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神戸学院大学心理学研究
第３巻

第１号

Kobe Gakuin University Journal of Psychology

2020 年 12 月 発 行

神 戸 学 院 大 学 心 理 学 部

神戸学院大学心理学研究 第 3 巻 第 1 号

目次

原著論文
大学生における親性準備性とアイデンティティの発達的変化−学年内の推移と学年間の差異−
神戸学院大学心理学部
神戸学院大学心理学部

清水 寛之
道城 裕貴

1

大学生の年上の人に対するアサーションスキルおよびストレスコーピングスキルと過剰適応との関連
神戸学院大学心理学研究科心理学専攻 成井 里緒
13
神戸学院大学心理学部 村井 佳比子
マインドレスネス尺度における併存的妥当性の検討
神戸学院大学心理学部
同志社大学政策学部

中川 裕美
久保 真人

日常生活場面における記憶能力の自己評価と時間的展望の関係−記憶能力質問紙（MAQ）とジンバルドー時間的展望尺度（ZTPI）の因子間の相関分析−
神戸学院大学心理学部 清水 寛之

21

312019 年度博士論文要旨
人間文化学研究科人間行動論専攻行動発達論講座

陶山 和美

43

神戸学院大学心理学部

秋山 学

45

―なぜ我々は踊るのか―
神戸学院大学心理学部

河瀬 諭

51

長谷 和久

53

岡村 心平

55

長谷 和久

57

2020 年度 心理学部・心理学研究科の取り組み
コロナ禍への対応
第 80 回土曜公開講座
音楽の科学と心理

私たちの思考の癖を探る―判断と意思決定の心理学―
神戸学院大学心理学部

ユーモア感覚から心の健康を考える

神戸学院大学心理学部

神戸学院大学の Social in ―地域社会とともに―人の思考の特徴を解明し社会問題の解決に役立てる
神戸学院大学心理学部

神戸学院大学心理学研究 2020 年 神戸学院大学心理学研究
第 3 巻 第 1 号 pp.1-11 2020 年

第3巻

第1号

原著論文
Original Article（査読あり）

大学生における親性準備性とアイデンティティの発達的変化―学年内の推移と学年間の差異―1

清水 寛之 神戸学院大学心理学部 道城 裕貴 神戸学院大学心理学部
Developmental changes of readiness for parenthood and self-identity in undergraduate student:
An analysis of responses in the Readiness of Parenthood Scale and the Identity Scale within- andbetween-grades of students
Hiroyuki Shimizu (Department of Psychology, Kobe Gakuin University)
Yuki Dojo (Department of Psychology, Kobe Gakuin University)

The purpose of the present study was to elucidate the developmental changes of readiness of parenthood andself-identity in undergraduate students within the same grades and between the four grades of students, using theReadiness of Parenthood Scale and the Identity Scale. A total of 597 participants from 1-4 grades in a psychology
department of a Japanese university answered the questions in the uniﬁed questionnaires in May of 2014 andJunauary of 2015. Resulting date from the 429 participants who answered the questionnaires in both 2014 and2015 were analyzed. Moreover, we also examined the inﬂuences of educational experiences observing behaviorof young children and child rearing by mothers through an developmental psychology course upon scores ofthese scales. The main results revealed that as a whole the developmental changes in readiness of parenthoodand self-identity were not consistent neither within the same grades nor between the grades. It is shown thatthe female students like young children more than male students, but there is no diﬀerence on motivation of
positve involvement to child rearing between female and male students. It was also shown that the educational
experiences had positive inﬂuence on readiness for parenthood and self-identity in undergraduate students.
Key words:readiness for parenthood, self-identity, undergraduate students, developmental change
Kobe Gakuin University Journal of Psychology
2020, Vol.3, No.1, pp.1-11

えば，古典的な Erikson (1959) による心理社会的発達理論のなかでは初期成人期（young adulthood）と呼ばれている。この時期の発達課題は，高等学校を卒
一般に大学生は，およそ 18 〜 22 歳の青年期後期業した後で，生まれ育った家庭以外の生活の場を多から成人期前期にかけての 4 年間を，主に大学という高等教育機関での勉学を中心に生活を送っている。 くもちはじめ，社会の多くの人たちとの間で豊かな人間関係を築くことにある。友人との交友関係を深この時期は，生涯発達心理学の観点によれば，たとめ，さらに恋愛の経験を経て，人生のパートナーとの共同生活や家庭生活を模索する時期であるとも言1 本研究は，2014 年度神戸学院大学人文学部研究推進費おえる。それと同時に，この時期の心理社会的危機はよび JSPS 科研費（2017 〜 2020 年度）17K04510 による「親密 対 孤立（intimacy vs. isolation）」と呼ばれ，他研究助成を受けた。また，すでに神戸学院大学をご退職者との間で良好で親和性の高い関係の構築を望む一になられた小石寛文先生，前田志壽代先生，山上榮子先
方で，他者に対して積極的にかかわることに躊躇し，生には，本研究の計画段階でお世話になりました。ここ
社会から隔絶して孤独感にとらわれてしまう場合もに謝意を表します。

１．問題と目的1

神戸学院大学心理学研究 2020 年

第3巻

第1号

ある。
れる。青年心理学では以前から，現代の大学生が大
ただし，現代の日本社会では大学生は親から独立人になり，社会的責任を負う立場になることをおそした自律的な生活を送る若者は少なくなり，Erikson
れ，いわゆる成熟不安を抱えていることが知られ(1959) の理論が提唱された時代よりも，成人期の準ている。このことに関連して，とりわけ 1980 年代
備段階である青年期の特徴を多く有しているというに，「成熟拒否」（山田，1983），「青い鳥症候群」（清見方が一般的であり，青年期の延長化または長期化
水，1983），「ピーターパン・シンドローム」（Kiley,とも言われる（笠原，1977 など）。2020 年現在で，1983），「アパシー・シンドローム」（笠原，1984）といっ中学校から高等学校への進学率は 97% を超え，高等たさまざまな事例の解説がなされた。これらの大学
学校はほぼ義務教育に近いかたちで捉えられ，高等生の心性は現在にいたるまで，いずれもさほど大き学校卒業者のほぼ半数が四年制大学に進学する。こく変化しておらず，むしろ，インターネットやコンのような状況のもとで，多くの大学生が心理社会的ピュータゲームの普及によってさらに内閉生，抑う発達段階として自らが成人期に至っていないと自覚
つ性，病理性が強まっていることも示唆されているしているとしても不思議ではない。そのため，大学（Joinson, 2003）。若者のなかには，単に進齢によって生は，成人社会に参加していく準備期としての青年
成人になっただけで，社会的にも法律的にも成人の期の途上にあって，職業選択の機会を含め，将来の扱いを受け，それに伴う責任や役割を求められるこ
価値ある生き方を模索し，「自分とは何か」という問とを負担に感じる者がいるだろう。そうした若者がいに向き合うことになる。その点で言えば，Erikson
人の親になることの準備性を十分に備えているとは（1950）のいう青年期特有の心理社会的危機が「アイ考えにくい。若者にとって親になることは，人間発
デンティティ 対 アイデンティティの拡散（identity
達における成熟性を顕著に示す指標の一つであるとvs. identity diﬀusion）」であり，それこそが現代の大捉えられているのかもしれない。その意味で，大学学生が直面する大きな課題であり，葛藤であると特生が在学中にどのような経験を通して親性準備性や徴づけることができる。ここでのアイデンティティ
アイデンティティの確立を高めていくのかという問の拡散とは，青年期以前に獲得した内的な同一性
題は，きわめて重要な研究テーマであると言える。
（sameness）や自己の連続性（continuity）が揺さぶられ，
青年期および成人期における親性準備性の発達に自己を見失い，自らがいかなる人物であるかわから関する研究のなかで，アイデンティティの確立・拡なくなるという混乱状態を指す。
散に関連した発達の諸側面との関係については，「重その一方で，大学生は，そう遠くない将来に親に要な他者」との関係（松本・重橋，2018），「自己概なることの準備性を次第に備えつつあると考えられ
念 の 変 化 」 と の 関 係（ 小 野 寺，2003），「 乳 児 の 泣る。親性準備性（readiness of parenthood）とは，実際き声に対する反応」との関係（瀧川・中見・桂田，に親になる以前の段階で，親としての役割を果たす
2012），「愛着スタイル」との関係などがこれまでにのに必要な資質や能力を指す（岡本・古賀，2004 な検討されてきた。しかしながら，親性準備性の発達
ど）。親性準備性には，子どもへの全般的な興味・関とアイデンティティの確立・拡散の程度との関係に心，好悪感情，子育てへの心がまえ，育児に関する焦点を当てた研究は少ない。
意識や態度など，広範囲にわたる心理的諸側面を含
そこで，本研究は，大学１〜 4 年次の 4 年間を通んでいる。これらの側面の性差に関する先行研究でじて，親性準備性やアイデンティティの確立がどのは，大学生において女性のほうが男性よりも乳幼児ように進んでいくかを明らかにすることを目的とすへの好意感情が強いのに対して（佐々木，2007），育る。統一された質問紙を用いて，個人の同一学年内児への積極性は性差が見られないことが報告されてでの 2 回の縦断調査と，学年間の横断調査の両方をいる（堀田，2000）。これまでに，親性準備性に関連
組み合わせた調査研究を実施し，親性準備性とアイ
して，親役割の性差についても検討されており，父
デンティティ確立の変化の様子を捉える。
親の育児参加なども視野に収めた調査結果が報告ささらに，乳幼児の行動発達や母親による子育てにれている（小野寺，2003）。また，親性準備性には，関する心理学関連の実習授業を受けた経験をもつ学
直接的な妊娠・出産の以前の段階で個人における乳生とそうでない学生を比較することで，大学生の在幼児期から青年期に至るさまざまな経験がかかわっ
学中の実習経験や年少児との接触交流経験の影響がているとされている（久世，1995；瀧川・中見・桂
親性準備性やアイデンティティの確立に現れるかど
田，2012 など）。さらに，子どもを産み育てることは，
うかについても検討する。本研究の調査参加者の場
次世代をつくり，家族の絆を深めるだけでなく，自合，2 年次後期から 4 つの心理学の領域（発達，臨床，
己の成長を促すとみる傾向がとりわけ日本の女性に
医療，社会の各心理学領域）に配属されるが，その強いことも指摘されている（柏木・若松，1994；氏家，なかで発達心理学領域に所属する 3 年次に対して，
1996 など）。
とくに乳幼児の行動発達や母親による子育てに関す
2
大学生における親性準備性は，アイデンティティる実習内容を含む授業科目 が提供されているため，3 年次と 4 年次の学生においては，この領域に所属の確立・拡散の程度と関係している可能性が考えら

2

清水・道城：大学生の親性準備性とアイデンティティの発達する学生とそれ以外の領域に所属する学生とを比較
する。

2．方

2-1

2-2

質問紙の構成本調査において使用した質問紙は，全部で 4 ページから構成されていた。1 ページ目は表紙で，研究
題目，説明文，回答の仕方（記入上の注意）が記され，①調査参加者の性別，年齢，および学籍番号，②きょうだい構成（兄弟姉妹の人数と年齢差）と，③現在の家族形態（「一人暮らし」，「家族と同居」，「友だちと同居」，「その他」の 4 選択肢），④大学入学前の家族形態（「核家族世帯」，「三世代世帯」，「その他」の3 選択肢）に回答する欄が設けられていた。
2 ページ目は，まず最初に，年少児との接触交流経験として，現在までのアルバイトやボランティア
活動などで子どもとかかわったことがあるかどうかについて，① 0 歳児，② 1 〜 3 歳児，③ 4 〜 5 歳児，それぞれとの接触経験の頻度を「よくある」，「一度

法

調査参加者

本研究の調査参加者は，神戸学院大学人文学部人間心理学科に所属する大学生 597 名であった。前期
調査（第 1 回目）に参加した学生は，全学年合わせて 520 名（男性 214 名，女性 305 名，性別不明 1 名）であった，後期調査（第 2 回目）に参加した学生は，
全学年合わせて 506 名（男性 213 名，女 292 名，性別不明 1 名）であった。このうち前期調査と後期調査の両方に参加した者は，全学年合わせて 429 名（男性 177 名，女性 252 名）であった。調査参加者の調
査時期別・学年別・性別の人数内訳を Table 1 に示す。
前期調査と後期調査の両方に参加した 3 年次生 90
名（男性 36 名，女性 54 名）のうち発達心理学領域に所属する者は 19 名（男性 6 名，女性 13 名）であった。同じく，両方の調査に参加した 4 年次 117 名（男性 48 名，女性 69 名）のうち発達心理学領域に所属する者は 41 名（男性 17 名，女性 24 名）であった。
調査参加者の年齢については，調査時期別・学年別・
性別に平均と標準偏差と範囲を算出し，Table 2 に示す。平均年齢は 1 年次生から 4 年次生にかけて男女ともにおよそ 18 〜 22 歳にわたっていた。なお，前期調査時に高齢者 1 名（66 歳）が 2 年次生に在籍していたが，本人の同意を得て，調査参加者から除外した。

Table 1 調査参加者の内訳
Table 1 調査参加者の内訳
学年
男性女性
前期調査の参加者
1年次
75
77
2年次
37
82
3年次
44
67
4年次
58
79
全体
214
305
後期調査の参加者
1年次
64
76
2年次
41
71
3年次
41
59
4年次
67
86
全体
213
292
前期調査と後期調査の両方の参加者
1年次
62
69
2年次
31
60
3年次
36
54
4年次
48
69
全体
177
252

性別不明

全体

0
1
0
0
1

152
120
111
137
520

0
0
0
1
1

140
112
100
154
506

0
0
0
0
0

131
91
90
117
429

Table 2 調査参加者の属性別平均年齢
Table 2 調査参加者の属性別平均年齢（カッコ内の最初の数値は年齢の標準偏差，後の数値は年齢範囲を示す）（カッコ内の最初の数値は年齢の標準偏差，後の数値は年齢範囲を示す）
学年
男性
前期調査の参加者
1年次
18.29 (.90; 18-25)
2年次
19.51(.90; 19-24)
3年次
20.37 (.53; 20-22)
4年次
21.52 (1.08; 21-27)
全体
19.80 (1.57; 18-27)
後期調査の参加者
1年次
18.95 (1.00; 18-26)
2年次
20.00 (1.02; 19-24)
3年次
21.00 (.50; 20-22)
4年次
22.22 (1.19; 21-28)
全体
20.58 (1.65; 18-28)
前期調査と後期調査の両方の参加者
1年次
18.31 (.97; 18-25)
2年次
19.52 (.96; 19-24)
3年次
20.33 (.48; 20-21)
4年次
21.46 (1.11; 21-27)
全体
19.79 (1.57; 18-27)

女性

全体

18.31 (.80; 18-24)
19.37 (.56; 19-21)
20.18 (.49; 20-23)
21.25 (.67; 21-26)
19.77 (1.27; 18-26)

18.30 (.85; 18-25)
19.41 (.68; 19-24)
20.25 (.51; 20-23)
21.37 (.87; 21-27)
19.78 (1.40 18-27)

18.78 (.53; 18-20)
19.89 (.46; 19-21)
20.92 (.47; 20-23)
21.91 (.83; 21-27)
20.40 (1.36; 18-27)

18.86 (.78; 18-26)
19.93 (.72; 19-24)
20.95 (.48; 20-23)
22.05 (1.02; 21-28)
20.48 (1.49 18-28)

18.26 (.47; 18-20)
19.37 (.52; 19-21)
20.20 (.53; 20-23)
21.25 (.69; 21-26)
19.76 (1.27; 18-26)

18.28 (.75; 18-25)
19.42 (.70; 19-24)
20.26 (.51; 20-23)
21.33 (.89; 21-27)
19.77 (1.40; 18-27)

3

神戸学院大学心理学研究 2020 年

ないし数回ある」，「経験はない」の 3 選択肢のなかから一つを選んで回答する欄が設けられた。
さらに，子どもが好きかどうか（子どもへの好意度）
を尋ね，「とても好き」から「とても嫌い」までの 7
段階のいずれであるかを回答する欄が設けられた。
2 ページ目の後半と 3 ページ目は，親性準備性尺度（佐々木 , 2007）の質問項目（全 24 項目）が記載されていた。下位尺度「乳幼児の好意感情」に関する質問項目（9 項目，「赤ちゃんを抱いてみたいと思いますか」など）と下位尺度「育児への積極性」に関する質問項目（15 項目，「自分も育児をやってみた
いと思う」など）がいずれも，「あてはまらない」か
ら「あてはまる」までの 5 件法で評定することが求められた。
4 ペ ー ジ 目 は， ア イ デ ン テ ィ テ ィ 尺 度（ 下 山 ,1992）の質問項目が記載されていた。下位尺度「アイデンティティの確立」に関する質問項目（10 項目，「自分の生き方は，自分で納得のいくものである」など）と下位尺度「アイデンティティの基礎」に関する質問項目（10 項目，「私はやりそこないをしない
かと心配ばかりしている」など）がいずれも，「全くあてはまらない」から「よくあてはまる」までの 4件法で評定することが求められた。

2-3

第1号

いずれも集団形式で行われた。

2-4

分析の対象と方法

本研究では，全調査参加者（597 名）のうち前期調
査と後期調査の両方に回答した調査参加者（全 429
名）のデータを分析の対象とした。そのデータに対して基本的に学年別・性別・学期別に整理し，分析を行った。
分析対象データはすべて，表計算ソフトウエア
Microsoft Oﬃce Excel 2013 に よ っ て 集 計・ 整 理 さ
れ，統計的分析は統計解析ソフトウエア IBM SPSS
Statistics 26 によって行われた。
質問紙調査によって得られた評定反応に対して以下の得点化が行われた。子どもへの好意度に関して
は，「とても嫌い」から「とても好き」の 7 段階に対してそれぞれ 1 〜 7 点を与えて得点化した。この場合，数値が高いほど，子どもへの好意感情が強いことを示す。
親性準備尺度の質問項目への「あてはまらない」
から「あてはまる」までの 5 選択肢の回答に対してそれぞれ 1 〜 5 点を与えて得点化した。逆転項目については，得点化の反転処理を行った。したがって，
親性準備性尺度の下位尺度「乳幼児への好意感情」
は評定値が高いほど，乳幼児への肯定的感情が強いことを示す。同じく下位尺度「育児の積極性」については，評定値が高いほど，育児に対して積極的にかかわりたいと思っていることを示す。
アイデンティティ尺度の質問項目への「全くあてはまらない」から「よくあてはまる」までの 4 選択肢の回答に対してそれぞれ 1 〜 4 点を与えて得点化した。逆転項目については，得点化の反転処理を行った。したがって，アイデンティティ尺度の下位尺度「ア
イデンティティの確立」は評定値が高いほど，自己の主体性や自己への信頼が形成されていることを示す。同じく下位尺度「アイデンティティの基礎」は評定値が高いほど，自己の安定が得られており，不安感や孤独感に陥らないことを示している。

調査手続き

各学年ごとの変化を検討するため，調査は同一の質問紙を用いて 2 回にわたって実施された。第 1 回
目は 2014 年 5 月に実施され（前期調査という），第2 回目は 2015 年 1 月に実施された（後期調査という）。
1 年次生と 2 年次生は前後期ともに一斉授業を利用して調査が実施された。3 年次生と 4 年次生は，演習授業を利用してクラス単位で実施された。調査は，

2

第3巻

本研究の調査参加者のうち発達心理学領域の 3 年次生に提供された実習授業「発達心理学実習Ⅰ」（前期科目）と「発達心理学実習Ⅱ」（後期科目）（4 年次生の場合は，いずれも前年度に履修済み）について，2013・2014 年度
シラバスから実習内容に関する部分を抜粋する。本授業
科目は，「乳幼児期，児童期，青年期，成人期，高齢期といった人生の全般にわたる精神の発達過程についての専門的な知識と技能を習得するために，各種の施設見学を行うとともに，対象者・対象児との直接的な接触を通じて，発達心理学に関する実習を行い，現代社会におけるさまざまな分野での心理学的な取り組みについて理解を深め」ることを目的としていた。そのなかで，「神戸学院大学の近隣で暮らしておられるお母さんたちにお子さまづれで大学に来ていただき，育ての実践の様子や，乳幼児の発達の様子に触れてもらう」ために，「子育てサロン」という教育プログラムが設定され，「発達心理学実習Ⅰ ･ Ⅱ」のなかで事前事後指導も含め，前期と後期を合わせて年間約 8 回（1 回 90 分）の授業回数がこの教育プログラムに割り当てられた。

2-5

倫理的配慮

本研究調査は，日本心理学会や日本発達心理学会などが定める研究倫理基準，および筆者らが所属する大学の研究倫理指針に基づいて個人情報の保護を考慮して実施された。調査用紙の表紙には，この調査への参加は参加者の自由意思によるものであること，調査者は個人情報の保護には細心の注意を払う
こと，などが明記されていた。また，前期調査と後期調査で調査参加者ごとに個別的に回答データを関連づけるために，学籍番号の記入を求めるが，あくまで回答データの関連づけのためだけに利用するもので，学籍番号から個人を特定しないことが強調さ

4

清水・道城：大学生の親性準備性とアイデンティティの発達れた。合わせて，本調査への参加の有無は，いかな
る授業科目の単位認定や成績評価とも関係しないことも説明された。

3-2．子どもへの好意度
大学生に対して単純に子どもは好きかと尋ねて「とても好き」から「とても嫌い」までの 7 段階で評定を求めた結果が Figure 1 である。このデータに対して学年（1 〜 4 年次）×性（男性，女性）×学期（前期，後期）の 3 要因（被験者間 2 要因，被験者内 1
要因）分散分析を行ったところ，すべての主効果と交互作用が有意ではなかった［ps > .10］。ただし，試みに学年ごとに性×学期の 2 要因（被験者間 1 要
因，被験者内 1 要因）分散分析を行ったところ，4
年次生のみ，性の主効果が有意には至らなかったものの，有意傾向に近かった［F（1, 113）= 2.310, p =.131, ηp2=.020］。このことから，子どもへの全般的な好意度に関して，1 〜 3 年次はいずれも性別や学期別に関係なく一定水準で，平均しておよそ「やや好き」

３．結 果

3-1

子どもとの接触頻度

現在までのアルバイトやボランティア活動などを通して 0 歳児，1 〜 3 歳児，4 〜 5 歳児，の三つの年
齢区分の子どもとの接触頻度を「よくある」，「一度ないし数回ある」，「経験はない」のいずれであるかの回答を求め，その回答を学年別・性別・学期別ごとに整理したものを Table 3 に示す。0 歳児への接触
2
頻度は，学年と性別による偏りがなかったが［χ（6）2，学期による＝ 2.398，χ（2）＝ .881，ともに n.s.］2
偏りが有意であった［χ（4）＝ 120.566，p < .001］。
1 〜 3 歳児への接触頻度は，学年と性別による偏り
2
2＝ 8.356，χ（2）＝ 1.086，とがなかったが［χ（6）2
もに n.s.］，学期による偏りが有意であった［χ（4）＝ 109.977，p < .001］。4 〜 5 歳 児 へ の 接 触 頻 度 は，
学年と性別と学期に偏りがいずれも有意，または有22＝ 12.312, p = .055; χ（2）意傾向が見られた［χ（6）2＝ 100.515, p < .001］。大学＝ 5.482, p = .065; χ（4）生は全体として，0 歳児との接触頻度が少なく，1 〜
3 歳児との接触頻度が多く，さらに 4 〜 5 歳児との接触頻度が比較的多かった。学年が進むにつれて年
長児への接触頻度が増していくようであった。

6.0

男性-前期
男性-後期

平
均
評
定
値

女性-前期

5.8

女性-後期

5.6
5.4
5.2

1年次

2年次

3年次

4年次

学 年

Figure 1

Figure 1 学年別・性別・学期別の「子どもへの好意度」の平均評定値

学年別・性別・学期別の「子どもへの好意度」の平均評定値

Table 3 子どもとの接触体験の割合（％）

学年 接触経験
1年次 よくある
一度ないし数回経験はない
小計
2年次 よくある
一度ないし数回経験はない
小計
3年次 よくある
一度ないし数回経験はない
小計
4年次 よくある
一度ないし数回経験はない
小計
全体 よくある
一度ないし数回経験はない
計

Table 3 子どもとの接触体験の割合（％）

1～3歳児
4～5歳児
0歳児
男性
女性
男性
女性
男性
女性
前期 後期
前期 後期
前期 後期
前期 後期
前期 後期
前期 後期
3.3
6.6
4.6
4.5
10.0
11.3
7.4
10.1
16.4
12.9
6.0
16.2
35.0
41.0
30.8
40.3
48.3
56.5
55.9
59.4
55.7
64.5
62.7
61.8
61.7
52.5
64.6
55.2
41.7
32.3
36.8
30.4
27.9
22.6
31.3
22.1
100.0 100.0
100.0 100.0
100.0 100.0
100.0 100.0
100.0 100.0
100.0 100.0
6.5
3.4
5.5
5.3
9.7
10.3
10.7
17.2
22.6
29.0
16.7
18.6
29.0
44.8
36.4
43.9
48.4
55.2
57.1
55.2
38.7
45.2
55.0
54.2
64.5
51.7
58.2
50.9
41.9
34.5
32.1
27.6
38.7
25.8
28.3
27.1
100.0 100.0
100.0 100.0
100.0 100.0
100.0 100.0
100.0 100.0
100.0 100.0
8.6
8.3
7.5
9.4
16.7
11.1
13.0
20.4
22.2
25.0
11.1
16.7
37.1
38.9
34.0
39.6
50.0
52.8
42.6
40.7
58.3
52.8
53.7
59.3
54.3
52.8
58.5
50.9
33.3
36.1
44.4
38.9
19.4
22.2
35.2
24.1
100.0 100.0
100.0 100.0
100.0 100.0
100.0 100.0
100.0 100.0
100.0 100.0
8.7
6.5
6.0
7.7
20.8
15.2
14.5
9.0
31.3
22.9
21.7
19.4
30.4
41.3
40.3
52.3
52.1
41.3
58.0
61.2
47.9
43.8
59.4
67.2
60.9
52.2
53.7
40.0
27.1
43.5
27.5
29.9
20.8
33.3
18.8
13.4
100.0 100.0
100.0 100.0
100.0 100.0
100.0 100.0
100.0 100.0
100.0 100.0
6.4
6.4
5.8
6.6
14.3
12.1
11.3
13.7
22.7
20.9
14.0
17.7
33.1
41.3
35.4
44.2
49.7
51.4
53.8
54.8
51.1
53.1
58.0
60.9
60.5
52.3
58.8
49.2
36.0
36.4
34.8
31.5
26.1
26.0
28.0
21.4
100.0 100.0
100.0 100.0
100.0 100.0
100.0 100.0
100.0 100.0
100.0 100.05

神戸学院大学心理学研究 2020 年と「好き」の中間であるのに対して，4 年次になると学期に関係なく，女性のほうが男性よりもわずかに好意度が高く，「やや好き」に近くなると言えるかもしれない。

3-3

男性-前期
男性-後期
女性-前期
女性-後期

3.6

平
均
評
定
値

3.4

親性準備性尺度の評定値

3.2
3.0

1年次

2年次

3年次

4年次

学 年

Figure 3

Figure 3 学年別・性別・学期別の親性準備性尺度の学年別・性別・学期別の親性準備性尺度の下位尺度
下位尺度「育児への積極性」の平均評定値「育児への積極性」の平均評定値

児への積極性」については，全体として，全学年を通じてほぼ一定であり，どの学年でも男女に大きな差はなく，わずかながら，男性では後期よりも前期のほうが高いという可能性が示唆された。

3-4

アイデンティティ尺度の評定値

アイデンティティ尺度の下位尺度「アイデンティ
ティの確立」に関する結果を Figure 4 に示す。このデー
タに対して，学年×性×学期の 3 要因分散分析を行ったところ，性の主効果と学期の主効果がともに有意で あ り［F（1, 421）= 5.605, p = .018, ηp2=.013; F（1,
，それら以外のすべ421）= 3.897, p = .049, ηp2=.009］ての主効果と交互作用は有意ではなかった［Fs < 1］。
したがって，学年に関係なく，男性のほうが女性よりも，後期のほうが前期よりも，「アイデンティティの確立」の平均評定値がそれぞれ有意に高いことが示された。
次に，アイデンティティ尺度の下位尺度「アイデンティティの基礎」に関する結果を Figure 5 に示す。
このデータに対して，学年×性×学期の 3 要因分散分析を行ったところ，性の主効果が有意であり［F（1,
3.2

4.4

男性-前期
男性-後期
女性-前期
女性-後期

4.2

男性-前期

3.0
平
均
評
定
値

4.0
3.8

男性-後期
女性-前期

女性-後期

2.8
2.6

3.6
3.4

第1号

3.8

親性準備性尺度の下位尺度「乳幼児への好意感情」
に関する結果を Figure 2 に示す。このデータに対して，
学年×性×学期の 3 要因分散分析を行ったところ，性の主効果が有意であり［F（1, 421）= 9.312, p = .002,，学年×性×学期の交互作用も有意傾向にηp2= .022］
近かった［F（3, 421）= 1.878, p = .133, ηp2=.013］。そこで，試みに学年ごとに性×学期の 2 要因（被験者間 1 要因，被験者内 1 要因）分散分析を行ったところ，
1 年次と 4 年次ではともに性の主効果のみ見られ［F（1, 129）= 4.823, p = .030, ηp2=.036; F（1, 115）= 9.610,
p = .002, ηp2=.077］，2 年次ではいずれの主効果も交互作用も見られず［ps > .10］
，3 年次では性×学期の交互作用のみ見られた［F（1, 88）= 5.656, p = .020,。したがって，全体としてどの学年においηp2=.060］ても女性のほうが男性よりも乳幼児への好意感情が強く，その傾向はとくに 1 年次と 4 年次に顕著に見られるようである。ただし，いずれの学年でも前期と後期でそうした好意感情に明確な差が生じている
わけではなかった。
次に，
親性準備性尺度の下位尺度「育児への積極性」
に関する結果を Figure 3 に示す。このデータに対して，学年×性×学期の 3 要因分散分析を行ったところ，性×学期の交互作用のみ有意傾向が見られた［F（1, 421）= 3.149, p = .077, ηp2=.007］。そこで，全学年を込みにして，男女別に前期と後期で平均評定値の差を調べると，男性では，有意ではなかったものの，前期のほうが後期よりもわずかに評定値が高そうであったが［F（1, 176）= 2.337, p = .128, ηp2=.013］，女
性では前期と後期で平均評定値の差はまったく見られなかった［F < 1］。このことから，親性準備性の「育

平
均
評
定
値

第3巻

1年次

2年次

3年次

2.4

4年次

1年次

2年次

3年次

4年次

学 年

学 年

Figure 2

Figure 4

学年別・性別・学期別の親性準備性尺度の下位尺度
下位尺度「乳幼児への好意感情」の平均評定値

Figure 4 学年別・性別・学期別のアイデンティティ尺度の
学年別・性別・学期別のアイデンティティ尺度の下位尺度「乳幼児への好意感情」の平均評定値「アイデンティティの確立」の平均評定値

Figure 2 学年別・性別・学期別の親性準備性尺度の下位尺度「アイデンティティの確立」の平均評定値

6

清水・道城：大学生の親性準備性とアイデンティティの発達

ηp2=.100; F（1, 200）= 4.016, p = .046, ηp2=.020］，それら以外のそれら以外のすべての主効果と交互作用は有意ではなかった［Fs < 1］。発達心理学領域では，前期よりも後期のほうが子どもへの好意度が有意に高い傾向が見られたが［t（59）= 1.800, p = .077］，他
領域ではそうした傾向は見られなかった［t > 1］。このことから，全体として，学年に関係なく，発達心理学領域の学生は他領域の学生よりも子どもへの好意度が高く，とくに発達心理学領域の学生は前期よりも後期のほうが子どもへの好意度が高い傾向にあることが示された。
次に，親性準備性尺度の下位尺度「乳幼児への好意感情」の評定値について，学年別，学期別に発達心理学領域の学生とそれ以外の領域の学生を比較した。その結果を Figure 7 に示す。このデータに対して，学年×領域×学期の 3 要因分析分析を行ったところ，領域の主効果だけが有意であった「F（1, 203）
= 23.329, p < .001, ηp2=.103］。したがって，学年や学期に関係なく，発達心理学領域の学生はそれ以外の領域の学生よりも，乳幼児への好意感情が有意に強いことが示された。
親性準備性尺度の下位尺度「育児への積極性」の

3.8
男性-前期
男性-後期
女性-前期
女性-後期

3.6
平
均
評
定
値

3.4
3.2
3.0

1年次

2年次

3年次

4年次

学 年

Figure 5

Figure 5 学年別・性別・学期別のアイデンティティ尺度の

学年別・性別・学期別のアイデンティティ尺度の下位尺度
下位尺度「アイデンティティの基礎」の平均評定値「アイデンティティの基礎」の平均評定値421）= 4.632, p = .032, ηp2=.011］，学期の主効果にも有意傾向が見られたが「F（1, 421）= 3.148, p = .077,，それら以外のすべての主効果と交互作用
ηp2=.007］
は有意ではなかった［Fs < 1］
。したがって，学年に関係なく，男性のほうが女性よりも，前期のほうが後期よりも，「アイデンティティの基礎」の平均評定
値がそれぞれ有意に高いことが示された。

3-5

 達心理学領域とそれ以外の領域での平均
発
評定値点の比較

発達-前期

最初に，発達心理学領域とそれ以外の領域に所属する 3 年次生と 4 年次生について，学期別に，全般的な子どもへの好意度に関する平均評定値を算出した結果を Figure 6 に示す。なお，分析対象とした，
前期調査と後期調査の両方に参加した学生のうち，学年と性別によってデータ数が少ない場合があったので，ここでは男女を込みにして分析した。このデー
タに対して，学年（3 年次，4 年次）×領域（発達心理学領域，他領域）×学期（前期，後期）の 3 要因
（被験者間 2 要因，被験者内 1 要因）の分析分析を行ったところ，領域の主効果と領域×学期の交互作用がともに有意であったが「F（1, 200）= 22.284, p < .001,

4.8

発達-後期

4.6

非発達-前期
非発達-後期

4.4

平
均 4.2
評
定 4.0
値 3.8
3.6
3.4
3年次

4年次

学 年

Figure 7
Figure 7 発達心理学領域と他領域における学年別・学期別の発達心理学領域と他領域における学年別・学期別の親性準
親性準備尺度の下位尺度「乳幼児への好意感情」の平均得評定値
備尺度の下位尺度「乳幼児への好意感情」の平均評定値

3.8

7.0

発達-前期
発達-後期

6.5

非発達-前期

3.6

6.0

平
均 5.5
評
定 5.0
値 4.5

平
均
評
定
値

発達-前期
発達-後期
非発達-前期4.0

非発達-後期

3.5
3年次

非発達-後期

3.4
3.2
3.0
3年次

4年次

学 年

4年次

学 年

Figure 6
Figure 6 発達心理学領域と他領域における学年別・学期別の発達心理学領域と他領域における学年別・学期別の「子どもへの好意度」の平均評定値「子どもへの好意度」の平均評定値

Figure 8
Figure 8 発達心理学領域と他領域における学年別・学期別の発達心理学領域と他領域における学年別・学期別の親性準
親性準備尺度の下位尺度「育児への積極性）」平均評定値
備尺度の下位尺度「育児への積極性）」平均評定値

7神戸学院大学心理学研究 2020 年

評定値についても，学年別，学期別に発達心理学領域の学生とそれ以外の領域の学生を比較した結果をFigure 8 に示す。このデータに対して，学年×領域
×学期の 3 要因分析分析を行ったところ，領域の主
効 果 が 有 意 で あ っ た「F（1, 203）= 21.861, p < .001,。領域×学年の交互作用に有意傾向が見らηp2=.097］
れた［F（1, 203）= 2.956, p = .087, ηp2=.014］。したがって，学期に関係なく，発達心理学領域の学生はそれ以外の領域の学生よりも育児への積極性が有意に高いことが示され，その領域間の平均評定値の差は 3
年次のほうが 4 年次よりも大きいことが示唆された。
アイデンティティ尺度の下位尺度「アイデンティ
ティの確立」の評定値について学年別，学期別に発
達心理学領域の学生とそれ以外の領域の学生を比較した結果を Figure 9 に示す。このデータに対して，
学年×領域×学期の 3 要因分析分析を行ったところ，いずれの主効果も交互作用も有意ではなかった［Fs< 1］。したがって，アイデンティの確立については学生が所属する領域や学年，学期に関係なく，ほぼ一定水準であることが示された。
アイデンティティ尺度の下位尺度「アイデンティ
ティの基礎」の平均評定値についても，学年別，学期別に発達心理学領域の学生と他領域の学生を比較

第3巻

第1号

した結果を Figure 10 に示す。このデータに対して，
学年×領域×学期の 3 要因分析分析を行ったところ，学期の主効果にのみ有意傾向が見られ［F（1, 203）=
3.276, p = .072, ηp2=.016］，領域×学期の交互作用も有意に近い傾向が見られた［F（1, 203）= 2.711, p =.101, ηp2=.013］。このことから，発達心理学領域に所属する 3 年次だけがわずかに後期よりも前期において「アイデンティティの基礎」の高い傾向が見られたが，それ以外にそのような傾向は見られなかった。

４．考察

本研究は，大学生における親性準備性とアイデンティティの発達について，１年次から 4 年次に至る
学年間の変化と同一学年での前期から後期への変化を検討するために質問紙調査を行った。さらに，乳幼児の行動発達や母親による子育てに関する心理学関連の実習授業を受けた経験をもつ学生とそうでない学生を比較することで，それらの授業経験の影響についても検討した。本研究で得られた主要な結果
は，次のとおりである。
（1）親性準備性尺度の下位尺度「乳幼児への好意感情」については女性のほうが男性よりも強く，と
くに 1 年次と 4 年次にその傾向が顕著に見られるよ
3.2
発達-前期
うであった。しかし，どの学年でも前期と後期の学
発達-後期
非発達-前期
期間でも乳幼児への好意感情に明確な差は見られな
3.0
非発達-後期平かった。同じく下位尺度「育児への積極性」につい均
2.8ては，全学年を通じてほぼ一定であり，どの学年間
評
定でも学期間でも男女に大きな差はなく，男性では前値 2.6
期のほうが後期よりもわずかながら高い可能性が示
唆された。
2.4
（2）アイデンティティ尺度については，下位尺度「ア3年次
4年次
イデンティティの確立」の平均評定値も同じく「ア学 年イデンティティの基礎」の平均評定値もともに，学
Figure 9
Figure 9 発達心理学領域と他領域における学年別・学期別の年に関係なく，男性のほうが女性よりも，後期のほ
発達心理学領域と他領域における学年別・学期別のアイデ
アイデンティティ尺度の下位尺度「アイデンティティの確立」の平均評定値
うが前期よりも，それぞれ有意に高いことが示されンティティ尺度の下位尺度「アイデンティティの確立」のた。
平均評定値（3）発達心理学領域の学生と他領域の学生の平均
評定値を比較すると，親性準備性尺度の下位尺度「乳
発達-前期
2.6
幼児への好意感情」については，学年や学期に関係発達-後期
非発達-前期
なく，発達心理学領域の学生は他領域の学生よりも，
2.4
非発達-後期
乳幼児への好意感情が有意に強いことが示された。
平均
同じく下位尺度「育児への積極性」についても，学評 2.2
定期に関係なく，発達心理学領域の学生は他領域の学値
2.0
生よりも育児への積極性が有意に高いことが示され，その領域間の平均評定値の差は 3 年次のほうが 4 年
1.8
次よりも大きいことが示唆された。
3年次
4年次（4）アイデンティティ尺度の下位尺度「アイデン学 年
ティティの確立」については領域や学年，学期に関Figure 10
Figure 10 発達心理学領域と他領域における学年別・学期別の 係なく，ほぼ一定水準であることが示された。同じ
発達心理学領域と他領域における学年別・学期別のアイデン
アイデンティティ尺度の「アイデンティティの基礎」の平均評定値 く「アイデンティティの基礎」についても，発達心
ティティ尺度の「アイデンティティの基礎」の平均評定値
理学領域に所属する 3 年次だけがわずかに前期のほ

8

清水・道城：大学生の親性準備性とアイデンティティの発達

うが後期よりも平均評定値が高い傾向が見られたが，それ以外は総じて後期のほうが前期よりも高い傾向が示唆された。
以上の主な調査結果について順に考察を進めていく。最初に，親性準備性尺度の平均評定値から，女性のほうが男性よりも乳幼児への好意感情が強いことが示された。このことは，本研究調査の「子どもの好意度」に関する結果（Figure 1）とほぼ符合しており，先行研究の結果とも一致している。本研究調査の約 8 年前に日本の大学生に対して実施された調査（佐々木，2007）においても同様の結果が報告されている。また，育児への積極性に関しては性差が見られなかったことについても，上記の先行研究および別の先行研究（堀田，2000）とも一致している。
本研究の結果が示すように，最近の若者世代では，育児参加に関する性役割の認識にさほど性差が生じないようである。
親役割の性差に関する比較的最近の研究によれば，
およそ 1990 年代以降，社会的な父親の育児参加要請の機運が次第に高まり，実際に父親が育児をどのように捉え，参加しているかに関する研究調査が増えてきた（大野・柏木，2008）。たとえば，小野寺（2003）は，初産の妊婦（妊娠 7 〜 8 カ月）の夫を対象に，出産
前，2 年後，および 3 年後にわたって縦断的に，全体を 10 として「夫としての自分」「父親としての自分」「社会にかかわる自分」のそれぞれに重みをつけて 3
分割することを求めた。その結果，子どもの誕生前と誕生後（2 年後と 3 年後）で，夫は「社会にかかわる自分」の重みが増えたと感じているのに対して，「父親としての自分」の重みはさほど変わらないとい
う回答が多かった。この研究調査の結果から，若い世代の男性も，
30 歳代に入って，仕事が忙しくなると，どうしても社会的な役割を重視しがちになる。その際，必ずしも「父親としての役割」を子どもの誕生
前よりも低く重みづけることはなかったものの，社会的役割の相対的増大に比較すると，父親役割の自覚は一定水準にとどまっていることが示された。
本研究調査に参加した大学生の大半は 1990 年代後半に生まれており，父親が育児に参加することの重要性がそれ以前の世代よりも強く認識されているのかもしれない。その一方で，多くの大学生はまだ父親になるまでの発達段階にあるため，父親が子どもや家族に対してどのような役割を果たすべきかを考える機会をまだ十分にもっていない可能性が高い。
まだ就労経験の豊かでない大学生にとって，社会的役割の重さや子育てに関する現実感が調査時点では乏しいことは疑い得ない。したがって，大学の 4 年間で，全般的に育児への積極的参加の動機に変化がないことは比較的容易に理解できる。
次に，本研究調査において，アイデンティティの確立の程度とその基礎にある精神的な安定性は，いずれも学年に関係なく，男性のほうが女性よりも，後期のほうが前期よりも高いことが示された。比較的最近に行われた先行研究では，大学生約 300 人を対象に各種の心理尺度を用いてアイデンティティの確立に関する調査が行われている（中谷・友野・佐藤，
2011）。それによれば，現代日本において青年期特有のアイデンティティ危機が生じており，アイデンティ
ティ形成に焦点を当てた発達支援の必要性が示唆されている。しかしながら，これまでの先行研究では大学生の学年間の変化や同一学年の学期間の変化を検討しておらず，アイデンティティの危機や葛藤に関する詳細な変化が十分に捉えられていない。上記の中谷他（2011）の研究においても縦断的調査の重要性が指摘されてはいるものの，大学 4 年間のどの時期に相対的に大きな危機が訪れるかについては言及されてはいない。本研究調査では，むしろ，そうした学年による発達的変化そのものが顕著でなく，学期間の変化や性差のほうが相対的に大きく現れた。
通常の場合，大学生は 3 年次の前期または後期から4 年次の前期にかけて就職活動に関連して複数回にわたって自己分析を行う機会を得ることが多い。大学卒業後の具体的な進路決定を迫られるようになって，ようやく他者への自己呈示の材料を探し始める
ような印象が強い。その点で言えば，3 年次の前後期または 4 年次前期にアイデンティティの発達に関連した指標に変化が現れても不思議ではない。ただし，その際に用いられる測定尺度の敏感性・正確性の問題は十分に考慮される必要があるだろう。
さらに，本研究では，乳幼児の行動発達や母親による子育てに関する発達心理学関連の実習授業の経験が親性準備性やアイデンティティの関連指標に及ぼす影響について検討した。その結果，そうした実
習授業経験は親性準備性とアイデンティティに大きく影響していることが示された。この実習授業は，とりわけ年少の子ども（主に 0 〜 4 歳の乳幼児）と直接触れ合うという経験を学生に提供するものであり，学生はその母親との交流を通じて，子どもの成長や育児の様子についてきわめて具体的な知識を得る貴重な機会を得ている（脚注 2 参照）。この実習経験の効果が結果に反映されていると考えられる。一般に大学生は，乳幼児に最も縁遠い存在であると言われることが多い。このことは，本研究の「子どもでの接触頻度」に関する結果（Table 3）と対応しており，学生の大部分はとりわけ乳幼児との接触頻度がかなり少ないことがうかがわれる。近親者に出産前後の女性や幼い子どもがいる場合，あるいは，サー
クル活動やボランティア活動を通して子どもとの接触の機会が多い場合を除けば，日常的に子どもに接する状況や頻度は他の世代に比較して限られている。
そのため，大学生が家庭での子どもや育児の様子を知ることが重要であるとして，自治体や公的機関が大学と協力して，大学生に対して子育て中の家庭を訪問する機会を提供するという試みが行われている9神戸学院大学心理学研究 2020 年（兵庫県による「一日パパ・ママ体験 大学生の子育て家庭訪問」など）。そうした機会を経験した学生は，全体として，子育てに関する不安や疑問が軽減されたという結果が得られている（神戸新聞社地域総研，
2018）。それらの試みの成果と本研究調査における心理学専攻生による在学中の発達心理学実習経験や年少児との接触交流経験の影響との共通点や相違点については今後詳細な検討が望まれる。
最後に，本研究調査を通して，全般的に学年の違
いや学期の違いに関して一貫した傾向が認められなかった。かなり大雑把にみて，性差を超えて，アイ
デンティティの確立に関する評定値は「アイデンティ
ティの確立」でも「アイデンティティの基礎」でもわずかながら学年や学期の違いが見られた。これに対して，親性準備性の「乳幼児への好意感情」と「育児への積極性」はともに，学年や学期の違いがほとんど見られなかった。もしかしたら，大学生の時期における発達課題として，自己のアイデンティティの確立を図ることが親になることの準備を進めることよりも優先されているのかもしれない。青年期や成人期の発達課題については，Erikson (1950, 1959)のほかにも Havighurst (1972) などいくつかの理論が提唱されているが，これまでにそうした優先性や継起性を示唆する研究は少ない。本研究の場合，大学の 4 年間の変化は横断的な比較によってしか捉えていないが，その 4 年間のなかでもアイデンティティの確立と親性準備性の発達の進み具合が異なるのは興味深い。したがって，本研究の結果をもとに，両者の関係についてさらに詳しく検討する必要があると考えられる。
また，本研究において発達心理学の実習を通した経験が親性準備性やアイデンティティの発達に大きな影響を及ぼしていることが明らかになった。ただし，ここで注意しなければならないのは，本研究での発達心理学関連の実習授業は発達心理学領域の学生に対してのみ提供されており，この領域への配属
は，基本的に学生の自由意思によるものであったという点である。もともと乳幼児や育児に関心や親和性の高い学生がこの領域への配属を希望し，所属された可能性が高い。したがって，乳幼児や子育てに触れる経験がどの学生にも等しく望ましい影響を及
ぼすのか，あるいは，乳幼児や育児に関心の高い学生がそうした影響を強く受けるのかは現時点では判然としない。今後は，学生の個人特性との関連をより詳細に調べることとともに，縦断調査の期間を拡張し，同一学生の学年間における変化をたどれるよ
うな調査計画を検討する必要がある。

第3巻

第1号

引用文献
Erikson, E. H. (1950). Childhood and Society, (2nd ed.).
New York: Norton.（エリクソン，E. H. 仁科 弥生
訳 (1977, 1980). 幼児期と社会 1, 2 みすず書房）
Erikson, E. H. (1959). Identity and the life cycle.
Psychological issues Vol. 1, No.1. New York:International Universities Press.（エリクソン，E. H.
西平 直・中島 由恵訳（2011）．アイデンティティとライフサイクル 誠信書房）
Havighurst, R. J. (1972). Developmental tasks andeducation. New York: David McKay.（ハヴィガース
ト，R. J. 荘司雅子監訳（1995）．人間の発達課
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利益相反
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10

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2020.9.1 受理―

11神戸学院大学心理学研究 2020 年 神戸学院大学心理学研究
第 3 巻 第 1 号 pp.13-202020 年

第3巻

第1号

原著論文
Original Article（査読あり）

大学生の年上の人に対するアサーションスキル
およびストレスコーピングスキルと過剰適応との関連
成井 里緒 神戸学院大学心理学研究科心理学専攻

村井 佳比子 神戸学院大学心理学部

The relationship of the over-adaptation to the assertion skills and stress-coping skills among college
students toward their elders
Rio Narui (Graduate School of Psychology, Kobe Gakuin University)
Keiko Murai (Department of Psychology, Kobe Gakuin University)
本研究の目的は，大学生の年上の人に対するコミュニケーションのうち，適切な自己主張（アサーション）と，年上の人との関係の中で生じるストレスへの対処行動（ストレスコーピング）の関係について調べるとともに，それが過剰適応と関連するかどうか検討することであった。大学生 142 名（男性 65 名，女性 77 名，平均年齢 19.87 歳）を対象に調査を行った結果，多くの大学生は高圧的な年上の人が苦手であり，気を使いながら接していることが示された。また，年上の人に対してアサーショ
ン行動ができる人は，年上の人との関係でストレスが生じたときに積極的に関係を構築したり，気持
ちを切り替えたりするなどのコーピングスキルを使用することが分かった。過剰適応傾向については，
アサーションスキルの一つである「説得交渉」スキルと関連がみられ，過剰適応傾向を軽減するための重要な要因であることが明らかになった。
キーワード：大学生・アサーション・ストレスコーピング・過剰適応・年上の人とのコミュニケーション
Kobe Gakuin University Journal of Psychology
2020, Vol.3, No.1, pp.13-20

文化的適応とされるもので，現実的な環境に対する適応を意味しており，内的適応とは，心理的適応とされるもので，幸福感・満足感のある状態で心理的に安定していることを意味する（桑山，2003）。過剰
適応的な態度は，外的な適応を促すものであり，過剰適応そのものが問題というわけではなく，自分の感情と向き合わないことが生じると，自己疎外につながることが指摘されている（桑山，2003）。
「自分
らしさがない」といった自己疎外感，あるいは自己不全感や，自分の感情を否認するような不適切な自己抑制は抑うつに関連することが示唆されており（風間，2015），過剰適応状態が精神的な問題を引き起こす原因になりうる場合は，その状態を変えていく必要があるといえる。
近年ではさらに，新卒者の早期離職の問題がある。
早期離職とは，就職後 3 年以内に仕事を辞めてしまうことを指す。厚生労働省（2018，2019）は，新規学卒就職者の 3 割が就職後 3 年以内に離職しており，問題と目的
近年，核家族化や SNS の普及に伴って大学生のコ
ミュニケーション能力の低下が問題になってきている。大学生は「初対面の人と接する時，なかなか自分から話しかけられずとまどう」，「高齢者や先輩な
ど年上の人と接する時は気を使ってしまい，うまく
コミュニケーションがとれない」と感じていることが報告されている（飯塚，2010）。青年期は社会に適応していく時期であり，アイデンティティの確立など多くの課題に直面する時期でもある。また，青年期は心理的変化や身体的変化，社会的変化が起こり，不安定な状態に陥りやすいと考えられている（松原，2017）。このとき，環境に適応しようとして，不全感を抱えたまま過剰なまでの努力を続けるという問題が生じることがある。桑山（2003）は，外的適応が過剰なために内的適応が困難に陥っている状態を過剰適応状態と呼んでいる。外的適応とは，社会的・13神戸学院大学心理学研究 2020 年

離職率は前年度に比べ増加していることを示している。労働政策研究・研修機構（2019）によると，若年者が「初めての正社員勤務」を離職する理由として，
勤務条件や職務内容と並んで人間関係の問題が多くなっており，特に１年以内に離職する理由の重要なポイントとなっている。山住・北川・安酸（2017）は，
職場の対人関係でのストレスが高いほど離職願望が高くなることを示しており，就職後の早い段階での人間関係の問題から体調不良が引き起こされ，早期離職につながっている可能性が示唆される。一方，
仕事内容や環境に違和感を覚え，転職を考えた社員の中にもそれを思いとどまる者もおり，その重要な要因として，上司や先輩に相談し，アドバイスを得ることがあげられている（中里，2015）。同様に真壁・木下・古城（2006）は，離職願望を持っていたが離職せず職場にとどまった理由で一番多かったのが「上司や先輩のサポート」であったと報告している。
つまり，職場の対人関係で問題が生じても，年上の人に相談したり，サポートを受けたりすることで就業を継続できる可能性があるといえる。中村・則定（2014）は，職場での主なストレッサーとして自分自身に対する不信感や無力感をあげており，また中里（2015）は，コミュニケーション能力を学生時代に身につけておくことが離職の防止に役立つと述べている。つまり，学生時代から年上の人との良好なコミュ
ニケーションの構築を意識しておき，上司や先輩との良好な関係を構築するための態度や，過剰適応に陥らないための適度に自己主張できるコミュニケー
ション力を持つことが，自己不全感の軽減につながり，離職を予防し，健康に仕事を続けるために重要になると考えられる。上述したように，大学生は年上の人に対してはうまくコミュニケーションが取れないと回答しているが，離職の予防には上司や先輩のサポートが重要であるということから，大学生の年上の人に対するコミュニケーションのあり方を調べることは意義があるといえる。
相手を理解しながら適切に自己主張するコミュニ
ケーション技術としては，アサーションがある。アサーションとは，自分も相手も大切にした，率直な 自 己 表 現 や コ ミ ュ ニ ケ ー シ ョ ン で あ る（ 平 木，
2009）
。アサーションは，医療・福祉・教育現場などで他者援助に従事している人の「燃え尽き症候群」の予防や，家庭・学校・職場でのコミュニケー
ションの改善にも活用されており（久保山・吉岡，
2015），大学時代にこの技術が身についていることで，不適応による早期離職や，過剰適応による抑うつ状態を予防できるのではないかと考えられる。
そこで本研究では，大学生の年上の人に対するコ
ミュニケーションについて，アサーションとストレスコーピングの側面から，大学生が年上の人に対してどのようなコミュニケーションの特徴を持ち，その関係の中で生じるストレスにどのように対処して

第3巻

第1号

いるか調べ，それが過剰適応と関連するかどうか検討する。
アサーション行動ができる人は，自分と相手のことを考えてコミュニケーションを図るため，ストレス反応に対してもそれらを応用し，前向きな方略を取ることが予測される。また，その方略を取ること
で，相手に自分の意見や要求を押しつけたり，無理に自分を抑制したりすることは少ないと考えられる。
そのため，本研究では，年上の人に対してアサーショ
ン行動ができる人，つまり自分も相手も大切にする
ようなコミュニケーションを取れる人は，年上の人との関係でストレスが生じたとしてもそれを今後に生かしたり，自分の成長に役立てたりするなど肯定的に捉え，積極的に人とかかわろうとするような対処方略を使用し，無理に相手に合わせようと自分を抑制するような過剰適応傾向は低いという仮説を立てる。なお，本研究における年上の人とは，アルバ
イト先の先輩や責任者を想定している。

方

法

調査対象者
神戸市の私立大学に通う学生 142 名（男性 65 名，
女性 77 名，平均年齢 19.87 歳，標準偏差 1.06）を対象に調査を行った。

調査時期
2019 年 6 月に調査を実施した。

調査方法
大学での授業開始前に調査用紙を一斉配布し，質問紙調査を行った。所要時間は約 15 分であった。調査に当たっては，任意の参加であり，同意した後でも同意の撤回は可能であることを書面と口頭で説明したうえで同意書に署名を得て実施した。なお，本研究は神戸学院大学心理学部人を対象とする研究等
倫理審査委員会の承認を得ている（承認番号 HP1901）。

調査内容
本調査の質問紙は，フェイスシート，年上の人に対する態度について，苦手な年上の人について，青年用アサーション尺度，対人ストレスコーピング尺度，青年期前期用過剰適応尺度の 6 つで構成されていた。
（1）フェイスシート：調査対象者の性別，年齢，
学年について回答を求めた。
（2）年上の人に対する態度についての質問：年上14

成井・村井：大学生の年上の人に対するアサーションスキルおよびストレスコーピングスキルと過剰適応との関連の人に対しての態度について，①気を使っている，②気楽に接している，③年齢を気にしたことはない，④年上の人と接する機会はない，⑤その他の 5 つの項目のうち当てはまるものを選択するよう求めた。
（3）苦手な年上の人についての質問：大学生が苦手と感じる人の特徴を明らかにするために，年上の人の中でも苦手だと感じる人に対する意見や考え，
イメージなどについて自由に記述するよう求めた。
（4）青年用アサーション尺度（玉瀬・越智・才能・
石川，2001）：玉瀬他（2001）が作成した青年期のアサーション能力を測定する自己記入式尺度である。
「関係形成因子」と「説得交渉因子」の 2 つの下位尺
度で構成されている。各項目に「1．全くそうしない」
から「5．必ずそうする」の 5 件法で回答を求めた。
得点が高いほどアサーション能力が高いと判断する。
本研究では，年上の人に対するコミュニケーションを調べるため，「年上の人（30 歳代から 40 歳代）とのコミュニケーションについてお尋ねします。」「接する機会のない人は、自分ならどうするかを想像して回答してください。
」と教示した。また，質問項目の内容で「親」や「友達」となっていた部分を「年上の人」に変更した。年上の人の年代については，
予備調査において大学生が現在よく接している「年上の人」が 30 歳代から 40 歳代であったことから，「30
歳代から 40 歳代」とした。また，「年上の人」と変更したことで，関係形成因子では，「年上の人から誤解されたら，誤解が解けるように話をする」や説得交渉因子では，「年上の人の都合を一方的に押しつけられた時は断る」など，年上の人に対してどの程度
アサーション行動が行えるかを測定した尺度になっていると考えられる。本研究において，大学生のアサーション能力の程度の推定に適していると考え採用した。
（5）対人ストレスコーピング尺度（加藤，2000）：
加藤（2000）が作成した対人ストレスイベントに対するコーピングの個人差を測定する自己記入式尺度である。
「ポジティブ関係コーピング」と「ネガティ
ブ関係コーピング」「解決先送りコーピング」の 3 つの下位尺度で構成されている。各項目に「1．あてはまらない」から「4．よくあてはまる」の 4 件法で回答を求めた。得点が高いほどストレスに対する対処法をよく使用すると判断する。本研究では，年上の人との関係で生じるストレスに対する対処方法をみるため，「年上の人との関係で生じたストレスに対する対処法についてお尋ねします」と教示した。本研究において，大学生のストレス対処法の程度の推定に適していると考え採用した。
（6）青年期前期用過剰適応尺度（石津，2006）：石津（2006）が作成したストレス反応と適応感という異なる側面から過剰適応を測定した自己記入式尺度である。
「他者配慮」「期待に沿う努力」「人からよく思われたい欲求」「自己抑制」「自己不全感」の 5 つの下位尺度で構成されている。各項目に「1．まった
くあてはまらない」から「5．とてもあてはまる」の5 件法で回答を求めた。得点が高いほど過剰適応傾向が高いと判断する。実施対象としては青年前期を対象に作成されており，項目に使用されている表現
は大学生にも使用できる内容であった。したがって，本研究において大学生の過剰適応の程度の推定に適していると考え採用した。

結果

年上の人に対する態度について年上の人に対する態度について，どのように接していると自覚しているかを調べるために「気を使っている」「気楽に接している」「年齢を気にしたことはない」「年上の人と接する機会はない」「その他」の 5 項目から 1 つ選択するよう求めた。その結果，「気を使っている」と回答したのは 104 名（73.2％），「気楽に接している」と回答したのは 29 名（20.4％），「年齢を気にしたことはない」と回答したのは 3 名（2.1％），「年上の人と接する機会はない」と回答したのは 3 名（2.1％）であった（図 1 参照）。

110
100
90
80
70
60
50
40
30
20
10
0
気を使って接している

気楽に接している

図1

年齢を気にしたことはない

年上の人に対する態度について15年上の人と接する機会はない

神戸学院大学心理学研究 2020 年
表1

気を使って接している(94名)

第3巻

第1号

苦手な年上の人について気楽に接している(24名)

人数

人数

高圧的・威圧的に接してくる人19

高圧的・威圧的に接してくる人6

見下してくる人・上から目線で話す人

20

見下してくる人・上から目線で話す人

2

自慢話が多い人2

自慢話が多い人

2

その他

53

その他

15

苦手な年上の人について

各変数間の相関大学生が苦手だと感じる年上の人についての自由
記述について，年上の人に対する態度別にまとめたものを表 1 に示す。回答のあった 118 名のうち 25 名
（21.2％）が，「高圧的・威圧的に接してくる人」と回答していた。次に，「見下してくる人・上から目線で話す人」が 22 名（18.6％），「自慢話が多い人」が4 名（3.4％），「自己中心的な人」が 2 名（1.7％）であった。その他，「人の悪口を言う人」や「気が強い人」が苦手であるといった回答もみられた。

アサーション尺度，対人ストレスコーピング尺度
および過剰適応尺度それぞれの下位尺度間の関係を検討するため，ピアソンの積率相関係数を算出した（表 3 参照）。その結果，アサーション尺度の下位尺度である関係形成因子とストレスコーピング尺度の下位尺度であるポジティブ関係コーピング・解決先
送りコーピングとの間に有意な正の相関がみられた（順に，r =.306，p <.01；r =.200，p <.05）。関係形成
因子と過剰適応尺度の下位尺度である自己抑制・自己不全感との間に有意な負の相関がみられた（順に，r =-.319，p <.01；r =-.268，p <.01）。アサーション尺
度の下位尺度である説得交渉因子と他者配慮・期待に沿う努力・人からよく思われたい欲求・自己抑制・
自己不全感との間に有意な負の相関がみられた（順に，r =-.363，p <.01；r =-.404，p <.01；r =-.297，p <.01；
r =-.427，p <.01；r =-.340，p <.01）。
また，ポジティブ関係コーピングと他者配慮との間に有意な正の相関がみられた（r =.215，p <.05）。
ネガティブ関係コーピングと人からよく思われたい
欲求・自己不全感との間に有意な正の相関がみられた（順に，r =.226，p <.01；r =.272，p <.01）。解決先
送りコーピングと他者配慮との間に有意な正の相関がみられた（r =.191，p <.05）。

青年用アサーション尺度，対人ストレスコーピン
グ尺度，青年期前期用過剰適応尺度の記述統計と性差
青年用アサーション尺度，対人ストレスコーピン
グ尺度，青年期前期用過剰適応尺度の下位尺度得点の内的整合性を検討するためにクロンバックのα係数を算出した。その結果，アサーションの下位尺度である関係形成因子と説得交渉因子がα =.65，α =.73とやや低い値となったが，その他の下位尺度はα =.76
〜 .88 となり一定の信頼性があることが確認された。
また，各下位尺度の平均値と標準偏差を算出し，性差を検討するために t 検定を行った（表 2 参照）。その結果，いずれの下位尺度においても男女差は認められなかった。

表2
青年用アサーション尺度・対人ストレスコーピング尺度・青年期前期用過剰適応尺度の平均値と標準偏差，性差の t 検定の結果
男性(n =65)

女性(n =77)

下位尺度

平均

標準偏差

平均

標準偏差

t値

有意差

関係形成因子(α=.65)

27.1

4.28

26.5

4.00

0.94

n.s.

説得交渉因子(α=.73)

26.5

3.17

26.2

3.05

0.68

n.s.

ストレスコーピング ポジティブ関係コーピング(α=.88)

35.6

9.01

33.0

7.91

1.78

n.s.

ネガティブ関係コーピング(α=.80)

23.0

5.43

22.8

5.30

0.20

n.s.

解決先送りコーピング(α=.81)

23.1

4.32

22.3

4.62

1.09

n.s.

他者配慮(α=.78)

27.7

5.17

29.2

5.12

1.76

n.s.

期待に沿う努力(α=.76)

21.8

4.75

22.9

5.44

1.25

n.s.

人からよく思われたい欲求(α=.78)

18.2

3.88

19.0

4.05

1.22

n.s.

自己抑制(α=.85)

22.9

5.56

22.9

5.81

0.06

n.s.

自己不全感(α=.86)

19.4

5.56

20.2

5.37

1.00

n.s.

アサーション

過剰適応注)下位尺度名に続くカッコ内はα係数を表している。

16

成井・村井：大学生の年上の人に対するアサーションスキルおよびストレスコーピングスキルと過剰適応との関連
表3
アサーション

アサーション

関係形成

説得交渉

ポジティブ関係

ネガティブ関係

解決先送り

他者配慮

‐

.488 **.306 **.001.200 **

.019

-.074

.050

-.319 **-.268 **

‐

.083

-.092

.071

-.363 **-.404 **-.297 **-.427 **-.340 **

.061

.386 **.215 *

.080

.021

.017

-.087

‐

.350 **

.057

.078

.226 **.140.272 **‐.191 *

-.080

.147

.022

-.065

.490 **.431 **.523 **.302 **‐.621 **.456 **.451 **‐.375 **.420 **‐.476 **‐

ポジティブ関係
ネガティブ関係
解決先送り

過剰適応

過剰適応

関係形成
説得交渉
ストレスコーピング

各尺度の相関結果

ストレスコーピング‐

他者配慮
期待に沿う努力
よく思われたい

期待に沿う努力

よく思われたい

自己抑制

自己抑制

自己不全感

‐

自己不全感
**p <.01，*p <.05に関連が認められ，年上の人に対してアサーション
行動ができる人ほど，年上の人との関係でストレスが生じても，相手の立場を考えるなど，ポジティブに関係を構築しようとする傾向が高く，また「なんとかなる」と気持ちを切り替えたり，問題を気にしないようにしたりする傾向が高いことが示された。
さらに，アサーション尺度の得点が高いほど過剰適応尺度の得点が低いことが示され，仮説は支持されたといえる。
アサーションのうち「年上の人に反対されそうなことでも必要なら言う」といった説得交渉する力が高いことが過剰適応の低さと関連していた。自由記
述から，年上の人に対する態度に関係なく，高圧的な人を苦手とする回答が多く，大学時代に高圧的・威圧的な年上の人に対するアサーションスキルを身につけておくことが，就職後の適応や精神疾患の予防につながることが示唆された。
以下，それぞれの分析結果について考察する。

年上の人に対するアサーションとストレスコーピ
ングの過剰適応への影響
アサーションとストレスコーピングの各下位尺度
得点が過剰適応得点に与える影響を検討するため，過剰適応を従属変数，年上の人に対するアサーショ
ンとストレスコーピングの各下位尺度を独立変数として重回帰分析（強制投入法）を行った（表 4 参照）。
その結果，重決定係数（R²）は .28 であり 0.1％水準
で有意であった。また，過剰適応得点とアサーショ
ン尺度の下位尺度である説得交渉因子との間に負の有意な関連がみられた（β =-.51，p <.001）。多重共線性については全ての項目で VIF 値が 2 以下（1.17〜 1.46）であったため，多重共線性は生じていないと判断した。

考察

本研究の目的は，大学生が年上の人に対してどのようなコミュニケーションの特徴を持ち，その関係の中で生じるストレスにどのように対処しているか調べ，それが過剰適応と関連するかどうか検討することであった。仮説は，「年上の人に対して，アサー
ション行動ができる人は年上の人との関係で生じたストレスを肯定的に捉え，積極的に人とかかわるな
どの対処方略を使用し，過剰適応傾向は低い」であった。
検討の結果，アサーションのうち関係形成とスト
レスコーピングのポジティブ関係および解決先送り
表4

年上の人に対する態度と苦手な年上の人について年上の人に対する態度について，気を使って接している大学生は 104 名（73.2％）で，気楽に接している大学生は 29 名（20.4％）に対して多く，約 7 割の学生が年上の人に気を使うと回答していた。これは，玉瀬・馬場（2003）と類似した結果となっている。
大学生は年上の人と接する機会が少なく，機会があったとしてもアルバイトのような短時間であることが多い。そのため，苦手意識を持ったまま社会人にな

過剰適応と年上の人に対するアサーションとストレスコーピングとの重回帰分析

アサーション尺度

ストレスコーピング尺度

Bβ

関係形成因子.22.05

説得交渉因子-2.05-.51 ***

ポジティブ関係コーピング

.20

.09

ネガティブ関係コーピング

.56

.16

解決先送りコーピング

-.06

-.01

R²

.28 ***

注)***p <.001

17神戸学院大学心理学研究 2020 年

る人が多く，社会に出たときに適応が困難になると考えられる。
苦手な年上の人について自由記述で得られた回答
から，約 4 割の大学生は高圧的・威圧的に接してくる人や，見下したり上から目線で話したりする人に苦手意識を持っていることが示された。苦手意識を持っている年上の人とのかかわり方や自分の感情のコントロール方法などを身につけておくことが大学時代の課題の一つになるといえる。

第3巻

第1号

年上の人に対するアサーションと過剰適応の関係について，アサーションの「関係形成」スキルと過剰適応の「自己抑制」「自己不全感」に関連がみられた。
久保山・吉岡（2015）は，アサーション・トレーニングを行うことによって，自分の意見に自信を持ち，自己表現することへの自信が得られるようになることを明らかにしている。また，アサーション・トレー
ニングを行うことによって自己アピールの苦手意識が軽減することを明らかにしている。これらのことからアサーションスキルを保持していることで自分の意見や気持ちを抑制することなく表現でき，自己年上の人に対するアサーションおよび年上の人に評価が低くなることは少ないと考えられる。一方，「説
対する対人ストレスコーピングと過剰適応傾向と得交渉」スキルは，過剰適応のうち「他者配慮」「期の関連待に沿う努力」「人からよく思われたい欲求」にも関年上の人に対するアサーションと年上の人に対す連がみられた。「説得交渉」スキルは，葛藤場面におる対人ストレスコーピングの関係について，アサー
いて他者に説得や交渉を行うスキルであり（玉瀬他，
ションの「関係形成」と対人ストレスコーピングの2001），「関係形成」スキルよりも他者と衝突する可「ポジティブ関係コーピング」および「解決先送りコー能性がある。特に本研究では説得や交渉する対象がピング」に有意な正の相関が示された。これはつまり，年上の人であり，より気を使ったり，期待を敏感に年上の人に対して素直に誉めたり，進んで意見を言感じ取ったり，嫌われたくないという心理が働いたえる人ほど，年上の人との関係の中でストレスが生のではないかと考えられる。
じたときには，相手のよいところを探したり，問題
年上の人に対する対人ストレスコーピングと過剰にこだわらないように割り切ったりするスキルが高適応について，年上の人との関係で生じたストレス
いということを示す。関係形成因子は人と良好な関に対して，積極的にかかわろうとするスキルである係を築くためのものであり（玉瀬他，2001），ポジティ「ポジティブ関係コーピング」を使用したり，問題にブ関係コーピングはストレスが生じたときに人間関こだわらず割り切ったり，忘れるようにしたりする係を改善するようなコーピングを行うものである（加スキルである「解決先送りコーピング」を使用した
藤，2000）。また，解決先送りコーピングはストレス
りする人ほど，他者に配慮する傾向にあることが示が生じたときに問題にこだわらないようにするコーされた。
「ポジティブ関係コーピング」と「解決先送ピングを行うものである（加藤，2000）。これらのこりコーピング」はアサーションの「関係形成」ともとから，年上の人と良好な関係を築くことでストレ関連があり，年上の人に配慮しながら適切な関係をスが生じたときでも積極的にかかわり合うことで対構築する際に必要なコーピングスキルであると考え処したり，「なんとかなる」「人は人」と気持ちを切られる。一方で，ストレスに対して他者とかかわりり替えたりすることで，年上の人との良好な関係を合わないようにするスキルである「ネガティブ関係維持しているのではないかと考えられる。また，解コーピング」を使用する人ほど，相手からの評価に決先送りコーピングは，何もしないことで関係を良敏感であったり，自分の評価が低かったりする傾向
好に保つもの（加藤，2000）であることから，年上にあることが示された。人と距離を置くような行動の人に気を使いながら接している大学生は，年上のをとるため，そんな自分に対する評価が下がったり，人との間に生じたストレス反応を問題にするよりも， 他者からの評価により敏感になったりする可能性が関係を悪化させないようにふるまうことを重視してあると考えられる。
いると考えられる。一方，アサーションの「説得交渉」
過剰適応の「自己不全感」に関しては，過剰適応と対人ストレスコーピングには関連がなかった。この他の 4 つの下位尺度と相関がみられた。「自己不全れは，年上の人に対して説得や交渉をするというス
感」は「自分に自信がない」「自分らしさがない」といっキルを保持しているかどうかはストレスへの対処行
た自己認識の希薄さを示すものであり，他の 4 つの動と関連がないことを示す。玉瀬・馬場（2003）は下位尺度を予測し，精神健康にネガティブな影響を年上の人との心理的距離と状況との関係で，アサー及ぼすことが指摘されている（風間，2015）。青年期
ション行動をするかどうかが決定されることを示し
はアイデンティティの確立といった自己確立が課題ている。特に大学生は年上の人に対して「気を使う」となっており，自己確立できずに自己不全感に陥り，者が多く，説得交渉すること自体がストレスになる
これが過剰適応状態を引き起こしている場合，精神可能性がある。そのため説得交渉できていても，そ健康に悪影響を及ぼして，悪循環を生じさせる可能
れがそのままストレスコーピングスキルに関連する性がある。そのため，過剰適応状態にあっても自分わけではないと考えられる。
の感情と向き合い，「自分らしさ」を確立していくこ

18

成井・村井：大学生の年上の人に対するアサーションスキルおよびストレスコーピングスキルと過剰適応との関連とで，精神健康を保ち，柔軟に環境適応できるようになるのではないかと思われる。

から年下の人へのコミュニケーションについて検討すること，また新社会人を対象とした実態調査を行うことが挙げられる。

過剰適応を従属変数とした重回帰分析の結果から
の考察

利益相反

アサーションとストレスコーピングの各下位尺度の過剰適応への影響を検討するため，重回帰分析を行ったところ，過剰適応に関係するのはアサーショ
ン尺度のうち「説得交渉」因子であることが示され，年上の人に対する「説得交渉」スキルの有無が過剰適応の重要な要因になることが示唆された。自由記
述から高圧的・威圧的な年上の人を苦手とする回答が多く，年上の人に対して「説得交渉」スキルを発揮すること，つまり注意したり，断ったりすることが困難であることが示されている。大学生は高圧的・威圧的な年上の人と長く同じ環境でいなければならなくなったとき，必要に応じて「説得交渉」スキルを発揮しないと過剰適応に陥る危険性がある。一方
で，前述したようにこのスキルは使い方や場面によってはトラブルを引き起こす可能性がある。大学時代には，適度に「年上の人に反対されそうなことでも必要なら言う」「図々しく不正な年上の人がいたらその人に注意する」といった経験を積み，相手を尊重するアサーティブな「説得交渉」スキルを身につけておくことで過剰適応傾向を軽減することができるのではないかと考えられる。

結

本論文に関して，開示すべき利益相反関連事項は
ない。

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論

多くの大学生は年上の人に気を使って接しており，
飯塚（2010）と同様の結果が得られた。また多くの大学生はコミュニケーションを取る際に，高圧的・威圧的な人が苦手であると感じていることが明らかになった。就職後，高圧的・威圧的な年上の人とのかかわりがうまくいかなければ，その人との関係で生じたストレスにうまく対処できず，気を使いすぎて過剰適応状態に陥ってしまう危険性がある。特に，自己不全感が高い場合，これが精神健康に影響し，抑うつ状態に陥り，離職につながる可能性がある。
早期離職や過剰適応による抑うつ状態を予防するために，高圧的・威圧的な人と適切にかかわるスキルを身につけるとともに，自分の感情に向き合い，自分らしさを確立していくことが重要であると考えられる。
本研究の限界として，大学生を対象に年下の人から年上の人へのコミュニケーションについてのみ検討しており，双方向のコミュニケーションの特徴を明らかにするには至っていないという点が挙げられる。また，就職後の新社会人を対象とした実態調査を行った場合、本研究とは異なる結果が得られたかもしれない。そのため今後の課題として，年上の人

19神戸学院大学心理学研究 2020 年

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―2020.8.7 受稿

2020.10.30 受理―

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第3巻

第1号

神戸学院大学心理学研究 2020 年 神戸学院大学心理学研究
第 3 巻 第 1 号 pp.21-292020 年

第3巻

第1号

原著論文
Original Article（査読あり）

マインドレスネス尺度における併存的妥当性の検討
中川 裕美 神戸学院大学心理学部

久保 真人 同志社大学政策学部

Study of Concurrent Validity of the Mindlessness Scale
Hiromi Nakagawa (Department of Psychology, Kobe Gakuin University)
Makoto Kubo (Faculty of Policy Studies, Doshisha University)
The purpose of this study was to test the concurrent validity of the Mindlessness Scale. A web-based survey
was administered to a sample of 1000 subjects over twenty years of age. The subjects consisted of 500 men
and 500 women. Exploratory factor analysis revealed a 3-factor solution of the Mindlessness Scale. Cronbach
α coeﬃcients showed that the reliability of extracted factors is acceptable. We tested the concurrent validityof the Mindlessness Scale in comparison with the Five Facet Mindfulness Questionnaire, the Brief Job Stress
Questionnaire, Mind-wandering, and the Self-Compassion Scale. The results showed that the Mindlessness Scale
were acceptable in their validity.
Key words:mindfulness, mindlessness,mind-wandering, self-compassion
キーワード：マインドフルネス，マインドレスネス，マインドワンダリング，セルフ・コンパッション
Kobe Gakuin University Journal of Psychology
2020, Vol.3, No.1, pp.21-29

問

マインドフルネスを用いた心理療法には，慢性疼
痛（痛みの強度，抑うつ・不安症状，身体的機能障
害，生活の質）の改善（McCracken & Vowles, 2014）
や，うつの再発／再燃予防（Teasdale et al.,2000; Ma& Teasdale, 2004），不安症状の軽減（Kim et al.,2013;
Hoge et al., 2013）などが示されている。また，注意力や集中力の向上（Hölzel et al., 2011），セルフ・コ
ンパッション（慈悲の心）の深化（Birnie, Speca &Carlson, 2010; Shan-Line et al., 2012）など，ポジティ
ブな側面を促進する効果も報告されている。
しかし MBCT などのように，心理療法としてマインドフルネスによる介入がおこなわれる際には，トレーニングを開始する者が必ずしも最初からマイン
ドフルネスを目指すわけではない。昨今では，マインドフルネスに関連する書籍やマスメディアなどを介して，ある程度その認知度も広がってはきているが，心理療法の対象者の多くは，治療者に勧められるなどして，結果として起こるうつ症状の軽減や再発予防，不安の低減など治療的な効果を期待し，マインドフルネスのトレーニングを始めるのが一般的である。これらの対象者にとって，マインドフルネ
スの概念そのものを理解することは難しく，自己評

題

マインドフルネスは，「瞬間瞬間に立ち現われてくる体験に対して，今の瞬間に，判断をしないで，意図的に注意を払うことによって実現される気づき」（Kabat-Zinn,2003），「直接体験していることを維持するために注意の自己制御を行った結果として，現在の瞬間の精神的な出来事（事象）への認識を高めることが可能になること」，そして「現在の瞬間の体験に向けて意図的に注意を向け続けることであり，その姿勢とは，好奇心を持って，心を開き，受容することによって特徴づけられる」（Bishop et al.,2004）と定義されている。
仏教瞑想の流れを汲むマインドフルネスは，心理療法やストレスマネジメントなどにも取り入れられ，
Kabat-Zinn が確立したマインドフルネスストレス低減法（Mindfulness-Based Stress Reduction; MBSR）や，うつ病の再発予防を目的に開発されたマインドフル
ネ ス 認 知 療 法（Mindfulness-Based Cognitive Therapy;
MBCT）（Segal, Williams, & Teasdale., 2002［越川房子
監訳，2007］）などがある。

21

神戸学院大学心理学研究 2020 年

第3巻

第1号

定によりマインドフルネスの程度を測ることは，特2009］）。熊野（2016）は，この 6 つのコア・プロセに困難と考えられる。実際に，MBCT のトレーニン
スのうち「体験の回避」，「認知的フュージョン」，「概
グ段階を参照しても，プログラムのはじめは「自動念としての過去と未来の優位」，「概念としての自己操縦状態に気づく」というテーマを扱うことにより， に対するとらわれ」の 4 つの行動パターンの頻度がマインドフルネスとは相容れない心のモードに起こ高まった状態をマインドレスネスな状態と説明してりうる自分自身の体験に気づくワークから構成されいる。
ている（Segal et al.,2002）。したがって，心理療法の
この他にも，「マインドフルネスとは違う状態」を対象者にとっては，マインドフルネスな状態である
指す概念としては，「マインドワンダリング」や「セかどうかが問題なのではなく，現在の状態が「マイルフ・コンパッション」が挙げられる。マインドワ
ンドフルネスとは違う状態」なのだとすれば，そのンダリングとは，「目の前の課題から注意がそれて内状態から脱することが，まずは目指すべき指標とな的世界へ向かい，課題と関係のない思考をする現象」
ると考えられる。では，「マインドフルネスとは違うと定義されている（Smallwood & Schooler, 2006）。マ状態」とは，どのような状態を指すのであろうか。
インドワンダリングは，過剰になると生活の質がLanger（1989［加藤訳，2014］）は，宗教的な要素低下することや（Baird, Smallwood, Lutz & Schooler,を取り除いてマインドフルネスとマインドレスネス2014），不安障害，抑うつなどとの関連があることを概念化している。そこでは，「マインドフルネスとが 示 さ れ て い る（Berman et al., 2011; Forster, Nunez,
は違う状態」として，マインドレスネスを「カテゴリー
Castle & Bishop, 2013）。一方で，マインドワンダリン
によるとらわれ」，「自動的な行動」，「単一の視点だ
グが創造的思考を活性化させる可能性を示している
けからの行動」の 3 つの状態と説明している。そし報告もあり（山岡・湯川，2016），マインドワンダリて，マインドレスネスの代償として「狭い自己イメー
ングが人の生活やメンタルヘルスに及ぼす影響に関ジ」，「意図せぬ残虐性」，「コントロールの喪失」なしては一貫した結果が得られていない。
どがあるとしている。さらに Haigh, Moore, Kashdan
セルフ・コンパッションは，自分へのやさしさ，& Fresco（2011）では，Bodner & Langer（2001）が作
慈しみ，慈愛，慈悲などと訳され，「苦痛や心配を成した Mindfulness/Mindlessness Scale について検討さ経験したときに，自分自身に対する思いやりの気れている。この尺度におけるマインドフルネスは，「私持ちを持ち，否定的経験を人間として共通のもの
は物事の仕組みを理解するのが好きである」，「私はとして認識し，苦痛に満ちた考えや感情をバラン
物事の全体像に注意を払う」などの項目から構成さスがとれた状態にしておくこと」と定義されている
れており，好奇心や感情調整などポジティブな指標 （Neﬀ,2003）。Neﬀ（2003）は，セルフ・コンパッショと一貫した正の相関が確認されている。一方，マインは，「自分へのやさしさ」，「共通の人間性」，「マインドレスネスは，「私は会話を促すような言動を避け
ンドフルネス」の 3 つの要素から構成されるとしてる」，「私は変化にめったに気づかない」などの項目いる。そして，これらの対極の概念として，「自己批から構成され，不安や反すうなどのネガティブな指判」，「孤独感」，「過剰同一化」の 3 つを組み入れて標と弱い正の相関が示されたものの，ポジティブないる。セルフ・コンパッションの対極とするこれら指標とは一貫した関連が認められてはいない。このの概念は，マインドレスネスと類似性が高い概念と点において，マインドレスネスは単にマインドフル考えられる。
ネスの反対の概念であるとは言えない結果を残して
以上，「マインドフルネスとは違う状態」を指す概いる。さらに，Mindfulness/Mindlessness Scale の概念
念として，先行研究におけるマインドレスネス，マは，先にも述べた仏教瞑想の流れを汲むマインドフ
インドワンダリング，セルフ・コンパッションの 3
ルネスを用いた心理療法で扱う概念とは異なる，西つの概念を取り上げた。そして，井上・久保（2014），
洋化された概念であることが指摘されていることか
中川（井上）・久保（2015），中川（2015）では，マ
ら，先にあげた「マインドフルネスとは違う状態」
インドフルネスを用いた心理療法で扱う「マインと Mindfulness/Mindlessness Scale におけるマインドレ
ドフルネスとは違う状態」の概念を整理するためスネスは異なる文脈で用いられている概念といえる。
に，既存のマインドフルネスの測定尺度として開発「マインドフルネスとは違う状態」を扱っている
さ れ た Brown & Ryan（2003） に よ る「Mindfulness
も の と し て，Acceptance and Commitment Therapy
Attention Awareness Scal; MAAS」，Baer et al.（2004）（ACT）では，精神病理の ACT モデルとして，「体験の「The Kentucky Inventory of Mindfulness Skills;の回避」，「認知的フュージョン」，「概念としての過KIMS」，Walach, Buchheld, Buttenmüller, Kleinknecht
去と未来の優位・制限された自己知識」，「概念とし& Schmidt（2006） に よ る「Freiburg Mindfulnessての自己に対するとらわれ」，「価値の明確化・価値
Inventory; FMI」，「Cognitive and Aﬀective Mindfulnessとの接触の欠如」，「行為の欠如，衝動性，回避の持Scale; CAMS」 の 改 訂 版 で あ る Feldman, Hayes,
続」という 6 つのコア・プロセスが挙げられている
Kumar, Greeson & Laurenceau（2007） の「Cognitive（Luoma, Hayes & Wasler, 2007［熊野・高橋・武藤監訳，and Aﬀective Mindfulness Scale-Revised; CAMS-R」 の22

中川・久保：マインドレスネス尺度における併存的妥当性の検討

項目をもとに「マインドレスネス尺度」の項目作成とその信頼性と妥当性の検討を行ってきた。
まず，マインドレスネス尺度の作成に向けた予備的調査として，探索的因子分析を行った結果，「今感じているように感じるべきではないと自分に言い聞かせる」などのように，自分の考えや感じ方に対する非受容的な傾向を示す項目から構成された因子（以下，「自己不承認」とする），自分が感じたことや考えたことを言葉にすることが難しい度合を示す項目から構成された因子（以下，「表現の抑制」とする），「気がつくと注意を払わずに物事に取り組んでいる」な
どのように，「心ここにあらず」で不注意になっている程度を測定している因子（以下，「不注意」とする）の 3 因子構造が得られた（井上・久保，2014；中川（井上）・久保，2015；中川，2015）。
さらに，マインドレスネス尺度の妥当性を検証するために，復職支援プログラムの参加者（うつ病等による休職者）とマインドフルネス勉強会の参加者（マインドフルネス・トレーニングを日々実践している大学院生や指導者）の 2 群を対象にマインドレス
ネス尺度得点の比較を行った。その結果，マインドレスネス尺度の「自己不承認」と「表現の抑制」の
得点は，復職支援プログラムの参加者の方が，マインドフルネス勉強会の参加者よりも有意に高いことが示された。ただし，マインドレスネス尺度の「不注意」の因子においては，両群間において有意な差は認められなかった（中川，2015）。以上の結果を受けて考察では，マインドレスネス尺度について下位
尺度ごとに併存的妥当性を検討する必要性が論じられている。
本研究では以下の仮説に従い，マインドフルネス，
メンタルヘルスの指標，マインドレスネスの類似概念としてマインドワンダリング，セルフ・コンパッションとの関連の検討を通じてマインドレスネス尺
度の下位尺度における併存的妥当性について検証する。

こにあらず」で不注意になっている状態を示していることから，日本版 FFMQ の「意識した行動」とは強い負の相関関係にある。そして，「表現の抑制」は自分が感じたことや考えたことを言葉にすることが難しい度合を示す項目から構成されていることから，
日本版 FFMQ の「描写」と負の相関関係にあると考えられる。

仮説２：マインドレスネスとメンタルヘルスの指標「ストレス反応」との関連
マインドレスネスは，精神病理の ACT モデルとして位置づけられている（Luoma et al.,2007［熊野ら監
訳，2009］；熊野，2016）。また，中川（2015）においてはマインドレスネス尺度の「自己不承認」と「表現の抑制」が精神的な健康度の高さと負の相関が示されていることから，精神的な不健康の指標である
ストレス反応とマインドレスネス尺度の下位尺度は正の相関関係にあると考えられる。

仮説３：マインドレスネスと類似概念「マインドワンダリング」との関連
MWQ は，Smallwood & Schooler（2006）により「目の前の課題から注意がそれて内的世界へ向かい，課
題と関係のない思考をする現象」と定義されていることから，マインドレスネス尺度の「不注意」と正の相関関係にあると考えられる。

仮説４：マインドレスネスと類似概念「セルフ・コンパッション」との関連
SCS-J-SF のポジティブ因子は「自分へのやさしさ」，「共通の人間性」，「マインドフルネス」から構成されている（有光ら，2016）。これらの概念は，マインドレスネス尺度の「自己不承認」や「表現の抑制」と相反する概念であると考えられるため，SCS-J-SF のポジティブ因子においては，マインドレスネス尺度の「自己不承認」および「表現の抑制」と負の相関関係にあると考えられる。
一方，SCS-J-SF のネガティブ因子は「自己批判」「孤，独感」，「過剰同一化」から構成されており，「自己不承認」と類似した概念であると考えられるため，ネ
ガティブ因子においてはマインドレスネス尺度の「自己不承認」と正の相関があると考えられる。

仮説１：マインドレスネスとマインドフルネスとの関連
マインドフルネスとマインドレスネスは，精神病理の ACT モデルで示されているように，概念的に同時に相容れない心理状態を示していると考えられる（Luoma et al.,2007［ 熊 野 ら 監 訳，2009］； 熊 野，
2016）。そのため，マインドフルネスの程度を測定する日本版 FFMQ の各下位尺度は，マインドレスネス
尺度と負の相関が示されると考えられる。
マインドレスネス尺度の下位尺度ごとにみると，
特に「自己不承認」は，自分の考えや感じ方に対する非受容的な傾向を示す項目から構成されているため，日本版 FFMQ の「判断しない態度」とは負の相関関係にあると考える。また，「不注意」は，「心こ

方

法

調査対象者
WEB 調査会社（楽天リサーチ）に委託して，一般 成 人（20 代 〜 60 代 ）1,000 名（ 男 性 500 名， 平23

神戸学院大学心理学研究 2020 年

均 44.86 歳，SD=13.93， 女 性 500 名， 平 均 44.61 歳，
SD=13.64）を対象に WEB による自己回答式の調査を実施した。

第3巻

第1号に，梶村・野村（2016）により翻訳され，日本語版が作成されたものである。MWQ は，1 因子 5 項目で構成されており，「以下のようなことが普段どのくらいあるか，最もあてはまると思う数字を選んでください。」という教示のもと，6 件法（1 ＝全くない〜
6 ＝常にある）で回答を求める自己評定式の尺度である。

調査実施時期
WEB 調査は 2017 年 2 月初旬の 3 日間で実施した。

⑤セルフ・コンパッション尺度日本語版 12 項目短縮版（SCS-J-SF）
Neﬀ（2003）により開発された Self-compassion scaleの日本語版を 12 項目版に短縮したものである（有光・青木・古北・多田・富樫，2016）。本研究では，SCSJ-SF における「ポジティブ因子（自分への優しさ，共通の人間性，マインドフルネス）」，「ネガティブ因子（自己批判，孤独感，過剰同一性）」の 2 因子による分析を用いた。「困難に遭遇したときに，自分自身に対してどのように行動しているかについて伺います。回答する前に，それぞれの項目を注意深く読んで下さい。あなたが，書かれているやり方でどの程度行動するかについて，以下の尺度に従って各項目の右側に評価して下さい。」という教示のもと，5 件
法（1 ＝ほとんど全くそうしない〜 5 ＝ほとんどいつもそうする）により自己評定式で回答を求めた。

調査項目①マインドレスネス尺度
井 上・ 久 保（2014）， 中 川（ 井 上 ）・ 久 保（2015）
により作成されたマインドレスネス尺度であり，19
項目から構成されている。教示文は「以下の質問は，今のあなたの状態にどの程度あてはまるでしょう
か？あてはまるものを 1 つ選び，数字に〇をつけて下さい。
」であり，マインドレスネスな状態を測定するものである。5 件法（1 ＝全く当てはまらない〜 5＝よく当てはまる）の自己評定式尺度である。マインドレスネス尺度は「自己不承認」，「表現の抑制」，「不注意」の 3 つの下位尺度から構成されており，得点が高いほどマインドレスネスであることを示す。
②日本版 Five Facet Mindfulness Questionnaire（日本版 FFMQ）
Baer, Smith, Hopkins, Krietemeyer & Toney（2006）
により作成された Five Facet Mindfulness Questionnaireの 日 本 版 で あ る（Sugiura, Sato, Ito & Murakami,
2012）。日本版 FFMQ は，マインドフルネスの状態と特性の両方を測定することが想定されており，「体験の観察」，「意識した行動」，「判断しない態度」，「描写」，「反応しない態度」の 5 つの下位尺度，39 項目から構成されている。教示文は「以下の質問は普段のあなたにどの程度あてはまるでしょうか。あてはまる数字を一つ〇でかこんでください。
」であり，5
件法（1 ＝まったくあてはまらない〜 5 ＝いつもあてはまる）の自己評定式尺度である。

なお，調査項目の提示は，「マインドレスネス尺度」，「MWQ」，「日本版 FFMQ」，「ストレス反応」，「SCSJ-SF」の順とした。

倫理的配慮
本研究の実施にあたり，神戸学院大学の医学系研
究等倫理審査の承認を得ている（HEB16-26）。

結果

マインドレスネス尺度の検討③職業性ストレス簡易調査票（ストレス反応）
心理的な不適応を示す指標として，東京医科大学（2005）による職業性ストレス簡易調査票の「ストレス反応」を用いた。なお，本調査では，調査項目数が多いことによる対象者への負担に対する配慮から「身体愁訴」に関する 11 項目を除く，「活気」，「イラ
イラ感」
，
「疲労感」
，
「不安感」
，
「抑うつ感」を測定する 18 項目を採用した。各項目に対する回答は 4 件
法（1 ＝そうだ〜 4 ＝ちがう）であり，自己評定式
による尺度である。

はじめに，マインドレスネス尺度における因子分析を行った。マインドレスネス尺度の項目において，因子分析（最尤法，プロマックス回転）を行った。
固有値の減衰の値からマインドレスネス尺度は 3 因子構造が妥当であると解釈された。そこで 3 因子を仮定した最尤法，プロマックス回転による因子分析を再度行った。その結果，.40 を基準として十分な因子負荷量を示さなかった「8. 自分の考えが良いか悪いかを判断している」（.32）の 1 項目を分析から除外した。マインドレスネス尺度の因子構造を Table1.
へ示す。第一因子には，「今感じているように感じる
べきではないと自分に言い聞かせる」など自分の考
えや感じ方に対する非受容的な項目が中心となる「自己不承認」が抽出された。第二因子には，「気がつく④日本語版 Mind-Wandering Questionnaire（MWQ）
Mrazek, Phillips, Franklin, Broadway & Schooler（2013）
により作成された Mind-Wandering Questionnaire を基24

中川・久保：マインドレスネス尺度における併存的妥当性の検討の相関が認められた（r = -.75, p < .01）。また，「描写」との間には低い負の相関が示され（r = -.23, p < .01），「意識した行動」との間には中程度の負の相関が認められた（r = -.65, p < .01）。一方，「体験の観察」とは低い正の相関が示され（r =.34, p < .01），「反応しない態度」とはほとんど相関がみられなかった（r =.03,
p < .01）。
次に，マインドレスネス尺度の「不注意」は，日本版 FFMQ の「意識した行動」との間に高い負の相関が認められた（r = -.74, p < .01）。また，「判断しない態度」との間には中程度の負の相関が示され（r =-.56, p < .01），「描写」との間にも中程度の負の相関が示された（r = -.42, p < .01）。一方，「体験の観察」との間には低い正の相関が示され（r =.28, p < .01）「
，反マインドレスネス尺度における併存的妥当性の検討
応しない態度」との間にも低い正の相関が示された（rマインドレスネス尺度の併存的妥当性を検討する=.10, p < .01）。
ために，マインドレスネス尺度と日本版 FFMQ，ス
そして，マインドレスネス尺度の「表現の抑制」は，トレス反応，MWQ，SCS-J-SF の相関分析を行った。
日本版 FFMQ の「描写」との間に中程度の負の相関
相関分析の結果を Table2. へ示す。
が認められた（r = -.67, p < .01）。また，「体験の観察」との間に中程度の負の相関が示され（r = -.43, p< .01），「反応しない態度」との間にも中程度の負の日本版 FFMQ との関連相関が示された（r = -.60, p < .01）。一方，「判断しなまず，マインドレスネス尺度の「自己不承認」は， い態度」との間にはほとんど相関がみられず（r =.09,
p < .01），「意識した行動」との間には相関がみられ
日本版 FFMQ の「判断しない態度」との間に高い負と注意を払わずに物事に取り組んでいる」などの項目が含まれた「不注意」を特徴とする因子が抽出された。第三因子には，「ひどく動揺しているときでさえ，私はそれを言い表す言葉をみつけられる（※逆転項目）」などから構成される「表現の抑制」を特徴とした因子が抽出された。
次に，マインドレスネス尺度における各下位尺度における Cronbach の α 係数算出による信頼性分析を行った。その結果，マインドレスネス尺度における「自己不承認」は α = .93，
「不注意」は α = .85，
「表現の抑制」は α = .84 であり，十分な水準の内的整合性を有していることが確認された。

Table1. マインドレスネス尺度の因子構造
F1

F2

F3

F1 自己不承認（α＝.93）
4.今感じているように感じるべきではないと自分に言い聞かせる

.95

-.09

-.01

2.今考えているように考えるべきではないと自分に言い聞かせる

.89

-.06

-.02

3.自分の感情にはどこか悪いか不適切なところがあると思っているので、そう感じるべきではないと思う

.85

.03

.00

5.自分の考えにはどこか普通ではないか悪いところがあると信じているので、そう考えるべきではないと思う

.72

.12

.00

7.不合理あるいは不適切な感情を抱くことで自分を責める

.68

.11

.02

1.気がつくと過去のことで頭がいっぱいになっている

.62

.18

.08

6.不合理な考えを持ったときには、自分を認めない

.58

.18

-.02

F2 不注意（α＝.85）
19.気がつくと注意を払わずに物事に取り組んでいる

.05

.81

-.08

17.今していることをそれほど意識せずに機械的に行動しているように思える

-.02

.80

-.10

18.不注意や考え事が原因で物を壊したりこぼしたりすることがある

.07

.74

-.08

16.何も考えずにどこかに向かっていて後からなぜそこに向かったのか不思議に思うことがある

.10

.58

-.04

15.何を考えているか言葉にすることが難しい

.10

.53

.21

13.物事について自分がどう感じているかを表す適切な言葉がなかなか思いつかない

.05

.49

.19

F3 表現の抑制（α＝.84）
r12.ひどく動揺しているときでさえ、私はそれを言い表す言葉をみつけられる

-.10

.07

.78

r14.自分が感じていることを表現する言葉を上手く見つけられる

-.01

.09

.75

r9.どのような味や匂い、音が聞こえるかといった自分の感じたことを表現する言葉を思いつくのが得意だ

-.24

.03

.69

r10.物事が上手くいかない時でも、自分に好意的でいられる

.16

-.09

.68

r11.自分が抱いている考えや感情を受け入れることができる

.19

-.12

.67

因子負荷平方和
因子間相関注） r は逆転項目を示す

25

6.16

5.39

2.66

F1

F2

F3

F2

.68

F3

.01

.05

-

神戸学院大学心理学研究 2020 年なかった（r =.02, n.s.）
。

第3巻

第1号

い正の相関が示された（r =.18, p < .01）。

ストレス反応との関連考察

ストレス反応とマインドレスネス尺度の「自己不承認」の間には中程度の正の相関が認められ（r=.50, p < .01），「不注意」との間にも中程度の正の相関が認められた（r =.46, p < .01）
。また，
「表現の抑
制」との間には低い正の相関が示された（r =.18, p <.01）。

マインドレスネス尺度の因子構造と信頼性について
マインドレスネス尺度について因子分析を行った
結果，3 因子解が認められた。ただし，いずれの因子にも十分な因子負荷量を示さなかった「8. 自分の考えが良いか悪いかを判断している」という 1 項目に関しては本研究により削除項目とした。マインドレ
スネス尺度の下位尺度は，中川（井上）・久保（2015），
中川（2015）にならい「自己不承認」，
「不注意」
，
「表
現の抑制」とした。
また，マインドレスネス尺度における Cronbach の
α 係数の算出により信頼性の検討を行った。Cronbachの α 係数は，.80 以上の場合に内的整合性が高いと評価されるが，
いずれの下位尺度においても α 係数が .80以上の値を示したことから，十分な信頼性が認められた。

MWQ との関連
MWQ とマインドレスネス尺度の「不注意」との間には中程度の正の相関が認められた（r =.64, p <
.01）
。
また，
「自己不承認」との間にも中程度の正の相関が認められた（r =.54, p < .01）
。一方，「表現の抑制」との間には相関がみられなかった（r = -.06, n.s.）。

SCS-J-SF との関連

マインドレスネス尺度の併存的妥当性の検討

SCS-J-SF の「ポジティブ因子」とマインドレスネ
ス尺度の「表現の抑制」との間には中程度の負の相関が認められた（r = -.43, p < .01）。
一方，
「自己不承認」との間には相関がみられず（r=.00, n.s.），「不注意」との間にも相関がみられなかった（r =.04, n.s.）。
SCS-J-SF の「ネガティブ因子」とマインドレスネ
ス尺度の「自己不承認」との間には中程度の正の相関が認められた（r =.55, p < .01）。
また，「不注意」との間には中程度の正の相関が示され（r =.46, p < .01），「表現の抑制」との間には低併存的妥当性についての検討結果を基にマインド
レスネス尺度における下位尺度の概念について考察
する。

自己不承認
まず，日本版 FFMQ における「判断しない態度」，「描写」，「意識した行動」との関連においては，仮説1（日本版 FFMQ の各下位尺度は，マインドレスネ

Table2. マインドレスネス尺度と関連尺度との相関分析結果

マインドレスネス尺度
自己不承認

不注意

表現の抑制

体験の観察

.34 **.28 **-.43 **

反応しない態度.03 *.10 **-.60 **

判断しない態度-.75 **-.56 **.09 **

描写-.23 **-.42 **-.67 **

意識した行動-.65 **-.74 **.02

ストレス反応.50 **.46 **.18 **

MWQ.54 **.64 **-.06

SCポジティブ因子

.00

.04

-.43 **

SCネガティブ因子.55 **.46 **.18 **

日本版FFMQSCS-J-SF注）** p <.01, *p <.0526

中川・久保：マインドレスネス尺度における併存的妥当性の検討ない態度」，「描写」との関連においては，仮説 1（日ス尺度と負の相関が示される。特に「自己不承認」は，本版 FFMQ の各下位尺度は，マインドレスネス尺度
日本版 FFMQ の「判断しない態度」とは負の相関関と負の相関が示される。特に，「不注意」は，日本版係にあると考える。
）が支持された。一方で，日本版
FFMQ の「意識した行動」と強い負の相関関係にある）
FFMQ の「体験の観察」と「反応しない態度」におは支持された。
いては，仮説とは異なる結果が示された。特に，日一方，日本版 FFMQ の「体験の観察」と「反応し本版 FFMQ「体験の観察」は「自己不承認」仮説にない態度」においては「不注意」と正の相関が示さ
反して正の相関が示された。このことから，「自己不れ，仮説１とは反する結果が示された。この結果から，承認」は単に日本版 FFMQ の得点が低いことを示す概念というわけではなく，両者は独立した概念であ 「不注意」に関しても単にマインドフルネスでない状
態（日本版 FFMQ の得点が低い状態）を示す概念でると考えられる。
はないことが確認された。また，山岡・湯川（2016）
次に，ストレス反応との相関分析の結果，仮説２（精では，本研究で「不注意」の類似概念と認められた神的な不健康の指標であるストレス反応とマインド「マインドワンダリング」は創造的思考を活性化する
レスネス尺度の下位尺度は正の相関関係にある）がといったポジティブな側面があることも示唆されて支持された。
いる。
そして，SCS-J-SF との関連では，仮説４（SCS-Jそして，ストレス反応との関連では，仮説２（スSF のポジティブ因子においては，マインドレスネス
トレス反応とマインドレスネス尺度の下位尺度は正尺度の「自己不承認」と負の相関関係にある）は支の相関関係にある）が支持され，MWQ との関連では，
持されなかった。この点に関して，SCS-J-SF のポジ
ティブ因子は「自分へのやさしさ」，「共通の人間性」， 仮説３（MWQ はマインドレスネス尺度の「不注意」と正の相関関係にある）が支持された。
「マインドフルネス」から構成されている概念である
マインドレスネス尺度の「不注意」は，「不注意や（Neﬀ,2003; 有光ら，2016）ことから，ポジティブ因子との関連が認められなかったことで，「自己不承認」 考え事が原因で物を壊したりこぼしたりする」といった項目が含まれていること，ストレス反応と正の関が単に心理療法で目指すマインドフルネスな状態と連が示されたことなどから，「物事に対する注意の欠反対の概念というわけではないことを示していると如とそれに伴う非生産的な状態」を特徴としている考えられる。
と考えらえれる。しかし，その例外として，山岡・
一方，ネガティブ因子においては，仮説４（SCS-J湯川（2016）が指摘しているように，創造的思考へ
SF のネガティブ因子においてはマインドレスネス尺の没頭が周囲の物事への「不注意」を引き起こして度の「自己不承認」と正の相関がある）を支持するいる場合には，生産的な結果につながる可能性もあ
結果が示された。
る。そのため「不注意」は，その程度だけでなく，これらの結果を踏まえると，まず「自己不承認」
文脈や機能を併せて考慮することが大切と考えられは，自分自身の考えや感じ方，不適切に思う自己概る。
念への非受容的態度に関する項目が中心となっていることに加え，日本版 FFMQ の「判断しない態度」，「描写」，「意識した行動」との負の相関，ストレス反表現の抑制
応や SCS-J-SF のネガティブ因子との正の相関が認め
日本版 FFMQ における「描写」，「体験の観察」，「反られたことから，特に認知の側面から心理的に不適応しない態度」との関連においては，仮説 1（日本
応な状態を示していると考えられる。これは，熊野版 FFMQ の各下位尺度は，マインドレスネス尺度と（2016）でマインドレスネスの特徴としての「認知的負の相関が示される。特に，「表現の抑制」は日本版
フュージョン」，「概念としての自己に対するとらわ
FFMQ の「描写」と負の相関関係にある。）が支持され」を反映している結果と考えられる。また，「自己れた。一方，日本版 FFMQ の「判断しない態度」と「意不承認」を構成している項目の中には，「気がつくと識した行動」では仮説と異なる結果が示された。
過去のことで頭がいっぱいになっている」という内次に，ストレス反応との関連においては，仮説２（ス容があり，熊野（2016）で挙げられている「概念としての過去（と未来）の優位」の要素も含まれている。 トレス反応とマインドレスネス尺度の下位尺度は正の相関関係にある）が支持された。
以上のことから，マインドレスネス尺度におけるそして，SCS-J-SF との関連でも，仮説４（SCS-J-SF「自己不承認」とは，「自分自身の考えや感じ方，自のポジティブ因子においては「表現の抑制」と負の分自身の過去や不適切に思う自己概念に対する非受相関関係にある。）を支持する結果が示された。
容的態度」であるといえる。
「表現の抑制」は，全て逆転項目から構成されているという特徴があり，自分自身の考えや感情に好意
不注意的でいたり，言い表すことができたりする（ことが日本版 FFMQ における「意識した行動」，「判断しできない）度合いを測定する項目から構成されてい27

神戸学院大学心理学研究 2020 年る。下位尺度の構成からも，自分自身の考えや感情に焦点化したり，ありのままを表現したりする行動を起こすことが難しい状態を示していると考えられる。
以上を踏まえ，マインドレスネスの「表現（の抑制）」
は，「自分自身の考えや感情に焦点化したり，ありのままの自分自身の状態を表現したりする行動（の抑制）」を特徴とすることが確認された。

第1号

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本研究の限界と今後の課題
本研究の目的は，「マインドフルネスとは違う状態」
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FFMQ， ス ト レ ス 反 応，MWQ，SCS-J-SF と の 相 関
分析の結果，仮説を概ね支持する結果が得られたことからマインドレスネス尺度のいずれの下位尺度においても，一定の併存的妥当性が認められたと結論付けられる。また，マインドレスネス尺度と日本版
FFMQ との関連からは，単にマインドフルネスでない状態（日本版 FFMQ の得点が低い状態）を示す概
念ではないことも確認された。
本研究の限界は，横断的な調査によりマインドレ
スネス尺度の検討を行っている点にある。そのため，今後の課題としては，マインドレスネス尺度を用いてマインドフルネス・トレーニングの前後に測定する効果指標としての縦断的調査の結果を蓄積し，これまで先行研究で示されてきたようなマインドフル
ネス・トレーニングによる症状の軽減や生活の質，
Well-being の向上などとマインドレスネスの関連性を明らかにしていくことが望ましいと考えられる。
利益相反：本論文に関して，開示すべき利益相反関連事項はない。
付

第3巻

記：本 研 究 は 2016 年 度 JAIOP 研 究 支 援， お
よび 2016 年度神戸学院大学人文学部研究推進費による助成を受けた。

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―2020.8.20 受稿

29

2020.10.30 受理―

神戸学院大学心理学研究 2020 年 神戸学院大学心理学研究
第 3 巻 第 1 号 pp.31-412020 年

第3巻

第1号

原著論文
Original Article（査読あり）

日常生活場面における記憶能力の自己評価と時間的展望の関係―記憶能力質問紙（MAQ）とジンバルドー時間的展望尺度（ZTPI）の因子間の相関分析―1
清水 寛之 神戸学院大学心理学部
Relationships between self-assessment of memory ability and time perspective in everyday life:
A correlational analysis of factors between the Memory Ability Questionnaire (MAQ) and the
Zimbardo Time Perspective Inventory (ZTPI)
Hiroyuki Shimizu (Department of Psychology, Kobe Gakuin University)
The purpose of the present study was to elucidate the relationships between self-assessment of participantsʼ
own memory ability and time perspective in everyday life using the Memory Ability Questionnaire (MAQ)
and the Zimbardo Time Perspective Inventory (ZTPI). A hundred and twenty-two undergraduate and graduate
students (18-26 years old) participated in the study, and the two kinds of questionnaires were successively
administered to each of the participants. The participants were asked to rate 30 items of the MAQ (4 factors) and
56 items of the ZTPI (5 factors) on both 5-points scales from “not true at all” to “very true”. The results indicate
statistically signiﬁcant positive or negative correlations of ratings between several factors, but there were no
relation between the other factors. The results were discussed in terms of the meaningful interpretations for the
positive or negative relation among the factors and the possibility of practical implications of the data of high or
low correlations between the speciﬁc factors in self-assessment of memory ability and and time perspectives.
Key words:metamemory, memory ability, time perspective, the Memory Ability Questionnaire (MAQ), theZimbardo Time Perspective Inventory (ZTPI)
Kobe Gakuin University Journal of Psychology
2020, Vol.3, No.1, pp.31-41

激しさを周囲から指摘されて，ようやく自己の記憶能力の問題に無自覚であることに気づく場合もあるだろう。しかも，個人は自身の記憶活動を正確に把握しているとは限らず，誤った捉え方や記憶に関する偏った信念に基づいて記憶活動が展開されることが大いに考えられる。したがって，個人の実際の記憶活動とそれを支える意識的な記憶プロセスとは必ずしも一致せず，両者の間に何らかの解離が生じる可能性があることが示唆される。そして，両者の解離の程度には個人差があることが知られ，種々の実験室課題や質問紙調査を用いた心理学的検討がかなり以前から進められている（e.g., Beaudoin &私たちは日常生活のなかで，ふとした機会に自己の記憶能力の限界や変化に気づくことがある。他者に比べて自己の記憶能力が劣っているのではないか，
あるいは，以前に比べて自己の記憶能力が減退しているのではないかという自覚をもつことがある。そうした自覚が多少あったとしても，何の支障もなく
社会生活や家庭生活を営んでいる場合もあれば，日常のさまざまな生活場面で物覚えの悪さや物忘れの1

本研究は，JSPS 科研費 22530803，25380992，17K04510の助成を受けたものである。本研究の一部は，日本心理学会第 83 回大会（2019 年 9 月 11 日）において発表された。

31

神戸学院大学心理学研究 2020 年

第3巻

第1号

Desrichard, 2011; Nelson, Leonesio, Landwehr, & Narens,
記憶質問紙は，調査参加者個人の記憶能力や記憶行
1986; Shimizu, 1996）。
動に関する主観的判断や回想的評価を調べるもので個人の記憶活動の有効性や記憶能力の高低に関すある。メタ記憶質問紙には，日常記憶質問紙（Everyday
る客観的な評価とは別に，自らの記憶行動や記憶能
Memory Questionnaire, EMQ：Sunderland, Harris, &力を主観的にどのように捉えるかによって，過去，Baddeley, 1983, 1984:
現在，および未来の自己に関する認識そのものが変日 本 版 は 清 水・ 高 橋・ 齊 藤，2006, 2007）， 認 知
わってくることが容易に推察できる。自己の能力を的 失 敗 質 問 紙（Cogntive Failure Questionnaire, CFQ:
理解する際に，日常生活場面での物覚えの良さや悪Broadbent, Cooper, FitzGerald, & Parkes, 1982： 日 本
さ，物忘れの頻度や激しさ，予定や約束事の失念の版は清水・高橋・齊藤，2006, 2007），成人メタ記憶程度などを考慮に入れることがある。逆に，そうし
尺 度（Metamemory in Adulthood questionnaire, MIA;
た日常経験に基づいて自己像がしだいに定着していDixon & Hulsch, 1983; Dixon, Hultsch, & Hertzog, 1988：
く場合も考えられる。当然のことながら，人は自己
金城・井出・石原，2013），記憶能力質問紙（Memoryの記憶能力に関する主観的評価に基づいて，過去のAbility Questionnaire, MAQ：楠見，1991）などがあり，出来事を想起するための努力や方略使用を調整し， それぞれの特徴に合わせてさまざまな属性をもつ人
将来の記憶課題成績を予測することができる。たとたちを対象に広範に利用されている（e.g., 清水・金城，えば，記憶能力に関する自己評価が低かったり，自2015a, 2015b）。
己理解が不十分であったりすると，過去の経験を現
他方，時間的展望とは，「ある一定の時点におけ
在や将来に生かすことを諦め，将来の目標を低く設る個人の心理的過去と未来についての見解の総体」
定してしまうかもしれない。一方，自己の将来像に（Lewin, 1951/1979）のことである。つまり，時間的ついて極端に悲観主義的な捉え方をしたり，あるい
展望は，個人の心理的な過去や現在，未来に関するは楽観主義的・宿命論的な見方をしたりする人ほど，認識であると言い換えることができる。時間的展望
それまでの人生のなかで経験を通して得たものの大に関する有用な測定尺度の一つに，Zimbardo & Boyd
きさに気づかず，自己の記憶機能に関する信念が偏っ(1999）によって開発されたジンバルドー時間的展望ている（「以前と同じように，またしくじってしまう
尺 度（Zimbardo Time Perspective Inventory, ZTPI） がにちがいない」など），記憶行動の失敗を過度に軽微ある。この質問紙もまた，数多くの研究で広範囲になものと受けとめる（「予定や約束事の失念は誰にで使用されており（Boniwell, Osin, Linley, & Ivanchenko,
もあることなので，気にしないほうがいい」など） 2010; Boniwell & Zimbardo, 2004; Drake, Duncan,
といった可能性が考えられる。
Sutherland, Abernethy, & Henry, 2008）， 下 島・ 佐 藤・
こうした問題は広く，日常生活場面における個越智（2012）によって日本版 ZTPI（以下では単に
人 の メ タ 記 憶（metamemory） と 時 間 的 展 望（time
ZTPI とよぶ）が開発されている。
perspective）との関係という研究テーマのもとに位清水（2018a）は個人のメタ記憶と時間的展望との置づけることができる。ここでのメタ記憶とは，個関係を明らかにするために，大学生を対象に EMQ，
人や他者の記憶にかかわる個人の認識や知識，理解，MIA および ZTPI を用いた質問紙調査を実施し，こ思考，経験，活動などを含む広い概念である（Nelson
れらの質問紙を構成する因子間の相関関係を検討し& Narens, 1990; 清水，2013）。メタ記憶には，特定のた。その結果，日常的に記憶に関する失敗や困難の記憶課題において記憶方略を使用できることに気づ経験が多いと認識している人ほど，記憶能力に自信
くことや，記憶課題の学習容易性，記憶する個人のがもてず，内的な記憶方略を用いて積極的に努力を状態や能力，使用できる記憶方略の有効性などに関傾けることもなく，時間的展望においても総じて過連した事柄についての広範な知識が含まれている。 去を否定的に捉えがちで，自らの努力の価値を低くそうした知識だけなく，自己の記憶行動を監視した
見積もっている可能性があることが示された。
り記憶成績を予測したりする能力や，自己の記憶行
さらに，清水（2018b）は，日常生活における認動のプランニングやコントロール，調整，修正など
知的失敗の経験と時間的展望の関係を明らかにするにかかわる諸能力もメタ記憶のなかに含めて考える
ために，CFQ と ZTPI の因子間の相関分析を行った。
ことができる。
その結果，時間的展望に関連して，自己の一貫性やメタ記憶は，実験室場面において記銘や保持，想連続性における否定的な側面は，日常生活のさまざ
起，忘却に関連するさまざまな判断や予測を調べる
まな回想記憶や展望記憶に関連した失敗経験に基づ方法が数多く考案されてきた（e.g., 清水，2012）。そいていることが示唆された。その一方で，自己の一の一方で，現実の日常生活場面でのメタ記憶の問題
貫性・連続性における肯定的側面は日常場面での認を探るための方法もこれまでに研究されてきた。個
知的失敗の自己評価とは結びついていない可能性が人における日常生活場面での自己の記憶能力や記憶示唆された。
行動に関する認識は，メタ記憶質問紙（metamemory
これらの先行研究で用いられたメタ記憶質問紙のquestionnaire）によって検討することができる。メタ
うち，EMQ と CFQ はともに，特定の記憶に関連し32

清水：記憶能力の自己評価と時間的展望

た問題行動や失敗現象がどの程度の割合で生起したない人ほど，過去の自らの人生をネガティブに捉えかの評定を調査参加者に求める形式をとっている。 ることがなく，現在の状態を運命づけられたものとEMQ の場合，たとえば，「物を置いた場所を忘れる。
は考えていない傾向が示された。
身の回りの品物をなくす」という記述文に対して，
そこで，本研究では，メタ記憶と時間的展望とのその出現頻度を「最近 6 カ月で 1 回もない」から「日関係をさらに詳細に調べるために，個人の記憶能力に 1 回以上」までの 9 段階で評定することが求めらに関する自己評価を適合度評定によって調べるメタ
れる。CFQ の場合も同様に，たとえば「本などをよ記憶質問紙を用いて回答データを収集し，時間的展
く考えないで読み直さなければならないことが」と望を測定する質問紙への回答データとの相関を検討いう記述文の一部に対して，その出現頻度を過去 6することを目的とする。調査参加者の日常生活場面
カ月の間で「まったくない」から「非常によくある」
での記憶能力の自己評価を調べる質問紙として MAQまでの 5 段階で評定することが求められる。つまり， を，時間的展望を調べる質問紙として ZTPI を用いる。
記憶に関する具体的な問題行動や失敗現象について，
MAQ は楠見（1991）によって開発されたメタ記憶
EMQ では絶対的な出現頻度を，CFQ では相対的な出質問紙の一種で，日常記憶行動に関連した特定の個現頻度を評定することが求められる。
人的傾向や特徴を表す記述文（全 31 項目，たとえば，
MIA では，たとえば，「若い頃にくらべると，今「いやな思い出が忘れらない」，「神経衰弱（同じ数字
はよく物を置き忘れるようになった」といった記述の組を当てるトランプゲーム）が得意である」）に対文に対しては，「まったくそのとおりだと思う」からして，「全くあてはまらない」から「非常に良くあて「まったくそうは思わない」までの 5 段階で評定する
はまる」までの 5 段階で自己の適合度を評定するこことが求められ，「覚える手助けとして，頭のなかでとが求められる。楠見（1991）は，回答データに対イメージや光景を思い描きますか」という疑問文にして因子分析を行い，自己の記憶能力は，(a)「検索対しては「まったくしない」から「いつもする」ま困難，意図的想起の失敗経験」，(b)「頭から離れないでの 5 段階で評定することが求められる。つまり，記憶，回想的記憶，無意図的想起」，(c)「もの忘れ，
MIA の場合，特定の記憶に関する問題の発生傾向が
無意図的忘却，回想・未来記憶想起の失敗」という調査参加者自身にあてはまるかどうかの程度を問う
3 因子から構成されることを明らかにしている（こ質問項目と，特定の記憶行動や記憶方略の使用に関こでの「未来記憶」は「展望記憶」と同義）。その後する相対的経験頻度を問う質問項目が混在している。
に行われた研究では，さらに第 4 の因子として「人したがって，全体として，これまでのメタ記憶と名の想起困難」という因子が抽出されている（清水他，
時間的展望との関係を検討した研究は，用いられた
2006，2007）。
質問項目の大半が記憶に関する具体的な問題行動やMAQ の特徴の一つとして，上記 (b) の因子は他の失敗行動の出現頻度に焦点をあてていたことがわか
メタ記憶質問紙では見い出されておらず，調査参加る。しかしながら，メタ記憶と時間的展望との関連者の無意図的想起に関連した記憶能力を独自に捉えを調べるにあたって，そうした記憶に関する問題やることができると考えられる。ここでの無意図的想
失敗の経験だけでなく，個人が自己の記憶能力を全起とは，とくに思い出そうという意図がないにもか
般的にどのように捉えているかにも関心がもたれる。 かわらず，ふと思い出されるといった現象を指す。
絶対的頻度評定であれ，相対的頻度評定であれ，特ZTPI は，56 項目から構成され，次の 5 つの因子が定の問題行動や失敗行動の出現頻度を個別的に問う
抽出されている（下島他，2012）。すなわち，(a)「過だけでは，単に自身が経験した個々のエピソードの去否定（Past Negative）」（自己の一貫性における否
想起に基づいた出現頻度評定にとどまり，記憶能力定的な側面と関連する），(b)「未来（Future）」（将来に関する問題や失敗から見た自己認知を捉えるにはの目標や見返りのために努力する態度と関連する），
至っていないかもしれない。たとえば，調査参加者(c)「過去肯定（Past Positive）」（自己の一貫性におけが特定の問題行動や失敗行動について最近 6 ヶ月以る肯定的な側面と関連する），(d)「現在快楽（Present
内に「何回くらい出現した」（絶対的頻度評定），あHedonistic）」（快楽的で危険を好み，向こう見ずな態
るいは「かなりよくあった」（相対的頻度評定）と回度に関連する），(e)「現在運命（Present Fatalistic）」（人
答したとしても，行動傾向の特徴に関する自覚に結生は運命で決まっているなどの無力感を伴った態度
びついていない可能性が考えられる。そのため，記に関連する），である。
憶や忘却に関する自らの能力をより全般的にどのよ
本研究は，メタ記憶と時間的展望との関係を探る
うに捉えているかを検討することが重要である。
総合的研究の一環として，メタ記憶質問紙の一種で実際に，MIA において自己の記憶能力の変化や不ある MAQ と時間的展望を測定する ZTPI を同一の大安に関するあてはまりの程度（以下，適合度という）学生に与えて回答を求める。その回答データをもとの評定が求められた質問項目では，ZTPI の特定の質にそれぞれの質問紙を構成する因子間の相関関係を問項目群との相関が認められている（清水，2018a）。
明らかにすることで，日常生活場面における個人のその結果から，自己の記憶機能の減退をあまり感じ記憶能力の自己評価と時間的展望との関係を検討す33

神戸学院大学心理学研究 2020 年

る。

方

第3巻

第1号

一環として，他の実験や検査，別の調査とともに，同一の調査参加者に対して個別的に行われた。どの
調査参加者に対しても，最初に MAQ が与えられた
あと 10 〜 15 分程度の休憩時間を置いてから ZTPI が与えられた。調査参加者がすべての調査に対して落ち着いて取り組めるように配慮がなされた。
調査参加者は，最初に全体的説明を受け，本研究への参加に関する同意書への署名が求められた。次に，調査が行われ，そのあとに参加協力への謝金の支払いに関する事務手続きが行われた。

法

調査参加者
神戸学院大学に在籍する学部学生と大学院学生，
合わせて 122 名が本調査に参加した。そのうち，男性が 58 名，女性が 64 名であった。調査参加者全体の年齢は，平均 20.29 歳（標準偏差 1.22，範囲 18 −26 歳）であった。

分析方法

調査期間

本研究における調査に関するすべてのデータは，
表計算ソフトウエア Microsoft Oﬃce Excel 2013 によって集計・整理され，統計的分析は統計解析ソフトウ
エア IBM SPSS Statistics 26 によって行われた。
ただし，
MAQ については，予備分析によって共通性が低く，先行研究（楠見，1991）でも除外されている 1 項目（「記
憶力が良い方である」）を除いて，基礎集計以降の分析が行われた。質問紙調査によって得られた回答に対して以下の得点化が行われた。MAQ については「全
くあてはまらない」から「非常にあてはまる」までの，
ZTPI については「全くあてはまらない」から「よくあてはまる」までのそれぞれの 5 段階の評定反応に対して，順に 1 〜 5 の得点が与えられて得点化された（いずれも逆転項目については得点化を反転させた）。MAQ の得点が高いほど，自身の記憶能力が高いと評価していることを示す。ZTPI ではいずれの項目においても評定値が高いほど，時間的展望に関連した特定の態度や認識の傾向が強いことを示す。

調査は，2012 年 3 月から同年 8 月にかけて行われた。

調査場所
調査は，認知心理学実験室（神戸学院大学有瀬キャ
ンパス 14 号館 5 階）で行われた。

質問紙の構成記憶能力質問紙 日常生活場面における全般的な記憶行動や記憶能力などに関する自己評価を調べるためのメタ記憶質問紙として MAQ が用いられた。
日常記憶行動に関連した特定の個人的傾向や特徴を表す記述文（全 31 項目，たとえば，「よく忘れものをする」）に対して「全くあてはまらない」，「あまり
あてはまらない」，「どちらでもない」，「かなりあてはまる」，「非常にあてはまる」の 5 段階で自己の適合度を評定することが求められた。
清水他（2006, 2007）は，楠見（1991）の研究結果を参考に，MAQ が次の 4 因子から構成されるという結果を示している（Table 1 参照）。すなわち，第 1 因子「もの忘れ，無意図的忘却，回想・未来記憶想起の失敗」，
第 2 因子「頭から離れない記憶，回想的記憶，
無意図的想起」，第 3 因子「検索困難，意図的想起の失敗経験」，第 4 因子「人名の想起困難」，である。
ジンバルドー時間的展望尺度 日常生活場面における時間的展望を測定するための質問紙として ZTPIが用いられた。ZTPI は，個人の時間的展望に関する記述文（全 56 項目）に対して「全くあてはまらない」，「あてはまらない」，「どちらともいえない」
，
「あては
まる」
，「よくあてはまる」，の 5 段階で評定することが求められた。
下島他（2012）は，Zimbardo & Boyd（1999）の研究結果を参考に，ZTPI が次の 5 因子から構成されるという結果を示している（Table 2 参照）。すなわち，
第 1 因子「過去否定」，第 2 因子「未来」，第 3 因子「過去肯定」，
第 4 因子「現在快楽」，第 5 因子「現在運命」，
である。

倫理的配慮
本研究は，筆者の所属する神戸学院大学の「ヒトを対象とする研究等倫理委員会」に対して事前審査を申請し，2010 年 12 月に承認を受けた（承認番号
HEB101207-2）。研究調査に先立って，すべての参加者に対して，研究参加に関するさまざまな権利を保障する文書を示し，そうした理解のうえで本研究への参加協力に同意する文書を研究者（筆者）との間で取り交わした。そのなかで，（1）実験等への参加は，個人の自由意思によるもので，参加しなくても不利益を受けないこと（授業科目の単位認定や成績評価とも関係しないこと），（2）実験等の開始後も，いつでも自由に中断・辞退でき，その場合も不利益を受けないこと，（3）実験等の途中または終了後に本実験に関して疑問が生じたときは，すぐに連絡し，適切な対応・措置が受けられること，（4）本研究によって得られたデータは統計処理を加えたうえで学術雑誌などに公表されることがあるが，その場合も参加
者の個人情報は厳格に保護され，個人を特定し得る
情報は公表されないこと，が記載されていた。これらについて，研究者（筆者）と調査参加者の両者の調査手続き
質問紙調査は，総合的なメタ記憶に関する研究の34

清水：記憶能力の自己評価と時間的展望

署名入りの同一の同意書が 2 通作成され，双方が 1通ずつ保管するという手続きがとられた。

果

記憶能力質問紙（MAQ）の結果

5.0

MAQ の 31 項目のそれぞれに対する全調査参加者の評定値について，平均と標準偏差を算出した結果
を Table 1 に示す。質問項目の全体平均は 3.04（標準
偏差 1.30，範囲 1.76-4.07）であった。
清水他（2006, 2007）の研究結果に基づいて，調査参加者ごとに各因子別の評定値の平均と標準偏差を算出し，Figure 1 に示す。試みに因子間の平均評定値を比べると，全体として因子の主効果の有意性が認められた［F（3, 363）= 71.24, p < .001，ηp2=.371］。
因子間で平均評定値の差を見てみると，主として，
平均評定値が最も高いのが「検索困難，意図的想起の失敗経験」で，次に「頭から離れない記憶，回想
的記憶，無意図的想起」と「人名の想起困難」が同程度で，「もの忘れ，無意図的忘却，回想・未来記

4.0

4.5

平均評定値

3.5
3.0
2.5
2.0
1.5

名
の
想
起
困
難

も
回 の忘
想 れ
・未 ，
来 無
記 意
憶 図
頭
想 的
か
無
起 忘
意 ら離
の 却
図 れ
失 ，
的 な
敗
想 い
起 記
憶
，回
想
的
想
起
，
検
の 索
失 困
敗 難
経 ，意
験 図
的
想
起

1.0

人

結

憶想起の失敗」が最も低かった［いずれも ps < .05］。
したがって，本研究における調査参加者の全体的な記憶能力の自己評価の特徴として，過去の出来事の因子

Figure 1
記憶能力質問紙（MAQ）MAQ の因子別平均評定値（エラーバーは 1 標準偏差を示す）

Table 1

（MAQ)の因子ごとの質問項目と評定値
Table 1 記憶能力質問紙
記憶能力質問紙（MAQ)の因子ごとの質問項目と評定値
因子
項目番号
質問項目
もの忘れ，無意図的忘却，回想・未来（展望）記憶想起の失敗
4 お金を何に使ったかを忘れてしまう
1 よく忘れものをする
13 お金の貸し借りをよく忘れる
16 待ち合わせの時間や場所を忘れてしまうことがある
22 買う予定であった物が思い出せないことがある
9 カギをかけたかどうか，コンセントを抜いたかを忘れてしまう
19 自分が昔言ったことを忘れる

平均 標準偏差
2.53
3.11
1.82
1.76
2.84
3.27
3.15

1.16
1.01
1.04
0.96
1.34
1.24
1.26

頭から離れない記憶，回想的想起，無意図的想起
2 見た絵画（写真，テレビ，映画など）のイメージが忘れられない
8 現前しない光景（旅行した時に見た風景）をありありと思い浮かべることができ
24 小説の一節やドラマのセリフをすぐに覚える
3 家に帰ってから，その日の出来事を思い出せる
11 電車やバスで会った人の顔が忘れられないことがある
5 聞いた音楽のメロディが頭から離れない
28 おいしいものを食べて，その味を覚えている
17 身近な人の噂話をよく覚えている
26 見た夢を覚えているほうである
10 知人の家族の人数を覚えている

3.36
3.16
2.73
3.50
2.02
4.07
3.37
3.35
3.11
3.11

1.03
1.19
1.34
1.05
1.20
0.85
1.16
1.23
1.23
1.37

検索困難，意図的想起の失敗経験
30 テストが終わると覚えたことをすぐに忘れる
20 * 英語の文法や数学の公式をいつまでも覚えている
14 テストのとき，覚えたことが思い出せないで困ることがある
23 先週の授業がどこまで進んだかを覚えている
27 本を読んでいるとき，前ページに書いてあったことがわからなくなる
12 書こうと思う漢字が思い出せないことがある
15 神経衰弱（同じ数字の組を当てるトランプ・ゲーム）が得意である
7 調べた電話番号をかけるまでに忘れてしまう
18 初恋の人の顔を思い出すことができる
29 のどまで出かかっていることが出てこないことがある
21 いやな思い出が忘れられない

3.66
1.81
4.03
2.93
2.73
3.79
2.54
3.00
3.50
3.52
3.80

1.20
0.82
0.97
1.11
1.25
1.01
1.07
1.20
1.36
1.13
1.28

人名の想起困難
6 知人の名前が思い出せないことがある
25 紹介されたばかりの人の名前を忘れてしまうことがある
全 体

2.81
3.62
3.04

1.24
1.28
1.30

注）項目番号にアステリスクの付いた項目は逆転項目。
評定反応から評定値への数値変換（得点化）は以下のとおりである。
全くあてはまらない＝1
あまりあてはまらない＝2
どちらでもない＝3
かなりあてはまる＝4
非常にあてはまる＝535

神戸学院大学心理学研究 2020 年

想起に関する失敗や困難が比較的顕著で，無意図的想起や人名の想起困難の経験に思いあたり，展望記
憶に関連した予定や約束事の失敗は相対的に高くないことが示された。

第1号

定」は MAQ の「頭から離れない記憶，回想的記憶，
無意図的想起」との間で有意な正の相関が見られたのに対し，「人名の想起困難」との間では有意な負の相関が見られた。（d）ZTPI の「現在快楽」は，MAQの「頭から離れない記憶，回想的記憶，無意図的想起」との間には有意な正の相関が見られ，「人名の想起困難」との間には負の相関が見られた。（e）ZTPI の「現在運命」は，MAQ の「もの忘れ，無意図的忘却，回想・未来記憶想起の失敗」と「検索困難，意図的想起の失敗経験」との間で，それぞれ有意な正の相関が見られた。

ジンバルドー時間的展望尺度（ZTPI）の結果 2
ZTPI の 56 項目のそれぞれに対する全調査参加者の評定値について，平均と標準偏差を算出した結果
を Table 2 に示す。質問項目の全体平均は 3.30（標準偏差 1.22，範囲 2.27-4.36）であった。下島他（2012）の研究結果に基づいて，調査参加者ごとに各因子別の評定値の平均と標準偏差を算出し，Figure 2 に示す。試みに因子間の平均評定値を比べると，全体として因子の主効果の有意性が認められた［F（4, 484）
。因子間で平均評定値= 56.15, p > .001，ηp2 =.317］の差を見てみると，平均評定値の高いものから，順に，「現在快楽」，「過去否定」，「過去肯定」，「未来」，「現在運命」であった。すべての平均評定値の間に有意差が認められた［いずれも ps < .05］。したがって，本研究における調査参加者の全体的な時間的展望の特徴として，ZTPI への回答の結果から，快楽的で向こう見ずな態度をとったりすることが相対的に多く，次いで，自己の一貫性に対して否定的に捉える傾向にあることがうかがわれる。それらに比べて，自己を肯定することや将来の目標や見返りのために努力することはまれであるが，運命を受け入れるといった無力感を伴った態度に終始しているわけではない
ことが示された。

考察

本研究は，大学生 122 名を対象に，記憶能力の自己評価に関するメタ記憶質問紙（MAQ）と時間的展
望に関する質問紙（ZTPI）を用いた調査を実施し，回答データを収集した。それらの回答データをもとに，それぞれの質問紙を構成する因子間の平均評定
値の相関関係について整理・分析を行った。
分析の結果，日常生活場面における記憶能力の自己評価と時間的展望との関係に関して，得られた主要な知見は次の 3 点にまとめることができる。
（1）ZTPI の「過去否定」と「現在運命」はともに，
MAQ の「もの忘れ，無意図的忘却，回想・未来記憶
想起の失敗」との間で，および「検索困難，意図的想起の失敗経験」との間で，それぞれ有意な正の相関が見られた。
（2）ZTPI の「過去肯定」と「現在快楽」はともに，
MAQ の「頭から離れない記憶，回想的記憶，無意図的想起」との間で有意な正の相関が見られた。しかしながら，ZTPI の「過去肯定」と「現在快楽」はともに，MAQ の「人名の想起困難」との間に有意の負の相関が見られた。
（3）ZTPI の「未来」は，MAQ の「頭から離れない
記憶，回想的記憶，無意図的想起」との間にのみ有意な正の相関が見られ，それ以外はすべて有意な負の相関が見られた。
以上の 3 点について，順に考察を進めていく。
上記（1）より，時間的展望に関連して，自己の一貫性や連続性における否定的な側面，および宿命論に由来する無力感を伴う態度は，日常生活のさま
ざまな回想記憶や展望記憶に関する記憶能力の乏
しさの自覚に基づいていることが示唆される。清水（2018a）は，EMQ と MIA という 2 種類のメタ記憶
質問紙と ZTPI との関係を検討しているが，ZTPI の「過去否定」と「現在運命」が一般的な物忘れや会話時での失念経験の多さとの間で相関が見られている。
清水（2018b）もまた，CFQ と ZTPI の因子間相関の分析を通して，ZTPI の「過去否定」と「現在運命」は，日常生活でのうっかりミスや検索の失敗，予定・約束事の失念といった認知的失敗との関連性を指摘している。したがって，本研究の結果は，いずれの先記憶能力質問紙（MAQ）とジンバルドー時間的展望尺度（ZTPI）における因子別項目評定値間の相関
MAQ の 4 因子と ZTPI の 5 因子における因子別平均評定値の間の相関係数を算出し，Table 3 に示す。
MAQ と ZTPI の そ れ ぞ れ を 構 成 す る 4 因 子 と 5 因子の間で因子別平均評定値の相関関係について，有意水準 5% 以下の相関を示す因子の組み合わせを中心に見ていくと，次のようになる。すなわち，（a）
ZTPI の「過去否定」は，MAQ の「もの忘れ，無意
図的忘却，回想・未来記憶想起の失敗」と「頭から離れない記憶，回想的記憶，無意図的想起」と「検索困難，意図的想起の失敗経験」との間で，それぞれ有意な正の相関が見られた。
（b）ZTPI の「未来」
は，MAQ のすべての因子との間で有意な相関が見られたが，「頭から離れない記憶，回想的記憶，無意図的想起」との間にのみ正の相関が見られ，それ以外はすべて負の相関が見られた。
（c）ZTPI の「過去肯2第3巻

本研究の ZTPI の結果については，すでに清水（2018a,
2018b）で発表している。

36

清水：記憶能力の自己評価と時間的展望

Table 2

Table 2

ジンバルドー時間的展望質問紙（ZTPI)の因子ごとの質問項目と評定値
ジンバルドー時間的展望質問紙（ZTPI)の因子ごとの質問項目と評定値（清水（2018a）の表3および清水（2018b）の表2を改変して再掲）（清水（2018a）の表
3 および清水（2018b）の表 2 を改変して再掲）

因子
番号
質問項目
過去否定 （Past-Negative, PN）
50 過去に起きた嫌な出来事について考えることがある
16 過去のつらい経験が、繰り返し頭に浮かぶ34 若い頃の嫌なイメージを忘れる事は難しい
4 人生の中で、ああすべきだったのに、と思うことが多い
27 取り消してしまいたい間違いを過去に犯したことがある
36 今を楽しんでいるときでも、つい過去のよく似た経験と比べてしまう
54 人生の中でやりそこなった楽しいことについて考えることがある
5 私の決断は、周りの人や出来事によって大いに影響される

平均

標準偏差

3.67
3.24
3.68
3.96
3.66
3.06
3.50
3.43

1.16
1.31
1.05
1.15
1.25
1.30
1.21
1.13

未来 (Future, F)
40 コツコツと取り組んで時間通りに課題を完了する
2.60
45 やるべきことがあるとき、誘惑に耐えることができる
2.89
24 * 毎日を計画的というよりは成り行きで過ごす
3.71
10 何かをやり遂げようとするとき、目標を決めてそれに到達するための具体的な方法を検討する
3.36
13 夜遊びに行くことよりも、明日までにやるべき事や必要なことを終える方が大切だ
3.42
21 友人や上司・教師などに対する義務は遅れずに果たす
3.72
51 前進するためならば、難しくておもしろくない課題に取り組むことができる
3.20
6 人は毎朝、その日の予定を計画するべきだと思う
2.73
18 約束の時間に遅れるのは嫌いだ
3.93
43 やるべきことをリストにする
2.94
52 * 稼いだお金は、明日のために貯金するよりも今日の楽しみに使う
2.91
30 決断する前に,メリットとデメリットを比べてみる
3.66

1.18
1.10
1.03
1.08
1.18
0.88
1.00
1.19
1.15
1.36
1.20
1.14

過去肯定 (Past-Postive, PP)
7 昔のことを考えるのは楽しい
11 昔のことを思い出すと、悪い思い出よりも良い思い出の方が全体的に多い
25 * 嫌な思い出が多いので、過去のことは思い出したくない
20 楽しかった思い出が、すぐに心に浮かぶ
29 幼い頃が懐かしいと思う
49 何度も繰り返される家族の行事や伝統が好きだ
22 * 過去に虐待や拒絶をそれなりに経験した
41 * 家族が昔はああだった、こうだった、と話し出しても耳を貸さない
2 懐かしい光景、音、臭いによって、幼い頃のよい思い出がよみがえることがよくある

3.19
2.95
2.61
3.51
3.95
3.54
2.27
2.81
3.98

1.08
1.28
1.20
1.09
1.01
1.13
1.30
1.21
1.12

現在快楽 (Present-Hedonistic, PH)
42 人生の刺激を得るために冒険をする
26 人生に刺激は重要だ
31 危険をおそれないからこそ、人生は退屈でなくなる
28 時間内に終えることよりも、やっていることを楽しむことの方が大切だと思う
44 自分の頭ではなく気持ちに従う事が多い
8 衝動的に行動することがある
32 人生のゴールだけを考えるよりも、その道のりを楽しむことが大切だ
55 親密な関係は情熱的な方がいい

3.31
4.36
2.42
3.64
3.53
3.98
4.18
3.51

1.20
0.78
1.14
1.00
1.15
0.93
0.69
1.09

現在運命 (Present-Fatalistic, PF)
38 人生の進路は、自分ではどうしようもない力によって決められている
14 なるようにしかならないので、自分が何をしてもあまり関係ない
3 私の人生は運命によって定められるところが多い
39 どうしようもないことなので、将来について心配しても仕方がない
37 物事は変わるので、将来の計画を立てるのは実際には不可能だ
53 成功は努力よりも運で決まることが多い
全 体

2.42
2.66
2.57
2.96
2.93
2.89
3.30

1.14
1.11
1.07
1.18
1.02
1.04
1.22

注）項目番号にアステリスクの付いた項目は逆転項目。
評定反応から評定値への数値変換（得点化）は以下のとおりである。
全くあてはまらない＝1
あてはまらない＝2
どちらでもない＝3
あてはまる＝4
よくあてはまる＝537

神戸学院大学心理学研究 2020 年

第3巻

第1号

平均評定 値

分かれることが指摘された点と符合している。もしかしたら人名の記憶想起困難に関しては，回想記憶の困難や展望記憶の失敗に比べて人は自己の記憶能力特性の問題として帰属することが少ないのかもしれない。しかしながら，その一方で，清水（2019）は，個人の認知的失敗傾向と記憶自己効力感との関係を調べているが，MIA の因子と CFQ の因子との間の相関に基づいて，とくに展望記憶と人名記憶に関連した認知的失敗経験が記憶自己効力感と深く関係していることを報告している。つまり，この研究では，
回想記憶の失敗経験よりも人名記憶の失敗経験のほうが記憶自己効力感と深く関係していることが示されている。認知的失敗傾向の場合は，対人コミュケー
ションの場面での展望記憶や人名記憶に関連した失敗の出来事（相手に迷惑をかけたり，不愉快な気持ちにさせたりといったネガティブな感情を伴う出来事など）を強調して捉えていた可能性が考えられる。
本研究の場合は，全般的な記憶能力の自己評価に関する評定を求めたので，その点が結果の違いに影響しているのかもしれない。
上記（2）より，ZTPI の「過去肯定」に反映される自己の一貫性・連続性の肯定的側面，および「現在 快 楽 」 に 反 映 さ れ る 快 楽 主 義 的 態 度 は と も に，
MAQ の無意図的想起に関する記憶能力の自己評価との間で正の相関が認められた。したがって，自身の過去を肯定的に捉える態度や現状の楽しみを進んで享受しようとする態度と，自分は過去の出来事がいつまでも心に残って忘れられないといった自己評
価とが関係しているようである。先行研究では，こうした時間的展望と無意図的想起の自己評価に関する研究知見は得られておらず，今回の調査で初めてMAQ を用いたことで明らかになった。これまでの，
とくに臨床心理学の視点に基づく記憶研究では，心的外傷後ストレス障害（post-traumatic stress disorder,
PTSD）や急性ストレス障害におけるフラッシュバッ
ク現象のように，以前の出来事が意図せず急に鮮明に想起されるという場合は過去のつらく悲しい出来事に焦点があてられることが多かった（e.g., 亀岡，
2020； van der Kolk, 2014）。しかしながら，本研究の結果では，自分には無意図的想起の傾向があると答えた調査参加者ほど，過去の出来事を温かくなつか
しく肯定的に捉える態度を併せもっていることが示された。おそらく本研究の調査参加者の場合，とくに顕著なストレスを伴うトラウマの経験が比較的少

現在運命

現在快楽

過去肯定

未来

過去否定

因子

Figure 2
ジンバルドー時間的展望尺度（ZTPI）の因子別平均評定値（エラーバーは 1 標準偏差を示す）（清水（2018a）の図 3 および清水（2018b）の図 2 を一部修正して再掲）

行研究とも一致していると考えられる。
すでに述べたように，EMQ や CFQ は，特定の問
題行動・失敗現象の絶対的出現頻度あるいは相対的出現頻度を問う質問紙であるが，自己の適合度を問う MAQ を用いた本研究でも，ZTPI の「過去否定」
および「現在運命」との関係については，同様の結果が得られた。もしかしたら，日常生活場面での記憶に関する失敗や困難の経験が多いと認識している人ほど，記憶能力に関する自己評価が低く，時間的展望においても総じて過去を否定的・悲観的に捉えがちで，自らの努力の価値や成果を低く見積もり，努力の及ばない部分を過大視していると解釈できるかもしれない。言い換えれば，過去の出来事の想起が得意でないという自覚は，予定や約束事を失念しやすいという自覚と同じように，自身の過去を否定的・回避的に捉える見方や，人生は定められた運命によって決まるという無力感を伴った見方とつながっていることが示唆される。ただし，先行研究の結果も本研究の結果も，それぞれの質問紙を構成する因子間での評定値の相関分析に基づいているため，こうした因果的な解釈が一定の合理性をもつかどうかは，今後の研究を待たなければならない。
一方，誰かの名前を想起することに関する記憶能力の自覚は，自身の過去を否定的に捉えることとも，人生が運命に支配されていると捉えることとも関係しなかった。このことは，清水他（2006，2007）において，個人の自己の記憶能力に関するメタ記憶判
断が回想記憶，展望記憶，人名記憶の三つに大きく

Table 3
3
Table
記憶能力質問紙（MAQ)とジンバルドー時間的展望尺度（ZTPI)の各因子別評定値間の相関

記憶能力質問紙（MAQ) とジンバルドー時間的展望尺度（ZTPI) の各因子別評定値間の相関
MAQの因子もの忘れ，無意図的忘却，回想・未来（展望）記憶想起の失敗
頭から離れない記憶，回想的想起，無意図的想起
検索困難，意図的想起の失敗経験
人名の想起困難

38

過去否定

未来

ZTPIの因子
過去肯定 現在快楽 現在運命

清水：記憶能力の自己評価と時間的展望

なく，フラッシュバック現象とは関係しなかったことは十分に推察できる。
山本（2013）は，大学生を対象に日誌法によって得られた無意図的想起に関するデータを分析し，ア
イデンティティの達成度が高い群が低い群よりも重要でかつ感情喚起度の高い自伝的記憶を想起する傾向にあることを示した。すなわち，無意図的想起はアイデンティティの維持や促進に貢献していることが示唆されている。ただし，ZTPI の「過去否定」がMAQ の「頭から離れない記憶，回想的記憶，無意図的想起」との間にわずかながらも有意な正の相関が見られたことから，無意図的想起が過去に経験した出来事の肯定的な側面だけでなく，否定的な側面の認識ともつながっている可能性が示唆される。したがって，一般の大学生において，自己評価による無意図的想起の出現の多少と，想起された過去の出来事に関する肯定的な捉え方との関連性や，現状の快楽を進んで享受する態度との関連性については，今後の研究の進展が望まれる。
な お，ZTPI の「 過 去 肯 定 」 と「 現 在 快 楽 」 はMAQ の「人名の想起困難」との間に有意な負の相関が見られたが，CFQ を用いた先行研究では ZTPI の「過去肯定」と「現在快楽」は CFQ の「人名記憶の失敗」との間に有意な相関は認められていない（清水，2018b）。このことについては，やはり MAQ が人名の失念に関する自己の適合度の評価を尋ねるのに対して，CFQ が人名記憶の失敗経験の出現頻度を尋ねていることの違いに帰属せざるを得ない。つまり，人名想起の場面において困難が生じたという経験の頻度ではなく，自らが人名の想起が得意または不得意であると自覚しているかどうかが，過去の出来事を肯定的に捉えるかどうか，あるいは現状の楽しみを享受する態度をもつかどうかと関係しているようである。換言すれば，本研究の結果から，人名想起困難の実際の経験の多少よりも，自己の人名想起の能力そのものを低く捉えていない者ほど，過去に対して親和的な態度をもち，快楽を求める傾向にあることが示唆される。一般に，過去肯定指向の強い人ほど温かく，楽しく，しばしば感傷的でノスタルジックに過去を回想し，家族や友人との関係の維持を重要視しがちであるとされている（Zimbardo &Boyd, 1999）。このことは，本研究の結果と深く結びついていると考えられる。
上 記（3） よ り，ZTPI の「 未 来 」 に 反 映 さ れ る，
将来の目標や見返りのために努力する態度は，MAQの「頭から離れない記憶，回想的記憶，無意図的想起」に反映される，意図せずに過去の出来事を想起したり，過去の出来事を忘れられないと考えたりす
る態度との間に正の相関が見られた。このことは，
認知心理学の分野で比較的最近注目されているマインドワンダリング（mind wondering）と関係していると考えられる。マインドワンダリングは一般に，何らかの認知活動の実行中に，注意が外界の事象から離れて内的世界へと向かう現象のことを指す（関口，2014；Smallwood & Schooler, 2006）。実験室場面では，与えられた実験課題には関係しないことを考え，呈示された刺激とは独立した意識をもつことに対応しているが，日常生活場面では無意図的な思考に関連している。さらに，これまでの研究では，マインドワンダリングは未来に関する事柄を多く含み，未来に関する思考は環境への適応と生存にとって重要であるとされている（伊藤，2014；Stawarczrk, Majerus,
Maj, Linden, & DʼArgembeau, 2011）。このマインドワ
ンダリングの性質を考慮に入れると，本研究の結果
は次のような意味をもつ。すなわち，MAQ の「頭から離れない記憶，回想的記憶，無意図的想起」は個
人のマインドワンダリングの一端を表しており，意図せずに過去の出来事を想起することと，将来の目
標や見返りのために努力する態度とは深く結びついている可能性が高い。過去の出来事に関する無意図的想起は，未来指向的思考のための対象や材料を提供するだけでなく，将来の目標や見返りに向けて実際に努力することにつながっているのかもしれない。
その一方で，ZTPI の「未来」は，回想記憶や展望
記憶，人名記憶における失敗や困難に関連した自己評価の低さとの間で，いずれも負の相関が認められた。この結果は，展望記憶や人名記憶の失敗を頻繁に経験する者ほど未来を指向する態度に乏しいという清水（2018b）の結果と符合している。このことはまた，自己の記憶能力に関する自己評価が高い者ほ
ど予定や約束事の失敗が少なく，人名の失念・想起困難を経験する頻度が少ないという清水（2019）の
結果とも符合している。これらの結果を考え合わせると，もしかしたら未来を指向するためには，無意図的想起を契機として，過去の人生を肯定的に捉え，記憶に関する失敗や困難の経験に由来する自己評価の低さを克服する必要があるのかもしれない。
今後の研究課題としては，過去から現在を経て未来に至る時間的展望との関連において，回想記憶や展望記憶，人名記憶に関する能力の自己評価と，日常生活場面での無意図的想起やマインドワンダリン
グの出現頻度・発生傾向との関係を検討する必要があると考えられる。

利益相反
本論文に関して，開示すべき利益相反関連事項は
ない。

引用文献
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39神戸学院大学心理学研究 2020 年

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第3巻

第1号

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による分析− 人文学部紀要（神戸学院大学人文学部），38，103-120.
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失敗行動の自己評価と時間的展望−認知的失敗
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問紙（EMQ）による検討− 認知心理学研究，
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40清水：記憶能力の自己評価と時間的展望

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metric. Journal of Personality and Social Psychology,
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―2020.8.31 受稿

2020.10.30 受理―

41

2019 年度博士論文要旨

青年期の否定的認知とアレキシサイミアに関する臨床心理学的研究


人間文化学研究科 人間行動論専攻 行動発達論講座

論文要旨：
本論文は，筆者が不安の強さと自己を否定的にとらえている自己認知との関連を考える中で「うつと不安の両者はそれほどはっきりと別々の問題として扱えるのだろうか」という疑問を持ったことから始まった研究である。これを出発点として精神的健康と自己認知，自己の情動の認知や制御，それらに関連する親子関係について一連の研究を行い，博士論文として報告した。キーワードとしては「不安と抑うつ（精神的健康）」，「否定的自己認知」，「認知的感
情制御方略（自己の情動の制御）」，「アレキシサイミア（自己の情動の認知）」，「親子関係」があげられる。
本論文の構成は以下のとおりである。

すやま かずみ

陶山 和美

ある「反芻と内省」，「否定的自己認知」が抑うつと不安の併存群においてどのように関連しているのかを質問紙調査を行い検討した。その結果，反芻が不安と抑うつに共通する心理障害であることを確認するとともに，併存群は最も重症であることがわかった。
（2）自己の情動を認知し制御することの困難
次に，両者に共通する問題として感情調整の障害を指摘した。さらに，この感情調整には認知的要因も関連しており，それは発達的に形成されてきたものなのではないかと考えた。そして，不安と抑うつを含む精神的健康と認知的要因に関連する感情調整の障害について検討するためにアレキシサイミアを取りあげた。
アレキシサイミアという語は，診療場面で観察された状態に対して名付けられた語であり，日本語では失感情症と訳されてきた。この訳からは「感情がない」という誤った印象を受けるが，決して感情そのものが失われているわけではなく，感情表現に困難を示しているのである。この様子は診療場面に訪れる患者だけでなく，非臨床群においても多く確認されている。
このことから，第 3 章以下においてアレキシサイ
ミアを変数として含む一連の研究結果を展望し，実際に調査を行った。先行研究を展望した結果，アレ
キシサイミアは精神的健康と負の関連があり，さらに，解離傾向と正の関連があることや愛着の問題との関連が指摘されていた。また，脳画像研究によると，アレキシサイミア傾向の人は，脳のレベルでは，
周囲の情動表現や社会的場面に対する反応は低下しているが，身体反応などの内的な反応は亢進していることが報告されていた。
（3）精神的健康とアレキシサイミア，反芻を含む認
知的感情制御方略，現在の親子関係の関連
第 4 章において，アレキシサイミアと認知的要因と精神的健康の 3 変数を扱う調査研究を行った。その結果，精神的健康が低い群はアレキシサイミア傾
向が強いこと，また，反芻や自責，破局的思考がア
レキシサイミア傾向を強める働きをしているという

第 1 章 序論
第 2 章 不安と抑うつの併存群に対する反芻および否定的自己認知の関連
第 3 章 非臨床群のアレキサイミア傾向に対する心理学的研究の意義−情動認知と自己理解に注目して−第 4 章 大学生のアレキシサイミア傾向と認知的感
情制御方略，精神的健康の関連
第 5 章 青年期のアレキシサイミア傾向と親からの精神的自立と親への親密性−不安と抑うつ，認知的感情制御方略との関連−
第 6 章 親子関係，アレキシサイミア，認知的感情
制御方略，精神的健康度の関連における包括的モデルの検討
第 7 章 終わりに
以下に、本文の内容を要約して述べる。
（1）不安，抑うつ，認知の偏りの関連
歴史的には，不安と抑うつの両者の違いとそれぞれの特異的な認知要因が強調されてきたが，近年は臨床的な観点から不安とうつはそもそも併存する率が高いこと，その併存状態に対する介入についての議論がされている。第 2 章では，これまで不安や抑うつとの関連が報告されてきた特異的な認知要因で43

神戸学院大学心理学研究 2020 年

結果が得られた。この結果や先に述べた研究背景から，第 5 章ではさらに親子関係についての質問紙を加えた調査を行った。その結果，特に心理的な自立を阻害する親子関係が子どものアレキシサイミアを促進する可能性を提示した。また，第 2 章で示された抑うつと不安の併存群の特徴について異なる尺度による再検討を行なった。その結果，不安とうつの両方が高い併存群は不安やうつが単体で高い群や健康群に比べてアレキシサイミア傾向が高いことがわかった。
最後に，第 6 章では，第 4 章と第 5 章のデータをもとに 3 変数の包括的な統計的モデルについて検討した。その結果，複数の認知要因がアレキシサイミ
アを促進し，アレキシサイミアが精神的健康を悪化させるという変数間の影響関係や，親子関係が複数の認知要因の形成に影響することを示唆した。このような結果から，複数の認知要因とアレキシサイミ
アの関わりについて同時に調べることの重要性を述べるとともに，複数の否定的認知がアレキシサイミ
アに関わるという結果について考察した。
氏
名：陶山 和美
学籍番号：9515103
論文題目：青年期の否定的認知とアレキシサイミア
に関する臨床心理学的研究
学 位 名：博士（人間文化学）
学位取得日：2020 年 3 月 5 日
指導教員：石﨑 淳一（神戸学院大学心理学部教授）
主査：三和 千德（神戸学院大学心理学部教授）
副査：石﨑 淳一（神戸学院大学心理学部教授）
副
査：早木 仁成（神戸学院大学人文学部教授）
副査：馬場 天信（追手門学院大学心理学部教授）

44

第3巻

第1号

2020 年度

心理学部・心理学研究科の取り組み

コロナ禍への対応
2020 年 4 月 30 日

心理学部 / 人文学部人間心理学科学生の保護者の皆様へ


心理学部長

秋山

学

保護者の皆様には，新年度の始まりが遅れ，お子さまの大学生活などでご心配も多々おありになろう
かと存じます。今回は，5 月 11 日から開始する今年度前期の授業日程や授業の進め方などを保護者の皆様にお知らせいたします。お子さまの健康を守ることを優先し，安心・安全な環境で教育を行うため，心理学部（1 年生〜 3 年生）/ 人文学部人間心理学科の取り組みをお伝えします。

■

授業期間：5 月 11 日（月）から 8 月 7 日（金）まで

前期授業は 5 月 11 日から遠隔（オンライン）授業を行います。授業開始が遅れるため，8 月 7 日まで延長して授業を行います。この延長により 5 月まで休講した授業を補い，心理学部 / 人文学部人間心理学科としての教育内容を確保いたします。

■

遠隔（オンライン）授業を実施

遠隔（オンライン）授業は教室内の授業に準ずる形で行います。遠隔（オンライン）授業に関しては，同封いたしました資料（全学教育推進機構長（本学副学長）などからのメッセージ）も合わせてお読みください。

■

大学からのメールチェックのお願い（1 日に最低 1 回）

遠隔（オンライン）授業を受けるためにも，大学アドレスのメールを 1 日に最低 1 回は必ず確認する
ことをお子さまにご指導いただきますようお願いします。授業に関する連絡も，学内情報サービスを通して，大学からのメール（学生の大学アドレス）に届きます。

■

オンデマンド方式（ビデオ通話方式とは異なる）の講義が中心（心理学部として）心理学部 / 人文学部人間心理学科学生の遠隔授業はパソコンやスマホを使ったビデオ通話方式（リア
ルタイム遠隔授業）とは異なるオンデマンド方式の授業を中心とする予定です。これは，ビデオ通話
方式に問題点や不安定性が指摘されていることを考慮し，安心・安全な学習環境を守るための取り組
みの一環として行います。ただし，授業によっては，ビデオ通話方式（リアルタイム遠隔授業）も部
45

神戸学院大学心理学研究 2020 年

第3巻

第1号

分的に利用する場合があります。
オンデマンド方式の授業では，予め指定された期間内に本学が提供する e- ラーニング用システムから教材を入手し，学習を行います。指定の期間内には質問することができます。授業では何かしらの課題が出され，小テストを頻繁に行う授業もあります。

■

5 月 1 日（金）に心理学部 / 人文学部人間心理学科の専門科目に関するお知らせも配信

5 月 1 日に初回授業（専門科目）に関する重要なお知らせを配信する予定です。学生が滞りなく授業を受けられるようにするための重要な情報を連絡いたします。必ず確認するようにお子さまにご指導いただきますようお願いいたします。
2 回目の授業以降に関する連絡は授業用配付資料に記載する場合もあります。

■

成績評価は課題やレポートの提出とその評価，小テストの成績などを総合的に評価
前期授業の成績評価は定期試験を行わず，課題やレポートの提出とその評価，小テストの成績などを総合的に評価して行います。
新入生は，4 月 21 日に抽選科目の申し込みを行い，大学で受講する授業を決める第一歩を踏み出しました。また，この科目の抽選の結果，お子さまの指導教員も決まっております。大学生活での疑問や心配していることはメール等で指導教員に相談するようお伝えください。大学生活の始まりは初めてのことばかりで，心配することも多いと思います。心理学部教員と一緒に乗り切っていきましょう。
学習面などの不安や心配なことがありましたら，気軽に指導教員に相談するようお伝えください。また，奨学金・奨励金などのご相談，お子様の不安や悩みに関する本学の相談窓口を別紙にまとめております。ご活用ください。一刻も早い収束に向け，一緒に困難を乗り越えていきましょう。
最後になりましたが，心理学部教員一同，お子様の教育の機会および教育内容を提供するため，新しい学びのスタイルを構築するべく，真摯に努めて参ります。保護者の皆様のご理解とご協力を賜りますよう，謹んでお願い申し上げます。依然厳しい状況が続きそうですが，どうかくれぐれもご自愛く
ださい。

46

神戸学院大学 各種相談窓口
学⽣⽣活に関する相談窓⼝を以下のようにまとめております。
パソコンやスマートフォンで，相談窓⼝を確認されたい⽅は右の QR コ
ードを読み込み，本学ホームページ上の情報をご覧ください。


経済⽀援（奨学⾦・奨励⾦制度等）に関するご相談『学⽣⽀援センター（奨学⾦）』
⽇本学⽣⽀援機構の奨学⾦、⼤学独⾃の奨学⾦、学外の奨学⾦など、あらゆる奨学⾦を取り扱っています。新型コロナウイルス等の影響により、家計状況が急変した場合の相談も受け付けています。
TEL:

有瀬キャンパス 078-974-1607

⼤学⽣活全般（証明書、通学、下宿、事故・トラブル等）に関するご相談『学⽣⽀援センター（学⽣⽣活）』
電話でのご相談を受け付けています。
TEL:

有瀬キャンパス 078-974-1473

学⽣の不安や悩みに関するご相談『学⽣の未来センター』
新型コロナウイルス感染症の影響で、今後の学⽣⽣活に関する不安や悩みごとがある場
合は、こちらにお電話ください。電話でのご相談を受け付けています。緊急を要する場合
は事前予約の上、個別⾯談も可能です。
TEL：078-974-4158・080-4077-2854
MAIL：gakuseimirai@kobegakuin.ac.jp



授業や履修に関するご相談『教務センター』
電話でのご相談を受け付けています。
TEL:

有瀬キャンパス 078-974-1725

就職活動に関するご相談『キャリアセンター』
就職活動について緊急の⽤件が発⽣した場合に、電話でのご相談を受け付けています。
TEL:

有瀬キャンパス 078-974-5813

ハラスメントに関するご相談『ハラスメント相談室』
電話でのご相談を受け付けています。
TEL：078-974-4325
MAIL：hsroom@j.kobegakuin.ac.jp

- 47
3-

神戸学院大学心理学研究 2020 年

第3巻

第1号

学費・授業料に関する支援制度のご案内（2020/04/28HP 掲載内容）
新型コロナウイルスの影響で、各ご家庭の収入等に影響が出たり、アルバイトができなくなった学生もいると思います。下記に、現時点で、神戸学院大学が対応できる支援制度をまとめました。また、大学独自の経済支援給付奨学金の二次募集等も検討しています。新型コロナウイルス等の影響により、学業継続が困難となった場合は、まずは学
生支援センター（奨学金担当：裏面参照）にご相談ください。また，本案内は本紙右上の QR コードを読み込み，ご覧
いただけます。

１．オンライン授業の実施に伴う特別教学金（給付）
本年 5 月 1 日現在の在学生（学部学生、大学院生）の全員に対して、オンライン授業の実施に伴う特別奨学金として、一律 5 万円を支給します。5 月末までを目途に支給しますが、支給方法については現在検討中です。決定しましたら、改めてご案内します。

２．日本学生支援機構の奨学金制度、国による高等教育修学支援新制度
新型コロナウイルス感染症の影響で学費等支援が必要になった学生に対する奨学金があります。前期については、
8 月振込の募集が追加され、後期には 12 月振込の二次募集もあります。制度の詳細については、日本学生支援機
構のホームページをご参照ください。相談・申し込みについては、学生支援センター（奨学金担当）にご連絡ください。
● 給付奨学金（家計急変）【日本学生支援機構】【学部生】● 高等教育修学支援新制度【文部科学省】【学部生】● 貸与奨学金（第一種 緊急採用（無利子）・第二種 応急採用（有利子）【日本学生支援機構】【学部生・大学院生】【申込方法】


学部生、大学院生の新規申し込み（定期採用）は、すでに終了しておりますが、学部生については、再募集を行います。日程は近日中にホームページでお知らせしますので、必要な方は、ホームページをご確認のうえ、申込を行ってください。※緊急の場合は、随時相談を受け付けておりますので、ご相談ください。



高校時の予約採用者のお手続きを済まされていない方は、至急、学生支援センターまでご相談ください。

３．学費分納制度
本学では、学費を一括で納入することが困難な方に対して学費分納制度を設けています。
従来は前期学費を 4 回に分けて、4～7 月に納入する形でしたが、今年度は新型コロナウイルスの影響を考慮し、前期学費を 2 回に分けて 6 月末と 7 月末に納入する形へと変更しました。また、受付期間を 5 月 15 日（金）までに延長いたしました。

４．前期学費等の振込期限の延長（6 月 30 日まで延長）
2020 年度前期の学費等振込用紙を４月上旬に送付いたしましたが、振込期限を 4 月 30 日（木）から 6 月 30 日
（火）まで延長しました（延滞料不要）。詳細は上記ＱＲコードを読み込み，該当箇所の URL にてご確認ください。

５．神戸学院大学 学部生・大学院生 支給奨学金（経済支援給付奨学金）
大学独自の経済支援給付奨学金として、支給奨学金を設けております。2020 年度前期の申込受付は終了しまし
たが、二次募集等を検討しております。詳細が決まり次第、ご案内いたします。

以

- 48
4-

上

2020 年度

心理学部・心理学研究科の取り組み

コロナ禍への対応
2020 年 9 月 10 日

心理学部 2020 年度後期授業について〜保護者の皆さまへ〜



心理学部長

秋山

学

今年度前期授業がすべて遠隔授業となり，期待されていたお子様の大学生活が様変わりしてしまいました。保護者の皆さまも，自宅や下宿先で遠隔授業に取り組むお子様を見守ることへの気遣いやご苦労も絶えなかったことと存じます。
後期の心理学部の授業は，本学学長からのメッセージにもありますように，国家資格である公認心理師の養成を行う学部として，実習を中心とする一部の授業を原則として対面授業により実施します。
心理学部の教育として，実習教育に力を入れているためです。実習では学生自身がいろいろな課題や作業を周囲の学生とともに行い，心理学の学びを深めていきます。心理学部では，公認心理師という国家資格取得を目指して学修に励む学生も多数います。後期に原則，対面授業を行う科目は，公認心理師の受験資格の条件として，教員や学生同士が対面状況で実習を行うことが必要である科目でもあります。
ただし，実習授業を対面で実施するために，それ以外の科目は遠隔授業が中心となります。後期に教室や実習室内で十分なソーシャル・ディスタンスを取ることを踏まえると，今までの倍以上のスペー
ス・教室を必要とします。15 名のゼミでも 50 名規模の教室で行う必要があります。大学内の教室の数
や教室の大きさには限りがあります。心理学部が実習で従来よりも多くの教室を確保すれば，他学部も含め，同じ時限に開講される講義との調整も必要になります。ソーシャル・ディスタンスを確保して，対面授業を実施するのに十分な広さを備えた教室が大学では足りません。こうした教室が不足する状
況は，他大学でも同様に生じています。そのため，残念ではありますが，対面授業出席のため大学に登学する機会は，皆様の期待より少なくなることへご理解を賜りたいと存じます。
対面で授業を実施するために，お子様にはソーシャル・ディスタンスの確保，手指消毒の徹底，登学にあたって事前に『神戸学院大学体温・風邪症状チェック表』を作成・持参することなど，新たにお願いすることも多くなります。これは，学生や保護者やご家族そして教職員の健康を護ることを優先し，安心・安全な環境で教育を行うことを心理学部として大切にしているためであります。心理支
援を通して心の健康と保持増進に役立つ公認心理師を養成することを学部教育の主な目標の一つとす
る心理学部の方針をご理解いただきたいと思います。
心理学部で学ぶ学生の保護者の皆さまには，お子様の同級生や教員の中に配慮が必要な方々がいることにも思いをはせていただきたいと思います。基礎疾患を抱えている学生，高齢の祖父母と同居し49

神戸学院大学心理学研究 2020 年

第3巻

第1号

ている学生，身体の弱い教員，障がいを持つ教員，高齢の教員の中には，キャンパスに来て対面で授業に参加することが難しいケースもあります。対面での授業を行いたくてもそれが出来ない教員，参加したくても大学に来られない学生もいることを想い，寛容に受け止めていただけますとありがたく存じます。
後期も遠隔授業は継続してまいります。新型コロナウイルス感染症拡大により，私たちの暮らしや学校，そして，職場において急速にオンライン化が進んでいます。これまでのような SNS の活用に加え，
職場では Web 会議が行われており，就職活動も会社説明会やインターンシップはもはや Zoom が主流です。カウンセリングではオンライン・カウンセリングの利用，医療でもオンライン診療の試みが始まっています。このようにコミュニケーションのスタイルが変化することには長所もありますが，大きなストレスも伴います。この激動の時期における心の安寧や健康を考えることは，社会の中で心理学をどのように活用するかを考える生きた学びでもあります。遠隔授業やオンラインでのコミュニケーショ
ンの中で感じること，再開される対面授業のコミュニケーションの中で感じること，双方の利点と課題を学生が自ら考え，自分にあった学びのスタイルを見つけていくことは，心理学の理解を深めるチャンスです。この急激な変化の中で，今後ますます心理学的な知見は必要とされるでしょう。
新型コロナウイルスによって大きく変わりゆく社会に振り回されるのではなく，ポストコロナ社会を見据え，新しい社会を乗り切る知恵やアイディアを保護者そして学生の皆さまと心理学部教職員で一緒に考え，ともに乗り切っていく 2020 年度後期でありたいと思います。最後になりましたが，心理学部教員一同，学生の大学での学びにふさわしい教育活動を提供するため，新しい学びのスタイルを構築すべく，真摯に努めて参ります。保護者の皆様の ご理解とご協力を賜りますよう，謹んでお願い申し上げます。感染予防に関して気の抜けない状況が続いておりますが，どうかくれぐれもご自愛く
ださい。

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2020 年度

心理学部・心理学研究科の取り組み

第 80 回土曜公開講座

音楽の科学と心理―なぜ我々は踊るのか―

神戸学院大学心理学部

河瀬諭

音楽の研究というとどのようなものを思い浮かべられるでしょうか。古代ギリシャの時代から音楽は科学と切っても切れない関係にありました。ことに近年は、音楽を心理学の立場から究明する多くの試みがあります。今回の講座では、その中でも音楽と身体の関係をめぐる科学的な知見をご紹介します。
われわれの日々の暮らしの中で音楽と身体の結びつきはそこここに遍在しています。例えば、楽しくて鼻歌まじりにスキップしたり、好きな曲を聴きながらエクササイズしたり、ノリノリのダンス音楽を聴いていて思わずリズムを刻むこともあるでしょう。体操や労働、儀式や祭事でも音楽と身体の結びつきは欠かせません。
本講座では、このような音楽と身体の動きの関係を科学的に紐とくことを目的とします。はじめに、発達や進化的な事例から音楽と身体の結びつきを考えます。次に、音楽やリズムで身体を動かしたくなるメカニズムについて、「グルーヴ」という概念や楽曲の音響的特徴の観点から捉えます。その上で、療法や運動での音楽と身体の動きの結びつきの応用をみていきます。

音楽を聴いて体を動かしたくなることはどれほど一般的なのでしょうか。赤ちゃんや小さな子ども
が音楽に合わせて踊ったり、身体を動かすのをご覧になったことがある方も多いかもしれません。このように、音楽に合わせて体を動かすことは非常に原初的な行動であると示唆されています。さらに、
人だけでなく鳥などの動物も音楽に合わせて踊るのがわかってきました。これらの知見から音楽と身体の関係にまつわる基礎的な側面を探ります。
音楽と身体の関係からは、どのような音楽が身体の動きをもたらすかという疑問も浮かびます。激しいダンスミュージック、ノリのいいジャズ、穏やかなクラシック、切ないバラード。少し思い浮かべただけでも、身体を動かしたくなる音楽とそうでない音楽がありそうに感じられます。このメカニズムの解明につながる手がかりとして「グルーヴ」が研究されています。「グルーヴ」とは日本語のノリに近い概念で、音楽やリズムを聴いて身体を動かしたくなる感覚として心理学の分野で定義されています。グルーヴィな音楽の特徴は、ここ数年で研究が盛んになってきています。グルーヴに関する知見を概観すれば、ノリのよい曲を作ったり聴いたりするための実践的なヒントを得られるでしょう。
それだけでなく、なぜ特定の音響的特徴が人の身体感覚を喚起するのかという根源的な問いの答えも見えてくるかもしれません。
また近年は、音楽がどのように身体の動きを変えるのかも分析されています。例えば、音楽の種類で身体の動きは本当に違うのか、参加者に曲を聴いて踊ってもらった研究が世界各国で行われています。
そこでの測定や分析には、音響的な操作やモーションキャプチャなど、先端テクノロジーも役立って51

います。このような科学的なデータをなぞりながら、音楽が動きに与える影響をみていきます。
最後に、集団で音楽に合わせて踊ることの意義を掘り下げます。音楽と身体の結びつきが人と人との関係性に与える影響を検討することは、人が社会的に生きていく意味の解明にもつながると期待されています。加えて、集団と個人の関係をとらえる上では、音楽に合わせて動く際の得手・不得手も問題になりますので、個々人の違いにも着目します。
以上を通じて、人の心と身体を揺さぶり、行動をも変えてしまう音楽の力を探り、科学の視点から音楽と身体が結びつく意味を一緒に考えていきましょう。

2020 年度

心理学部・心理学研究科の取り組み

第 80 回土曜公開講座

私たちの思考の癖を探る―判断と意思決定の心理学―

神戸学院大学心理学部

長谷 和久

社会心理学や認知心理学、そして行動経済学と呼ばれる研究領域において、人には 2 種類の特徴
的な思考方法があることが指摘されています。1 つは、システム 1 やヒューリスティクスと呼ばれる直感的な思考方法で、もう 1 つはシステム 2 やシステマティック処理と呼ばれる熟慮的な思考方法です。
本講演では、ヒューリスティクスと呼ばれる直感的な思考方法に着目し、人は物事をどのように捉え、そして判断するのかについてお話しします。
私たちは多様な性格や特徴を有しており、1 人として全く同じように考えて、同じように行動する人はいません。しかしながら、こうした多様性の中にも一定の法則、すなわち、誰もがもつ「思考の癖」
が存在します。とくに物事を直感的に判断する際には「認知バイアス」もしくは「ヒューリスティック・
バイアス」と呼ばれる、一定の法則にしたがった「予測可能な判断の歪み」が生じます。こうした判断の歪みは「知らず知らず」のうちに私たちの判断を左右し、日々の決定や行動（たとえば、何を買うかや、どんなニュースを重要視するかなど）に影響を及ぼします。今回の講演では、こうした「認知バイアス」の性質について、心理学的な研究成果に基づいてお話します。本講演では具体的に下記のような内容に対して心理学の観点から説明をしていきます。
●対象の価値を判断する際の特徴◦なぜ当たらないとわかっていても宝くじを買ってしまうのか◦多様な保険に加入するのはなぜか、など●生活習慣病や自然災害といったリスクのある対象に対する危険性評価の特徴
また、本講演では心理学の研究場面で実際に使用される課題をもとにして、体験形式で私たちの「思考の癖」について説明いたします。加えて、講演の後半ではそうした思考の癖を逆手にとってモチベーションを高めたり、適切な行動を促す説得に活かすといった応用的研究についてもお話しする予定です。

53

2020 年度

心理学部・心理学研究科の取り組み

第 80 回土曜公開講座

ユーモア感覚から心の健康を考える

神戸学院大学心理学部

岡村 心平

今回の講師は、臨床心理学の研究者です。公認心理師、臨床心理士として、学校現場や心療内科、産業分野などで心理支援に従事してきました。専門は人間性心理学、特に E. ジェンドリンの開発した「フォーカシング」という心理療法です。フォーカシングは、悩みごとや気がかりについて誰もが漠然と感じうる身体感覚（フェルトセンス）に注目する技法で、カウンセリング場面だけでなく、日常場
面でも実践できます。また、カウンセリングのエッセンスをより多くの人に伝えるために、広く親しみのある言葉遊び（なぞかけやたとえ）を交えた「ユーモア」の機能についても研究してきました。
心の健康の維持増進に関する知見を通じて、ユーモア感覚を生かしたワークショップや市民講座を実施しています。
心の健康に関するユーモアの効果については、これまで多くの研究が知られています。笑いやユーモアによる免疫機能の向上、アレルギー症状や疼痛の緩和、リラクゼーション効果、ストレス対処、対人関係の向上などです。またアメリカの心理学者 A. マズローは、歴史に名を残す優れた業績を残し、一個人の人格として非常に成熟した「自己実現」を果たした人物の特徴として、健全なユーモア感覚を持っていることを挙げています。社会的にも、そして一個人としても、健康で豊かな生活を送るた
めには、ユーモアは欠かせないものといえるでしょう。
新型コロナウィルス感染拡大により、私たちの日常は激変し、これまでとは異なる生活様式が求められるようになりました。感染予防策や在宅勤務など、生活様式の変化は、大きなストレスをもたらします。見通しの立ちづらい状況、不安をかきたてられる連日のメディア報道、感染者や医療従事者などへの誹謗中傷…このような過酷な状況下で、いかにして心の健康を維持しながら暮らしていけるのでしょうか。
臨床心理学や精神医学の知見を参照しましょう。オーストリア出身のユダヤ系の精神科医 V・フラン
クルは、第二次世界大戦下においてアウシュビッツ強制収容所へ送られ、壮絶な体験をされます。この体験はのちに『夜と霧』という邦訳で知られる著作となり、今なお世界中で読まれ続けています。
過酷な強制労働が続く中、明日、自分が処刑されるかもしれない。フランクルは、そのような極限状
況の中で、自分自身を保つための重要な武器の 1 つとして「ユーモア」を挙げています。
極限状況においても、捕虜同士でお互いに冗談を言い合ったり、看守にユニークなあだ名をつけた
り、手に負えないほどの不安や恐怖に対処する方法として、ユーモアは実際的な効力を持っていたのです。フランクルは自身の提唱した「ロゴセラピー」というフォーカシングと同じ人間性心理学分野の心理療法で、これを「逆説思考」という名称で技法化しています。人間はつい不安の原因になる対象から目を背けてしまいがちですが、フランクルは逆説的に、あえてその不安な感情や、それをもた55

らす事態にしっかりと臨む必要があると説きました。不安から目を逸らさないためには、不安と適切な距離をとる必要があります。ユーモアが持つ「距離化（distancing）」の機能により、自分と問題との間に適切なスペースが生まれます。問題に圧倒され我を失いつつある事態から、自分を取り戻し、適切に問題と向き合い続けることを、ユーモアが支えてくれるのです。
感染予防対策として、人との距離を一定に保つ「ソーシャル・ディスタンシング」が徹底されるようになりました。コロナ以後の時代において、私たちは、ストレスや不安に関しても、適切な「心の距離」
をとることが一層求められています。今回の講演では、心の健康を大切にしながらストレスとうまく関わるために、ユーモアに関する心理療法の知見をもとに、心の健康に関する話題について、具体的なエピソードを交えながらご紹介します。

2020 年度

心理学部・心理学研究科の取り組み

神戸学院大学の Social in ―地域社会とともに―
判断や意志決定を左右する「認知バイアス」
 私が研究しているのは、人が何に価値を置いてどんな判断を下すのか、判断や意志決定の特徴です。人の思考は個人個人で異なっていると思われがちですが、実は多くの人に共通する一定の特徴があり、認知心理学や
社会心理学の分野でその詳しい解明が進んでいます。

 そうした思考の特徴を説明した理論の一つに、二重過程理論があります。これは、私たちがものごとを考える経路には、即座に働く思考で直感的・感情的な判断を下す「システム 1」と、ゆっくり働く思考で分析的・論理的な判断を下す「システム 2」という 2 つの思考様式があると想定する理論です。両者は同時に働き、互いに影響し合って思考を形成していますが、どのような判断や意志決定をするのかでどちらが優勢に働くかの違いがあります。たとえば、相手の表情を読み取って「あ、怒らせたかな」などと判断するのはシステム 1 の得意とするところで、すぐに答えの出せる問題を考えるときには優勢になります。一方、「14×27」といった計算などじっくり考える必要があるときにはシステム 2 が優勢になるのです。システム 1 には、

常に自動的に働き素早く直感で判断を下す反面、間違いを犯しやすく、かつ間違ったことに気づきにくいという特徴があります。この間違いを、思考や判断のゆがみ、という意味で「認知バイアス」と呼びます。
 認知バイアスの例をあげてみましょう。「スマートフォンとケースが合わ
せて 1100 円で売っており、スマートフォンはケースよりも 1000 円高いです。スマートフォンとケースはそれぞれいくらでしょうか。」という問題があります。多くの人は、スマートフォンは 1000 円、ケースは 100 円と答えてしまいますが、よく考えるとスマートフォンが 1050 円、ケースは 50 円であることがわかります。このように、直感的な判断は間違いやすいのです。

 では、コンビニエンスストアと美容室ではどちらがたくさんあるか、という問題はどうでしょう。コンビニと答えてしまいそうですが、実際は美容室のほうが 5 倍ぐらい多いです。コンビニは普段からよく利用し、多57

神戸学院大学心理学研究 2020 年

第3巻

第1号

くの場所に点在することからイメージしやすく、つい誤った判断をしてしまうのです。もう少し深刻な判断ミスの例もあります。アメリカの調査で、糖尿病で亡くなる人は年間どのくらいの人数だと思うかと聞いたとこ
ろ、実際は年間 1 万人以上（調査が行われた当時）なのに 1000 人程度だと過少に評価されました。一方、竜巻で亡くなる人は年間 100 人程度なのに、1000 人近く亡くなっているだろうと過大に評価されたのです。糖尿病で亡くなった人は報道されませんが竜巻発生はニュースになるため、危険性を高くとらえてしまったのです。先ほどのコンビニと同じく、イメージのしやすさが判断をゆがませるという認知バイアスがあることがわかります。

人々の防災行動につながる情報提示とは 私は、人の思考の基本的な特徴を解明するのと同時に、その応用について研究を進めています。たとえば、人が行ってしまいがちな判断エラーがあるなら、それを避けるようにしたり、逆手にとって活用したりする具体的な提案で、社会に役立てることをめざしています。

 主に取り組んでいるテーマの一つが、何かを失うことのほうが何かを得ることよりもより大きなインパクトを感じるという人の思考の特徴で、「損失回避」と呼ばれるものです。最近、他の研究者のデータを集めて分析した結果、失うことは得ることの1.7 倍のインパクトがあるとわかりました。500 円失うショックは、800 円もらう喜び
より大きいということになります。

 この損失回避は、モチベーションを高めるのに応用できます。私が行った実験では、20 問の問題を解いてもらうのに、一つのグループには正解のたびに 5 ポイント獲得でき最大 100 ポイントになるという条件、もう一つのグルーブには最初に 100 ポイント与えられて不正解のたびに 5 ポイント失うという条件を与えて比較したところ、課題に取り組んだ時間の長さでも正解の数でも後者の方が良い結果が出ました。損失ばかりに着目

するとネガティブな感情を引き起こすこともあるので注意が必要ですが、ここぞ、という時には損失に目を向けて自分を追い込み、モチベーションを上手に高めていくことも可能です。
 防災に応用した研究も進めています。近年、日本では甚大な被害をもたらす自然災害が多発していますので、多くの人が実際に防災行動を起こせるよう、実効性のある防災政策の立案に役立てられればと思っています。たとえば、防災政策を市民に支持してもらえる
コミュニケーションのあり方についての研究もその一つです。水道
施設の耐震補強が必要なことはわかっていても、改修コストを負担することに抵抗を感じる市民が多いという現状があります。そこ

で、どのようなメッセージをどう提示したら支持を得やすいのか、
400 人近くを対象にした大規模な調査を行いました。その結果、耐震補強をしないと、大地震の発生時に「清潔な水を飲めなくなる」「断水し汚染された水を飲むことになる」といったネガティブな結果を提示したほうが支持を得やすいことがわかりました。

58

 防災行動を促す情報は、みんなに同じ内容で提示されるのが一般的です。しかし、それを知ってどのように行動を起こすのかは、人によって違います。今、医療などにおいても一人ひとりに合ったテーラーメイドという発想が取り入れられてきていますが、今後は、防災情報も同じように個人の思考や判断の特徴に応じて提供されることが重要になってくるでしょう。そのためにも、損失回避をどこまで重要視するのかなど思考や判断の個人差を測定できる尺度を開発し、各個人に合った情報を届けることが私の目標です。
身近なテーマが詰まった研究領域
 私は学生時代、東日本大震災の前後で人々が恐怖を感じる津波の高さがどう変化したのかを探る調査に興味を持ちました。たくさんの人が津波で亡くなったのだから低い津波でも恐怖を感じるようになるはずなのに、実際は、震災後のほうがより高い津波でないと不安を覚えなくなったという結果でした。震災当時、10 メー

トル超の津波といった報道が継続的に行われており、人々はその数字につられて、低い津波に対する不安感を失っていったからでした。予想とは違った答えが出ることやその原因を探る面白さを知ったことがきっかけ
で、社会心理学や人の意思決定過程を専門に研究することにしたのです。

 人の思考が研究対象なので、その範囲は本当に多岐にわたります。たとえば、新型コロナウイルス感染拡大で、感染した人を責めるという風潮が大きな問題になっていますが、このような行動の理由も社会心理学の観点から検討されています。多くの人は、善いことをした人には良いことが起こり、悪いことをした人には悪いことが起きると信じています。実際はそうでもないことが多いのですが、世界にはそのような秩序があると信じようとする認知バイアスが働いているのです。
そのような思いが強いと、何の罪もない人が苦しむという理不尽な現状を受け入れられません。それで、苦しんでいる人には苦しむだ
けの理由があったという判断ミスを起こし、感染者を非難してしまうのです。本学で地域の方向けに開講している土曜公開講座では、このような社会心理学に関わる身近な話題や私自身の最新の研究成果をわかりやすくお伝えしています。

 人の思考の特徴をより掘り下げて解明していくとともに、まだ見つかっていない認知バイアスを自分の手で見つけ出したいという目標も持っています。人の思考が犯しがちな失敗を明らかにして正しく伝え、差別や偏見などの問題の解消につなげたり、人々の生活が豊かになるようなコミュニケーションの確立に役立てたいと思っています。

59

神戸学院大学心理学研究 2020 年



第3巻

第1号

)RFXVRQODE―研究室レポート―

4 年次生のゼミでは、日常生活で感じる「なぜこうなるんだろう」という疑問に敏感になることが大事だと指導し、学生自身が興味を持ったテーマについて研究することを尊重しています。「どういう人が魅力的に映るのか」「ネットショップにおける効果的な訴求の仕方」「組織における信頼感の醸成」「アナログ時計を使った動機づけ」「商品の中身やパッケージと消費意欲の関係」など、柔軟な発想によるユニークな研究が行われています。今後は、現場での実地調査を積極的に取り入れていくつもりです。たとえば、購買意欲につながる商品陳列や見せ方についての仮説を小売店やオンラインショップの調査分析によって実証するといった経験から、思い込みに支配されず科学的な調査でデータから確かな結論を導く、社会に出てからも生かせる力を身につけてほしいと思っています。


プロフィール2014 年 同志社大学心理学部 卒業

2016 年 同志社大学大学院心理学研究科修士課程 修了2020 年 同志社大学大学院心理学研究科博士後期課程 修了
博士（心理学） [2020 年 3 月（同志社大学）]

2014 年-2017 年 同志社大学心理学部 ティーチング・アシスタント

2018 年～ 神戸学院大学心理学部 講師

60

正誤表

神戸学院大学心理学研究第 2 巻第 1 号掲載の藤岡 瑛，村山 恭朗著 ,「大学生のレジリエンスと両親の養育態度の関連」論文につきまして，下記引用文献の掲載が漏れていましたので，訂正をさせていただきます。
該当箇所
36 ページ
左 6 行目誤正厚生労働省（2012）．労働者健康労働状況調査 Retrieved fromhttps://www.
mhlw.go.jp/ toukei/ list/dl/h24-46-50_01.pdf（2018 年 5 月 10 日）
厚生労働省（2018）．こころの耳 働く人のメンタルヘルス・ポータルサ
イ ト Rterieved fromhttps://kokoro.mhlw.go.jp/nowhow/nh001/（2018 年 5 月
11 日）
無藤 隆・森 敏昭・遠藤 由美・玉瀬 耕治（2018）．心理学

61

有斐閣

投稿規程「神戸学院大学心理学研究」投稿規程改正
改正④人間文化学研究科の心理学関連の専攻及び講座の修士・博士論文の要約⑤心理学研究科の修士・博士論文の要約⑥心理学部優秀卒業論文⑦教員の活動実績（研究実績，教育実績，社会貢献，競争的研究資金獲得実績，
大学運営）⑧今年の主な行事⑨その他，紀要の編集上必要と認められるもので，心理学部教授会の承認を得たもの

2018 年 4 月 1 日
制定
2018 年 12 月 5 日
2019 年 6 月 5 日

第 1 条（目的）神戸学院大学心理学部における教育・研究成果の発表を目的として，「神戸学院大学心理学研究」（以下「心理学研究」という）を発行する。

第 5 条（審査）
原著論文は，専門家による 3 人（神戸学院大学心理学部専任教員より 1 人以上，学外より１人以上）のレフェリーを設け，その査読の結果をもとに，委員会において採否を決定する。

第 2 条（編集等の機関・原稿の採択）
1. 心理学研究の企画，原稿の募集及び編集は，心理学研究編集委員会（以下「委員会」）が行い，掲載可否の権限および編集責任をもつ。
2. 委員会は，心理学部専任教員および実習助手から 4 名で構成され，委員長は互選とする。

第 6 条（倫理的配慮）
論文の内容は，研究対象者や被験体の保護を含め，倫理的配慮が必要である。原稿は，神戸学院大学研
究倫理綱領および公益社団法人日本心理学会倫理規
程に則ること。

第 3 条（執筆者の資格）
1．本誌に論文を投稿できる者は以下の通りとする。
（1）心理学部専任教員（2）心理学部実習助手（3）心理臨床カウンセリングセンター職員（インテークワーカー・心理カウンセラー）（4）人間文化学研究科の心理学関連の専攻及び講座の学生（5）心理学研究科の学生（6）心理学部教授会の承認を得た者
2. 共著執筆論文の投稿については，筆頭執筆者が（1）〜（6）のいずれかである場合に限る。（1）~（6）以外の者も，第 2 著者以下であれば，共著者となれる。
（4）（5）については，専任教員を共著者に含める。

第 7 条（原稿の形式）
原稿は，別に定める「神戸学院大学心理学研究投稿細則」によるものとする。
第 8 条（発行）
心理学研究は，年２回の発行とし，各年度の原稿募集・投稿期限・発行日は委員会が決定し，公表する。
第 9 条（校正）
校正は，2 校までとする。その際，大幅な修正は原則として認めない。
第 10 条（公開方法）
心理学研究の目次および掲載論文等は，原則として心理学部のホームページ及び神戸学院大学機関リポジトリで公開する。

第 4 条（原稿の要件）
心理学研究に執筆する原稿の要件は，次の各号のとおりとする。
（1）他誌に未掲載であり，かつ本誌以外に投稿をしていない論文であること。
（2）完成原稿であること。
（3）原稿の種類は次のいずれかに該当するものであること。
①原著論文：原則として，問題提起と実験，調査，事例などに基づく研究
成果，理論的考察と明確な結論をそなえた研究。査読有。
②研究報告：すでに公刊された研究成果に対する追加，吟味，新事実の発見，興味ある観察，少数の事例についての研究報告，速報性を重視した研究報告，萌芽的発想に立つ報告。査読無。
③海外研究・国内研究報告

第 11 条（著作権）
掲載された論文の著作権は神戸学院大学心理学部に帰属する。
第 12 条（改廃）
この規程は，心理学部教授会の議を経て改正することができる。
【附則】
本規程は 2018 年 4 月 1 日から施行する。
【附則】
本規程は 2018 年 12 月 5 日から施行する。
【附則】
本規程は 2019 年 6 月 5 日から施行する。

63

神戸学院大学心理学研究 2020 年「神戸学院大学心理学研究」投稿細則

改正

第3巻

第1号

ルで送付する。
1. 表紙（投稿区分，表題，著者名，連絡先，3 ない
し 5 つのキーワード）
和文原稿の場合は，論文題目の欧文訳と著者名のローマ字表記を併記すること。
2. 本文
3. 引用文献
4. 要約
5. 表・図
6. 図のキャプション

2018 年 4 月 1 日
制定
2020 年 2 月 21 日

第1条
投稿を希望するものは以下の諸要項にそって，MS
Word で作成した原稿を電子メールで「神戸学院大学
心理学研究」編集委員会（以下「委員会」という）に送付すること。
第 2 条 論文の種類と原稿枚数
1. 原著論文：原則として，問題提起と実験，調査，事例などに基づく研究成果，理論的考察と明確な結論をそなえた研究。査読有。掲載時，A4 ダ
ブル・カラム 15 ページ以内。
2. 研究報告：すでに公刊された研究成果に対する追加，吟味，新事実の発見，興味ある観察，少数の事例についての研究報告，速報性を重視した研究報告，萌芽的発想に立つ報告。査読無。
掲載時，A4 ダブル・カラム 10 ページ以内。

第 5 条 査読の手続き
1. 査読者の選定
委員会は査読者 3 名を選定する。
2. 査読者による査読
受稿論文は査読者 3 名に，著者情報を伏せて依頼され，査読される。査読者名は著者には公表されない。
3. 査読者による判定
査読者による評価に基づき，判定が行われる。
i ）このままで掲載してよいⅱ）掲載してよいが，意見を助言する
ⅲ）意見に基づき訂正すれば，掲載するⅳ）掲載しない
4. 論文の改稿
受稿論文は，査読者のコメントを付けて，期限つきで改稿を求められる。
5. 改稿論文の確認
著者によって修正・加筆され再提出された改稿
論文は，委員会が確認する。論文によっては，再度査読され，修正が求められる場合もあり得る。
6. 掲載，不掲載の決定
掲載，不掲載は，すべての査読者からの評価が得られた後，委員会が掲載，不掲載を判定する。

原稿枚数は，表題，著者名，所属機関名，要約とキー
ワード，本文，引用文献，脚注，図表，付録などすべてを含め，論文種類ごとの規定ページ内におさめる必要がある。
第 3 条 論文の形式
1. 提出原稿は A4 用紙を縦に用い，各ページは，上下，左右に 3 cm 以上の余白を取り，30 文字×
40 行（1200 字）とし，10.5 ポイント以上のサイズの文字を用いる。
2. 英文は，一般的フォントおよび 10.5 ポイント以上のサイズの文字を使用し，行間はダブルスペースとする。1 ページに入る行数はフォント，サイ
ズにより異なるが，20 〜 23 行を目安とする。
3. 原稿には通しページを付ける。
4. 要約は日本語，英語どちらでも構わない。和文は 400 字程度，英文は 100 〜 200 語とする。
5. 原稿作成上の規定や表記法，文献の引用などについては，日本心理学会の「執筆・投稿の手びき（2015 年改訂版と追加修正）」を参照のこと。

第6条
この投稿細則は，心理学部教授会の議を経て改正することができる。
附則
この投稿細則は，2018 年 4 月 1 日から施行する。

第 4 条 提出様式
投稿にあたっては，以下のものを委員会に電子メー附則
この投稿細則は，2020 年 2 月 21 日から施行する。

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神戸学院大学心理学研究

第3巻

第1号

Kobe Gakuin University Journal of Psychology,
Volume 3, Number 1

発 行 日
編集委員
査読協力者

学外査読協力者

編集事務
発
行
所 在 地

制

作

2020 年 12 月 25 日
小久保 香江 清水 寛之
長谷 和久 西口 菜美
岡村 心平 小久保 香江
定政 由里子 竹田 剛
中川 裕美 長谷和久
毛 新華 松島 由美子
村井 佳比子 村山 恭朗
小川 翔大（静岡福祉大学）
大屋 藍子（同志社大学）
空間 美智子（京都ノートルダム女子大学）
山上 榮子（森脇神経内科）
山本 晃輔（大阪産業大学）
心理学部長室神戸学院大学心理学部〒 651-2180
神戸市西区伊川谷町有瀬 518
TEL：078-974-1551
URL：http://kobegakuin-psy.jp/
交友印刷株式会社〒 650-0047
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