１．６２５１−．２７５ １．５６８１−．０１８ １．５９０１−．２０６ １．３５７１．332
、5４９１ ．０３７ １．４４０１−．１１０ １．４１８１−．０１２ １．７２０１−．２０７ １．６２６１−．１１０ １．３０６１．００７ １．４２６１、229 １．６４８１−．０９４ １．３５３１、0４７
１．６１４１ ．１４８ １．６８５１．014 １．４５５１．２３９
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｢ ‑ 羽 前 ‑ ‑ ‑ 当 理
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０４８4６
１．子供の成績や作品などをけなしたり，ひやかしたりしたことがありましたか。
２.「あれはだめだ｣｢これはいけない」などと子供のすることを禁止したことがありましたか。
３．子供の勉強の仕方について，ついつい干渉してしまうことがありましたか。
４．子供の行動や成績をよく批判していましたか。
５．親の思い通りにならなし､ときは，厳しく叱っていましたか。
６．子供の健康には絶えず気を使っていましたか。
７．子供の勉強や成績を気にしたり，催促したりしていましたか。
８．子供の生活の中で力を入れていたのは学業に関することでしたか。
９．子供の成績を他家の子供と比較して気にしていましたか。
１０．子供のテストや成績に対して不満を感じていましたか。
１１．子供の成績を上げるために機嫌をとったり，ほめたり，物やお金を与えたりしていまし
． た か ・
１２．子供が悪いことをしても，叱れなかったことが多くありましたか。
１３．子供の進学や進路について親としての考えをもち，少々無理をしてもそれを到達させよ
うとしていましたか。
１４．子供の学業について努力をしないと叱ったことがありましたか。
１５．子供が遊びに熱中しているのに無理矢理途中でやめさせて勉強に向けたことがありまし
たか。
16．子供の身の回りのことを黙ってみていられないで干渉することがありましたか。
１７．子供の将来のためを思って自分や妻（夫）のことを犠牲にしたことがありましたか。
18．交友関係について，やかましく干渉していましたか。
19．宿題や製作物などに目を通したり手を加えたりしていましたか。
20．小遣いの使い方などを細かく詮索していましたか。
２１．礼儀，勉強，試験などについてやかましくいうことがありましたか。
22．子供の進路についてあれこれと指図を加えたことがありましたか。
23．子供の食事のことや，栄養についてやかましくいっていましたか。
24．家族でなにかをするときは，子供の進学や将来のことを念頭にいれるようにしていまし
たか。
25．子供の勉強時間について，細かく指示することがありましたか。
26．子供の生活のリズムが崩れないようにと気を使うことがありましたか。
27．学校の成績が下がるのではないかと気をもむことがありましたか。
28．子供のしていることを監督することがありましたか。
29．子供が外で良くないことや，危険なことをしているのではないかと，気になることがあ
りましたか。
30．子供が遊ぶ暇もないほど勉強をさせたり，進学塾に通わせたりしていましたか。
31．子供の将来のためを思って，ついつい甘やかしてしまうことがありましたか。
32．学業の差し支えにならないように，無駄な時間は使わさせないよう気を配っていました
か。
33．お使いや家事の手伝いは，あまりさせないようにしていましたか。
34.決めてあることでも子供が嫌がれば許してやっていましたか。
35．何事も子供本位にだけ考えていましたか。
36．子供は信用できないと思ったことがありましたか。
37．子供が嫌がるのに無理矢理，進学塾に行かせたり，模擬試験を受けさせたことがありま したか。
38．服装や身だしなみについて，細かく干渉することがありましたか。
39．学校や進学塾のことを子供に細かく聞くことがありましたか。
寄 与 率 （ ％ ）
１．３６４１ １．５２８１ Ｌ §」
２６．７
８１２ ０８５０００
注．点線で囲まれた因子負荷量は，その項目がそこの主成分に属するものとして加算されたことを示す。
タイプＡ行動パターンの発達に及ぼす両親の学歴志向および養育態度の影響 4７
Table３研究で用いた尺度の基本統計量
平 均 値 標 準 偏 差 最 小 値 最 大 値 タイプＡ行動パターン評価尺度
話 し 方 1 9 . 0 4 ５ ． ４ ６ ９ ３ ６ 仕 事 熱 心 1 1 . 4 1 ２ ． ４ ０ ４ １ ６ 情 動 性 ５ ． ４ ２ １ ． ６ ４ ２ ８
− 一 一 一 一 一 一 一 一 − − 一 一 一 一 − − ‑ ‑ − − 一 一 ー 一 一 一 一 一 一 一 一 一 − − − − 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 − − 一 一 一 一 一 一 − − 一 一 一 一 − − − − 一 一 − − 一 一 一 一 一 一 − − 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 − − 一 一 一 一 − − 一 一 一 − 一 一 − − − − ‑ ‑ 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 ‑ ‑ − − − − 一 一
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A ‑ B ス ケ ー ル ４ ． ９ ６ ３ ． ０ ２ ０ １ ４
− 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 − − ー ー 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 ＝ 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 − − ー ｰ − − ‑ ‑ − ー 一 一 一 一 一 ＝ ー ー 一 一 − − 一 一 ＝ 一 一 一 − − 一 一 ‑ − 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 − − − − 一 一 ー ‐ − − − − 一 一 − − 一 一 一 一
学歴志向質問紙
父 親 の 第 １ 因 子 （ 学 歴 志 向 ） 2 1 . 8 2 ５ ． ６ ５ ９ ３ ５ 父 親 の 第 ２ 因 子 （ 無 関 心 ） 1 0 . 5 4 ２ ． ７ ９ ４ １ ６ 母 親 の 第 １ 因 子 （ 学 歴 志 向 ） 1 0 . 0 7 ２ ． ９ ３ ４ １ ６ 母 親 の 第 ２ 因 子 （ 受 験 戦 争 容 認 ） ９ ． ６ ９ １ ． ７ ０ ３ １ ２ 母 親 の 第 ３ 因 子 （ 反 受 験 戦 争 ） 1 3 . 2 7 ２ ． ８ ７ ５ ２ ０
− 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 ‐ ‐ 一 一 一 一 一 一 − − 一 一 ＝ 一 一 一 − − − − 一 一 一 一 − − − ＝ ‑ − 一 一 一 一 一 一 一 一 − − ー ｰ ー ー − − − − − − 一 一 ー 一 一 一 − − 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 一 − − 一 一 一 一 − − ー ー 一 一 一 一 一 一 一 一 一 ｰ − − 一 一 一 一 一 一 ー 一 一 一 一 一 一 一 一 一 ー 一 一 一 ‑ ＝ 一 一 − −
養育態度質問紙
父 親 の 第 １ 主 成 分 （ 過 保 護 ， 過 干 渉 ） 6 6 . 2 8 1 5 . 8 6 ３ ６ １ １ ９ 母 親 の 第 １ 主 成 分 （ 過 保 護 ， 過 干 渉 ） 6 6 . 4 2 1 6 . 6 2 ３ ７ １ １ ５ 母 親 の 第 ２ 主 成 分 （ 甘 や か し ） ９ ． １ ８ ３ ． ０ ０ ５ １ ８ 注．被験者数はいずれも276名
また，タイプＡ行動パターン評価尺度の「情動性」の 下位尺度を観測変数から削除したが，これは，①タイプ Ａを測定する４つの観測変数の相関行列を算出してみた ところ，「情動性」を除いた３つの観測変数間では相互に およそ・3から.5の有意な相関係数が得られたのに対し，「情 動'性」の下位尺度は他の３つの観測変数との相関係数が ほとんど.1を満たさず有意でなく，異質の内容を測定し ているように思われたこと，②「情動性」の尺度は項目 がわずか２項目であり，標準化データ（山崎ら，1994）
においても信頼性に問題があるとされている，などの理 由による。
なお，分析は，これまでのタイプＡ研究において 性差 が指摘されている（Price，1982）ことも考慮し，男女別 に行った。
(2)モデルの全体的評価
共分散構造分析でいうモデルの全体的評価とは，デー タが仮定されたモデルにどれくらい適合的かという程度 を吟味することである。通常，モデルの全体的評価を行 う場合，ＧＦＩ（適合度指標)，AGFＩ（修正適合度指標)，
RＭＲ（残差平方平均平方根）などが用いられる。本研究 でもこれらの指標を考慮しながら，観測変数の取捨選択 を行い再計算を繰り返した。そして，男女とももっとも 適合の程度が高くなったモデルを採用した。Figurel，
Figure2にパスダイアグラムを示す。図中では，係数が統 計的に有意な箇所については太線で示した。また，煩雑 さを避けるために誤差変数の係数については省略して表 記しなかった。
男子の場合も，女子の場合も，養育態度質問紙の母親
の第２主成分である「甘やかし」の観測変数は，モデル から削除された。また，女子の場合，学歴志向質問紙に ついては，父親，母親ともに第１因子の得点のみがモデ ルに組み込まれ，他の因子は削除された。
モデル評価の諸指標は，男子のモデルではGFI＝､94, AGFI＝、85,ＲＭＲ＝．06であり，女子のモデルではＧＦＩ
＝､94,AGFI＝.85,ＲＭＲ＝､08であった。これらの値は，
データとモデルの適合が妥当とみなせる範囲にある。
(3)モデルの部分的評価
次に，モデルの部分的評価を行いながら，諸変数間の 関係をみてゆく。
まず，子どものタイプＡに該当する潜在変数から２つ のタイプＡ尺度の合計３つの観測変数に至るパス係数は いずれも.50を越えており，潜在変数と観測変数の対応は 適切である。よって，本研究で３つの観測変数の上位概 念としてタイプＡを仮定したことの妥当性が確認された。
次に，父母の養育態度とタイプＡの関係を検討してみ る。養育態度質問紙の第１主成分である「過保護，過干 渉」は，男女いずれの場合も潜在変数であるタイプＡに 有意な影響を与えている。ただ，男子の場合は母親から のパスが有意であるのに対し，逆に，女子の場合は父親 からのパスが有意となっている点で，男子と女子の違い がうかがえる。すなわち，これまでの結果からも予想さ れたように両親の勉学に関する過保護，過干渉な態度は 子どものタイプＡの形成に影響を与えているものの，子 どもが影響をうけるのは，主として異性の親からで同性 の親からではないことが明らかになった。
さらに，この父母の養育態度には，父親には父親の，
4８ 発 達 心 理 学 研 究 第 ７ 巻 第 １ 号
ｅ
blと
比
Figurel男子のパスダイアグラム
唱
ど も の イブＡ行動 タ ー ン
ＧＦＩ：、９４ ＡＧＦＩ：、８５ ＲＭＲ：、0６
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Figure2女子のパスダイアグラム
母親には母親の，「学歴志向」の因子から有意なパスがも たらされており，両親の勉学に関する過保護，過干渉な 態度の背後に有名大学を志向する価値観があるという予 想が確認された。
ただし，女子についていえば，父親の「学歴志向」は 母親の養育態度に，母親の「学歴志向」は父親の養育態 度にそれぞれ影響を与えるという関係も見いだされた。
なお，学歴志向質問紙のうち「学歴志向」の因子以外 は，女子の場合モデルの適合を高めるために削除された が，モデルに組み入れている男子の場合もほとんど養育 態度との関係は認められなかった。
考 察
竹内（1991）によれば，わが国では明治30年代から受 験戦争が激しくなり，そのためにもたらされる諸々の弊 害が指摘されてきた。そして，この傾向は，幾度かの制 度上の改変を経ながらも今日に至るまで続いている。さ らに，近年では，都市部を中心として私立小学校，私立 中学校の進学競争が激化し，これまで主として高校受験 生，大学受験生が中心であった受験戦争に低年齢化をも たらしている。こうした社会的な状況が，子どもの発達 に及ぼす影響を明らかにすることは，今後，ますます重 要になってくると思われる。