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

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(1)Title. 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. Author(s). 今川, 民雄; 中村, 和彦. Citation. 北海道教育大学紀要. 第一部. C, 教育科学編, 44(2): 57-72. Issue Date. 1994-03. URL. http://s-ir.sap.hokkyodai.ac.jp/dspace/handle/123456789/5309. Rights. Hokkaido University of Education.

(2) . 平成６年３月. 北海道教育大学紀要（第１部Ｃ）第４４巻第２号Ｉ４４２ｉｏｎＩＣ）ＶＯｉｔｔｉぢｏｆ］取ｉｕｃａｏｎ（ＳｅｃｉｄｏＵｎｉｌｏｆＨｏｋｋａｖｅｒｓｌｏｗ［． ‐ ｎａ，Ｎｏ. Ｍｍ「ｃｈ，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. 今. 川. 民. 雄・中. 問. 村. 和. 彦. 題. 我々は日常，初対面の相手と出会った時，それぞれの状況において相手から得られる様々な情報に基づき，相手のパーソナリティを推測し，印象を形成する‐ このパーソナリティを推測する際，顔，声，体格，動作，話す内容など，外部から容易に観察できる特徴を手がかりとしている‐ 従来，このような手がかりによるパーソナリティ認知に関する研究では，単一の手がかりの特徴とそこか）は，短い１９６５ら推測されるパーソナリティ認知との関連が主に検討されてきた‐ 例えば，岩下（電話での会話を録音した声を聞かせることでパーソナリティ印象が形成されることを示しており，ｉ６）は声の速さや大きさを手がかりとしてパーソナリティ認知について検討してＡｒｏｎｏｖ１９７ｔｃｈ（）は一連の研究で写真によるパーソナリティ認知の１９７２７３６いる．また，大橋ら（，１９，１９７，１９７７１９７８ａ）は漫画を用いて検討や，相貌的特徴とパーソナリティ認知との関係を検討しており，林（１９８２ａ，１９８２ｂ，ｉ９８８）足立ら（１９８８）は，写真によっ同様の検討を行っている．さらに鈴木ら（て相貌特徴をより詳しく分析することにより同様の検討を行ってきた‐ しかしながら，日・常印象形成をする際の手がかりは，声だけ，顔だけといった単一な手がかりに限られる場合もあるが，一般的には様々な手がかりからの情報を同時に受け取り，それらの情報にウェイトをかけた上で統合して印象を形成している場合の方が多いと考えられる‐ また，ウェイトは手がかりによって量的に異なるだけでなく，「親しみやすさ」は顔を手がかりとし，「まじめさ」は声を手がかりにするというように，推測されるパーソナリティ特性によってウェイトづけられる（優位に働く）手がかりが異なってくることも考えられる‐ そこでパーソナリティ認知における手がかりの優位性が重要な検討課題となってくる．パーソナリティ認知の際の複数の手がかりの優位性の検討は，顔・話・身体動作の３つの手がかりを用いたＥｋｍａｎら（１９８０）の研究が代表的である‐ 彼らは，顔・話・身体動作をそれぞれ単. 独に提示した部分手がかりと，それら全てを含んでいる全体手がかりをそれぞれ評定させ，それぞれの部分手がかりと全体手がかりとのプロフィールが類似しているほど，その手がかりがパーソナリティ認知の際に優位に働いているとした‐ そこで，それぞれの部分手がかりと全体手がかりとの相関係数を求め，その相関係数を優位性の指標として３つの手がかり間で比較することによって，手がかりの優位性を検討している‐ この手がかりの優位性の指標の操作的定義については，同じよ０）の実際のデータの取９８４１９８うな検討を行った慶兼・吉田（１）も採用しているが，Ｅｋｍａｎら（９８０）では，り方・相関係数の求め方については次のように批判している‐すなわち，Ｅｋｍａｎら（１部分手がかりと全体手がかりの評定は異なるの評定者によって行われており，これでは集団としての手がかりの優位性が明らかになるだけであって，個々の評定者についてその手がかりが優位に働１９８４）は，全ての評定者に全ての手がかいていることにはならないとした．そして，贋兼・吉田（５７.

(3) . 今川民雄・中村和彦. りについて同一の刺激人物を評定をさせ，各部分手がかりと全体手がかりとの相関係数を優位性の指標として，顔・声・体格・服装の各手がかりの優位性を検討している．この検討の中では，相関係数の算出の方法に関しては，Ｅｋｍａｎら（１９８０）の方法と慶兼・吉田（１９８４）の方法を比較した上で，２つの方法によって算出された値に大きな差異があったことを指摘し ①評定者によって持，たれているステレオタイプの様相の個人差， ②評定者の手がかりの優位性の個人差が存在するこ，とを理由に，全ての評定者に全ての手がかりを評定させる方法の妥当性を主張している．鹿兼・吉田（１９８４）による方法によって算出された指標によると，顔・声・体格・服装の各手がかりの優位性の比較では，一般に声の手がかりが最も優位であり，顔・服装の手がかりがそれに続き，体格の手がかりの優位性が最も低いという結果が得られている‐ また刺激人物の性によって，手がかりの優位性の様相は異なっており，刺激人物が男性である場合には顔が女性である場合に，は声が最も優位性が高かった．しかし，麿兼・吉田（８４１９）も考察の中で述べているように，声の手がかりは全体手がかりと同一であったが，顔・服装・体格などの視覚手がかりは全て写真であり，ここには全体手がかりが持つ動的要素が含まれていなかった．すなわち声手がかりが優位であることを一般化するには，視覚手がかりの提示の際に，動的要素が含まれているビデオを用いることによって，動的要素が含まれることが視覚手がかりと聴覚手がかりの優位性にどのように影響を及ぼすかを検討する必要がある．ところで，大坪・吉田（１９９０）の研究は，慶兼・吉田（１９８４）の持つ問題点を改善した上でさらに手がかりについて静的・動的要素を考慮し，より掘り下げた検討を加えている彼らは視覚手．，がかりと聴覚手がかりの優位性について検討し，やはり聴覚手がかりが一般的に優位であるとの結果を得た‐ しかし聴覚手がかりの中でも特に言語内容の手がかりの優位性が高かったことから自，己紹介場面を用いたことが内容の寄与を高め，聴覚手がかり優位となったと考察しているすなわ ‐ ち，大坪・吉田（１９９０）の結果には刺激条件を日常の会話場面から自己紹介場面へ変えることによって，いわば「状況要因の効果」が混入した可能性があることになり，慶兼・吉田（１９８４）の問題点が十分に解決されたとはいい難い．そこで本研究では，慶兼・吉田（１９８４）の用いた刺激状況で，写真の部分を画面のみのビデオに変えることで，視覚手がかりと聴覚手がかりの効果を比較することに焦点を当てて検討することを目的とした．. 方. 法. １．刺激の作成刺激人物Ａ大学１年生に対して刺激となるＶＴＲを撮影し，そのうち不備なものを除き，刺激人物として男女各８名，計ｉ６名をランダムに選出した‐. １）刺激の収録ｍ全体手がかり刺激の作成は麿兼・吉田（１９８４）と全く同様の手続きで行った‐ 各刺激人物に対し，慶兼らの用いた２つの場面のいづれか一方を割り当て，対話者と会話する様子をカラーのＶＴＲに収録した（すべての刺激人物に対して同一の対話者であった） ‐ なお，会話はできるだけ普段の調子で話せるように暗記してもらい，また，セリフは意味内容が変わらない程度に，自然な表現に変えてよいと教示した．収録に用いた２つの対話場面は以下の通りである．. ５８.

(4) . 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. （対話場面Ａ）刺激人物：あの，ちょっとすいませんが，このあたりに美島荘というアパートはありませんか．はじめて来たもので道がよくわからないんです．対話者：えっ，美島荘ですか．それなら，この先をまっすぐ行って２つめの角を曲がったところです．刺激人物：あっ，あの本屋さんの見える角ですね．どうもありがとうございました．（対話場面Ｂ）刺激人物：あの，こちら小田先生のお部屋ですか．小田先生はいらっしゃいますか．対話者：いいえ，今，外出しておりますが，何の御用ですか．刺激人物：私，川村の使いできたものですが，川村が３０分くらい遅れてくるので待っていてほしいとのことです．すみませんが，そのようにお伝え下さいませんか‐ 対話者：あっ，そうですか‐ じゃあ，そういうふうに伝えておきます．収録方法は，対話場面Ａでは，自然体で立っている刺激人物の全身を撮り，それから頭からひざまで入るようにズーム・アップし，合図をして会話をはじめさせた‐ 対話場面Ｂでは，頭からひざまで入るような状態で撮り，すぐに会話をスタートし，会話終了後，ズームして全身を撮った‐ 会０秒であった‐ また，対話者は刺激人話されている時間はどちらも１５～２０秒で，全収録時間は２５～３物を撮影しているビデオの後ろ側に位置して会話したため，対話者は画面には現れず，声のみ収録された．（２）単一手がかり顔：全体手がかりを撮影する際に，同時にもう１台の固定されたビデオカメラにて顔のみをアップにして撮影した‐ 刺激人物が最初の会話をはじめてから１０秒間を刺激とした‐ 声：全体手がかりで収録した声のみを取り出し，カセットテープレコーダーに収録した．２）刺激セットの作成全体手がかりと声の手がかりについては，場面がＡ・Ｂと２種類あるため，対話場面と刺激人物の性の両方が同一である刺激が連続することのないように提示順序を決定した‐ また，声の手がかりについては刺激人物の性の出現順序をランダムに決定した‐ 全ての評定者について，手がかり内での提示順序は同一であった．２．刺激人物のパーソナリティ評定評定者：Ｈ大学大学生男子２０名，女子２０名，計４０名．そのうち，男子１名についてデータに不備があったため，分析には男子１９名，女子２０名，計３９名のデータを用いた．なお，評定者は，刺激人物と面識のないことを確認した．１９７３評定尺度：大橋ら（）の２０項目の評定尺度を用いた（９ポイントスケール，表１．参照）．手続き評定は，２回に分けて行い，第１回目は顔と声の評定を，第２回目は全体の評定を行った．なお，顔と声の評定順序はカウンターバランスした．また，顔と声の評定を行ってから，全体の評定を行うまでの期間は，２０日～２５日とした．. ５９.

(5) . 今川. 民雄・中村和彦結，. 巣. １．パーソナリティ認知次元の決定まず，被験者のパーソナリティ認知次元を明らかにするため，刺激人物（６１）×評定者（３９）×手がかり（３）＝１８７２をサンプルとして，パーソナリティ評定の２０項目の項目間相関行列を算出し，これに基づいて主成分解を求める因子分析を行った（全データによる因子分析とする）．回転前の固有値の推移（第１因子より，６５０４３４２４４０６８０６０）より３因子解が妥当と考え，である ‐ ，．，．， ‐ ，．３因子解に対してバリマックス回転を施した．回転後の因子パターンを示したものが表１である‐ パーソナリティ評定項目の因子分析の結果（全手がかり；バリマックス回転後の因子パターン）. 表１. 評. 定. 項. 目. 第１因子，第２因子第３因子. 共通性. １４ ‐ １９．６．１１．１０ ‐ １５．１．１３ ‐ ９ ‐. 近づきがたい－人なつっこい感じのよい－感じのわるい親しみにくい ‐ 親しみやすい人のよい一人のわるい親切な ‐ いじわるなかわいらしい一にくたらしい心のせまい一心のひろいなまいきな－なまいきでない短気な一気長な. －．８１２．８０５－．７９９ ‐７９３．７６５ ‐７１１－ ‐６６５－ ‐６３９－ ‐５２６. － ‐２４６ ‐１８１－．２８５－．０７０－ ‐０５６－．１１３－．２２９．４０１．２８１. － ‐０２９－．２５０－．３１５－．０４１．２２５．３１１．４１６. ．７２３．７３６．７２０．６９６ ‐６８７．５２０ ‐５４６ ‐６６６．５２９. １２ ‐ ８ ‐ ２ ‐ ７．５．１８．１７．. 消極的な－積極的な自信のある－自信のない社交的な－非社交的な意欲的な－無気力な恥しがりやな－恥しらずの卑屈な－堂々としたうきうきした－沈んだ. －．００９－ ‐１４１．３１０．２１６．２８４－．１６６ ‐３４９. －．８７２．８５９．７１９．７１８－ ‐７１７－ ‐６３６ ‐５７９. － ‐０１６－ ‐１１０ ‐２０４－．３１１－ ‐２４３ ‐４１０ ‐４４４. ‐７６１ ‐７７０ ‐６５５ ‐６５９．６５４．６０１．６５４. １６．４．２０ ‐ ３．. 軽薄な慎重な無分別な無責任な. － ‐０５６ ‐１４２－．２６８－ ‐３０６. ‐０７４－ ‐０９６－ ‐１４１－ ‐１６９. ．８２９－．８１０．７５８．７３０. ‐６９６ ‐６８６ ‐６６６ ‐６５５. －重厚な－軽率な－分別のある－責任感の強い. １１ａ２. ５ ‐３７３. ４．３３６. －．０５８－ ‐２３６・. ３ ‐５７０. 寄与率（％）. ２６．８７. ２１８ ‐６. １７５ ‐８. α係数. ．９０８，８９５．８９５. ．８４１，８８９ ‐８５８. ．８４７，８３９ ‐８４３. 全体ｒＦ顔、. １３．２７９. ６６．４０. 因子分析の結果は，磨兼・吉田（１９８４）とほぼ同様であり，また， ′林（１９７８ｂ）の対人認知における基本的三次元と対応している‐ そこで林（１９７８ｂ）にならい，第１因子を「個人的親しみやすさ」，第亘因子を「力本性」，第ｍ因子を「社会的望ましさ」の次元と命名した．ところで，本研究のデータは多相データであるため，項目以外のすべての相をつぶして１８７２をサ６０.

(6) . 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. ンプルとして因子分析を行ったが，多様な相の間に生じ得る相互作用が消えてしまうことも考えら）が用１９８４４）１９８れる‐ そこで２種類の方法によって，検討を試みた．第１は麿兼ら（，大坪ら（を算プルとして項目間相関行列をサ４８物）＝ン６（刺激人いた，評定者ごとに，３（手がかり） ×１出しＦｉｓｈｅｒのｚ変換を施して平均相関行列を求めた後，相関係数に戻す方法である‐ この方法は個人ごとに相関行列を求めることによって，個人間のばらつきが項目間相関に紛れ込むことを防い）についての平均を求め，１６でいる‐ もう１つの方法は，評定者ごと・手がかりごとに刺激人物（それぞれのデータとそのデータの評定者・手がかりに該当する平均との差の２乗の共変動に基づい２をサンプルとして，項目間相関行列を６（刺激人物）＝１８７て，３９（評定者） ×３（手がかり） ×１算出するものである‐ この方法では，個人間の変動を評定の極端さの変動に限定する事によって，やはり個人間の変動が項目間相関に紛れ込むことを防いでいる．二つの方法で算出した項目間相関行列に基づく因子分析（主成分解，３因子をバリマックス回転）の結果は，表２及び表３に示してある‐ この結果は全データによる因子分析とほぼ同様であった．表２被験者ごとに算出した項目間相関係数にｚ変換を施し、平均相関行列を算出して入力データとした因子分析結果（バリマックス回転後）評. 定項. 目. 第１因子. 第２因子第３因子. 共通性. １４ ‐ １１ ‐ ６ ‐ １９．１０ ‐ １３．１５ ‐ １ ‐ ９ ‐. 近づきがたい ‐ 人なつっこい．８６４－一人のわるい人のよい ‐８６２親しみにくい－親しみやすい ‐８５８－感じのよい－感じのわるい ‐８５５－なじわる ‐ い切な親 ‐８２８なまいきな－なまいきでない ‐７２６－かわいらしい一にくたらしい ‐７２５心、のせまい一心のひろい．７０８一気長な短気な ‐５５７. －．２７５－ ‐０４４－ ‐３１５ ‐２０１－ ‐０３８ ‐４１４－．１５１－．２３１．２９６. － ‐０９５－ ‐２２５－．０３９－．２４５－．３０４ ‐２８４－ ‐０５９ ‐２１６ ‐３９２. ．８３１ ‐７９５ ‐８３７．８３２ ‐７８０ ‐７７９ ‐５５１ ‐６０２ ‐５５１. １２ ‐ ８ ‐ ７ ‐ ５．. －積極的な消極的な－自信のないあのる自信－無気力な意欲的な恥しがりやな－恥しらずの. －．００７ ‐１４４－ ‐２０４－．２８９. － ‐９５５ ‐９４０．７７４－ ‐７６２. ‐００９－ ‐１０３－．３２２１２３７. ．９１３ ‐９１４，．７４４ ‐７２０. －非社交的な. ８１３０. ‐７５０. ９９ ‐６. ．１４４－ ‐３５３. －．６７１ ‐５９８. ‐２０５. －堂々とした１８ ‐ 卑屈なきした－沈んだきうう１７ ‐. ．４３１ ‐４１２. ．６５６ ‐６５１. ０６７－重厚な，．－－軽率な ‐１２３－分別のある ‐２８０－責任感の強い ‐３１３. ．０８０１１０３１１３６－．１７５. ‐８６９－ ‐８５６・ ‐８００．７９６. ．７６６ ‐７５８ ‐７３７．７６２. ４ ‐９６６２４ ‐８３. ３ ‐８２８１９ ‐１４. １４ ‐８８３７４ ‐４２. ２ ‐ 社交的な. １６ ‐ ４．２０ ‐ ３ ‐. 軽薄な慎重な無分別な無責任な. １１ａ２寄与率（％）. ６ ‐０８９３０ ‐４４. ６１.

(7) . 今川民雄・中村和彦. 表３. 評. 被験者ごとに求めた平均からの偏差によって求めた項目間相関係数を入力データとした因子分析結果（バリマックス回転後）定項. 目. 第１因子. 第２因子. 第３因子共通性. １４ ‐ １９．１１．６．１０．１５．１．１３．９ ‐. 近づきがたい－人なつっこい．８１２感じのよい ‐ 感じのわるい－．８０４人のよい一人のわるい－．８０１親しみにくい－親しみやすい．７９９親切な－いじわるな－ ‐７６８かわいらしい一にくたらしい－ ‐７１２心のせまい一心のひろい ‐６８０なまいきな－なまいきでない．６６４短気な一気長な ‐５３９. －．２５３．１９０ ‐ ．０５２－．２９２－ ‐０５１－ ‐１２０－．２２５ ‐４２０ ‐２９４. － ‐０４４－ ‐２４７－．２４５－．０１８－ ‐３１３－．０４０．２３３ ‐２８０．４００. ．７２６ ‐７４４．７０３．７２４．６９０ ‐５２３．５６７．６９６ ‐５３７. １２．８ ‐ ５ ‐ ２．７ ‐ １８ ‐ １７．. 消極的な－積極的な自信のある－自信のない恥しがりやな－恥しらずの社交的な－非社交的な意欲的な－無気力な卑屈な－堂々としたうきうきした－沈んだ. ．０１０．１４８－．２９９－．２９２－ ‐２３２ ‐１６１－．３５０. －．８７２ ‐８６５－ ‐７３２ ‐７３１ ‐７２２－．６４４．５８７. －．０２６－ ‐１００ ‐ ‘２５６ ‐２０１－ ‐２９８．４１４ ‐４４７. ．７６１ ‐７８１．６９２，．６５９ ‐６６４．６１３ ‐６６８. １６．４ ‐ ２０．３ ‐. 軽薄な慎重な無分別な無責任な. ‐０６３－－１４６．２９９ ‐３１９. ‐０８７－．１０２－．１２９－ ‐１６４. ．８２９－．８１０ ‐７５４．７３４. ．６９８ ‐６８８ ‐６７５ ‐６６８. ５．４６２２７．４６. ４ ‐４３９２２．２０. ３ ‐５４３１７ ‐７１. １３．４４４６７ ‐３７. －重厚な－軽率な－分別のある－責任感の強い. Ｘａ２寄与率（％）. 次に，手がかりによってパーソナリティの認知次元が異なる場合全データによる因子分析結果，をそのまま分析に適用することには問題があるそこで各手がかり（全体・顔・声）ごとに刺，．，激人物（１６） ×評定者（３９）、＝６２４をサンプルとして同様に因子分析を行ったところ３種類の手，がかりともほとんど同様の因子構造を持っていることが確認された（表４表５表６参照）し，， ‐ たがって，本研究における以下の認知次元に関連する検討は全データによる因子分析結果に基づ，いて行うこととした．. ６２.

(8) . . 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. 表４全体手がかりのパーソナリティ評定項目の因子分析の結果評. 定. 項. 目. 第１因子＝Ｕ＾”峻０００＾Ｕリムワ十ｎ＝ＵＯＯＯＡ，ＱＵ＾Ｕ▲ ４ｎ１＾ ” リ０ＲＵＩ ←○リリムＡ４にりこり００Ｉリムー１００１リムリムＱＵにリリムＴ＾Ｕワエワ十ワ十ワ十ＧＵＲＵＡせｎＵ．←９リつリリムＴ工つリ０００．－・－．．・．－．・．－．－．－ ‐ ・．・．－層. ・．．・にリ．ワ．．，．・リム．・．．・にりｆ００リムｏｏー．＾ ” ゾＴ上つジＡ隻ＣＵ＾ＭＵｎＵ１上１← ｌ ← １１１１１・１１１１. 「８２６. ない１４．近づきがたい－人つっこ. ２１－－８. ６ ‐ 親しみにくい－親しみやれ、. １９ ‐ 感じのよい１１ ‐ 人のよい１０．親切な. ‐７９９．７５８ ‐７２４. －感じのわるい一人のわるい－いじわるな. ３１５．７１ ‐ かわいらしい一にくたらしい２０１３．６．なまいきな－なまいきでない－. 第２因子－ ‐１６７. －２９ ‐２．１５５－ ‐０９７－ ‐０９０. ６－ ‐１１. ６５ ‐３. 第３因子 ‐００９. ‐７１１. －．３１４１３４７「４０９. ．７０４ ‐７００. ３１ ‐０. ８一１ ‐１. 登登る. １ ‐ 心のせまい９．短気な. 一心のひろい一気長な. － ‐６１４－ ‐４８０. －．２７１ ‐２１８. ‐４３５. １２ ‐ 消極的な８ ‐ 自信のある２ ‐ 社交的な. －積極的な ‐自信のない－非社交的な. －．０１４－ ‐１９８ ‐３２８. － ‐８５６．８３７．７１４. － ‐０５０－ ‐０６１．２３２. むしらずのもしがりゃな－耳５ ‐耳７．意欲的な. －堂々とした１８ ‐ 卑屈なした－沈んだきうき１７う ‐ －軽率な－責任感の強い－分別のある. ４．慎重な３ ‐ 無責任な２０ ‐ 無分別な. Ｘ１ａ２寄与率（％）. 表５評. ９０－ ‐６. －５０ ‐２. －．１５０．３８８. －．６０７ ‐５３６. ‐４３５. ９－－０７. －重厚な. １６ ‐ 軽薄な. ４２ ‐３７ ‐２５. －無気力な. ２４ ‐８. －．０４２－．１８９－ ‐０８７. －．８０４．７４８ ‐７２０. ５．３２６２６．６３. ３．９５９１９ ‐８０. ３．８４０１９．２０. 捲. 至重：亭. ２８ ‐５ ‐４６７. ．７３５ ‐７４３．６７２. 至琶：８４７－５ ‐６２６. ：鰯．６８９ ‐６２２１３．１２５６５．６３. 視覚手がかり（顔）のパーソナリティ評定項目の因子分析の結果定. 項目. 第１因子－．８１３ ‐８０６. －人のわるい人のよい－いじわるな親切な心のせまい一心のひろいかわいらしい一にくたらしい. －．７７３１７４２ ‐７０７－ ‐６６２. ６ ‐ 親しみにくい－親しみやすい. ３１ ‐ なまいきな９．短気な. １２ ‐ ８．７．５．. ‐０８１. －濯ぎ. ．１７９－．３０７－．３１０. １９ ‐ 感じのよい－感じのわるい１４ ‐ 近づきがたい ‐ 人なつっこい１１．１０．１ ‐ １５．. ・６６６. 共通性. －なまいきでない一気長な. －積極的な消極的な自信のある－自信のない意欲的な ‐無気力な恥しがりやな－恥しらずの. －堂々とした. ８１ ‐ 卑屈な. ２ ‐ 社交的な. －ヲ珠吐交的な. １７ ‐ うきうきした－沈んだ－軽率な－重厚な. ４．慎重な１６．軽薄な. ２０ ‐ 無分別な３ ‐ 無責任な. －分別Ｊのある－責任感の強い. １ａ２寄与率（％）. ８０ ‐７. ０ ‐６６ ‐５７８. － ‐０６２．１７７－ ‐１３６ ‐ ‐２６９. 第２因子 ‐１３１－ ‐２４１. ８２－ ‐２－．１２６－．１０９－．１６９－．０６２. 第３因子－ ‐１７４－ ‐０７７. １１－ ‐１－．２１２－．２８２．１５１－．１０１. 共通性．７０８ ‐７１４. 盗難 ‐６４２．５５１．４５２. ．３３７. ２８４・３５３. 辱ｇｇ：. １８６２ ‐８５４．７４８－ ‐６８５. － ‐０６６－ ‐０６２－．３０９－ ‐３０４. ‐７５１．７６５．６７４ ‐６３３. 言語. 漉き. ８１ ‐３. ．. ３４ ‐２. ５９－ ‐６. － ‐３１２. ‐５７３. ．４７５. ．６５１. －．１２９ ‐０９２. －．８２８．８１０. ．７１１．６８１. － ‐１７７. ‐７１５. ０－．２７－ ‐０９７．１３１. ４３ ‐６. ６７ ‐２. －２２ ‐１. ５．３０１２６ ‐５１. ４ ‐２２１２１．１１. ‐２７７. ８５ ‐７. ３ ‐４９６１７ ‐４８. ￥ｇ：≧ １３ ‐０１８６５ ‐０９６３.

(9) . . 今川. 民雄・中村和彦. 表６聴覚手がかり（声）のパーソナリティ評定項目の因子分析の結果評. 定. 項. 目. 第１因子第２因子. 第３因子. 共通性. １▲にりにリ００リムにりにＵＯＯ＾＝Ｕ（＝Ｕつリ＾ ” ソＡ生み生１１にＵＩ ←○ ○ワ十ｎＵＡせにりにリリム（けにリＱリ００９リヘ＝ＵにリリムリムｎＵＯムハＵリム＾＝ＵリムリムＱＵ＾＝Ｕ１←１←ｎＶ９リにリハ，・ー．ー．・ー．・．・．．ー・ー．．ー・ー．ー. １１．１４．１０．６．１９．１５．１．１３．９ ‐. 人のよい一人のわるい．８２１近づきがたい－人なつっこい－．８０４親切な－いじわるな ‐８０３親しみにくい ‐ 親しみやすい ‐ ‐７９７感じのよい ‐ 感じのわるい．７８８かわいらしい一にくたらしい．７５０心のせまい一心のひろい－．６６７なまいきな－なまいきでない－６００ ‐ 短気な一気長な－．４７５. ．０１５－．３０５．０４７－ ‐３２１ ‐２３７一．１５１－．２４１ ‐４５２．２６７. － ‐２１１－ ‐０８５－．２７５．００８－．２４２ ‐０５５ ‐２５６．２２８．３９０. ．４４９. １２．８．５．２ ‐ ７ ‐ １８．１７ ‐. 消極的な－積極的な自信のある－自信のない恥しがりやな ‐ 恥しらずの社交的な ‐非社交的な意欲的な－無気力な卑屈な ‐ 堂々としたうきうきした－沈んだ. －．０９６－ ‐０３４ ‐２３９．３４９．２７８－．１２１ ‐３７６. －．８８５．８７４－ ‐７７３．７６３．７２９－．６２０ ‐６０７. ．０５０－．１９３－ ‐１８９ ‐０３４－ ‐３０４ ‐５５１．４２６. ．７９５ ‐８０２ ‐６９０．７０６ ‐７００．７０２．６９２. １６ ‐ ４．２０．３ ‐. 軽薄な慎重な無分別な無責任な. ‐０４５．１４８－．２２８－．３１７. ．０５１－．０９６－．２１４－ ‐１６０. ．８４２－ ‐８０１．７５９．７４０. ‐７１４．６７３．６７４．６７３. ５．４１４２７．０７. ４ ‐７０５２３・５２. ３．５８６１７ ‐９３. １３．７０４６８・５２. ‐重厚な－軽率な－分別のある－責任感の強い. Ｘａ２寄与率（％）. ．７１９ ‐７４６．７２３．７３８．７３６ ‐５８９．５６８ ‐６１６. ２．手がかりの優位性について１）手がかりの優位性の指標の算出視覚手がかりと聴覚手がかりの全体手がかりに対して及ぼす優位性を検討するために魔兼ら，（ｉ９８４）大坪らと同様（１９９０）の手続きを用いて以下のように優位性の指標を算出した，．まず，各評定者・各刺激人物ごとに，各手がかり（全体・顔・声）における各次元に負荷した項目の平均値を得点の方向を一致させて算出し，それを合成得点とした（α係数は８３～９１であった）そし．．．て，刺激人物の性（２） ×認知次元（３）ごとに，全体手がかりと各単一手がかりとの間の相関係数を，８名の刺激人物に対するデータの共変動に基づいて算出し，この相関係数にＦｉｓｈｅｒのｚ変換を施した値を手がかりの優位性の指標とした．. ２）手がかりの優位性の検討視覚手がかり，聴覚手がかりの優位性を検討するために，手がかりの優位性の指標を従属変数として，評定者の性（２）×刺激人物の性（２）×認知次元（３）×手がかり（２）の４要因の分散分析を行った‐ 評定者の性の要因は被験者間要因であり，刺激人物の性・認知次元・手がかりの３要因は被験者内要因である．分散分析の結果，手がかりの要因に関する効果としては，認知次元と手がかりの交互作用の傾向（Ｆ＝２９））９．５４，ｐ＜‐０，刺激人物×認知次元×手がかりの交互作用の傾向（Ｆ＝２．７，ｐ＜．０７が見られた．また，手がかりの要因を含まない効果として，認知次元の主効果（Ｆ＝６６３ｐ＜ ‐ ，））が有意であった‐ ．００５，評定者の性と認知次元の交互作用（Ｆ＝５ ‐１５，ｐ＜．０１慶兼・吉田（１９８４）１９９０）では，どちらも手がかりの主効果がみられており，聴，大坪・吉田（６４.

(10) . 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. 覚手がかりの方が優位であった．しかしながら，本研究では手がかりの主効果は見られず（Ｆ＝８５９，ＳＤ＝．４４，聴覚手がかり；，平均値の方向も逆であった（視覚手がかり；Ｍ＝．２９，ｎ．１ ‐ｓ．）Ｍ＝．２７８．，ＳＤ＝‐４７８：表７最右列参照）. ）では手がかりと認知次元との交１９８４次に手がかりと認知次元の交互作用については，魔兼ら（が見られ，「意がかりと認知次元との交互作用ら（１９９０）たが大坪では手互作用は見られなかっ，欲性（力本性に相当）」や「思慮性（社会的望ましさに相当）」において聴覚手がかりの方が優位であるとされていた‐. 本研究の認知次元×手がかりの交互作用について，各認知次元ごとに手がかりの単純主効果を検１９９０）討したところ，どの認知次元についても手がかりの有意な主効果は見られず，大坪・吉田（の結果を支持したとはいえなかった．また，手がかりごとの認知次元の単純主効果の検定では，視）覚手がかり・聴覚手がかりとも有意であった（それぞれ，Ｆ＝３，ｐ＜．０１．．４４ ‐４５，ｐ＜‐０５；Ｆ＝５Ｔｕｋｅｙ法による多重比較の結果，視覚手がかりにおいては「個人的親しみやすさ」の次元が「力本性」の次元に比べて有効に働いており，聴覚手がかりにおいては「個人的親しみやすさ」・「力１９９０）によると，本性」が「社会的望ましさ」に比べて全体印象により寄与していた‐ 大坪・吉田（）では，「個人的親しみやすさ」の認知には視覚手がかりが優位であり，「力本性」の１９８４石田ら（認知には聴覚手がかりが優位であると述べられており，ここには本研究結果と一部共通したパター表７. 各認知次元における両手がかりの有効性の平均値（相関係数のｚ変換値）. 括弧内は標準偏差個人的親しみやすさ視覚手がかり聴覚手がかり. 力本性. 社会的望ましさ. ２（）（） ‐２４４ｂ４２）．２６９４５ａｂａ（．４４ ‐４．３８０．４ｂ１５２（５２６）３０（３７１）６３（０１）２３５ａａ ‐ ． ‐ ‐ ． ‐. ３次元の平均４５）．４ ‐２９８（７）２７８（４８． ‐. ｂ（）２ａｂ（２２） ‐２８両手がかり平均．３７ａ（．４０８）．２１１ ‐４８８ ‐４７注）同じ行での異なった英文字は多重比較の結果５％水準で有意な差があることを示す. 表８. 各認知次元における両手がかりの有効性の平均値（相関係数のｚ変換値）. 括弧内は標準偏差刺激人物. 手がかり. 個人的親しみやすさ. 力本性. 社会的望ましさ. 男性. 視覚手がかり聴覚手がかり. ）０ａ（ ‐４７ ‐４６６ｂ（３４８００５ａ ‐ ‐ ）. ７ｂ ‐２０３１ａ．７. （５） ‐４７２（３８） ‐. ｂｃ３１ａ（０４） ‐３ ‐４ｄ９０７ｂ（５１４ ‐ ‐ ）. 女性. 視覚手がかり聴覚手がかり. ）０（ ‐４１０．２９２０）．４２１（．５. ．２８１４．３２. ９）（ ‐４０（４）．３６. ０８ ‐２５ ‐２２. （４） ‐４７（３４）．５. 注）ａ，ｂ：同じ行での異なった英文字は多重比較の結果５％水準で有意な差があることを示すがあることを示す。ｄ多重比較の結果５％水準で有意な差ｃ：，６５.

(11) . 今川民雄・中村和彦. ンが見られる‐ 刺激人物の性×認知次元×手がかりの交互作用については，本研究のみに傾向がみられた．そこで，刺激人物の性ごとに認知次元×手がかりの交互作用を検討したところ，刺激人物が男性の場合のみ交互作用が有意であった．Ｔｕｋｅｙ法による多重比較の結果，刺激人物が男性の場合に「社会的望ましさ」の次元において，視覚手がかりが優位に働いている（聴覚手がかりが有意に低い）ことが示された‐ また，刺激人物が男性の場合の手がかりごとでは，視覚手がかりは「個人的親しみやすさ」が「力本性」に比べて優位性が高く，聴覚手がかりは「力本性」が「社会的望ましさ」に比べて優位性が高かった（表８．参照）．したがって，表７で見られた認知次元×手がかりの交互作用のパターンは，刺激人物が男性の場合に生じていたことになる．手がかりの要因を含まない認知次元の有意（Ｆ＝６０５）な主効果については，多重比．６３，ｐ＜‐０「較の結果個人的親しみやすさ」の次元が「社会的望ましさ」の次元に比べて有意に聴覚及び視覚手がかりの優位性が高かった（それぞれＭ＝．３７２），Ｍ＝‐２１１；ｐ＜．０５．評定者の性×認知次元の交互作用については，評定者の性ごとに認知次元の主効果を検討したところ，評定者が男性・女性とも有意であった（それぞれＦ＝４．３４，ｐ＜‐０５；Ｆ＝３，ｐ＜．０５）．１４．Ｔｕｋｅｙ法による多重比較. の結果，評定者が男性の場合は，「個人的親しみやすさ」の次元が「力本性」の次元に比べて視覚・聴覚手がかりの優位性が５％水準で有意に高かった（個親Ｍ＝．３８３，力本Ｍ＝‐１７６，社望Ｍ＝．２３８）．評定者が女性の場合は，「力本性」の次元が「社会的望ましさ」の次元に比べて優位性が５％水準で有意に高かった（個親Ｍ＝‐３６１５）９８２）によると，対，力本Ｍ＝．３８３，社望Ｍ＝‐１８ ‐ 林（１人認知の基本的３次元のうち，男性は「力本性」に対するウェイトが高く，女性は個人的親しみやすさと社会的望ましさの次元に対するウェイトが高いとされている．男性も女性もウェイトが高いとされていた次元に関して，聴覚・視覚手がかりの全体印象への優位性が低いというパターンが見られる．３）偏相関係数による手がかりの優位性の検討全体手がかりと聴覚・視覚手がかりとの関連を考える場合，大坪・吉田（１９９０）にもあるように，聴覚手がかりと視覚手がかりとがもともと類似していればそれぞれの手がかりの効果に差がでない‐ この点について大坪・吉田（１９９０）は，視覚手がかりと聴覚手がかりの相関係数を算出し，評定者の性・刺激人物の性・認知次元ごとの相関係数のｚ変換の平均値を求めることによって検討した．その結果，最大でもｒ＝．３７であり，相関係数は全般に小さい値であることから，視覚・聴覚手がかりは強く一致していないとした‐ しかしながら，ケースによって視覚・聴覚の一致度は異なることは充分に考えられる．そこで，聴覚手がかりの効果を除いた視覚手がかりと全体手がかりとの偏相関係数，及び，視覚手がかりの効果を除いた聴覚手がかりと全体手がかりとの偏相関係数を算出し，それらの値をｚ変換した指標を優位性の指標として，再度検討を行った．. 相関係数のｚ変換値を優位性の指標とした際と同様に，今度は偏相関係数をｚ変換した値を従属変数として，評定者の性（２）×刺激人物の性（２）×認知次元（３）×手がかり（２）の４要因の分散分析を行ったところ，手がかりの要因に関する効果としては既述の結果とは異なり，評定者の性×認知次元×手がかりの交互作用のみが有意であった（Ｆ＝．３） ‐２０，ｐ＜‐０５ ‐ 下位検定として，評定者の性ごとに認知次元×手がかりの交互作用を検討したところ，評定者が女性の場合に認知次元×手がかりの交互作用が有意であった（Ｆ＝４） ‐７７，ｐ＜．０５．さらに認知次元ごとに多重比較を行ったところ，評定者が女性で「社会的望ましさ」の次元において，視覚手がかりが優位であった（視覚Ｍ＝‐２５６２７），聴覚Ｍ＝‐０，ｐ＜‐０５．また，手がかりごとの多重比較では，評定者が女性で６６.

(12) . 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. 聴覚手がかりにおいて「社会的望ましさ」の優位性が他の次元に比べて低いことが見いだされた（個親Ｍ＝．２８４，社望Ｍ＝‐０２７；ｐ＜．０５）．，力本Ｍ＝．３３７. 尚，手がかりの要因を含まない効果として，相関係数のｚ変換値を優位性の指標とした場合と同）様に，認知次元の主効果が有意であった（Ｆ＝６ ‐５３，ｐ＜‐００５ ‐ 多重比較の結果，平均値の方向も同様で，「個人的親しみやすさ」が「力本性」と「社会的望ましさ」に比べて聴覚・視覚手がかりの優位性が高かった（それぞれ，Ｍ；‐３１４，Ｍ＝‐２１４，Ｍ＝‐１６７） ‐. ４）直接のプロフィールの類似性に基づく指標による検討１９８４），が用いた手がかりの優位性の指標に基づいた分析であっここまでの分析では，鷹兼・吉田（１９８４１９８０）による手がかりの優位性につた‐ ところで，麿兼・吉田（）が採用したＥｋｍａｎら（いての考えは，「刺激人物のパーソナリティまたは感情についてのある単一手がかりによる評定結果とすべての手がかりを含んだ全体手がかりによる評定結果のプロフィールが類似しているほど，９８４８）」というものであっその手がかりが対人認知において優位に働いている（慶兼・吉田：１，ｐｌ１た‐ 鹿兼・吉田（１９８４）による手がかりの優位性の指標は，認知次元にごとに，全体手がかりと単一手がかり間の相関を各刺激人物の認知の変動に基づいて求めたものである‐ それ故この指標は直接には「プロフィールの類似」というよりも「認知次元上の手がかり間の類似」というべきものである．ここで「プロフィールの類似」は直接には，全体手がかりと単一手がかりの２０項目の評定プロフィール自体の類似とみなすこともできる‐ そこで，評定者ごとに，各刺激人物に対する全体手がかりと視覚・聴覚手がかりとの項目評定値に基づく相関係数を算出し（サンプル＝２０），その値にｚ変換を施し，さらに刺激人物の性ごとに平均した値を新たに手がかりの優位性の指標として求めた‐. この指標に基づき，評定者の性（２）×刺激人物の性（２）×手がかり（２）の３要因の分散分析を行った（評定者の性は被験者間要因，刺激人物の性・手がかりの要因は被験者内要因である）．その結果，評定者の性×刺激人物の性の交互作用の傾向が見られたが（Ｆ＝３）．２７，ｐ＜‐０８，手がかりに関する効果を含め他の効果は有意ではなかった‐ この指標でみる限り視覚的手がかりと聴覚的手がかりは，ほぼ同様の効果を全体手がかりに及ぼしていることになる．ところで，刺激人物をサンプルとして求めた指標と同様に，視覚手がかりと聴覚手がかりの間に強い類似があれば，両手がかりに明確な差異を見いだし難くなる．そこで単一手がかりの一方を統制した全体手がかりと，もう一方の単一手がかりとの偏相関係数をプロフィールをサンプルとして算出し，それらにｚ変換を施して刺激人物の性ごとに平均した値を手がかりの優位性の指標として求めた‐ この指標を従属変数として３要因の分散分析を行ったところ，評定者の性×手がかりの交互作用の傾向が見られた（Ｆ＝２），ｐ＜‐０９ ‐９９ ‐ 手がかりごとに評定者の性の主効果の検討を行ったところ，視覚手がかりにおいて評定者の性の主効果の傾向が見られた（Ｆ＝３５） ‐０，ｐ＜．０９．よって，視覚手がかりは，男性の評定者に比べて女性の評定者の方がより全体印象に寄与している傾向表９. 項目をサンプルとした偏相関係数のｚ変換値の平均値. 評定者. 視覚手がかり聴覚手がかり. 男性. 女性. ２３（９９）．２．１２８３（１６）１．．. ９８） ‐３１５（ ‐１２７２（１９）１ ‐ ‐. ６７.

(13) . . 今川民雄・中村和彦. がある（表９‐ 参照）．この結果は刺激人物をサンプルとした指標による結果と，いずれも異なっている．. 考. 察. １）視覚手がかりの効果表１０過去の研究と本研究との結果の比較. 磨兼ら. 本研究. 大坪ら. ＜含む手がかり＞. 手がかりの主効果視覚＜聴覚. 視覚＜聴覚. 手がかり ×認知次元. 聴覚：力本＝社望. ｎ．Ｓ ‐. ＞個親. 手がかり男性：顔＞服装 ×刺激人物の性女性：顔＜声. 手がかり. Ａｓ ‐ （視覚〉；聴覚）視覚：個親＞力本；社望聴覚：個親＝力本＞社望. ｎ ‐Ｓ ‐. ｎ ‐Ｓ．. ｎ．Ｓ．. ｓｂ女性の聴覚：力本二社望＞個親. ｎ ‐Ｓ ‐. 且Ｓ‐. ｎ ‐Ｓ ‐. ×評定者の性 ×認知次元. 手がかり ×刺激人物の性 ×認知次元. 認知次元の主効果 ×認知次元. Ｓ乱. 評定者の性. Ｓ良. 主効果. Ｓ良. ＜手がかり以外＞. 評定者の性の. ｔｐ男性：視覚の個親高い聴覚の社望低い. ｓｂ男性＜ｓｂ女性. ｎ．Ｓ ‐. ｎ．Ｓ．. 個親＞力本＝社望. ｎ ‐Ｓ‐. ｓｂ男性：個親＞社望＝力本ｓｂ女性：力本＝個親＞社望. ４）１９９０）と本研究の結果をまとめて示した．先行研究表１０に，慶兼・吉田（９８１，大坪・吉田（と比べて本研究結果の特徴は認知次元の効果が大きいことである．本研究と条件がより類似していｉ９８４）では認知次元に関する効果は，主効果，交互作用のいずれも示されていない．る腐兼・吉田（しかるに本研究では，傾向も含めすべての有意な効果は認知次元がらみであった．このことは認知次元が手がかりの優位性に密接に関連していることを示唆している‐ １９８４）の条件のうち視覚手がかりのみを写真からヴィデオ画面に変本研究の目的は慶兼・吉田（えることによって生じる効果を検討することを意図していたが，有意な交互作用の結果を見ると，９８４）で有意で１そのことのみが認知次元の効果をもたらしたと考えにくい．図１に，贋兼・吉田（６８.

(14) . 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. 国璽鷹兼ら圏本研究均. ａ．４ａ. 相Ｂ．３＠. 係. ＠，＠. 数男・声. 男・顔. 女・顔. 女・声. 手がかり図１. 刺激人物の性×手がかりごとの優位性の比較. . 平均. 圏囲本研究勿．４８. 相駁‐３８. 関 . ＠・２廼. . 数親・顔力・顔社・顔親・声力・声社・声. 認知次元と手がかり図２. 認知次元×手がかりごとの優位性の比較. ６９.

(15) . 今川. 民雄・中村和彦. あった刺激人物の性×手がかりの結果と本研究の結果とを比較してある．本研究では刺激人物が女性の場合の顔手がかりの優位性が高まっていることが知られる‐ さらに図２には認知次元×手がかりの交互作用について，やはり本研究と鹿兼・吉田（）の結果とを比較してある．ここでは社１９８４会的望ましさ次元での声手がかりの優位性の低さが目につく．「個人的親しみやすさ」と「力本性」次元では，声手がかりの優位性に鹿兼・吉田（１９８４）と大差はないので，顔手がかりの優位性の高まりが，両手がかり全体としての優位性の高まりに結びついていることがわかる．このようにみてくると，本研究では，視覚手がかりの写真をヴィデオ化する事によって，視覚手がかりの優位性が高まる傾向を見いだしたが，認知次元によっては，異なうた傾向があらわれたということになる．このことは，本研究が庚兼・吉田（１９８４）とできるだけ同一の条件のもとに行われたにも拘らず，刺激人物の特徴が異なっていたという可能性を否定することはできない．つまり，刺激人物のサンプリングの問題が浮かび上がってこよう．大坪・吉田（０）では，サンプリングの影響を小さく１９９するため，刺激人物を増やすという方法を導入した．この点については，次項でさらに考察したい‐ ２）手がかりの優位性指標の意味の検討さて，２種類の指標に基づいた分析結果には，既述のような相違が見られたが，その理由について考えてみたい．最初の指標は，慶兼・吉田（１９８４）０）の，いわゆる刺激人物１９９，大坪・吉田（をサンプルとした指標は，認知次元別に被験者個人内にある全体手がかりの母集団と単一手がかりの母集団の母相関係数を想定しているから，その値が妥当であるかどうかは刺激人物が適切にサンプリングされているかどうかにかかってくる．すなわち，ここでの全体手がかりと単一手がかりの関連の指標は，個人内に刺激人物を越えて存在する手がかり間の関連に対応する標本統計量ということになり，全体手がかりと単一手がかりの間の関連は，認知次元ごとに一つ想定される．これを「手がかり間指標（Ｔ指標）」と呼ぼう．他方，われわれが本研究で新たに取り上げた第２の指標では，全体手がかりと単一手がかり間の類似度は，一人の刺激人物についての資料だけに基づいて求められている‐ この場合，相関係数の. 母集団は，当該刺激人物についての全体の手がかりに基づく印象を表すすべての形容詞対上の評定値，及び単一手がかりに基づく印象を表すすべての形容詞対上の評定値とみなすことができる．２０項目の評定値はこれらの母集団からの標本であり，この指標は，当該刺激人物についての印象を形. 容詞の程度で表した評定項目をこえて存在する手がかり間の関連に対応する標本統計量とみなすことができる．これを「刺激人物指標（Ｓ指標）」と呼ぼう．この指標の妥当性は，項目が印象全体の中から適切にサンプリングされているかどうかにかかってくる．Ｓ指標は，当該刺激人物に限定された手がかり関連指標であって，Ｔ指標のように個人内に全体手がかりと単一手がかりの関連が一つあるという仮定を受け入れるとすれば，各刺激人物におけるＳ指標の値は個人ごとに安定していると推論される‐ この場合Ｓ指標による刺激人物間の分散は比較的小さいことが予想される．そもそも，印象形成するときにどのような情報をどのように利用するかは，状況や標的人物によって変わってくるから，標的人物や状況を越えて何がしかの傾向があるとすれば，多くの標的人物になされた印象全体のなかで関連を見いだしてゆく必要があるし，基本的には印象を形成する際の情報の利用の仕方は，個人内では安定しているとみなす考え方がＴ指標の求める根拠である．他方，Ｓ指標の場合，標的人物や状況によって手がかりの利用の仕方のばらつきそのものにも個人差があるかも知れないという可能性を留保している．Ｔ指標とＳ指標のより本質的な比較検討とともに，刺激人物および評定項目のサンプリングの方法についての検討は，今後の課題となろう．７０.

(16) . 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要. 約. 本研究の目的：印象形成における視覚手がかりと聴覚手がかりの優位性の検討であるが，特に麿）の視覚手がかりの写真をヴィデオ化することによって，視覚手がかりの優位性に兼・吉田（１９８４どのような変化が起きるのかを検討することを目的とした‐ 方法：日常の会話場面をヴィデオ録画したものを全体手がかり刺激，声のみを取り出したものを声手がかり刺激，顔をクローズアップした音声無しのヴィデオ画面を顔手がかり刺激とし，男女それ９名．被験者は，第１回目のぞれ８名の刺激人物を用いた．被験者は男子大学生１９名，女子大学生１１９７３実験として顔手がかり刺激と声手がかり刺激を大橋ら（）による形容詞対２０項目に９段階で評定し，２０一２５日後全体手がかり刺激について同様に評定した．結果：手がかりの優位性の指標：得られた資料は主因子法により因子分析され，抽出された３因子は「個人的親しみやすさ」「力本性」「社会的望ましさ」と解釈された‐ 各刺激人物ごと，手がかりごとに３つの認知次元の合成得点が算出され，全体手がかりと単一手がかりの間の相関係数が，刺激人物の性と手がかり別に８人の刺激人物をケースとして合成得点により求められた．この値をｚ変換したものを手がかりの優位性の指標とした．この指標の刺激人物の性×評定者の性×手がかり×認知次元の４要因の分散分析の結果，手がか）りの要因に関する効果としては，認知次元と手がかりの交互作用の傾向（Ｆ＝２，ｐ＜‐０９，刺．５４激人物×認知次元×手がかりの交互作用の傾向（Ｆ＝２９）が見られた‐ また，手がか，ｐ＜‐０７．７）りの要因を含まない効果として，認知次元の主効果（Ｆ＝６，ｐ＜．００５．６３，評定者の性と認知次）が有意であった．さらに，単一手がかりの一方を統制した偏元の交互作用（Ｆ＝５．１５，ｐ＜．０１. 相関係数に基づいた指標を求め，同様の分散分析の結果，評定者の性×認知次元×手がかりの交互）５作用が有意（Ｆ＝３），ｐ＜．０，ｐ＜‐００５．２０．５３．，認知次元の主効果が有意であった（Ｆ＝６次に，各刺激人物に対する２０項目の評定値をケースとする，全体手がかりと単一手がかりの相関係数を求め，そのｚ変換値を性別及び手がかり別の８名の刺激人物について平均を求めた値を，新たな手がかりの優位性の指標とし，評定者の性×刺激人物の性×手がかりの３要因の分散分析を）行った結果，評定者の性×刺激人物の性の交互作用の傾向が見られた（Ｆ＝３．２７，ｐ＜‐０８ ‐ さらに，単一手がかりの一方を統制した偏相関による指標を求め，同様の分散分析を行った結果，評定者の性×手がかりの交互作用の傾向が見られた（Ｆ＝２），ｐ＜．０９ ‐９９．１９８４）とを比較し，ビデオ刺激は視覚的手がかりの優位性を高める傾本研究結果と贋兼・吉田（向を示しているが，刺激人物の相違が影響している可能性があることが指摘され，この問題は刺激人物をケースとする指標と，評定項目をケースとする指標の比較に関わってくることが考察された．. ７１.

(17) . 今川. 民雄・中村和彦文. 献. ｉｉｌａｉｌｉＡｒｏｎｏｖｌｉｔｔｔＳｔｔｙｅｒｅｏｔｙｐｅｄｊｕｄｇｍｅｎｔｓａｎｄｔｈｅｒｒｅｏｎｔｏｖｏｉｃｅｑｕａｃｅｏｆｐｅｒｓｏｎａｃｈ，Ｃ．Ｄ．１９７６ＴｈｅｖｏｉＪｌｆＳｉＩＰｈｌ２７－２２９９００ａｎｄｓｅｘｏｆｓｐｅａｋｅｒｏｕｒｎａｏｏｃａｓｏｏｃｙｇｙ．．，，. 足立浩平・渡部昭一・中村良英・鈴木昭弘１９８８顔写真の計測値による形態評定値の予測．科学警察研究所報告（法科学編）１５‐４４，４，３．. ’ ｌＥｋｎｉｉな．ｌａｉｔｔａｎｃｅｏｆｆａｃｅ，ｂｏｄｙ，ａｎｄｓｐｅｅｃｈｎａｎ，Ｐ‐ ｅｓｅｎ，ｗ．Ｖ．ｖａｎ，Ｄｖｅｉ１ｎｐｏｒ，Ｆｒ，０Ｓｕｌ，＆Ｓｃｈｅｒｅｒ，Ｋ．１９８０ＲｅｉｎｊｕｄｇｍｅｎｔｓｏｆｐｅｒｓｏｎａＵｔｙａｎｄａｆｆｉｉａＩＰｓｙｃｈｏｌｏｇｙ，３８ｔｙａｎｄＳｏｃｅｃｔ ‐ ．ＪｏｕｒｎａｌｏｆＰｅｒｓｏｎａｌ，２７０‐２７７. 林文後１９７８ａ相貌と性格の仮定された関連性（３）‐ ‐漫画の登場人物を材料として－‐名古屋大学教育学部紀要（教育心理学科）２５４１５５ ‐ ，，．林文俊１９７８ｂ対人認知構造の基本次元についての一考察．名古屋大学教育学部紀要（教育心理科）３３－，２，２５２４７．. 林文俊１９８２対人認知構造における個人差の測定（８） ‐認知者の自己概念及び欲求との関連について．実験社会心理学研究，２２，１ー９．林文俊・津村俊充・大橋正夫１９７７顔写真による相貌特徴と性格特性の関連構造の分析‐ 名古屋大学教育学部紀要３一４２（教育心理学科），２４５， ‐ ９８４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，２２４慶兼孝信・吉田寿夫１３７一１ ‐ ，１１大橋正夫・三輪弘道・長戸啓子・平林進１９７２写真による印象形成の研究－序報－名古屋大学教育学部紀要（教育心理学科）９３‐２５，１，１ ‐ 大橋正夫・三輪弘道・平林進・長戸啓子１９７３写真による印象形成の研究（２） ‐印象評定のための尺度項目の選定－名古屋大学教育学部紀要（教育心理学科）３一１０２，２０，９．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）－対をなす刺激人物の評定値の比較による検討－名古屋大学教育学部紀要（教育心理学科）２３２１１ ‐ ５，， ‐ 大橋正夫・吉田俊和・鹿内啓子・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）３，２４，２３一３．大坪靖直・吉田寿夫１０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，３９９０５‐３３，２．鈴木昭弘・渡部昭一１９８２ａ写真にあらわれた顔の形態及び印象評定の個人差．科学警察研究所報告（法科学編），３５，１９－２６．. 鈴木昭弘・渡部昭一１９８２ｂ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‐ 科学警察研究所報告（法科学編）５３一１４９，３，１４．８８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），鈴木昭弘・渡部昭一・足立浩平１９４１，１３８－１４７ ‐. 今川民雄（本学教授・旭川校）. 中村和彦（名古屋大学大学院教育学研究科博士課程在学中）謝辞：本研究の実験実施にあたり，山本辰也，小松麻希子両氏のお世話になった．またデータの整理にあたって本学大学院生萩原啓司，学部学生対馬紀一両君の援助を得た．記して感謝したい．. ７２.

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