他者の行動の推論を規定する認知的要因の検討

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(1)Title. 他者の行動の推論を規定する認知的要因の検討. Author(s). 今川, 民雄; 萩原, 啓司. Citation. 北海道教育大学紀要. 第一部. C, 教育科学編, 45(1): 91-101. Issue Date. 1994-10. URL. http://s-ir.sap.hokkyodai.ac.jp/dspace/handle/123456789/5343. Rights. Hokkaido University of Education.

(2) . 北海道教育大学紀要（第１部Ｃ）第駈巻第１号. 平成６年１０月. ｆＨｏｋｋａｉｄｏＵｎｉｉｉｉｔｔｌｏＪｏｕｒｎａｖｅｒｓｏｎ（ＳｅｃｔｏｎＩＣ）ＶＯＬ４５ｙｏｆＥｄｕｃａ．ｌ，Ｎｏ. ｏｃｔｏｂｅｒ，１９９４. 他者の行動の推論を規定する認知的要因の検討. 今. 川. 民. ＊＊. 雄. ・. 萩. 原. 啓. ＊＊＊. 司. １．問題Ａｓｈ（１９４６）に始まる対人印象形成の実験は，刺激人物における様々な手がかりから，パーソナリティ特性を推論する過程を扱ってきたといってよい‐ 周知のようにＡｓｈ（１９４６）は，いくつかのパーソナリティ特性用語を手がかりとして，. 他のパーソナリティ特性を推論させた‐ その際，提示される言語情報の内容や提示の順序などが，パーソナリティ特性の推論結果に影響を及ぼすことが示された．以後，さまざまな手がかり刺激が及ぼすパーソナリティ推論過程への影響について，多くの研究が行われてきた‐ 顔写真における相貌特徴がパーソナリティの推論に及ぼす効果は，Ｓｅｄらｃｏｒ（１９５４，１９５５）に始まり，本邦でも顔をめぐる大橋ら（１９７６，１９７７），鈴木ら（１９８２ａ，１９８２ｂ，１９８８）の一連の研究や，林（１９７８）. による漫画の顔を用いた研究が行われてきた‐ また声刺激からパーソナリティ特徴を推論する研究も，岩下（１９６５），Ｈｕｎｔ＆Ｌｉｎ（１９６７），今川（１９９４）などが行われている‐ さらに各種の刺激を組み合わせてその手がかりとしての優位性の. 検討を行った吉田ら（鷹兼・吉田；１９８４９９０）や今川・中村（１９９４）の研究は，この流れを発展させたも，大坪・吉田；１のである‐ しかしこれらの多くの研究においては，手がかりの様々な特徴が，パーソナリティ特性の推論にどのように影響するかに関心の中心があり，推論過程そのものに働く要因については，深く検討されているわけではない‐ ｉ（１９５４）やＣｒ他方，Ｈｅｉｄｅｒ（１９５８）の原因帰属の概念や，Ｂｒｕｎｅｒ＆Ｔａｇｉｕｒｏｎｂａｃｈ（１９５５）などによる暗黙裡の人格観についての指摘によって刺激を受け，推論過程自体の特徴についての研究が発展してきた‐Ｊｉ１９６５）が行為者ｏｎｅｓ＆Ｄａｖｓ（. の行為から属性を推論する過程において推論の対応を取り上げたり，Ｋｅｕ１９７２）が共変原理について述べている時，ｅｙ（推論の過程に影響する要因に関心を向け，それを明らかにしようとしていたといえよう‐ またＭａｌｋｕｓ（１９７７）は「自己ス. キーマ」が対人情報の処理に及ぼす影響を明らかにすることによって，推論過程がスキーマの影響下にあることを示した．村田（１９８９）はスキーマ概念と原因帰属とを結び付け，行動などの手がかりから「傾向性」について推論する過程には「基本的因果スキーマ」が働いているとのべている．さらにＴｖｅｒ）は日常よく用いられる直観ｓｋｙ＆Ｋａｈｎｅｍａｎ（１９７４. 的で簡便な推論方略を「ヒューリスティック」と呼び，パーソナリティーから職業を推論したり，特定の状況に置かれた人物の感情を推論したりする際に，そうしたヒューリスティックが働いていることを示している‐ いずれも，認知心理学的な立場から，人の持つ特性に関わる推論過程について取り上げ，検討を加えたものである‐ ところで林（１９７６９９７）は，われわれの対人認知を，刺激人物をパーソナリティ認知空間上に位置づけることとして，１とらえ得ることを示し，また個々人のもつ暗黙裡の人格観を，認知次元空間の相違として記述できることを示唆している（林ら；１９８３，大橋ら；１９８３）‐ すなわち，パーソナリティ特性に関する推論過程を，パーソナリティ認知次元空間上の. 操作としてとらえ得る可能性が示されている‐ さて，人が他者の印象を形成する手がかりとなる要因には，外見的情報や言語情報があることは間違いないが特に，親密化過程では，他者のさまざまな場面での行動情報が，その後のパーソナリティ認知において多くの手がかりを提供することになることは疑いえない‐ 篠塚・潰（１９９０）は，様々な状況下で生ずる行動が，他の場面での行動を推測する手がかりとなることを実験的に示している‐ これまで見てきたパーソナリティ特性に関する推論は，ある場面での行動を手がかりとして，他の場面の行動を推測する場合に当てはめてみれば，１）手がかりからのパーソナリティの推測，２）推測されたパーソナリティに基づく行動の推測，といったふたつの過程の前半に関わっているとみなすことができる．ところで，行動的手がかりから他の場面での行動を予測する場合，多様な場面での多様な行動について，すでに人は９１.

(3) . 今川民雄・萩原啓司暗黙裡の人格観に対応する，「暗黙裡の行動観」を持っていると仮定することも可能であろう‐ 様々な行動そのものが，人格特性的な意味あいをもって，林のモデルを借りれば行動認知次元空間を構成しているとの仮定である‐ 本研究では，様々な状況下での行動を手がかりとして，他の状況での行動を予測する際，人は自らの持つ「行動認知空間」上に人の行動を位置づけ，その空間上の布置に基づいて推論するという仮説について検討を試みることを目的とした‐. ＝．実. 験. Ｉ. 的. 目. 本実験は人が他者の行動情報を処理する際の枠組みとなると考えられる認知次元空間を明らかにすることを目的とす６個の行動を用いる．この２３個の状況について篠塚・０）による２３個の状況とこれに伴う８る．行動情報は，篠塚・潰（１９９１９９０）は日常生活で我々が身近に遭遇しそうな場面で，公開性，重要性，親疎性，対等性などの要因を考慮して作成潰（されたものであり，あらゆる年代，職業，性の人物に適応できるとしている‐ そしてそれに伴う行動は上の状況から直接起こり得る行動で，かつ他人から観察可能なものとなっている‐ これらの情報に対してＩＮＤＳＣＡＬの手法を用いて，被験者の共通認知空間の構造を明らかにし，それぞれの行動がどのような位置にあるのか，そして各被験者がこれらの情報をどのように認知しているかを明らかにする‐ 材料９０）の２３個の状況を学生の居住地にあわせて一部変更したもの（例・大通り公園→買物公園，地下鉄→バ篠塚・潰（１９ス）を用いた‐ そして２３個の状況をそれぞれＡからＷ場面，各場面における行動を１から５とした‐ 被. 験. 者. 北海道教育大学旭川分校教育心理学ゼミナール員３０名. －. 続き. 手. ９９０）の８６個の行動をそれぞれ１枚のカードに書き出す‐ １津村ら（１９８４）の山分け法に準じて行う．まず，篠塚・濃（カードを状況ごとに並べ，山分け法による分類を２回求めた‐ １回目は分類するグル÷ プ数を５つ以上と指示を与え，２回目は１回目の分類グループが９グループ以下の人には３グループ多く，１０グループ以上の人には３グループ少なくするように指示を与えた．調査の際に被験者に与えられた教示は次の通りである‐ 「ここにいろいろな場面でのいろいろな行動が書かれているカードが８６枚あります‐ この行動は，少なくとも５人以上の人が行ったものを集めたものです．これからあなたにしていただくことは，このカードに含まれているのは何人の人の行動か，そして，それぞれの人がとった行動はどれかを当てることです‐ １人の人がとったと思われる行動を１つの『山』にまとめるというようにして，８６枚のカードを分けてください‐ 『山』の数は５つ以上いくつでもかまいません．」. 同一場面の行動を同じ山の中にいれることのないように指示を与え，時間の制限は特に設けなかった．結. 果. ＩＮＤＳＣＡＬによる解析：山分け法による第１回目の分類において，同一の山に入れられた行動には，類似度として１ ‐１の類似度マトリックスを作成した．同様に第２回目の分類データの類似点を与え，そうでないものには０点を与え，０度マトリックスも作成して，第１回目と第２回目の類似度マトリックスのセルごとの和を求め，各被験者ごとに８６×８６の０‐１‐２の類似度マトリックスを算出した‐ 得られた類似度マトリックスはＡＬＳＣＡＬ（ＳＡＳ）のＩＮＤＳＣＡＬによって解析され，ＳＴＩＵ潟Ｓ，ＲＳＱと布置の解釈しやす. ＵＳＳ＝０．１９０，ＲＳＱ＝０‐８１に示してある‐ＳＴＩさにより２次元解を採用した．刺激（行動項目）布置のウェイトはＦｉｇ ‐ ２９，であり，２次元解によるデータの再現性は高いと考えられる．９２.

(4) . 他者の行動の推論を規定する認知的要因の検討. 率. 富豪ふｚＬ雷至言メ＊Ｒまｇ ≦ ： ≦ ＝工な二ェＩＥ鱈串本本串本. ＊．＊＊＊＊．＊※串本．一軍事＊．＊＊＊＊，＊＊＊＊．＊＊※＊．＊＊串本．＊＊＊＊．軍事＊＊．＊＊ＹＩ母親か子どもを横目らんで、身をさけたり、汚れを払っ「支配」クラスターたりする－２，。＊＊る８させろ違うと指摘し、換え１馴らせようすろこ鰍に相手；理由もげて断る１．５串本. そのまま返す. 「消極的行動」クラスター. 目の好みにしたが. 的中性」クラスター. １４１断っ凋わなＥ出してしまラとはなＬ反論するムッとして押し黙ろ２Ｄ０１‐ ＊※ 話きりぁ甥尻をたたくり過ぎるＤ３断るくキよそ去るて立ち黙っっするりをＬその場に行って声をかけろ、１・Ｒ一緒になってその話をすず拾う４「どうした、どうした」と富をっぺむったく窓をつ～他の友人を紹介するＵＮ探りＳ６；お宅の猫かと聞いて回ろ「部処琵琶姪奪お処Ｊクラスターご追、かけろぶつぶつＰＨＦもらう＊すぐにバス会社に電話してバス何もしないお釣りずに立ち去る ′ て拾う待って欲しいりがとぎれるのをためらわずに箸をつけろ９Ｆって返すエヒこ＊「行動回避」クラスターろしなめ・－－－－ーＥ“－－５－－－－－－－－－－－Ｈ－－－－－－ー“ －０・０ ※＊－－－－－”－ →－－－“－－－－－－」－－－－－－－“ ド所にゆくＩＣ指摘する積極的に相手になろｅ翼顔安受け答えＣ ‐ そのまま通り過ぎろ得して仕事をさせるようにするいくら力Ｔ３・１努希っしまうＢＩの気になっ９ｏｒダラダラと作業するヰなんら役極的動にでない５よ、とする後で引き返して指摘するＲ関わりにならない．ＸＶな鴇をさけたり黙て部めるっいるそれと・を払ったりするもに話Ｌかけ、おしゃべりをするＷＡろが、そのまま食べろ決める相手にり続けろｏ他人が－後、その反応を見て、てしまう「どうぞ」と言って席をゆずろＡ自分だけ６何も雷わな郭３者に仲裁を頼む工Ｇ２違うと指摘せずに、－のま＄め湖，Ｏかばってやるスて－弁値する壇志そ伝－れるままに買ｉってる（会社に問い合わせろＵＩＰ友人に遅れることを辿絡するＤだまって貸すＶ１３の中から選ぶ他人の注文を聞いて相手に察寮してもらうＢ同じしよく話し合って解決を図ろニコニコと受け答えそれと同じものと注文するら和解するＣＩ見をひっこめ、相手の意見に従う「‐横桂的行動」クラスターＫ ′に許すきれずに相手になる「いいよ、いいよ」ヌってすく. 「服従」クラスター. ＊．＊＊＊＊．＊＊＊＊．＊＊※＊．＊珊＊＊．＊＊＊＊．＊＊米本．＊＊＊＊．＊＊＊＊．平塚＊＊．＊＊＊＊．木本＊＊．＊ｋ１＊＊．＊＊＊＊．＊※＊＊．＊＊＊＊．＊＊＊＊，＊＊＊＊．＊＊＊※．＊＊＊＊．＊＊＊＊．＊ ‐２‐５－２－０ー ‐０‐０１‐０１．５０‐５２．０－１．５－ ‐１・０ー ‐０．５２‐５. Ｆｉｇ．１８６個の状況－行動場面の布置第１次元の正の極には「積極的に相手になる」，「指摘する」，「相手を説得して仕事をさせるようにする」，「ためらわずに箸をつける」などがあり，負の極には，「なんら積極的行動にでない」，「何もせずに諦める」，「何もしない」などがあり，課題解決－行動回避的の次元と解釈した‐ 第２次元の正の極には，「自分の意見だけを繰り返し，相手の意見に耳をかさない」，「怒って文句を言う」，「母親か子供を横目でにらんで，身をさけたり汚れを払ったりする」などがあり，負の極には「いいよ，いいよといってすぐに許す」，「断り切れずに相手になる」，「ニコニコと受け答える」などがあり，支配（自己主張）－服従（許容）の次元と解釈した‐ Ｆｉｇ ‐２には被験者各個人の両次元へのウェイトを示してある‐ 被験者の認知ウェイトの布置は原点方向に落ち込むことなく，第１軸から第２軸へと弧を描いていることがわかる．そこで被験者を単一次元認知群（第１次元，第２次元）と複数次元認知群の３群に分けることにした．単一次元認知群は，それぞれのウェイトの高い認知次元では情報の布置を明確に判別できるが，ウェイトの低い次元では，情報の布置を明確に判別できないこと，複数次元認知群は２つの次元を使用して情報を認知しているので単一次元認知群よりも判別が正確であることが予想される‐ クラスター分析による結果：次に８６個の行動をＩＮＤＳＣＡＬによる各次元ウェイトによる距離に基づきクラスター分析を行った‐ その結果，７個のクラスターが算出され，「課題解決」「積極的行動」，「服従」，「行動回避的」，「消極的行動」，「支配」「次元的中性」と命名した‐ ここで同じクラスターに属する行動は同一人物がとっても矛盾がないと認知さ，，れる行動と見なすことができる‐. ９３.

(5) . 今川民雄・萩原啓司ＳＩＴＵＡＴＩＯＮＳＨＩＬＡＲＩＴＹＣＡＴＥＧＯＲＩＺＡヱ１ＯＮＤ工“ＥＮＳＩＯＮ１＜日ＯＲ工ｚ〇ＮＴＡＬ）ｖｓｏ１呂ＥＮＳＩＯＮ２＜ｖＥＲＴ１ｃＡＬ）ＤＥＲＩＶＥ。ＳＵＢＪＥＣＴＷＥ工ＧＨＴＳ：１１＊＊，＊＊＊＊．＊＊＊＊，＊＊＊＊．＊＊＊＊．＊＊＊＊．＊＊＊＊・＊＊＊＊．＊＊＊＊．＊〆＊＊．＊＊＊＊．＊＊＊＊．＊＊．＊＊＊＊．＊＊“＊．＊＊＊＊・＊＊編纂．＊＊＊＊．＊＊＊＊．＊＊＊＊．＊＊＊＊．＊＊０．９＊＊／. …. ＊＊０‐８＊＊. . Ｅ９２. ＣＡＩ. ＊０．７＊＊. Ｑ. . Ｂ. 飯奪２杉にうと懲忍、矢口渡羊. 複数次元鯉珠α群. ＊＊. Ｐ. 事＊＊. ＵＮＳ. Ｔ. 磐蓉ヱ抄く夕ｅ媒怨ｇ羊、失ロ．. ＊＊. ８Ｈ. ＊. ４. ７. ＊. Ｒ. ＊＊. ．＊＊＊＊．＊＊＊＊，＊＊＊＊．＊＊＊＊．＊＊＊＊．本＊＊＊▲＊＊＊＊．＊＊＊＊．＊＊＊＊．＊＊＊＊．＊＊＊＊，＊＊＊＊．＊＊＊＊．＊＊＊＊．＊＊＊＊，潅＊＊＊．＊＊本編．＊＊＊＊．＊＊＊＊．＊＊宣＊，＊１．Ｏ０．３０．４０‐５０．６０．７０．９０．ＩＤ．２０．８０．０. Ｆｉｇ．２被験者の認知次元ウェイト. 皿．実. 験. ２. 的. 目. 人はある人物の特定の場面で特定の行動を観察したとき，その人物の他の場面での場面での行動をどのように推論す）の８６個の行動に対する認知次元の構造と，認知の個人差にるのであろうか‐ 実験１により明かとなった篠塚・漬（１９９０基づき以下のように仮定した‐ ある場面でいくつかの行動が提示された場合，仮説１：提示された刺激（ターゲット人物がとった行動）と被験者がウェイトを置く認知次元上で最も近い選択肢が選択されやすいそこで認知次元上の極にある行動を刺激とし，そこから他の場面での行動を推論させることで，この仮説を検討することを目的とする．方. 法. 刺激（ターゲット人物）の選択：各認知次元上で正負の極に位置する行動をその次元における行動観を代表するものｉと考え，刺激として選んだ（Ｆｇ．３）．こよって分けられた被験者群推論場面の選択：１．刺激とした行動を含む場面は選択しない．２．認知次元のウェイトを９４.

(6) . 他者の行動の推論を規定する認知的要因の検討. ＤＩ解職. Ｗ‐Ｉ . . ２．５. Ｆｉｇ ‐３ターゲット人物の行動の布置. －２ ‐５. ＤＩＨＥトｌｓｉＯＮＩ . . Ｆ１選択場面の行動の布置Ｗ場面ｉ ‐ ｇ ‐４. Ｆ－４. ＤＩ膿１鯛ｉ２選択場面の行動の布置Ｆ ‐ ｇ ‐４. ２ ‐５. Ｑ場面. . ２‐５. Ｆｉ３選択場面の行動の布置Ｆ場面－ｇ ‐４. ＤＩ廟馴２. 川棚ＳＩ鯛. ２５. ２ ‐５. －２ ‐５－２．５. －２ ‐５. ＤＩ細ＳＩ鮒ｌ. ２ ‐５. Ｆｉ４選択場面の行動の布置Ｍ場面ｇ ‐４‐. －２ ‐５ ‐２ ‐５. . ２．５. Ｆｉ５選択場面の行動の布置Ｕ場面ｇ ‐４‐. が，弁別的に選択すると予想されるような選択肢を含む場面‐ １，２の条件に見合う場面を５場面選択した（Ｆｉｇ ‐４－１から５）‐. 手. 続. き. ４つの刺激（ターゲット人物）のそれぞれに対して５つの場面での行動を選択させる質問冊子を用意した‐ 順序の効果を避けるために質問冊子はターゲット人物の並び方が違うものを４種類，各場面の並び方が違うものを２種類の計８９５.

(7) . . 「. 今川民雄：萩原啓司. 種類用意した‐ ８種類の質問冊子を３群の被験者にバランスよく配り，記入を求めた．被験者は各ターゲッタ人物が別の場面で取ったと思われる行動を選択肢の中から選び，なぜそのように思ったかを自由記述した．調査の際の教示は次のとおりである‐. 「これからあなたに４人の人物ＡＢＣＤについて幾つかの質問に答えていただきます ‐ ，，，これから後のページに４人の人物Ａ，Ｂ，Ｃ，Ｄが遭遇した場面でそれぞれの人物がとった行動が書かれています‐ あなたはそれをもとに，別の場面で４人の人物Ａ，Ｂ，Ｃ，Ｄがとっ・た思われる行動を選択肢の中から選び，そしてなぜそのように思ったかを書いてください‐ 記入は必ず指示にしたがって前のページが全部終わってから次のページに移ってください」．. 時間の制限は特に設けず，被験者のペースにまかせた．また，各場面で自分ならどの行動を取るかという調査も後日だ÷ たっ ‐. 結. 果. ｌ. 仮説に基づく選択肢を被験者が選択している割合を被験者群ごとに算出した（Ｔａｂｌ）‐ 場面ごとに見て被験者が仮ｅｌ説に基づく選択肢を選択した割合がもっとも高い場面はターゲット４のＷ場面の９０％であり，低い場面はターゲット２のＷ場面の１６３ ‐７％とターゲット３のＱ場面２．３％であった‐ またそのほかの場面でも仮説に沿った選択の割合はばらつきが大きく，予想に反して低くなった．特に，ターゲット２のＭ場面では第１次元上でターゲットともっと近い選択肢を選択した第一次元認知群の被験者はなく，ターゲット３のＵ場面では第２次元上でターゲットともっとも近い選択肢を選択した第２次元認知群の被験者はなかった（Ｔａｂｌ）‐ またこの２つ以外の場面でも予想しなかった選択肢に被験ｅ２者の選択が集中する場合があった．Ｔａｂｌｅｌ仮説１に基づく選択肢を選択した割合. 場面. 被験者群. ターゲットＩ. ターゲット２. 場面Ｑ場面. ９；１％. ターゲット３６３‐６％－－. ターゲット４９０．９％. Ｆ場面Ｍ場面Ｕ場面. 第２次元認知群. ６６‐７％. １６．７％. ８‐３％. ９１．７％. 複数次元認知群. ２８．６％. ２８‐６％. ５７一１％. ８５‐７％. 第１次元認知群. ２７‐３％. ９－１％. ３６‐４％. ２７．３％. 第２次元認知群. ２５％. ５８‐３％. ２５％. ４１‐７％. 複数次元認知群. ２８‐６％. ７１‐４％. ０％. ５７．１％. 第１次元認知群. ４５‐５％. ７２．７％. ５４．５％. ２７‐３％. 第２次元認知群. ５０％. ５８‐３％. ５８‐３％. ３３．３％. 複数次元認知群. ５７‐１％. ７Ｌ４％. ５７‐１％. ４２．９％. 第１次元認知群. ７２‐７％. ０％. ７２‐７％. ４５‐５％. 第２次元認知群. ５８‐３％. ６６‐７％. ０％. ７５％. 複数次元認知群. ８５‐７％. ５７‐１％. ８５‐７％ ‐. ７１．４％. 第１次元認知群. ４５．５％. ３６‐４％. ７２７％. ２７‐３％. 第２次元認知群. 二３％５８. ６６‐７％. ０％. ６６．７％. 複数次元認知群. １４－３％. ７１‐４％. １００％. ５７‐１％. Ｔａｂｌｅ２仮説の選択肢以外に選択が集中した場面１ ←. ターゲット２Ｍ場面. ２. ３. ターゲット３Ｕ場面. Ｉ. ２. ３. 第１次元認知群. ９. ２. ０. 第. 次元認知群. ８. ０. ３. 複数次元認知群. ４. ３. ０. 複数次元認知群. ７. ０. ０. 次元認知群. ８. ４. ０. 第. 次元認知群. １１. ０. ‐Ｉ. 第. ２. （注）下線が仮説に基づく選択肢９６. １. ２.

(8) . 他者の行動の推論を規定する認知的要因の検討. このようにばらつきがでたこと；また予想外の選択肢が選択される割合が高くなったことは認知ウェイトの他にも推論を規定する認知的要因があることを示している‐ そこで被験者の選択が１つの選択肢に集中した１０場面について見ると，選択が集中した選択肢は，先に行ったクラスター分析でターゲットと同一クラスターに属する選択肢であった‐ これはクラスターが推論の認知的要因であること可能性を示している‐ そこで，新たに以下の仮説を設定し，更に分析を進めた‐ 仮説２：提示された刺激（ターゲット人物がとった行動）と同一クラスターの選択肢があるときは，その選択肢が選択されやすい仮説３：提示された刺激（ターゲット人物がとった行動）と同一クラスターの選択肢がないときは，被験者がウェイトを置く認知次元上でもっとも近い選択肢が選択されやすい仮説２，３に基づく選択肢を被験者が選択した割合を算出した（Ｆｉ）ｇ ‐５ ‐この図では推論. 場面を大きく２つに分けている‐ １つはター謝. ゲットと同一クラスターに属する選択肢がぁ. る場面（以下Ｓ場面）であり，もうＩつは. ８◎. ターゲットと同一クラスターに属する選択肢. ７８. がない場面（以下Ｄ場面）である‐ そして図の結果も大きく分けると，前者はおおむね予. ６Ｂ. 想どおりだったのに対して，後者は予想と大. ◎ ＼，記憤士，５ ‐. しか見られなかった．つまり，仮説２による. らの仮説における予測と結果の違いの原因が. ４８. ＤＤＤＤＤＤＤＤＤＳＳＳＳＳＳＳＳＳＳＳ. れた割合が５０％以上であったのは３場面にすぎず，Ｄ２ｗ場面にいたっては１３３％の一致 ‐ 予測はある程度成立するが，仮説３による予測は成立しなかったことになる．そこでこれ. ０. １１１２２３３４４. ” ２２２３３３４４４. ＨＱＵ剛ＨＱ刊. Ｆ肝臓刊ＨＨＱＵ. ≠ 佳錫面Ｆｉｇ．５仮説２，３に基づく選択肢を選択した場合. どのようなところにあるのか，別の角度から検討してみよう‐. 被験者が推論を行う場面は４人のターゲット人物に対してそれぞれ５つの場面があり，合計２０場面あるこの２０の場 ‐ 面で，被験者の５０％以上が同一の選択肢を選択している場面は１３場面ある‐ そのうちＳ場面で被験者の５０％以上で同一選択肢が選択されている１０場面は，仮説１により説明が可能である．またＤ場面で被験者の５０％以上が同一の選択肢，を選び，それが被験者のウェイトを置く認知次元上で最も近い選択肢である３場面は仮説３により説明が可能である ‐ しかし残りの７場面に関しては仮説２，３では説明することができない‐ ところでこの７つの場面ではいずれも特定，の選択肢に選択の５０％以上が集中しているという共通の特徴がある‐ そこで被験者は認知次元による距離よりもク，，ラスター間の距離によって選択しているという可能性を検討してみた．Ｔａｂｌｅ３はＤ場面でターゲットの行動のクラス. ターと最も近いクラスターに属する選択肢を選択している割合を算出したものであるその結果３つの場面では割合は ‐ 変わらず，３つの場面で高くなり，３つの場面で低くなった‐ すなわち被験者がターゲットの行動を推論する際の決定因が，ターゲットの行動の選択肢までの各認知次元上の距離か，選択肢が属するクラスターの距離かはこの結果からは明らかにならない‐ そこでＤ場面で最も近いクラスターの選択肢と認知次元上で最も近い選択肢とが異なる選択肢の場合に，被験者はどちらの選択肢を選択しているかについて２項検定を行った（Ｔａｂｌｅ４）‐ ９７.

(9) . 今川民雄・萩原啓司Ｔａｂｌｅ３Ｄ場面でターゲットのクラスターと最も近いクラスターの選択肢を選択した割合ＤＩＱ. ＤＩＭ. Ｄ２Ｗ. ＤＩＵ. ２３．３％７０％. Ｄ２Ｕ. Ｄ３Ｑ. Ｄ３Ｍ. Ｄ４Ｗ. ０％６３‐３％６‐７％％３３‐３％２６．７％８６‐３％９. Ｄ４Ｆ. ５０％. Ｔａｂｌｅ４２項検定の結果ｎ．ｓ．の場面. 有意な場面. ６. Ｉ. Ｔａｂｌｅ５被験者の認知ウェイトと各説明率認知ウェイト. ９８. 被験者番号. 説. 明. 率. ＝. ｍ. ＤエＭ［Ｉ. ＤェＭ［２. ０．１０４１. ０．９４７２. Ｉ. ０．６. ０‐２５. ０‐４４４４. ０‐１３０９. ０‐９３２. ２. ０‐７. ０‐４２８６. ０‐４. ０‐１７６４. ０‐９１０５. ３. ０．７５. ０．６. ０．２５. ０．３１５４. ０‐８０１７. ４. ０‐５. ０‐３３３. ０．２５. ０‐３２０１. ０‐８１４. ５. ０．６. ０．５５. ０‐２５. ０‐３４２２. ０．８５. ６. ０‐８５. ０．７１４. ０‐２５. ０．３８０４. ０．７５２. ７. ０．４５. ０．３３３. ０．１４２９. ０．３８９２. ０．８０３９. ８. ０．３５. ０．２１０５. ０．２. ０‐３９６３. ０‐８１４８. ９. ０‐４. ０‐２９４１. ００．５. ０．４２１４. ０‐７２７６. １０. ０．７５. ０．６３１６. ０．４３７１. ０．７５３８. １１. ０‐６. ０．５５５６. Ｏ. ０．４７１８. ０‐８０８８. １２. ０‐８. ０‐５３３３. ０‐４２８６. ０．５０７. ０‐６５４. １３. ０．７５. ０．５５５６. ０‐３７５０．２. ０‐６９１６. ０‐５９４４. １４. ０．５５. ０．３３３. ０．７３７１. ０‐５４３５. １５. ０‐６. ０‐４. ０．１６６７. ０‐７４１９. ０‐５２０９. １６. ０．４５. ０．２５. ０‐１２５. ０．７４５９. ０‐８５７３. １７. ０．８５. ０．７６４７. ０．２. ０‐７５２２. ０‐５４１２. １８. ０‐６. ０．２１４３. Ｉ. ０‐１８７５. ０‐１２５. ０‐７５２２. ０．５４１２. １９. ０．４. ０‐７９４７. ０‐３８７５. ２０. ０‐５５. ０‐５. ０. ０‐８３３６. ０．３３９８. ２１. ０‐８. ０‐６３１６. ０．３３３３. ０‐８５７. ０‐３２２７. ２２. ０．６. ０．５２９４. ０. ０．８７８７. ０‐２５３７. ２３. ０．６５. ０．４６６７. ０．１４２９. ０‐８９１１. ０‐２９３４. ２４. ０．６５. ０．２７７８. ０．５. ０．８９１１. ０‐２９３４. ２５. ０‐６. ０．４. ０．１４２９. ０．８９１３. ０‐２７９８. ２６. ０．６. ０‐３１２５. ０‐４２８６. ０．９００５. ０‐２８８４. ２７. ０‐５. ０．２９４１. ０‐２. ０．９００５. ０．２８８４. ２８. ０‐６. ０‐４１１８. ０．１５３８. ０‐９０４３. ０‐０９５. ２９. ０．７５. ０．４７０６. ０．５７１４. ０．９２８５. ０‐１５１８. ３０. ０‐４５. ０．４２１１. Ｏ. ＭＢＡＮ. ０．６１. ０‐４２８５. ０‐２５９４. ＳＤ. ０‐１３４. ０‐１５３. ０‐２１１. ‐.

(10) . 他者の行動の推論を規定する認知的要因の検討その結果，クラスターの距離が近い選択肢を被験者が有意に多く選択した場面は１つしかなく，ここでも被験者がどちらの要因に基づいて選択をしているかは明らかにならなかった．結. 果. ２. 以上の分析より，仮説２は支持されたが，仮説３は支持されなかった．すなわちＤ場面では被験者の推論の認知的要因を明らかにすることはできなかった‐ また，仮説２が支持されたにもかかわらず，Ｄ場面ではターゲットと選択肢の属するクラスターとの距離は選択を決定する認知的要因ではなかった‐ このことより，クラスターのみが推論の認知的要因であると結論づけることはできない．Ｓ場面で選択されると仮定された選択肢は認知空間上でターゲットからもっとも近い選択肢であるが，Ｄ場面では各認知次元上でもっとも近い選択肢，あるいはもっとも中心が近いクラスターに属する選択肢が，認知空間上でターゲットからもっとも近い選択肢とは限らない‐ クラスターは共通認知空間上の距離をもとにクラスタリングしたものであることを考えると，むしろ共通認知空間上の距離が推論の認知的要因である可能性がある‐ さらに，この共通認知空間は被験者の山分け法でのグルーピングに基づいて抽出されたものであり，被験者が山分け法の際つくったグループ自体が推論の認知的要因となっている可能性がある‐ そこで，共通認知空間の距離に基づく推論を認知空間距離要因の推論，山分け法の際のグルーピングに基づく推論を個人内要因の推論とし，この２つの要因に基づいて被験者が推論を行っている説明率を検討した‐ 説明率の算出方法は，・共通認知空間上でターゲットの行動ともっとも距離が近い選択肢を選択している数：Ａ・山分け法でターゲットの行動と同じ山に入った選択肢を選択している数：Ｂ・上の両方に当てはまる選択肢を選択している数：Ｃとし，１：（Ａ十Ｂ十Ｃ）／全推論場面数＝全体の説明率ｎ：Ａ／（全推論場面－Ｃ）＝認知空間距離要因のみの説明率ｍ：Ｂ／（山分け法でターゲットの行動と同じ山に入った場面の総数－Ｃ）＝個人内要因のみの説明率とする‐ 以上の算出方法により，各説明率を算出した．（Ｔａｂｌ）ｅ５個人内要因は認知空間距離要因より標準偏差が大きく，個人差が大きいことが分かる（Ｆ＝１２Ｐ＜０）‐ 認知次元に ‐９１ ‐１基づく説明率と認知空間距離要因の説明率についてｔ検定を行った結果，認知次元に基づく説明率より認知空間距離要因の説明率が有意に高かった（）‐ これにより，被験者が各自の認知ウェイトに基づいた推論より共通ｔ＝３．５２０２ｐ＜０‐０５，. 認知空間の距離に基づいた推論を行っていると考えられる‐ 認知空間距離要因のみの説明率と個人内要因のみの説明率についてｔ検定を行った結果，認知空間距離要因のみの説明率が個人内要因のみの説明率よりも有意に高かった（３５）．このことから，認知空間距離要因が，個人内要因より優位に働くことが考えられる．ｔ； ‐２２ｐ＜０．０全体説明率，認知空間距離要因のみの説明率，個人内要因のみの説明率のそれぞれについての相関係数を算出した結果，全体説明率と認知空間距離要因のみの説明率の相関の方が，全体説明率と個人内要因のみの説明率の相関より高かった（全一認０‐７９４全一個. ０．４０３認一個－０１４）‐ 全体説明率と個人内要因のみの説明率の相関が認知空間距 ‐１. 離要因のみの説明率の相関より低かったこと，個人内要因のみの説明率と認知空間距離要因のみの説明率の相関がほとんど見られないことから，個人内要因はＩＮＤＳＣＡＬの共通認知空間とは独立した要因であることが考えられる‐ つまり，他者の行動を認知する際には，共通認知空間を使用した認知と，個人内のプロトタイプのようなものを使用した認知があり，この２つの認知様式は独立していて，とくに個人内の認知は個人差がかなり大きいことが予想される‐. Ｗ‐ 結論と問題多数の情報を処理する際に使用される認知ウェイトは，特定の情報に基づく推論を行う際には使用されない．つまり，実験１の山分け方の際に用いられた認知ウェイトは実験２での推論の際には用いられていなかった．これは同時に処理する情報の量により用いられるスキーマが違い，その処理方法が違うことを示唆している‐ 他者の行動の推論には，共通認知空間上での距離に基づく推論と個人内の要因に基づく推論があり共通認知空間上，での距離に基づく推論が優位に働くことが予想される‐ 共通認知空間上での距離に基づく推論は人が共通に持っている９９.

(11) . 今川民雄・萩原啓司. 行動観を反映しており，個人内の要因に基づく推論は人それぞれ独自の行動観を反映していると思われる‐ また，個人内の要因は実験１での山分け方でのグルーピングをもとにしていることから，今回の実験で問題となった認知ウェイトと関係があることが予想される．個人内の要因は大きな個人差があり，ＩＮＤＳＣＡＬの共通認知空間とは独立したものであることが予想される‐ このことからも個人内の要因は人それぞれの行動観が反映されていることが予想され，さらにこの行動観は共通認知空間上に定位されているわけでなく，独自の広がりを持っていることが予想される‐ そして個人内要因が認知ウェイトと関係があるとすれば，この要因に基づく推論は人の個性をもっとも反映することも予想される‐ 本研究では当初，個人内の要因を考慮して行った訳ではなく，個人内要因の抽出，推論場面の設定などにおいて問題があると考えられる‐ 今後はこの点を考慮し，より厳密な実験のもとで推論の認知的要因を明らかにしてゆきたい‐ そして，共通認知空間上の距離に基づく推論と個人内の要因に基づく推論の関係，個人内要因に基づく推論と認知ウェイトとの関係を明らかにしてゆきたい‐ 具体的には，ターゲット情報の量の違いにより，推論の認知的要因がどのように変化してゆくのか，つまり認知ウェイトはどのように推論に影響を与えるのか．また，このような場合でも共通認知空間上での距離に基づく推論が優位に働くのだろうか，などである‐. 献. 文. ｌｌ＆ＳｏｃｉＩＰｓｉｌｏｆＡｂｎｏｌｉｆｐｅｔｉａｏｇｙＡｓｈｒｍａｙｃｈｏｅｓｓｏｎｓｏｒｓｏｎａｎｇｉｍｐｒｙ ‐ ‐Ｊｏｕｍａ，４１，２５８一２９０ ‐Ｅ．１９４６Ｆｏｍｌ，Ｓｉｌｌｆｓｏｃｉｌｐｓｙｃｈｏｌｉｆｐｅｏｐ）ｓｏｎｉｉａｏｇｙｅｄＢｒｕｎｅｅｎｄｓｅｙ（ｒｃｅｐｔｏｎｏｕｒ ‐２ ‐ ｒ．Ｖｏ．．ｌｎＧ．Ｌｉ，Ａｄｄ，Ｈａｎｄｂｏｏｋｏ，Ｒ．１９５４Ｔｈｅｐｅ，Ｊ，＆Ｔａｇ，Ｓ．訳了ｅｄｓｌｅｙ ‐ ” “ “ “ ｌｉｌｉＩＢｕｌｉｌｉｔｉｔｔｈｅｅｎｆｅｃｉｔｏｇｃａｂｈｓｕｍｅｄ顎ｕ［ｎａｒｎｇｏｒｓａｎｄａｓＣｒｔｓｒａｎｄｙ－Ｐｓｙｃｈｏｎｇｓｃｏｒｅｓｏｎｕｎｄｅｒ，ｏｎａｃ，Ｌ．１，５２０．１９５５Ｐｒｏｃｅｓｓｅｓａｆ１７７－１９３．. 林. 文俊１９７６対人認知構造における個人差の測定（１）－. 学教育学部紀要（教育心理学科），２３ ‐ ，２７‐３８９７８相貌と性格の仮定された関連性（３）－林文俊１. 認知的複雑性についての測度についての予備的検討. 漫画の登場人物を刺激材料として. －‐ 名古屋大. －．－名古屋大学教育学部紀要（教育. －５５心理学科），２５，４１ ‐ ９対人認知構造におけ、る個人差の測定（４）－ＩＮＤＳＣＡＬモデルによる多次元解析的アプローチ林文俊１９７. －－心理学研究‐. ５０，２１１－２１８．. 林. 文俊‐大橋正夫‐鹿岡秀一１９８３暗黙裡の性格観に関する研究（１）－個別尺度法によるパーソナリティ認知次元の抽出. 一‐ 実験社心理学研究，２３，９‐２５．３，１１７－１２４贋兼孝信・吉田寿夫１９８４印象形成における手がかりの優位性に関する研究‐ 実験社会心理学研究，２ ‐ ｌｒ９７８対人関係の心理学‐ 誠信書房）ｌｆｉｌｌｉｔＨｅｉｄｅｒｓｏｎａｏｇｙｏｎｔｅｒｐｅｒｏｎｓｅｅａｙ ‐ Ｗｉ．（大橋正夫訳１，Ｆ．１９５８ＴｈｅｐｓｙｃｈｏｉＩｌｏｆＰｅｔｌａｉｂｕｔｅｆａｆＪｕｄｇｍｅｎｔｔｔｒｓｏｎａ＝ｒｏｍｓｐｅｅｃｈｙａｎｄｓｏｃＨｕｎｔｒｓｏｆｐｅｒｓｏｎａａｃｙｏｎ，Ｊｏｕｒｎａ，Ｒ，Ｇリ＆Ｌｉ，Ｔ，Ｋ，１９６７ＡｃｃｕｒｌＰｓｙｃｈｏｏｇｙ．，６，４５０－４５３. 今川民雄・中村和彦１９９４印象形成における視覚的手がかりと聴覚的手がかりの優位性について‐ 北海道教育大学紀要（第一部Ｃ），４４，第２号，５７‐７２‐. 今川民雄１９９４声の印象とパーソナリティ認知‐ 化粧（予定）岩下豊彦１９６５音声によるパーソナリティ・イメージについての因子論的研究‐ ＮＨＫ放送文化年報ｉｉｂｕｔｉｉｎｉｉｃｅｐｔｏｎｔｔｒｓｏｎｐｅｒｔｎｐｅｉｔｒｏｎｐｒｏｃｅｓｓｉｏｎ：ＴｈｅａｓｐｏｓｓｔｏｄＪｏｎｅｓ．Ａｄｖａｎｃｅｓｉｓ，Ｋ．Ｅ．１９６５Ｆｒｏｍａｃ，Ｅ．Ｅ．，＆ＤａｖｉＩＰｓｙｃｈｏｌｉｍｅｎｔａＩＳｏｃＥｘｐｅｒａｏｇｙ．，２，２１９－２６６ｌｉｌｌｔｓ＆Ｂ．ｓｂｅｉｌ中ｔｅｙｉｂｕｔｉｔめｎＫｅｌｌｔｅｒａｃｎＥ‐ Ｅ．Ｊｏｎｅｓｏｎｉｎｓｏｃａ．Ｖａｒｅｙ，Ｓ，Ｒ．Ｅ‐ Ｎｉ．ｌ，Ｈ‐ 日‐ Ｋｅ，Ｅ‐ Ｅ．Ｋａｎｏｕｓｅ，Ｈ‐ 日．１９７２ＡｔｉＩＬｅａｉｆｂｅｈａｖｉｉｉｂｕｔｉｒｎｎｇＰｒｅｓｓＷ′ ｉａｔｏｒ）ｖｒｃｅｎｇｔｈｅｃａｕｓｅｓｏｒｏｎ：Ｐｅｅｎｅｒ（ｅｄｓ．１‐２６．．Ｇｅｎｅｒ．，ＡｔｌｉＩＰｓｌｉｌｏｆＰｅｌｆｔｉａｏｇｙｉｒｓｏｎａｔｆＭｓｃｈｅｍａｙｃｈｏｌｔａａｎｄｐｒｏｃｅｓｓＭａｙａｎｄＳｏｃｎｇｉｎｆｏｒｍａｏｎａｂｏｕｔｔｈｅｓｅ．，３５・Ｊｏｕｒｎａｒｋｕｓ，日．１９７７Ｓｅ６３－７８．. 村田光二１９８９社会的推論．大坊郁夫・安藤清志・池田謙一（編）社会心理学パースペクティブ１一個人から他者へ‐ 誠信書房，６１－７９．. 大橋正夫・林文俊・鹿岡秀一１９８３暗黙裡の性格観に関する研究（ほ）－共通尺度法と個別尺度法の比較検討. －．名古屋大. 学教育学部紀要（教育心理学），３０ ‐ ，１‐２６大橋正夫‐長戸啓子‐平林進・吉田俊和・林文俊・津村俊充・小川. 浩１９７６相貌と性格の仮定された関連性（１）一. ５．１‐ ２刺激人物の評定値の比較による検討一‐ 名古屋大学教育学部紀要（教育心理学科） ‐２３，１１００. 対をなす.

(12) . 他者の行動の推論を規定する認知的要因の検討大橋正夫・吉田俊和・長戸啓子・平林進・林文俊・津村俊充・小川. 浩１９７７相貌と性格の仮定された関連性（２）．名古屋大学教. 育学部紀要（教育心理学科），２４，２３－３３．大坪靖直・吉田寿夫１９９０印象形成における手がかりの優位性に関する研究‐ 実験社会心理学研究，３０３３，２５－篠塚寛美・液保久１９９０行為情報に基づく対人印象形成過程の実験的研究‐ 社会心理学研究，５，１２－２１．鈴木昭弘・渡辺昭一１９８２ａ写真にあらわれた顔の形態及び印象評定の個人差‐ 科学警察研究所法科学編，３５，１９－２６ ‐ ８２ｂ写真にあらわれた顔の形態及び印象評定の個人差－２‐ 評定の性差について．科学警察研究所法科学編，鈴木昭弘・渡辺昭一１９３５，４３‐１９‐. 鈴木昭弘・渡辺昭一・足立浩平１９８８顔写真の意味空間に関する因子分析的研究‐ 科学警察研究所報告法科学編，４１７ ‐ ，１３８－１４Ｓｅｃ。ｉｌｉｉｉｌｐｅｒｉｉｉｌｔｔｒｄ：１．ＡｎｅｘｐｅエｎｅｎｔｉｒｓｏｎａｅｓｉｎｆａｃｅｓｒｎｓｏｃａｃｅｖｎｇｃｓＰｓｙｃｈｏｏｇｙ．Ｆ－．ｖｖ．１９５４Ｐｅ，Ｐ・Ｆ‐ ，Ｄｕｋｅｓ，ｖｖ・Ｇｅｎｅ，＆Ｂｅｖａｎ～ｌ４９２３２７９１－ｏｎ。ｇｒａｐｈｓ・，，，ｓｅｃ。ｉｉｉｉｄｕａｌｄｉｆｆｉｆｗｏｍｅｎｔｈｕｒｄｔｌｖｒｄｅｓｉ：江‐ｌｎｄｅｒｅｃｅｓｉｎ支ａｃｅｓｎｔｈｅｐｅｒｃｅｐｔｏｎｏｓｆａｃｅｓ，Ｐ．Ｆ．，＆Ｍｕ，１．Ｅ．１９５５Ｐｅｒｓｏｎａｌ．ＪｏｕｎａｌａｎｄｓｏｃｉＩＰｓｙｃｈｏｌｏｆＡｂｎｏｒｍａａｏｇｙ．，２３８－２４２，５０. 津村俊充・大坊郁夫・林. 文俊・今川民雄１９８４対人的オリエンテーションの研究（４）－. 対人感情の構造について. －‐ 日本心. 理学会第４８回大会発表論文集，６４４．Ｔｖｅｉｉｉｉｉｔａｔｒｓｋｙｎｔｙ二Ｈｅｕｒｓｃｓａｎｄｂａｓｅｓｅｎｃｅ，Ａ．，＆Ｋａｈｎｅｍａｎ，Ｄ．１９８２Ｊｕｄｇｍｅｎｔｕｎｄｅｒｕｎｃｅｒ．Ｓｃ ‐ ，１８５，１１２４－１１３１. （＊：本研究の一部は，北海道心理学会第４０回大会で発表された）（＊＊：旭川校教授）（＊＊＊：旭川校大学院学校教育専攻）. １０１.

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