（3）－自己決定意識尺度の作成－ 日本教育心理学会発表論文
集,38,86.
下山剛・林幸範・今林俊一・黒木眞由子・塚田洋二・宮本光博・曽我部和弘・大塚慶吾・
前原辰信 1983 学習意欲の構造に関する研究(2) -学習意欲の類型化の検討-. 東京学芸大学紀要.第 1 部門, 教育科学 34, 139-152
谷島弘仁・新井邦二郎・松尾直博・天貝由美子・佐藤純・崔京姫 1996 子どもの自己決定の発達に関する研究（2）－自己決定行動尺度の作成－ 日本教育心理学会発表論文
集,38,85.
山地弘起

1988 動機づけにおける自己決定性の検討. 東京大学教育学部紀要,28,317-325.

付記
本調査にご協力賜りました，又松大學校保健福祉大學医療社会福祉学科（当時）の金學満教授，韓昌完准教授，恩朱講師，本研究を進めるにあたりご尽力いただきました宮腰英一研究科長，本郷一夫教授，上埜高志教授，ならびに大学院教育学研究科の狐塚貴博さん，
野口修司さん，小林智さん，平泉拓さん，教育学部の栗田裕生さんに感謝申し上げます。
なお，本研究は，平成 21,22 年度教育学研究科長裁量経費企画研究「子どもの生活における自己決定の実態調査―日本と韓国の比較を通して―」(研究代表者 加藤道代)の助成を受けて行われ，本稿の一部は The 2nd Regional Symposium of CIFA（Consortium of Institutesof Family in the Asian Region）にて発表された（KAMIYA et al. 2010 “A comparative study of
attitude of Self-determination of Children in Japan and Korea”）。

－149－

教育ネットワークセンター年報

第 11 号

付表 自己決定行動に関する項目の基礎集計

1 だれと遊んだり仲良くしたりするのか
2 将来、どのような高校に行くか
3 朝、何時に起きるか
4 朝食を食べるか食べないか
5 どのくらいの時間テレビやビデオを見るか
6 家で勉強するかしないか
7 どのような場所で遊ぶのか
8 ケガや体調を崩したときに学校を休むか休まないか
9 将来、大学に行くか行かないか
10 習い事をするかしないか
11 何をどのくらい食べるか
12 どのような髪型にするか
13 お風呂に入るか入らないか
14 どのくらいの時間遊ぶのか
15 ケガや体調を崩したときに病院に行くか行かないか
16 将来、結婚するかどうか
17 テレビゲームや携帯型ゲーム等をどのくらいの時間するか
18 夜、何時に寝るか
19 どのくらいおこづかいをもらうか
20 自分の部屋のそうじをするかしないか
21 ペットを飼うか飼わないか
22 おこづかいをどのように使うか
23 将来、どのような職業につくか
24 学校でどのようなクラブ活動や部活動をするのか
25 スポーツをするかしないか
26 どのような内容のテレビやビデオを見るか
27 どんなことをして遊ぶのか
28 登校するかしないか
29 学習塾に行くか行かないか
30 貯金をするかしないか
31 家の仕事や手伝いをするかしないか
32 どこに、どんな服装ででかけるか
33 何時に帰宅するか
34 宿題をするかしないか
35 インターネットをどのように使うか

－150－

保護者
N
Mean
1278 3.71
1262 3.02
1275 2.84
1276 2.93
1277 2.75
1278 3.01
1278 3.44
1277 2.23
1265 3.08
1277 2.96
1275 3.18
1277 3.21
1276 3.23
1275 3.01
1273 2.07
1256 3.52
1275 2.70
1275 2.93
1276 1.86
1277 2.42
1274 1.71
1278 3.34
1269 3.41
1278 3.58
1278 3.51
1274 3.28
1277 3.66
1269 3.08
1275 2.85
1276 3.05
1275 2.87
1277 3.14
1278 2.55
1278 3.40
1268 2.78

SD
0.52
0.72
0.95
1.06
0.91
0.86
0.68
0.92
0.86
0.86
0.75
0.79
0.89
0.82
0.87
0.66
0.91
0.90
0.84
0.95
0.87
0.72
0.68
0.61
0.66
0.75
0.51
1.00
0.96
0.95
0.88
0.85
0.95
0.79
0.99

子ども
N
Mean
1379 3.73
1366 3.19
1400 3.09
1396 3.39
1401 3.20
1399 3.36
1401 3.49
1401 2.34
1393 3.44
1402 3.141402 3.45
1402 3.25
1403 3.59
1400 3.20
1402 2.54
1398 3.67
1402 3.05
1400 3.31
1391 1.84
1397 3.09
1393 1.93
1399 3.66
1404 3.651404 3.701403 3.69
1403 3.60
1401 3.70
1396 3.32
1402 2.961402 3.43
1401 3.29
1401 3.39
1401 2.95
1405 3.57
1399 3.27

SD
0.58
0.81
1.03
1.00
1.00
0.91
0.80
1.13
0.85
1.02
0.82
0.97
0.82
0.98
1.13
0.65
1.08
0.96
1.05
1.05
1.16
0.73
0.64
0.65
0.63
0.72
0.63
1.11
1.11
0.93
0.94
0.93
1.10
0.81
1.04