思春期の情動および身体感覚への態度とストレス体験 [ PDF

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(1)思春期の情動および身体感覚への態度とストレス体験キーワード：思春期，情動および身体感覚への態度，ストレス，ストレスマネジメント教育人間共生システム専攻小澤永治問題と目的思春期は身体的にも心理・社会的にも急速な発達の時. レス反応の測定および，快情動・不快情動の程度，ストレス自己認知の測定を行い，多面的に検討する。. 期であり，生涯発達の中でも危機的体験やストレスフル. また本研究では，調査研究から得られた知見をふまえ. な体験をしやすい時期とされる。一方，思春期のストレ. た援助方法の検討を行いたい。動作法によるストレスマ. ス体験は否定的側面だけでなく，人格的成長を促進する. ネジメント教育は，体験様式（体験の仕方）にアプロー. 転機となりうるという指摘もあり（嶋田，2000；宅，. チし，心身の自己コントロール能力を向上させるための. 2004），ストレス体験に対し適応的に乗り越える過程に. 技法である（山中，2000）。そこで情動および身体感覚. ついての研究が必要となるであろう。. への態度に注目した介入技法として，動作法によるスト. Lazarus&Forkman（1984）の心理社会的ストレスモデ. レスマネジメント教育を取り上げ検討する。. ルでは，ストレスは出来事に対し一義的に生じるのではなく，個々人の認知的評価やコーピングの結果として生. 研究1：ネガティブな情動への態度の類型化と. じるとされる。思春期のストレッサを考えると，学業や. 身体感覚との関連. 対人関係に関すること等，客観的に評価しても児童・生. 目的. 徒が実際に状況を変え難いものも多い。認知的評価に関. 児童・生徒の情動および身体感覚への態度の測定方法. する能力も未発達であることから，特に小学生では情動. を開発し，ネガティブ情動への態度の類型を抽出する。. 的・行動的なコーピングが健康状態の維持に関連すると. 方法. される（大竹・島井 1998）。このような点は小学生のみ. 調査対象小学 5 年生∼高校 2 年生，計 1569 人。. でなく，学校生活を送る思春期全般を通じて存在すると. 調査内容質問紙法. 考えられる。主観的に感じるネガティブな内的体験へ対応することは，思春期において個人や集団の健康を守る. 1)場面の想起と内容の把握：怒り，悲しみ，喜び場面について表情図版を用いて想起を求めた。. ことにつながり，外的状況への向き合い方についても変. 2)各情動への態度の測定：. 化させる機能もあると考えられる。本研究ではそのよう. !"#$%&'()*+,-*./01234567. な内的体験として，情動および身体感覚を取り上げる。. !8#9:&'./;<132=,>?@4AB67. ストレス研究において情動や身体感覚は，ストレッサ. !C#DE.&'()*+,FGHIJ3K+L01234567. に対する反応として検討されることが多い。しかしなが. 3)各場面での身体感覚の想起の有無と態度の測定：. ら情動や身体感覚は，自己の置かれている状況を知らせ，. !"#$%M!8#9:M!C#DE.MNLOL567. 危険から身を守る，信号的役割も持つと考えられる（遠. 調査手続. 2005 年 11-12 月に，クラス単位で実施。. 藤，1995；福留，1999）。よって，自らの情動や身体感. 小学校では理解を助けるため，クラス担任または臨床心. 覚に対してどのような態度を持っているかが，ストレス. 理学専攻の大学院生が全項目を読み上げ実施した。. 体験に大きな影響を与えると考えられよう。. 結果と考察. 以上から本研究では“情動および身体感覚への態度”. 1. ネガティブ情動への態度クラスタの抽出. 怒りおよ. を“情動の身体感覚についての感じ方や考え方であり，. び悲しみ情動への覚知・受容・統制感の平均値を算出. 情動および身体感覚に関する情動や認知”とする。具体. し，ネガティブ情動への覚知・受容・統制感得点とした。. 的には情動や身体感覚に対し，次の 3 点から検討する。. この 3 得点を変量とし Ward 法および K-means 法を用い. (a)覚知： “どのくらいはっきりと感じているか”. た 2 段階分類法（松本，1999）によるクラスタ分析を行. (b)受容： “どのくらい受け入れられるか”. い，得られた 5 クラスタを“ネガティブ情動への態度ク. (c)統制感：“どのくらいコントロールできそうか”. ラスタ（以下 CL）”とし，各特徴から命名した。ｚ得. ストレス体験に関しては，ストレスコーピング，スト. 点を算出しプロットしたものを Figure 1 に示す。.

(2) abcd$% abcd9: abcdDE.. 5g_X 5gXX Xg_X. 2)ストレスコーピング尺度：小学生から高校生までの対象を含んだ因子分析でも，原尺度と同様の 2 項目ずつの 6 因子構造が得られた。 —˜™•š›&'œL3H(@12+•,3ž*4=(. XgXX –Xg_X. Ÿ. –5gXX. cdp©ª&'«>JH=t4=( ¬dp©ª&'-®¥¯°;(=t4=(. –5g_X –[gXX. ¡¢&'£¤¥¦K•@>§¨}t4=(. m%p©ª&'N)±>¥²0J³K=,•@H}t4=( P5QR. P[QR. PBQR. P]QR. P_QR. u¤´µ&'¶™·¥}t4=(. ~•€•‚ƒ 5 „…†‡ˆcd‰)Š‹Œ|•Ž)••‘’“”•. ストレス関連の各変数. について，性別×学年を要因として，2 要因分散分析を. P5QR&$%STDE.UVWBXBYZ P[QR&$%UTDE.SVW[[[YZ PBQR&9:STDE.UVWB\XYZ P]QR&9:STDE.SVWB^_YZ P_QR&9:UVW[``YZ. 2. 抽出したクラスタと身体感覚への態度の関連. 2. ストレス体験の発達的変化行い，下位検定を行った。. ¸"8¹ƒ 5 º»T¼½»)¾¿ÀÁÂÃWÄÅgX_Z. ネガ. º». ¼½». 5#cdT••Æ•qrÇ‹ abcd. ÈÉÊËÉ. Ì_TÌ\ÍÎBTS5. ティブな身体感覚への態度 6 変数それぞれについて，CL. bcd. ÈÉÊËÉ. Ì_ÊÏ MÎ5ÍÏ. を要因とした 1 要因分散分析を行い，すべてに有意差が. m%Tnopqr. Î¼TS[Ð. ËÉ&ÌTÎÍS. ÈÉÊËÉ. ÈÉ&ÌÍÎÍS. 見られた（怒りの身体感覚の覚知：F(4, 1141)=29.14, p. yJcd. ÈÉÊËÉ. ÑgÒg. <.001；受容：F(4, 1276)=29.46, p<.001；統制感：F(4,. [#••Æ•£Óm%. ÑgÒg. ÌÍÎTS. 1275)=63.90, p<.001；悲しみの身体感覚の覚知：F(4,. B#••Æ•Ô™ÕÖ×Ç‹. 1134)=51.01, p<.001；受容：F(4, 1280)=29.92, p<.001；. —˜™•š› Ÿ. ¡¢. ÈÉÊËÉ. Ì\ÍÎ[–S[. ÈÉÊËÉ. Ì\ÍÏ MÏÍÎBTS[ Ì\ÍÏMÏÍÎB. 統制感：F(4, 1278)=59.00, p<.001）。身体感覚への態度. cdp©ª. ÈÉÊËÉ. に関して，情動への態度とほぼ一致した結果が得られ，. ¬dp©ª. ÈÉÊËÉ. ÑgÒg. m%p©ª. ÑgÒg. ÑgÒg. u¤´µ. ÈÉÍËÉ. 情動と身体感覚が同じ内的体験として，個人内で類似した態度を持つ可能性が示された。. ËÉ&ÌTÎÊS ÈÉ&ÌÊÎBTS5. ストレスは女子が高く，学年があがるにつれて増加す研究2：思春期のストレス体験と. るという先行研究と同様の結果が得られた。しかし快情. ネガティブ情動への態度の発達的検討. 動についても女子が高いということ，ストレスの自己認知の程度については性差が無いという示唆が得られた。. 目的思春期のストレス反応，ストレスコーピング，情動お. コーピングについては，女子が男子よりも多く行って. よび身体感覚への態度に関する発達的変化を検討する。. おり，サポート希求や問題解決といった積極的コーピン. 方法. グが学年と共に発達することが示唆された。. 調査対象. 小学 5 年生∼高校 2 年生，計 1809 人。. 調査内容. 質問紙法. 3. ネガティブ情動への態度クラスタの発達的変化. ネ. ガティブ情動への態度クラスタの性別・学校種別ごとの. 1)情動・ストレス反応尺度：先行研究から作成。. 人数について，CL ×性別×学校種別を要因とした 3 要. 2)ストレスの自己認知の測定： “今のあなたがどのくら. 因尤度比検定を行い，CL ×性別の 2 次の交互作用に有. い元気か”1-10 を反転。 3)ストレスコーピング尺度：小学生用ストレスコーピング尺度短縮版（大竹ら，2001）12 項目調査手続. 研究 1 と同様。. 結果と考察 1. 各尺度の検討それぞれ因子分析を行った。 1)情動・ストレス反応尺度：4 因子を抽出した。 abcdWefgh`Z &'ij31,4M'ak4=(_67 bcdWefgh[Z&'@L1,4M'l1,4=(]67. 意差が見られた（G2(4)=26.27, p<.05）。 ¸"8¹ƒ [ Œ|•Ž)ºØÙ>)YÚw•びÛÜÝÞß» „…†‡ˆcd‰)Š‹Œ|•Ž ào P5 P[ PB P] P_ ËÉ 5Xh 5[] 5\] 5`5 5[\ h5[ ÈÉ 5`\ `^ 5`\ 5`] 5hB ^_h ào BXB [[[ B\X B^_ [`` 5_\` Œ|•ŽáºØ)ß» ËÉ –Bg`[ ââ BgB^ ââ XgX^ 5g`[ ã –5g[_ ÈÉ Bg`[ ââ –BgB^ ââ –XgX^ –5g`[ ã 5g[_. 学校種別による差が見られなかったことから，思春期. m%Tnopqr!efgh[#&'stuvwx=,4=(B67. においてある程度ネガティブな情動への態度が一貫して. &'yz24M'{|{|}t4=([67 yJcdWefgh5Z. いる可能性が示唆された。.

(3) 研究3：情動および身体感覚への態度と [g\X. ストレス体験の関連目的研究 1 で抽出されたネガティブ情動への態度クラスタによるストレス体験の差異について検討する。また構造方程式モデリングによるモデルの作成を行う。方法. [g]X [g[X [gXX 5g^X 5g\X 5g]X 5g[X. P5QR. —˜™•š›. 調査対象. 小学 5 年生∼高校 2 年生，計 1316 人。. 調査内容. 研究 1，2 で用いた項目による質問紙法。. 調査手続. 研究 1，2 と同様。. Ÿ. P[QR ¡¢. PBQR. cdp©ª. P]QR. ¬dp©ª. P_QR m%p©ª. u¤´µ. ~•€•‚ƒ B „…†‡ˆcd‰)Š‹Œ|•ŽH•t••Æ•Ô™ÕÖ×. 第 1CL 覚知高・統制感低群はストレス反応が高かった。ネガティブな情動を強く覚知し，様々な方略で対処を行っているが，ストレッサに対して有効でない場合が. 結果と考察 1. ネガティブ情動への態度クラスタによるストレス体験. 多いと考えられる。ストレスフルな状況でネガティブな. の差異ストレス関連尺度の各得点について，5 つの CL. 内的体験に対する統制感が低いため，統制可能な事態に. と性別を独立変数とした 2 要因分散分析を行った。交互. 対しても対処可能性を高くもつことが難しくなり，有効. 作用について有意ではなかったため，ここではクラスタ. なコーピングを選択することが難しいと考えられよう。 2. 構造方程式モデリングによる検討. の主効果についてのみ述べる。. 情動および身体. 1)情動・ストレス反応（Figure 2）：全因子で CL の主効. 感覚への態度がストレスコーピングを介し，情動・スト. 果が有意（不快情動:F(4, 1311)=17.36, p<.001；快情動:F. レス反応に影響を及ぼすと仮定し，潜在変数間の関係性. (4, 1311)=7.13, p<.001；認知・行動的反応:F(4, 1311). を仮定した。各変数間の相関から Figure 4 に示したモデ. =11.86, p<.001；怒り情動:F(4, 1134)=35.89, p<.001）。. ルを作成し，最尤法による共分散構造分析を行った。結果，十分な適合度が得られ，モデルを採用した。. abcd &P[ÅPBT]ÅP5T_ bcd &PBÅP[T]T_ m%g¬dpqr&P[ÅPBT]T_ÅP5 yJcd &P[ÅPBT]T_ÅP5 Bg[X. g[_ã. 9: –g[]ââ. DE.. –g_hâââ. –gBXâ. [g^X. ââÄÅgX5MâââÄÅgXX5. –g]^âââ. BgXX. –g[\ââ gB5ââ. [g\X. ¬dp©ª. [g]X. Ÿ ¡¢. g]\âââ. [g[X [gXX. ãÄÅg5XMâÄÅgX_. $% –gh`âââ. cdp©ª. g_Xâââ. gB]âââ. g5\ââ P5QR. P[QR. abcd. bcd. PBQR. P]QR. P_QR. m%T¬dpqr. yJcd. —˜™•š›. g\^âââ gB`âââ. ~•€•‚ƒ [ „…†‡ˆcd‰)Š‹Œ|•ŽH•tcdT••Æ•qr. 2)ストレス自己認知：CL の主効果のみ有意な差が得られ（F(4, 1311)=28.11, p<.001）。Tukey の HSD 法による多重比較を行った。 ••Æ•£Óm%&P[ÅP]ÅPBT_ÅP5. 3)ストレスコーピング（Figure 3）：認知的回避および気分転換を除く 4 因子において，CL の主効果に有意差が見られ（サポート希求：F(4, 1311)=2.87, p<.05；問題解決：F(4, 1311)=17.32, p<.001；情動的回避：F(4, 1311) =27.27, p<.001；行動的回避：F(4, 1134)=8.08, p<.001）， Tukey の HSD 法による多重比較を行った。 —˜™•š›&PBÅP5T_ Ÿ ¡¢ &P[TBT]ÅP5T_ cdp©ª &P[ÅPBT]ÅP_ÅP5 ¬dp©ª &P[ÅPBT]T_ÅP5. –g`^âââ. g\5âââ. ••Æ•qr ghBâââ. abcd. g^5âââ. –g[5ââ g\`âââ. m%Tnopqr. yJcd. bcd ä~åfg`5] æä~åfg^`[ çèéêæfgX]^. ~•€•‚ƒ ] cdw•ëno.$‰)Š‹3+••Æ•oì‰) í•Tî{ï×|·Wð»¦ÚTñò¦Úióô12Z. ネガティブな内的体験を受容していると，情動や身体感覚を処理する必要を感じないため，様々なコーピングに抑制的な影響を及ぼすと考えられる。しかしそれが“ コントロールできる”という統制感に結びつくと，能動的解決をするような対処を促すと思われた。総じて，ネガティブな情動および身体感覚を受容し統制感を持つことが，積極的なコーピングを促し，快情動を促進させストレス反応に抑制的な効果を与えることが示された。.

(4) 研究4：情動および身体感覚への態度に. 快情動得点は，第 1CL 以外で授業後有意に低下し，授. 注目した援助技法の検討. 業後第 1・5CL において得点が高かった。認知・身体的反応得点，怒り情動得点は全 CL 低下し，授業前は第 1. 目的情動および身体感覚への態度に関連する技法として動作法による単発的ストレスマネジメント教育を取り上げ，児童のストレス体験への援助の検討を行う。方法. ・3>第 2・4CL であったものが授業後 CL 間に有意差が見られなくなった。結果を Figure 6 に示す。 _g_X. BgXX. _gXX. [g\X. ]g_X. 小学 6 年生，111 名（男子 47 名，女子 64 名）。. ]gXX. 事前に研究 1，2 と同じ項目の質問紙を，. Bg_X. 事後に(1)ストレス自己認知,(2)情動・ストレス反応尺. BgXX. 度，(3)動作自体感尺度，(4)授業への感想を尋ねた。. [g_X. 対象. 調査内容. 筆者が実施者となって，2 回授業を行った。. 実施手続. 第 1 回目の授業では各教室でストレスの概念教育，質問. P5QR P[QR PBQR P]QR P_QR. [g[X 5g^X 5g]X 5gXX üýþ. üýþ. üýÿ. ••Æ•£Óm%. üýÿ abcd. ~•€•‚ƒ \ „…†‡ˆcd‰)Š‹Œ|•ŽH•t••Æ•!")¦‘. 紙の実施，肩のセルフリラクセイションを行い，第 2 回. 結果から，全 CL について授業後にストレス反応が低. 目の授業では体育館で肩のペア・リラクセイションおよ. 下し，ストレスマネジメント教育の有効性が示された。. び躯幹のひねり課題，立位の膝・股関節・足首曲げ課題. 特に，普段から自らの情動や身体感覚を意識しつつも，. を行い，事後に質問紙を実施した。. それをコントロールできる感覚が低い第 1CL 覚知高・. 結果と考察. 統制感低群や第 5CL 受容低群において，特に効果が高. 1. 動作自体感尺度の検討. 因子分析を行い，原戸・. いことが示された。しかしながら，第 2CL および第 4CL. 古賀（2004）と同様の 3 因子が抽出された。. についてはストレスの自己認知に変化が無いという結果. õö.T÷b.&'}zxJ12./v124B67. が得られた。これらの児童は，普段から情動や身体感覚. dø‰)uùx&'(±¥(@d31;,t)3ú3z24B67. について意識することが少ないため，動作課題の中でも. ab.&'û3z24[67. 2. ネガティブ情動への態度クラスタによる差異の検討 1)動作自体感について：動作自体感因子得点について CL を独立変数とした 1 要因分散分析を行った。結果，. 自体感を感じにくかったと思われる。このような児童への，集団場面での動作課題への導入については今後検討が必要であろう。. 弛緩感・爽快感因子について有意差が得られた（F(4, 106)=2.95, p<.05）。結果を Figure 5 に示す。 *p<.05. BgBX Bg5X [g`X. â. â. â. 総合考察思春期のネガティブ情動への態度について，それぞれ特徴のある 5 クラスタが抽出され，身体感覚への態度と関連があることが示された。また，情動および身体感覚. [ghX. への態度が，児童・生徒のストレス体験と関連し，動作. [g_X [gBX. 法による単発的ストレスマネジメント教育の実施効果に. [g5X. 違いがあることが示唆された。. 5g`X. 以上から，自らのネガティブな情動や身体感覚などの. 5ghX õö.T÷b. P5QR. dø‰)uùx P[QR. PBQR. ab. P]QR. P_QR. ~•€•‚ƒ _ „…†‡ˆcd‰)Š‹Œ|•ŽH•tdø£o.. 内的体験を意識することは，ストレス反応の高さにつながるが，それに過度に巻きこまれず，“自らがコントロールできる”という統制感を持った場合には，情動や身. 2)ストレス体験の変化について：授業前後の得点および. 体感覚が自らの状態を知らせるための適切なサインとし. CL を要因とした混合計画の 2 要因分散分析を行った。. て働き，思春期のストレス体験を適応的に乗り越えるこ. ストレス自己認知得点は交互作用に有意傾向（F(4,. とにつながると考えられた。このような視点は，不登校. 107)=2.44, p<.10）。単純主効果の検定を行った結果，第 1. や“キレる”状態にある児童・生徒の理解や援助におい. ・3・5CL において得点が低下していた。情動・ストレ. ても有用と思われる。. ス反応尺度では不快情動得点が全 CL において授業後有. 動作法によるストレスマネジメント教育は，今回単発. 意に低下した（F(4, 107)=158.95, p<.001）。他の得点は. 的な実施であったことから，今後は継続して実施する中. 交互作用が見られたため，単純主効果の検定を行った。. で，その効果やプロセスを検討することが求められよう。.

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