教育心理学研究
Online ISSN : 2186-3075
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15 巻 , 3 号
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  • 柏木 繁男
    15 巻 (1967) 3 号 p. 129-134,188
    公開日: 2013/02/19
    ジャーナル フリー
    Here we propose a new computational procedure for the number of factors in Principal Factor Analysis (PFA). The basic notion of our computational procedure is based upon that Thurstone-type,(1947) iterative PFA achieves a minimization of the offdiagonal residuals in a given correlation matrix on condition that the main-diagonal residuals are zeroes (Harman & Jones; 1966). The method is computationally a modification of Thurstone -type iterative PFA.
    We assume the standard score of a test j, zj, and its variance as follows: (1) and (2)
    Here, Fj, aji, Uj, and aj are the i-th common factor, the factor loading of test j on the i-th common factor, unique factor of test j, and the unique factor loading respectively. And we assume
    (3) If 1<r<m, we have from (2) and (3)(4) And if m<s<n, we may have the following possi - bility in test j under s (5)(cf. Huttman; 1940).According to (5), we start with the estimation of total variance of at least one test. We perform our computation assuming that a given number of fac -tors under which the total variance of at least one test is defined or that it is unity. In every iteration, we set at unity the largest estimated test variance in the diagonal of a given correlation matrix, and perform computation under a given number of factors. Then, after all estimated test variances are stabilized, we compare each estimated test variance to its corresponding calculated test variance. When the former is equal to the latter, that is, the minimization of the sum of the squares of off-diagonal residuals (i. e., the minimization of the minres criterion of Harman and Jones (1966)) is achieved, we have at least one test whose total variance is defined perfectly under the number of factors.(5) indicates that the number of factors should not be adopted as the number of common factors m in the matrix, and that the greatest number of factors among all the numbers of factors under which each estimated test variance is greater than its corres - ponding calculated test variance should be the number of common factors m.
    By using two illustrative hypothetical examples, we show that our method seems always to give the same number of factors as the assumed one. We apply the same rationale to empirical matrices and show that it is possible to classify empirical matrices into several types. And then we propose criteria concerning the number of factors each of which has its correspondence to a specific type by our classifica - tion. Finally, we discuss the estimation of commu - nalities in our method, and we suggest the use of Thurstone-type iterative PFA under the number of common factors m.
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  • 松原 達哉
    15 巻 (1967) 3 号 p. 135-144,189
    公開日: 2013/02/19
    ジャーナル フリー
    多くの生徒の各教科別の学業成績がムラなく平均してできている学業均衡児と, 特定教科の成績はすぐれているが, 他の教科の成績は普通かまたは普通以下の学業不均衡児とがいる。そこで, 本研究では, これら生徒の徴候や原因を知能, 学力, 学習法, 家庭環境, 基本的欲求, 興味などの観点から分析研究した。
    方法は, 中学2年生385名を対象に, 一定の指導案に基づいた学習指導後に学力検査を実施し, 9教科の学力偏差値の平均を中心に, どの教科の成績も±5以内にあるものを学業均衡児群 (B群) とした。学業不均衡児群 (U群) は, 国語, 社会, 英語の学力がすぐれた文科系優秀児群 (L群) と数学, 理科の学力がすぐれた理科系優秀児群 (S群) と音楽, 美術, 保健体育, 技術・家庭の学力がすぐれた技能系優秀児群 (T群) と国語, 社会, 英語, 数学, 理科の学力がすぐれた文理系優秀群 (LS群) との4群に分類した。
    テストは, 最初に9教科の標準学力検査を実施し, その後一定手続きによつて教師作成の基礎テスト・予備テストを実施し, 8週間学習指導を行なつた。その後終末テストと把持テストを行ない, 把持テストによつて・各実験群の群分けを行なつた。
    結果の主なものは, つぎのようである。
    (1) 385人中B群は13人, U群の中L群12人, S群12人, T群4人, LS群11人合計38人であった。
    (2) 知能偏差値は, B群はやや低く, L群, S群, T群, LS群はともに, 知能段階「中」であつて差はなかつた。
    (3) 各群ごとの9教科の把持テストの平均を比較してみると, B群の学力は低く, L, S, T群は学力偏差値が48~53の範囲にあり, LS群はやや高い。成就値では, L群が負の値であつて知能より学力が低く, LS群は正の値であつて知能より学力がやや高い。
    (4) 群ごとの各系列別の把持テスト平均を比較すると, B群はどの教科も平均して低い。L群は文科系教科の学力は高いが, 理科系教科の学力は特別低い。S群は理科系教科の学力は高いが, 他の教科の学力も低くない。T群は, 技能系教科の学力以外全般的に低く, 特に文科系教科の学力が低い。LS群は, 技能系教科を除いていずれの教科の学力も高く, 学力偏差値が60以上である。
    (5) 学習法, 家庭環境, 基本的欲求, 興味などについて, 各群の傾向をまとめてみると次のようである。
    (1) B群は, 学習法, 家庭環境とも悪く, 成就の欲求も低い。教科に対する興味は明確でないが, 理科系教科には興味が薄い。
    (2) L群は, 学習法が全般的に低く, 特に学習計画とその利用, 学習の技能, 学習環境などが悪い。家庭環境も全般的に悪く, 特に子どものための施設に乏しい。文科系教科の興味は高く, 学習成就への欲求も高い。
    (3) S群は, 全般的に家庭環境は良く, 特に, 家庭の経済的生活水準が高く, 物質的に恵まれている。精神的健康度もよいが, 学習の技能, 学習計画とその利用などは低い。また理科系教科への興味は高い。
    (4) T群は, 女子のみであるが, 家庭の一般的状態はよくない (養父母, 欠損家庭) が, 物質的生活には恵まれ, 親の教育的関心は高い。学習法は全般的によく, 将来の目的・目標の成熟もよいが, 興味傾向は, 理科系教科を特に嫌つている。また, 技能系教科の成績もそれほど高くはない。
    (5) LS群は, 学習法は最もよく, 家庭環境もすべてに均衡がとれて高い。特に家庭のふんい気, 両親の教育的関心はよい。そのため学力が知能に比較して高いのも肯定できる。また, 社会的事態への関心が高く, 興味は文科, 理科の各教科に高い。
    (6) 視力調査では, T群がよく, B, L群に弱視がやや多かつた。
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  • 柳井 晴夫
    15 巻 (1967) 3 号 p. 145-160,190
    公開日: 2013/02/19
    ジャーナル フリー
    1.大学における9つの系への適性診断検査を作成するために, 性格, 興味, 能力, 職業への関心, 高校教科の得意, 不得意の45の尺度からなる適性検査を大学の専門課程に学ぶ480名の学生に実施した。
    2.これらの被験者のうち, 現在学んでいる自分の専門にじゆうぶん適応していないとおもわれる人を除外し, 残つた人を9つの系の基準群として, これらの人が自分の所属している系に, 最も近く診断されるように多重判別関数方式, 因子分析方式による診断方式に従つて診断を行なつた。
    3.多重判別関数方式による診断によると, 9つの系は, 4つの因子でかなり明確に分離され, 各人の8つの因子得点と9つの系の重心との距離を測つて, 最も距離の短くなる系を最も適している系とする診断方式によつて, 基準群被験者360名のうちの76.1%が自分の所属する系に最も適していると診断される結果がえられた。
    4.因子分析の主因子解によつてえられた因子得点に基づく診断は, 多重判別関数方式による診断よりかなり精度が低いことが判明した
    5.距離の算出においては, 多重判別関数方式では市街モデルの方が, 因子分析方式がユークリッドモデルの方がより精度の高い診断がされた。
    6.多重判別関数と因子分析によつて得られる函子構成にはかなりの相違がみられる。
    6.自分の現在学んでいる専門にじゆうぶん適応できていない人の90%近くは, 自分の所属している系に遠いと診断され, 自分の現在学んでいる専門に比較的適応できていて, 自分の所属している系に遠いと診断された人は14名前後である。これらの結果から, 全体的にみてかなりの高い精度の診断の結果が得られたといえる。 (多重判別関数方式の市街距離モデルによる診断)
    7. 1人の例外もなく誤つた診断がされないようにしていくためには, テスト尺度の構成や新しい診断の理論方式についての検討が行なわれていかなければならない
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  • 四宮 晟
    15 巻 (1967) 3 号 p. 161-173,191
    公開日: 2013/02/19
    ジャーナル フリー
    言語的思考における抽象作用の機能水準, 発達段階探究のため, 2物間ならびに3物間それぞれにおいての, 共通点抽出の実験を, 幼稚園児から中学1年に至る648名 (男子323名, 女子325名) に実施し, その横断面的発達と縦断面的発達とについて検討し, つぎの結果を得た。 (1) 言語的思考における抽象作用の機能水準として, 概念的抽象, 前概念的抽象, 知覚的抽象, 非解答の4つが区分される。
    概念的抽象は, 与えられた概念 (項目, 材料) を含む, より上位の類概念によつて, 類似性 (共通点) を構成, 指摘するもの。
    前概念的抽象は, 与えちれた概念 (項目, 材料) 間に共通な機能, 構造, 用途, 成分, 発生・形成過程, 材料などによって, 類似性 (共通点) を構成, 指摘するもの。知覚的抽象は, 与えられた概念 (項目, 材料) 間に共通な色, 形, 部分的類似, 場所的近接, 感覚などによって, 類似性 (共通点) を構成, 指摘するもの。
    非解答は, 与えられた概念 (項目, 材料) 間の類似性 (共通点) が構成, 指摘されないもの, および無解答。発達的にみると, 一般的にいって,
    (2) 概念的抽象は, 学年 (年令) の進みとともに増加する。
    (3) 前概念的抽象は, 幼児期から, 概ね小学1~2年ごろまで増加し, 以後減少する。
    (4) 知覚的抽象は, 学年 (年令) の進みとともに減少する。
    (5) 非解答は, 幼児期から, 小学1年, 2年生にかけて激減し, 以後漸減を示す。
    (6) 上のような機能水準の発達, 移行は, 横断面的考察によつても, また縦断面的考察によつても確められ, 両者間に矛盾がない。
    (7) 幼児においても, 概念的抽象の可能なものが見いだされ, 逆に中学1年においても, 概念的抽象の不可能な, ものが存在する。
    (8) 3物間の抽象は, 2物間の抽象に比し, 一般に, 抽象の機能水準を高める。
    (9) 従来からの通説に反し, 3物間の抽象は, 2物間の抽象に比して困難ではない。従来の3物間の抽象の困難性は, 与えられる材料の数の増加とはまったく異なった, 他の要因によるものである。
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  • 杉之原 正純
    15 巻 (1967) 3 号 p. 174-180,192
    公開日: 2013/02/19
    ジャーナル フリー
    本研究では, 特殊児のパーソナリティー研究の基礎的な一方法として, 実験診断学的方法を用いることによつて基本的な人格徴表をとらえようとした。具体的には, 個人の心的エネルギー表出の型 (Pattern) の相違が個人の人格的要因の差異に帰着できるという考えに基づいている。実験は, 盲, ろうおよび正常者の群についての打叩による精神テンポの諸測度の検討である。従来本領域における研究は, 主として速度を測度とした考察であったが, ここではそのほかに打叩が示す多くの客観的側面をとらえ, これがもつ機能的構造を基本的指標とした行動の型を記述した。3群のそれぞれが示す型の間には明確な差が存在し, 特にろう群は他群に比して特異な型を示すことが認められた。この差異は特殊児の人格診断にある重要な手がかりとしての意味をもつものと考えられる。今後それを裏づけるために, 精神テンポの諸領域の関連度ならびに打叩による精神テンポの内部要因のそれぞれがもつ心理学的意味の解明が必要であると思われる。
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  • 小川 再治
    15 巻 (1967) 3 号 p. 181-185
    公開日: 2013/02/19
    ジャーナル フリー
  • 15 巻 (1967) 3 号 p. 188
    公開日: 2013/02/19
    ジャーナル フリー
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