三唱：1 Fglg
0．861．02
1．03
@0．92
0．77
@ 1．00
0．89
O．90
0．99
1．03
1．09 0．92 tO1相談の因子 指導の岬4 連携の因子 拒否の因子
■具体群（17） 目抽象群（36） 皿非経験群（113） □学生群（42）
Fig， 1−2
非行傾向児の担任（担当）経験による各群の因子合成得点の平均値と標準偏差値（N＝208，df＝207）
各因子毎のいずれの一要因分散分析においても、有意差が認められたので 多重比較を行った。
〈相談の因子〉
44
具体群は、抽象群に比べて、有意に相談的である（t値＝2，38，p〈．05）。
非経験群に比べても、有意に相談的である（t値＝3．64，p〈．01）。学生群に 比べても、有意に相談的である（t値＝2．16，p〈．05）。
〈指導の因子〉
具体群は、学生群に比べて、有意に指導的である（t値＝2．29，p〈．01）。
抽象群は、学生群に比べて、有意に指導的である（t値＝4．73，p〈．01）。
非経験群も、学生群に比べて、有意に指導的である（t値＝4．98，p〈．01）。
〈連携の因子〉
具体群は、抽象群に比べて、連携的である傾向にある（t値＝1．85，p〈．10）。
非経験群に比べても連携的である傾向にある（t値＝1．86，p〈．10）。具体群 は、学生群に比べて、連携的である傾向にある（t値＝1．98，p〈．10）。
〈拒否の因子〉
具体群は、抽象群に比べて、有意に拒否的でない（t値＝2．76，p〈．01）。
非経験群に比べても、有意に拒否的でない（t値＝・ 2．64，p〈．01）。学生群に 比べても、有意に拒否的でない（t値＝3．35，p＜．01）。
4．援助行動の性差、勤務校種問の差、教職経験年数による差
（1）性差の分析結果
教師の性差によって、不適応児への援助の行動に違いがあるかどうかを検 討するため、 「男性群」、 「女性群」の2群による群間の比較を行い、検討
した．各群の分析の対象にした標本数と因子合成得点の平均値・標準偏差を
Fig．2−1、 Fig．2−2に示す。
1）登校拒否傾向のあるA子への援助 45
分散分析によって有意差が認められたのは、
子」であり、 「相談の因子」、 「指導の因子」
れなかった。 「連携の因子」、 「拒否の因子」
「連撲の因子」、 「拒否の因 については、有意差は認めら について、多重比較を行った。
グラフ内の数値は標準偏差 O．4因
子α2 合 o 成 一〇．2
得
占一〇．4 1ns
−O．6
0．87
1．00
tO50・661．01
1．04
0．921．01
相談の因子 指導の因子 連携の因子
（指導的であるほ（連携的であるほ
ど値は小さい） ど値は小さい）
拒否の因子
■男（142） □女（26）
Fig．2−1 性の差による因子合成得点の平均値と標準偏差値
（N ＝16 8， df ＝＝ 16 7）
〈連携の因子〉
女性教師は、男性教師に比べて、有意に連携的である（t値＝2．45，p〈．05）。
〈拒否の因子〉
女性教師は、男性教師に比べて、有意に拒否的である（t値＝2．10，p〈．05）。
2）非行傾向のあるB男への援助
分散分析によって有意差が認められたのは、 「拒否の因子」のみであり、
「相談の因子」、 「指導の因子」、 「連携の因子」については、有意差は認 められなかった。 「拒否の因子」についてのみ、多重比較を行った。
46
グラフ内の数値は標準偏差
O．4
因 子。．2
合 成
得。点
一〇．2
0．95
1．080．97 0．94
1．03
1．03
相談の因子 指導の因子 連携の因子 拒否の因子
■男（141） 口女（23）
Fig．2−2 性の違いによる因子合成得点の平均値と標準偏差値
（N＝1 6 4， df ＝＝ 1 6 3）
〈拒否の因子〉
女性教師は、男性教師に比べて、有意に拒否的である（t値＝2．19，p〈．05）。
（2）勤務三種の差の分析結果
勤務している学校校種の差によって、不適応児への援助の行動に違いがあ るかどうかを検討するため、 「小学校の教師群」、 「中学校の教師群」、
「高等学校（以下、高校とする）の教師群」の3群による三間の比較を行い、
検討した。分析の対象にした各群の標本数と因子合成得点の平均値、標準偏
差をFig．3−1、 Fig．3−2に示す。
1）登校拒否傾向のあるA子への援助
分散分析によって有意差が認められたのは、 「指導の因子」、 「連携の因 子」、 「拒否の因子」であり、 「相談の因子」については、有意差は認めら れなかった。 「指導の因子」、 「連携の因子」、 「拒否の因子」について、
多重比較を行った。
47
グラフ内の数値は標準偏差