認知的熟慮性-衝動性に対する児童の価値志向性 : 予備的探索
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(2) . 認知的熟慮性一衝動性に対する児童の価値志向性：. 予備的探索. 臼. 問. 井. 博. 題. ｉ ｉｍｐｕ ｌ ｉ ｉ ｔ ｔ 認知的熟慮性－衝動性 （ ｒ ｅａｅｃ ｏｎ－ ｓ ｖ ｙ） とは，反応の不確定性の高い課題事態，即ち複数. の競合的反応 が同時的に存在していて， そのいずれが最適であるのかを即断しがたいような認知的. 課題に対する個人の特徴的な行動のしかたにかかわる概念である． 一般 にこのような場面では， 最 初に反応するまでの潜時は長いが、 結果的に誤数の少ない者と， それとは対照的に反応は速いもの ｉ ｔ ） の誤数も多くなる者 が多数（約３分の２程度）を占める． 前者のタイプは熟慮型 （Ｒｅ日ｅｃ ｅ ｓ ｖ ， ま ｌｍｐｕｌ ｉ た後者 のタイ プ は衝動 型 （ ｓ ｖｅ. ｉａｒ ｉ ｌ ｔ と 称 さ れ る が， 通 常 は ＭＦＦ （Ｍａ ｃｈ ｎｇ Ｆａｍｉ. Ｆ ｉ ） テス トと呼 ばれる一種の絵の見本合わせ課題 における個人の反応 に即 して操作的に定義 ｒ ｅｓ ｇｕ さ れ て いる， つ ま り， ＭＦＦ テス トの初発反応潜時 （ＲＴ） と誤数の二重の中央値折半法により 個 ， 人の ＲＴ がその所属する同年齢のサン プルの中央値よりも長く， 誤数がサン プルのその中央値より. も少ない者は熟慮型と定義され，ＲＴ が中央値より短くて，誤数が中央値よりも多い者 は衝動型と定 義されるのである， ところで， この認知的熟慮性－衝動性の概念が研究上の関心を集めた原因は， このような個人に 特有な反応のしかたは個人内でかなりの時間的安定性を示すとともに， 多様な認知的課題の遂行を 予 測 す る こ と に成 功 して き て い る と い う 事 実 で あ る （Ｍｅｓｓｅｒ ，１９７６； 臼 井， １９７９ ．こ の よ う ，１９８２ａ）. ｉ ｌ ｉ ｔ な事実を背景にして， 熟慮性－衝動性の問題は就学前後の子どもの教育可能性 （ ｅｄｕｃａｂ ｙ） や学 ｉ ｔ ） の問題と関連 づ けられて， 衝動的な子どもをいかにして熟慮的にす ｅ ｓ 習困難 （ｌｅａｒｎｉｎｇ ｄｉ伍ｃｕｌ ｉ ｉ ｎｃａ ｔ るのかを目ざした行動修正 （ｍｏｄ ） の研究が盛んに行なわれるようになってきた， この種 ｏｎ. の修正の研究で初期の比較的年少の子どもを対象にした研究では， こうした試みはあまり成功して いない （少なくとも誤数について） ． そのため に， 一 時的にせよ多くの研究者や教育の実践者 に対 し ｉ ｉ ｌ ｔ ｔ て， 衝動型という認知型 （ ） はかなり固定した反応傾向であるという印象を与 えて ｎ ｃｏｇ ｖｅｓ ｅ ｙ. きた． しかしながら， １ ９７ ０年代の半 ば頃より， 衝動型であっても ＭＦＦ テストの実際の取り組みの ｉ ｉ ｌｓ ） の方略を具体的 に訓練することによ っ て成功 を収 過程 に着目した視覚的検査 （ｖ ｎｇ ｓｕａ ｃａｎｎ ｉ ｌ め た （Ｍｉ ａｎｄ ｙａｋａｗａ ＆ ｏｈｎｏｇ ，１９７９； Ｅｇｅ ，１９７４ など） 研究や， 比較的年長の子どもでは課題の づ だ 要請や方向 けを明確に行なうこと けでも決定的な修正の効果 が得られるということ， 換言すれ ば衝動型の子どもも熟慮型の子どもも， ともにかなりの程度の反応の柔軟性をもっとする証拠が現 ｉ ｔ わ れ る よ う に な っ た（山 崎， １９７６； Ｂａｒ ｓ ｓ ＆ Ｆｏ ８０ ） ｒｄ ７７；１９ ， こうした事実に直面すると， 熟 ，１９. 慮性－衝動性の問題を認知的能力の水準やその発達水準と直線的に対応 づ けて考 えることは必ず し も妥当ではないことに気づ く， 換言すれば， 熟慮性－衝動性の認知型のちがいを単なる認知能力の ３７.
(3) . 臼 井. 博. 差やその発達水準 の差の反映としてとらえるように， 個人の側の， 課題とは独立的な， しかも比較 的安定した要因として扱うので はなく， 課題×個人の相互規定的要因として考 えねばならないとし・ ｌｎｉｋｅｒ ＆ Ｊｅｆ う こ と に なり つ つ あ る （Ｚｅ ｉｇｈｔ ＆ Ｖ１ ｉ ｔ ｒｅｙ ） ｅｓ ｒａ ，１９７９； Ｗｒ ，１９７７ ． つま り， そ れ は個. 人が課題の要請をどのよう に解釈し， どのような課題解決行動を望ま しいと考 え， そしてどのよう な具体的方略を好んで用 いやすいのか， などを含んだまさ に相互作用的な概念といえるだろう． こ のような訳で， 反応の柔軟性を認めると， 実際に子どもがどんな課題解決行動 をとるのかは１種の. ｉ ｉ ｔ メ タ 認 知 的 ｍｅｔａ－ｃｏｇｎ ｖｅ な活 動 とし・っ て も よ い だ ろ う．. ところで， 今一度先 に触れた ＭＦＦ テ ス ト の 問 題 に戻 っ て み よ う． こ の テ ス トで は， テ ス タ ー は子 どもが最初 に反応するまでの時間を計りながら， 同時に正誤のフィ ー ドバ ックも行なうので 被験 ， 者である子どもにとってみれば， ここでの課題要請は正確 な反応にあるのか， あるいは速く答えを 見つけることにあるのかが全く判然としない事態といえる． そのために， ここに子どもの間でさま ざまな課題 要請 についての解釈のちがいが生じやすいと考 えられる， したがっ て， 自己の遂行を評 価するための基準を考 えるにしても， 「速く答 えられたらよいのか」 あるいは「まちがいをできるだ. け避けたらよいのか」 ， また「速答」を目標 としたとしても， 実際のところどの程度の速さを成功－失 敗の基準とすべきかの客観的枠組が提示されていないため に， 完全 に個人の主観的な判断の枠組に 依存しな けれ ばな らないのである， 加 えて， このテス トにおける 「速さ」 と 「正確さ」 という２ つ. の目標 は， 両立しがたい， 相互妨害的関係 にあるので， そこでの個人の実際の取 り組みには， どの 程度まで一方の目標を優先 させ， またどの程度まで他方 の目標 を犠牲 にするのかとい っ た個人 の ｔ ｒａｄｅ‐ｏ任 が 大 き く 反 映 さ れ る と 考 え られ る （Ｈａｔａｎｏ ＆ ｌｎａｇａｋｉ ，１９８２） ．. 先述したように， 熟慮性－衝動性の認知型 がある程度 の柔軟性をもちうるのは， このような動機 づ けにかかわる諸変数 は多分 に状況規定的なものであり かつ個人の中で複数の課題解決行動 （方 ， ｉ 略）が利用可能な形で， いわばオ プショ ンｏｐ ｔ ｏｎ化されているためであろう． しかし， 自然な状態 の下では長期間にわたっ てかなりの安定性ないしは変化 への抵抗を示すという事実（臼井， １９８ ２ｂ ）. は， これらの動機づ けの諸変数の中には， 不安定な状況規定的要因に加 えて， 安定した性格特性に 近い要因として強く内面化 しているものも存在している可能性があることを強く示唆するものであ る （宮 川・小嶋， １９８０） ． こ の 問 題 に関 連 して 次 の Ｈａｔａｎｏ ＆ ｌｎａｇａｋｉ （１９８２） の研 究 はきわ め て 興. 味深い発見をしている， 彼らは，ノ Ｊ ・学５年生を対象にして， 仮想的な ＭＦＦ テストの遂行結果に基づ いて 熟 慮 型， 速 確 型 （Ｆａｓｔ／Ａｃｃｕｒａｔｅ ， 衝 動 型， 遅 誤 型（ｓ ｌ ｌｎａｃｃｕｒａｔｅ ｏｗ／. の４人のモ デルをこ. ｉ ｌ ｉ の順序で１人ず つ提示 し， そ れ ぞ れのモデルに対して「頭のよさ （ｂｒ ｉ ｔ ）」と「勤勉さ （ｄ ‐ ｎｅ ｓ ｓ ｇｈ ）」 の２つの特徴について評定するように求めた． その結果， 頭のよさの評定では熟慮型と衝 ｇｅｎｃｅ. 動 型の子 どもの４ つのモ デル の評定値の順位 は完全に一 致していたが， 勤勉さに関して２ つの認知 型 のグルー プ間で衝動型と遅誤型の順位が入れ替っ ていた． つまり熟慮型 は誤数 は同じでも反応時 間 のより長い遅誤型のモデルを衝動型モデルよりも上位 にｒａｎｋ したが， 衝動型ではそれと対照的. に 反応時間の短い衝動型モデルをより勤勉だと評定して いた． 衝動型 はこのように 「速答」 を望ま しいパ ーソナリティ 特徴に帰属しやすいのに対 し， 熟慮型では時間がかかることをむしろ好意的に. 受 けとめていたのである． したがっ て，２つの認知型のグルー プの間で， 仮想的なモデルのパ ーソナ. リ ティ を推測するための手がかりとして の反応潜時についての主観的意味 づ けが異なることが示唆 さ れ た の で あ る．. 本研究 は，. ＆ ｌｎａｇａｋｉ （１９８２） の研 究 ｐａｒａｄｉｇｍ に 依 存 し な が ら も， 次 の 点 につ い てさらに新たな検討 を加 えることを目的とした． 第１に， Ｈａ ｔ ａｎｏ ＆ ｌｎａｋａｋｉ （１９８２） で はモ デ ル こ の Ｈａｔａｎｏ. の定義として具体的な時間 （秒） と誤数 に即 して行なわれていて， 誤数 については３個 （熟慮型モ ３８.
(4) . 認知的熟慮性－衝動性に対する児童の価値志向性：予備的探索. ３個 （衝動型モ デルと遅誤型モ デル） と大きくちがっているので， 前者の デルと速確性モデル） 対１ ２つのモデルと後者の２つのモデルの間で基本的 な知的能力 に差異 がある ことを推測させた可能性. がある， そこで， 本研究で は仮想的 なモデルの基本的な知的能力では同等にして， 取り組み方やそ の結果 としての遂行のパターンのみを変化させてみることを試みた， 第２に， 課題の難易度という 変数を加 えた． 同じ熟慮型モ デルといっ ても， 易しい課題での場合と， 難しい課題での場合とでは， その遂行に対 する評価も異なることが予想されたからである， 第３ に， ＭＦＦ テ ス ト事 態 に加 えて， 学校での具体的な学習場面を導入する ことにより， より現実的な日常行動 のレベ ル においても， ＭＦＦ テス トの反応からの予測 ができるかどうかを検討 しようとした， ＭＦＦ テス トで どのような. ｔ ｒａｄｅ‐ｏ賃 を行なうかという態度は，多かれ少なかれ類似性をもつ学習場面においても反映されるの ではないかと考 えたからである， 第４ に， 評定者の側の要因 として個人レベルの評定に加 えて， モ デルとなっ た子どもの担任の教師に見たてた時の評定も求めた， これによって， 子 ども の教師の価. 値志向性についての認知を知ること ができるだろうし， また両者の間のズレや対応の程度から子ど もが教師の価値志向性をどの程度取り入れ ているのかを伺い知ることができると考 えたからであ る， 第５ に， 頭のよ さと努力の程度の他 に， それぞれのモデルに対する好悪の感情的側面 （モ デル の側からすると対人魅力の程度） についても評定を求め た， この次元の評価において最も個人の価 値志向性が直接的に表われる ことを期待してのことであった， 以上のような検討課題のもとに， 以下に示すような４つの大まかな仮説をたててみた，. ） 熟慮型， 衝動型をコミ にした全 サン プルで見れ ば， 小学校では一般 に 「ゆっ くりでも， 確実 （ １ な」 いわ ば熟慮的な取り組み方 がよ り重視 されていると思われるので， 子 どもたちはこのような価 値志向性を内面化しているだろうから， 熟慮モデルをより好意 的にみるのではないだろうか． しか し，能力次元とより密接に関連する頭のよさの評価では，２つのモ デルの間で評定の値で差は生じな い で あ ろ う．. ｒｅｎｅ ｓ ｓを ２ （ ） もしもそれぞれの認 知型の子どもとも， 自己の認知型 について ある程度自覚ａｗａ ｉ ｄｅａ １と相互補強的関係にあるならば，自分と同じ認知型のモ デ もっていて，かつそれが各自のｅｇｏ‐ ルに対してより好意的な評価をするのではなかろうか． なぜ ならば， 子どもはそれぞれが自己に対. ｌ ｆ ｔ －ｅ ｓ ｅｅｍ をも っているならば， それを維持するた ｅ するある程度の肯定的な感情 ないしは自尊心ｓ めに自分 と類似のモデルに対してより好意的に評価し， 異なるモデルに対してより厳しい評価を下 すことにより， 自尊心の低下を防く といっ た認知的な自己防衛 がはたらきやすいと考 えられるから で あ る，. （ ） 自己の遂行について， 速さや正確さの次元に即 して評価する際に， 外部からの各次元 につい ３ て の フィ ー ド ミック情報の解釈の しかたに関して， 熟慮型と衝動型 とではちがいが見 られるで あろ う． つまり， 速さ志向的な衝動型では時間の評価， そして正確さ志向の熟慮型では誤数の評価 がよ り 厳 しい の で は な い だ ろ う か．. （ ４ ） 自己の評定 と教師に見たてた時の評定との類似の大きさに着目 すると， 学校で支配的な熟慮 的態度をより内面化しやすい熟慮型の方が大きいであろう，. ３９.
(5) . 臼 井. 方. 博. 法. １， 被 験 者 札幌市内のひとつの小学校 の４学年 に属する子ども全員 の１５７名 （男子８６名 女子７１名） であ ， り， ＭＦＦ テス ト実施時 の平均年齢 は１０歳２カ月 （範囲は９歳７ヵ月 から１ ０歳７カ月） であっ た， ２， 手 続 き （ １ ） ＭＦＦ テ ス ト. 被験者全員 に対 して， ＭＦＦ （Ｍａ ｌ ｉａｒ Ｆｉｇｕｒｅｓ） テ ス トを個 別 的 に実 施 し た こ こ で ｉ ｔ ｃｈ ｎｇ Ｆａｍｉ ， 用 い た ＭＦＦ テ ス ト は， Ｃａｉ Ｃ ｒｎｓ ＆ ａｍｍｏｃｋ（１９７８）作 成 の ＭＦＦ－２０ か ら１２ 項 目 と Ｋａｇａｎ の成人 用 の ＭＦＦ テ ス ト か ら３項目（選択刺激ｖａ ｉ ｔ ｒ ａｎ ｓを６個 に修正 したもの）を選んだ も の で あ る．. １５項目よりなる. （ ２ ） 仮想的な熟慮型と衝動型 の遂行と ＭＦＦ テス トの遂行 についてのフィ ー ド・バ の帰属質問紙. ック について. この質問紙は， 「お友だち についての感想調べ」という名前がつ けられており 上記 の ＭＦＦ テス ， トの実施か ら約１～２週間後 に各教室で一斉 に行なわれた これは６ページよりなり 各ページに１ ． ， つの問題を配した．最初の２ つの問題 は，仮想的な ＭＦＦ テ ス トでの反応時間や誤数についての情報 を手がかりにして帰属 や推測を行なうものであり 次の４ つの問題では実際 の学校での学習場面（計 ， 算問題） を想定 し， そこでの熟慮型と衝動型 のモデルについての諸特徴について評定を行なうもの である， 次 に， この２ つの部分について具体的に説明してみよう ， ① 仮想的な ＭＦＦ テスト場面での帰属と推論 これ は２つの問題よりなり 第１問は 反応時間 についてのみの 第２問は誤数 についてのみの ， ， ， 抽象的な程度表 現の情報を手がかりにして 具体的な反応時間 の長さや誤数 の多さ それをもと に ， ， して別 の測度の予測， さら にそのような結果になっ た原因についてたずねるも のである たとえば ． ， 第１問で は， 次のような文章となっ ている， 「こ の ま え にや っ た 『絵 さ が し』 ゲー ム で た か お君 は 一 番 さ い し に 『こ れ 』 と こ た えを ょ み っ ， ， つ ける の に， す こ し 時 間 が か か っ て しま いま し た 」 ．. これに対 して４ つの小間が用意されていて 全て多肢選択式 になっ ている 質問１ は 「たかお君 ， ， ，. は， じ っ さ い に ど れ く ら い 時 間 が か か っ た と 思 い ま す か 」 と な っ て い て 「５ 秒 よ り も み じ か い ， ， ，. ………２分よりもながい」の９件法 で反応時間の見積 りを求めるも のである 質問２は 「たかお君 ， ， は， なぜ す こ し時 間 が か か っ て しま っ た の で し ょ う 」と して そ の 理 由 と して 次 の ５ つ を あ げ そ ， ， ，. れぞれの理由 について， 「まっ たくそ の通り」 「その通 り」 「ちがう」 「まっ たくちがう」 の４件法で 答 えを求めるも のである，質問３ は，「た か お君 のま ち が い の 数 は ど れ く らい だ っ た と 思 いま す か 」 ， ， ． として， 「ひとつもまちがわなかっ た」 から「ものすごくおおかっ た」 に至る７段階の中から選んで. もらっ た， 質問４も， これと同様に 反応時間についての情報 に基 づ いて誤数を推測するものだが ， ， ０ ． ， 選択肢も具体的 な誤数 を記 した「. 「じ っ さ い に な ん こく らいまちがえたと思 いますか 」 と聞き ，. こ」 … … 「２１ こ よ り も 多 い」 の７ 段 階 の 中 か ら選 ん で も ら っ た ，. 第 ２ 問 で は， 「こ のま え にや っ た 『絵 さ が し』 ゲー ム で た か 子 さ ん は す こ しま ち が えて しま い ， ，. ま した，」とし・う誤数についての抽象的 な情報を手がかりにして 質問１では 実際の誤数 を９件法 ， ， で， 質問２では， その原 因について 質問３と４で は初発反応時間 の推測を形容詞的な程度表現と ， ４０.
(6) . 認知的熟慮性－衝動性に対する児童の価値志向性：予備的探索. 具体的な時間の両方についてきいている（ １～２週間前に実施した ＭＦＦ テス トでは，「絵さがしゲー ム」 という教示の下に行っ た） ， ② 仮想的な熟慮型モデルと衝動型モデル の諸特徴についての評定. ４つの話 にひとりずつのモデルが配分されて， 熟慮型モデルと衝動型モデルが，難しい課題と易し. い課題でそれぞれ半々 になってし・る， また， それぞれのモデルの男女も２対２ になっ ていて， 各モ デル には子どもにとっ て現実感を増すことを考えて， それぞれ「まゆ みさん」 「きよし君」 などの固. 有名詞を用いた． ここでの課題の難易度のちがいは， 「やさしい計算問題の１０分間テス ト」 と 「まだよく習 っ てい ないむずかしし・計算問題の１５分テスト」という文章表現で区別した． そ して， 熟慮型モデルと衝動. 型モデルの定義としては， 次の問題例のように， 課題の遂行量と誤数といっ た具体的数値ととも に， 時間と誤数 についての形容詞的な程度表現を併用 した． まゆみさんは， まだよく習っていないむずかしい計算問題の１５分テストでは， 組（ク. ラ ス） の仲 間 に く ら べ て， とて も 時 間 が か か っ て しま いま した， そ して， 組 （ク ラ ス）. の平均より２題も少ない６題しか答えることができませんでした， ところが， 後で答えあわせすると， まちがいがとても少 なくて，１個 しかまちがっ て いなかっ たのであっていた答 えのかずは， 組の平均と同じ５題でした． 文例 （熟慮型モデル：難しい課題） 熟慮型モデルと衝動型モデルと各モデルの所. 表１ 熟慮型モデルと衝動型モデルの定義. 属する学級の難 しい課題と易しい課題のそれぞ. れにおける解答数（遂行量） ， 正答教 正答率に ついて表１に掲げた， このように， 熟慮型モデ ルは遂行量は平均以下だが’ 誤答が少なく’ 逆. 解答数. 熱慮型モデル 熱 慮排 か. に衝動型モ デルでは遂行量では平均を上まわっ. 衝動型モデル. ているが， 誤答数も多くなっていて， 最終的な 正答数 については，両方の認知型のモデルとも，. モデ ルの 各 モデルの 各. それぞれの所属する学級の平均と同じになって い る， し た が っ て， テ ス トの成 績 で は２ つ の タ. イ プ のモ デ ル とも 完 全 に等 しく な っ て いる．. の平 窺 組 の 均 平 均. 正答数. 正答率. ％ い ※ ≧ も“≦＊ ％ ０ ％ ゞぐ ゞ ＊≧ミ ２誘 ％ ＼６ ％ ＼ 三５ ＼ 一８ ＊ ぜ＼ ザ ＼ ￥ ； ≧ ＼ ≧ い “ ， ６ ２ ６. ５. ，. ０. ５. ，. ，. ５. 〔面 轟 き 誓. このそれぞれの仮想的モデルに対 して， ３つの性格特徴（努力志向性， 頭のよさ， 魅力）について， 被験者となっ た子ども自分自身の考 えに基 づ いて６段階で評定してもらっ た． それに引き続き， こ の３つの特徴について， モデルの担任教師ならばどう思うかということで 評定してもらっ た， なお， モデルの提示順序は， 衝動型 （易） ， 熟慮型 （難） ， 衝動型 （難） ， 熟慮型 （易） となっ ていて， 全て の被験者 にとって同一の順序で行なわれた，. ４１.
(7) . 臼 井. 結. 博. 果. １， ＭＦＦ テ ス ト. ＭＦＦ テス トの初 発反 応潜 時 （ＲＴ） と誤数. 表２ 男女別のＭＦＦテストのＲＴ， 誤数と月齢. の２ つ の測 度 につ いて男 女 間 で比 較 してみ た と. 男子（Ｎ＝８６ ） 女子（Ｎ＝７１ ） Ｔ－検定. こ ろ， 平 均 値 の う え で は 女 子 の 方 が ＲＴ が 長. く， 誤数が少なく， より熟慮的傾向が大きいよ う に見 える が， いず れ の 測 度 に関 し て も 有 意 差 は な か っ た （表 ２）， した が っ て， 以 下 の 認 知 型. の 分 類 で は男 女 混 合 し て 行 な っ た， 被 験 者 全 員. ＲＴの平均 ２ １ ２． ９６（秒） ２ ６８ ４（秒） ．０ （１６８．８２） （ＳＤ） （１３７．７３） 誤数の平均 １ ３． ４７ １２ ２ １ ． （ＳＤ） （ ６． ） ４５ （ ５． ６１ ） １ 月齢の平均 １２ ２ ３ ０ ・ ２ １ ４ ５ ， ， （ＳＤ） （ ＳＤ） ） （ ３ ３８ ） （３ ． ．２５. ＮＳ Ｎｓ ＮＳ ＮＳ. ＮＳ. ９．３秒 と の ＲＴ と誤数 の中 央 値 はそれぞ れ１９ １３．２個であり， この２つの中央値の２重折半法 により， 熟慮型６０名， 衝動型５８名を選択した． こ れら２群の ＲＴ， 誤数およ び月 齢の平均を表３ に示す， なお， 被験者全員の ＲＴ と誤数の相関 は，－．５ ）であり， 内外の多くのデータ ８（Ｎ＝１５７ ， Ｐ＜ ０１. （Ｍｅｓｓｅｒ ，１９７６； 臼 井， １９７９） と 比 べ て も 十 分 な相 関 の 高 さ に な っ て い る． 表３. 熟 衝. 慮 動. 熟慮型 と衝動型のＭＦＦテス トのＲＴ， 誤数， 月 齢 人 数 ＲＴの平均（秒） 誤数の平均 月齢の平均 （ＳＤ） （ＳＤ） （ＳＤ） 男子 女子 合計 型 型. ２７ ３６. ３３ ２２. ６０ ５８. ３６７．４１. ７．２２. １２２，１０. （１４８．２０ ） １１５．８０. （ ） ３．６７. （ ） ３． ４ ５. （ ） ３７ ４ ．０. （３． ８７ ）. （３ ） ７ ．１. １８．２９. １２２．００. ２， 仮想的な ＭＦＦ テスト場面での反応の特徴：熟慮群と衝動群の比較 ① 反応時間の情報を手がかりとした予測と帰属 上記の６０名の熟慮型の子 どもと５８名の衝動型の子どものうちで， この質問紙に回答したのはそ れぞれ５１名と５７名 であっ た， この両群の反応の特徴につし・て表４に沿 って見ていくと，２つの項目 において有意差 が認められている． つまり， 「すこし時間がかかっ た」 ， という情報を手がかりとし. た具体的な反応時間の予想では， 熟慮型の子 どもの方が， 衝動型よりも有意に長い時間を考 えてい る， 換言すれば， 「すこし」という形容詞 に対する順応水準ないしはそのカテ ゴリーに対する闇値に 関して熟慮型と衝動型とで は異なっ ている， といえる， したがっ て， この結果 は仮説（ ３ ）を部分的に だが支持 している．. そして， もうひとつの有意差 は， 誤数の予測において現われていた． 衝動型の子どもは， 熟慮型 の子 どもに比べてより多くの誤数を予想していたのである．この２つの事実を結びつけて考 えると，. 衝動型の子 ども は， 熟慮型 に比べると， 「少 し」という時間の長さの手 がかりをより短い時間と解釈. し， それからより多くの誤数 を予想 しているので， このような暖昧 な手 がかり しかない仮想的 な ＭＦＦ テストの事態でも， やはりより衝動的な行動をとっていることが分る． しかし， 帰属のしかたについて は両群間で全く差がなかっ た． 当初 は， 熟慮型の反応の長さは， 誤りに対する不安が原因であれば， 「まちがえるのがこわかっ たので」という理由 に対して， 熟慮型 ではより肯定的な反応をすることを予想してみた． また， 強制的な反応の遅延が衝動的な子どもの. ４２.
(8) . 認知的熟慮性－衝動性に対する児童の価値志向性；予備的探索. 表４ 仮想的なＭＦＦテスト場面における熟慮型と衝動型の子どもの反応特徴 熟 慮 型 衝 動 型 七 値 （Ｎ＝５１ ） （Ｎ＝５ ） ７ 「 すこ. 実際にどれ位時間がかかったか. し 時間. 原 よそ見したりダラダラとやっていたので 因のて いね い によ く注意 して見 て い た ので. 帰属ま ち が える の が こわか っ たの で がかか このよ う な ゲーム は 苦 手 なので. ， この ゲー ム はとても 難 し か っ たの で. っ た 誤予 誤数は どれくらいか 。 ， 」数 の測 誤数は何個か。. 実際に何個ぐらいまちがえたか よそみしないで真剣になやってし・たので すこ 原 因のていね い によ く注意 して 見 てし・た ので し ま 帰属ま ち が える の がこわ か っ た ので ちが. このよ う なゲー ム は得意 なので. この ゲー ム はとても易 しか っ た の で え た 」 反の どれくらい時間がかかったか. 応ヱ 時ｒ 間測 実際に， どれくらいだったか. ５．６１（１．５４） ４．７０（１，６８） ２．９３＊＊ １，８２（０，６８ ） １．９５（１．６８ ） ０，９２ ２ （ ０ ） ０ ７ ３．０６ ，８１ ２．９５（ ， ） ０，７４ ） ０，９２ ２．００（０，６６ ） １．８６（０，９２ ２．１４（０．７２） ２．１９（０．８８ ） ０，３６ ） １，５５ ２．５３（０．９２） ２，２６（ ０．８６ ） ０．７０ ３，７５（１．１６） ３，８９（１．０５ ３．０８（１．０４） ３，４７（０．９１） ２，１０＊ ） ３，９３（１．３６ ） １．５４ ３．５１（１．４６ ２，７５（０．７７） ２，９８（０．７２ ） １．６５ ２，９０（０．７６） ２．８２（０．９３ ） ０．４７ ） １．７９（０．９６ ） ０．３２ １，８４（０，７６ ） ２．４０（０，７３ ） ０．８８ ２，２７（０，８０ ２，４９（０．７８ ） ２．３９（０，８４ ） ０．６６ ） ３．８１（ １，０６ ） ０．２９ ３，７５（１．１３ ４．３３（１，８０ ） ３．７９（ １，７０ ） １，６２ 半＝Ｐ＜ ０５ （ ， ，. “；Ｐ＜ ０１ ． ）. ｌ ＭＦＦ テ ス トで の 誤 数 を 少 なく す る う えで有 効 で は なく （Ｋａｇａｎ ） ｅ ｃｈ ９６６ ， Ｐｅａｒｓｏｎ ＆ 訳ｒ ，１ ， 反応 ｌ ｋ ｉ Ｈ ＆ 「 ｔ ） と考 少し時間がかか （ １ ２ えれば ９ ８ 釈しやすい ｎ ｏ ｎ ａ ａ ａ ａｇ ， の速さをより好意的に解 っ ，. た」 ことを， 「よそ見 したり， ダラダラやっ ていた」 というような注意維持の乏しさや消極的な取り 組み方に帰属させやすいのではないかとも考 えた， しかし， ここでは， このような事前の予想 は全 く裏 づ け１ られなかっ た，. ② 誤数の情報を手 がかりとした予測 と帰属. ５４ ３， ９３対３，５１ 表４に示す通り，「少 し」の誤りを衝動型は熟慮型よりも多くの誤数と考 え（ ， ，ｔ＝１．. ｔ二１．６２ が（３，７９ 対 ４，３３， ） ｎｓ） ， ｎｓ ， い ， こ れ を手 が か り に して， よ り 短 い反 応 時 間 を 予 測 し て い る. ３ ）を裏 づ けるこ ずれも有意水準には達してい ない， このように， 誤数の手がかりに関しては， 仮説（ とはできなかっ たが， 両群間の差の方向性はこれ と整合性をも つもので あることは注目 してもよい. だろう， 原因の帰属については， 反応時間の手 がかりの場合と同様 に， 両群間で全く有意差 が見られず，. 概ねよく類似 した反応のしかたをしていた， ③ 反応時間と誤数の見積りと原因帰属 との相関. 「少し」という時間の手がかりにもとづく実際の反応時間の長さの見積りと誤数の手 がかりからの 実際の誤数の見積りを基準 にして， それと５つの原因帰属の項目に対する反応との相関を求めてみ ） た （表５ ． ，６. 時間の長さの見積りと帰属 との相関では， 熟慮， 衝動の両タイ プとも有意なものはなかっ た， わ ）が認められたにすぎない， ２６，Ｐ＜． ０７ ｒ＝－， ずかに， 熟慮型で， 誤りに対する不安と弱い負相関（ つまり， 反応時間 がより長くかかっ たと考 える者ほど， 誤りに対する不安にその原因を求める傾向 が少ない， といえる． これだ けの相関の程度 から解釈をすすめるのは適当でないかもしれないが，. ４３.
(9) . 臼 井 表５. 博. 推測 した時間 の長 さと 「少 し」 時間 がかかっ たことの理由 との相関 理. 由. よ そ見 した り ダ ラ ダ ラ や っ て い た の で. ていねいによく注意して見ていたので ま ち が える の が こわ 〉か っ た の で こ のよ う な ゲー ム は苦手 な の で こ の ゲー ム はとて も 難 し か っ たの で. 表６ 理. 熟慮型（Ｎ＝５１ ） ．０９ ，０２. －．０１ ．０４. －．２６（Ｐ ＜．０７ ） ０ ５ ． ．１９. 衝動型（Ｎ＝５ ７ ）. ●. ，０１ －．１９ － －．０１. 推測 した誤数 の多 さと 「少 し」 ま ちがえたことの理由 の相関 由. よそ見しないで真剣にやっていたので ていねいによく注意して見ていたので まちがえるのがこわかったので こ のよ う な ゲー ム は得意 なの で こ の ゲー ム は， と ても 易 しか っ たの で. 熟慮型（Ｎ＝５ １ ） －．３３＊ －．４６＊＊ －．３２“ －．３３＊ －，３１＊. 衝動型（Ｎ＝５７ ） － －．２６ －．１２ ＊ ，２８ － －．０１ ．０６. （＊：Ｐ＜０． ５；“：Ｐ＜．０ １ ）. 熟慮的な反応と誤 りに対する不安を一義的に結びつ けることについてはより慎重にならざるをえな し・だ ろ う，. ところで， 誤数の見積りと帰属 の相関について見れ ば， 熟慮型と衝動型の両群間で相関のパター ンが好対照をなしているのが分る， 誤数の少なさを真剣な取り組 みに帰属させるのは両タイ プとも 同 じだが（ただし， 熟慮型 のみ有意な相関） ， その他では大きく異なっている． たとえば， 熟慮型で. は誤数の多さを注意の不足， 能力 （適性） の少なさ， 課題の難 しさに帰属 しているが， 衝動型では このような帰属 の傾向は見 られない． とりわ け対照的なのは， 誤りに対する不安への帰属 のしかた. である， 熟慮型と衝動型のそれぞれ の群内で考 えると， 熟慮的な子 ども の中では誤数を比較的多く 見積 っ た者 は， その原因として誤りに対する不安をとりたがらないのに比べて 衝動型の子 ども の ，. 中で誤数を多く見積っ た者 は， 失敗の不安を原 因としやすいということである， 別の見方をすれば， 熟慮型の子どもでは誤数 の多少を失敗に対する不安に帰属する者 は， 自分の誤数を過小評価し， 衝 動型の子どもでは反対 に過大評価するらしいのである． このことは， 熟慮型では誤数の多さを誤り に対する不安の低さに帰属させやすいのに対 し， 衝動型では， 全く対照的に誤数の多さを不安の高 さに帰属しやすいことを暗に示 してはいないだろうか， もしそうであるならば， 熟慮型では誤りに. 対する不安があるために， 誤りに対する抑制的態度が はたらき， 衝動型ではそうした不安 はより一 層の衝撃的反応を誘う （不安を回避しようとして） ので， より多くの誤数の見積りをしやすいので は な か ろ う か．. ３． 熟慮型モデルと衝動型モデルに対 する評定. ① 全体的傾向. ここで登場するモ デルは， 認知型 （熟慮型対衝動型）×課題の難易度 （難対易） の組みあわせによ り４人の子 どもとなっ ている． これら４人 のモ デル についての評定結果を検討するに先立って， モ. デル の取り組んだ課題の難易度においてちがい があるかどうかを調べてみた， 結果 は表７に示す通 り， モデルの認知型をコミにした場合， 自己および教師のいずれ の立場 からの評定 においても３つ の 性 格 特 徴のいずれにおいても評 定 値では有意差 は見出されなかっ た． 当初は， 難 しい課題 に従 ４４.
(10) . 認知的熟慮性－衝動性に対する児童の価値志向性：予備的探索 表７. モデルに対する評定；課題の難 易別の比較 平均値（ＳＤ）. 努志. 自 向 分 カ性 自 身 頭よ の 評定の さ. し 難 課 題 モ デ′. ） ７．４３（１，９４. 易 課 題 モ デ ル. ） ７．３２（１．６２ ７．０４（１．８６）. 難 課 題 モ デ ル. 易 課 題 モ デ ル 課 題 モ デ ル. ７，２１（１．５２） ４．７３（ ２，６９ ）. 易 課 題 モ デ ′ し. ４，８４（２．５６ ）. 雛 課 題 モ デ ル. ） ７．４２（２．０５. 易 課 題 モ デ ル. ７，２１（１，６６ ） ７．０１（ １，９５ ）. 魅 力 度櫛た. 教 師 努志 の 立場. 力窪. し 難 課 題 モ デ ′ と 頭よ し 易 課 題 モ デ ル て のさ 魅 の た課 題 モ デ ル 評 定 力 度鰯 易 課 題 モ デ ル. ６．９３（１．６６ ） ） ７．７４（２．５８ ７，４９（２，２１ ）. ｔ－値 ０．６３ －１，０２ －０．３３ １，２１ ０．４０ １．２６. 事することに対する暗黙の社会的望ましさが子どもの決定に反映されて， 難 しい課題 に取り組むモ デルをより好意的に評価するのではなし・か， 特に教師の側に立て ばそ うした評価をしやすし・のでは. ないかと予想 してみた， しかし， 結果を見るかぎりでは， このような予想は全く支持されなかっ た．. こうなっ た原因について後で検討することとして， ここでは以下の分析においては，２つの認知型の モデルに対する評定値では易 しい課題と難 しい課題 の２つを合成 したも のを主 に用 いることにす る，. 子ども自身の評定 努力志向性， 頭の良さ， 魅力度の３つの特性の全てにおいて， 子どもたちは熟慮型モ デルの評定 で衝動型モデルのそれよりもきわめて一貫 したかたちで有意により大とつけている（表８） ． 既に述 表８. 熟慮型モ デ ルと衝動型モ デ ルの比較 （Ｎ＝１４６ ） 平均値（ＳＤ）. 努志. 熟 慮 型 モ デ ル. ８．６４（１．９６ ）. 衝 動 型 モ デ ル. ６．１１（１．８９ ） ） ７．８６（１．８１. 自 向 分 カ性 自身の 頭よ. 熟 慮 型 モ デ ル. のさ. 衝 動 型 モ デ ル. 評 定. 魅 力 度. 教 師の努志. 力躍. 熟 慮 型 モ デ ル 衝 動 型 モ デ ル 熟 慮 型 モ デ ル. ） ６．３９（１，７４ ） ５．１９（２，２４ ４．３８（２，１１） ） ８．４５（２，０７. 立 場 とＬ頭よ. 衝 動 型 モ デ ル. てのの さ. 衝 動 型 モ デ ル. 評定 力. 熟 慮 型 モ デ ル. ６．２２（１，７９ ） ） ２，２６ ８．４０（. 衝 動 型 モ デ ル. ２，２１ ） ７．４９（. 魅 度. 熟 慮 型 モ デ ル. ） ６．１７（１，９０ ） ７．７２（１，９３. ｔ 値 １１．９０＊＊ ８．０２” ４，１２“ １１，０５＊＊ ７，４５＊＊ ６，６９＊＊ ０１ ） （”；Ｐ＜． ４５.
(11) . 臼 井. 博. ベ たように， この２ つの認知型モ デルは， とも に正答数では同数であり テス トの点数 にしたら同 ， 点 となるのだが， 頭の良さに関して熟慮型を衝動型よりも良いと評定しやすいのは実に興味深いこ. と である， 子どもたちは， 学校での日常生活の中で 「テストの点数＝頭のよさ」 という動かし難い 図 式を経験的 に形成してきているのではないかと考 えてみたが， 反応の正確さやそれに伴う慎重な. 取 り組みといっ た遂行結果以外 の課題解決行動の質的側面を頭の良さの判断の手がかりとして利用 し て い る よ う で あ る． こ の こ と は努 力 の 評 価 にも そ の ま ま あ て はま る こ と で あ る， 子 ども た ち は ，. 最 終的な到達点が同じであれば， 拙速な課題解決行動をする モデルの努力 を過小評価しやすい． 魅 力 度 に関しても， やはり熟慮型モデルに対 してより好意的である が， その差が最も小さく， かつそ. れ ぞれの標準偏差も大きいことより， 子どものこの次元の評価は努力志向性や頭のよさに比べると ず い分バ ラツキの大きいも のであること が推測される． この２つの認知型モデル の評定結果について更 に検討するために， 易 しい課題と難しい課題 に分. けて， ３ つ の 評 価 次 元 に沿 っ て そ れ ぞ れ の平 均 値 を プ ロ ッ ト し， プ ロ フ ィ ー ル化 して み た（図 １），. それぞれの評定段階を記述する手がかりのことばに即 してみると， 努力 志向性では衝動型は ３（あ ， まり努力 しない） 付近 に平均値 が来ているが， 熟慮型モデルでは， ４（すこし努力する） 付近 に来て いる． 頭のよさでは， 衝動型モデルは 「少 し頭が悪い」 とする３方向 に， 熟慮型モデルで は 「少 し 頭が良い」 とする４ に近いところに平均値が来ている． ところで魅力度では 両モデルに対する評 ， 価 はともに低く， 好ましく思っ ていない （ ２＝すきでない， ３＝あまり好きでない， ４＝すこし好き） し， 難 しい課題で は熟慮型モデルに対する評価が下がり， ２ つのモ デ ル評定値 で有意差が消 えてい. る．. ２，０. 努力志向性 （小｝. ３，Ｏ. ４．Ｏ. ３，０. ４，Ｏ. 頭 の よ さ. . 魅 力 度 （小） 《易しい課題》. ２．０. 努力志向性 （小） 頭 の よ さ. （小）. 魅 力 度 （小）. 》 《 難しい課題. 自分｛宝：８ 蕎篭董主翼ヒ. 宝蕎騒主翼 ニ ： に 教師標ニ 図１ ４６. 課 題の難易度別 の２つの認知モデル に対する評定.
(12) . 認知的熟慮性－衝動性に対する児童の価値志向性：予備的探索. 教師の立場からの評定 ここに述べてきた傾向は， 自分が担任の教師になっ たと仮定した場合の評定結果でも再現 されて いる， しかし， 魅力度については， 両方の評定値の間で大きな差をつ けている， つまり， 努力志向 ・は自分の評価を教師のそれにほとんどダブ らせているのに （努力 性と頭の良さの判断では， 子 ども 志 向 性 ：ｔ＝０．５３， ｎｓ（熟 慮 型 モ デ ル）；ｔ＝ －０，４０， ｎｓ（衝 動 型 モ デ ル） ，，頭 の 良 さ：ｔ＝１．２９，ｎｓ（熟. 慮型モ デル）；ｔ＝０．５６，ｎｓ（衝動型モデル）） ，魅力度についての教師の評定値を自分自身の評定値に ００１；衝動型モ デル， 比べて著しく好意的な方 向にズラ している （熟慮型モ デル， ｔ＝－８，９０，Ｐ＜．. ｔ＝ －８，９５， Ｐ＜，００１） ， つ ま り， 子 ども は， 教 師 は こ れ らの モ デ ル に対 し て 自 分 た ちよ り も 好 意 的 で. 寛大だと認知している， しかし， このことを認めたうえでも， 教師の２つのモデルに対する評価で 大きな差 が， 子ども自身の評価よりもむしろ一貫 した形であって， 熟慮型モデルに対 してより好ま しいとみている ことは注目 に価する と思われる． ②. 熟慮型と衝動型の子 どもの評定結果：群間の比較. 子ども自身の評定 まず， 既に仮説として述べたように， 子 どもは自分と同じ認知型のモ デルをより好意的 に評価す るかどうかを検討する ために， それぞれのモ デル に対する熟慮型と衝動型の子どもの評定結果 につ いて比べてみた． 課題の難易度と男女をコミした結果は表９に示す通りだが，上記のような予想 に反 して，２つの認. 知型モデル対する３つの特徴の次元の評 定値のいずれにおいても熟慮型 と衝動性の子どもの間で有 意差がみられなかっ た， ところが， 男女別々に認 知型の群間で差の検定を行なっ たところ， 女子に おいてのみであっ たが， 以下の特徴についての評 定値 に関して有意差が認められた， 衝動型の女子 は， 熟慮型の女子に比べて， 自分と同じ衝動型モ デル に対する 「努力志向性」 の評価ではより大き ｆ＝ ） ）対２，８１（ ０ ８２ ０．９８ いとしていた（衝動型と熟慮型のそれぞれの平均（ＳＤ）は，３．５７（ ．８８ ，ｔ＝２． ，ｄ 表９ 熟慮型と衝動型の子どもの評定結果 １ ） 熟慮型（Ｎ＝５. ） 衝動型（Ｎ＝５７. ｔ－値. ） ８．８２（２，２３ ７，９３（２．０４）. ） ８．５６（１．８７. － －０．６２ｎｓ. さ. － －０．５１ｎｓ ，. 度. ） ５，２３（２．２５. ７．７４（１．７１） ） ５．３０（２．１７. さ. ５．８２（１．６９） ６，２７（１．７０ ）. ６，０４（２．１６） ） ６，１５（１．９３. ０．５６ｎｓ －０．３３ｎｓ. 度. ） ４．３２（２．２２. ４．０９（２．１２ ）. － －０．５０ｎｓ. ８，７４（２．４７ ）. さ. ） ７．９８（２．１９ ） ８，２７（２．４７. ） ８，４０（１．９０ ） ７，５１（１．７５ ８．４０（２．１１）. －０．７６ｎｓ －１．１４ｎｓ ０．２６ｎｓ. さ. ） ５，８９（１．６６ ６，０２（１．７１）. ６．１７（２．０８ ） ） ６，０８（２．０２. 度. ） ７，１４（１．９０. ７，６０（２．３０） ＊：Ｐ＜ ０５ “：Ｐ＜ ０１ （ ，， ， ）. 熟慮 モ型. 努 力 志 向 性 自分自身 ー プ. ル. 頭. よ. の. 力. 魅. の 衝動 モ型 努 力 志 向 性 評定 ー ブ ル. 頭. の. 魅. よ. 力. 教 熟慮 モ型 努 力 志 向 性 師の 立場. ー プ ル. 頭. の. よ. 魅 力 度 と し 衝動 型 モ ての 努 力 志 向 性 評定. ー プ ル. 頭. 魅. の. よ. 力. ０．１７ｎｓ. ０．７５ｎｓ ０．１５ｎｓ １．ｌｏｎｓ. ４７.
(13) . 臼 井. 博. Ｐ ４６ ． ， ＜．０１）. 教師の立場から評定 子 ども自身の評定結果と同じく， ここでも子どもの認知型のグルー プ間で評定値に有意 は差 は見 い出されなかっ た（表９） ， しかし， 女子においては衝動型モデルの魅力度において有意差がみられ た， 衝動型の女子 は， 熟慮型の女子よりも先生は衝動型モ デルに対 してより好意的であると考 えて Ｐ い た（そ れ ぞ れ の平 均（ＳＤ）は， ４，１０（１．２２）対 ３．２６（１．３８） ， さ ら に， 同 ， ｔ＝２．１９ ， ｄｆ＝４６ ， ＜．０３）. じ女子のサンプルについて， 課題の難易別に調べてみると， 易 しい課題の熟慮型モデルに対する「頭. のよさ」 の評価において， 熟慮型の子どもは衝動型 の子 ども に比べて， 先生は熟慮型モデルの頭の よ さ を よ り 高 く 評 価 し て い る と 考 え て い た （４，００（１，１１）対 ３，３３（１．２４） ， ｔ＝ －１．９６ ， ｄｆ＝４６ ，. Ｐく．０５６ ） こした結果でも， この易 しい課題の熟慮型モデル に対する頭の良さの評 ． また， 男女コミみ 価 で は， 熟 慮 型 の 子 ども は衝 動 型 よ り も， 先 生 はよ り高 い 評 価 を して い る と考 えて い た し. ４．０８（１．１６）対 ３．６０（１，１８） ， ｔ＝ －２．１３ ． ， ｄｆ＝１０６ ， Ｐ＜，０３５）. これらのことをまとめると， 男女をコミ にしたデータ ではわず かに１項日だ けであっ たか （教師 －易 しい課題－熟慮型モデル：頭のよさ） ，女子だ けのサン プルについてみると３項目の評定結果で. 熟慮－衝動の群間で有意な （ほとんど有意な） 差が認められた， このように部分的にすぎなかっ た が， これら全ての差の方向性 は仮説として予想した通りであっ たことは特筆すべきだ ろう． つまり， 子ども は自分と同 じ認知型のモデルを， 自分とは異なるタイ プのモ デルよりも好意的に見てし・る傾 向性 は部分的にではあるが認めることはできるだろう． ③. 熟慮型と衝動型の子どものそれぞれ群内における比較. 既に全体的傾向のところで述べたと同じく （表９） ，２つの仮想的モデルに対する評価では， 熟慮 型も衝動型もともに熟慮型モデルを一貫 して３つの特性の全てにわたっ てより好意的であっ た． こ. のことは， 本研究の対象となっ た４年生ぐらいになると， 子どもの認知型を問わず して， 遂行量は 表１０ ２つの認知型モ デル の評定の群内の比較 熟. 慮. 平均値（ＳＤ）. 努志. 自 向 分自身の カ性. 熟 慮 型 モ デ ル. ８．８０（２．１４ ）. 衝 動 型 モ デ ル. 頭よ. 熟 慮 型 モ デ ル. ５．８４（１．６５ ） ８．０４（１．９０ ）. 評定の さ. 衝 動 型 モ デ ル. 魅 力 度熟 慮 型 モ デ ル. ６．３７（１．６５ ） ５．３１（２．２２ ）. 衝 動 型 モ デ ル 熟 慮 型 モ デ ル. ４．５１（２．２３ ） ８．７８（２，３６ ）. 衝 動 型 モ デ ル. ５．９８（１．５８ ）. 教 師の. 努志. 躍 立 場力. と 頭よ 熟 慮 型 モ デ ル し て のさ 衝 動 型 モ デ ル 魅 の 評 定 力度 熟 慮 型 モ デ ル. ８．３５（２，３９）. 衝 動 型 モ デ ル. １．９２） ７，２５（. ８．１０（２，１３） ６．１６（１７．０ ）. 型 ｔ－値 ８．０９“ ５．０５＊＊ ２．１４＊ ７．３５“ ５．４４“ ４．８９”. 衝. 動. 平均値（ＳＤ） ８．４８（１．８４ ） ５，９１（２．０７ ） ７．７０（１．６６ ） ６．１８（１，９９ ） ５．３５（２．２４） ４．１６（２．１２ ） ８，３５（１．８５） ６．０５（２，０９） ７．５２（１，７２ ） ５．９８（１．９７ ） ８．４４（２．１０ ） ７．５８（２．３５ ）. 型 ｔ－値 ６．６７＊＊ ４．６１＊＊ ３．８５＊＊ ６．７９“ ４．６１” ３，５０“. ＊：Ｐ＜ ０５ “：Ｐ＜ ０１ （ ．， ， ） ４８.
(14) . 認知的熟慮性－衝動性に対する児童の価値志向性：予備的探索. 少なくとも （速度は遅くとも） より正確な課題解決行動を， 遂行量は多くとも不正確なそれよりも 望ま しいものとする明白なステレオタイ プ化した信念をもっ てし・ることを示唆するものであろう．. そして， このような信念は教師も自分たちと同じよう に持っ ていると信じている， 前述したように， ２つの認知型のグループの間で比較する と，女子のサン プルで部分的ではあるが，自分と同じ認知型 のモ デルに対 していく分とも好意的態度をもつことが示されたが， それぞれの認知型のグルー プの. 中で２つの仮想モデルを比較すると， 圧倒的に熟慮型モデルを望ま しいと信じていた， ④. 熟慮， 衝動の両群内における自分－教師の評定の対応とズレ 熟慮型および衝動型の各群内で， 自分の評定と教師を想定した時の評定について比べてみた， 結 果は既 に全体的傾向のところで述べた通り， モデルの認知型のちがいにもかかわらず， 「魅力度」を 除 けば自 分－教師の評定値のズ レはほとんどない． これについては， 熟慮型も衝動型と全く共通 し. ている． そこで， 魅力度の評定値のズレについて少 し検討 してみよう， 教師は， 子ども自身 が評定 するのに比べて， より寛大な評定をする が， その寛大さの程度 （教師の評定値－－自分の評定値） に ） ついて熟慮， 衝動の両群で比べてみた（図２ ， これによると， 衝動型の子どもは， モデルの認知型 ｉ が ば無 ｔ のち し・を無視していわ 差別的に教師の評定値を底あげ （ ） しているように見 える， こ ｎｎａ ｅ. れに対 して， 熟慮型では教師の寛大傾向はいく分とも差別的であって， 衝動的モデルに対してはや や抑制 されているようである，. １．５ １. （ 教 師 ー 自分. ． ．・ ・． ．． ． ・・ ． ・ ． ． ‐. ，０ の１ ズ. レ の 大 き さ ） ０．５. 衝動型. 衝動型. 熟慮型. 熟慮型. （易）. （難）. （易）. （難）. モ デル. モ デル. モ デル. モ デル. 図２ 自分－教師の魅力度の評定値のズレ ４９.
(15) . 臼 井. 博. 表１１ 自分自身 の評定と教師の立場 としての評定 との相関. 熟慮 モ デ′. 型ル. 衝動 モ型 デ′ ル. 熟慮型（Ｎ＝５１ ） 努 力 頭. 志 向 性 よ. の. さ. 魅. 力. 努 力. 志 向 性. 頭. 魅. 度. よ. の. 力. さ. 度. 衝動型（Ｎ＝５７ ）. ＊奉 ．９５. ネネ ．８５ ＊＊ ３ ９ ．. ＊＊ ．６６ ” ７ ２ ， ＊ ２ ７ ．. ＊＊ ．７７ ＊＊ ．７９ ２ ５ ． （Ｐ ＜．１０）. 亭＊ ．８０ ＊＊ ．７３ １ ７ ．. ところで， この回帰直線の傾 きのちがいから自分－教師の評定の対応関係の大きさにも両者に差. があること が予想された， 仮説で述べたように， 熟慮的態度が重視されている学校での学習場面で は， 熟慮型の子ども はこのような教師の価値志向性をより内面化 し， 取り入れていることが予想さ れるので， ２つの評定値の相関で熟慮型の方 がより高いだろう， 表１１を見ると， 衝動型モデルに対 する両者 の相関の大 きさはほぼ等 しいのに， 熟慮型モデル についての相 関で は熟慮型 の方 が高く. ） なっている （ ３つの相関係数の平均 は，，７ ３対，５５ ． これは熟慮型の子どもは自分の心の中 に教師の 価値志向性を取り入れているとする考 えを部分的に裏づ ける証拠にならないだろうか，. 考. 察. （ １ ） 反応の速さと正確さに対する主観的基準 仮想的 な ＭＦＦ テスト場面で， 「少 し」とし・う時間と誤数についての手がかりから， 実際の時間の 長さや誤数を予測を求めた， このような手がかりの暖昧 な事態では熟慮型と衝動型の子 どものそれ ぞれの測度 についての主観的基準のちがいがより反映されやすいと考 えた，. 結果 は， 反応時間の評価 において， 熟慮型 は衝動型 に比べてより長い時間を予想していた， つま り，「少し」という手がかりから，熟慮型は時間の長さをより過大評価しやすかっ た． これは， Ｈａｔａｎｏ. ｉ（ ＆ｌ １ ）が指摘するように， 衝動型では反応 が遅くなることに対 してより厳しい評価をし ９８２ ｎａｇａｋ ていることを示唆するものである． また， 別の解釈としては， それぞれのタイ プで体内時計が異なっ て い る 可 能 性 も あ る． Ｗａｌｋｅｒ （１９８２） は， 個 人 の 反 応 の興 奮. ｉｏｎ） 過 程 ｉ ｉｏｎ‐ ｉ ｔａｔ ｔ 抑制 （ｅｘｃ ｎｈｉｂｉ. ｔ での優位性と時間評価との関連性についての研究から （Ｍｏｎ ） ｏｒ ｅ ，１９７７ ， 興奮過程が優位だと考 え. られる衝動型の子どもでは時間を過小評価する一 方で， 抑制過程が支配的な熟慮型では過大評価し やすいという仮説について， 部分的ではあるが実験的に裏 づ けている． つまり， この研究 において も衝動型の子 どもは， より早くすすむ内的時計をも っ ているのかもしれない， ） 熟慮的取り組み方に対するステ レオ・タイ プ化した社会的望ま しさ （ ２ テ ス ト の 点数としては全く等 しいが， 遂行量と正答率の２つの側面では対照的な仮想的モデルに. 対する彼 らの性格的特徴の評定において， いわゆる熟慮型モデルは衝動型モデルに比べると全ての. 特徴にわたってより望ま しく評価されていた． この傾向は， きわめて強くて， 熟慮型では無論だが，. 衝動型の子 どもにおいても， 熟慮型モデルをより好意的に見ていた， 以前の研究より， 日本の子どもでは小学校 への入学を境により急激な熟慮性の増大 がある こ とが ｉｍａ ＆ Ｚｅ ｌｎｉｋｅｒ 示 さ れ て い る （波 多 野，１９７４； Ｓａｌｋｉ ｊ ｎｄ ． こ の よ う な変 化 を ひ き お こ す ， Ｋｏ ，１９７８） ５０.
(16) . 認知的熟慮性－衝動性に対する児童の価値志向性：予備的探索. 原因としては， 一斉授業やひとつの課題 に対 して持続的に従事することに向 けての外的な圧力 など が考 えられるが， 一方 で子ども自身が自己の行動 に対する制御可能性を発達させていく中で， 熟慮 的態度なり， 価値志向性をいかに内面化 していくかとし・うことも重大な発達の側面であろう． そし て， 本研究の結果もまた強くこのことを示唆するものである． したがって， このような子 どもの価. 値志向性の獲得の発達 について取り組む必要性があると考 えられる， （ ３ ） 自 己の 認 知 型 の 自 覚 ａｗａｒｅｎｅｓｓ と 自 尊 心. 既に仮説で述べたように， 熟慮型の子 どもも衝動型の子 どもも， 自分 の認知型 ある いは自分 の ＭＦＦ テストでの遂行の特徴についてある程度の自覚をも っているとするならば， そ してこうした ｉ ｄｅａ １と相互に支 えあっ ていると仮定すれば，次のことが予想された．つま 自覚が子ども自身のｅｇｏ－ り， 子どもは自分の自尊心を維持するために， 自分と同じタイ プのモ デルに対する評価を高め， 対 照 的 なタ イ プ の モ デ ル の評 価 を 低 め る こ と が考 え ら れ た， し か し， こ こ で の デ ー タ の分 析 か ら は こ. の仮説を直接的に裏 づ けることはできなかっ た， ただし， 女子のサンプルに限定すると， 部分的に ではあるが上記の仮説を支持していた． 残念なことにここでの性差を説明するための理論モデルは. ないが， 自己の認知型についての自覚の程度が結果に作用 している可能性があるかも しれない， 自 分の実際の認知型と自分 が予想するそれとの一致とズ レについてさらに検討をすすめるとともに，. それに関して果たして 性差が見られるどうかは， 今後の検討課題となるだろう， （ ） 教師の価値志向性の内面化 ４. 自己の評定と教師にみたてた時の評定との相関係数 について， 熟慮型と衝動型を比べた場合， と. くに熟慮モデルに関 して， 熟慮型の相関の方が高かっ た， これは， 学校での社会化において熟慮型 は自分－教師の間により多くの類似性を感じ， 教師の価値志向性を取り入れ， 内面化しやすいだろ. う， とする仮説に有利 な結果といえよう． ｉ しかし， 両者の相 関の大きさは， 自己－他者の未分化性ないしは， 他者 の視点取得 ｐｅｒ ｔ ｓ ｖｅ ｐｅｃ ｉ ｔ － ａｋ ｎｇ の欠如である可能性もある， そこで，上記の結論を妥当なもの にするためにはこのような可 能性を否定しなければならない， そこで， ４年時の５月 に実施した標準学力検査（教研式）の国語の 得点について両群間で比べてみることにより， 上記の認知型のグループ間の差が問題の理解力 や自. 他の立場の理解の不足 に原因するかどうかを， 間接的にだが検討してみた． 結果は， 熟慮型の方が 有意に得点（偏差値）が高かっ た（ ３（ ）対４９． ） ３ ５３，３ ７．９７ ８４（ ８． ４６ ２７ ， Ｐ ＜，０．５）， ， ｒ＝－２． ， ガ＝１１ が これにより， 熟慮型の子どもに問題の理解や役得取得の能力 に問題 あっ たとする可能性は否定し て よ い だ ろ う．. イ寸. 記. 本研究の実験の実施にあたり， 札幌市立幌南小学校校長網千志朗先生をはじめ多くの先生方 に大 変お世話 になっ た， その先生方のお名前を以下に記させていただき， 深謝の気持を表わさせていた だきたく思う次第である， （網干志朗先生， 深田正志先生， 坂尻臣弘先生， 山口功夫先生， 吉備津博 先生， 菅恵一先生， 石崎久美子先生， 渡辺聡先生）. また， 実験の実施やデータの整理を手伝っ てくれた私共の研究室の斉藤潤子（現教育専攻科学生） さんをはじめ多くの学生の皆さんにも心より感謝申し上げる次第である， ．. ５１.
(17) . 臼 井. 博. なお， データの分析にあたっては， 北海道大学大型計算機センターの ＳＰＳＳ プ ロ グラ ム を用 い た，. 引用文献 ｉｏｎ，ａｎｄ ｔｈｅ ｄｅｖｅ ｌｏｐｍｅｎｔ ｏｆ ｉｖｉ ｌｅｃｔ ｉｏｎ－ ｉｍｐｕｌ ｉ ｌ ｔｙ Ｂａｒ ｔ ｓ ｓ ｓ ． Ｌ． Ｈ．（１９７７）， Ｒｅ ，ｃｏｎｓｅｒｖａｔ ． ＆ Ｆｏｒｄ，Ｊ ，Ｓ． ＵＶ ｌ ｉ ｉ ４ ｉ ｌ ｉ ｉ ｌ ｄ Ｄｅｖｅ ｌｏｐｍｅｎｔ ｔｙ ｔｏ ｃｏｎｔ ｒｏ ｃｏｇｎｔｖｅｔｅｍｐｏ ａｂ ． Ｃｈ ． ， ８ ，９５３‐９５９ ｉａｒ ｉｎｇ ｆａｍｉ ｌ ｉｏｎ ｏｆ ｔｈｅ ｍａｔｃｈ ｌ ｉａｂｌ ｌｏｐｍｅｎｔ ｏｆ ａ ｍｏｒｅ ｒｅ ｅ ｖｅｒｓ Ｃａｉ ｒｎｓ ， Ｄｅｖｅ ， Ｅ， ＆ Ｃａｍｍｏｃｋ， Ｔ． （１９７８） ｈ ｌ ４ ５ ５ ６ ０ １ ５ ５ ｌ Ｉ Ｐ Ｄ 一 ｆ ｉ ｔ ｅｓ ｇｕｒｅｓｔ ． ． ｅｖｅｏＰｍｅｎｔａ ｓｙｃ ｏｏｇｙ ， ， ｌｄ ｉ ｉ ｌ ｄｒｅｎ ｉ ｉ ｉ ｎｇ ｔ ｅｃｈｎｉ ｅｎｔ ｓ ｃａｎｎｉ Ｅｇｅ ｌ ｑｕｅｓ ）， Ｔｒａ ｎ ｔｈｅ ｕｓｅ ｏｆ ｍｏｒｅｅ借ｃ ｎｇ ｉｍｐｕｌ ｓ ｖｅ ｃｈ ｎｉ ， Ｃｈｉ ａｎｄ ， Ｂ，（１９７４ １ ｌ ４ ５ １ ６ ５ １ ７ Ｄｅｖｅ － ｏｐｍｅｎｔ ． ， ，. 査研究 （国立教 波多野誼余夫 （ １ ９７ ４ ） ， 熟慮性の発達・幼児・児童の発達と教育 第２報 教育研究開発に関する調 １ ‐ ４ 育研究所） ２ ， ， ，. ｉ”ｅｒｅｎｃｅｓｉ ｉｖｅ ｓ ｉ １９８２） ｔｙｌ ａｔｅｎｃｙ ａｎｄ ｔｈｅ ｎｕｍｂｅｒ ｔ ｎ ｔｈｅ ｕｓｅ ｏｆｌ Ｈａｔａｎｏ ｅｄ ， Ｔｈｅ ｃｏｇｎ ， Ｋ．（ ， Ｇ． ＆ ｌｎａｇａｋｉ ｉ Ｉ Ｒｅｓｅａｒｃｈ ｉ ｉ Ｐ ｈ ｌ ｌ ｉ ｈ ｔ ｉ ｆ ｉ ｔ Ｊ ｆ ｔ ａ ｎ ｅ ｓ ｅ ｃａ ｓｙｃ ｏｏｇ ｒ ｒｎｇ ｐｅｒ ｓｏｎａ ｙ ｃ ａｒｏｃｅｒｓ ｃｓ ｓ ａｓｃｕｅｓ ｏｒ ｎ ｅ ｏｆ ｅｒｒｏｒ ，１４５ ． ａｐ ，２４ －１５０ ． ｉｏｎ ｉｎ ｒｅＲｅｃｔ ｉｖｅ ａｎｄ ｉｅｎｔａｔ ｌ ｉ ｔｙ ｏｆ ａｃｃｕｒａｃｙ ｖｅｒ ｓｕｓｓｐｅｅｄ ｏｒ 工ｎａｇａｋｉ ， Ｇ． （１９７９）， Ｆ１ｅｘｉｂｉ ， Ｋ． ＆ Ｈａｔａｎｏ ｋ ｉ ｌ ｌ ４ １ ０ ９ ９ １ １ ０ ８ ｄ Ｍ 【 Ｓ ８ ｌ ｔ － ｉ ｌ ｄｒｅｎ Ｐ ｉｍｐｕ ｌ ｔ ｒ ｓ ｎ ｏ ｏ ｕ ａ ｅ ｒ ｃ ｅ ａ ｓ ｖｅｃｈｉ ｐ ． ， ， ． ｌ ｉ ｉ ｌ ｔｙ ｏｆ ａｎ ｉｍｐｕ ｅｍｐｏ ｓ ｖｅｔ Ｋａｇａｎ，Ｊ ｌ ｃｈ ． ，Ｌ，（１９６６）， Ｔｈｅ ｍｏｄｉ丘ａｂｉ り Ｐｅａｒｓｏｎ， Ｌ， ＆ Ｗｅ ｌ ９ ３ ６ ｉ Ｉ Ｐ ｈ ５ ７ ３ ５ ５ － ． Ｊｏｕｒｎａｌｏｆ Ｅｄｕｃａｔｏｎａ ｓｙｃ ｏｏｇｙ ， ， ｉｖｅ ｐｒｏｃｅｓｓｅｓ ）， ｉｏｎ ｉｎ ｃｏｇｎｉ ｔ ｉａｔ Ｋａｇａｎ，ｊ １９７ ０ ） ．ｌｎ Ｐ． Ｈ． Ｍｕｓｓｅｎ （Ｅｄ． ． ＆ Ｋｏｇａｎ， Ｎ．（ ，工ｎｄｉｖｉｄｕａｌ ｖａｒ ’ ｌ ｈ ｉ ｌ ｄ ｈ ｌ ２ ｉ ｌ ｆ Ｗ ｌ ｈ ｌ Ｃａｒｍｉ ｏ ｓ ｃ ｏ ｏ ｖ ｍａ ｎ ｕ ａ ｏ ｃ ｅ ｃ ａｅ ｓ ｐｙ ｇｙ ｙ ． ． ． ｌ ｌ ｉｎ ｉ ｔ ｉ ｉ ｉｍｐｕ ｌ ｉｖ Ｉ Ｂｕ ｔｙ： Ａ ｒｅｖ ｅ Ｍｅｓ ｔ ｅｗ， Ｐｓｙｃｈｏｌ ｓ ｏｇｉ ｃａ ｏｎ－ ｓｅｒ ， ，８３ ，１０２６一１０５２ ， Ｒｅ臼ｅｃ ，Ｓ． Ｂ．（１９７６） ｉｖｅ ｉｏｎｏｆｃｏｇｎｉ ｔ ｉｎｉｎｇｏｎｔｈｅ ｍｏｄｉ丘ｃａｔ ｆ ｆ ｆ ｔ ｔ ｔ ｔ ｉ 日 ９ ９ Ｔｈ ０ ｈ １ ７ ｒ ＆ ｒ ａ ｅ ａ Ｍｉｙａｋａｗａ （ ） ｏ ｓ ｅ ｅ ｃ ｅ ｎ ｏ ｇ ｙ Ｊ ｇ ． ， ， ，． ｉ Ｉ Ｒｅｓ ｉｍｐｕ ｌ ｉ ｉ ｔｙ ｅａｒｃｈ ｏｇ ｃａ ｓ ｖ ． ． Ｊａｐａｎｅｓｅ Ｐｓｙｃｈｏｌ ，２１ ，１３９－１４５. ４－ １６７ 宮川充司 （ １ ９８ ０ ） ． ， １６ ， 認知的衝動性の児童における反応の柔軟性， 心理学研究， ５１ ４ １９８ ０ ） 宮川充司・小嶋秀夫 （ ． ， 認知的熟慮性－衝動性のプロセス・モデル． 日本心理学会４４回大会発表論文集， ４２. ｌ ｉ ｌｌ ｉｎｇ ｉｏｎ－ｒｅｖｅｒｓａ ｉｍｉｎａｔ ｌｂｅｈａｖ ｉｏｒ ａｎｄ ｄｉ ａｎ Ｊｏｕｒｎａｌ ｅａｒｎ ｏｖ Ｍｏｎｔａｒｅ ｓ ｃｒ ） ． Ｐａｖ ， Ｈｕｍａｎ ｔｅｍｐｏｒａ ， Ａ．（１９７７ ｉ ２ ３ ２ ２ ４ ６ １ ２ ｌ ＩＳｃ － ｃａ ｅｎｃｅ ｏｆ Ｂｉｏ ｏｇｉ ． ， ， ｉ ｌ ｉ ｉ ｔ ｓ ｒａｅ ｉｍａ ｌ ｃａｎ ｌｋｉｎｄ ｖｅ ｔｅｍｐｏ ｉｎ Ａｍｅｒ Ｓａ ｎｉｋｅｒ ，Ｊａｐａｎｅｓｅ ａｎｄ ｌ ， Ｃｏｇｎｉ ， Ｔ，（１９７８） ， Ｈ， ＆ Ｚｅ ， Ｎ，Ｊ り Ｋｏｊ ｌｏｐｍｅｎｔ ｌ ｄ Ｄｅｖｅ ｌｄｒｅｎ ｃｈｉ ． ， Ｃｈｉ ，４９ ，１０２４－１０２７. ７９年版， 金子書房， １ ９ ９ ） 臼井 博 （ ７ ， 認知型． 日本児童研究所編， 児童心理学の進歩 １９ 発達心理学の展開 ２ａ） 臼井 博 （ １ ９８ ， 新曜社． ， 認知型． 詫摩武俊・飯島婦佐子編， 本教育心理学会第２ ４回総会発表論文集，４２ ２ 縦断的分析 日 ｂ 認知的熟慮性－衝動性に関する 臼井 博 （ ） １９８ ２ ， ， －４２３ ， ｉｍａｔ ｉｏｎ ｂｙ ｙｏｕｎｇ ｂｏｙｓ ｉｍｅ ｅｓ ｉ ｉ ｉ ｔ ｔ Ｗａ ｌｋｅｒ ｖｅ ｔ ｅｍｐｏ ａｎｄ ｔ ｓｏｎ ｏｆ ｃｏｇｎ ， ， Ｃａｍｐａｒ ， Ｎ． Ｗ．（１９８２） ｌ ｌ ｌ ａｎｄ ＭｏｔｏｒＳｋｉ Ｐｅｒ ｓ ｃｅｐｔｕａ ． ，５４ ，７１５－７２２ ｉｎｇ ｆ ｉｏｎ－ｐｒｏｃｅｓｓ ｉｖｉ ｉｏｎ－ ｉｍｐｕｌ ｔｙ ａｎｄ ｉｎｆｏｒｍａｔ ｒｏｍ ｔｈｒｅｅ ｉ ｔ Ｗｒ ｉ ｓ ｒａ ｅｔ ｓ ｇｈｔ ， Ｒｅ負ｅｃｔ ， Ａ． Ｇ，（１９７７） ．Ｃ， ＆ Ｖ１ ，Ｊ ｉ ｉ ｈ ｌ Ｃ Ｔ ｈ ｉ ｈ Ｈ Ｃ ｉ ｔ ｔ ｔ Ｆ ｉ Ｅ ｄ ｌ ｔ ｓ ｔ ａ ｒ ｅ ｓ ｏｍａ ｆ ｌ （ ） ｅ ｒ ａ ｃ ｖ ｉ Ｍ ｒ ｎ ｏ ｎ ｗ ｅ ｙ ｔｏ ｎ ｙｐ ． ｎｅ ｙｅａｒｓｏ ａｇｅ ． ． ．， ｎ ｅ ｖ ． ｎ ． ｎｅ. ‐ １９ ４ １ 山崎 晃 （ ９７ ６ ） ， ， １９０ ， 認知スタイルの変容に関する発達的研究， 教育心理学研究， ２４. ｌｄｒｅｎ ｉｖｅ ｓ ｉｏｎ ａｎｄ ｃｏｇｎｉ ｔｙｌｅ ｉｎ ｃｈｉ ｔ ｔｅｎｔ ｅ ＆ Ｍ． ｆ ｆｒｅｙ Ｚｅ ｌ ｎｉｋｅｒ ．ｌｎ Ｇ． Ａ． Ｈａｌ ． Ｅ，（１９７９）， Ａｔ ， ＵＶ ， Ｔ． ＆ Ｊｅ Ｐ １ Ｐ Ｄ ｌ ｉ ｄ ｉ ｔ Ａ ｉ ｒ ｔ Ｃ ｓ Ｌｅｗｉ Ｅｄｓ ｔ ｔ ｔ ｅ ｎ ｕ ｍ ｅ ｓ ｅ ｖ ｅ ｏ ｍ ｅ ｎ ａ ｎ ｅ ） ｅ ｎ ｏ ｎ ｎ ｖ ｓ（ ｏ ｐ ｇ ． ． ．， （本 学助教 授 札 幌分 校）. ５２.
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