身体知に媒介されるユーモア生成過程の解明ー引き込み現象を通してー [ PDF

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(1)身体知に媒介されるユーモア生成過程の解明 ―引き込み現象を通して― キーワード：ユーモア，身体知，引き込み現象，モーションキャプチャ行動システム専攻野村亮太 1. 問題の所在. ユーモア刺激の受け手は，無意図的に刺激に含まれる視. 1.1 ユーモア刺激を理解するための言語知と身体知. 覚的・音声的情報を取り入れ，身体知に基づき理解して. 従来，人がおもしろいと感じること（＝ユーモア生. いるだろう．. 成）の説明を試みる研究では，漫画や文章を対象として. このことは，同一の演題を異なる演者が演じる落語を. きた（Ruch, McGhee, & Hehl, 1990）．漫画や文章では，. 想定するとよく分かる．同一の演題を演じているため，. ユーモアは文字や絵を媒体として提示されるため，個人. ユーモア刺激の構造は共通しており，受け手（観客）が. がある刺激をおもしろいと思うかどうかは，主としてユ. 言語知に基づいて理解するという認知的な処理は共通し. ーモア刺激の構造や意味を読み手がどのように理解する. ているはずである．しかしながら，評論（延広・山本・. かやそのための知識によって決まる．ユーモア刺激の解. 川添, 2003）で指摘されているように，同じ演題であっ. 釈にあたっては，このような知識によって登場人物や対. ても，動作・抑揚よるクスグリ（演者が観客を笑わせよ. 象どうしの対応関係などからおもしろさが引き起こされ. うとする部分）の強調や間の取り方の変化といった演じ. る根拠を具体的に論じることが可能である．このような. 方の工夫によって観客が感じるおもしろさは異なる．こ. 知識は，図表や文章を用いて表現することができること. のような演者の演じ方の工夫は，観客を特定の部分に注. から一般に“形式知” ，あるいは“言語知”と呼ばれる．. 目させたり，クスグリをよりおもしろく感じさせるとい. 本研究では，ユーモア刺激の言語的な理解や解釈という. った，演者が観客を楽しませるための演出上の意図を具. 側面を強調して“言語知”と呼ぶことにする．. 体化したものであると考えられる．これを踏まえると，. 漫画や文章以外のユーモア刺激におけるおもしろさ. 観客は視覚的・聴覚的情報として提示される演者の意図. も，受け手の言語知に基づいて引き起こされることが指. を身体知に基づき理解するため，演じ方によって観客が. 摘されている（Wyer & Collins, 1992）．しかしながら，. 感じるおもしろさが異なると考えられる．. 絵や文字以外の媒体によって提示されるユーモア刺激，. 1.3 身体知に媒介される演者−観客間のユーモア. たとえば，漫画や文章を基にして製作したアニメーショ. さらに，多くの観客が同時に視聴する演芸においては，. ンやラジオ放送には，漫画や文章にはなかった多くの視. 身体知に基づく理解は，演者と観客だけではなく，観客. 覚的情報，聴覚的情報が含まれているため，おもしろさ. どうしにおいても行われていると考えられる．たとえば，. を言語知だけで説明することは難しい．. 協同してゲームを行う場面での参加者どうしには，相手. 人は刺激に含まれる視覚的・聴覚的情報が持つ意味を. の笑い声のすぐ後に笑う「交互笑い（ Antiphonal. 理解することができる．しかしながら，情報のどの部分. Laugher）」が起こることが指摘されている（Smoski &. から意味を理解しているのか説明することは難しい．こ. Bachorowski, 2003）．他者の笑いはユーモア刺激に対す. のような，視覚情報，聴覚情報を理解するために用いら. る肯定的な感情や評価を反映しているため（Lawson,. れる言語化されていない知識は“暗黙知”（Polanyi,. Downing, & Cetola, 1998），それらを身体知に基づいて. 1966; 1980），あるいは“身体知”と呼ばれている．本. 理解することで，刺激がおもしろいものであるという評. 研究では，ユーモア刺激の視覚的・聴覚的情報の身体に. 価を共有し，笑いが誘発されると考えられる．事実，「交. 基づく理解という側面を強調して， “身体知” と呼ぶこと. 互笑い」は共有されたポジティブな感情を補強し合う働. にする．. きがあることが指摘されている（Smoski et al, 2003）．. 1.2 身体知に媒介される演者−観客間のユーモア. このことから，演芸においても観客は他の観客の反応（笑. 人は，本人が意図しなくとも環境の視覚的・音声的情報を取り入れていることが知られている（Richardson, Marsh, & Schmidt, 2005）．ユーモア場面においても，. い声や体の動き）を意図せず身体知に基づき理解することによっておもしろさを感じていると考えられる．このように，演芸におけるユーモア生成においては，.

(2) 言語知と同じく，（あるいはそれ以上に）身体知が果たす. される．演者と観客，観客と観客が身体知を媒介として. 役割は大きい．それにもかかわらず，ユーモアが言語知. 影響し合っているのであれば，両者の動作や音声につい. による理解に加え身体知による理解によっても引き起こ. て局所的な引き込みが失われても，より大域的な引き込. されることは，実証的には明らかになってはいない．そ. みが生まれ，双方の動作・音声の出現，強度は同期する. こで本研究は，ユーモア生成が身体知によって媒介され. はずである．このため，ユーモアが身体知に媒介されて. ていることを実証的に検討することを目的とする．. いるかを検討するにあたっては，観客の体幹の比較的規. 1.4 引き込み現象の定量的検討. 模の大きな動きに着目する．. 身体知がユーモア生成を媒介していることを客観的. 従来，人と人との相互作用を論じた研究では，定性的. に計測することができるように，本研究では動作や音声. な分析がなされることが多かった．このような定性的な. といった生体リズムの時間的な遅れ（タイムラグ）を含. 分析は，非言語情報を文脈において意味づけることを可. めた同期に注目する．人と人のコミュニケーションでは，. 能にする一方で，信頼性・妥当性を保証することは難し. 参加者どうしの動作や音声が同期することが知られてい. い．そこで本研究では，相互相関（＝二つの時系列デー. る．動作や音声といった生体リズムが影響しあい，時間. タのうち，一方を固定し，他方を時間的に先行・後行さ. 的な関係性が生まれることは広く“引き込み現象. せたとき相関）係数を利用し，定量的に演者−観客，観. （entrainment） ”と呼ばれている．たとえば，話し手の. 客どうしの動作・音声に引き込み現象が生起を判断する．. 聞き手の関係では，話し手の間（音声の ON-OFF）と聞. 2. 演者と観客との引き込み現象（本実験１）. き手のうなずきのリズムが引き込むことが知られている. 2.1 目的. （渡辺, 1998）．発話に限らずリズム全般での引き込み現象では，直前. 演者と観客のあいだで引き込み現象の生起を確かめる．生起しているならば，演者のどの部分（動作，音声）. の連続したパターンによる期待が生成され，次に起こる. で生起しているのか検討する．. ことに対してより注意が配分されることが指摘されてい. 2.2 方法. る（Jones, & Boltz, 1989）．そのため，演芸においても，. (1)実験参加者予備知識を持ち，落語についての身体知. 文脈が提示され，次に何が起こるのかを観客が考えるス. を内在化（Polanyi, 1980）していると考えられる九州大. トーリー展開の部分では，演者の音声と観客のうなずき. 学落語研究会に所属する大学生 7 名（男性 4 名，女性 3. といった引き込み現象が生起していると考えられる．. ．う名），年齢 18∼22 歳（M＝20.43 歳，SD＝1.27 歳）. 一方，クスグリにおいては，ユーモア刺激として期待. ち，４名（男性 2 名，女性 2 名）をターゲットとした．. から逸脱する「不調和の構造」や，しばらく前に現れた. (2)演者・演題演者は事前調査でもっとも熟達している. パターンが踏襲され繰り返される「調和の構造」が見ら. と評価された演技歴３年３ヶ月の九州大学落語研究会員. れる．これらの構造は解釈可能な新たなルールを探索し. 1 名，演題は落語『蒟蒻問答』である．分析対象は，動. たり，以前に踏襲されたパターンを記憶から検索すると. 作のみで表現される「問答場面」と，セリフを伴って問. いった分析的な注意配分（Jones et al, 1989）を促す．. 答を解釈する「解釈部分」である．. 観客はこのようなユーモア刺激の意味を理解し解釈する. (3) 手続きまず，ターゲットとして 4 名を抽選で選出. ことで，おもしろいと感じ，笑いの断続的な発声に伴っ. した．ビデオ映像から動作を計測するための目印として，. て肩が細かく揺らす．これにより，演者と観客のあいだ. 演者は額，両肩，両手首に，観客は額にマーカー（ピン. の引き込み現象は崩れると考えられる．. ポン球）をつけた．その状態で馴化試行を行った．その. しかし，観客が見せる動きは笑いに伴う微細な上下運. 後，本試行においては，映像を同期させるために，デジ. 動だけではない．観客はおもしろいと感じると，体幹を. タル時計を数秒撮影したのち，演者に落語を演じさせ，. 大きく前後に揺らす．そして，このとき小規模での動き. 観客に集団状況で落語を視聴させ，その様子をビデオ撮. における引き込み現象が失われる代わりに，より大きな. 影した．演技が終了した後，観客に質問紙を配布し，回. 規模での動きで引き込み現象が生起する可能性がある．. 答させた．. 体幹の前後運動といった比較的大きな動きは，コミュニ. (4)装置・データ処理会場は 5.4m×7.2m の和室である．. ケーション一般に見られるうなずきのような小さな動き. 演者を撮影するために，演者は正面と左の 2 台のカメラ. よりも観客が感じるおもしろさに関係していると考えら. （3 次元計測）で，観客は心理的圧迫を低減するために. れる．さらに，比較的大きな運動は，他の観客に影響を. 側方から１台のカメラ（2 次元計測）で撮影した．映像・. 与えやすく観客間での引き込み現象へとつながると予想. 音声は，いずれも Sony DCR-TRV70 を用い，映像は.

(3) 30Hz，音声は 48kHz で記録した．引き込み現象の指標. チ） ”において，観客動きが演者の体（額，肩，手首）の. とする各相互相関係数の算出に用いたデータ数は，5. 動きと音声のうち，どの部分と関係が強いかを検討する. （秒）×6（フレーム／秒）＝30 サンプルである．また，. ために，1 要因 4 水準（額，肩，手首，音声の強さ）の. 最大のラグは，±6（±1 秒）に設定した．すなわち，デ. 分散分析を行った．その結果，演者の部分の主効果が見. ータ分析に用いたデータは，問答場面では約 1 分 10 秒. ．水準間の差を検られた（F(3, 572)=6.78, p<.01, Figure2）. のデータ（サンプル数＝66 データ×４名=264），解釈場. 討するために，Bonferroni の方法で調整した p 値により. 面では，約 40 秒のデータ（サンプル数＝36 データ×４. 多重比較を行ったところ，音声に比べ額と手首の最大相. 名＝144）である．水準間の比較には最大相関係数の絶. 互相関係数（フィッシャーの z’変換後）の平均値は有意. 対値にフィッシャーの z’変換を施した値を用いた．各標. に高かった（それぞれ p<.01, p<.05）. 本数（25∼30）での 5％水準で有意な相関が r >.36∼.40. 2.4 考察. であることを踏まえ，ここでは，r >.40 のとき引き込み. 演者の動作と観客の動きのあいだには引き込み現象が. 現象が生起したと判断する．. ．「問答場面」，「解釈場面」生起していた（r >.40, p<.05）. (5)質問紙まず，演題全体に関する感想，分かりやすさ，. いずれにおいても，演者の頭（額），腕（手首）の動きと. 話をきいて想像したこと，演者やその演技についての評. 観客の動きとの関係性が強いというパターンが見られた．. 価を尋ね，この順に７件尺度（1. まったくあてはまらな. 音声が含まれる「解釈場面」においては，演者の音声（の. い − 7. かなりあてはまる）で回答させた．次に，もっ. 強弱）に比べ，頭（額），腕（手首）の動きと観客の動き. ともおもしろかった部分とその理由について自由記述で. はより強い関係性が見られた．この結果は，頭や腕の動. 回答させた．その後，落語を見ているときの自分自身や. きが演者の演出上の意図を示しやすいことを反映してい. 周囲の人物の笑いや体の動きについて尋ね，同様の７件. ると考えられる．また，演者の音声には，セリフとして. 尺度で回答させた．最後に実験条件に対する感想，実験. の意味と強弱や抑揚といったパラ言語的情報が含まれる. 参加者情報（年齢，性別，落語の視聴経験）について尋. が，言語知によって理解される部分が大きいだろう．一. ね，適宜記入・記述させた．. 方，演者の動作にも，文脈の中での意味に加えて，非言. 2.3 結果. 語的情報が含まれるが，身体知によって理解される部分が多いだろう．このため，演者の音声よりも動作のほう. まず， “問答場面”において，演者の額，肩，手首のうちどの部分の動きが観客の動きと関係性が強いかを検討. が観客の動作と関係が強かったと考えられる．. するため，１要因３水準（額，肩，手首）の分散分析を. 3. 観客と観客との引き込み現象（本実験２）. 行った．その結果，体の部分の主効果が見られた（F(2,. 3.1 目的. 789)=6.11,. p<.01, Figure1）．水準間の差を検討するために，. 観客と観客の間で引き込み現象の生起を確かめる．生. Bonferroni の方法で調整した p 値により多重比較を行っ. 起しているならば，視覚情報・聴覚情報いずれに依存し. たところ，演者の額の動きと観客の額の動きとの最大相. ているかを検討する．. 互相関係数の平均値は，演者の肩の動きと観客の額の動. 3.2 方法. きとの最大相互相関係数に比べ，有意に高かった. (1)実験参加者Ｋ大学の大学生・大学院生 16 対 32 名（男. ．次に，動作に加えて音声もある“解釈場面（オ（p<.01）. 性 17 名，女性 15 名），年齢 18∼31 歳（平均年齢 21.97 0.55. 0.55 ︵フィッシャーのｚ変換︶. 最大相互 0.5 相関係数 0.45 の平均. ︵フィッシャーのｚ変換︶. **. 0.4. 0 0.3 .05. 額. 肩. 手首. Figure1. 問答場面における演者の各部分と観客の動きとの最大相互相関係数の平均 ** p<.01. 最大相 0.5 互相関係 0.45 数の平均. ** *. 0.4. 00.3 .05. 額. 肩. 手首. 音声. Figure2. 解釈場面における演者の各部分と観客の動きとの最大相互相関係数の平均 ** p<.01, *p<.05.

(4) 歳，標準偏差 2.41 歳）．. Bonferroni の方法で調整を行った p 値により多重比較を. (2)演者・演題ラーメンズ（トゥインクルコーポレーシ. 行ったところ，一人視聴条件と左右位置，一人視聴条件. ョン）第 15 回公演「アリス」（収録 2005 年 4 月 23 日，. と前後位置条件のあいだに有意傾向が見られた（ともに. 於東京下北沢本多劇場）のうち，『モーフィング』と『風. p=.058）．次に，視聴条件とラグを独立変数とする２要. と桶に関するいくつかの考察』のビデオを刺激とした．. 因の分散分析を行ったところ，視聴条件とラグの交互作. いずれも質問紙において多くの観客に最もおもしろいと. 用が有意であった（F(1, 6526)=2.23, p<.001, Figure4）．. された 40 秒を分析対象とした．. 3.4 考察. (3)装置・データ処理会場はテレビモニタを正面に配置. 視覚情報，聴覚情報のいずれが関係するかは断定でき. した 4.4m×5m の講義室である．観客を撮影するために，. ないものの，一人で視聴するよりも二人で視聴するとき. 2 台のビデオカメラを側方約 1.5m 離れた位置に配置し. 相互相関が高くなる傾向が見られたことから，同時に視. た．分析では，実験１と同じ機器を用い，同様に相互相. 聴することで観客どうしに引き込み現象が生起すること. 関係数を算出した．水準間の比較には，最大相関係数の. が示唆された．左右位置条件においては，ほぼ左右対称. 絶対値にフィッシャーの z’変換を施した値の分布のうち. に 3 つのラグで関係性が強まることから，左右の観客が. 50％を用いた．これは，観客が動いていない部分（40％. 相互に影響していると考えられる．人の拍手といった会. 以下）や，変換により極度に大きくなる部分（90％以上）. 場全体で一致する結びつきは，近接する小さな結びつき. を除くためである．最大相互相関係数はラグごとに偏る. によって成立することが示唆されている（Strogatz,. 可能性があるため，ラグの検討にはすべての相互相関係. 2003）．このため，近接する２名の観客のあいだでの引. 数の絶対値にフィッシャーの z’変換を施した値を用いた．. き込み現象は，さらに別の観客と引き込み現象を起こす. (4)手続き観客は 2 名 1 組で参加した観客に左右の視野. ことによって，会場全体の観客どうしの引き込み現象へ. を遮断するゴーグルをかけさせ，額にビデオ映像から動. と波及する可能性を示唆するものであろう．. 作を計測するための目印としてマーカーをつけた．二人. 4. 総合考察. 視聴では左右位置（視覚情報なし）条件，前後位置（視. 本研究では，客観的な指標を用いることで演者と観客，. 覚情報あり）条件のいずれかに割り当て，同時に同一の. 観客と観客のあいだで，身体知を媒介としておもしろさ. 演題を視聴させた．また，一人視聴（統制）条件では，. が生成され，共有されている可能性が示唆された．今後. 一人ずつ同一の演題を視聴させた．いずれの条件でも視. の研究では，おもしろさの時間的な推移と身体知の指標. 聴している様子をビデオ撮影した．各条件で演技が終了. としての引き込み現象の動的な関係を検討することが課. した後，観客に質問紙を配布し，回答させた．. 題となる．. (5)質問紙本実験１と同様の質問紙を用いた．. 5. 主要引用文献. 3.3 結果. Polanyi,. 0.45 ︵フィッシャーのｚ変換︶. 最大相互相関係数の平均. p<.05, Figure3）．そのため，︵フィッシャーのｚ変換︶. † †. 0.4. THE. TACIT. DIMENSION. 次元 1980 佐藤敬三訳紀伊國屋書店）. 人視聴）分散分析を行ったところ，条件の主効果が有意 546)=3.62,. 1966. Routledge & Kegan Paul Ltd., London（暗黙知の. まず，１要因３水準（条件：左右位置，前後位置，一であった（F(2,. M.. 0.2. 相互相関係数の平均 0.15. 左右位置前後位置. * **. *. * *. **. *. 0.35. 0.1 0.0. 00.0 .3 左右位置. 前後位置. 一人視聴（統制群）. 1 -6- 25. 3 -3 4 -2 5 -1 6 -4. 07. 8 1. 9 2. 13 0. 11 4. 12 5. 13 6. Figure4.ラグごとの相互相関係数の平均. Figure3. 条件ごとの最大相互相関の平均（サンプル数＝左. ※この図では，ラグにおける視聴（左右−前後）条件の単純. 右位置 126，前後位置 153，一人視聴 270）†p<.10. 主効果のみ有意記号を表記している． *p<.05, **p<.01.

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