人形の認知（2） : 幼児による類似性の判断

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(1)Title. 人形の認知（2） : 幼児による類似性の判断. Author(s). 奥山, 洌. Citation. 北海道教育大学紀要. 第一部. C, 教育科学編, 43(2): 83-90. Issue Date. 1993-03. URL. http://s-ir.sap.hokkyodai.ac.jp/dspace/handle/123456789/5251. Rights. Hokkaido University of Education.

(2) . ３巻第２号北海道教育大学紀要（第１部Ｃ）第４ｌｉｏｎＩＣ）Ｖｏｉｏｎ（ＳｅｃｔｔｙｏｆＥｄｕｃａｔｌｏｆＨｏｋｋａｉｄｏＵｎｉｖｅｒｓｉｉｏｕｍａ ‐４３ ‐２，Ｎｏ. 平成５年３月Ｍａｒｃｈ，１９９３. 人形の認知（２）幼児による類似性の判断. ｉｏｎｏｆＤｏＲｅｃｏｇｎｉｔｌｌ２）ｓ（ｈＳｉｉｌｉｄｔｔｔＪ－－Ａｕｇｅｍｅｎｏｎｅｍａｒｙｂｙｌｎｆａｎｔｓ. 奥. 例. 山. 問. 題. われわれは先に，小・中学生，および大学生を対象とする人形の図形についての類似性の判断の実験を行った．用いた図形は３種類の腕部の要素と３種類の脚部の要素を組み合せて得られる９種類である．これらのうちの１個を順次標準図形とし，残り８個について類似性にもとづくＪ順位づけを行わせた‐ その結果，小学生低学年から大学生にいたるまで安定した認知構造がほぼ同一の形式で存在すること，ならびに刺激選択の方略が標準図形と共通する要素を含む図形を優先して選択す９２ａ）る段階へむけて年齢にともない変移することを確認した（奥山，１９．また，継続して追求すべ）実物の人形を３２）就学前の子ども達に対する接近，（き課題として，（１）反応系列全体の分析，（）については同じ資料を対象とした分析をすで１提示する必要性などの諸点を指摘している．課題（に行い，標準図形の脚部と同一の要素を含む図形を選択する方略が優勢であり，この傾向は年齢と２）と（３）に関連して，実物の９９２ｂ）ともに増大することをみている（奥山，１．本研究では課題（人形についての類似性の判断を幼児に求めることとする．幼児を対象とすることにより，先の報告ではすでに安定した状態にあった認知構造の形成過程を知ることが期待できるであろう．また実物の人形を用いることにより，紙面上の図形を素材とした先の報告の疑似現実的な側面を改善することができよう．類似性の判断にもとづき順位づけを求めるという基本的手続きは踏襲するが，いったん順位づけが与えられた人形は被験者の視野から除去するように手続きの一部を改変した．. 方. 法. ４名，および釧路市釧路市内私立Ｇ幼稚園の年長クラスの幼児１６名，年中クラスの幼児１内共同保育所Ｄ保育園の年長クラスの幼児７名，年中クラスの幼児８名，年少クラスの幼児５名，合計５０名を対象として実験を行った．これらの結果のうち記録の不備な者３名，課題が未達成な者被験者. ３名，計６名を除く合計４４名の資料を数値的分析の対象とした（表－１） ‐ 年中児として表記した幼児の年齢は３才１１月から５才３月までの範囲を含み，平均年齢は４才９月である．年長児として表記した幼児の年齢は５才４月から６才３月の範囲を含み，平均年齢は５才１１月である‐ ３名の未８３.

(3) . 奥山. 達成児についてはこれらとは別に事例的にみることとした．人形. 木製の人形９個を用いた‐ 人形の形は，い. ずれも２５ｍｍ×２５ｍｍ×２５ｍｍの大きさの立方. 例. 表－１数値的分析の対象とした被験者人数年齢群年中児年長児性別平均年齢４才９月５才１１月. 計. 形１８個をもって構成された．これらの立方形を組. 男子女子. ，１１１. ，２０１. ２３２１. み合わせて人体の頭部（立方形１個），胴部（同じ. 計. ２２. ２２. ４４. く９個），お，２本の腕部（同じくそれぞれ２個）よび２本の脚部（同じくそれぞれ２個）を表す要. 素を構成し，さらにそれぞれの要素を合体して１個の人体を表す人形を構成した．腕部の要素（以下要素Ａ）は，人体の腕を左右に水平に伸ばした姿勢，上に垂直に伸ばした姿勢，前方に水平に伸ばした姿勢を表す３種類があり，これらをそれぞれＡ，，およびＡ３とする．脚部の要素（以下，Ａ２要素Ｌ）は，人体の直立静止の姿勢，中腰の姿勢，および脚を前方に伸ばした座位の姿勢を表す３種ＬＡＬ類があり，これらをそれぞれＬ，，Ｌｚ，．および３とする．このような要素 ‐および ‐を組み合わせ. １｝（ＡＬＡ．Ｌ３ＬＡ３Ｌ，てＡ，Ｌ，，Ａ２Ｌ３，およびＡ３Ｌ３の９個の人形が得られた．，Ａ，Ｌ２，Ａ２Ｌ２，３２，，Ａ２，，. Ｌ３）ｏｏｍｍ（Ａ．）人形の最大長は１５０ｍｍ（Ａ‐Ｌ．，最大幅は１７５ｍｍ（Ａ，ＬＪ，最小幅は，最小長はｌ）で，いずれの重量もおよそ１５０ｇであった‐ １２５ｍｍ（Ａ２Ｌ．およびＡ３Ｌ．. 実験者は机を隔てて被験者と対座した．机上には前後左右の間隔をおよそ５０ｍｍとした３行３列の配列に人形を置いた．その際，脚部の要素が共通である３個づつの人形を被験者の２）視線に対して直角に置く配列（横配列）と平行に置く配列（縦配列）を被験者毎に変えて配置した（．実験手続き. 被験者が着座した後，あらかじめ配置した机上の人形から１個をとって被験者に手渡し，次の教示「を与えた．「この人形をよく見て下さい」．こちらにたくさんの人形があるでしょう．手に持っているお人形と一番よく似ている人形はどれかな？一つだけ探して教えて下さい」．被験者が１個を指示「するのに応じてただちにそれを机上から取り除き，続いて次の教示を与えた．一つ少なくなったね．残りの人形の中で手に持っている人形と一番よく似ている人形はどれかな？一つだけ探して教えて下さい」．この手続きを机上の８個の人形が全て取り除かれるまで反復した．これによって，１個の人形を標準刺激とし残りの８個を比較刺激として，標準刺激に対する類似性の程度に応じて比較刺激が順位づけられることになる．８個の人形が全て順序づけられると，ただちに人形を机上に再び並べ，同じ手続きで全ての人形が標準刺激となるまで続けた．標準刺激の指定の順序は被験者毎にランダムに変えられた．実験中の反応はビデオにより記録した．実施時期１９９２年７月１４日より１９９２年７月２１日まで，個別的に行った．. 結. 果. 順位１の分析それぞれの人形が比較刺激として順位１を得た頻度により類似性の判断の傾向を分析する．比較刺激をＬを基準として群化した場合と，Ａを基準として群化した場合の結果を表－２‐１および表－２．２に示す．これらの数値は，例えば表－２‐１の第１行第１列は標準刺激Ａ・Ｌ・に対して比較刺激Ａ２Ｌ，およびＡ３Ｌ，が第１順位として選択された頻度の合計の値で，同時に標準刺激と共通する要素Ｌ，が選択された頻度に対応する．同じく第１行第２列はＡ，Ｌ２，第１行第３列は，Ａ２Ｌ２，およびＡ３Ｌ２Ａ，Ｌ３，Ａ２Ｌ３，およびＡ３Ｌ３が第１順位として選択された頻度の合計の値である．比較刺激群の間の８４.

(4) . 人形の認知（２）幼児による類似性の判断. 差は等分布仮説にもとづき検定し，年齢群の間の差は独立性の検定を行った．年齢差Ｌを基準とした群化の場合には年齢群の間の差はいずれの標準刺激についても認められず，Ａ．を基準とした群化の場合には標準刺激Ａ２Ｌ２に対する反応にのみに認められた（Ｃｈｉｓｑ‐＝１１‐３６）．傾向としての差はＡを基準とした群化の標準刺激Ａ．Ｌ２（Ｃｈｉｓｑ，ｄｆ＝２ ‐＝５‐１１５，ｐ＜‐０１，ｄｆ＝２Ａｆｄ＝２＜１０）にい認おてめらたれｐ ‐＝５‐３５６，ｐ＜－１０）および３Ｌ，（Ｃｈｉｓｑ，， ‐ ‐. Ｌを基準とした群化. 年中児の場合，いずれの標準刺激に対する反応も偏りがみられなかった．年長ｉｓｑ．＝７‐２２２ｉｓｑ）およびＡ３Ｌ３（Ｃｈ児の場合，標準刺激Ａ，Ｌ３（Ｃｈ．＝７‐３８２，ｄｆ＝２，ｐ＜‐０５，ｄｆ；２， × ＜０）に対する反応に偏りがみられたＬ３５しかし２２分割表でみた場合ｐ ‐ ‐ ，それぞれにおいてＡ．に対する優勢な選択は確認されなかった．Ａを基準とした群化多数の標準刺激について反応の偏りが認められ，また２ × ２分割表でみた場合にもそれぞれの関連要素に対する優勢な選択が確認された‐ 以下に標準刺激毎の結果をみる．Ａ，Ｌ，年中児の場合，反応の偏りが認められた（Ｃｈｉｓｑ‐＝６‐９５２，ｄｆ＝２，ｐ＜．０５）．２ × ２分割表でｉｓｑ‐＝６‐６５４みると比較刺激群Ａ，Ｌ） ‐が多く選択された（Ｃｈ，ｄｆ＝１，ｐ＜‐０１．年長児の場合，反応のｓｄｆｉｑ・× ２分割表でみると比較刺激群Ａ．Ｌ）．２偏りの傾向が認められた（Ｃｈ．＝５．３１２，＝２，ｐ＜‐１０．ｉｓｑ‐＝５‐２４６が多く選択された（Ｃｈ）．，ｄｆ＝１，ｐ＜．０５Ａ２Ｌ．年中児の場合，反応の偏りが認められ（Ｃｈｉｓｑ．＝１４‐７８１），ｄｆ＝２，ｐ＜‐０１，比較刺激群Ａ２Ｌ‐ ｆｉｓｑｄが多く選択された（Ｃｈ＝１２０７９１＝１＜０）年長応児の場合反の偏りの傾向が認められ． ‐ ，，ｐ ‐ ．，ｉｓｑ‐＝５‐３１２（ＣｈＣｈｉｓｑ‐＝５‐２４６，ｄｆ＝２，ｐ＜‐１０），比較刺激群Ａ２Ｌ．が多く選択された（，ｄｆ＝１，Ｐ〈‐０５）．. Ａ３Ｌ，年中児の場合，反応の偏りは認められず，比較刺激群Ａ３Ｌ ‐が多く選択されることもなかっｆｉｓｑ‐＝６．９５２ｄた．年長児の場合，反応の偏りが認められ（Ｃｈ＝２），，ｐ＜‐０５，比較刺激群Ａ３しが多ｉｓｑ‐＝６‐６５４く選択された（Ｃｈ）．，ｄｆ＝１，ｐ＜‐０１Ａ，Ｌ２年中児の場合，反応の偏りは認められず，比較刺激群Ａ，Ｌ．が多く選択されることもなかっｆｉｓｑｄた．年長児の場合，反応の偏りが認められ（Ｃｈ＝６２２９＝２． ‐ ，，ｐ＜．０５），比較刺激群Ａ，Ｌ‐ が多ｉｓｑ．＝４‐００９く選択された（Ｃｈ，ｄｆ＝１，ｐ＜二０５）．Ａ２Ｌ２年中児の場合，反応の偏りが認められ（Ｃｈｉｓｑ），比較刺激群Ａ２Ｌ‐ ．＝１３‐７３３，ｄｆ＝２，ｐ＜‐０１ｓｄｆＣｈｉが多く選択された（）‐ 年長児の場合，反応の偏りは認められず，比ｑ ‐＝１０‐０２８，＝１，ｐ＜‐０１較刺激群Ａ２Ｌ．が多く選択されることもなかった．ＬＡ３２年中児の場合，反応の偏りの傾向が認められ（Ｃｈｉｓｑ） ‐＝５．３１２，ｄｆ＝２，ｐ＜‐１０，比較刺激群Ａ３ＬｓｆｄＣｈｉが多く選択された（＝５２４６＝１＜）年長０５反児の場合応の偏りの傾向が認めｑ ‐ ‐ ‐ ，，ｐ ‐ ．，ｉｓｑられたが（Ｃｈ），比較刺激群Ａ３Ｌ‐ が多く選択されることはなかった． ‐＝５‐２８５，ｄｆ＝２，ｐ＜‐１０Ａ．Ｌ３年中児の場合，反応の偏りは認められず比較刺激群Ａ，Ｌが多く選択されることもなかっ，た．年長児の場合，比較刺激群Ａ．Ｌｉｓｑ‐＝２．９３３が多く選択される傾向があった（Ｃｈ ‐ ，ｄｆ＝１，ｐ＜．１０）．. 、. Ａ２Ｌ３年中児の場合，反応の偏りが認められ（Ｃｈｉｓｑ‐＝１０‐０２８），比較刺激群Ａ２Ｌ．，ｄｆ＝２，ｐ＜‐０１ｓｆｄＣｈｉが多く選択された（）．年長児の場合，反応の偏りの傾向が認められｑ ‐＝１０．０２８，＝１，ｐ＜．０１ｉｓｑ‐＝４‐９６７（Ｃｈ），比較刺激群Ａ２Ｌ．が多く選択された（Ｃｈｉｓｑ ‐＝４‐００９，ｄｆ＝２，ｐ＜‐１０，ｄｆ＝１，ｐ＜‐ ）．０５. Ａ３Ｌｉｓｑ‐＝５‐３１２），比較刺激群３年中児の場合，反応の偏りの傾向が認められ（Ｃｈ，ｄｆ＝２，ｐ＜‐１０Ａ３Ｌｆ＝１）５ ‐が多く選択された（ＣｍＳｑ ‐＝５‐２４６，ｄ，ｐ＜‐０．年長児の場合，反応の偏りの傾向が認めｄｆｉｓｑＡＬられ（Ｃｈ＝５６７６１＝２＜０）比較刺激ｉｓｑ群３ ‐ が多く選択される傾向があった（Ｃｈ ‐ ‐ ，，ｐ ‐ ， ‐＝８５.

(5) . . 奥山. 劉. １類似性の判断：Ｌを基準とした比較刺激の群化表－２．比較刺激として順位１（最大８）を得た頻度（％）群内の差は等分布仮設の検定、群間の差は独立性の検定。年齢群較刺激灸・刺激. Ａ２Ｌ２Ａ３Ｌ２. Ａ，Ｌ３Ａ２Ｌ３. Ａ３Ｌ３. ）９（４）５（２２‐７０‐ ９）３（６）１３（５９１１３‐ ‐. ）１０（４５‐５. ８（３６．４）. Ａ‐Ｌ３３６．４）８（）６（２７．３）４（１８．２. 群内の差、群内の差ｎｓ．．ｎｓ．．ｎｓ．．. ４０９）９（．. ）７（３１．８. ｓｎ．．. ）３（）１１（５００１３．６．. ４）８（０‐ ９. ｎｓ ‐ ．. ）６（２７３ ‐. ）６（２７．３）１０（４５．５１８．２）１１（）４（５０．０９９（４０）１（）３（１３６）０４５５ ‐ ．．）４（１８‐２）２２‐７）１３（５９．１５（）６（２７．３）７（３１．８. ｎｓ．．ｎｓ．．ｎｓ．．ｎｓ ‐ ‐. Ａ‐Ｌ．６（２７‐３）６（２７‐３））７（３１．８１３３（．６））１８．２４（）３１３．６）１４．６４（１８．２）. 年長児Ａ．Ｌ２りにリハ０にＪｎｖ＾＝ｖにＵＡＩにりに．ー．・・・，．・. Ａ３Ｌ．. Ａ．Ｌ２. 年中児Ａ．Ｌ２. ．・．．・・．・ー. ＡまＬまＡ２Ｌ．. Ａ．Ｌ，. １１（５０‐ １０（４５－３６．８（１０（４５．１０（４５．４５．１０（１２（５４‐ １０（４５．. ６）１１（５０１（４－．. Ａ．Ｌ３）５（２２．７）６（２７．３）７（３１．８）９（４０‐９）８（３６‐４）９（４０‐９）９（４０‐９）８（３６‐４）１０（４５‐６. 群内の差群間の差ｎｓ．．ｎｓ．．ｎｓ．．ｎｓ．．ｎｓ． ‐ ｎｓ．．ｐ〈・０５ｓｎ ‐ ．ｐ〈二０５. Ｓｎ．．ｎＳ．．ｎＳ．・Ｓｎ ‐ ．ｎＳ ‐ ・ｎＳ．・ｎｓ．・ｎＳ．・ｎｓ．．. ２類似性の判断：Ａを基準とした比較刺激の群化表－２ ‐ 比較刺激として順位１（最大８）を得た頻度（％）群内の差は等分布仮設の検定、群間の差は独立性の検定。. 標準刺激Ａ，Ｌ，Ａ２Ｌ，Ａ３Ｌ，Ａ，Ｌ２Ａ２Ｌ２Ａ３Ｌ２Ａ．Ｌ３Ａ２１４Ａ３Ｌ３. 年長児. 年中児. 年齢群比較刺激. Ａ，Ｌ．）１４（６３－６１（４．６））３（１３－６４５．５）１０（－４（１８‐２）１０（４５‐５）１３‐６）３（）４（１８‐２. Ａ２Ｌ．. Ａ３Ｌ．. ２２．７１３‐６））３（５（１３‐６））３（１８（８１．８）９（４０‐９）１０（４５．５）４（１８．２）８（３６‐４）６（２７．３）１６（７２‐７２２‐７）１３（５９．１）５（）３１．８２２．７）７（５（）１６（７２‐７）３（１３．６）２２．７）１３（５９．１５（. 群内の差. Ａ．Ｌ．. Ａ２Ｌ．. Ａ３Ｌ．. ））４（１８．２２２‐７５９．１）５（ｐ＜．０５１３（））４（２２．７１８．２５９‐１）１３（ｐ＜．０１５（）１４（６３．６）１３‐６２２‐７）３（５（ｎｓ．．））８（３６．４）２（９．１１２（５４‐６ｎｓ．．））４（１８．２４０．９）９（４０‐９ｐ＜．０１９（））１０（４５－５４５．５）１０（ｐ＜．１０２（９‐１））５（２２．７）６（２７．３５０．０１１（ｎｓ．．）３１・８）７（）１２（１３，６５４．６Ｐ＜‐０１３（））９（）１１（５０‐０４０．９ｐ＜．１０２（９．１. 群内の差群間の差ｐ＜‐ｌｏｐ＜‐ｌｏｐ＜．０５ｐ＜．０５ｎｓ．．ｐ＜．ｌｏｎｓ．．Ｐ＜．ｌｏｐ＜．０５. ｎｓ．．ｎｓ．．ｐ＜．１Ｏｐ＜．１Ｏｐ＜．０Ｉｎｓ ‐ ．ｎｓ ‐ ．ｎｓ． ‐ ｎｓ．．. ‐９３３，ｄｆ＝１，ｐ＜．１０）．. ラスター分析それぞれの人形が比較刺激として得た順位の値により刺激間の非類似度を表すこととすると，任、の２個の人形は一方が標準刺激である場合と他方が標準刺激である場合の２回の比較が行われてる．そこで，人形の対毎に得られる２つの順位づけの結果を平均した値が表‐３‐１および表－３‐２示す年齢群毎の非類似度行列である．これらを対象として最短距離法によるクラスター分析をった．非類似度の増加にともなう年齢群毎のクラスター融合の過程を以下にみることにする（数は融合時の非類似度）．２‐７０４６）ＡＬ）２が最初に融合し（中児Ａ２Ｌ２，３個の刺激から ‐４０９１，これにＡ２ＬＩが加わり（，２３）２‐７９５５るクラスターを構成した．これとは別にＡ３Ｌ２，，Ａ３Ｌ３が融合してクラスターを構成し（融合して４個の刺激からなるＬＡ成し２）（３３１８これらはが融合してクラスターを構たＡ，Ｌ２ ‐ ，，，３ＡＬ）３３‐７２７）３‐ ３８６４ラスターを構成した（，．２個のクラスター，ならびに３，が同時に融合して後（た）すなわち以下の構造が認められ３９７７３後にＡ，Ｌ．が加わった（． ‐ ．ＡＬ），Ａ．Ｌ，Ｌ），（Ａ．Ｌ２），（（Ａ３Ｌ２（（Ａ２Ｌ２），Ａ２Ｌ．．，Ａ，Ｌ），３．，Ａ３３，Ａ２Ｌ３. ）２‐ ）が加わっ２‐５４５５６３６４２‐５０００）長児Ａ２Ｌ３，Ａ３Ｌ２（，これにＡ２Ｌ２（，Ａ３Ｌ３が最初に融合し（２．７）５００．これ４個の刺激からなるクラスターを構成した．これとは別にＡ，Ｌ２３が融合し（，，Ａ，Ｌ.

(6) . 人形の認知（２）幼児による類似性の判断. ２．８１８２）力功ロわって３個の刺激からなるクラスターを構成した．先の４個の刺激からなるにＡ．Ｌ．（），最後にＡ２Ｌ．が加わったクラスターにＡ３Ｌ，が加わって後（３．２２７３），これらは融合し（３‐３１８２. ３（） ‐５６８２．すなわち以下の構造が認められた．. （（（（. ），Ａ３Ｌ，），（，Ｌ２），Ａ．Ｌ，）），Ａ２Ｌ，），Ａ２Ｌ２），Ａ３Ｌ２２Ｌ３，Ａ，Ｌ３，Ａ３Ｌ３．. 関連要素選択の連の長さ比較刺激となった８個の人形のうちの２個は標準刺激となった人形と共通する要素（以下関連要素）Ａを含み，２個は関連要素Ｌを含む．残りの４個の人形は関連要素を含まない．１個の標準刺激に対する順位づけの形式は，これらの条件を満たす順列の種類だけあり得る．ここでは，類似性の判断が関連要素の客観的存在に規定される傾向をみるために，試行の冒頭より連続してｋ回）関連要素を含む刺激を選択する反応に注目した．所定の反応が生じる毎に得点１を（０＝＜ｋ＝＜４与え（最大値は標準刺激の数に等しく９），それぞれの平均値を示したのが表－４である．ｋ＝４おｔ＝２‐ よびｋ＝２の場合に年齢群間の差が認められた．ｋ＝４についての得点は年長児で高く（６０９，ｄｆ＝４２ｔ＝２‐４６９），ｋ＝２については年中児が高い（，ｐ＜‐０５，ｄＦ＝４２，ｐ＜‐０５）．加齢にともない，関. 連する要素を含む人形を優先的に選択する傾向が強まるといえる．. 未達成者の事例３名の未達成者はいずれもＤ保育園の年少クラスの幼児である．以下にこれらを事例的にみることとする．「事例１女児（３才４月）．教示に対してワカンナイ」とのみ応答した．開始１分後に順位づけの表－３ ‐１非類似度行列（年中児）非類似度（最大８）の和の平均. Ａ，Ｌ，Ａ２Ｌ，Ａ３Ｌ，Ａ，Ｌ２Ａ２Ｌ２Ａ３Ｌ２Ａ，Ｌ３Ａ２Ｌ３. Ａ２Ｌ，. Ａ３Ｌ．. Ａ．Ｌ２. Ａ２Ｌ２. Ａ３Ｌ２. Ａ，Ｌ３. Ａ２Ｌ３. Ａ３Ｌ３. ４－７２７. ４．４５５４．２９５. ３‐９７７５‐５００５‐３８６. ５‐５６８２‐７０５４‐９７７４．１５９. ５．６３６４‐５２３３．７２７４．５９１３．７７３. ４．０９１５．５９１５．６１４３－３１８４‐７７３５．０００. ５‐７０５３‐０２３５‐４０９５－１３６２‐４０９４‐４３２４‐２９５. ５‐９０９５‐５６８４‐０６８５‐１３６４‐６１４２‐７９５３．３８６３‐７２７. ２非類似度行列（年長児）表－３．非類似度（最大８）の和の平均. Ａ．Ｌ．Ａ２Ｌ．Ａ３Ｌ．Ａ．Ｌ２Ａ２Ｌ２Ａ３Ｌ２Ａ，Ｌ３Ａ２Ｌ３. Ａ２Ｌ．. Ａ３Ｌ．. Ａ．Ｌ２. Ａ２』. Ａ３Ｌ２. Ａ，Ｌ３. Ａ２Ｌ３. Ａ３Ｌ３. ４‐０６８. ４‐１８２３‐９７７. ２－８１８５－４７７５．８４１. ６０００３－５６８５．５６８３．４０９. ６．２５０５．５２３３－２２７３．３８６２－７２７. ４．２９５５．８１８６．３４１２－７５０４‐９５５５‐２９５. ６．２７３３‐５６８６‐１３６５‐５２３２‐５４５４－２９５３．４７７. ６‐２０５５‐５００４‐１５９５－６８２４‐７０５２－６３６３．３１８２‐５００. ８７.

(7) . 奥. 山. 劉. 表一４関連要素選択の連の長さ０＝＜ｋ＝＜４）関連刺激が選択されたとき、試行の冒頭よりｋ個（. 得点１を与えた。数値は平均（標準偏差）。最大値は標準刺激の数に等しく９である。. 年増群. 雷雲霧ち. 雲星場（２. 備考. ３２Ｉ０. ）０．８２（ＬＩ９２１‐８６（１‐２５４）３‐４６（１－６１６）Ｌ９１（１．１３４）０‐９６（１．２２４）. ）２．０５（１‐７９６２－３６（１．２９８））２．２７（１‐４８３）１．５５（１‐２６９）０．７７（１‐０４１. Ｐ＜０‐０５ｎＳ．．Ｐ＜０‐０５ｎＳ．．ｎＳ．．. 手続きを打ち切った．机上に人形２個を置き，実験者が人形１個を持ち「このお人形さん，どっちに似ている？」と教示した．被験者の視野の右側の人形を指さす反応を得た．同様の手続きで二者. 択一の選択を７回求め，いずれも被験者の視野の右側の人形を指さす反応を得た．実験開始２分４５秒後に実験を打ち切った．０秒女児（４才０月）．教示に対して言語的応答も指さし反応も得られなかった．開始１分３後に順位づけの手続きを打ち切った．事例１と同様の二者択一の選択を２回求めたが，いずれにつ事例２. いても言語的応答ないし指さし反応を得られなかった．実験開始３分３０秒後に実験を打ち切った．ＡＬ，Ａ３Ｌ事例３女児（４才・２月），を指さすが，以降の教．最初の標準刺激Ａ３Ｌ２について順次２２５秒後，標準刺激Ａ３Ｌ２についての試行を打ち切っ示に対しては「ナイ」と応答した．試行開始２分１ＡＬ，Ａ２Ｌ２を指さすが以降の教示に対しては「ナた．次の標準刺激Ａ３Ｌ．について順次Ａ，Ｌ，，２，，０秒後，試行を打ち切った．第３の標準刺激ＡＩＬイ」と応答した．試行開始１分２Ｉに対してＡ２ＬＩを指さしたが，それに続く教示に対して「ヒトツシカナイ」と応答した．実験者がＡ，Ｌ３を指さして「これは似てないもと教示した．被験者はＡ．Ｌ．の一方の脚部を左手でにぎり，他方の脚部を右手で指さして「ダッテコウナッテルモン」と応答した．Ａ３Ｌ，の選択を示唆する教示に対しては「コノテガニテナイ」と応答し，Ａ，Ｌ２の選択を示唆する教示に対しては「アシガナガクナイ」と応答した．試行開始１分３０秒後，試行を打ち切った．以下，同様に１回の試行において１ないし４個の人形の順位づけを行うが，以降は「ナイ」と応答したため，その度毎に試行を打ち切った．９回の試行で合計２４個の人形が選択されたが，１個を除く２３個が全て関連要素を含む人形であった‐. 考. 察. 類似性の判断で順位１を得た頻度について分析した結果，要素Ｌを基準として群化した場合にＡＬは，標準刺激Ａ，Ｌ３，および３３に対する年長児の反応の分布に偏りがみられた．しかし関連要素Ｌを含む比較刺激を優先して選択する傾向は確認されなかった．これに対して要素Ａを基準として群化した場合，年中児では標準刺激Ａ，Ｌ，，Ａ２Ｌ２，およびＡ２Ｌ３に対する反応で分布に偏りが，Ａ２Ｌ，みられ，またこれらに加えてＡ３Ｌ２，およびＡ３Ｌ３に対する反応で関連要素Ａを含む比較刺激を優先. して選択する傾向が確認された．年長児では標準刺激Ａ３Ｌ・，ＡＩＬ２に対する反応の分布に偏りがみＬＡＬＡＬＡられ，またこれらに加えて．，，２，，および２３に対する反応で関連要素Ａを含む比較刺激を優先して選択することが確認された．われわれの被験者の場合には人形の腕部の形状を手がかりとして類似性を判断する傾向が優勢であるといえる．８８.

(8) . 人形の認知（２）幼児による類似性の判断. 年齢群の間の差は，Ａを基準として群化した場合の標準刺激Ａ２Ｌ２に対する反応についてのみ確認された．これは要素Ａの優先的な選択が消失する方向での変化であるから，Ｌを基準とした群化の場合に確認された年長児における分布の偏りと併せると，腕部を手がかりとした類似性の判断から脚部を手がかりとしたそれへの発達が示唆される．またクラスター分析の結果をみると年中児，ではＡ１，Ａ２，およびＡ３をそれぞれ共通の要素とするクラスターが見いだされたのに対し，年長児ではＡ，およびＬ３をそれぞれ共通の要素とするクラスターが見いだされているこれは先の考察と ‐. 整合する結果である‐ 小学生以上の児童・青年を対象とした先の報告（奥山，１９９２ａ，１９９２ｂ）では，順位１の分析およびクラスター分析のいずれの結果も脚部の形状が手がかりとして優勢であったから，それらとは質的に異なる反応を得たことになる．しかし，両実験では刺激提示の形式が異なるため、この差につ，いての結論はここでは保留する必要がある．ここでの結果が人工的な産物であることの可能性としては２点が考えられる．本実験のように平面上に人形を配列した場合第２列以降の人形の脚部は，前列の人形のために遮蔽され，腕部に比べて見えにくかった可能性がある‐ また本実験では標準刺激である人形を被験者に手渡して保持させたが，持ちやすい脚部をつかむことによって当該部分が遮蔽されていた可能性がある‐ 提示条件を変えて検討しなければならないであろう ‐ 関連刺激選択の連の長さには年齢差が認められた‐ また未達成者の事例をみると，年少児では本実験の課題の理解自体が困難であった．事例３は「似ている」という概念の成立が年少・中児では不十分である可能性を示唆している．発達の全体像を知るためには，同一の提示条件で小学生低学年児童と年長児を比較するとともに，これとは異なる実験手続きを年少・中児に対して開発する必要があると思われる．）奥山（（註１９９２ａ１）が用いたのは，これらの立体図である．（註２）横配列では被験者の視野の左から右にＡ，Ｌ３，Ａ２Ｌ３，Ａ３Ｌ３が並び，その背後にＡ，Ｌ２，Ａ２Ｌ２，Ａ３Ｌ２が並びさらにその背後にＡ．Ｌ，Ａ２Ｌ，Ａ３Ｌ，が並ぶ縦配列では同じくＡＬＡＬＡＬ，３，，，．，３２，３３ＡＬＡＬが並び，その背後にＡ２Ｌ，ＡＬが並ＡびＬＡＬさらの背後にそにが２２２３，．，，，，．２，．３並ぶ‐. 要. 約. 幼児４４名を対象とし，３種類の腕部の要素と３種類の脚部の要素組み合わせて得られる９個の人形を用いて標準刺激１個に対する比較刺激８個について類似性にもとづくｉ順位づけを行わせた結．果は次の通りである．（１）比較刺激として順位１を得た頻度の分析，および順位を非類似度の指数としたクラスター分析によると，腕部の形状が手がかりとして優勢であった．（２）関連刺激を優先して選択する反応は，年中児と年長児の間に発達差がみられた ‐ （３）年少児は課題の理解自体が困難であり，「似ている」という概念の不十分であることが示唆された．. ８９.

(9) . 例. 奥山. 文. 献. ３巻第１号北海道教３１）奥山例人形の認知（１）－類似性の判断の分析－北海道教育大学紀要（第１部Ｃ）第４（９９２ａ育大学１２（）奥山例人形図形の類似性の判断一方略の分析－釧路論集第２４号北海道教育大学釧路分校１９９２ｂ６（３）小黒三郎動物組み木をつくる大月書店１９８８７４）伊藤英二手づくり木のおもちゃ北海道新聞社１９（〈付記〉実験の実施にあたっては釧路市内私立グリー幼稚園の星野公一先生をはじめとする諸先生，共同保育所どんぐりの家保育園の平山幸子先生をはじめとする諸先生のご協力を得ました‐ ここに記して謝意を表します．（助教授釧路分校）. ９０.

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