教員養成課程の大学生において社交不安傾向が教育場面での身体的・生理的変化に及ぼす影響

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問題我々が日常感じる緊張には，自分自身が原因で生じるものと，他者または他者との関係が原因で生じるものがある。他者を意識する場面での緊張は後者にあたり，自力での解決や回避は難しい。特に社会生活では，他者の存在を意識して行為する場面が多くあり，過度の緊張を感じるとパフォーマンスの低下が生じる。また，この時の緊張は，「他者の存在そのもの」と「他者からの否定的な評価を恐れる気持ち」に分けられる（葛西・山本・倉本・辻野，2014）。このような，現実のあるいは想像上の対人場面において，他者からの評価に直面したり，もしくはそれを予測したりすることから生じる緊張状態は，同時に不安を生じる。それは対人不安と呼ばれる

（Schlenker & Leary, 1982）。社会的場面や対人場面で

緊張を強く感じると，対人不安も大きくなる。過度の対人不安は，精神的健康に影響する。WHO による患者調査で，我が国における不安障害（不安症）の推定患者数は，うつ病・うつ状態の患者を上まわる約 1,000 万人以上とも言われ，不安障害が我が国の精神保健上，大きな問題であると指摘されている（塩入， 2012）。不安障害の中でも，患者数が近年急増している

のが社交不安症（Social Anxiety Disorder）である。社交不安症は，社会的な場面や対人場面において過剰な不安・緊張・恐怖を感じ，その種の場面をできるだけ回避しようとする不安障害の一種であり（髙橋・島田，

2017），生涯有病率は 5-15% 程度と報告されている

（Detweiler, Comer, Crum, & Albano, 2014）。そのため，教員あるいは教員養成課程の学生の中にも，強い社交不安を感じる者が存在すると考えられており，学校関連場面において生じる場合は教師不安（teacher

anxi-ety）とも呼ばれる（Coates & Thoresen, 1976）。

教員養成課程に在籍中の大学生の場合，子ども達と向き合うことが必要となる教育実習において，社交不安が特に顕著に現れる。姫野（2010）は，教育実習中に社交不安を含む不適応を示し，単位取得ができずに教員をあきらめる学生が一定数存在することを指摘した。その原因に関して山本・岸本（2006）は，教育実習等において教師役割を演じることの苦痛を挙げ，そうした感情を報告した学生に，不安や抑うつが有意に高いことを報告している。また，小関・巣山・兼子・鈴木（2014）は，実習未経験者では拒絶に対する過敏性と将来に対する否定的評価が社交不安に大きく影響し，実習経験者では自己に対する非難の影響が大きいことを明らかにした。さらに，新任の小学校教員における授業実践不安得点は， 7 点満点中平均 5 点であり，高い不安を持ちながら授業をしていることが明らかされている（西松，2005）。このように，教員や教員養成課程の学生おける社交不安の存在は，教員のメンタルヘルスと職能成長，教員養成システムやその中での進路指導等，さまざまな観点において重要な問題である。特に，近年の学校教育改革に伴い，教員に求められる教科指導能力が多様化していることは，教員志望の学生にさらなる負荷を与えることになる。例えば，2020 年 4 月より小学校での英語教育が全面実施され，教員にはその対応能力が求められている。松宮・原（2015）は，英語教員を目指す学生を対象に質問紙調査を実施し，教育実習場面に依拠した英語運用に関わる不安意識が形成されることを指摘した。同様に，アクティブラーニングで多用されるスピーチ場面は，最も社交不安を喚起する社会的状況でもある（Stein, Walker & Forde, 1996;

Turner, Beidel & Townsley, 1990）。実際，臨床場面

でも，エクスポージャー（Feske & Chambless, 1995）やバイオフィードバック（Rodebaught, 2004）において，意図して不安を喚起するためにスピーチ場面が使われる。敦賀・鈴木（2005）は，スピーチ課題を遂行する実験群と，音読課題を遂行する統制群を設定し，課題前にくらべて課題後の実験群の心拍数が増大したと報告した。ならば，英語によるスピーチ場面では緊張度が極めて高くなると予想される。実際，米村・生和（1990）は，60 名の聴収に対して 30 分間外国論文を発表する

教育場面での身体的・生理的変化に及ぼす影響

The Physical and Physiological Eﬀ ects of Social Anxiety

in the Educational Situation for the Teacher Training Course Students

渡部雅之

Masayuki WATANABE

滋賀大学教育学部

高島聡汰

Sohta TAKASHIMA

京都市役所 < キーワード＞教員養成課程社交不安教育実習重心動揺心拍

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というスピーチ場面を想定し，大学生の心拍数の変化を調べたところ，スピーチ中に心拍が運動時レベルに相当する平均 122.9bpm にまで至ったとしている。さらに Puigcerver, Martínez-Selva, García-Sánchez & Gómez-Amor（1989）は，スピーチ時の生理的反応の変化を調べ，社交不安の高い者の方が低い者より，強い反応が現れることを見出している。このように，心拍は不安の指標とされることが多い。門前（1991）は，収縮期血圧値，拡張期血圧値，脈心拍数の変化が，緊張の程度と関係することを実証している。Obrist（1981）によれば，人のストレス対処は能動的事態と受動的事態で異なるとされており，能動的対処ではストレスを回避する手段が存在し，自身の身体や思考に対するコントロールが可能なため，挑戦的ないし競争的になり，心拍数は増加する。この状況は，米村・生和（1990）の英文スピーチ場面に相当する。一方，ストレスを避ける手段が全く存在せず，コントロールが不可能な受動的事態では，なす術もなく耐えるほかないので，心拍数は減少するとされる。なお，ストレス反応に対する生理的指標には，他にも唾液中のコルチゾール濃度が知られる。例えば，教育実習の前後と比較して，実習期間中は有意な濃度上昇が確認されている（Izawa, et al., 2012）。唾液中コルチゾールは特に緊張状態が慢性的に継続することによるストレスに敏感な非侵襲的手法であるため，今日のストレス研究では頻繁に用いられている。しかし，急性ストレスに対して有意な濃度上昇を認めるには，刺激提示後 10 分程度の時間が必要（Izawa, et al., 2008）であることから，作業開始直後の不安による生理的変化を測定するには感度が不足する。教育場面で生じる社交不安は，生理的変化をもたらすだけではなく，「足がすくむ」などといった身体的変化や，「言おうとしたことを忘れてしまう」などのパフォーマンス阻害を引き起こす可能性もある。スポーツの緊張場面では，過度の緊張により引き起こされるこうした現象を「あがり」として研究してきた（本間，2008）。あがりによって心理面および身体面に様々な変化が生じ，競技者のパフォーマンスに影響する（市村，1993）。同種のことは日常場面でも頻繁に観察され，身体のふらつきや動揺となって現れる。そのため身体的動揺（重心動揺）は，平衡機能の診断指標であるだけではなく，心理的変化を敏感に反映するものとして注目されてきた（鈴木，

1998）。例えば Maki & Mcllory（1996）は，課題や刺

激を用いて感情の喚起を行ったり，特性不安をもとに対象者を分類したりすることを通じて，重心動揺が不安感情による影響を受けることを実証している。また， Nakahara, Takemori, & Tsuruoka（2000）の報告では，健常成人と高所恐怖症患者を対象に，床の高さを変化させつつ重心動揺を測定をしたところ，健常成人では高さ 0 ～ 2m の間で有意差を認めなかったが，高所恐怖症患者は約 10m の高さ以降で有意に重心動揺が増加したことを報告している。また，社交不安症の臨床症状を評価する心理尺度としては，Liebowitz Social Anxiety Scale （以下 LSAS）（Liebowitz, 1987）が知られている。LSAS は，社交不安症患者が症状を呈することが多い行為状況（13 項目）と社交状況（11 項目）の 24 項目からなり，それぞれの項目に対して恐怖感／不安感と回避行動の程度を 0 ～ 3 の 4 段階で評価する。DSM-III における社交不安症の診断基準で重点が置かれた，人前で話をしたり，会食をしたり，公衆トイレを使用したりするような行為状況のみならず，注目を浴びたり，他人の意見に賛成できないことを表明したり，人と目を合わせたりするなどの社交状況についても評価できるようになっている（朝倉， 2015）。LSAS の評価は，過去 1 週間の症状を評価するものとされ，項目にあたる状況を経験していなかった場合は，そのような状況に置かれた場合を想像して回答してもらうことで社交不安を測定する。我が国では朝倉ら（2002）により，LSAS 日本語版（以下 LSAS-J）が作成されている。以上を受けて，本研究では，教員養成課程に在籍する大学生を対象に，教科指導で生じる緊張場面を想定させ，この時の身体的変化と生理的変化を，重心動揺ならびに心拍数を指標として測定する。さらに，LSAS-J を課して対象者の社交不安を測定し，その高低が緊張場面における変化とどのように関連するのかを明らかにする。その際，DSM-5 における社交不安の診断基準に，人に見られたり，他者の前で何かをすることに対する否定的評価の予期，あるいは不安症状を呈してしまうことの恐怖が挙げれられていることから，相当する教科指導場面として，暗算ならびに英文音読を課題として設定した。英語スピーチではなく英文音読を課すのは，参加者の英語能力によらず同程度の負荷を与えるためである。さらに，実験結果を踏まえて，教員養成課程学生における社交不安傾向の高低に応じ，教育実習等の対人緊張場面ではどのような配慮が必要であるのかを提言することを目的とした。方法 協力者 国立大学法人Ａ大学の学生 44 名（男性 26 名）を対象とした。平均年齢は 20.8 歳であった。日常生活に支障をきたすような身体的障害を持っていないことを口頭にて確認した。参加は自発的な意志に基づいて行われ強制ではないこと，人の一般的な心理的特徴を調べることが研究目的であること，研究を通じて知り得た個人の情報は守秘すること，途中であっても参加の意志がなくなれば中止できることを説明し，同意を得た者を対象とした。データに欠損や外れ値があった者を除外し，40 名分のデータを解析した。 実施時期 2019 年 11 月中に全ての実験を終えた。滋賀大学教育実践研究論集第　3　巻 2021

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実施場所 Ａ大学構内の第三者のいない部屋で実施した。 実験器具 （1）重心動揺測定装置：竹井機器工業株式会社の重心軌跡測定器（T.K.K.5810）を用いた。重心動揺の指標には，総軌跡長と外周面積を用いた。測定サンプリングは 10 ms であった。設定した時間内の重心移動に関する諸情報を，重心軌跡測定器に接続したノートパソコンで自動計測した。なお，英文音読課題の一部データは，計算課題の提示時間である 40 秒間の値に換算した。協力者によって英文音読課題にかかった時間が異なり， 40 秒以下の者が数名存在したからである。（2）心拍計：手首に装着することで心拍数を測定できる Mio 社の Mio LINK を使用した。測定された数値は連動したスマートフォンに表示されるよう設定した。作業開始時点から 40 秒間分もしくは 40 秒間相当に換算した心拍数をデータとした。これも，協力者によって英文音読課題の計測時間が異なったからである。（3）LSAS-J：24 項目のそれぞれに対して恐怖感／不安感と回避行動の 2 側面に回答するものであるが，今回は協力者の負担軽減を図るため，恐怖感／不安感の程度のみを 0 ～ 3 の 4 段階で評価させた。各項目に対して過去 1 週間に経験した出来事を想起させ，もしそうした状況を経験していなかった場合は，当該の状況に置かれた場合を想像して回答するように教示した。 手続き 参加の同意が得られた協力者に，心拍計を装着した。計算課題では，片足開眼状態で 2 種類の課題を行うことを教示した。協力者の胸部位置の 60 ㎝ほど前方に設置した 16 インチディスプレイに，1 問あたり 2 秒間で 20 セット（20 問）を提示した（Figure 1）。問題が提示されている間に，計算結果を口頭で答えるよう指示した。課題実施前に大学生の平均正答率を伝え，片脚を上げさせた後に「始めます」の合図で問題を提示し，重心動揺と心拍の計測を開始した。英文音読課題も片足開眼状態で行った。英文音読に際し，直前に一度だけ課題英文に目を通させた。英文音読課題に用いた文章は，「東京書籍版 NEW HORIZON 英語 3 第 14 版（2012）」の 24 ページに掲載された英文（3 段落で 83 語）であった。これを A4 用紙に印刷して協力者に片手で持たせた。音読中の録音の有無を口頭で教示した後に，片脚を上げさせて「始め」の合図で音読を開始させ，同時に重心動揺と心拍の計測を開始した。計算課題と英文音読課題の間には，3 分程度の休憩時間を取った。いずれの課題においても，重心動揺量と心拍数のフィードバックは行わなかった。最後に，着席して LSAS-J への回答を求めた。重心動揺の測定に際しては，重心軌跡測定器の中心に軸足を置き，実験者の合図で他方の足を上げるように指示した。計算課題では両腕を体側に自然に垂らしておくよう求め，英文音読課題では課題文の用紙を持たない腕は同様に体側に垂らしておくよう指示した。重心動揺の ᐇ᪋ሙᡤ ᐇ㦂ჾල ᡭ⥆ࡁ ᭷↓ 㢌 ᩍ ᚋ ࠊ∦⬮ ᐇ㦂ィ⏬ Figure 1　計算課題での測定時の模式図測定において，再テスト法による信頼性係数が開眼片脚立位で 1.0 であったとする報告（望月・金子，2009）があり，十分に安定していると考えられたことから，測定は 1 試行のみで十分であると判断した。課題内における条件間では同じ足で立位させ，課題間で立つ足を変えることは許可した。 実験計画 協力者全員に 2 種類の計算問題と 2 条件下での英文音読を課した。計算課題では，「1 桁の 2 数の和もしくは 2 桁の数と 1 桁の数の和」の問題（以下「Easy 条件」）と，「2 桁の 2 数の和」の問題（以下「Difficult 条件」）をそれぞれ 20 問ずつ用いた。どちらの条件においても，実施前に虚偽の一般正答数を提示した。Easy 条件では 20 問中 15 ～ 17 問が平均正答数であるとし，Difficult 条件では 20 問中 12 ～ 14 問であると教示した。あらかじめ実施した予備実験により，Easy 条件の平均正答数は緊張を比較的低く抑える水準であり，Difficult 条件は大きな緊張を誘発する達成困難な水準であることを確認した。英文音読課題では，録音をしないで読む場合（以下「しない条件」）と，録音をしながら読む場合（以下「する条件」）の計 2 回音読を行うことを伝えた。なお，実際には録音は行わず，録音機器（iPhone 8 plus）を被験者の近くに向け，録っている振りだけを行った。しない条件を先に行う際は，「録音のための練習のつもりで読むよう」に教示し，後に行う際は「録音はしないから普段のように再度読むよう」に教示した。する条件では，「録音されているということを意識した上で，発音や声量等の適切さを考えて読むように」と教示した。同時に，録音した音声を第三者に提供し，小学生を対象に教材利用するという虚偽の内容を教示し，被験者からはその許諾を得た。虚偽説明については，実験終了後にデブリーフィングを行った。計算課題と英文音読課題の前後，ならびに各課題における 2 条件の実施順序の 8 パターンについて参加者間でカウンターバランスをとり，これを 5 セット繰り返した後に，6 セット目としてさらに 4 名を追加した時点で，時間的制約により実験を終教員養成課程の大学生において社交不安傾向が教育場面での身体的・生理的変化に及ぼす影響

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了した。

結果

社交不安と身体的・生理的指標との相関

LSAS-J の素点と，計算課題の Easy 条件と Difficult 条件，英文音読課題のする条件としない条件のそれぞれにおける重心動揺の 2 種類の指標（総軌跡長と外周面積）ならびに心拍数との間で，Pearson の単相関係数を算出した。無相関検定の結果，LSAS-J の素点と計算課題実行時の外周面積との間に，Easy 条件（r=.516, t=3.72, df=38, p<.01）と Difficult 条件（r=.498, t=3.54, df=38, p<.01）において，いずれも有意な正の相関が示された。さらに，英文音読課題実行時のしない条件において LSAS-J の素点と外周面積との間に有意な正の相関が示された（r=.320, t=2.08, df=38, p<.05）。Easy 条件（r=-.198）， Difficult 条件（r=-.189），しない条件（r=-.222），する条件（r=-.270）の心拍数は，いずれも LSAS-J の素点との間に，有意ではない負の相関を示した。これは，社交不安が高い者ほど，課題場面において心拍数が少ない傾向にあったことを意味する。 社交不安群間の差 LSAS-J は，恐怖感／不安感に関してのみ回答を求めたため，評価スケール（樋口，2014）の目安得点を半分にして評価を行った。72 点を満点とし，15 ～ 24 点を社交不安境界域，25 ～ 35 点を中等度の社交不安， 36 ～ 45 点を仕事や社交面に支障が現れるほど症状が著しい社交不安とみなした。46 点以上の得点は仕事や社会活動に大きな支障が現れる重度の社交不安と解釈した。この目安得点による評価をもとに，全ての参加者を， 15 点未満の低不安群（以下「低群」），15 ～ 35 点の中不安群（以下「中群」），36 点以上の高不安群（以下「高群」）のいずれかに分類した。低群は 9 名，中群は 17 名，高群は 14 名であった。計算課題の Easy 条件と Difficult 条件，英文音読課題のする条件としない条件のそれぞれで，重心動揺の 2 種類の指標（総軌跡長と外周面積）ならびに心拍数の平均と標準偏差を求め，社交不安の 3 群別に Table 1 に示した。Easy 条件よりも Difficult 条件の方が，しない条件よりもする条件の方が，総軌跡長，外周面積，心拍数のいずれも総じて大きな値であることがわかる。一方，社交不安低群の値が全般に低い傾向が見られるが，一部には中群や高群の方が小さい例外も認められた。社交不安群間の差を確かめるために，社交不安群を要因とし，重心動揺の 2 種類の指標（総軌跡長と外周面積）ならびに心拍数に対する一元配置分散分析を，計算課題の Easy 条件と Difficult 条件，英文音読課題のする条件としない条件のそれぞれで行った。計算課題 Easy 条件下の外周面積において社交不安群の主効果が示された（F=7.647, df=2/37, p<.01, η2_=0.292）。Scheffé 法による多重比較からは，低群（F=6.129, df=2/37, p<.01）や中群（F=5.013, df=2/37, p<.05）よりも高群の方が大きな値であった。計算課題 Difficult 条件下でも外周面積における主効果が示された（F=5.940, df=2/37, p<.01, η2_=0.243）。Scheffé 法による多重比較からは，低群よりも高群の方が大きな値であった（F=5.940, df=2/37, p<.01）（Figure 2）。英文音読課題では主効果は認められなかった。 課題条件間の差 社交不安群ごとに，計算課題の Easy 条件と Difficult 条件間，ならびに英文音読課題のする条件としない条件間で，重心動揺の 2 種類の指標（総軌跡長と外周面積）ならびに心拍数を従属変数とした，対応のある t 検定を行った。計算課題実行時の総軌跡長において中群における有意差が示され，Difficult 条件は Easy 条件よりも大きな値であった（t=2.344, df=16, p<.05, r=.506）。計算課題実行時の外周面積においても中群における有意差が示され，Difficult 条件が Easy 条件よりも大きな値であった（t=3.016, df=16, p<.05, r=.602）。心拍数に関しては有意差は見られなかった。計算課題の Easy 条件と英文音読課題のしない条件は，いずれも緊張度が相対的に低い場面（以下「低緊張」）として設定され，同じく計算課題の Difficult 条件と英文音読課題のする条件は，いずれも緊張度が相対的に高い場面（以下「高緊張」）として設定された。これらの群間を比較することにより，暗算と英文音読の場面間の特徴を比較することができる。そこで，社交不安群ごとに，計算課題の Easy 条件と英文音読課題のしない条件間，ならびに計算課題の Dif-ficult 条件と英文音読課題のする条件間で，重心動揺の 2 種類の指標（総軌跡長と外周面積）ならびに心拍数を従属変数とした対応のある t 検定を行った。低緊張場面での中群の総軌跡長において有意差が示され，英文音読課題は計算課題よりも大きな値であった（t=2.243, df=16, p<.05, r=.489）。同じく低緊張場面で，低群と中群の外周面積において有意差が示され，いずれも英文音読課題は計算課題よりも大きな値であった（低群； t=2.243, df=8, p<.01, r=.811，中群；t=4.307, df=16, ♫஺୙Ᏻ࡜㌟యⓗ࣭⏕⌮ⓗᣦᶆ࡜ࡢ┦㛵 ♫஺୙Ᏻ⩌㛫ࡢᕪ ㄢ㢟᮲௳㛫ࡢᕪ

Figure 2　計算課題の Easy 条件と Difficult 条件下における社交不安群ごとの重心動揺外周面積の平均値

** <.01　* <.05

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p<.01, r=.733）。高緊張場面での低群の外周面積においても有意差が示され，英文音読課題は計算課題よりも大きな値であった（t=2.621, df=8, p<.05, r=.680）。心拍数に関しては有意差は見られなかった。考察 社交不安と身体的・生理的指標との関連 重心動揺を指標とすることで，対人的緊張場面を模した 2 種類の課題を実行中の身体的変化を敏感に捉えることができた。特に外周面積が，急激な不安の高まりを捉える指標として有効であることがわかった。総軌跡長は床反力作用点の総移動距離を表し，外周面積は床反力作用点の移動した外周の線で囲まれる面積を表す（時田・宮田，1999）。どちらも重心動揺の程度を表す代表的な指標として多くの研究で使用されている（藤田・佐藤， 2019）。だが，総軌跡長は深部感覚による姿勢制御の微細さや脊髄固有の反射性の姿勢制御に関係し，外周面積はめまいを生む迷路機能をよく反映する（岩元・井上・

Table 1　社交不安群（低・中・高）ごとの計算課題 Easy 条件／ Difficult 条件，英文音読課題しない条件／する条件での

重心動揺（総

♫஺୙Ᏻ࡜㌟యⓗ࣭⏕⌮ⓗᣦᶆ࡜ࡢ㛵㐃安田他，1997）との指摘から，対人緊張がもたらす身体動揺は内耳機能において現れやすく，固有受容器への影響は比較的小さいことが推測された。一方，緊張や社交不安の指標として，心拍数は明確な有効性を示さなかった。社交不安のメカニズムとして，予期不安や恐怖を契機とするセロトニンの脳内バランスの乱れが交感神経活動の亢進を招き，心拍数の増加やふるえなどの身体症状を出現させると考えられているが（貝谷・佐々木・清水，2015），健常域の社交不安者を含む協力者を仮想的な対人緊張場面に置いた本研究では，多くの者にとって心拍数の増加に至るほどの緊張を喚起しなかったのかもしれない。あるいは，交感神経活動の亢進が心拍数の増加として反映されるまでに，本実験の測定が終了してしまったためとも考えられる。さらに，LSAS-J の素点と心拍数の間に示唆された負の相関についても，残念ながらその原因推定に至る十分な資料は得られなかった。 各社交不安群の特徴 社交不安中群は，計算課題によって与えられた緊張に軌跡長と外周面積）ならびに心拍数の平均値と標準偏差（総軌跡長は mm，外周面積は mm2_）㻌㻌 ᮲㻌 ௳㻌㻌㻌㻌㻌㻌㻌㻌㻌㻌㻌 ᖹᆒ್㻌㻌㻌 ᶆ‽೫ᕪ㻌㻌㻌㻌㻌㻌㻌 ᮲㻌 ௳㻌㻌㻌㻌㻌㻌㻌 ᖹᆒ್㻌㻌㻌 ᶆ‽೫ᕪ

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よく反応し，Easy 条件と比較した Difficult 条件下の総軌跡長と外周面積のいずれもが増大する結果となった。しかし，社交不安高群は，ベースラインとなる Easy 条件下での動揺がすでに大きかったことから，実験への参加自体が緊張を高めてしまったのではないかと推測された。葛西・山本・倉本・辻野（2014）が指摘したように，緊張は「他者の存在そのもの」と「他者からの否定的な評価を恐れる気持ち」に分けられる。社交不安高群は，実験者の眼前で課題を行ったことで「他者の存在そのもの」に対する不安が大きく高まり，課題条件に依存して生じたはずの「他者からの否定的な評価を恐れる気持ち」による変化が覆い隠されてしまった可能性がある。対して社交不安中群は，実験者の存在だけではそれほど不安は高まらず，課題の条件設定によって「他者からの否定的な評価を恐れる気持ち」が高まったことで，身体動揺量に変化が現れたと考えられる。なお，健常群に相当する社交不安低群には，計算課題による身体動揺の変化は示されなかった。ところが英文音読課題に関しては，社交不安低群は，低・高緊張場面の双方で計算課題を課した時よりも外周面積が大きかった。また，社交不安中群は，計算課題時よりも英文音読課題時の方が，総軌跡長と外周面積のいずれも大きかった。社交不安高群にはこうした差異が見られなかった。この事実は，英文音読課題が計算課題よりも大きな緊張を与えたことを意味している。社交不安中群に見られた条件間の差異が「他者からの否定的な評価を恐れる気持ち」によるものであるとの解釈が正しいなら，英文を音読する方が計算問題よりも「他者からの否定的な評価」を予想させたと言える。古家・櫻井（2014）が大学新入生に対して実施した調査では，不得意な分野としてリスニングに次いでスピーキングを挙げた学生が多く，全体の約 20% を占めた。このことからも，大学生における英文音読に対する苦手意識が，評価されることへの不安をより大きくしたと推察できる。社交不安低群は課題内の条件間では動揺量に有意な変化を見せなかったが，課題内容の違いによる「他者からの否定的な評価を恐れる気持ち」の上昇が，外周面積の増大に繋がったと言える。まとめると，社交不安高群は「他者の存在そのもの」に対して感度が高く，一般的な対人場面においても重心動揺に変化が現れるほどであった。対して社交不安低群は，「他者の存在そのもの」によって引き起こされる不安は非常に小さく，「他者からの否定的な評価を恐れる気持ち」が大きく高まることによって重心動揺の変化が生じた。境界群に相当する社交不安中群は，両群の中間的な特徴を有し，設定した課題条件間の違いに最も敏感に反応した。 教員養成への示唆 本研究に参加した大学生は，Ａ大学の教員養成課程内で無作為に抽出された者であった。そこに，LSAS-J が 46 点以上の重度の社交不安者が全体の 35% 程度存在し，これを除く境界領域以上の者も全体の 4 割以上存在した。Ａ大学の教員養成課程は，入学時点の教員志望者が 8 割を越え，常に 7 割程度の教員就職実績を有するが，そのように教員志望度の高い課程の学生であっても社交不安がこれほど高いことは驚きである。教員養成課程学生が教育実習等で示す対人不安や緊張は，もはや一部の者の問題ではないと言える。教育実習経験をきっかけに，教員就職を諦める者が多くいることからも，彼らの社交不安の程度にあわせて適切な指導・助言を行い，教師不安に繋げさせないことが急務である。それには「他者の存在そのもの」と「他者からの否定的な評価を恐れる気持ち」の分類に基づく配慮が有効だろう。「他者の存在そのもの」への不安は著しい社交不安を呈する高群で高く，対人場面全般で大きなストレスを生じていると考えられる。これに対処するには，認知行動療法等の心理的支援が有効と思われる。ただし，それは通常の教育課程外の支援となるため，個別の対応を考えざるを得ない。一方，「他者からの否定的な評価を恐れる気持ち」は，実際の否定的評価に対するストレス反応であるよりも，むしろ予期不安として生じる。これは評価懸念の特徴の 1 つでもあり，実際，評価懸念と社交不安障害との関連が明らかにされている（臼倉・濱口，2014）。評価懸念を形成する要因は多いが（Rubin, 2009），教員養成カリキュラムにおいて考慮すべきものとして，対人経験と自己概念が重要であろう。幼少期からの否定的な対人経験が対人不安を生み出していれば，それが教育実習において喚起されることで，否定的な自己概念に繋がることが危惧されるからだ。否定的な対人経験を持つ者に対しては，教員養成の教育課程の中で，対人的な成功体験を十分に持たせ，自己概念を高めることが不可欠である。そのためには，通常 3 ～ 4 年生で行われる教育実習に先だって小規模な教育場面を経験させ，それを肯定的に意味づけるための指導を十分に行うことが有効であると思われる。実際，Ａ大学では，1，2 年生にもさまざまな教育体験をカリキュラムの中で課しており，同時に専門性を持つ担当教員によって，経験の省察や意味づけのための支援が与えられている。こうした工夫が，社交不安の高さを克服し，高い教員就職率に繋がっているのだろうと推測された。なお，本研究では，社交不安による動揺を捉えるために身体的ならびに生理的指標に着目し，結果として重心動揺の有効性を見出した。この成果を活用し，社交不安の著しく高い者に対して効果的に支援するために，疑似教育実習場面を用いた認知行動療法的訓練プログラムを開発することも今後期待される。文献朝倉聡（2015）．社交不安症の診断と評価　不安症研究， 7，4‒17．DOI: 10.14389/jsad.7.1_4 朝倉聡・井上誠士郎・佐々木史・佐々木幸哉・北川信

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