教育心理学研究
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25 巻 , 3 号
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  • 椋野 要, 柳井 晴夫
    25 巻 (1977) 3 号 p. 145-156
    公開日: 2013/02/19
    ジャーナル フリー
    高校の普通科, 商業科, 工業科, 農業科所属の2学年男子の自由記述によって得られた各種の興味を用い, 156項目からなる興味調査を381名の男子に中学2年, 2年後, 4年後の3回にわたって縦断的に実施した。
    各項目への反応を45の尺度得点と0してまとめ,(1) 45 尺度の発達的変動において, 多くの尺度は中2~2年後の変化の方が2年後~4年後の変化より大きい。(2) 45 尺度の中2~2年後と2年後~4年後の相関係数を比較すると一般に後者の方が大きい傾向がみられる。(3), バリマックス法で因子分析すると, 7つめ共通因子が抽出された。
    1. 科学技術2. 言語3. 戸外4. 農林業5. 非専門職6. 利権7. 中学2年の一般的興味である。
    これらの因子について, 次のような傾向が認められた。
    a. 科学技術と言語的興味とは中学から高校にかけて分化しながら著しく変動する。
    b. 戸外と農林業への興味とは余り変動がみられない。前者の興味は中学2年でほとんと結晶化されており, 後者の興味は本研究の調査対象の特殊性のため, 発達的変動を表わさない。
    c. 会社員・銀行員, 下級技術者など非専門職への興味は中学2年以後は減退し, 利権への興味はそれと逆に増大する傾向がある。
    d. 中学2年の一般的興味の因子においては文科系, 理科系のみでなく芸能系の興味がいわば未分化の形で含まれている。
    e. 希望職業, 好きな学科, 趣味の領域で連続3回同一選択をした青年は1回もそれを選択しなかった者に比べ, その選択にふさわしい因子の因子得点を示す傾向がみられる。
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  • 三隅 二不二, 吉崎 静夫, 篠原 しのぶ
    25 巻 (1977) 3 号 p. 157-166
    公開日: 2013/02/19
    ジャーナル フリー
    本研究は, 学級における教師のリーダーシップ行動を測定する尺度を作成し, その測定尺度の妥当性を吟味しようとしたものである。
    福岡市における小学校5年生, 6年生の83学級の教師83名のリーダーシップ行動を総計3007名の児童によって評定し, 一方, 学級連帯性, 規律遵守, 児童の学習意欲・学校不満等に関する児童自らの認知反応を求めた。教師のリーダーシップ行動測定項目は因子分析の結果に基づいて選定した。測定項目の範疇化はリーダーシップP-M論に基づいて行った。主なる結果は, 次の通りであった。
    (1) リーダーシップ46項目の因子分析の結果, 第1因子として「教師の児童に対する配慮に関する因子」, 第2因子として「生活・学習における訓練・しつけに関する因子」, 第3因子として「教師の児童への親近性に関する因子」, 第4因子として「学習場面における緊張緩和に関する因子」, 第5因子として「社会性・道徳性の訓練・しつけに関する因子」の5つの因子が見出された。
    (2) 5つの因子は目標達成行動 (リーダーシップP行動) と集団維持行動 (リーダーシップM行動) という2つの上位概念にまとめられた。さらに, グループ主軸法の結果に基づいて, リーダーシップP項目として10項目, リーダーシップM項日として10項日計20項目が選択された。
    (3) 学校モラール20項目の因子分析の結果, 第1因子として「学級連帯性の因子」, 第2因子として「学校不満の因子」, 第3因子として「学習意欲の因子」, 第4因子として「規律遵守の因子」の4つの因子が見出された。
    (4) P・M両項日の平均値に基づいて, 各教師のリーダーシッフ. をPM型, P型, M型, pm型の4類型に分けた。
    (5) 外的基準変数としての学級連帯性, 規律遵守, 学習意欲, 学校不満の項目得点によるリーダーシップPM 類型の効果性の順位は, 第1位PM型, 第2位M型, 第3位P型, 第4位pm型であった。
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  • 高田 理孝
    25 巻 (1977) 3 号 p. 167-174
    公開日: 2013/02/19
    ジャーナル フリー
    本研究は, 提示順序が引き起こす体制化を「系列依存的体制化」としてとらえ, 検討した。
    被験者 (大学生・大学院生) は,「1+1提示法」(Mandler & Dean 1969) によって, 項日を提示され自由再生を求められた。この方法は, 各試行で1項日のみを追加的に提示し, それまでに提示された全項目の自由再生を被験者に求めるものである。
    今回用いたすべての条件 (第1実験,(1) 直後再生-有意味綴り,(2) 直後再生-無意味綴り,(3) 遅延再生-有意味綴り,(4) 遅延再生-無意味綴り, 第II実験,(1) 20秒遅延,(2) 10秒ディストラクター) に,「系列依存的体制化」が存在した。またリハーサル・チャンスが与えられた場合, 有意味綴り, 無意味綴りに関係なく,「系列依存的体制化」は拡大した。
    最後に, 体制化概念における「系列依存的体制化」の位置づけを検討した。そこでは, 2次的体制化を主観的体制化と客観的体制化に区別し,「系列依存的体制化」は群化と共に, 客観的体制化の下位分類を構成すると考えた。
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  • 春木 豊
    25 巻 (1977) 3 号 p. 175-185
    公開日: 2013/02/19
    ジャーナル フリー
    この論文においては, 観察学習における動機づけの効果と手がかりの明瞭性の効果に関する実験が報告された。
    第1実験は, 観察学習における動機づけの効果を分析することを目的としたが, 観察学習の場合, 他の学習と同じように, 課題解深への動機づけのほかに, 観察することへの動機づけが考えられる。本実験ではこの2つの動機づけの効果を比較することを目的とした。
    1) 被験者は小学6年生男女で, モデルは女子大学生であった。課題は人形を手がかりにした前後の弁別学習であった。実験群は3群からなり, P群は課題解決へ動機づけるもの, 0群は観察することへ動機づけるもの, N群は特に動機づけを高める教示をしなかった。C群は統制群で観察試行なしであり, 実験群の観察学習の効果をみるためのものであった。
    2) 観察学習成立の基準はテスト12試行を全て正解の場合, 内観の言語報告において正解の言えた場合, 及び言語報告も行動も共に上記の基準に達している場合の3 通りを設け, 群間の比較をした (基準に達した人数についてX2検定)。その結果は次のように要約される。
    i) 行動で正解の基準及び行動と言語報告共に正解の基準においては, 実験群は統制群 (C群) と差があり,. 観察の効果のあったことが示されたが, 実験群間においては, P, O, N群の順で成績がよく, P群とN群の間で統計的な差が得られた。課題解決強調教示群に動機づけの効果のあったことが示された。
    ii) 言語報告の正解の基準については, O, P, N, C群の順になり, 統計的に差のみられたのは, O群とC 群間とO群とN群間のみであった。観察強調教示群のみに動機づけの効果のあったことが示された。
    iii) 男女差はみられなかった。また強調教示のないN 群で, 達成動機の高い者に観察学習の成績がよいことがみられた。iv) テスト時にモデルの反応を模倣しようという傾向はP, O, N群の順で多く, P群とN群に統計的差がみられた。
    3) 以上のような諸結果から, 基準のとり方により結果に矛盾があるが, 言語報告の基準には問題があるので, 行動の基準を主にして考えるならば, まずP群の課題解決への動機づけが効果的であったといえるが, P~O群間に差がなかったので, 観察への動機づけより, 課題解決への動機づけの方に効果があるとは断言できない。また, P群の動機づけの効果は観察学習そのものではなく, 実行時での効果であるかもしれないということについて考察された。
    第2実験は, 観察学習に対する手がかりの明瞭性の効果を分析するために, 左右相称の人形を手がかりに, 人形の左右の弁別課題と前後の弁別課題の観察学習の効率を比較した。前者は観察者にとってモデルの正反応の手がかりが不明瞭な場合であり, 後者は明瞭な場合である。
    1) 被験者 (小学5年生, 6年生) はいずれも左右, 前後ともよく理解できる者に限った。
    2) その結果は, 次のように要約される。
    i) 観察試行8回または16回の理範囲内, 及び観察学習成立の基準を観察直後の実行テスト (12試行) で全て正反応という条件下では, 左右弁別課題では, 観察学習は成立せず, 前後弁別課題では成立した。
    ii) 観察8回の条件下では, 前後弁別課題の方が, 左右弁別課題の観察学習より有意に成績がよい。しかし, 観察16回では有意な差がなかった。これは観察回数がふえると共に左右弁別課題の成績がよくなり, 手がかりの明瞭性の効果が意味を失ったためと考えられる。
    3) 各群の被験者の左右, 前後の概念の理解の程度に相違がないこと, 及び知能差がないことから, 上記の結果は課題の困難度や被験者の能力差によるのではなく, 課題の手がかりの明瞭さによるものと考えられた。
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  • 守 一雄
    25 巻 (1977) 3 号 p. 186-194
    公開日: 2013/02/19
    ジャーナル フリー
    学習心理学的にも, そして印欧語との比較においても特徴的な性格をもつ日本語一字音節の心理学的体系理解のために, Osgoodの内包的意味空間モデルに相当するモデルを作り, そこでの距離によって示される各音節間の類似度が測定された。
    また, この測定された類似度が心理学的に意味をもつものであるかどうかを調べるために, この類似度を変数とした対連合学習実験を行い, 言語学習場面での効果が調べられた。
    この研究の結果から新たに見出されたことおよび確認されたことは次のとおりである。
    1) 日本語一字音節の内包的意味空間において, 濁音と清音 (半濁音を含む) とは異なるグループを形成すること。
    2) 濁音は, 単純さ, 乾き, 軽さを感じさせる無声清音の一部と対立する一方, 女性らしさ, 漱かさ, 美しさを感じさせる有声清音の一部とも対立する。
    3) 各音節問の類似度は, 示差特徴分析などによる形式的類似度とはかなり異なっていること。このことは, 今回のような手続で測定された一種の心理的類似度が, 音素的な類似や他の物理的類似によってのみ決定されるわけではなく, 文字の形の類似や, その音節を用いて構成される単語の意味との結びつき (語音象徴の一側面) など多くの要因による複合体であることを反映している。
    また, 五十音図に示されるような形式的類似性の反映が見られなかったことは, 日本語一字音節が, 例えば「ka」や「sa」のように「k」+「a」,「s」+「a」という構造を意識することなく, 「か」や「さ」という一単位として考えられているためであろうと思われる。
    4) 濁音相互間の類似度は, 清音相互間の類似度に比べ有意に高いこと。
    5) 測定された類似度ば, 対連合学習実験で数多く研究されてきた他の各種の類似度と同様, 学習を妨害する効果をもつこと。それゆえ, 今栄の研究 (1966) 以来, 日本語一字音節は学習材料として, 学習速度に関しては等質であると考えうるとされてきたが, 学習の条件によっては必ずしも等質とは言えないことになる。
    6) 測定された類似度のこうした効果は, 音節の清濁の違いや, 有意味度の効果とは独立に働くこと。また, 有意味度は, 日本語一字音節においては今栄 (1966) の示したように反応項において学習に対して効果をもたないこととともに, それが刺激項として用いられた時でも, 学習に対して効果を示さないこと。
    一方, 清濁の違いによる学習への影響は, 有意ではなかったものの, 濁音の方が一般に成績が悪かったこと。
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  • 山田 寿子, 飯高 京子
    25 巻 (1977) 3 号 p. 195-199
    公開日: 2013/02/19
    ジャーナル フリー
  • 鈴木 情一
    25 巻 (1977) 3 号 p. 200-205
    公開日: 2013/02/19
    ジャーナル フリー
    日本語を母国語とする2才後半から6才前半までの幼児を被験者として, 語順方略の適用とその優勢になる年齢について, 動作法と即時模倣法とによって検討した。その結果, 文型では倒置文で両方法が一致する結果を得, それによると, 4才後半が語順方略の優勢な年齢であった。その他, 一方の方法の結果ではあるが, 分裂文, 受身文でもおおよそ一致する結果が得られた。
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  • 25 巻 (1977) 3 号 p. 208-
    公開日: 2013/02/19
    ジャーナル フリー
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