教授行動が子どもの学習に及ぼす影響 : 教師の親和的･個別的かかわりの視点から

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(1)教授行動が子どもの学習に及ぼす影響一教師の親和的・個別的かかわりの視点から一. 幼児教育専攻山本問題. 真由美. の研究がある。そして，その研究において，親. 本研究は，生徒に対する教師の親和的手がか. 和的手がかりの高い（高親和的）教師に接した. りの高低や個別的かかわりの多少が，生徒の学. 子どもの方が，親和的手がかりの低い（低親和. 習意欲や学習成績にいかに影響するかを，教師. 的）教師に接した子どもより，学習課題や教師. の教授行動に，実験的操作を導入することによ. に対する好意度が高くなり，高い学習成績を収. って検討することを目的とした。. めることを実証している。. 教師の指導行動は，教師が意図する・しない. ところで，辰野（1983），ブロフィ・グッド（1. に関わらず，児童・生徒にさまざまな影響を与. 985）は，教師は1人ひとりの児童・生徒に対し. える。ゴードン（1985）は，教師の「受容」とい. て個別的に行動するべきであることを強調し，. う窓の大きさによって，児童・生徒への肯定的. 学習意欲を高めるため，動機づけの個別化とし. 認知に差が生じるといい，児童・生徒は，教師に. て，1人ひとりを生かす指導，各人の能力・適. 受容されているその過程で大きな影響を与えら. 性に応じた指導が必要であると述べている。. れると示唆している。浜名・北山（1988）は，教. 以上のことから，本研究では，中学生の美術. 師の指導行動として，教師の方から児童・生徒. の授業を対象に，親和的・個別的かかわりを意. の内面に近づき，児童・生徒の側に立って，と. 図した教授行動が生徒の学習に及ぼす影響を，. もに問題に対処していこうとするような教師態. 実験授業を通して直接的に検討することを目的. 度が重要であることを指摘している。さらに，. とする。. こうした教師の態度は，ロジャース（1984）がカ. 方法. ウンセラーまたはセラピストに必要な態度的要. 研究対象と実験期間. 件としてあげた，無条件の肯定的な配慮，一致. 兵庫県公立中学校の1年生，実験学級2クラ. 性，共感的理解の3つの要件を備えた態度であ. ス，統制学級2クラスで，1999年6月∼7月，. ると述べている。この研究を進めて，浜名・松. 授業時数は各クラス8時間である。. 本（1993）は，学級担任教師が学級の児童に対し. 授業前の測定. て，受容的・共感的な態度に裏打ちされたこれ. （D生徒の美術に関する認知の測定：生徒が. らの指導行動を意図的に増加させれば，当該児. 美術に関して持っている興味や意欲の程度を，. 童による教師や級友との関係，学習への意欲な. 9項目で，それぞれ5段階評定をした。. どが肯定的な方向に変化することを実証した。. （2）美的判断力の測定：美的判断力の測定に. また，教師の親和的手がかりの高低が子ども. は，『美術鑑賞テストー無彩色デザイン判断テ. の学習に及ぼす影響を，実験授業を通して直接的に明らかにしょうとしたものに，河野（1988）. ストー』を使用した。. 操作する教授行動とそのチェック.

(2) 同一の1人の授業者が，実験学級では，授業. た個別的なかかわりを表している因子「親和的. 中「①できるだけひとりひとりに笑顔で明るく. 個別的かかわり」と，客観的アドバイスによる. 接し，賞賛や励ましの言葉がけをする」「②机間. 個別的なかかわりを表している因子「客観的個. 巡視をし，生徒ひとりひとりの作品をよく見て. 別的かかわり」に分けて考えられる。2要因分. 回る」，「③課題プリントを次回の授業前に提出. 散分析を行ったところ，第1因子「親和的個別. させ，点検して返す」という教授行動を行った。. 的かかわり」においては，学級の主効果，性の. それが実験の目的にかなった行動であるかどう. 主効果，及び，学級×性の交互作用が有意であ. かを，他者（同室する美術教師）が観察をし確. り，下位検定の結果，実験学級Bの男子は他の. 認した。. 学級の男子よりも有意に平均値が高く，この因. 授業後の測定. 子の教授行動を多く受けとめていたが，女子で. （1）生徒の美術に関する認知の測定：授業前. は学級間の差がないことが示された。第2因子. の測定で用いた生徒の美術に関する認知9項目. では，性の主効果のみが有意であり，女子が男. を用い，それぞれ5段階評定で回答を求めた。. 子よりも平均値が高く，教師の教授行動をより. （2）教授行動に対する認知の測定＝授業者の. 多く受けとめていた。. 教授行動に対する生徒の認知を，12項目を用い，. 予測された方向での教授行動の認知がなされ. それぞれ5段階で回答を求めた。. なかった原因として，授業以外の授業者のかか. （3）美的判断力の測定：「美術鑑賞テスト」を，. わり方が，大きく影響を及ぼしているのではな. 授業前の測定と同じ要領で実施した。. いかと考えられる。「③課題プリントを次回の授. 美術作品評価. 業前に提出させ，点検して返す」という教授行. 完成した全員の作品を，美術担当教師（3人）. 動を生徒がどのようにうけとるかの違いが大き. がそれぞれ個別にA・B・Cの3段階で評価し. かった可能性が考えられる。本研究の実験授業. た。. は6月から7月にかけて行ったものであるが，. 結果と考察. この時期が，研究結果に何らかの影響をもたら. 親和的・個別的かかわりの多い教授行動で生. した可能性もある。また，課題プリントの未提. 徒仁接すれば，美術の授業が好きになる生徒が. 出者への対応も授業者側の問題として考えられ. 増え，また，その学級の生徒の美術作品の評価. る。. は高くなり，美的判断力も高くなると予測され. 本研究結果では，教師の親和的個別的かかわ. たが，予測されたような影響は，いずれの従属. りの重要性について検討したが，本研究でとり. 変数においても示されなかった。. あげた以外の教授行動や生徒の要因についても. 本研究において予測された結果が示されなか. 重要な検討課題である。今後，肯定的認知の授. った最も大きな要因は，美術に対する認知や学. 業経営のあり方を考える上からも，十分に検討. 習成績を変化させる媒介となるべき教授行動の. を進めたい。. 認知が，予測された方向になかったことにあっ. 主任指導教官（浅川潔司）. たと考えられる。教授行動に対する認知では，. 指導教宮（横川和章）. 親和的で，受容的・共感的な態度的要件を備え.

(3) 平成11年度. 学位論文. 教授行動が子どもの学習に及ぼす影響一教師の親和的・個別的かかわりの視点から一. 兵庫教育大学大学院修士課程. 幼児教育専攻. M98261K. 山本真由美.

(4) 問題. 1. 方法. 7. 結果. れ. 考察. 23. 引用文献. 27. あとがき. 29. 資料. 30.

(5) 本研究は，生徒に対する教師の親和的手がかりの高低や個別的かかわりの多少が，生徒の学習意欲や学習成績にいかに影響するかを，教師の教授行動に，実験的操作を導入することによって検討することを目的とした。. 教師の指導行動は，教師が意図する・しないに関わらず，児童・生徒にさまざまな影響を与える。1日の生活時間の多くを教室の中で過ごしている児童・生徒に，教師がどのような指導観あるいは指導態度に基づいて対応するかによって，教師の指導行動はかなり異なり，その違いは，直接的にあるいは児童・生徒の認知を介して間接的に，児童・生徒の学級活動に大きく影響すると予想される。もちろん，教師の指導態度や指導行動が児童・生徒の学習に及ぼす影. 響に関しては，すでに多くの指摘があり，最近は実証的な研究も進められている。そこで，教師の指導行動の親和的かかわりと個別的かかわりに視点を置き，まず，教師の親和的かかわりに関レて論を進める。. ゴードン（1985）は，受容できる教師と受容できない教師という「受容」という概念を用いて，教師の指導態度について説明している。児童・生徒の行動が教師として受容できる行動である場合，彼らは，児童・生徒の言動を受け入れ肯定的感情を抱き，受容できない行動である場合は，受け入れられない否定的感情を持ってしまうと述べている。これは，教師の「受容」という窓の大きさによって，児童・生徒への肯定的認知に差が生じるということである。さらにゴードン（1985）は，教師に受容されると，児童・生徒はあるがままの自分を. 受け入れ，自分の価値に目覚め，かくれた可能性を開花させると明言し，児童・生徒は，教師に受容されているその過程で大きな影響を与えられるようになるものだと示唆している。ただし，受容とは，相手のメッセージを受けとめるだけではなく，受容していることを能動的な形で自分から相手に伝える，すなわち「能動的な受容表現」が必要であるとし，そして，こうした教師の態度は，. カウンセラーやセラピストに必要な「治療的コミュニケーション」という技術であるとも述べている。この受容の概念にポジティヴフォーカスの考え方を関. 連づけた福井（1997）は，児童の自分に対する担任教師の温かくやさしい声かけやがんばりに対する承認，賞賛や励ましが，級友への肯定的認知に効果を及. ぼすことを実証した。このことより，潜在的な能力の存在を教師が認めた上で一1一.

(6) の激：励・賞賛という言語的行動が，いかに児童・生徒の肯定的変容の大きな手. がかりになるかということがわかる。たとえば上木原（1994）は，言語的報酬として教師による賞賛をとりあげ，賞賛という言語的働きかけは，そのような働きかけが行われなかった場合より，内発的動機づけを高めること，また，達成結果を本人の潜在的な能力に帰属した賞賛は，肯定的感情および当該課題に対する有能感を高めることを示唆している。同じく桜井（1991）も，児童・生徒の潜在的能力を認めた上で，努力を求める激励や受容的発言が彼らの動機づけに有効であることを指摘している。. 浜名・北山（1988）は，教師の指導行動として，教師の方から児童・生徒の内. 面に近づき，児童・生徒を受け入れ，児童・生徒の側に立って，ともに問題に対処していこうとするような教師態度が重要であることを指摘している。さらに，こうした教師の態度は，ロジャース（1984）がカウンセラーまたはセラピス. トに必要な態度的要件としてあげた，無条件の肯定的な配慮，一致性，共感的理解の3つの要件を備えた態度であると述べている。そして，学級担任教師が，. 学級の児童・生徒に対して，受容的・共感的な態度を意識して接することで意図的に増加させれば，教師や級友との関係，学習への意欲などが肯定的な方向に変化することを実証している。しかし，この研究では，どのような教師行動から，児童・生徒が教師を受容的・共感的と認知するのかは明確にされていない。. その問題に対して，浜名・登・吉田（1989）は，動作や身振り，豊：かな表情，. 身体的接触といった児童に対する教師の非言語的行動が，児童が教師の受容的・共感的態度を認知する際の手がかりになっていたことを明らかにしている。. また，藤本（1989）や平田（1990）も，小学生あるいは中学生を対象に視覚的非言語的行動と受容的・共感的指導態度の認知について検討し，ほほ笑み・うなずき・身振り・手振りなどが，教師の受容的・共感的態度を認知する際の大きな手がかりになっていると指摘している。さらに河合（1992）は，言語的行動. も含めた教師の指導行動に対する認知を問題とし，児童が教師の受容的・共感的態度をどのような言語的・非言語的行動を手がかりとして認知しているのかについて検討している。これらの研究から，教師の指導行動における非言語的行動の重要性が明らかになっている。したがって，浜名ら（1989）の指摘するように，言語的行動に比べてセルフ・モニタリングがなされず，意識的なコントロールが働きにくい非言語的行動に，もっと教師は注意を払う必要があるこ一2一.

(7) とが示唆される。ネイル（1994）も，非言語的行動は，教室の中で大変重要で. あり，教師も子どもたちも語られたメッセージよりも非言語的行動を信じると指摘している。. 浜名・北山（1988）の研究を進めて，浜名・松本（1993）は，教師の指導行動が. 児童の学級適応に及ぼす影響を明確に実証しようとした。指導行動として，「児. 童が失敗しても，やさしく励ます」と「児童にいつもあたたかく，やさしく話. しかける」の2つを特定し，学級担任教師が学級の児童に対して，受容的・共感的な態度に裏打ちされたこれらの指導行動を意図的に増加させれば，当該児童による教師や級友との関係，学習への意欲などが肯定的な方向に変化することを実証した。. また，教師の親和的手がかりの高低が子どもの学習に及ぼす影響を，実験授業を通して直接的に明らかにしょうとしたものに，河野（1988）の研究がある。. その実験授業とは，2種類の教師の役割を訓練された男子大学生が，小学校2 年生の教室で，1試行1分の符号問題を10試行与えて，その後，学習課題及び教師に対する好意度の調査をするというものである。そして，その研究において．親和的手がかりの高い（高親和的）教師に接した子どもの方が，親和的手がかりの低い（低親和的）教師に接した子どもより，学習課題や教師に対する好意度が高くなり，高い学習成績を収めることを実証している。. これらの研究から，教師の指導態度や指導行動が，児童・生徒の学習や学級適応にいかに大きな影響を与えているかが窺える。浜名・松本（1993）は，このような影響過程を：Fig．1のように示している。上述したように，教師の指導態. 度もしくは指導行動と，児童・生徒の学級活動・学級適応との関連や過程を解明する研究が進められてきたが，そこで明らかにされてきた教師の指導態度もしくは指導行動には，共通する要素があると思われる。浜名・北山（1988）や浜名・松本（1993）の受容的・共感的態度に裏打ちされた指導行動や，福井（1997）. のポジティブフォーカス，あるいは河野（1988）の親和的手がかりの高い教師. 行動は，ともに，教師の方から児童・生徒の内面に近づき，児童・生徒を受け入れ，児童・生徒の側に立って，親和的かかわりをしていこうという指導行動であるといえる。. 一3一.

(8) ステガ2. ステガ1. 教師の指導態度. 教師の指導行動. 児童・生徒の学習活動学級への適応. 砺3. ／ステ・ブ4. 教師の指導態度・指導行動に対する児童・生徒の認知. Fig．1 教師の指導態度・指導行動が児童・生徒の学習活動学級適応に影響する過程【浜名・松本 1993】. 次に，教師の個別的かかわりに関して論述する。. 学習意欲を高めるための動機づけとして辰野（1983）は，内からの動機づけ（内的あるいは丙発的動機づけ）と外からの動機づけ（外的あるいは外発的動. 機づけ）の2つをあげ，子どもが内からの動機づけによって学習内容や学習活動そのものに喜びや興味を感じ，自発的・自主的に学習に取り組むことが望ま. しいと述べている。さらに，動機づけの個別化として，1人ひとりを生かす指導，各人の能力・適性に応じた指導の必要性をあげている。個人差に応じた指導は，教授目標，教授内容，教授方法を個別化することによって可能になるが，. 義務教育の段階では，教授の目標や内容の水準に差を設けるよりも教授方法の個別化に重点がおかれることとなる。教師が，一斉授業のなかでいかにして個を生かすか，個別的かかわりができるかは，教師の教授行動にかかってくる。. また，ブロフィ・グッド（1985）は，教師は1底ひとりの児童・生徒に対して個別的に行動するべきであることを強調している。全ての児童・生徒が教室. で平等な処遇を受けるということはできない。全ての生徒に対して画一的に計画されるどんな方略も，多くの生徒には失敗に終わってしまうであろうということである。他の児童・生徒よりも速く学習する児童・生徒もいれば，比較的無. 口であるが聞くことによって学習し，聞いた内容を表に出さないが積極的に評価する児童生徒もいる。全ての生徒に対して同じ目標を与えるのと同じように，. 生徒に平等な成績を強制することは，非常に不公平で好ましくない比較の原因一4．.

(9) となり，結果的に，多くの生徒の自信とやる気をむしばむことになると述べている。さらに，浜名（1988）は，教師は「十把一からげ」的な対応をするので. はなく，1人ひとりの児童・生徒の現在の状態や長所・短所，特徴，要求，興味などを十分把握し，それにきめ細かく対応していかなければならないと提言している。. これらの指摘は，すべて個別的なかかわりの重要性を論じているといえよう。. 教師の指導行動という点から考えると，大きく2つのことを意味していると思. われる。1つは，個々の児童・生徒1人ひとりに対して，教師行動が親和的あるいは受容的・共感的であると受け取られるような個別的な対応が必要である. ことである。そして，もう1つは，個々人の個性や適性等に応じた個別的な指導が必要であるということである。. さて，上述したこれらの研究は，ほとんどが小学校の教師，児童を対象としている。たしかに平田（1990）は，中学生を対象としているが，どのような教師行動から受容野・共感的認知がなされるかを検討するにとどまり，実際に，. 受容的・共感的な態度に裏打ちされた指導行動が生徒の学習に及ぼす影響を明らかにしていない。岸田（1983）は，小学生から中学生，さら’に高校生へとの，. 子どもの心身の発達成長の変化は，教師への欲求や期待の発達的変化であり，. 子どもの教師への認知・態度は固定的なものでなくて，学年段階とともに発達的に変化すると述べている。小学校に入学したばかりの子どもは依存性が強く教師は絶対的な存在であるが，中学年，高学年になるにつれ変化し，また中学校では，学級担任制から教科担任制に変わって，学習時間毎に個性の違うさまざまな教師に接触するので，中学生は，小学生斯とは非常に異なった教師認知・態度を形成することは予測できる。しかし，親和的かかわり，あるいは受容的・共感的な指導行動は，小学生だけに限るわけではなく，どの学年段階においても，例えば中学生・高校生においても，重要な教師のかかわり方であると. 考えられる。そこで，本研究では，中学生を対象に教師の指導行動が及ぼす影響について検討する。. さらに，先行研究では，授業の中での指導行動が児童・生徒の学習に及ぼす影響についての研究がほとんどない。浜名・登・吉田（1989），藤本（1989），. 平田（1990），河合（1992）は，授業中の教師行動を扱っているが，上述したよ. うに，どのような指導行動から受容的・共感的認知がなされるかを検討するにとどまり，実際にそのような指導行動が生徒の学習に及ぼす影響を明らかにし一）一.

(10) ていない。また，福井（1997），浜名・北山（1988），浜名・松本（1993）は，小. 学校の担任教師の指導行動を扱っており，特定の授業を扱ったものではない。. 中学生の学習に及ぼす指導行動を考えるならば，教科担任制であることを踏まえて，個々の授業の中での指導行動を検討することが必要と思われる。先に述べた研究の中で，特定の授業場面を扱ったものに河野（1988）がある。しかし. この研究は，通常の授業ではなく，課題場面である。小学生に面識のない模擬教師が実験教示者となり実験授業を行っているが，初対面でしかもわずかの時間だけのかかわりで結果に妥当性が認められるものなのか，しかも，実験教示者は，演劇を勉強している大学生で教師役の訓練を受けたとは言うものの，その役割が確かに行われているかどうかの確認の評価を行う必要がある。そこで，これらの疑問点を課題とした上で，本研究では，特定の授業（美術）. における教師の指導行動に焦点を当て，子どもの学習に及ぼす影響を検討していくこととする。また，教師の指導行動というのは，本来学校生活一般をさし，. 幅広い意味を包含しているものと考えられるが，本研究では，授業における教授行動として限定してとらえていくこととする。. 以上のことから，本研究では，中学生の美術の授業を対象に，親和的・個別的かかわりを意図した教授行動が生徒の学習に及ぼす影響を，実験授業を通して直接的に検討することを目的とする。具体的に言うと，本研究で導入した教. 授行動は，「①できるだけ1人ひとりに笑顔で明るく接し，賞賛や励ましの言葉がけをする」，「②机間巡視をし，生徒ひとりひとりの作品をよく見て回る」，. 「③課題プリントを次回の授業前に提出させ，点検して返す」という3点である。①と②は，親和的かかわりをできるだけ個別的対応の中で行うこと，そして②と③は，個別的な指導をできるだけ行うことを意図した教授行動である。したがって，教師の親和的・個別的かかわりの態度に裏打ちされたこれらの教. 授行動を意図的に増加させれば，その教授行動に接した生徒は，美術の授業を好きになり，意欲的に取り組み，また，その生徒の美術作品は，よりすぐれた美術作品になると予測される。. なお，本研究では，中学校の美術の授業を扱った。美術は，国語や数学などのように知的能力を反映する教科ではなく，児童・生徒の学習意欲が，課題遂. 行とより直接的に結びつきを持っていると思われる。したがって，本研究で扱う教授行動の影響がより強く表れてくると考えたからである。. 一6一.

(11) 方法研究対象対象となったのは，兵庫県龍野市の公立中学校の1年生4クラス149人（男子81人，女子68人）の生徒である。実験授業は，中学校の美術の授業とし，実験授業を行う授業者（筆者）と面識のない1年生を対象とした。その学年は，. 2名の美術科担当教師が2クラスずつ担当しているので，実験学級・統制学級のどちらのクラスにも，それぞれの担当教師の学級が入るようにクラスを分け，. 実験学級2クラス，統制学級2クラスとした。事前または事後の測定において欠席した生徒及び質問紙の回答が不備な生徒15人を分析データから除外し，男子71人，女子63人を分析の対象とした。. 最終的な分析対象となった各学級の人数は、実験学級Aは35人（男子19人、女子16人），実験学級Bは31人（男子15人、女子16人），統制学級Aは32人（男子17人、女子15人），統制学級Bは36人（男子20人、女子16人）であった。. 実験期間. 授業が行われたのは，1999年6月∼7月の問で，授業時数は各クラス8時間である。そのうちの最後の1時間は，授業後の測定の時間とした。授業は，特別に変更をせず普段どおりの時間割で行った。. 授業前の測定. 実験授業を行う前に，4学級の全生徒を対象に次の2つの測定を行った。測定は，各クラスの美術科担当教師が教示者となり，学級ごとに集団的に行った。なお，生徒の回答は記名とした。. 《1）生徒の美術に関する認知の測定：生徒が美術に関して持っている興味や意欲の程度を，「あなたは，美術が好きですか」「美術の授業は，楽しいです. か」など9項目に，「小学校の時，図画工作は好きでしたか」（この項目は以. 下の分析には用いていない）を加えた10項目で，それぞれ5段階（とてもそうである，わりとそうである，どちらともいえない，あまりそうではない，ぜんぜんそうではない）で評定を求めた。. （2》美的判断力の測定：美的判断力の測定には，『美術鑑賞テストー無彩色デザイン判断テストー』（日本文化科学社）を使用した。この「美術鑑賞テ. スト」は，三苫・斎藤・茂木（1965a）によって，デザインの基礎となる美的判断力を評価するために，アメリカの「グレイブス・デザイン・判断テスト」．7一.

(12) を範として作られたものである。また，この「美術鑑賞テスト」は，石崎（1996）によってすでに信頼性と妥当性に関しては考察済みである。なお，こ. れは，デザインの基礎となる美的判断力の一側面として，無彩色，抽象的図形における構成原理としての秩序感，すなわち，統一，変化，均斉，均衡，律動，比例，調和，対立，強調などの秩序感を測定しようと試みたものとされている。. テストは44の問題からなり，各問題はA・B・Cの3つの作品によって構成されている。その中から，研究対象者の美感に訴えて，最も感じの良いと思うものを選択させるものである。テストの実施方法は，『美術鑑賞テスト手引き』. （三苫・斎藤・茂木，1965b）にある程度準拠し，44枚の問題用紙を随時めくり，最も感じの良いと思うものの記号に○をつけていく方法で行った。. 操作する教授行動実験学級・統制学級とも同一の1人の授業者が授業を行った。実験学級と統制学級の違いは次の点である。実験学級では，授業中「①できるだけひとりひとりに笑顔で明るく接し，賞賛や励ましの言葉がけをする」「②机間巡視をし，. 生徒ひとりひとりの作品をよく見て回る」という教授行動を，意識して多く行った。さらに実験学級では，「③課題プリントを次回の授業前に提出させ，点. 検して返す」という教授行動を行った。実験授業の中で1度だけ課題プリントを課題として出し，授業者が点検し，提出したその日に終会で個別に返した。統制学級では，課題プリントは次の授業に持って来るという形をとった。. 教授行動のチエツク授業者の教授行動が実験の目的にかなった行動であるかどうかを，他者（同室する美術教師）が観察をし確認した。授業者の教授行動の確認は，「机問巡. 視が多い」「ひとりひとりに対することばがけが多い」など7項目を，それぞれ7段階（すごくあてはまる，わりとあてはまる，少しあてはまる，どちらともいえない，少しあてはまらない，わりとあてはまらない，ぜんぜんあてはま. らない）で評定した。なお，この評定は，1時間の授業ごとに行った。したがって，各学級それぞれ7回の評定がなされた．授業の内容 1年生の美術の年間指導計画をかんがみて，授業は，生徒に興味を持たせ，発想・構想・仕上げ・完成までの充実した活動をさせ，しかも研究目的にかなう教授行動がとりやすい美術の授業として，「表現技法（モダンテクニック）. のいろいろを体験させ，その技法を使ってイメージをふくらませながら季節を．8．.

(13) 表現すること」を課題とした。その作品は，B5∼A4の画用紙を自己選択させ，四季のうち好きな季節（春夏秋冬のいずれかひとつ）を選び，表現技法の. 特徴を生かして季節感を効果的に表現させた。そして，その作品をB4の台紙に貼り付け，季節の文字をレタリングし完成作品とした。全7時間の授業の流れは，Fig．2に示すとおりである。なお，「下絵を描く」の課題プリントの提出は，構想を練る段階で行った。. 導入. 展開（発想・構想・制作）. 2時間. まとめ. 1時間. 4時間. il 表i i l ユ. 現ヨ 1. i 技i、. i体主簿ヨ. iす 9. ：. ：る. ！. ：. 口：. 下. 表. 想. 絵. 現. を. を. を. 練. 描. す. i鑑成 l l ：. る. く. る. i賞さi l i. ヨ. i験 i l i. i：作i i. 構. ：ロロl. i をi. iすせ 1. 1. ！. i. ：. lる. i. …. l. i. Fig．2 美術の実験授業の学習過程. 授業後の測定 7時間の実験授業を実施した後，実験学級と統制学級の全ての生徒に対し，ゴ授業後の測定を行った。測定は，実験授業における教授行動の質問が含まれているので，授業者が対象であることを明確にするため，筆者が教示者となり最後の1時間を使って行った。測定内容は以下の通りである。（1》生徒の美術に関する認知の測定：授業前の測定で用いた生徒の美術に関する認知9項目を用い，それぞれ5段階評定で回答を求めた。《2》教授行動に対する認知の測定：授業者の教授行動に対する生徒の認知を「先生は，わたしの気持ちをわかろうとしてくれる」「先生は，作品を1人1 一9一.

(14) 人よく見てくれる」などの，12項目を用い，それぞれ5段階（とてもそうである，わりとそうである，どちらともいえない，あまりそうではない，ぜんぜんそうではない）で回答を求めた。. （3》美的判断力の測定：「美術鑑賞テスト」を，授業前の測定と同じ要領で実施した。. 美術作品評価. 完成した全員の作品を，美術担当教師（3人）がそれぞれ個別にA・8・Cの 3段階で評価した。. 。10。.

(15) 結果授業前の美術に対する生徒の認知. 授業前の「美術に対する生徒の認知」に関する9項目について，「とてもそ. うである」を5点，「ぜんぜんそうではない」を1点として得点化し，平均値を学級別・性別に示したものがTable 1である。項目毎に，学級×性の2要因. の分散分析を行った結果，全ての項目で学級の主効果は有意でなかったが，9. 項目中7項目においては性の主効果が有意であり，4項目においては，学級× 性の交互作用が有意であった。9項目の主成分分析を行ったところ，全ての項目において，．40以上の第1主成分への高い負荷量を示した（説明率は51．17％）。. そこで，これらの項目の合計点を，美術に対する総合的な認知得点とした（α 係数は．87）。この美術に対する総合的認知得点の平均値は，学級別，性別で，. T翻b董e1に示してある。2要因分散分析の結果，性の主効果及び，学級×性の. 交互作用が有意であり，下位検定の結果，実験学級Aと統制学級Bにおいて性差が認められた。以上のことから，授業前の美術に対する認知において，女子の方が肯定的に捉えている傾向があり，その性差の様相が学級によって異なることを示している。そこで，以下の分析においては，学級と性を要因として分析を進めていくことにする。. 授業前の美的判断力石崎（1996）による「美術鑑賞テスト」項目の分析において，信頼性と妥当. 性が確認された13項目を分析に用いた。各項目に対して正解を1点とし，13項目の合計点を美的判断力得点とした。学級別・性別に平均値を示したものが T3ble 2である。美的判断力の2要因分散分析を行ったところ，いずれの主効果及び交互作用も有意でなく，学級差，性差は認められなかった。. 教授行動の検討. 授業者の教授行動が実験の目的にかなった行動であるかどうか，7つの教授行動に対する同室した美術教師の評定をもとに検討した。「すごくあてはまる」. を7点，「ぜんぜあてはまらない」を1点として，各学級の7回の授業の平均値を示したものがhble 3である。実験学級においては「①できるだけひとりひとりに笑顔で明るく接し，賞賛や励ましの言葉がけをする」「②机問巡視をし，生徒ひとりひとりの作品をよく見て回る」という教授行動が意識的に多く. とられた。項目1，2，5，6，7は，このような教授行動に対応した項目で．11一.

(16) Table 1. 項. 授業前の美術に関する生徒の認知. 目. 1．あなたは美術が好きで. 男. すか. 実験学級. 統制学級. A．. A. B. 3．58 3．40 （1．02）（0．99）. 女. 4。06 3．25 （1．00）（0．93）. 2．中学校に入って、小学. 校の時より美術が好きになりましたか. 男. 3．11 3．33 （0．99）（0．90）. 女. 3．88 3．13 （0．81）（0．96）. 3．美術の授業は、楽しい. 南. ですか. 3．21 3．60 （0．98）（O．91）. 勢. 4．31 3．50 （σ．70）（0．97）. 4．美術の授業は、おもし. 男. ろいですか. 2．95 3．40 （0．85）（1．06）. 女. 4．00 3．31 （0．82）（0．95）. 5．美術の授業が、待ち遠. 男. しいですか. 2．37 3．13 （1．07）（1．06）. 女. 3．50 2．88 （0．89）（0．72）. 6．美術の授業は、時間が早くたつと感じますか. 男. 3．84 3．87 （1．34）（1．06）. 女. 3．75 3．44 （t13）（1．03）. 7．美術の授業は、門門に. 男. 受けていますか. 3．58 3．47 （0．90）（0．74）. 女. 4．19 3．94 （0曹75）（0．77）. 8．美術の授業は、自分から進んでやっていると. 思いますか. 男. 3。16. 3．13. （1．12）（0．83）. 女. 3。44 3．06 （1．09）（0．93）. 9．家でも、美術作品のアィデァを考えてみよう. と思ますか. 男. （0．99）（1．03）. 女. 総合的な認知. 2．26 2．27. 男. 女. 2．94 2．88. B. 2．94 3．00. 分散分析結果学級. 交互作用. 4．65孝. 1．24. （1．30）（0．86）. 3．33 3．81 （1．05）（1．05）. 3．29 2．65. 1．08. 4．42串. 4．17ホ事. （0．77）（0．81）. 3．07 3．63 （1，10）（0，81）. 3．29 3．15. 1∂21 10．90ホ率 3畳65事. （1．05）（0．81）. 3．40 4．19 （1．12）（0．91）. 3．00 2．95. 0卿73. 9．39串串 2．39＋. 1．13. 9．42塗ホ 4．97心事. 0。57. 2．38. （1．06）（0．76）. 3．27 3．75 （1．03）（1．13）. 2．65 2．50 （1。06）（0．83）. 2．67 3．56 （0．82）（0．81）. 3．29 2．75. 3．90掌. （1．45）（1．21）. 3．67 4．19 （1．29）（0．98）. 3．88 3．40. 1．33 11．54率拳 0．31. （0．78）（0．82）. 4．13 3．94 （0．74）（0．77）. 3．18 2．80. 0．521．022．06. （0．73）（0．95）. 2．87 3．56 （0．99）（0．81）. 2．24 2．20. 0．55 13。39事率 0．70. （1．03）（1．06）. 2．60 3．31. （1．12）（1。02）. （1．30）（1．14）. 28．05 29．60. 27．76 25．40. （6．06）（5．64）. （6。32）（5．99）. 34．06 29。38. 29．00 33．94. （5．48）（5．34）. （7．02）（5．71）. 1．13. （）：SD，榊：p＜．01，事：p＜．05，＋：p＜．10 注）項目番号は，事後の測定の番号に統一してある。. 一12一. 性. 2．65＋. 14．10寧拳 3．91宰‡.

(17) Table 2 実験学級 A B. 男2．843．60 （1．71）（1．80）女3．693．00 （1．92）（1．63）. 授業前の美的判断力分散分析結果. 統制学級 A B 2．47. 3．90. （1．50）. 3．40. 学級. 性. 交互棚. 1．46. 0．72. 1．30. （1．77）. 3．81. （1．99）. （2．37）. （）：SD. Table 3. 教授行動 1．下間巡視が多い. 教授行動の確認. 実験学級. 統制学級. A. A. 6．43. B 6．71. 5．86. （0．79）（0．49）. 2．ひとりひとりに対することばがけが多い 3．全体へのことばがけが. 多い 4．全体に対して注意をしたり怒ることが多い 5．ひとりひとりに丁寧に. 接している 6．ひとりひとりに笑顔で. 明るく接している 7．ひとりひとりにやさし. く接している. 5．71 6．14. 5．00. F値. 多重比較（しSD法｝. 6．00孝＊. 実A，実B ＞統B. 9．54串串. 実A，実B ＞統A，絞B. （1．07）（0．82）. 3．71 4．14. （1．38）（0．69）. 3．14 4．86. B. （1．11）（0．69）. 4．57. 5．29. 3．55事. 実A 〈実B，統B. q．68）（1．07）（1．40）（0．95）. 1．71 2．14. 2．71 2．71. （0．95）（1．07）. 6．14 6．14. 4．14 5。00. （0．90）（0．69）. 5．29 5．14 6．14 5．29. 9．43桝. 実A，実B ＞. 短A. 実B＞漁実A＞辣B ＞統A. （0．95）（O．49）. 4．00 4．14. （0．90）（0．95）. 5．98率零. （1．46）（1．00）. 3．29 4。29. （0．76）（0．90）. 1．02. （1．38）（1．60）. 9．OO率＊. 実A，実B ＞統A，統B. （1．15）（0．38）. （）：SD，榊曾p＜．01，事●p＜．05. ある。これらの項目では，いずれも学級の主効果が有意であった。多重比較の. 結果，項目2と項目7の教授行動は，実験学級が統制学級に比べ多くなされて. いたことを示している。項目1，5，6は，多重比較においては有意でない部分もあるが，その方向性は全て予想されたものであった。したがって，授業中. の教授行動に関する実験的操作はほぼ成功したと言える。なお，項目3、4は本研究で特に意図した行動ではないが，統制学級に有意に多いという結果は明確には示されていなかった。一13一.

(18) 教授行動に対する生徒の認知実験授業後に実施した質問項目「10．先生は，わたしの気持ちをわかろうとしてくれる」から，質問項目「21．先生は，わたしがすることに，正直に意見を言ってくれる」までは，「教授行動に対する生徒の認知」に関する項目であった。「とてもそうである」を5点，「ぜんぜんそうではない」を1点として，学級別・性別に平均値を示したものがhb真e 4である。ほとんどの質問項目に. おいて，性の主効果が有意であった。また，1部の項目では，学級の効果も認められるが，実験学級の方が統制学級よりも平均値が高いことを示す結果ではなかった。. 教授行動の認知に関する11項目を因子分析（主因子法，プロマックス回転）. した結果，2因子からなると判断できた（説明率は53．97％）。第1因子は， Table 5に示すように，「13．先生は，わたしをやる気にさせてくれる」「10．. 先生は，わたしの気持ちをわかろうとしてくれる」などの項目に負荷量が高く，. 親和的で，受容的・共感的な態度的要件を備えた個別的なかかわりを表してい. ると考えられる。第2因子は「19．先生は，授業中よく見て回ってくれる」「20．先生は，作品についてのコメントをしてくれる」などの項目に負荷量が高く，客観的アドバイスによる個別的なかかわりを表していると言えよう。そ. こで，第1因子を「親和的個別的かかわり」の因子，第2因子を「客観的個別的かかわり」の因子とよぶことにする。各因子に負荷量の高い項目の合計点（因. 子1は項目10∼18の合計点，因子2は項目19∼21の合計点）を算出し，各因子得点とした（それぞれのα係数は，．89と．74）。学級別、性別に平均値を示したものがTab置e 6である。. 2要因分散分析を行ったところ，第1因子「親和的個別的かかわり」においては，学級の主効果，性の主効果，及び，学級×性の交互作用が有意であった。. 下位検定の結果，実験学級Bの男子は，他の学級の男子よりも有意に平均値が高く，この因子の教授行動を多く受けとめていたが，女子では学級間の差がないことが示された。また，実験学級Bを除いて，女子の方が男子よりも，平均値が高かった。第2因子では，性の主効果のみが有意であり，女子が男子よりも平均値が高く，教師の教授行動をより多く受けとめていた。. 先の分析において，授業中の教授行動では，ほぼ意図された教授行動がとら. れていたことが確認されたが，以上の結果は，生徒の受けとり方は必ずしもそれと対応していないことを示している。すなわち，実験学級Bの男子において一14。.

(19) Table 4. 教授行動に対する生徒の認知実験学級 A. 目. 10．先生は、わたしの気持ちをわかろうとしてくれる. 男. B. 2．95 3．80 （1．03）（1．15）. 女. 3．56 3．56 （0．63）（O．73）. 11．先生は、失敗してもやさしく励ましてくれる. 男. 3．11 3．87 （1．05）（1．13）. 女. 3．69 3．88 （0．79）（0．96）. 12．先生は、個人的にことばをよくかけてくれる. 男. 3．05 3．53 （1．03）（1．30）. 女. 3．31 3．13 （0．87）（1．31）. 13．先生は、わたしをやる気にさせてくれる. 男. 2．79 3．93 （0．98）（0．88）. 女. 3．56 3．63 （0．73）（0層89）. 14．先生は、わたしが相談ずると、気持ちよく相談にのってくれ. 男. 女. 3．06 3．75 （0．68）（1．06）. る. 15．先生は、作品を一人一人よく見てくれる. 2．84 3．87 （1．07）（0．83）. 男. 3．84 4．33 （0．90）（0．90）. 女. 4．00 4．63 （0．97）（0署72）. 16．先生と話していると、楽しくなる. 男. 2．42 3．47 （0．84）（O．83）. 女. 3．25 3．69 （0．58）（0．87）. 17．先生と話していると、やってみようと思う. 男. 2．74 3．80 （0．99）（0．86）. 女. 3．44 3．63 （0．73）（0．62）. 18．先生は、わたしががんばっているのを、わかろうとしてくれ. 男. 女. 3．38 3．69 （0．72）（0．79）. る. 19．先生は、授業中よく見て回ってくれる. 2．95 3．80 （0．97）（1．08）. 男. 4．21 4．47 （0．92）（0．64）. 女. 『4．44. 4．69. （0．73）（O．60）. 20．先生は、作品につい. 男. ての：コメントをして. くれる. 4．16 4．27 （0唇76）（0．88）. 女. 4．50 4．63 （0．73）（0．62）. 21．先生は、わたしがすることに、正直に意見を言ってくれる. 男. 3．47 3．93 （0．90）（0。96）. 女. 4．06 4．00 （0．85）（0 82）. 分散分析結果. 統制学級 A. B. 学級. 2．76 3．25. 1．31. 一交互馬. 9．69串事 3．76事. （1．15）（0．72）. 4．00 3．56 （0．85）（0．73）. 3．00. 3．15. 1．38 12．98率事 1．78. （1．17）（0．81）. 4．13 3．88 （0．99）（0．89）. 2．76 3曹00. 0．28. 1．65. 1．38. （1．03）（0．97）. 3．40 3．50 （1．24）（1．10）. 2．47 3．00. 4．94零＊12。23事零 3．18零. （0．94）（0．97）. 3．40 3．81 （0．99）（0．83）. 3．00 3．10. 4．67串事 6．91事 2．40＋. （1．22）（0．91）. 4．13 3．63 （0．92）（0．89） 3．5・9. 3．60. 2．56＋ 10．62掌牟 1．39. （1．23）（1．05）. 4．60 4．25 （0．63）（0曾86）. 3．00. 3．15. 4．85宰串16．79宰事 0．80. （1．12）（0．81）. 3．80 3．81 （1．08）（0．83）. 3．00 3．00. 2．84率 12．24率傘 2．63＋. （1．32）（0．79）. 3．73 4．00 （0．80）（0．82）. 3．41 3．20. 3。67串 5．14事 1．19. （1．18）（0．77）. 4．13 3．56 （0．83）（0．63）. 4．29 4．20. 1．10. 7．49事零 0．41. （0．99）（0．77）. 4．87 4．56 （0．35）（0．51）. 4．12 3．90. 0．40 16．95率率 0．75. （0．86）（1．02）. 4．80 4．69 （0．41）（0．48）. 3．76 3．70. 1．29 12．61寧率 1．13. （1．15）（0．80）. 4．60 4．38 （0．63）（0．81）. （）：SD，零電’p＜．01，串．p＜．05，＋●p＜．10 15一.

(20) Table 5. 「教授行動に対する生徒の認知」の回転後の因子行列. 因子. 教. 授. 行. 2. 1. 動. 10．先生は、わたしの気持ちをわかろうとしてくれる. iO。73 ｝ i ［ i ｝. 11．先生は、失敗してもやさしく励ましてくれる. 0．25. iO．70i i l O．28 ｝ i. 12．先生は、個人的にことばをよくかけてくれる. く. ミ. i. l. 13．先生は、わたしをやる気にさせてくれる. iO．75｝. iO．57 i. i i. i i. O．24. 0．14. 14．先生は、わたしが相談すると、気持ちよく相談にのってくれる. iO・52iO・42. 15．先生は、作品を一人一人よく見てくれる. iO．57 ｝. i. 16．先生と話していると、楽しくなる. i. 1. i. く. く. iO．641. i. i. 17．先生と話していると、やってみようと思う. i. 0．39. 0。39. i. iO．71i O．25. 18．先生は、わたしががんばっているのを、わかろうとしてくれる. ！ i i ｛ミ iO．70 i. O．23. 1，．｝．．＿．＿＿，1. 19．先生は、授業中よく見て回ってくれる. 0．20. i. i. ミ. iO．80 i. ｝. i. 20．先生は、作品についてのコメントをしてくれる. O．23. iO．79；. 21．先生は、わたしがすることに、正直に意見を言ってくれる. O．37. Lp∴憩」. Table 6. 親和的個別的かかわり. A 男. 女. 客観的個別的かかわり. 男. 女. ！ i. 教授行動に対する生徒の認知. 26．68. 分散分析結果. 統制学級. 実験学級. 教授行動. i ！. A. B. B. 27．00 28．45. 34．40. 学級 3．95き. （5．75）（6．59）. （7．28）（6．23）. 31．25. 35．33. 33．56. 34．00. （3．99）（5。51）. （6．06）（5．11）. 11．84. 12．18. 12．67. 性交互作用 18．47掌率 3．33ホ. 11．8Q. （2．22）（2．02）. （2．48）（1．67）. 13．00 13．31. 14．27. （1．67）（1．74）. （1．22）（1．54）. 1．14. 19．35零事 0．98. 13．63. （）：SD，纏’p＜．01，孝’p＜．05. 16.

(21) は，予想された方向にあったが，女子や実験学級Aでは，教授行動の受けとりかたが統制学級と異なっていなかったと言える。. 美術に対する生徒の認知の変化. 生徒の美術に関する認知9項目について，ポストテストからプリテストの得点を引き，「美術に対する認知の変化」得点とした。学級別，性別に平均値をまとめたものがTab夏e 7である。どの項目においても，学級の主効果，及び，. 学級×性の交互作用は認められなかった。また，1，2，5，8，9の項目ヒおいては，性の主効果が有意であり，女子の方が男子よりも得点が高かった。. なお，美術に対する総合的な認知に関しても同様の変化得点を算出し，分散分析を行ったが，性の主効果のみが有意であり，女子の方が男子よりも肯定的な方向への変化を示していた（Tab翼e 7）。. 美的判断力の変化「美術鑑賞テスト」の13項目のポストテストからプリテストの得点を引き，学級別，性別に平均値を示したものがTable 8である。分散分析の結果，いず. れの主効果，交互作用も有意でなく，美的判断力の変化は認められなかった。美術作品評価完成された作品に対する美術教師による評価を得点化し（A：3点，B：2点，. C：1点），3人の評価の相関係数を示したものがTable 9である。3人の評価者の間は高い正の相関があったので，3人の評価の合計点を美術作品の評価点とした。その評価点の平均を，学級別・性別に示したものがT油1eloである。. 2要因の分散分析を行った結果，学級の主効果及び学級×性の交互作用は有意でなかった。性の主効果のみが有意であり，女子の方が男子より平均点が高かった。. 17一.

(22) Table 7. 美術に対する認知の変化. 実験学級項. 目. 1．あなたは、美術が好き. ですか. ．A. （1．22）（1．07）. （0．62）（1．18）. 2．中学校に入って、小学. 男一〇．470．40. 校の時より美術が好きになりましたか. （1．39）（1。24）. 女0，000．50 （0．82）（1．15）. ですか. 男一〇．260。20 （1．41）（1．32）. 女一〇．310．25 （0．87）（0．68）. 曙麟蒙は’おもP. 男0．050．20 （1．18）（1．21）. 女0．000，25 （0．82）（0．77）. 5．美術の授業が、待ち遠. しいですか. 6．美術の授業は、時間が早くたつと思いますか. 7．美術の授業は、真剣に. 受けていますか. 男．一〇．16−0．13 （1．07）（1．13）. うと思いますか. 一〇．24 −0．10. （3．25）（3．38）. 0．66. 0．78. 5．12宰. 0．41. 0．20. 0．60. 1．67. 0．81. 1．51. 0．22. 0．33 0．31 （0．72）（0．87）一〇．29 −0．30 （1．21）（0．86）. 一〇．18. 0．35. 一〇．35. 0．00. （1．27）（1．12）. 0．07 0．06 （0．88）（0．68）一〇．06 一・O．20. 0．80. 6．72串. 0．21. （1．60）（0．83）. 0．60 0曾06 （0．63）（0．93）. 0．29−0．15. 女1．003．06. 1。84. （1．35）（1．12）. （1．26）（0．81）. （6．87）（7．51）. 0．23. 0．47 0．00. （1．06）（1．03）. 男一2．470．73. 1．04. （1．19）（0．82）. 男一〇．32−0．07. 女0．630．38. 2．31. （1．54）（1．14）. （1．22）（0．45）. （1．20）（0．96）. 総合的な認知. 一〇．41 −0．35. （1．14）（1．01）. 女0．310．56. 1．24. 0．53 0．31. 0．07 −0．25. （1．12）（1．13）. 6．52ホ 0．75. （1．19）（0．95）. 女0．310．31. 男一〇．160．00. 1．79. （1．62）（1．07）. （1．67）（1．42）. （1．20）（0．96）. 9．家でも、美術作品のアアイデアを考えてみよ. 一〇．47 −0。25. （1．39）（1．46）. （0．79）（0．99）. 0．15. 0．27 0讐06. （0．75）（0．60）. 男一〇。210．13. 5．03事. （0．70）（0．68）. 0．33−0．19. 男一〇．420．00. 1．23. （1．16）（0．91）. （1．05）（0．98）. （0．82）（0．86）. 思いますか. 一〇．29 −0．25. 女0．190．31. 女0．000．25 8．美術の授業は、自分から進んでやっていると. 分散分析結果. A B 学級性交互作用. B. 男一〇．530．00 女一〇．130．25. 3．美術の授業は、楽しい. 統制学級. 0．66. 6．55率 0．82. 1．25. 9．45ホ串0．50. 0．47 0。19 （1．06）（1．11）. 一2．00 −1．25 （9．62）（5．46）. 3．13 0．56 （5．04）（2．85）. （）：SD，率事：p＜．01，寧：p＜．05. 一18一.

(23) Table 8. 0．11 （2．26）. 女. A. B. 0．82. 一〇．13. （2．13）. （1．64）. 0．00 （2．19）. 分散分析結果. 統制学級. 実験学級 A B 男. 美的判断力の変化. 一〇．15. （2．13）. 性. 交互作用. 0．08. 0．00. 1．36. （2．21）. 0．63. 一〇．33. 0．31 （2．06）. 学級. （1．86）. （）：SD. 評価者3名の相関係数. 丁able 9. 評価者A 評価者B 評価者C. Pearson. の相関係数. 評価者A 1．00 評価者B. 0．57榊. 0．50事掌. 1．00. 0．57＊掌. 評価者C. 1．00 串掌・. Tab l e 10. 学級別・性別の美術作品の評価得点の平均値. 実験学級 A B 男女. 5．26. o＜．01. 統制学級 A B. 5．33. 5．18. 4．95. （1。28）. （1．76）. （1．55）. （1．15）. 7．00 （1コ0）. 6．31. 6．53. 6．50. （1．62）. （t30）. （1．90）. 分散分析結果学級 0．49. 性. 交互作用. 30．41率事 0．40. （）：SD，榊’p＜．01 19一.

(24) 教授行動の認知と美術に対する認知の関係教授行動の認知と「授業前の美術に対する認知」，「授業後の美術に対する認知」，「授業後の美術に対する認知の変化」の相互の関連性を確認するために，ピアソンの相関係数を算出した（Table 11）。なお，教授行動に対しては，2つ. の因子得点を用いて，美術認知に対しては総合認知得点を用いた。「親和的個別的かかわり」の因子は，「授業後の美術に対する認知」と正の相関関係を持っている。このことは，教授行動を親和的個別的かかわりだと受けとめているほど，美術に対して肯定的認知を持っていることを示している。しかし，この結果には，「授業前の美術に対する認知」が関連しているため，「授業前の美. 術に対する認知」を統制変数として，「教授行動の認知」と「授業後の美術に対する認知」の偏相関係数を求めた（TaUe 12）。ほとんどのクラスで有意で. あり，教授行動を親和的個別的かかわりと認知するほど，授業後の美術に対する認知も肯定的であると言える。. Table 11. 「教授行動の認知」と「美術に対する認知」の相関係数. 全体. 教授行動 r親納受的牒前の. 男. 統・制学級. 実験学級. A. B 女. 男. A. 女男女. 男. 0．37零’0．24＋0．13. O．31. 0．22. 0．38. 0．16 0．20 0．32. 0．27. 0．25. 0．50＋. 0．59喰事0．51皐串0．67率事0．50事. 0．49＋. 0．68ホ率. 0．43事寧0．29ホ0．26. 0．20. 0．64纏0．62ホ. 0．30事零0．46串索0．56事. 0．28. 0．23. 一〇．14. 0．34. 0．35. B. 女. 男. 女. 0．48＋. 0．69ホ＊0．18. 0．38. 0．17. かかわり扇子. 目下蜘. 喀踊朋的. 一〇．15. 0．07. かかわり咽子. r上棚朋的授難の. 0．50率. 0．74＊＊0．59串串0．36. 0．51零. 0．47＋. 0．55事. O．27. 0．48＋一〇．01. 0．46＋. 0．28. 0．60事. 0．19. 0．19. かかわり二子. 美初諏. 喀雛朋的. 0．26. 0．15. かかわり咽子. 「飾的朋的. 美欄劒変化. かかわり咽子. 喀舳鯛的. 0．32事串0．15−0．02. 0．14. かか切咽子＊事g. ．20一. 吹メD01，寧．p＜．05，＋’p＜．10.

(25) Table 12 「授業前の美術に対する生徒の認知」を統制変数とした偏相関係数. 全体. A. r親和的弱別的かかわり」因子. と擾業後の美術諺知「客霞的個二二かかわり」因子. と授業後の美衙認知. B. 実験学級. A. 統制学級. B. 0．51榊0．57幸傘0．69事零0．45＋0。47＋ 0．68ホ率0．43＋ 0．67事事0．25 （68）. （60）. （16）. （13）. （12）. （13）. （14）. （12）. （17）. （13）. 0．41事事0．22零＊0．14 −O．04 0．63率 0．43 0．59＊ 0．30 0．19 （68）. （60）. （16）. （13）. （12）. （13）. （14）. （12）. 0．46事. 0．19. （17）. （13）. （）：人数，樽’p＜．01，ホ’p＜．05，＋・p＜．10. 教授行動の認知と美術作品の評価の関係先と同様に，「教授行動の認知」と「美術作品の評価」との相関係数を示したものがhb豆e 13，「授業前の美術に対する認知」を統制変数とした偏相関係数を示したものがTable 14である。「教授行動の認知」と「美術作品の評価」との間の関連性は示されなかった。. Table 13. 「教授行動の認知」と「美術作品の評価」の相関係数. 全体. A. 「翌和的図溺的かかわり1因子. と美術作品の評賃 r客観的蝦別的かかわり」因子. と美術作品の評価. 0．11 −0．02. B 0．22. （68）. （60）. （16）. 0．11. 0．06. 0．23. （68）. （60）. （16）. 実験学級. A. 統制学級. B. 一〇．18 −0．24 0。05 0．43＋ 0．22 −0．04 −0．07 （13）. （12）. （13）. （14）. （12）. （17）. （13）. 0．22 0．19 0．15 0．04 0．26 −0．09 −0．14 （13）. （12）. （13）. （14）. （12）. （17）. （13）. （）：人数，＋・p＜．10. ．21一.

(26) Table 14 「授業前の美術に対する生徒の認知」を統制変数とした偏相関係数. 実験学級. 全体. 男. 女. 男. 統制学級. B. A 女. 男女. A 男. B 女男. 女. 陰盟和的個別的かかわり」墨子. 0．03 −0．09. 0．19 −0．71 −0．23 −0．07. 0．29 0．28 0．10 −0。10. と類蜘. （68）（60）. （16）. （13）. （14）. 幽客建的個別的かかわり」因子. 0．08 0．01. 0．13 0．02 0．22 0．00. 0。16. （68）. （16）. （14）. と難蜘. （60）. （13）. （13）. （12）. （12）. （13）. （12）. （17）. （13）. 0．30−0．06−0．15 （12）. （17）. （13）. （）二人数. 一22一.

(27) 考察本研究は，教師の親和的・個別的かかわりの態度に裏打ちされた特定の教授行動を意学的に増加させれば，学習意欲や学習成績などが，いかに影響を受けるかを検討することであった。この目的のために，美術の実験授業を行い，授業後の認知や美術作品の評価を実験学級と統制学級とで比較した。教師が，親和的・個別的かかわりの多い教授行動で生徒に接すれば，美術の授業が好きになる生徒が増え，また，その学級の生徒の美術作品の評価は高くなり，美的判断力も高くなると予測された。しかしながら，予測されたような影響は，いずれの従属変数においても示されなかった。. 本研究での独立変数は，当該学級生徒に対する授業者による親和的・個別的かかわりの多い教授行動であり，従属変数は，その学級生徒の学習意欲，学習成績などであった。具体的には，実験学級において，「①できるだけひとりひとりに笑顔で明るく接し，賞賛や励ましの言葉がけをする」，「②机間巡視をし，生徒ひとりひとりの作品をよく見て回る」，「③課題プリントを次回の授. 業前に提出させ，点検して返す」という3つの教授行動を意図的に多くすることであった。このうち，「①できるだけひとりひとりに笑顔で明るく接し，賞賛や励ましの言葉がけをする」と「②机間巡視をし，生徒ひとりひとりの作品をよく見て回る」は，授業中に示される教授行動である。実験学級において，. これらの教授行動が多くとられていたかどうかは，同室する美術教師が観察を. することによって確認をしたが，その結果からは，ほぼ意図された教授行動がとられていたことが示された。しかしながら，教授行動に対する認知においては，それと対応するような結果は示されなかった。教授行動に対する認知の程度を，学級別，性別に吟味したところ，第1因子の「親和的個別的かかわり」. においては，実験学級Bの男子は他の学級の男子よりも平均値が高く，この因子の教授行動を多く受けとめていたが，女子では学級間の差がないことが示さ. れた。第2因子の「客観的個別的かかわり」では，女子が男子よりもこの教授行動をより多く受けとめていたのみで，学級間の違いは見られなかった。すなわち，生徒に対するやさしい声かけや賞賛，笑顔での接触，個別的かかわりなどの，実験学級における教授行動は，他者による観察では確認できたものの，. 生徒の認知を通して測定したものにおいては確認できず，また，同じ実験学級でも異なる結果を示すものであった。これは，教師の教授行動が同じであって一23一.

(28) も，生徒がその教授行動をどう受け取ったかという認知の仕方が異なっていたことを意味する。. 以上のことから，本研究において予測された結果が示されなかった最も大きな要因は，美術に対する認知や学習成績を変化させる媒介となるべき教授行動の認知が，予測された方向になかったことにあったと考えられる。教授行動の認知と美術に対する認知との相関関係を分析した結果からは，「親和的個別的かかわり」の因子が，「授業後の美術に対する認知」と正の相関関係を示している。また，「授業前の美術に対する認知」を統制変数とした，「親和的個別. 的かかわりの認知」と「授業後の美術に対する認知」の偏相関係数も，多くの学級で比較的高く有意であり，教授行動を親和的個別的かかわりであると認知. するほど，授業後の美術に対する認知も肯定的であると言える。これらの結果から考えると，教授行動を肯定的に認知することで生徒の美術に対する認知も変わっていくという予測そのものは，否定されるものではない。ただし，学習成績である美術作品の評価とは，そのような関連性は見出されなかった。このことには，期間の問題や課題の問題が関係していると思われる。. 予測された方向での教授行動の認知がなされなかった原因として，授業以外の授業者のかかわり方が，大きく影響を及ぼしているのではないかと考えられる。本研究では，個別的かかわりをより高めるために，「③課題プリントを次回の授業前に提出させ，点検して返す」という教授行動を導入した。この教授行動を生徒がどのようにうけとるかの違いが大きかった可能性が考えられる。美術が好きで作品を少しでもいいものを作ろうと思う生徒にとっては，提出してアドバイスを受けることを好むが，そうでないものにとっては提出するということに抵抗が加わる。提出を否定的に受け取った生徒にとっては，授業で，教師の親和的かかわりによる教授行動があったにもかかわらず，教授行動を，親和的なかかわりとして受け取ることにはならなかったと考えられる。. また，本研究の実験授業は6月から7月にかけて行ったものであるが，この時期が，研究結果に何らかの影響をもたらした可能性もある。6月には中間考査が実施され，7月には地区球技大会があり，毎日部活動が白熱する時期であった。授業中に関しては、そのことが直接には関係したとは思われない。だが，. 課題プリントを忘れ，放課後残って提出することになった生徒は，教師に対する認知あるいは美術に対する認知が肯定的になるとは考えにくい。実際，実験学級Aでは，課題プリントの未提出者が多かったが，これも本結果と無関係で。24一.

(29) はないだろう。さらに，時間割の関係で，同じ実験学級であっても，課題プリ. ントの提出までの期間が異なることになった。実験学級Aは，実験学級Bと比べてその期間が短く，より負担感を強めたかもしれない。生徒の側に立って考えるならば、たとえ課題プリントを忘れ，放課後残って提出することになったとしても，中間考査や地区球技大会の時期でもなく，放課後部活動に急いで出なくてもよかったとしたら，課題プリントを提出することにあまり抵抗は無く，. 教授行動に対する認知，あるいは美術に対する認知も変わっていたかもしれない。. また，課題プリントの未提出者への対応も授業者側の問題として考えられる。この問題を考える時，ゴードン（1985）の言うところの「受容」の概念がオーバーラップしてくる。すなわち，児童・生徒の行動が，教師として受容できる. 行動である場合，児童・生徒の言動を受け入れ肯定的感情を抱くし1受容できない行動である場合，否定的感情を持ってしまい，教師の「受容」という窓の大きさによって，児童・生徒への肯定的認知に差が生じると指摘していることと重ねて考えることができると思われる（Fig．4）。本研究では，課題プリントを期日に提出できた者には，個別にアドバイスをして手渡しで返却したが，期日に提出できなかった者には，学級の終会で再度提出を促した。その際に，. 授業者が課題プリントの提出に固守するあまり，受容的・共感的な態度的要件を備えた親和的個別的なかかわりとして，生徒に認知されるような教授行動がとられなかった可能性がある。すなわち，最も基本となる，「①できるだけひとりひとりに笑顔で明るく接し，賞賛や励ましの言葉がけをする」という教授行動がとれていなかったかもしれないのである。また，その時の教授行動がどうであったか，言語的行動あるいは，非言語的行動はどうであったかなどの確認もできていない。そして，もしそうならば，この場面での行動が課題の未提出者ばかりでなく，同席する他の生徒にも影響を及ぼした可能性をも持っている。この時にも，受容的・共感的な態度的要件を備えた親和的個別的かかわりの教授行動をとっていたとしたら，生徒の認知は異なっていたのではないだろうか。これらのことが，教授行動に対して肯定的な認知がなされなかった原因と考えられる。したがって，授業者による特定の教授行動という独立変数の操. 作は，それに対する生徒の認知という観点からは，従属変数に与えられた効果の意味も不明確であると考えざるを得ない。. では，今回の実験で，教授行動を生徒が肯定的に認知するためには，どうす一25一.

(30) ることが望ましかったのか。上述したように，「③課題プリントを次回の授業. 前に提出させ，点検して返す」という教授行動が大きく起因していると思われるので，課題の出し方を考える必要があった。端的に言えば，課題プリントを放課後提出するのではなく，授業内にできる課題の出し方を工夫するということであり，個別指導のあり様を考えることである。これらのことは，教師の授業方法という実践的な観点からみれば，授業における課題プリントの与え方な. ど授業方法に関しての考慮すべき1つの問題の提起，しいては授業構築そのものに対するセルフ・モニタリングの警鐘である。. 本研究での教授行動の変化は，浜名・松本（1993）や，河野（1988）の場合と. は異なり，客観的な行動変化として捉えようと試みたが，教授行動に対する生徒の認知の面での不明確さが残ったので，今後，研究方法を改善して検討を深める必要がある。また，本研究結果では，教師の親和的個別的かかわりの重要性について検討したが，本研究でとりあげた以外の教授行動や生徒の要因についても重要な検討課題である。今後，肯定的認知の授業経営のあり方を考える上からも，十分に検討を進めたい。. 品鴨醐. ?Qw・w∴v献品犠残醸∼・w一鞭∼・w織躍∼・w. ?q湾郡胃顎即糖榔冨μ. …………嚢…1…………i霧…………………… ……………………萎……器燃油燃蕨蹴殿嶺靴＝葺妻1＝・躍漏冒・’胃冨. 躍冨翼. ﾗ＝湘｛翼罵冨冨箕薦翼鳳臨耀嵩漏翼胃闘胃. 怐c 纒羅鞭躍饗”胃翼冨郭冨胃調冨劉亀寓. ゼ受容できる行動淵鰍殿：1：1＝勲＝灘lll灘≧. 馬. 冨”亀属躍胃罵罵躍”躍胃罵冨胃翼冨胃罵篤翼罵翼瓢翼岡. 鞭靴蔓雲甥鶯搬雛綴＿號. K 翼 x 犀属 x 冨罵冨. 琵. 蜩Q灘購騨. ＿＿＿＿。．＿＿．．。怒. @受容できない. @. 受容できない. 行動. @ 行動. イ∫. 生徒への否定的認知が多い. 生徒への肯定的認知が多い Fig．4 生徒を「受容」できる教師の窓. ．26一. 【ゴードン（1985）より作成】.

(31) 引用文献ブロフィ J．E．・グッドT．L．浜名外喜男・蘭千寿・天根哲治（訳） 1985 教師と生徒の人間関係一新しい教育指導の原点一北大路書房（Brophy，」． E．＆Good， T。 L． 1974 Tεαc乃εアー、∫加4召漉 R81α’∫oπ5雇ρ5／Cαμ5ε5 α刀‘1 Coπ5明灘ε刀。ε∫． New York：HoIt，. Rinehart and Winston．）. ゴードンT．奥沢良雄・市川千秋・近藤千恵（訳） 1985 教師学小学館（Thomas Gordon 1985 工Eτ」T2αc乃εr ．碓cf∼v召π8∬ 7rαどπ’〃畠）. 浜名外喜男1988 一人ひとりを生かす教育指導浜名外喜男（編）教師が変われば子どもも変わる一望ましいピグマリオン教育のポイソトー北大路書房 Pp．1−9．. 浜名外喜男・北山華道 1988 教師行動の実験的変容が児童の学級適応に及ぼす影響兵庫教育大学研究紀要，8，63−73．. 浜名外喜男・登民夫・吉田寿夫 1989 学級における教師行動と教師の指導態度に対する児童の認知兵庫教育大学研究紀要， 9，79−92．. 浜名外喜男・松本昌弘 1993 学級における教師行動の変化が児童の学級適応に与える影響実験社会心理学研究，33，2，101−110．. 平田定三 1990 授業中の教師による視覚的非言語行動と教師の指導態度に対する生徒の認知に関する実験的研究兵庫教育大学大学院修士論文（未公刊）. 福井景子 1997他者への肯定的認知に及ぼすポジティヴフォーカスの効果に関する研究兵庫教育大学大学院修士論文（未公刊）. 藤本明彦 1989 児童に対する授業中の教師の視覚印刷言語行動に関する研究兵庫教育大学大学院修士論文（未公刊）. 石崎和宏 1996 「美術鑑賞テスト」の信頼性と妥当性に関する一考察秋田大学教育学部研究紀要，49，1−8．. 河合秀行 1992 授業中の教師の言語的・非言語的行動をとおして児童が認知する教師の指導態度に関する研究兵庫教育大学大学院修士論文（未公刊）岸田元美 1983子どもの教師認知・態度学習指導研修 9， 84−87．北尾倫彦 1983 授業のなかで，いかにして個別指導を行うか学習指導研修 7，5｛1−53．. 河野義章 1988教師の親和的手がかりが子どもの学習に及ぼす効果教育心理学研究 3， 161−165．. 三苫正雄・斎藤清・茂木茂八 1965a 美術鑑賞テストカード一無彩色デザイン判断テストー日本文化科学社. 三苫正雄・斎藤清・茂木茂八1965b美術鑑賞テスト手引一無彩色デザイン判断テス．27一.

(32) トー日本文化科学社ロジャースC．R．伊藤博（訳）1984人間中心の教師岩崎学術出版社（Rogers， C． R． 1957 The necessary and sufflcient conditions of therapeutic personahty change．ノ∂己4r7ταZ｛∼ノ「’Coπ∫㍑1f∫πg P5yc乃。’09ア，21）. 桜井茂男 1991 子どもの動機付けに及ぼす教師の激励の効果心理学研究 62，31−38．. ネイルS．河野義章・和田実（訳）1994 教室における非言語的コミュニケーション学芸図書株式会社（Sean Neill 1991 C1α∬roo〃2 A「oπvεr肋1 Co〃1〃観所。α’如η， Ch裂pman訊nd Hall Ltd．，正ondon）. 辰野千寿 1983個を生かす指導法学習指導研修 8，30−33．. 上木原多輝子 1994 教師の賞賛が児童の内発的動機づけに及ぼす影響兵庫教育大学大学院修士論文（未公刊）. 一28一.