知能發達の分析的考察

知能發達の分析的考察

松 ^岡 重 博

      1       問    題

 ・一般知能検査に於ては，被験者の知能嚢蓬の程度を，同年令兇手均との相封的位置或は得点

比率を以って知るのであるが，テスト．アイテム毎の嚢達については問題とされてV・ない。本 報告では特定知能因子の作用する問題群としての各テス㍗．アイテム毎の得点を問題として，

之等を二二する事によσ，知能嚢達の分析的な考察を試みてみた。即ち知能の高高に，より分 析的な槍討を加えることにより，知能因子間に嚢達士差異があることを明らかにすると共に，

知能螢蓮の様相を，より詳細に把握せんとするものである。

      丑        方    法

1，被鹸者は長崎市内小・中學校見：童・生徒をTable 1．の如く

       Table 1．

學級暦別に抽出した。

男 女 計

11才6ケ月

573 536

1109

12才6ケ月 933 892 1825

13才6ケ月 625 514

14才6ケ月

585 506

エ5才6ケ月

474 434

・ユ3gl ・・9・1

908

計 3190 2882 6072 2，實施期日， 

1953●9●10

3，テス下型式， 古賀式知能槍査 （青少年用）

4，テスト・アイテム名，次の如き洛因子及び因子負荷量の比較的多V・問題が配列してある。

サブテスト

〃

〃

〃

〃

〃

〃

〃

〃

〃

〃

〃

〃

No．1，

No．2，

No．3，

No．4，

No．5，

No．6，

No．7，

弓形再認（28問）

籔  系  列（19問）

語の類推（15問）

身形の爵位（21問）

置換及び：計算（30間）

文章完成（12問）

形態の嚢見（20問）

5，槍査結果を手引に從いテスト・アイテム，學年，性別，毎にその亭均（M）ε標準偏差  （S）を算出，そして，Table．2．の結果を得た。

6，之等の結果について，相互卒均差，分散差の槍定を行うことにより，各テスト・アイテム

間の嚢達的差異に槍討を加えた。

一41一

Talbe 2．

；轡_殺糞

^{11： 12＝}

性劉剃下1剃女

13： 14： 15：

則女1馴女r剃女

・｛誓

・｛誓

3｛誓 4｛誓

5｛誓

6｛誓

7暗

7。5 3．24 5．7 2．62 3．1 1．87 7．3 3．00 7．9 3．92 4．1 2。13 9．6 3．22

7．6 3．12 4．5 2．50 3．3 1．86 6．7 2．72 7．6 3。30 4．1 1．86

8．7 2．80

8。0 3．42 5，5 L2．73

3．8 1．90 8．2 3．24 9．5 3．90 4．5 2。1 10．0 3．16

7．9 3．36 5．2 2．68 3．9 1．86 7．4 3．10 9．2 3．84 4．4 2．14 9．1 3．10i

10．0 3．54 6．8

251

4．7 1。95 9．2 3．54 10．9

4．08 5．6 2．38 11．3

3．56

18．5

3．26 6．2 2．67 4．6 1．98 8．1 3。28 9．8 3．90 5。3 2．44 10．0

3．54 10．4

3，12 7．0 2．64 5．5 2．35 9．3 4．28 11．8

4．24 5．8 2．82 11．9

3．80 9．9 3。16 6．6 2，76 5。3 2．19 7。7 3．86 10．9

4，34 6．0 2、50 10．2

3．80 11．6

3．18 7．7 3．02 6．5 2．71 11．0

5．54 13．1

4．74 7。8 2．98 13．0

3．78 11．7

3．24 7．5 2．76 6．1 2．42 9．0 4．02 12．3

4．ユ4

7．4 2．96 12．1

4．08

      巫

      結  果  ・

ユ，至均得点差による嚢達の槍討，及び性別による四達差。

a）：先づ2攣撒分散分析法により性別，テスト・アイテムによる得点攣化に差が見られるか  どうかを槍定して，次の如き結果を得た。

         Table 3  （2変数分散分析表）

テア

スゴ1

トフー

・ム

2

3

4

5

変動因

j

i

e

年令（1）

性別（i）

誤差（e）

一

戸

書

豊

平  方  和  mΣ（Xj−X）2   j

 kΣσζi．幽『ヌ：．．）2

  i

ΣΣ（Xij−xi．一X．j＋X．．）2

1J  へ

自由度

k＿1

m−1

（k−1 （m−1）

22。3 0．3 0．7

8．2 0．8 1．3

12．1 0．04 0．04

書

卓

9．92 3．74 0。67

委

乙

28．6 1．14 0．16

4

1

4 4

1

4 4

1

4 4

1

4 4

1

4

不偏分散 Sj2

Si2

Se2

5．58 0．3C O．18 2。05 0．80 0．30 3．03 0．04 0．01

2．48 3．74 0．17 7．15 1．14 0．04

F

Sj2

奮雇

￡壁 Se2

32．0鰍 1。7

6．8滞 2．7

303．0滞 4．0

14．6滞 22。0

179．0瀞 28．5

一42一

6｝

7

5

も

16．4 0．2 0．4

重

も

14．4 3．2 0。3

4

1

4 4

1

4

4．10 0．20 0．10 3．60 3．20 0。08

41，0瀞 2．0

9．2滞 21。2難

自由度  4と4に於ける  Fo．o＝6．39     ・1と4に於けるごFo．03＝7．71 従って表申滞印の変動は5％以下の危険率で有意義

 結果として，年令による攣動は5％以下の危瞼率ですべてのテスト・アイテムに於て有意  義であり，性による攣動はテスト・アイテム番号4，5，7，に於てのみ有意という結果

 が得られた。

b）次にTable 2に江つで，2つの野上の聞の差につv・て槍討を加え嚢達の檬相を更に詳  細に考察した。此所ではa項の槍定の結果かちすべて有意な差があることを寒紅した。方    Table 4．    法としては， Cochran−Cox法を用いた。

（x−Yの龍麟） @蛎t。一X一マ基準t備一tg6

 テスト・アイテム 1

2

3

4

5

6

7

0．47 0．40 0．35 0。70 0。70 0．40 0．50

v響＋誓

Table 4．は平均の差の有意限界をX−Yの近似値として，表

にしたものである。

即ちX−Yの値が表中の値以上の差があれば，それは5％以下 の危呼率で，その差は偶然でなV・ことが明らかとなった。そ

の結果次の如き・諸傾向（Table 5）が明に指摘されうる。

Table 5

年令を追っての発達働 ｛携懲著脳玲及び

テスト・アイテム

ﾔ号 男 1 女 1 男 1 女 ^{性差及び性差率}

1

1 ・年令を追って発

達している。

・11才〜12才〜13

才では発達が見 られずそれ以後 年令を追って発

達している。

2 響岡部簾丁発

12才〜13才

 （43．）

12才〜13才

 （33）

3

4

5

・13才〜14才に於

て発達が認めら れず，他は逐年

発達している。

・年令を追って発 達している。

・13才〜14才に於

て発達が認めら れず，他は逐年 発達しているポ

・12才〜13才の間

の発達がわっか で他は逐年発達

している。

14才〜15才

 （24）

12才〜13才

 （20）

13才〜14才

 （30．）

・男女差は殆んどない

・た貝3才に於て男子

優る。

   （32）

平均的

（25）

・男女差は殆んどない

・た蝿3才に発て男子

優る。

   （15）

乎均的

（23）

・男女差なし。

 （11）

6

^{・年令を追って発}

達している。

14才〜15才

 （19）

「響令とも娚子優

・年令を追って男女差 がはげしい。 （29）

14才〜15才

 （20）

・各年令ともに男子優

る。

・13才以上に於て特に その差が大きい。

・最も著しい差は13才     （16）

・男女差は少い。

・14才に於て男子優る

    （20）

一43一

7

號誘ま劉 翼謬鋪i、2才一、3才

他は年令を追つ 発達が殆んど小   （26）

て発達している。さい。

14才〜15才

 （38）

・各年令ともに男子優

る。       ．

｝・特に14才に於て著し

1し、o  （26）

 註：表中（）内の数字はそれぞれ発達率を示す基準to・D・＝1・96に於ける平均差との百分率

。）b項から更にto．05＝1．96の基準に於ける亭均差の有意限界（Table 4）の値を軍位と

 する各ZF均値の百倍の値を求め，獲達曲線を描v・て楡討を加えた♂fig 1． fig 2）從って

 ・圖申10以上の開ぎがあれば，その差は偶然でないということになる。     惣

90 80

70

60、

50 40 30 20 10

   ウ

 ，／4．

写ゑ…．ぐ

fig 1

・／多

血ン

／

／

／4，

そ

誓・

，ノ

｝    ラひアてテム

．〃

羽燕

ノ

ノ        ノ

／：

⊥一

！l

15

7

／／4㌻．

，／｝

    ！

   ⊥

    15著

i／ご鍵

・。｝

切

30 20 10

驚ワ

雇

． 4

洲

  ，！！イ  ， て屡

グ         ロ

ψ ．膨．〃

fig 2

憲・1  〒騨

∵ 擁

ジノ  〆 l z．．．粥一／

    i／  レ

、 、秩@｝

    1

        亀

  サら サコ ノ

ll富    12潔    13涛    曳

以上の事がら次の事が整理される。

夢塙一勢   12身

82

^吟畳

^〜2

（1），テスト・アイテムごとに，三層の様相がことなる。

（2），テスト・アイテムNo．3は，男女共に年令を追って，直線的に獲達してv・る。

（3） ，テスト・アイテムにより，著しい嚢達をする年令に位相のすれが見られる。

（4），テス下・アイテムNo．1No．3No．6に於て平行的な獲達が予想される。（女子

  ．に於てはNo．2も不行してv・る。）

（5），・男子に於てはNo．2No．4女子に於ては：No．4は登達が少く獲達の曲折部が12才

  〜15才の聞に見られるq

   （6ブテス干・アイテムNo．4 No．7は同じような嚢達曲線の型をとってv・る。

   （7）最も著しv・獲達をする年令は，男子に於ては12才〜13才にあるが，女子に於ては：

      14才〜15才にあり，年令上の位相の差異が見られる。

   （8），全体として男子に於て獲達が大きv・。

   （9）No．2に於ては女子の方が嚢達が著しい。

   （10），男女差の著しくなるのは，14才で，それは12才〜13才の獲達差にば1）まってv・

      る。

   （11），男女差は15才に於ては女子の！4才〜15才の著しN（嚢達により，差が縮められて       V、る。       函       、    （12），No．1，：No．3，No．6は男女差が少く，年令を追って男女差の増すのは：No・4       No．5である。

      亦男女差が各年令共にZF行的に男子が優ってv・るものNo・7である。

2，分散差による各テス下・アイテムの槍討，及び性差の槍討。

a．各テス㍗・アイテム間，各課令聞の相互比較を可能にするため，標準偏差（S）を散布 係藪（V一一 ・…）に換算した・Tab1・6がその結果の表である・

       一44一      ．

Table 666．（散布係数表）

年令

Vコ

V2 V3 V4 V5 V6 V7

11才 12才 13才 14才 15才

男 女 男 女 男 女 男 女 女1男

43。2 49．0

、60．3

41．1 49．6 51．9 33．5

40．8 55．6

56．3 40．6 43．4 45．3 32．1

42．8 49．6 50．0 39．5 41．0 46。6 31．6

42．5 51．5 47．7 41．9 41。7 48．6 34．0

35．4 36．9 41．5 38．4 37．4 42．5 31。5

38。3    30．0 43．0    37．7 43．0    42．7 40．5    46．0 39．8    35．9 46．0    41．4 35．4 − 31．9

31．9 41．8 41．3 50．1 39．9 41。6 37。2

27．4

多9．2

41．7 50．3 36。2．

38．0 29．1

一27．7 36．8 39．6 41．6 33．6 40。0 33．3

ノb．次にTable 2，にもとづv・てWelchの方法により分散の差を槍記した。

1・gL・一1・gN一

ｷ馬1・9婦去署恥1・9二一1・9（畢仇）

（1．b）テスト・アイテム（1〜7）の分散差の瞼定は次の如くなる。

 今n，を最少の400とすれば，、

   N詔2800    ∴ 10gN瓢3．4472

   謡恥1・9恥一2・6・2・ ．    一

 從って，分散についてΣn、109θ，と109（Σθ、）を求めればよv・。これを表にすると

       ぶ      ぶ

      Table 7 （男子）

11才 12

13

14

15

Σθ8

24012．0 25146．2 28681．4 32366．0 41160．6

109Σθ8

4．3802 4．3997 4．4579 4．5105 4．6138

暑1・9θ・1諮n・1・9θ・

24．4190 24．5564 24．8673 25．3660 25．9883

3．4884 3。5080 3．5525 3．6237 3．7126

Table 8 （女子）

11才

12 13

14

15

Σθ8 8 19731．6 24191．2 26452．4 30730．4 33072．0

109Σθs

 8

4．2945 4．3838 4．4232 4．4871 4．5198

Σ109θ8

23。8888 24．4549 2盗．7724 25．1804 25．4908

誇n・1・99・

3。4127 3．4935 3．5339 3．5972 3．6415 從って，

1・gL・一3・猛7ゴー2・6・2・＋看畢恥1・9二一1・9（Σθ，）

     一・・845エ＋謡鳴礁一1・9多（θ，）

       一45一

   ：Lo・01講1・00を基準とすれば，：Lo＞1・00なるとき・差が有意義，從ってlogLo＜0で・

   あればよv・。從ってTable 7，8に於て

      1・9（ζθ・）一÷暑n・1・霧汐・〉・・845・であれば馬…………（tb）

   Table 7，8はすべて（1．b）を満足する。

 即ち，テスト・アイテム聞の分散差は男女共に1％以下の危高率でもつて有意とみてよいひ

く2．b）攻に年令（11〜15）の分散差の槍定は，

       ns＝＝400，        N＝2000

   ∴1・gN−3・3・・③論恥1・9琳2・6・2・

   ∴1・gL・一・・6989＋謡恥1・9＆一1・9（ぞの

從って（Lb）と同じく撫恥1・9念＞1・9（駒を求めて嫉を得た．（Tabl・駄

 Table 10＞

       Table 9 （男子）

テス』、

トイテム

 1  2  3  4  5  6  7

Σθ8

21828。8 14682．8 9510．2 32416．0 35067．2 12537。2 24702．4

109Σθs

 8

4．3385 4．1673 3．9782 4．5104 4．5453 4．0969 4，3927

署b・吋諮bg碗

18．1895 17．3220 16．2990 18．8343 19。2068 16．9021 18．4433

3．6379 3，4644 3．2598 3．7668 3．8413 3．3804 3．6886

Table 10 （女子）

1 2 3

4

5．

6 7

Σθ8

20854．4 14318．8 8596．8 23530．4 30847。6 11638．4 24427．2

109Σθ8

4。3201 4．1553 3．98ユ8 4．3711 4。4886 4．0645 4．3874

Σb・θ・ ｡ゆ・衡

18．0976

・7

16．1282 18．2745

、8．9、821

11：鋼

3．6195 3．4558 3．2256 3．6549 3．7836 3．3442 3．6732

（1．b） と同じく：Lo．01謂1．00の基準に於て，

   1・9（浮の一巡恥1・9久〉・・6989・であれば編Tabl・9・Table・・よけ

   べて上式は満足される。

 即ち，年令聞の分散差は男女共に1％以下の危瞼率で有意とみてよ天（。

c．次にbの槍定に基いて，更に詳細な分散差の槍定を行った。

一46一

∴F SD・2・ 黶E（照門の融のためn・一n・一4・・とすれば）

    SD・2×詣

   ≒§器と近似値的に見徹せる・

．此所で更に槍討しゃすV・ように，

       引回

F・・孖墲撃倦 一壷；・一一膿として計算する。

       x22

從って今Fo≧Fの關係が成り立つSDrSD2を槍定せんとしているのであり，これば

  F・（X22×12）≧F（i爵される・

今自由度400と500の1％のFを基準とする．とFo・oP1・躍＿        ＿

從ってF・≧・・2馴れ雌は臆とみて馬こ繊亦F・・垂込≧・・24・i翠

でもある。

從ってVノ≧・・2生V22×i器であればよい・

而るに難は分散の大き肪を常紛子としてF・を算出するのでV・＞V・であり・

難は殆んど・に画引それ以下であ翻匡常に大まかな齪のようであるがこ甑 難撫覗してV・2≧i・24V22であれば差を臆とみなし…24V22を㈱について求

め，之を表にした。（TabIe 11）

       Table 11．

テア スイ トテ

●ム

1・

o

：・ o

3｛

4｛

5｛

6｛

7｛

男 女 男 女 男 女 男 女 男 女 男 女 男 女

11才

V・ hV2互．24

12才

V・ hV2を．、4

13才

V・ uV2互．、4

14才

V・ 奄u2を．24 1866．21 2314

1664．6 2116．0  ↓ 3091．4 3636．1 3170．0 1689。2 1648．4 2460。2

↑

1883．6 2693．6

↑

2052．1 1122。3 1030．4

 2064．

 2624，

 3833．

←4633．一  3930．

 2094．

 1920．

←3051．一

1831．81←2271。．L1253．2【←155←

、8。6．3L、24。．．L、466．gL、8、9−

  t

ll：1：：磯＝＝ll器：：｝1箋

一900．0

−1017．6  1421．3  1747．2  1923．3  1705．7

→21工6．0

→2510．0  1288。8  1592．0  1714．0

−1730．6  1017．6   ↓  1383．8

 1116

←1262−

 1762

←1918−

 2261  2115  2624

←3112  1598

←1914−

 2126  2022  1262  1715

15才

V・

PV2i．24

   1

−2500．0←3100

   ｝

 2335． 1 1738。9

−334・．！・・7・．6

2544。

1392．

1277．

 2275．3  1560．3  1755．6

＿1681．0

2362．0 998．6 1156．0

2821 1935 2176 2084 2156 2693 2928 1238 1433

1722．3  2135 1849．0  2293

1474．6−1829 1640．3−1785

、398．81、735

  ｝

1584．0  1964 1806．3  2240

2116．0←2624−

992．3  1230  ↓

1253。2  1553

  1

 750．8

−767．3

一｝：：1：：i

、738．gi

、56、．21

253。」

、9函．21

 1310．4

−1129．0

、4猛．。1

、600．。1

、妬．、1

、、塾5．7

931 951 1905 1675 2156 1944 3137 2206 1625 1399 1791 1984 1050 1408

■

表な

申る

（こ 専と

）塗

の刀く

印す

はる

分 散差

の あ

る

所

塗 爪 し

矢

印 の

方

向 に

分 散 が 大

一47一

以上の表からV2≧とV2×1．24の關係を見て目立つたV2≧V2×1．24の關係の成立するの

を拾って見ると次の如ぎ事が概括される。

（1），男女間に於て分散の差の認められるのはテスト・アイテムNo．7の13才，14才，

  15才であって，他は殆んど差が認められなv・。

（2），年令による分散差は テスト・アイテ広 No．1   （男 子）  No．2          No．3          No．5          No．6

12才〜13〜14才 12才〜13才 12才〜13才

11才一f12才

11才〜12才

に於て見られ年令と共に分散が小さくなっている。

（女 子）

No．1 No．2 No．3 No．4 No．5 No．6

13才〜14才〜15才 12才〜13才，14才〜15才

11才〜12才

14才〜15才 14才〜15才

13才〜14才

     に於て見られ年令と共に分散が小さくなってv・る。

（3）分散の最：大，：最小，年令は

テス下・アイテム

No．

No．

No．

No．

No．

No．

No．

1 2 3 4 5 6 7

最 男 11才 12才 11才 15才 虹才 11才 11才

大

 女

12才 11才 11才 14才

一、11才

12才 14才

最

男

15才 13才 13才 13才 14才 15才 15才

少

 女

15才 15才 15才 13才 15才 15才 11才

郎ち男女共に年令が進むに從v・分散が小さくなってv・る。而し男子のNo．2，3，4は

13才に於て小さくなり再び：増大の傾向を示し，女子に於てはNo．4・，7を除v・て15才で

分散が最も小さくなってv・る。亦No．4に於ては逆に年令と共に分散が大き，くなる傾向 を示し，No．7に於ては男女逆の方向を示しており，男子は年令を追って分散は小さく

なり，女子に於ては年令を追って大き くなっている。

      摘要重びに推考 a）以上の結果から次の事が概括されうる。

 （1う知能獲達は知能各因子に於て等質的四達はしないひ因子間に嚢達の檬相並びに位相の    差異がある。尚此の事が一般知能得点としてのTotalにどんな：重みをもっか，各年令    に於けるテスDア・イテム毎の得点と，Tota1との相關の差異については績いて楡討を

   加えて見たい。

 （2）（イ）圖形再認の因子に於ては：年令と共に嚢達し，その個人差も小さくなって來て       いる。而も男女差が見られなV・。      ＼

一48一

    （ロ）数系列の因子に於ては：年令を追っての無爵は男子に於て著しくなく，女子に

      於て著しV・傾向をもつ。而も女子に於て殆んど直線的な獲達の傾向をもつ。分散：．

      に於ても男子に於ては攣動少く女子に於て年令と共に個人差が縮められてV・る。

    （ハ）語類推の因子に於ては：年令を追って最も直線的な嚢達を示しており，分散も       年令と共に小さくなってv・る。之はAchieveと何等かの關係があることが予想

      される。此の事につV・ては本紀要中の川崎氏の報告を参照されたV・。（同じ資料       に基いた結果である。）

    （二）混晶の韓位の因子に於ては：他の因子と異った嚢達傾向を示しており，男女共

      に11才〜12才，13才〜14才，の間に於て子達を示してv・なv・。分散も學年を二つ

      て増す傾向さえ示してv・る。13才，14才，15才に点て男子が女子に著しく優る傾

      向がある。       ・

    （ホ）置換及び計算の因子に於ては：年令と共に磯達しており，13才以後に於ける男       面差が大きく，男子が優る。分散は年令と共に減少の傾向にある。

    （へ）文章完成の因子に於ては：年令と共に直線的な稜達を示し，志んど語の類推の       因子馬面と一致している。分散に於ても殆んど語の類推因子と大差なく年令と共

      に個人差は減少しズV・る。

    （ト）形態の一見の因子に於ては：他の因子と異なgた画帳の面相，位相を示し，各

      年令とも男子が優り分散につV・てもその増減が逆の傾向准もつ。

 （3），個人差は語の類推に於て一番大きく，次V・で文章完成であり，共に年令と共に著し

   く差が縮まり15才に於ては殆んど他の知能因子とかわらなv・までになってv・る。

 （4）形態露見は最も個人差が少v・。

 以上より知能各因子の嚢達はその様相，位相に差異があると共に性差も大ぎV・ヒとがうかが  える。尚このような知能嚢達と學力嚢達との關係も究明さるべきである。

b）今後の見通し。

 （1），各テスト・アイテムに於て稜達の性質に差異がある。このことは知能に盆池能力と

   しての成長の予見を担わせるならば，各知能因子は各年令を通じて同等には澹V・えなV・

   とv・うことが見通せる。之等の検討は各テスト・アイテムがTotalとどんな關係の仕方を

   してV・るかを槍威せねばならぬし，學力の獲達と相互直訴をさせてその槍討から臨海と

   函籔關係の高V・ものを，各年令の知能楡査として構成せ典ばならぬことが予想される。

 （2）本研究の結果からすれば，15才に於て男女差，個人差は縮められて來ている。六って    學力に於て若し知能を學習能力とすれば同一傾向が得られる筈である。而るに事實は年    令と共に，そして特に中段三年生（15才）に於て二三の男女差は大きく，個人差も年令        ゆ

   と共に大になっているとi二三から報告をうけてV・る。勿論男女差，個人差を大きくして

   いる要因は他にもあるでありましようが，二等學力を決定する要因につv・ても更に槍討    を加え，前記の事實があるとすればその根嫁を追求せねばならぬ。

 （3）テスト・アイテムNo・1，4，7の如き圖形態に關係した因子の二二様相，特にNo．4，

   7の嚢達様相（分散少く，年令二化も少v・。）とNo．3，6の如く殆んど直線的に嚢達

   し個人差も：大きく点し年令と共に分散の減少してv・る因子の晶出梯相と，更にはNo．2

   5の如き 他の異なった嚢達様相とについて，更に學力との關係に於ける詳細な槍討が必

   要であることが指摘されましよう。

 以上幸V・にも研究室主任澤教授の指導と，同室各位の協力を得ました事を感謝致しますと共  に今後更によりよぎ批正を賜はりつ〜引綾き研究を遙めたい。

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