小学校での成績と関連する子どもの性格的要因についての母親の信念と子どもの認知的熟慮性・衝動性
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(2) . 小学校での成績と関連する子どもの性格的要因について の母親の信念と子 どもの認知的熟慮性 イ衝動性. 臼. 井. 博. ｉ ｉ ｉ ｌ ｉ ｉ ） （田島・臼井， １ ９７９ ） の過程を考えると， 小 家庭の中の認知的社会化 （ ｔ ｃｏｇｎ ｖｅｓｏｃ ａ ｚａｔ ｏｎ 学校への入学を現実的に考えるような年齢の子どもをもつ母親は， 入学後の学業成績と強く関連す. ると考えるような子どもの行動特徴を増大・促進するような働きかけを強めやすいはずである． 換 言すれば， 一般 に母親や父親たちは， 将来の学業での成功の前ぶ れと なるようななんらかの個人的. な特徴を我が子のなかに見いだそうとし，それに対する影響力を増そうとするのではないだろうか， もっと広く考えてみると， それぞれの親たちは， なんらかのかたちで将来の学業成績を規定したり， 予測する要因についての信念をもっ ていることが考えられる， たとえば， それぞれの親は 「おとな しいが， 辛抱強い子どもは， 将来が楽しみだ，」と思ったりするような， 子どもの特性と学業のうえ での達成に関する素朴な信念をもっ ているはずである， そして， 子育ての目標は， これと密接に関. わるであろう． 古くから小学校への入学を前後して， 認知的な能力をはじめさま ざまな能力 が大き く増大することが幾度となく確かめられてきたが， この原因は学校経験そのものに加えて， 家庭に おけるこのよう な意味での認知的な社会化の圧力もまた急激に大きく なることにもよるであろう，. このような信念には個人差が大きいことは当然であるが， 日本という一つの文化の中では， かなり の共通性があることもおそらく事実であろう， たとえば， 以前の大規模な日米の比較研究によれば. ９ ８１ ） （東・柏木・ヘス， １ ， 小学校の成績の規定要因として， 日本の３歳の子どもをもつ母親は， 同 じ３歳の子どもをもつアメリカの母親に比べると 「子どもの素質的な能力」 を有意に重視する傾向 にあった． これとともに， 「運の良し悪し」についても日本の方がより高く見積もっていた． 日本の 母親は， これらの２つの要因のように， いずれも外からの教育あるいは修正可能なものというより. は， 子どもの内部にあって外的なコントロールの難しいものをアメリカの母親に比べるとより重視 したが， 一方アメリカの母親の場合は 「両親の援助と激励」 といっ た教育可能なものをより重視し た， ところで， 日本の場合の 「素質的な能力」 には， 単なる 「知的な能力」 以上のさま ざまな能力 や子どもの側の個人的な特徴を含んでいるのではないだろうか． たとえば， 我々は幼児に対して「お りこうさんだね，」という言葉をしばしば発するが， それは， 知的な能力が高いとういう ことに限ら ず， 大人の側の要求に対して受容的であっ たり， フラストレーショ ンの事態で我慢した時などにも. ｉ ｌｃｏｍｐｅ よく使われることからして，ｓｏｃ ｔ ｅｎｃｅも含むような複合的な概念 である， したがって， 先 ａ １ ９８１ の東他 （ ） の研究の対象となった母親は， 「素質的な能力」 という言葉を， 「遺伝規定性の大き. な知的な能力」 というよりは， この概念をもっ と広く解釈して， 子どもの側の内在的な性格的な要 因も含めて考えていたのではなかろうか． そこで， 幼児をもつ母親が， 子どもの側のさま ざまな個 人的な特徴のそれぞれについて小学校に入学後の成績とどの程度に強く結びついていると考えるの かという信念を調べ てみることは極めて興味深いことである，. ｉ ｌ ところで， 最近では子どもの認知的な遂行の調整変数 （ｍｏｄｅ ｔｏ ） としての認知的熟 ｒａ ｒｖａｒ ａｂ ｅ. ｌ ｉｏｎｉｍｐｕ ｌ ｉ ｉｎｓｋｙ，１９８５）， 慮 性・衝 動 性 （ ｔｙ） の 役 割 に つ い て 関 心 がも た れ て い る （Ｂｒｏｄｚ ｒｅｆ ｅｃｔ ｓ ｖｉ. ｌ ） ｉ ｔ ｉ この熟慮性・衝動性の発達に関わっ て言えば， ＭＦＦ テスト （Ｍａ ｔ ｎｇ Ｆａｍｉ ａｒ Ｆｉｇｕｒｅｓ Ｔｅｓ ｃｈ ４９.
(3) . 臼 井. 博. と呼ばれる 一種の絵の見本合わせ課題においては， 幼児期から小学校の低学年までの間にかけて， 選択反応に要する時間が徐々に増加 していくのに伴って， 誤反応数は確実に減少していく こ とがよ. く知られ て い る. １９６６； 波 多 野， １９７４； Ｓａｌｋｉ ｉｍａ ＆ （Ｋａｇａｎ ｊ ｎｄ ， ，Ｋｏ. Ｚｅｌｎｉｋｅｒ ｌｋｉｎｄ １９７６； Ｓａ ，. ＆. Ｎｅ ｌ １９８０ ） ｓｏｎ ， ， 特に， 幼稚園の年長から小学校の１年生にかけての急激な熟慮化への変化が目立つ ことである， しかし， これらの結果は， いわゆる横断的データにもとづくものであるために， この ような発達的な関数の交差妥当性をチェッ クすることが必要である， この問題に関する最近の研究. ｉ １９８７ ） によると（Ｕｓｕ ， こうした特徴的な発達的変化は， ２年保育の幼稚園の年少， 年長， 小学校１ ， 年生の３つの年齢グルー プのそれぞれの等質性を保証した横断的研究に加えて， １年間の縦断的研 究からも裏づけられた． さらに， 反応潜時と誤数の双方の測度ともに’ それらの変化の大きさと同 様に個人の中の安定性も年長から小学校１年生の間にかけて際立って低いことが注目された． こう. した劇的ともいえるような発達的な変化は， 無論それを支えるような脳の神経生理学的な成熟がそ の基礎にあることは論をまた ないが， 加えて広い意味での「学校経験」 （これには当然， 入学に伴う. 家庭での認知的な社会化の過程も含まれる） の効果によるところが大であろう． 具体的に言えば， 一斉授業での教師とのやりとりの中では特に 「正答」 が重視されるし， そこでは子どもの側の教師 の教えることに対する受容的な学習 態度がより重要とされるであろう， こうした 「望ましい」 学習 態度については， 日常の教室場面でいろいろな状況を通じて幾度となく教師より直接的にあるいは. 間接的に強化されるばかりか， 同じようなことが家庭においても繰り返されているだろう， そして， うな 「学校経験」 を通じて， 慎重で用心深い課題取り組みの態度や内省的で自己抑制的な行 このよ・ ●るような価値観が形成されるのである， 臼井 （ １９ ８６ ） は， 小学校の４年生を対象 動を望ましいとす. にして仮想的なテス ト場面においてテストの成績では全く同じであっ ても，正答率の高い子ども（熟 慮型モデル） と， それとは対照的に解答数は多いが誤答数も多い子ども （衝動型モデル） を 「努力 志向性」 「頭の良さ」 「個人的な好み」 の３つの次元に即 して評価するように求めた （ただし ， ， 正答 「努力」 の点ばかりでなく 客観的には同一のテ 数は両モデルの子どもとも同数） それによれば ， ， ， ストの点数であるにもかかわらず 「頭の良さ」 においても， 「熟慮型モデル」 をより好意的に評価 し ていた， そして， さらに注目すべ き点は， 子どもたちが「担任の教師」 の立場にたって評価すると， こう した２つのモデルの間の差異はもっ と目立ってきて， 「個人的な好み」においても 「熟慮型モデ ル」 が有意に好意的に評価されるようになっ たことである． そして， このような全体的な傾向は， ● ＭＦＦ テストによる熟慮型の子どもばかりでなく ， 衝動型の子 どもにおいてもまっ たく同じであっ た． このことは， 少なくとも小学校の中学年ともなれば， 知的な取り組みかたについてのこのよう な価値観が確立していることを物語るもの であろう．. さて， このようなわけで， 認知的熟慮性の先行条件としては， 知的な課題場面において誤りをお かすことに対する不安とともに， 多少とも現実の自分の力を越える可能性のあるような問題に遭遇 して欲求不満に陥 っ ても， 粘りづよく取り組みを続けようとする態度なり， それを望ましいとする. 価値観をもつことがあ げられよう． 先に述べたように， 子どもは学校での教師とのやりとりや家庭 での認知的な社会化を通して， このような価値観や態度を身につけていくのであろう， そこで，「粘. りづよさ」 をそれぞれの家庭でより重視することは， はたして子どもの熟慮的な傾向を増大させる ものであろうか， しかしながら， 実際のところ， 認知的熟慮性・衝動性の発達に関わる社会化の担 ｉａ ｌ ｉ ｉ ） の 影 響 に つ い て の 研 究 は ほ と ん ど なさ れて い な い． こ の 中 で例 外 的 な も い手 （ ｓｏｃ ｚ ｎｇａｇｅｎｔ ｓ. １９６８ のとしては， 比較的初期の Ｙａｎｄｏ＆ Ｋａｇａｎ （ ）の研究が有名 である． 彼らは， 新入学の子どもを 対象にして， それぞれの子どもの担任の教師の熟慮性・衝動性の認知スタイ ルと関連づけて， 子ど. ものスタイ ルの変容について検討している， それによれば， 熟慮的な教師に受けもたれた子どもは，. ５０.
(4) . 小学校での成績と関連する子どもの性格的要因についての母親の信念と子どもの認知的熟慮性・衝動性. 後により熟慮的になりやすかったのである．また，Ｃａｍｐｂｅ ｌ ｌ １９７ ３ （ ）は実験室での母子の相互作用につ いて多動児， 熟慮型， 衝動型の３グループについて比較検討している． それによれば， 母親の相互 作用の仕方は， 多動児と衝動型の子どもとでは ＭＦＦテストの結果はとてもよく似ていた にもかか. わらず， 対照的なものであっ た． 衝動型の子どもをもつ母親は， 子どもに対する援助 が多動児や熟 慮型の子どもの母親よりもずっ と少なかった， また， 励ましや衝動のコントロールについての行動. も， 衝動型の子どもの母親は， 多動児の母親に比べると有意に少なかった． さらに， 母親との面接 のデータも加味して考えると， 衝動型の子ども の母親は， 自分の子どもの将来の学業的な達成 に対 する期待が３ グループの中 で最も低く， 子どもの現状の学業の成績に満足していること ．が多かっ た ことより， 子どもの発達を促進しようとする動機づけが少ないのではなかろぅか， と推測していた． さて， これまで述べてきたことのうえにたっ て， 本研究の課題とするところを具体的に述べれば， 次の２つの点に要約される． 第一に， 幼稚園児をもつ 母親が子どもの個人的な特徴と入学後の学業 成績との関連性について どのような個人的な信念をもつのかを調べること である 実際にどのよう ． な特徴が後の学業成績と関連性が大きいと信じているのだろうか． このことについての情報は， 幼 児期から学童期にかけての認知的社会化 の過程を明らかにしていく 上できわめて有益 である だろ. う． 第２は， 認知的熟慮性・衝動性に発達に関わって， 上記の母親の信念がどのようなかたち で子 どもの認知スタイ ルに影響を及ぼすのかについて推測することである．. 方法 １ ， 被験者 札幌市内の公立の幼稚園の２年保育の年少組の１クラスと年長組の２クラス （２年保育と１年保 育） の子どもたちが本研究のオリジナルな対象者である， それぞれの人数の内訳は， 年少組 （コホ. ート１）３４名 （男１ ８名， 女１６名， 平均年齢は， ５歳１か月， 範囲は４：７－５：７） と年長組 （コ ホート２） ６８名 （男３ ７名， 女３１名， 平均年齢は， ６歳１か月， 範囲は ５ ： ７ － ６：７） である． ち. ょ うど１年の後に， これらの子どもたちは， 同じ幼稚園あるいは翌年の春に入学した 小学校（２校） で追跡調査された， 追跡可能な子ども の人数は， コホート１では３ ３名， コホート２では４４名 であっ た，. ２， 手続き （１） １年目の測定 ① ＭＦＦテスト：被験者全員に対して， ＭＦＦテストが個別的に実施された． ここで用いられた テ. １９７８ ス トは， Ｃａｉ ）の ＭＦＦ－２０の２０項 目 の 中 か ら 宮 川 （１９８４） の 項 目 分 析 の デー タ ｒｎｓ ＆ Ｃａｍｍｏｃｋ（. の α 係数を考慮して１ ５項目を選択したものである， もちろん， 教示のしかたなどの実施 の方法は， 従来の ＭＦＦ テストのやりかたとまっ たく同じである，. ｉ ｌ ｉ ②教育可能性 （ ） のテスト：子どもの学校での知的教科の学習と現実的に関連すると ｔ ｅｄｕｃａｂ ｙ 考えられるような９種の認知的な課題を個別的にテストした， これらの課題は， 以前永野他（１ ９８０ ）. で開発されたものを若 干修正したものであり， 名前の書字， ひらがなの読字， 基本的な数量的な理 解， 短文の言己憶， 菱形の模写などが含まれる，. ③子どもの性格的な特徴と小学校 での学業成績との関連性についての母親質問紙：次の１ ３の子ど. もの性格的な特徴 がそれぞれどの程度入学後の学業成績に関連す るのかについての母親の信念につ ５１.
(5) . 臼 井. 博. いて尋ねた． 項目は，「明るさ， ほがらかさ」「粘りづよいこと」「思いやりや優しさがあること」「リ ー ダー シ ッ プ が あ る こ と」 「人 づ き あ い が 良 い こ と」 「頭 が 良 い こ と」 「独 創 性 が あ る こ と」 「礼 儀 正. しい こ と」 「ス ポー ツ が得 意 な こ と」 「大 人 の い う こ と を 素 直 に き く こ と」 「自 立 的 で あ る こ と」 「芸. 術的な才能があること」 「好奇心が強いこと」であり， それぞれについて， 「とても関係がある」 「か なり関係がある」 「少し関係がある」 「あまり関係がない」 「まったく関係がない」の５件法で回答し てもらっ た， 得点化のしかたとしては， 「とても関係がある」 を ５， 以 下 ４， ３， ２， １と し て 「ま っ たく関係 がない」 を１とした，. さらに， 母親の自分の子どもの性格特徴についての認知を調べるために， 次の２５の性格特徴を表 わす言葉が自分の子どもに どの程度あてはまるのかを， やはり５件法で回答してもらっ た ， ． 我慢 づよ い １． 元 気 が よ い， ２ ５ 落ち着きがな ， 注意の集中力 がある， ３． 粘 り づ よ い， ４， ， ， い， ６， 慎 重， ７ ０ ， 早とちり（あわてんぼう） ， ８， 決断が早い， ９ ， 表情が豊か， １ ， 人お じしな. い， １１． 臆 病， １２， 冒 険ず き， １３． や ん ち ゃ， １４． 人 づ き あ い が よ い １５， も の お じ し な い １６ 親 ， ， ． 切， １７． 心 が 細 や か， １８， 聞 き わ け が よ い， １９． し つ けや す い， ２０． 反 抗 的 ２１， お と な し い ２２． ， ，. 空想的， ２３． のみこみ （理解） が早い， ２ ４． 絵本好き， ２５． 好奇心が強い， これも先の場合と同じ ように， 「とてもよく あてはまる」 を ５， 「ま っ たく あ て は ま ら な い」 を １ と い う・よ う に １ － ５の得 点化を行っ た． これらの質問紙は， それぞれの担任の教師から子 どもに手渡され， 回収された， 回収率は， 年少 組では， ９４．１％ （ ３２／３ ４ ） ５１／６８ ） であった． ，０％ （ ， 年長組では７５ （２） ２年目の測定. ① ＭＦＦ テスト：１年前と同一の ＭＦＦ－２０の短縮版を実施した ， ②教育可能性テス ト：年長児は， １年前と同一の９種 の認知的な課題でテストされた， 小学校の 「絵画語い発達検査Ｊ （上野・撫尾・飯長 １ １年生は， 語い能力のテスト （ ８ ）） を個別的にテスト ， ９７ された．. 結果 １， 学業成績と関連する子どもの個人的特徴要 因. （１） 全体的な傾向. 年少組， 年長組のそれぞれの グルー プ毎に， １ ３の性格的な特徴の学業成績との関連の大きさ につ いてまとめて図示したも のを図１に示す． 一 見して明かなように， ２ つの年齢 グル」プの母親の考 え方は極めて似ていた． つまり， 「粘りづよさ」 は両群の母親とも最も強く関連すると考えていた ， 以下関連性の強い順 にリストをあげると次のようになる， 年少組では， 「粘りづよさ」 「頭のよさ」 「好奇心がつよい」 「自立的」 「リー ダーシッ プ 「 「 「 」 ， 年長組では 粘りづよさ」 自立的」 好奇心がつ よ い」 「頭 が よ い」 「独 創 的」と な っ て い る こ れ に 対 し て， 「礼 儀 正 し い」 「人 づ き あ い がよ い」 「思 ．. いやりがある」 などの社会性 に関わることは， 小学校の学業成績との関連性が相対的に少ないと信 じている点でも２つの グループの間では共通している， ただし， 年少組と年長組の母親の間 で 「リ ー ダー シ ッ プ」の １ 項 目 に つ い て の み 有 意 な 差 が あ っ た（ ｔ＝２．３８ ， ｄｆ＝８０ ， ｐ＜．０２）． つ ま り， 年 少. 組の子ども の母親のほう が 「リー ダーシッ プがあること」 をより高く 評価していた ， また， 年少組と年長組のそれぞれについて男女ごとに比べてみた（表１） ， 当初の予想を越えて男. と女の子どもの性別 のちがいにもかかわらず非常によく似たプロフィ ールであっ た， 年長組の 「粘. ５２.
(6) . 小学校での成績と関連する子どもの性格的要因についての母親の信念と子どもの認知的熟慮性・衝動性. ｆ＝４９ ） ｔ＝２，５２ りづよさ」 での み性差が有意であっ た （ ，ｄ ， ｐ＜，０１５ ． つまり， 女の子どもをもつ母 親の方が， よりこの特徴が将来の成績と関連すると思っ ていた， ， これらの結果を総覧して見ると， 子どもの年齢や性別に関わらず， 母親は一様に 「粘りづよさ」 が入学後の成績との関連性が最も大きいと信 じているようであっ た， 一般的な常識を覆して， それ は 「頭のよさ」 よりも高く評価されていたのは， 注目すべきことであろう． また， 「自立的」 も高く 評価されているが， これはさきの 「粘りづよさ」 とも相関が有意であった （年少組では， ｒ＝，３１ ，. ４５ ） ｐ＜，０５ ， ｐ＜，００１ ， 年長組では， ｒ＝， ， 要するに， 人に頼らずに独力で粘りづよく取り組む習慣 や態度が何よりも重要とする信念が母親の最も基本的なものと考えても良いのかもしれない， （２） 関連要因の因子分析の結果. 年少組と年長組の母親のそれぞれの１３の子どもの個人的な特徴の将来の学業成績に対する関 連の強さの評価の相互の相関的な関係はどう なっているであろうか， そこで， それぞれのデータに ｉｍａｘ 回転） を行ってみた， その結果は， 表２， 表３に示すとおり ついて因子分析 （主 因子解十ｖａｒ である， 先の結果と同様に， 因子の構造も実によく類似していることがわかるだろう． 例えば， 第 １の 因 子 に つ い て い え ば， 「明 る さ ・ ほ が ら か さ」 「思 い や り」 「人 づ き あ い がよ い」 「礼 儀 正 し い」. の４つの項目の負荷 量がともに高い点で年少組も年長組もまったくおなじであった， また，「リー ダ ーシッ プ」 がひとつの因子で突出した負荷量を示している 点でも共通性がある． これ以外の２つの 因子に負荷量の大きな項目の 内容を調べてみても， ２つの グルー プの間でわずかなちがいがあるだ けである， 具体的に見ると， 年少組では第２因子は， 「独創性」 「スポーツが得意」 「芸術的才能」の ３つに高い負荷量があるが， 年長組の第２因子では， 「ス ポー ツ」 が落ちて， そのかわりに 「頭がよ い」 と 「好奇心が強い」 が入っ ている， また， 年少組では 「粘り」 「頭がよい」 「好奇心」 の最も関 連性が強いと信じられている３つの特徴が４番目の因子を構成しているのに対して，年長組では「粘 りづよさ」 は 「自立的」 と一緒になっ て第３因子を構成している， ｉ ｔ これらの因子分析の結果にたっ て， ２つの年齢グルー プに共通した合成変数 （ ｃｏｍｐｏｓ ｅ ｖａｒｉ＆. ｂ ｌ ） 次のようにまとめてみた， ｅ. 「 「 ① ｓｏｃ ｉａｌｃｏｍｐｅｔｅｎｃｅ： 「明 る さ」＋ 「 ，思い や り」＋ 人 づ き あ い」＋ 礼 儀 正 しさ」 ｉｖｅｃｏｍｐｅ ② ｃｏｇｎｉ ｔ ｔｅｎｃｅ： 「頭 の よ さ」十 「好 奇 心」 ｉ ｉ ③ ａｒ ｔ ｔ ｓ ｃｃｏｍｐｅｔｅｎｃｅ： 「独 創 性」＋ 「芸 術 的才 能」. （３） 現実の子どもの性格特徴との関係 これまで述べてきたように， 小学校での成績と子 どものどのような個人的な特徴との関連性 が強いのかについては， かなり類似した信念を母親たちが共有していることがわかっ た， ところで， そ れ ぞれの母 親のこ う した信 念は， 現実の自分の子ども の性格の特徴とどのような関係 があるの だろうか， 例えば， 実際に自分の子どもが 「粘りづよい」 と思っている母親は， この特徴が将来の 「予言実行理論」 ） 学業成績とより強く結びつくと考えやすいだろうか（ ． あるいは， それとは対照的 に， 自分の子どもに欠けていた， 乏しいような特徴こそが将来の成績と密接に関わると考えやすい 「補償的期待理論」 ） だろうか． ここではまずその手始めとして， 学業成績との関連要因と表面的 （ な意味 での対 応関係があるものを２５項目の子どもの性格特徴から選び出して， 両者の相関を求めて みた （表４） ．. 被験者の人数が少ないために， 確実な推論を行なうことはむずかしいかもしれないが， 年少組と 年長組の双方の場合と もそれぞれの相関のパターンを見ると， ずいぶんと異なっていることが一 見 ５３.
(7) . 臼 ・井. 博. して明かである． 年少組について調べてみると， これまで関連性の点できわめて高く評価されてき た 「粘りづよさ」 と 「頭のよさ」 の２つの項目については， 男子ではいずれもそれら， と対応する実 「 「 際の性格的な特徴と有意に近い負の相関をしている （ 粘りづよさ」 では， ｒ＝－， ４５ ５１ ， ｐ＜．０ ， 頭 のよさ “ま「理解 が早い」 と， ｒ＝－．３９ ８５ ） が， 女子ではこのような関係は見られなかった， ， ｐ＜，０ 「 しかし， 年長組の場合には， 頭のよさ」 に関しては， 男女ともに 「理解」 とは プラスの有意あるい は そ れ に 近 い相 関 が あ っ た （男 子 で は， ｒ＝，２８ ， ｐ＜．０７５ ， 女 子 では ｒ＝．４８ ， ｐ＜．０５）， こ れ に 対 し. て 「思いやり」 と 「人づきあい」 の２項目について見ると， 年少組の男子では， このいずれについ ・ て も プ ラ ス の 有 意 の 相 関 を 示 して い る （そ れ ぞ れ， ｒ＝．６３ ）． ま たｒ ， ｐ＜，０５：ｒ＝．６４ ， ｐ＜．０１. 後者. に ８ ） ｒ＝．３８ ，ついては， 女子でも有意に近 いプラ スの相関を示しているが （ ， ｐ＜．０５ ， それと同時に 年長組の女子でも同じ程度の相関がみられた （ ＝ １ ＜ ３ ０ ８ ４ ） ｒ ． ，ｐ ． ，. ，これらのことをまとめてみると どのようになるだろうか， ひとつには， 年少組の男子では， 母親 が将来の成績と強く 結びくっと考えるような特徴に ついては， 「補償的な期待りをしやすいというこ とがあげられる， しかし， 年長組では 「頭のよさ」 に関， しては男女ともにプラ スの対応関係が見ら 「 れ， これらの母親はむしろ 予言実行理論」 を持ちやすいことが示唆された． そして， いまひとつ 「人 の特徴的な結果は， 将来の学業成績との関連性が相対的に小さいとみなさ れている２つの特徴（ づ き あ い が よ い」 と 「思 い や り」） に つ いて は，，こ と に 年 少 組 の 男 子 に お い て は っ き り と した プ ラ ス. の対応関係 があっ たことである．. （４） 子どもの知的な発達との関係 さて， 子どもの個人的な特徴と成績との関連の程度についての母親の信念は， 現実の子ども の知的な発達とどのような関係があるだろうか．また，どのような母親の信念は翌年の子どもの認知 的な遂行に対して予測可能であろうか，次の表５は，認知的遂行と先に述べた３つの合成変数と２つ の単独の項目との相関係数を示したものである， ただし， これらの相関係数はすべて偏相関係数で あり， ５％水準以下で有意なものあるいはそれに近いものだけ である． 具体的には， 同時点の偏相 関係数は， 月齢がコントロー ルされたものであり， 翌年の「教育可能性得点」 との偏相関係数では， 最初の年の 「教育可能性得点」 と 「月齢」 の２つをコントロールしてある （ただし， 月齢と最初の 年に実施した教育可能性テストとの相関は， 年少組では．６ ４ ０１ ． ， ｐ＜．０ ， 年長組では．２１ ， ｎｓ ， また，. 教育可能性テスト同士（年少組）とそれと語い検査（年長組）との相関は， それぞれ，６６ ０１ ，ｐ＜．０ ，，４４ ， 「 ） ここで知的な発達の指標としている 教育可能性得点 とは 教育可能性テ べ ストのす ｐ＜，００１ 」 ． ， ての得点を合計したものである， 同時点での偏相関係数が有意だっ たのは， ただひとつにすぎなかっ た， つまり， 年少組の 「粘り づよさ」 が，一．５１（ ） であっ た． 年少組の場合には学業成績と最も関連性が強いと考えられ ｐ＜．０１ 「 ている 粘りづよさ」 は， 現実の子どもの知的な発達のレベルとは明白なマイナスの相関をしてい （表４） ることは， 注目すべきこと であろう． 年少組では， 母親が「粘りづよさ」に乏しいと感じたり ・ ， 「 実際に知的な発達が相対的に遅れている場合には， 将来の学業成績 では 粘りづよさ」 がより重要 だと母親の方 で考えやすいといえる．このようなわけ で，ここでも「補償的期待理論」が支持されてい る， しかし， 翌年の 「教育可能性得点・ との相関係数に注目すると， 年少組では有意な相関係数が 消 え た， そ の か わ り に 年 長 組 の 「認 知 的 コ ン ピ テ ン ス」 と 「リ ー ダー シ ッ プ」 の ２ つ の 要 因 が， そ. れぞれ翌年 （小学１年時） の教育可能性得点 （語い年齢） とプラスの有意な相関になっ た， 「頭のよ さ」 や 「好奇心」 と認知的コンピテンスやリーダーシップとの関連性を高く評価する母親の子どもは， 翌年の語い検査の成績が高く なる傾向にあっ たというわけである， ５４.
(8) . 小学校での成績と関連する子ども の性格的要因についての母親の信念と子どもの認知的熟慮性・衝動性. ２ ， 子どもの熟慮性・衝動性の予測 母親の子どもの学業成績に関わる信念は， 子どもの熟慮性・衝動性の認知スタイ ルに 対してどの. ような影響をもたらすだろうか， 母親の信念についての３つの合成変数と２つの単独の項目と翌年 ０テストの３つの測度との偏相関係数を求めてみた （表６） の ＭＦＦ－２ ， まず， ここで最も興味深い 「 年少組と年長組の女子においては 結果は， 粘りづよさ」との偏相関関係である． 驚くべきことに， ， この特徴が入学後の成績に重大な影響をもっと考える母親の子どもたちは翌年には目立っ て熟慮性. を増大させるというものである， これに対して－ 男子の年少組の場合には， 翌年の誤数とプラスの 有意な相関を示していて対照的である， また， 年長組の男子では独創性や芸術的才能の影響力を高 く評価する母親の子どもは， 翌年では誤数が有意に減少していることも興味深いことである。 さら に， 年少組の女子では後の学業成績との関連性 が相対的に少ないと言羽面されていた， 明るさ， 思いや り， 人づきあい， 礼儀正しさ， の４つの特徴の合計得点である 「社会的コンピテンス」 を高く評価 する母親の子どもではやはり熟慮的になることもうかがえる， 要するに， 母親の信念と子どもの認知スタイ ルとの関連性について考えた場合， 女子では 「粘り づよさ」 についての高い評価が熟慮性を結果的に増大することにつながりやすい． また， 有意な偏 相関係数の個数は全部で１１個であったが， そのうちの８個までが女子のものであった， これより単. 純に母親から娘に対する影響力のほうが母親から息子に対する影響力を凌 ぐものであると結論する. ことはできないかもしれないが， しかし， 母親の信念と子どもの行動との発達的な関連を考えるう えで， このような両者の間の相関的な結びつきの量的な違いは実に示唆的である．. 考察と今後の課題 （１） 母親の信念の構造について ここでは， 幼稚園児をもつ母親を対象にして， 小学校に入学後の成績に対してどのような子 どもの側の特徴が強く結びつくのかについての信念を調べてみた． 子どもの性別や年齢にかかわら ず， どの母親も一貫して 「粘りづよさ」 を最も高く 評価していた， そして， 年少組の母親の場合に は， 特に男子の母親でそうだが， 我が子が粘り づよさに欠けると 思う親がそれの学業成績への関係 の強さをより高く評価する傾 向にあっ た． また， 現実に知的な発達が相対的に遅滞している子ども の母親もやはりこれを高く評価する傾向にあっ た． ある特徴が将来の学業成績と強く関連すると思. うならば， このような特徴を自分の子どもがもつことを期待し， それを増大させるように働きかけ やすいであろう， そして， 結果的に子どもの側に予想された変化をひきおこしやすいであろう． こ れは， いわば 「予言実行理論」 である， これに対して， 将来の学業成績と密接に関係すると考える ようななんらかの特質を自分の子どもが欠いているような場合には， そのような特質についての評 価をより過大に引き上げやすいことも考えられよう， 換言すれば， 不足しているものに対しては， 価値が高まりやすいと ，いうことと似たことである． これは， 現実に自分の子どもに少ない行動特徴 の重要度を引き 上げることで， 子どもの行動の変化をより強く期待しやすいという意味で，「補償的. 期待理論」 というべきものであろう， 本研究の結果に沿っ て見てみると， 年少組の男子では， 粘り づよさや頭のよさについては 「補償的期待理論」 がなりたつが， 人づきあいや思いやりについては， むしろ 「予言実行理論」 の方があてはまるようであっ た． ところが， 年長組になると頭のよさに関 してもこの 「予言実行理論」 があてはまっ ていた．. ２ このような発達的な違いについてのひとつの解釈は， 次の通りである， 本研究の調査の時期が１ ５５.
(9) . 臼 井. 博. 月 であっ たので， 年長組になると小学校の入学を間近に控えて， 自分の子どもの入学後の成績につ いてもより現実的な予測を立てているのではなかろうか， また， 自分の子どもの個性についてもよ り正確に把握できるようにもなるだろう． したがっ て， 自分の子どもに欠けるような特質と将来の 成績との関連性については， 低く評価する一方で， 現実にもっている特質の関連性を高く評価する. ことで， 認知的な バランスを保とうとするのではなかろうか， これにたいして， 年少組では入学は まだ現実的ではないので， むしろ 「無い物ねだり」 的な信念を抱いても， さほ ど母親に不安や脅威. を与えることはないだろう． いず れにしても， 親のさま ざまな児童発達観が子どもの発達に及ぼす影響について直接的に研究. ） したものは少なく， その両者の測度は同時的なものがほとんどであることを考えれば（小嶋，１９８５ ， に積み重ねていくことが重要であろう このような 時差的な分析が可能な研究データをさら ・ ． （２） 熟慮性・衝動性の予測について 本研究の結果で最も特筆すべ きことは， 粘りづよさを高く評価する母親では翌年の年少組と. 年長組の女子の熟慮性が有意に増大したということである． しかし， こうしたことは男子にはあて はまらなかっ た． ある特質と将来の成績と ，の関連性を高く評価 することは， 即その特質が子育てに おける重要な目標となるというような単純なものではなかろう， しかし， ほとんどすべての親たち. が小学校の成績について大きな関心をもつ以上， そのような予測的に有利に なる特質を増すような 社会化の圧力を一層大きくすることは想像に難くない． ただし， このような影響力は母親と同性の. 娘に対しては， 効果的だが， 異性である息子に対しては効果がないばかりか， 逆効果にさえなっ て いる可能性すらある（年少組の男子の場合） ， この解釈が妥当であるかどうかは， 父親の信念と息子. や娘の熟慮性・衝動性との発達的予測について 比較 してみなければならない． また，．年少組の女子 では， 対人関係に関わるコンピテンスの高い評価が翌年の 熟慮性を予測する一方で， 年長組の男子. では芸術的な創造性の高い評価がやはりおなじ結果を導きや すかっ た． このことは， 認知的な社会 化の過程において， 母親の認知的な行動の子どもの熟慮性・衝動性への影響の及ぼしかたが異 なる. ことを意味するものか もしれない， つ まり， 子どもの側に同じ結果をもたらすためには， 男の子と 女の子では別の要因が重要である可能性がある． 少なくとも今後の熟慮性・衝動性の発達について. 認知的な社会化の パラダイ ムで研究を行なう際には， 子どもの側の性別も重要な変数として考慮し なければならないだろう，. 要約 ３の特性のそれぞれが小学校での成績とどの程度の関連 （１） 幼稚園児をもつ母親に， 子どもの１ べた 性があるのかについて質問紙によっ て調 ． それによれば， 自分の子どもの年齢や性別の違いを こえて「粘りづよさ」を最も将来の成績と関係する特性と考えていた， この他にも， 「頭のよさ」「自 思いやり」 「人づきあいがよい」 「礼儀正 立的」 「好奇心」 などが共通して高く評価される一方で， 「 ， しい」 などの社会性に関わる特性の評価は一様に低かっ た．. （２） さま ざまな特性の後の成績との結びつきの強さに関する評価 と現実の自分の子どものそれ らの特性と対応する性格特性との相関的な関係を調べてみた， 年少組の男子では， 「粘りづよさ」や 「頭のよさ」 とそれと対応する現実の性格特性の間にはマイ ナスの相関がみられた しかし， 年長 ． 組では， 「頭のよさ」に関しては， 男女ともに相関は プラスであっ た， これより， 将来の学業成績と. ５６.
(10) . 小学校での成績と関連する子どもの性格的要因についての母親の信念と子どもの認知的熟慮性・衝動性. 密接に関係すると母親が信 じているような特性については， 年少組の男子の母親は自分の子どもに そう した特性が欠けていたり， 少ないから， より高く評価するという 「補償的期待」 の理論をもち やすいことが示唆された， 年長組の相関のしかたはこれと対照的なものであっ た． この問題につい ては， 考察のところで述べられた， （３） 母親のこのような信念が， 子どもの認知的熟慮性・衝動性に対してどのような影響を及ぼ すのであろうか， 年少組と年長組の女子においては， その母親が 「粘りづよさ」 の関連性を高く 評. 価していれば， 翌年の ＭＦＦ テストでは有意に熟慮性を増大する傾向にあった， こうしたことは， 男 子には成立しなかっ たが， 男子 （年長組） では母親が 「独創性」 や 「芸術的才能」 を高く評価する と次の年に熟慮性が増した， また， 年少組の女子では， 社会的なコンピテンスへの高い評価も熟慮. 性の増大につながっ ていた， このことより， 認知的な社会化の パラダイムにおいて， 認知的熟慮性・ 衝動性の発達について研究する際， 子どもに性別を考慮に入れた新たな理論化を計るべき ことが示 唆された．. 引用文献 ◎ Ｂｒｏｄｚ ｉ ｎｓｋｙ. ｌ ｉ １９８５ ｉ ｉｐ ｂｅｔｗｅｅｎ ｃｏｇｎｉ ｉｖｅ ｔ ） ｏｎ ｔｈｅ ｒｅ ｔ ｖｅ ｓｔｙｌ ｅｓ ａｎｄ ｃｏｇｎｉ ａｔ ｏｎｓｈ ， Ｄ，Ｍ，（. ｉｍａｒｋ，Ｒ．ＤｅＬｉ ｉ ＆ Ｎ．Ｎｅｗｍａｎ（Ｅｄｓ ｓｔｒｕｃｔｕｒｅｓ ） ｎ Ｅ，Ｎｅ ｓ ．ｌ ． ． ＬＥＡ， ， Ｍｏｄｅｒａｔｏｒｏｆｃｏｍｐｅｔｅｎｃｅ. ◎ Ｃａ ｉ １９７８ ｌｏｐｍｅｎｔｏｆ ａ ｍｏｒｅｒｅ ｌ ｉａｂｌ ｉｎｇ ） Ｄｅｖｅ ｒｎｓ ｅ ｖｅｒｓｉｏｎ ｏｆｔｈｅ Ｍａｔｃｈ ，Ｅ，＆ Ｃａｍｍｏｃｋ， Ｔ，（. Ｆａｍｉ ｌ ｉａｒ Ｆｉｇｕｒｅｓ Ｔｅｓ ｌｏｐｍｅｎｔａＩＰｓｙｃｈｏ ｌｏｇｙ ｔ ， Ｄｅｖｅ ， ，１４ ，５５５－５６０. ◎ Ｃａｍｐｂｅ ｌ ｌ ｌｄ ｉｎｔｅｒａｃｔｉｏｎ ｉｎ ｒｅｆｌｅｃｔｉｖｅ， ｌｍｐｕｌｓｉｖｅ ａｎｄ ｈｙｐｅｒａｃｔ ｉ １９７３ ） Ｍｏｔｈｅｒ－ｃｈｉ ｖｅ ， Ｓ，Ｂ，（. ｌ ｄｒｅｎ ｃｈｉ ， ＤｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔａＩ Ｐｓｙｃｈｏｌｏｇｙ ． ，３ ，３４１一３４９. ◎波多野誼余夫 （ １ ９７ ４ ） 国立教育研究所，. 熟慮性の発達，. 教育研究開発に関する調査研究， 昭和４８年度報告書，. ◎ Ｋａｇａｎ Ｊ １９６６ ｌｏｐｍｅｎｔａ ｌｓ ｌ ｉ ｌｙｓ ｉ ｄｄ ｔｕｄｉ ） Ｄｅｖｅ ｅｓ ｏｆ ｒｅｆ ｅｃｔ ｏｎ ａｎｄ ａｎａ ｓ ，ｌｎ Ａ，Ｈ，Ｋｉ ， ，（. Ｒｉ ｉ ＩＤｅｖｅ ｌｏｐｍｅｎｔｉｎ Ｃｈｉ ｌｄｒｅｎ，ｌｎｔｅｒｎａｔ ｉｏｎａ ＩＵｎｉ ｉ ） ｔｙ Ｐｒｅｓｓ． ｖｏ ｒｅ（Ｅｄｓ ｖｅｒｓ ． ，Ｐｅｒｃｅｐｔｕａ. ＆ Ｊ，し，. １ ◎小嶋秀夫 （ ９８５ ）. ４ ２３一１３６ 展望：児童発達観の研究． 教育心理学年報， ２ ， １ ． 個人的なコミュ ニケイ ショ ンによる， １ ９８４ ） ◎宮川充司 （ ◎永野重史・上野直樹・田島信元・関 道子・氏家達夫・臼井 博・佐藤公治 （ １ ９８０ ） 幼児の発 達と幼稚園保育効果に関する研究．. 日本教育心理学会第２ ２回総会発表論文集， ３０６一３１３ ，. ；ｃａｎ Ｊａｐａｎｅｓｅ ａｎｄ ◎ Ｓａ ｉｍａ ｌｎｉｋｅｒ ｌｋｉｎｄ ｉ ｉ １９７８ ｔ ）Ｃｏｇｎ ｖｅｔｅｍｐｏｉ ｎ Ａｍｅｒ ，，Ｋｏｉ ，Ｎ，Ｊ ，Ｈ，＆ Ｚｅ ，Ｔ．（ ， ， ｉｃｈｉ ｌ ｌｄ Ｄｅｖｅ ｌｏｐｍｅｎｔ ｌ ｌ ｄｒｅｎ ｓｒａｅ ，Ｃｈｉ ， ，４９ ，１０２４－１０２７. ◎ Ｓａ ｌ ｌｋｉ １９８０ ） Ａ ｎｏｔｅ ｏｎ ｔｈｅ ｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔａｌ ｎａｔｕｒｅ ｏｆ ｒｅｆｌｅｃｔｉｏｎ－ｌｍ‐ ｓｏｎ ｎｄ ，＆ Ｎｅ ， Ｆ，（ ， Ｎ，Ｊ. ＩＰｓｙｃｈｏ ｌｏｇｙ ｉ ｔｙ ｓ ｖｉ ｐｕｌ ，Ｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔａ ． ，１６ ，２３７－２３８. ◎田島信元・臼井. 博（ １９８０ ）. ４４ 展望：認知的社会化研究． 教育心理学年， １ ９ ２５一１ ， １ ． 絵画語い発達検査． 日本文化科学社，. １ ９７ ８ ◎上野一彦・撫尾知信・ 飯長喜一郎 （ ） ◎臼井. 博（ １ ９８５ ）. 認知的熟慮性・衝動性に対する児童の価値志向性：予備的考察． ３７－５ ２ ，. 北海道教. 育大学紀要 （第一部 Ｃ） ， ３６ ，. ◎ Ｕｓｕ ｌ ｉｏｎ－ｉｍｐｕ ｌ ｉ ｉ ｉ ｉ ｌ ｉ Ｈ，（ ｔｙ ａｎｄｃｏｇｎ ｔ ｔｙ ： Ａ１ｏｎｇｉ １９８７ ｔｕｄｉｎａｌａｎｄ ｃａｕｓａ ｅｃｔ ｓ ｖｉ ）Ｒｅｆ ｖｅ ｍａｔｕｒ. ， ｉａ １ 八江ｅｅｔ ｉｎｇｓ ｏｆ１ｎｔｅｒｎａｔ ｉｏｎａＩ Ｓｏｃｉ ｉ ａｎａｌ ｅｎｎ ｓ ｅｔｙ ｆｏｒ ｔｈｅ Ｓｔｕｄｙ ｏｆ ＢｅｈａｖｉｏｒａＩ ｙｓ ，１Ｘｔｈ Ｂｉ Ｄｅｖｅ ｌｏｐｍｅｎｔ ｔ ｒａｃｔ ， ， Ａｂｓ ，３７ ５７.
(11) . 臼 井. 博. ◎ Ｙａｎｄｏ ｌｄ ｌ １９６８ ｄ Ｄｅｖｅ ｌｏｐｍｅｎｔ ）Ｔｈｅｅｆｆｅｃｔ ｏｎ ｔｅａｃｈｅｒｔｅｍｐｏ ｏｎｔｈｅｃｈｉ ，Ｒ．＆ Ｋａｇａｎ ，（ ．Ｃｈｉ ，Ｊ ， ３９ ， ，２７一３４. （本 学助 教 授. ま ったく 関 係 がな い ① 明 るさ. ②粘りづよさ 思いやり ③，. すこし 関係 があ る ３. １. かなり 関 係 があ る. と ても 関係 があ る. ４. ５. ← ÷～. ＊. ‐ … 三￥ き・ ．． ・ ・ ． ． ・ ， ・ ． ． ‐ ． ，一 ・. ト→～ 日 ～. ． ． ・ 挙. ⑧礼儀正しさ. ト÷→. ⑨スポーツが得意. ト →｛. ⑲すなお. ←→. ⑪自立的. ト→. ⑫芸術的才能. ←‐ｆ. ⑱好気心. ト「. ， ．. （注） ① ０ … … ○ ：年 少組. 翻－－⑩：年長組. ② ＊ ：ｔ＝２．３８ ，ｄｆ＝８１ ，Ｐ＜０，０２ ，ｔ‐検 定に よ る。. 図１ ３の個人的特徴の学業成績との関連性 ． １ の程度：２つの年齢 グルー プの比較. ５８. ｌ. ト÷→. ⑤人づきあいのよさ ト→. 銚観 月. ・. ｆ‐→ ～. ④リー ダーシップ －÷→. ⑥頭のよさ. 札幌 分 校）.
(12) . 小学校での成績と関連する子どもの性格的要因についての母親の信念と子どもの認知的熟慮性・衝動性. 表１， 関連のつよさの平均値と標準偏差：男女の比較 年 ①. 明. ②. 粘 り づ よ さ. る. ③. 思. ④. リー ダー シッ プ. ⑤. 人 づ き あ い. い. さ や. よ. の. り. ⑥. 頭. ⑦. 独. ⑧. 礼 儀 正 し さ. 創. 的. ⑨ スポーツが得意 ⑲・ す ⑪ 自. な. お. 立. 的. ⑫ 芸 術 的才 能 ⑩. （注）. 好. 奇. 心. 組. 年. 長. 組. ） 女子 （Ｎ＝１ ８. ０ ） 男子 （Ｎ＝３. ３．５７ （ １，０２） ４，７１（ ０．４７ ） ２．９２ （ １．１９ ）. ） ３．４４ （０，９２ ４，３３（０．５９ ） ３，１７（０．９２ ）. ０，９６ ） ３，０３（ ４．１３（ ０．７８）＊ ３．１３ （１．０４ ）. ０．８１ ３，４８ （ ） ４，６２ （ ０，５０ ）＊ ３．１０ （ ０，７９ ）. ４．３６ （ ０．９３ ） ） ３．３６ （ ０，９３. ４，１７ （ ０．９２ ） ） ３．４４ （ ０．７０. ） ３，７１（１．３６ ） ３．３８ （１．０８. ４，１９ （ １，０３ ） ３．２９ （ ） ０，７２. ３，６４ （ ０，９３ ） ４，０７ （ ０，９２ ） ３．３６ （ ０，９３ ）. ） ３．１１ （ ０．８３ ０．９２） ３，８３ （. ） ３，１０ （１．０９ ４，００ （０．９４ ） ２．９６ （０．８７ ）. ） ３，５２ （１．１２ ４．２４ （ ０．６２ ）. ） １，１０ － ３．８６ （ ３．０７ （ １，２１ ）. さ. 少. 男子 （Ｎ＝１４）. ３，２９ （１ ４） ．１ ３．２９ （ ０．９９ ）. ４，００ （ ０，７８）. ） ３，５０（０．７９ ３．２２ （ ） １．００. ３，１１（ ０．８３ ） ０．９６ ３，２８ （ ）. ０，９０） ３，１１ （ ） ４，１７ （ ０，８６. ３．２４（０．７４） ３，００ （１，００ ）. ３，１７ （１．１４） ３，１０ （ ０．９６ ）. ） ４．０３（０．９１. 女子 （Ｎ＝２ １ ）. ０，８５ ） ３．１４ （ ３，０５ （ １．０７ ）. ３．２７ （ ０．９８ ） ３．５２ （ ０，６８ ）. ３，２９ （ ０，９６ ） ４，０５ （ １．１２ ）. ＊：ｔ＝２ ５２ ｄｆ＝４９ ｐ＜ ０１５ ｔ ． ， ‐検 定によ る． ． ， ，. 、 ′ ２， 学業成績と関連する個人的特徴の因子負荷量：年少組 る 固人 勺 の 子 ｎ 里： 少組 表２ 根と ， 子 ＦＡＣＴＯＲ Ｉ 明 粘. る り. 思. づ. い. さ よ や. さ り. リ ー ダ ー シ ッ プ. 人づ き あ い の よ さ 頭. 創. 独 礼. よ. の 儀. ポ. 正. し. ＦＡＣＴＯＲ２. ＦＡＣＴＯＲ３. ＦＡＣＴＯＲ ４. ０．８０３２４ ０，４０４８６. ０．２７２２３ －０，０２４０４. ０，０５５９５ ０，０３２８７. ０．０９４８７ ０，４０７１２. ０．８２９３９ ０，０６２６４. －０．０２７００ ０，２４４６９. ０．１６４９２ ０，９６２０１. ０，０５４２９ －０，０１１０５. ０．５８７６９. ０．３７４０５. ０．３４５７６. ０．０３０８９. さ. －０．０７９７２. 性. ○，０２３４５ ０．５３６２１. －０．０９６３７ ０７１３３６. ０，１２３０１ ０．２４７２６. ０．４６４２６ ０．０４６６２. さ. ０，３７８２３ ０，９０２３５. ０．２５８８７. －０２８４０６. ０，０７９５８ ０５６０６９. －０．０６３３４ ０．２９０７０. ０４９８９１. ０，０８６８１. す. な. お. ０，１７４２０ ０．３９７８２. 自. 立. 的. ０．３０６７７. ０，１６８００ ０．３２３６５. 能. ０，２４０７９. ０，７０４９２. ０，３６０６１. ０，１０７８４. 心. ０．１９１１１. ０．３５４６９. －０，０６８９７. ０β４２４３. ス. 芸 好. ー ツ が 得 意. 術. 的 奇. 才. ５９.
(13) . 臼 井. 博. 表３ ． 学業成績と関連する個人的特徴の因子負荷量；年長組 ＦＡＣＴＯＲＩ 明. る. 粘. づ. り. 恩. よ や. し・. ０７１１１４. － ‐０．０００７８. さ. ０．０００３２ ０．６９２９６. －０，０１６０５ －０．１３１８７. ０．０７９６８ ０．４７２３６. ０，１１７８２ ０．３５６７４. り. リ ー ダー シッ プ 人 づ き あい の よ さ 頭. よ. の 創. 独 礼. 義. さ 性. 正. し. さ. ス ポー ツ が得 意 す. な. お. 自. 立. 的. 芸. 術. 好. 才. 的 奇，. ＦＡＣＴＯＲ２. さ. ，. －０３４１３８. ０，５７３９０. ０．３７５０５ ０，６４７２４. ０，５３４１９. 能. ０．２９１９２ －００６６５４. 心. ０，０８０９０. ・ ・. ０．１５０５１. ０．１６２８５ －０．０４４０３ ０．２５４９５. ０．０５３３３ ０．０３７０８. ０．８５８６２ ０．３６９４２. ０．１２０３３ ‐ ー０，０１２５０. ０．１１１９６ ０．０９６８７ －０．１３８１４ ０．２４６２０. ０．２２１３６. …. ０．０６７７１ ０．３９２０２. －０．０８１１９ ０．２３７１５ ０．６４９４３ ． ０． ５４４６８ ０ ５４. 、. ＦＡＣＴＯＲ４. ０．０１８９７ ０．８５０２４. ０．００２２１ ０，１４４１８. ０，２４４７４ ０．１０９３３. ＦＡＣＴＯＲ３. ・. ０．５５８５６. ０．２３２６７ ０．０２３７８. ０．１５９３９ －０．１７７８１. ０．０３６５１ ０．０５０４４. 表４ ， 学業成績の関連要因とそれと対応する性格特徴との相関. ※〕 年長組［ 素 〕. 年少組ｔ. 粘 り づ よ さ. 頭. さ. 思. 粘 り づ よ い. 理 解 が早い. 親. ＊ （ ） －４５. の. よ. ③ 対角 線 の 右 上 は 男 子， 左下 は 女 子．. や. （ ＊ ｝ －３９. り. 人づ、きあいのよさ. 切. 人づき あいがよい. ＼ ＼ゼ ミ ご. ６３＊. ｛ ＊ ｝ ３８. 壷. （注） ①有意な相関係数のみを掲げる，. い. ｝ （ホ 一２７. 、. ＊ ｛ ｝ ３１. ②相関係数は小数点を省略してある，. ＊ ）： Ｐ ＜ １０ ＊： Ｐ ＜ ０５ ” ： Ｐ ＜ ０１ ④｛ ． ， ， ， ．. 表５ ． 関連 要因の合成変数 と教育可能性得点との偏相関 社・ 会. 的. コ ン ピテ ン ス. 認. 知. 的. コ ン ピテ ンス. 芸 創. 術 的 造 ・性. 粘りづよさ. リ ー ダ ー シ. ツ. フｏ. －５１＊＊. １ 年 目 の 総 合. 教育 可 能 性 得 点 ２ 年 目 の 総 合. 教育 可 能 性 得 点 （語. い. 年. 齢）. （ ＊ ） －２７. ３３＊. ５１木本. （注） ①有意な相関係数のみを掲げる， ②相関係数は小数点を省略してある， ） ） ③対角線の右上は年少組 （Ｎ＝２５ ， 左下は年長組 （Ｎ＝２９ ， ④１年目の総合教育可能得点との偏相関は， 月齢をコントロール， ２年目の総合教育可能性得点（語い年齢）との偏相関は，月齢と１年目の総合教育可能性得点をコントロー ノレ ． ）： Ｐ ＜ １０ ＊： Ｐ ＜ ０５ ” ： Ｐ ＜ ０１ ＊ ⑤（ ． ， ． ， ．. ６０.
(14) . 小学校での成績と関連する子どもの性格的要因についての母親の信念と子どもの認知的熟慮性・衝動性. 表６ ， 関連要因の合成変数と翌年のＭＦＦテストの測度との偏相関 翌 年の ＭＦＦテスト. 関連要因. 年 少組 年長組 年 少組 年 長 組 年 少組 年長 組. 社. 会. 的. コ ン ピテ ン ス. 認. 知. 的. コ ン ピテ ンス. 芸 創. 術 造. 的 性. 粘りづよさ. リ ー ダ ー シ. ツ. フｏ. 男 女. 参 ５６. ５１＊ （ ＊ ） ３９. 男. （ ＊ ） ３７. 女. ５３＊. 男. ５３水. 女. －６０＊＊. －６２＊＊ －６０ネ卒. 男. －５１＊. 女 男. 一６９本＊. 女 －５５＊. 男 女. （ ） ＊ －４５. －５６＊. （注） ①有意な相関係数のみを掲げるが， 全て小数点を省略してある， ②ａ）：月齢と１年目の反応潜時をコントロール ｂ）：月齢と１年目の誤数をコントロール ｃ）：月齢と１年目の衝動性得点をコントロール ＊ ）： Ｐ ＜ １０ ＊： Ｐ ＜ ０５ ＊＊： Ｐ ＜ ０１ ③｛ ． ， ． ， ．. ６１.
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