教育心理学研究
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10 巻 , 2 号
選択された号の論文の7件中1~7を表示しています
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  • 澤田 慶輔, 波多野 誼余夫, 伊藤 隆二, 野村 東助, 高橋 丈司, 神保 信一, 大橋 一憲
    10 巻 (1962) 2 号 p. 65-77,124
    公開日: 2013/02/19
    ジャーナル フリー
    This stndy is the first step in investigating what effects “moral” classes have on the character development of children and is aimed at the analysis of the teacher-pupil interaction during “moral” education.
    For this purpose three records of instructions by different teachers each pursuing one and the same aim, were analysed according to the following methods.
    1) Analytic rating of the instruction process
    Several trained observers rated 17 items according to 5 grades. The items consisted of three groups.
    (1) instructional materials dealt with
    (2) techniques of teaching
    (3) teacher-pupil relationships
    2) Content analysis of the instruction process according to certain categories
    The classificatory system was based on the categories for the analysis of counseling processes and was revised especially for the present analysis of “moral” lessons.
    They involved (α) categories concerning the content of the problem,(β) categories concerning the function of teacher's utterances and (γ) categories concerning the pupil's utterances.
    Utterances were regarded as one unit when they expressed one completed idea and were classified from their psychological functions as well as from their contents, such as whether they described pupil's own conduct or the conduct of others, or whether or not they were expressed emotionally.
    3) The pupil's cognition of the class (by means of a questionaire)
    Immediately after the class was over, the pupil were required to evaluate the class.
    (ex. Was it interesting? Did you learn something new? etc. The questionaire consisted of 15 items which were evaluated into 7 grades)
    Five months after the class, the pupils were again asked to write what he had learned in the class.
    The results gained through these methods were consistent with each other and seemed to reflect the characteristics of each “moral” lesson.
    But as for the details, not a few points are still left, to be improved.
    This study, we believe, played a pioneering role in studying about the effects of “moral” classes.
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  • 津留 宏
    10 巻 (1962) 2 号 p. 78-89,125
    公開日: 2013/02/19
    ジャーナル フリー
    7人の大学心理学科3年のクラスの学生に, 自己認識に関するBrownfainの25の項目を設問化して5段階評価する質問紙を作成して与え, 第I回は自己評価, 第II回はクラスの同級生が自分をこうみていると思われる評価, 第III回はクラス全員の相互評価を, それぞれ無記名で別々に行なわせた資料を基にし, 各成員のパーソナリティを研究することを試みた。
    第I回と第II回の評価のずれを社会的疎隔度, 第II回と第III回の評価のずれを社会的自覚度, 第I回と第III回の評価のずれを社会的適応度, 各自の自己評価と成員相互の評価とのずれを相互理解度の指標として, この面から各成員の性格を吟味した。
    後に再度テストとの相関およびY-Gテストの結果と比較しても, この方法によつて各個人のパーソナリティおよび成員相互間関係が, かなり生動的に理解されることが証された。
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  • 徳田 安俊
    10 巻 (1962) 2 号 p. 90-98,125
    公開日: 2013/02/19
    ジャーナル フリー
    The purpose of this paper is to study the basic factors behind educational attitudes by the Q-technique. As an instrument, Fred N. Kerlinger's Q-sort statements were used, somewhat revised to adapt for Japanese teachers. The original 80 item Q-sort had been constructed according to the following paradigm:
    (A) Attitudes
    (1) Restrictive-Traditional
    (2) Permissive-Progressive
    (B) Areas
    (a) Teaching-Subject matter-Curriculum
    (b) Interpersonal Relations
    (k) Normative-Social
    (m) Authority-Discipline
    Thirty-one subjects, consisting of six university professors in Education, six university professors in Psychology, eight elementary school teachers, five junior high school teachers, five senior high school teachers and one layman, were asked to sort 80-statements on an approval-disapproval dimension.
    Each subject's sort was analyzed with a factorial analysis of variance. As was expected, all the professors' educational attitudes were “permissive” at 1% level, and the other subjects were multifarious in their educational attitudes. About half of the latter had high F-ratios in the permissive direction and the rest had low F-ratios in the permissive or restrictive direction.
    Twenty-two subjects' sorts were intercorrelated and the resulting correlation matrix was factor-analyzed. Orthogonally rotated factors, I, II and III were named “Progressivism”,“Traditionalism” and “Psychology” respectively. A Spearman rank order coefficient of correlation was computed between the attitudes F-ratios and the factors. The rhos were.86, -.24 and.44 for I, II and III respectively.
    In addition, three factor arrays were computed to examine the nature of the factors. The results were commensurate with the foregoing interpretation of the factors. Although both I and III were progressive in nature, the subjects who had high loading of I were progressive, especially in “Normative-Social” and “Authority-Discipline” areas of education, and those who had significant positive loading of III were all psychologists and were inclined to be progressive in “Interpersonal Relations” and “Teaching -Subject matter-Curriculum”.
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  • 中嶽 治鷹
    10 巻 (1962) 2 号 p. 99-106,126
    公開日: 2013/02/19
    ジャーナル フリー
    ここでは, 基礎的な能力の体系 (S1, S2, …, Sn) をもつ被教育者が, ある教育作用のもとで新しい学習目標 (α1, α2, …, αm) に対して, どこまで到達できるか, 到達できる領域はどこか, という点を問題にし, 到達できる領域 (α1, α2, …, αk) を学習準備域 (Rs(α)) とよぶことにした。
    この学習準備域 (RS(α)) は, たとえば, 基礎的な能力の状態を (S1=1, S2=1, …, Sj=1, Sj+1=0, …, Sn=0) とした場合, これを学習準備点 (R(αj)) としてもつ学習目標 (αj) に対して,(R(αj)) で覆われるすべての学習準備点 (R(αi)) によつて規定される学習目標 (αi) を含んでいると考えられる。
    また, 基礎的な能力として,(S1, S2, …, Sn) をもつている被教育者のなかで, 新しい学習目標を,(α1, α2, …, αm) という状態で理解している人の比率を, φ (S1, S2, …, Sn)(α1, α2, …, αm) で表わすと, 学習準備域RS(α)=(α1=1, α2=1, αk=1, αk+1, …, αm=0) に対して, 論理的にはφ (S1, S2, …, Sn)(α1=1, α2=2, …, αk=1, αk+1=0, …, αm=0)=1となり, 他のどのような (α1, α2, …, αm) の組合わせについてもφ (S1, S2, …, Sn)(α1, α2, …, αm)=0となる。したがつて, このような観点から,(RS(α)) は (7) 式によつて抽出することもできる。さらに, 学習準備域とそうでない領域との間にある境界要素については,(9),(10),(11) 式のような特性を見出すことができる。
    以上のようにして, 学習準備域の構造の概要は, ほぼ明らかになるが, ここにあげた方法では, 基礎的な能力 (S1, S2, …, Sn) や, 学習目標 (α1, α2, …, αm) の選定が基本的な問題になる。ここでは, 選定の規準の標識として,(14'),(15') 式をあげ, これを満たすものは, ほぼ妥当な内容を示すと考えた。
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  • 大平 勝馬
    10 巻 (1962) 2 号 p. 107-112,127
    公開日: 2013/02/19
    ジャーナル フリー
    本研究は都市および農村児童の国語学力, 言語式知能検査 (A式) 成績および非言語式知能検査 (B式) 成績を比較し, 農村児童のA式成績に国語学力のおよぼす影響を考察して, 都市と農村児童の知能を考察するうえに基礎的資料を提供しようとした。
    被験者は中学1年生 (純農村100名, 都市115名)。これに集団的なB式知能検査, A式知能検査, 国語学力検査を実施 (Table1.)。
    3種の検査成績の分散には両群間に差がみられないから (Table 1, 2), 両群間の各検査成績が比較された。この結果B式成績には有意の差なく (Table 3), A式成績は5.68の有意な差 (Table 4), 国語学力は4.60の有意な差 (Table 5) で都市児童がすぐれている。
    A式・B式成績間には都市児童r=.69農村児童r=.73の相関を示しているが, 都市群はA式成績がよく (B式53.69, A式56.73), 農村群は逆にA式が劣つている (B式53.75, A式51.05)。しかもこの両群のそれぞれの差は1%水準において有意である (Table 6)。
    都市・農村児童群おのおのにつき国語学力との関連における両型知能検査成績を検討した。相関係数によると国語学力との相関はA式 (都市.707, 農村.738) が高く, B式 (都市.532, 農村.586) が低い。国語学力の高・中・低の3段階被験者群別に両型知能検査成績を検討すると, 都市・農村いずれもB式よりA式成績の段階間の差が著しい (Table 10)。同じ段階群別に各被験者のA式・B式成績間の差の平均を求めると (Table 11), 国語学力の高い者はA式成績が高く, 国語学力の低い者はA式成績が低くなつている。
    A式成績に対する国語学力の影響をさらに確かめるために, 共分散分析法によつて検討した (Table 13)。A式成績を共通な国語学力の基礎のうえに調整した結果, 両群の差5.68は1.64に減少した (Table 14)。なおA式成績の国語学力に対する回帰, A式成績と国語学力間の相関は両群ともに有意な差なく (Table 15), 近似していることが証明された。
    以上の結果から農村児童の言語式知能検査には, 国語学力の要因が働いて, 劣位性を与えているものと認められる。
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  • 伊藤 隆二
    10 巻 (1962) 2 号 p. 113-121,128
    公開日: 2013/02/19
    ジャーナル フリー
    In this Journal (Vol.8, No.2, Vol.9, No.1) we have discussed the etiology and classification of mental deficiency, and found that several etiological classifications have been advocated.
    The one most frequently used is that of A. A. Strauss, who divides mental deficiency into the exogenous or brain injured group and the endogenous or familiar group.
    This classification has, however, imperfections regarding classification-validity and other procedural defects.
    For the purpose of educational diagnosis of mental deficiency, we have tried to set up the typological approach from the standpoint of behavior patterns and of personality traits.
    With relation to our approach, several problems about the procedural methodology were considered.
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  • 10 巻 (1962) 2 号 p. 124
    公開日: 2013/02/19
    ジャーナル フリー
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