Title コーパス言語学および実験言語学に基づく格

Title
Author(s)
コーパス言語学および実験言語学に基づく格助詞交替の
分析
南部, 智史
Citation
Issue Date
Text Version ETD
URL
http://hdl.handle.net/11094/50450
DOI
Rights
Osaka University
コーパス言語学および実験言語学に基づく
格助詞交替の分析
大阪大学大学院 文学研究科
博士論文
南部 智史
i
目次
第 1 章 序章
1
第 2 章 「が／の」交替の定量的分析
5
2.1
はじめに . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
6
2.2
「が／の」交替の統語的側面と本研究の分析対象 . . . . . . . . . .
9
2.3
コーパスを用いた分析 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 11
2.3.1
使用したコーパス . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 11
2.3.2
本研究のデータ . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 12
2.4
言語変化と「が／の」交替 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 13
2.5
言語外的／内的要因
. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 15
2.5.1
話者間の差異 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 16
2.5.2
生年 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 16
2.5.3
性別 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 16
2.5.4
スタイル差 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 17
2.5.5
「の」先行環境 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 18
2.5.6
同格節 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 19
2.5.7
名詞修飾節の主要部 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 20
2.5.8
主語名詞句のタイプ . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 21
2.5.9
述部の状態性 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 23
2.5.10 隣接性 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 23
2.5.11 他動性制約 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 24
2.6
分析 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 25
ii
2.6.1
手順 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 25
2.6.2
結果 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 27
2.7
「が／の」交替の現状について . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 31
2.8
歴史的変遷と変化の動機 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 35
2.9
結論 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 38
第 3 章 格助詞「が／の」の使用と言語処理・理解の関係
3.1
3.2
41
「が／の」交替に対する言語処理の影響 . . . . . . . . . . . . . . . 42
3.1.1
はじめに . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 42
3.1.2
「が／の」交替の統語構造 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 45
3.1.3
Miyagawa（2011a）による隣接性の理論的考察 . . . . . . . 49
3.1.4
実験１: 容認度判断課題 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 50
3.1.5
実験２: 自己ペース読文課題 . . . . . . . . . . . . . . . . . . 53
3.1.6
処理負荷の局所性と「が／の」交替の統語構造
3.1.7
期待値に基づく言語処理と「が／の」交替 . . . . . . . . . . 64
3.1.8
結論 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 67
. . . . . . . 61
助詞「の」の解釈の選択に関する予備的実験研究 . . . . . . . . . . 68
3.2.1
はじめに . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 68
3.2.2
背景: 「が／の」交替に対する言語外的要因の影響 . . . . . 69
3.2.3
実験１: 文完成課題１
. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 71
3.2.4
実験２: 文完成課題２
. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 77
3.2.5
結論 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 80
第 4 章 韻律からみる格助詞「が／を」の使用に対する情報構造の影響
83
4.1
はじめに . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 84
4.2
「が／を」交替の統語論側面
4.3
予備調査: 容認度判断課題 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 88
. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 86
4.3.1
手順 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 88
4.3.2
結果 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 89
4.4
4.5
4.6
文完成課題
iii
. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 91
4.4.1
手順 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 91
4.4.2
結果 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 92
「が／を」交替に対する情報構造と韻律の影響 . . . . . . . . . . . . 94
4.5.1
仮説 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 94
4.5.2
音声知覚実験 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 95
4.5.3
分析と結果 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 98
4.5.4
議論 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 100
結論 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 101
第 5 章 結論
105
iv
図 目 次
図目次
2.1
MJD データ中の「が／の」交替の「の」の生起率 . . . . . . . . . . 13
2.2
CSJ データ中の「が／の」交替の「の」の生起率 . . . . . . . . . . 14
2.3
1920-1970 年の間の MJD データ中の「が／の」交替の「の」の生起率 15
2.4
MJD データを用いた Rbrul による混合効果ロジスティック回帰の最
適モデル . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 28
2.5
CSJ データを用いた Rbrul による混合効果ロジスティック回帰の最
適モデル . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 29
2.6
1925-70 年の MJD データを用いた Rbrul による混合効果ロジスティッ
ク回帰の最適モデル
2.7
. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 33
助詞「が」と「の」の歴史的変遷（黒で示された部分がその環境に
おいて該当する形式が出現しないことを表しており、灰色の部分が
今回観察した「が／の」交替の変化があると想定される部分である。） 36
3.1
隣接条件ごとの Z スコア化容認度 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 52
3.2
個々の条件下での平均読み時間 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 57
3.3
隣接環境、非隣接環境ごとの平均読み時間 . . . . . . . . . . . . . . 57
3.4
隣接条件ごとの領域 1-5 の平均読み時間 . . . . . . . . . . . . . . . . 60
3.5
非隣接環境の平均読み時間 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 61
3.6
非隣接環境の平均読み時間 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 63
3.7
(=図 2.1) MJD コーパスの「が／の」交替の「の」の割合 . . . . . 71
4.1
隣接条件ごとの Z スコア化容認度 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 90
4.2
目的語に焦点がある刺激文の F0 操作 . . . . . . . . . . . . . . . . . 97
4.3
介在要素に焦点がある刺激文の F0 操作 . . . . . . . . . . . . . . . . 97
4.4
F0 の変化と「が／を」目的語の Z スコア化容認度 . . . . . . . . . . 99
表目次
v
表目次
2.1
MJD と CSJ データ中の「が／の」交替における「が」と「の」の
割合 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 13
2.2
CSJ における性別と「が／の」交替の関係 . . . . . . . . . . . . . . 17
2.3
MJD における本会議・委員会と「が／の」交替の関係 . . . . . . . 18
2.4
CSJ における改まり度と「が／の」交替の関係 . . . . . . . . . . . 18
2.5
MJD における「の」先行環境と「が／の」交替の関係 . . . . . . . 18
2.6
CSJ における「の」先行環境と「が／の」交替の関係 . . . . . . . . 19
2.7
MJD における「という／との」節と「が／の」交替の関係 . . . . . 19
2.8
CSJ における「という／との」節と「が／の」交替の関係 . . . . . 19
2.9
MJD における主要部名詞句と「が／の」交替の関係 . . . . . . . . 20
2.10 CSJ における主要部名詞句と「が／の」交替の関係 . . . . . . . . . 20
2.11 MJD における主語のタイプと「が／の」交替の関係 . . . . . . . . 21
2.12 CSJ における主語のタイプと「が／の」交替の関係 . . . . . . . . . 21
2.13 MJD における述部の状態性と「が／の」交替の関係 . . . . . . . . 23
2.14 CSJ における述部の状態性と「が／の」交替の関係 . . . . . . . . . 23
2.15 MJD における隣接性と「が／の」交替の関係 . . . . . . . . . . . . 24
2.16 CSJ における隣接性と「が／の」交替の関係 . . . . . . . . . . . . . 24
2.17 MJD における他動性制約と「が／の」交替の関係 . . . . . . . . . . 25
2.18 CSJ における他動性制約と「が／の」交替の関係 . . . . . . . . . . 25
2.19 混合効果ロジスティック回帰で用いた独立変数とその値 . . . . . . . 26
2.20 混合効果モデルで使用した CSJ データ中の「が／の」交替のと改ま
り度の関係
. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 30
3.1
関係代名詞に対する隣接性の影響（Guy & Bayley 1995） . . . . . . 43
3.2
MJD と CSJ のデータにおける「が／の」交替と隣接性の関係 . . . 44
3.3
条件ごとの容認度の平均と標準偏差 . . . . . . . . . . . . . . . . . . 51
3.4
容認度判断の線形混合効果モデルの固定要因の要約 . . . . . . . . . 52
vi
表 目 次
3.5
領域 2 の読み時間の線形混合効果モデルの固定要因の要約 . . . . . 58
3.6
領域 3 の読み時間の線形混合効果モデルの固定要因の要約 . . . . . 58
3.7
領域 4 の読み時間の線形混合効果モデルの固定要因の要約 . . . . . 59
3.8
領域 5 の読み時間の線形混合効果モデルの固定要因の要約 . . . . . 59
3.9
領域 1-5 の読み時間の線形混合効果モデルの固定要因の要約 . . . . 60
3.10 領域１から２への読み時間推移の線形混合効果モデルの固定要因の
要約 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 63
3.11 領域２から３への読み時間推移の線形混合効果モデルの固定要因の
要約 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 63
3.12 領域３から４への読み時間推移の線形混合効果モデルの固定要因の
要約 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 64
3.13 (=表 2.1) コーパス中の「が／の」交替の「が」と「の」の割合 . . 70
3.14 「の」名詞句の解釈の割合（実験１）
. . . . . . . . . . . . . . . . 73
3.15 「の」名詞句の解釈と時制を表す副詞の数の関係（実験１） . . . . 74
3.16 「の」名詞句の解釈とスタイルの関係（実験１） . . . . . . . . . . 74
3.17 「の」名詞句の解釈と性別の関係（実験１） . . . . . . . . . . . . . 74
3.18 ロジットの混合効果モデルにおける固定要因の要約（実験１） . . . 75
3.19 「の」名詞句の解釈と「フォーマル」の下位分類（実験１） . . . . 76
3.20 「の」名詞句の解釈の割合（実験２）
. . . . . . . . . . . . . . . . 78
3.21 「の」名詞句の解釈と時制を表す副詞の数の関係（実験２） . . . . 78
3.22 「の」名詞句の解釈と性別の関係（実験 2） . . . . . . . . . . . . . 79
3.23 「の」名詞句の解釈と敬語態度の関係（実験２） . . . . . . . . . . 79
3.24 ロジットの混合効果モデルにおける固定要因の要約（実験２） . . . 79
4.1
条件ごとの容認度の平均と標準偏差 . . . . . . . . . . . . . . . . . . 89
4.2
線形混合効果モデルの固定要因の要約
4.3
「が」名詞句の解釈の割合 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 92
4.4
「が」名詞句の解釈と有生性の関係 . . . . . . . . . . . . . . . . . . 93
4.5
「が」名詞句の解釈と隣接性の関係 . . . . . . . . . . . . . . . . . . 93
. . . . . . . . . . . . . . . . 91
表目次
vii
4.6
ロジットの混合効果モデルの固定要因の要約 . . . . . . . . . . . . . 93
4.7
「を／が」目的語の容認度の平均と標準偏差 . . . . . . . . . . . . . 99
1
第1章
序章
本論文は、格助詞の交替を事例として言語変異の分析を行い、言語使用の際に人は
どのようにして、ある言語変異形ではなくもう一方の変異形を選択するのか、と
いう研究課題に取り組む。本論文の目的は、人がある言語形式を選択する時にど
のような情報を利用しているかに関する言語使用のメカニズムを解明することで
ある。
言語変異の捉え方は主に、言語間／話者間のバリエーションと言語内／話者内
のバリエーションの２種類に分類することが出来る。双方とも、ヒトに生まれな
がらにして備わっているという意味での「文法」を扱う理論において、言語の普
遍性という領域の中で変異をどのように文法に組み込むかという観点から分析が
行われてきた。生成文法の歴史においては、言語間の変異は原理とパラメータの
理論以来、パラメータのバリエーションという概念から変異生成の仕組みを解明
する取り組みが行われてきた（e.g., Chomsky 1981; Snyder 2001; Bouchard 2003;
Biberauer et al. 2009）。言語内／話者内の変異に関しては、生成文法的枠組みか
らの研究に加えて（e.g., Kroch 1989, 1994; Adger 2006）、社会言語学において、
どのように統語的変異を定義づけるかなどといった議論を通して、その特性を解明
しようとする試みが行われてきた（e.g., Sankoff 1972; Lavandera 1978; Weiner &
Labov 1983; Romaine 1984）。社会言語学では、統語的変異だけでなく言語変異全
般がその主要な研究課題の一つとなっている。社会言語学における言語変異の研
究者は、「同じこと」（意味が等価）を表現する言語形式が複数存在する場合には
進行中の言語変化がしばしば観察されるため、当該の言語変異に言語変化が存在
するかどうか、
「実時間」や話者の年齢による「見かけ上の時間」
（apparent time）
を利用した分析を行う（cf. Chambers 2002）。さらには、近年、言語処理にかかる
2
第 1 章 序章
負荷といった心理言語学的観点から、例えば与格交替（dative alternation）のよう
な構文交替など、言語使用における言語形式の選択に影響する要因を追究する研
究が盛んになってきている（e.g., Rosenbach 2002, 2005; Hawkins 2003; Bresnan
& Ford 2010）。
本論文は、言語内／話者内の言語変異に関して、文法に関わる格助詞交替を事
例として取り上げて、言語使用においてどのような条件下で言語変異体の選択が
行われるかについて分析を行う。このような研究は、言語に必然的に存在する変
異／バリエーション／ゆれといった側面を通して、言語の普遍性に関する研究に
大きく貢献すると考えられる。また、言語変異体の選択に影響する要因を解明す
ることで、ある言語現象の容認度に言及する言語使用（E-language, performance）
と区別される、文法性に言及する「言語能力」（I-language, competence）のより
深い理解に貢献すると思われる（cf. Chomsky 1986）。
本論文における言語変異を分析する方法論は３つの観点に基づく。 コーパスを
用いた定量的研究、心理言語学での実験による研究、それから音声学での実験に
よる研究である。それぞれの分析方法は、おおよそ本論文の章立てに相当する。本
研究で行うコーパスを用いた定量的研究は、社会言語学で発展を遂げてきた言語
変異理論の枠組みで変異を分析する際にしばしば採用される手法に基づいている
（cf. Labov 1972, 1994, 2001, 2010; Sankoff 1982; Johnson 2009）。言語変異理論の
研究課題には、特定のスピーチコミュニティにおける言語変異体の使用とその言語
形式が持つ社会的意味との関係、また、言語変異の使用の中で発生する言語変化の
メカニズムの解明などが挙げられる。その際、言語変異体の使用に影響する言語内
的／外的要因を特定することになるが、中でも重要な研究課題は、ある言語変異
現象に言語変化が存在するかどうか明らかにすることであり、さらには、その変化
の動機と原動力に関する変化のメカニズムを解明することである（cf. Weinreich
et al. 1968）。
本論文における心理言語学での実験による研究では、オフライン課題である容
認度判断課題（cf. Sprouse to appear）とオンライン課題である自己ペース読文課
題（cf. Just et al. 1982）を利用して、特に、統語論で長年議論されてきた言語現
3
象に対する、言語処理と理解の影響について検討し、観察される言語現象の問題の
所在を明確にすることを目的としている。この言語変異に対する心理言語学的研
究は、コーパスに基づく研究では扱えない部分について明らかにしてくれる。と
いうのも、社会言語学、変異理論的立場からコーパスを用いた分析を行う際、先
行研究で分析対象の言語現象に対する影響が議論されていた「性別」や「年齢」な
どを言語外的要因として、個々の言語現象に関連する言語的制約を言語内的要因
として設定するわけだが、先行研究でなぜその要因が影響するかが明確に議論さ
れていない場合、コーパスに基づく定量的分析によってその要因の影響が統計的
に有意なことを示すだけでは、言語学的な説明を与えてくれないからである。
本論文の第３のアプローチである音声学での実験による研究では、文脈、つま
り情報構造（cf. Vallduvı́ 1992; Lambrecht 1994; Erteschik-Shir 2007）とそれを言
語的に実現する韻律が言語変異の使用に与える影響を解明し、本論文で扱う言語
変異が統語論的観点からは随意的選択、もしくは自由変異として捉えられている
としても、言語使用の際には、焦点や新旧情報といった文の情報構造といった側
面から制約を受けていることを経験的に実証する。
本論文では、「が／の」交替と呼ばれる、従属節主語標示としての格助詞「が」
と「の」の交替現象（cf. Harada 1971）（1）と「が／を」交替として知られてい
る、可能形または願望形述部と共起する目的語標示「が」と「を」の交替現象（cf.
Shibatani 1975）（2,3）を研究対象とする。
(1) 「が／の」交替
a. 太郎は [去年健が／の買った] 本を読んだ。
b. 直美は [去年健が／の留学した] 理由を覚えている。
(2) 「が／を」交替（可能形述部の場合）
a. 太郎は上手に英語が／を話せる。
b. 直美はおいしい料理が／を作れる。
(3) 「が／を」交替（願望形述部の場合）
a. 太郎は面白い話が／を聞きたいそうだ。
4
第 1 章 序章
b. 直美は美しい写真が／を撮りたいそうだ。
第２章では、社会言語学における変異理論の観点から、２種類のコーパスを用
いて「が／の」交替の助詞「が」と「の」の使用について、変異理論で発展を遂
げてきた方法論を用いて定量的分析を行う。その際、
「が／の」交替に言語変化が
存在するかどうかに焦点を絞って分析を行い、言語変化の動機とその変化の原動
力について議論する。第３章では、
「が／の」交替に影響を与えることが第２章の
コーパスに基づく分析で判明した隣接性に関して、心理言語学の方法論を採用し、
なぜ隣接性が当該言語変異の使用に影響を与えるか、言語処理と理解の観点から
議論する。また、「の」名詞句の解釈について文完成課題を行い、「が／の」交替
に影響を与える言語外的要因が、
「の」名詞句の解釈という言語理解に対しても間
接的に影響を与える可能性について探索的分析を行う。第４章では、
「が／を」交
替の「が」と「を」の容認度と文の情報構造を反映した韻律的特徴との関係につ
いて、容認度判断課題と文完成課題に続けて行った音声知覚実験の結果を提示し、
「が」と「を」の選択と容認度に対して文の情報構造が大きく影響していることを
実証する。
5
第2章
「が／の」交替の定量的分析
本章では、定量的観点に基づいて、従属節主語標示に用いられる格助詞「が」と
「の」の交替現象『「が／の」交替』（cf. Harada 1971）についてコーパスを用い
た分析を行い、それら助詞の使用に現在進行中の言語変化が存在するかどうか議
論する。また、
「が／の」交替の助詞「が」と「の」の使用に関わる言語外的要因
と言語内的要因について統計的観点からその影響を解明する。本研究では、国会
会議録と日本語話し言葉コーパスをデータとして採用したが、それらは「が／の」
交替における言語変化を観察する上で、収録されている発話量や話者情報などの
観点から現時点では最適のコーパスであると考えられる。本研究では、分析に混
合効果ロジスティック回帰を採用した。その分析結果は、
「が／の」交替には「が」
が「の」に次第に取って代わるという言語変化が存在することを示したが、その一
方で、該当する環境での「が」と「の」の使用は、
「の」の使用が消失することな
く安定することを示唆している。これは、主に「が／の」交替と統語構造が全く
異なるが表層上区別がつかない疑似「が／の」交替（Sakai 1994, 菊田 2002）の存
在に起因すると考えられる。さらに、今回観察された言語変化の存在は、
「が」と
「の」の使用分布の歴史的変遷という観点からも妥当であると考えられる。また、
「が」と「の」の使用区分は、本研究で観察された「が／の」交替の変化において
相補分布へ向けて進行しているが、疑似「が／の」交替の存在があるため、現代
韓国語と同様に（Jang 1995, Sohn 2004, Jin 2013）、完全に「が」と「の」の棲み
分けにたどり着くことはないと予測する。
6
第 2 章 「が／の」交替の定量的分析
2.1
はじめに
言語変化の動的メカニズムを解明するため、言語変異理論に基づいてこれまで
に数多くの研究が行われてきた（cf. Chambers 2002）。言語変化を分析する際、
actuation problem（Weinreich et al. 1968; Labov 2010）という、
「ある構造的素性
における変化が、なぜ他の言語でなくある特定の言語において、なぜ別の時点で
なくその時点で発生したか」（“Why do changes in a structural feature take place
in a particular language at a given time, but not in other languages with the same
feature, or in the same language at other times?”）という問題や、言語機能面での
言語変化の方向性（e.g., Givón 1979）といった問題が過去の研究で取り上げられて
きた。これらの問題に対しては、言語変異の使用における社会的属性に起因する変
化（change from above）や言語機能面に起因する変化（change from below）の地
域社会の観察に基づく分析（Labov 1994, 2001）、
「社会的実践」
（“social practice”）
の中で構築される言語変異の社会的意味とその役割の解明（Eckert 2000）、また
は、言語の機能的側面における「エコノミー」へ向かう変化の考察（Haiman 1983）
など、様々な取り組み方がある。本章では、
「が／の」交替を言語変異として捉え、
コーパスを用いた定量的分析により、
「が／の」交替に言語変化が存在するかどう
かをまず検証し、その変化の動機や変化の推進力について議論する。
「が／の」交替とは、
（4）のように助詞「が」と「の」が名詞修飾節などの従属
節において交替可能な現象を指す。また、（5）のように主節の場合には「が」を
「の」に置き換えることはできない 1 。
(4)
a. なおみは [昨日健が／の読んだ] 本を借りた。
b. なおみは [雪が／の多い] 国へ行った。
(5) 健が／*の本を読んだ。
この「が／の」交替について Harada（1971）では、東京出身の日本語母語話者
による文法性判断テストを行い、東京では「が／の」交替の「の」が「が」に次第
1
主節でも「の」を主語標示に用いる方言は複数あるが、本研究でそれら方言は分析対象として
いない（cf. 坂井 2013）。
2.1. はじめに 7
に置き換わっていくという言語変化仮説が立てられていた。この言語変化仮説を検
証したのが、南部（2007）、Nambu & Matsuda（2007）、Nambu（to appear a）で
あり、国会会議録（cf. 松田 2004, 2008）と日本語話し言葉コーパス（cf. Maekawa
2003）がデータとして用いられていた。しかしながら言語変化に関しては、上記
先行研究においてはっきりとした結論が提示されなかった。というのも、Nambu
（to appear a）によって、両コーパスデータの言語変化に関する分析結果が異なる
ことが判明したからである。統計分析の結果、国会会議録データにおいては現在
進行中の言語変化が「が／の」交替に観察されたのに対し、日本語話し言葉コー
パスデータには変化がみられなかったのである。
本研究では、上記の問題を解決するため、混合効果ロジスティック回帰を採用し
た。上に挙げた先行研究では、
「が／の」交替に影響を与える、生年や述語タイプ
といった言語外的／内的要因について議論していた。本研究ではさらに、改まり
度、性別という２つの言語外的要因、それから話者間の差異をランダム効果とし
て分析に導入した。
Nambu（to appear a）では、「が／の」交替に対するスタイル差の影響につい
て解明を試みていたが、日本語話し言葉コーパスに存在する３つの異なる発話タ
イプに基づく分析に留まっており、スタイル差の定義がはっきりしていなかった。
本研究では異なる発話タイプの代わりに、日本語話し言葉コーパス中のそれぞれ
の発話に付与されていた改まり度の情報を用いて、再度スタイル差の影響につい
て考察を行った。
また、Nambu（to appear a）では国会会議録と日本語話し言葉コーパスのデー
タを比較し、その差異がスタイル差の影響である可能性を示唆していた。もしス
タイル差が「が／の」交替に影響するというのであれば、
「が／の」交替の定量的
分析に性別という社会的属性を含むべきである。それは、Ide（1999）で述べられ
ているように、一般的に女性は男性より丁寧な表現を好む傾向があると指摘され
ているからである。
さらに、Johnson（2009）に倣って、本研究では混合効果モデルを採用し、話
者間の差異の影響をランダム効果として考慮した。例えば Johnson（2009）では、
8
第 2 章 「が／の」交替の定量的分析
Hilton（2007）が行ったヘーネフォス・ノルウェー語の借用語の強勢移動（stress
shift）の研究について、話者間の差異を考慮した混合効果モデルを用いて再分析
を行った。その結果、Hilton（2007）では借用語の強勢移動に統計的有意差を持っ
て影響を与えるとされていた要因に、そのような統計的に有意な影響がみられな
いことが判明したのである。このことから、
「が／の」交替の分析でも、話者間の
差異を考慮した混合効果モデルを採用してデータを再分析する必要があると思わ
れる。
上記に述べた言語外的要因以外にも、先行研究で扱ってきた要因を今回の分析
に含むこととした。その中には、統語論で議論されている他動性制約（Watanabe
1996）のような、
「が／の」交替に対してカテゴリカルな影響（「が」もしくは「の」
しか現れない）を与える要因がある。また、述部の状態性といった要因は、
「が／
の」交替に対してカテゴリカルな影響というより、漸次的な形でその使用頻度に
影響を見せる。これら個々の要因の分析は重要であるが、本研究では、これら言
語外的／内的要因が「が／の」交替に対して与える影響を精査するというよりも、
それらの影響をデータから取り除いた上で、
「が／の」交替の言語変化の現状につ
いてより正確な観察を行うことに重点を置いて議論する。
本章の構成は以下の通りである。まず、
「が／の」交替の統語的側面について議
論し、本研究の分析対象を明確にする。次に、今回用いるコーパスの紹介と、分析
対象として得られたデータの説明を行う。それから、今回のデータにおいて「が
／の」交替の「が」と「の」の使用に変化がみられるかどうかを概観した後で、本
研究で採用した混合効果ロジスティック回帰の方法論とその分析結果を提示する。
その際、混合効果モデルに取り入れた言語外的要因・内的要因については、クロ
ス表分析の結果も提示する。また、助詞「が」と「の」の使用分布の歴史的変遷
という、言語機能面における大局的見地から「が／の」交替の言語変化について
考察し、actuation problem、つまり言語変化の引き金、原動力、それから変化の
推進力となった要因についても議論する。最後に、その変化は「が」と「の」の
相補分布に向けて進行しているが、現代韓国語と同様に（Jang 1995, Sohn 2004,
Jin 2013）、疑似「が／の」交替の存在のため、完全に「が」と「の」の棲み分け
2.2. 「が／の」交替の統語的側面と本研究の分析対象 9
にたどり着くことはないと論じる。
2.2
「が／の」交替の統語的側面と本研究の分析対象
本節では統語論での研究を参照し、本研究で分析対象とする「が」と「の」の定
義を行う。
「が／の」交替の統語分析は、生成文法におけるほぼ全ての枠組みで分
析されてきた現象の１つである（Harada 1971; Shibatani 1975; 井上 1976; Nakai
1980; Miyagawa 1993; Ura 1993; Watanabe 1996; 西岡 1998; Ochi 2001; 菊田 2002;
Hiraiwa 2005; Maki & Uchibori 2008; Miyagawa 2011）。
「が／の」交替は従属節に
おいて観察される現象であるが、よく知られているように、
「が／の」交替の「の」
は全ての従属節で使用可能という訳ではないため、統語論ではどの条件下で「の」
が容認されるかが議論の対象となってきた。本研究では、
「が／の」交替に言語変
化が存在するかどうかを議論の焦点とするため、ここでは統語構造の詳細につい
て深く論じない。むしろ、
「が／の」交替と類似する現象との区別を行い、本研究
で扱う「が／の」交替の定義について詳述する。
上に挙げた先行研究によると、
「が／の」交替は名詞修飾節で主に観察される現
象である。
(6) 健は [昨日息子が／の読んだ] 本を片付けた。
本研究で「が／の」交替として扱わなかった「が」と「の」の交替現象として、
まず、multiple nominative construction と呼ばれる現象がある（e.g., Kuno 1973;
Tateishi 1994）。
(7) 太郎が／の犬が大きい。
この構文の場合、「が／の」名詞句は所有を表しており、「が／の」交替とは性
質が異なる。さらに、Tateishi（1994）によって提案された multiple nominative
construction の統語構造は、Hiraiwa（2005）や Miyagawa（2011）が提示した「が
／の」交替の統語構造（3.1.2 節を参照のこと）とは全く異なる。そのため、本研
10
第 2 章 「が／の」交替の定量的分析
究では multiple nominative construction を分析対象である「が／の」交替には含
まなかった。
また、以下の例にみられるような環境でも「が」と「の」の交替が可能である
（e.g., Iida 1987; Hasegawa 1991; 影山 1993）。
(8) 太郎が／の試験中に、事故が起きた。
上記の先行研究では、
（8）の動名詞である「試験」は項構造を持っており、
「太
郎」をその主語として選択すると分析している。しかし、
「が／の」交替と異なり、
この構文には助詞交替が起きる句／節内に明示的に時制が現れないため、
「が／の」
交替と統語構造が異なると考えられるため、本研究の分析対象とはしなかった。
また、
「が／の」交替が起きる典型的な節は名詞修飾節であるが、近年の統語論
における分析では、
「が／の」交替はその他の従属節内でも起こりうるという議論
がある（Hiraiwa 2005; 吉村 & 仁科 2008; Miyagawa 2011）。そのため、名詞修飾
節に加えて、本研究では先行研究で議論されている節についてもデータに含むこ
ととした。具体的には以下の例に示すように、
「まで」節や「より」節（Watanabe
1996; 菊田 2002; Hiraiwa 2005）、それから「という／との」といった補文標識が
ある同格節（井上 1976; Ura 1993）をデータに加えた。
(9)
a. [ バスが来る ] まで座っていようか。
b. [ 客が来る ] より早く荷物が着いた。
（菊田 2002）
(10) [ 彼らが無事だった ] という／との知らせ
（井上 1976）
また、
「が／の」交替は、名詞修飾節等の従属節内であれば、主語だけでなく目
的語でも観察される。
(11) 上司は [ 焼き鳥が／の／を食べたくなる ] 居酒屋を知っている。
しかし、本研究で用いたコーパスから抽出したデータには、目的語についた「が」
と「の」の交替は観察されなかったため、分析対象に含まれなかった。
2.3. コーパスを用いた分析 2.3
2.3.1
11
コーパスを用いた分析
使用したコーパス
本研究では、国会会議録（the Minutes of Japanese Diet, 以後 MJD）と日本語話
し言葉コーパス（Corpus of Spontaneous Japanese, 以後 CSJ）から抽出したデータ
を用いた。MJD は国会での全ての会議における国会議員の発話の書き起しを収録し
ており、そのデータはオンライン上から入手可能である（http://kokkai.ndl.go.jp/）
（cf. 松田 2004, 2008）。MJD を言語研究に用いる際に注目すべき特徴は、自発的
発話が 1947 年以降 65 年以上にわたって記録され続けていることであり、話者であ
る国会議員の生年では 100 年にも及ぶのである。このように長期にわたる自発的
発話記録は貴重であり、言語変化の最中にある変異を分析するのに適したコーパ
スといえる。例えば、Sano（2009）ではら抜き言葉における変化について MJD の
発話データを用いた定量的分析を行っている。一方、CSJ は、1999 年から 2003 年
にわたる計 661 時間にも及ぶ自発的発話（およそ 750 万語）を収録している（cf.
Maekawa 2003）。また、両コーパスの有用性の一つとして、発話者の出身地や生
年といった話者情報が利用可能であることも挙げられる。ただし、CSJ に関して
は、話者の生年は５年間隔で記載されている。CSJ には主に、独話（95%）として
学会講演、模擬講演、それから対話や朗読（5%）など、多岐にわたる発話スタイ
ルが収録されている。さらに、それぞれの発話に対して「改まり度」を５段階評
価で付与しており、本研究ではこの改まり度評価情報を用いた分析を行う。
MJD は言うまでもなく、CSJ も、話者情報をもとにして言語変異にみられる変
化を観察するといった研究目的で設計、作成された訳ではない。しかし、
「が／の」
交替における言語変化の存在の検証にとって、両コーパスはその収録量、質、話
者情報、話者の生年の範囲などの点から、現時点で最適のデータを提供してくれ
ると言える。
12
2.3.2
第 2 章 「が／の」交替の定量的分析
本研究のデータ
まず、MJD から、東京出身者の発話に限って、言語変異である「が／の」交替
の「が」と「の」を抽出した。東京出身者に限定したのは、Harada（1971）の言
語変化仮説を検証するためである。MJD に発話が収録されている東京出身者は合
計 180 名で（cf. 南部 2007）2 、年代を通してデータが均一になるように生年１年
につき話者１名とした。その結果、生年でおよそ 100 年にわたる（1876-1970 年）
76 名が得られ、彼らの発話を分析対象とした 3 。ただし、その 76 名の中には女性
が 1 名しか含まれなかったため、残念ながら性差の分析は MJD データで行うこと
はできなかった。MJD の発話書き起しデータはウェブサイトからテキスト形式で
ダウンロードし、それぞれの話者から該当箇所を 100 トークンずつ抽出した。
発話収録量が膨大である MJD と異なって、個人の発話量に限りがある CSJ に
ついては、収録されている東京出身者の発話から「が／の」交替環境で使用され
た「が」と「の」を全て抽出した 4 。ただし、東京出身者の中の一人に関しては、
その発話に「読み上げ」という情報付与があったため除外した。その結果、79 名
（女性 36 名、男性 43 名）の発話が分析対象となった。今回の分析対象の発話は、
収録数が少ない対話形式と読み上げ式を除いて独話のみとした。
MJD と CSJ それぞれの発話データから、本研究で「が／の」交替としての使用
と定義した「が」と「の」について全て手作業で検索し抽出した。表 2.1 にそれぞ
れのコーパスから得られた「が／の」交替の「が」と「の」の頻度を示した。表
2.1 のピアソンのカイ２乗検定によると、両コーパスの「が」と「の」の使用には
統計的有意差がみられるが、この点については後述する。
2
国会議員の出身地特定に用いた資料は、貴族院／参議院議員名鑑（衆議院参議院 1990a）、衆
議院議員名鑑（衆議院参議院 1990b）、現代政治家人名事典（日外アソシエーツ 1999）、政治家人
名事典（日外アソシエーツ 2003）、国会便覧（日本政経新聞社 1998, 1999, 2000, 2001, 2002, 2003,
2004）である。なお、国会議員の中でも特別な言語トレーニングを受けている場合（TV アナウン
サーなど）は、本研究の分析対象から除外した。
3
話者が明らかに文章を読み上げている発話については、本研究のデータから除外した。また、
MJD 中で括弧に入った発話は、話者以外による言葉を読み上げている可能性があるため、これも
除外の対象とした。
4
CSJ で分析対象としたそれぞれの話者の「が」と「の」の総数の平均は 60.95、最大値は 438、
最小値は８で、標準偏差は 57.95 であった。
2.4. 言語変化と「が／の」交替 が
の
MJD
77.5% (6,662/7,600)
12.5% (938/7,600)
13
CSJ
92.1% (4,436/4,815)
7.9% (379/4,815)
X2 = 62.13, d.f.=1, p < .0001
表 2.1: MJD と CSJ データ中の「が／の」交替における「が」と「の」の割合
2.4
言語変化と「が／の」交替
本研究で用いるデータにおいて、
「が／の」交替に変化が存在するかどうか検証
するため、「の」の使用率と生年との関係を図 2.1 と図 2.2 に示した。図 2.1 は、
MJD データ中の「が／の」交替の「の」の使用率を、話者の生年を横軸にした散
布図で表している。散布図に表示されているそれぞれの点は、個々の話者の 100
トークン中の「の」の使用率を表しており、
「の」の使用率が生年の変化とともに
減少していく傾向がみられる。その傾向は、図中に示されたロジスティック回帰曲
線（Y=1/(1+e(−(29.239−0.0162X)) ）からも顕著に現れている。
図 2.1: MJD データ中の「が／の」交替の「の」の生起率
14
第 2 章 「が／の」交替の定量的分析
図 2.2: CSJ データ中の「が／の」交替の「の」の生起率
一方、CSJ データから算出された図 2.2 からは進行中の変化は認められない。現
段階ではあくまでも散布図からの印象に基づく議論であるが、両コーパスのデー
タで観察された生年における「が／の」交替の動向の違いについて、ここで 3 点、
その原因を考察したい。まず、前述のように、今回用いた MJD データは CSJ デー
タと比較して生年という単位ではより幅広い範囲に及んでいる。図 2.1 において、
CSJ データの生年の範囲である 1925-1970 年の間だけに着目すると、その範囲の前
の部分と比べて「の」の生起率がより低い位置に集中していることが分かる。ま
た、その範囲に関しては、回帰曲線も比較的緩やかな下降を示している。そのた
め、図 2.3 に MJD データの 1920-1970 年の範囲だけをプロットしてみた。図 2.3
では、図 2.1 ほど「の」の生起率の減少が著しくないことが分かる。このように、
異なる生年の範囲を扱っていることが原因で、生年と「の」の生起率の関係にコー
パス間で差が見られた可能性は検証する必要がある。この点に関しては、2.7 節で
統計的手法により検証する。
次に、CSJ の生年データは５年間隔であったため、単純に両散布図を比較する
2.5. 言語外的／内的要因 15
図 2.3: 1920-1970 年の間の MJD データ中の「が／の」交替の「の」の生起率
ことは難しいと思われる。３番目に、図 2.1 と異なり、CSJ データの図 2.2 では、
それぞれの点で表された「の」の生起率は異なる頻度数から算出されている（脚
注４を参照のこと）。そのため、図 2.2 はここで議論している言語変化の検証に十
分な情報が備わっていない可能性がある。よって、両コーパスにみられる、「が」
と「の」の異なる頻度によって歪曲されることなく「が／の」交替の使用の推移
を考察するために、本研究では混合効果ロジスティック回帰を採用した。また、分
析の際に、
「が／の」交替に影響を与える可能性のある言語外的・内的要因に加え
て、個人間の差異を含めた分析を行うことで、本研究で用いたデータにおいて言
語変化が観察されるかどうかをより正確に検証する。
2.5
言語外的／内的要因
「が／の」交替に現在進行中の言語変化が存在するかどうか検討するため、本
研究では混合効果ロジスティック回帰を採用した。その際、交替に影響を与える可
16
第 2 章 「が／の」交替の定量的分析
能性のある言語外的・内的要因を回帰モデルに組み込むことで、両コーパスで結
果に差異が見られた生年に基づく「が／の」交替の推移についてより深く検討す
ることが出来る。また、分析では個人差をランダム効果として考慮した。
本節では、混合効果モデルの中に独立変数として取り入れた、
「が／の」交替に
影響を与える可能性のある言語外的・内的要因について紹介する。その際、クロ
ス表分析とピアソンのカイ２乗検定の結果を提示し、それぞれの要因の影響につ
いて考察する。注意したいのは、カイ２乗検定では統計的に有意な影響がみられ
ない要因もあるが、クロス表分析だけでは他の要因からの影響が考慮されていな
いため、その要因の本来の影響が見えなくなっている可能性が考えられることで
ある。しかし、本研究で採用した混合効果モデルは、他の要因の影響を考慮した
上でそれぞれの要因の影響を観察することが可能である。
2.5.1
話者間の差異
本研究では、Johnson（2009）に倣って話者間の差異をランダム効果として取り
入れた。2.1 節で述べたように、個人差を考慮することで、統計分析において話者
間の差異が他の要因に影響を与えることを防ぐことが出来る。
2.5.2
生年
「が／の」交替の変化について議論するための時間的尺度として話者の生年を
用いた。混合効果モデルの中で生年を独立変数として含むことで、生年の影響度
から「が／の」交替に言語変化が存在するかどうかを検討することができる。
2.5.3
性別
前述したように、女性は概して男性より改まった表現を使う傾向にある（e.g.,
Ide 1999）。もし、Nambu（to appear a）で論じたように、「が／の」交替の「の」
の使用が改まった発話により多く出現するのであれば、女性の方が男性よりも「の」
2.5. 言語外的／内的要因 17
を多く用いているはずである。MJD から抽出したデータには、女性は１名しか含
まれなかったため、CSJ データを用いる際にのみ、性別を回帰モデルの独立変数
として設定した。表 2.2 は、CSJ データ中の「が／の」交替の「が」と「の」の
使用頻度を表している。予測通り、クロス表とピアソンのカイ２乗検定結果から、
女性の方が男性よりも「の」をより多く使っていることが分かる。
が
の
女性
91.1% (2,489/2,732)
8.9% (243/2,732)
男性
93.5% (1,947/2,083)
6.5% (136/2,083)
X2 = 9.12, d.f.=1, p < .00025
表 2.2: CSJ における性別と「が／の」交替の関係
2.5.4
スタイル差
中川（1987）は、
「が／の」交替の「が」と「の」の使用にスタイル差が影響し
ている可能性を指摘している。また、書き言葉やより改まった発話の方が「が」よ
りも「の」を好む環境であるという日本語母語話者の直感や前節で扱った性差の
影響も考慮して、スタイル差の影響は検証する必要がある。CSJ のデータに関し
ては、改まり度の情報が５段階評価で各発話に付与されていたため、その情報を
使用することにした。MJD については、本会議と委員会という発話場面の違いを
スタイル差を分析する１つの切り口とした。表 2.3 は、MJD データにおけるそれ
ぞれの会議での「が」と「の」の使用頻度を表している。ここでは予測通り、より
改まった場面である本会議の方が、委員会での発話よりも「の」の使用率が高い
ことが分かった。一方、CSJ における改まり度に関しては、表 2.4 に示したよう
に、
「が」と「の」の使用頻度において統計的に有意な差はみられなかった。むし
ろ、
「が」と「の」の使用は異なる改まり度を通して安定しているようである。こ
の点については、2.6.2 節で詳述する。
18
第 2 章 「が／の」交替の定量的分析
が
の
本会議
81.7% (437/535)
18.3% (98/535)
委員会
88.1% (6,225/7,065)
11.9% (840/7,065)
X2 = 19, d.f.=1, p < .0001
表 2.3: MJD における本会議・委員会と「が／の」交替の関係
が
の
1 (くだけた)
92.7% (140/151)
7.3% (11/151)
2
92.3% (1,409/1,526)
7.7% (117/1,526)
3
91.8% (1,951/2,126)
8.2% (175/2,126)
4
92.5% (825/892)
7.5% (67/892)
5 (改まった)
92.5% (111/120)
7.5% (9/120)
X2 = 0.72, d.f.=1, p = 0.3961
表 2.4: CSJ における改まり度と「が／の」交替の関係
2.5.5
「の」先行環境
本研究における「の」先行環境とは、
「が／の」交替の「が」と「の」が付く名
詞句の最後が「の」で終わる環境を指す。
(12) 大きいものが／のある店
この場合に、もし「が」ではなく「の」が用いられると、音としては「の-の」
といった連続した音が続くことになる。発話中で、もし他に選択肢があれば、こ
のように同一の音が連続することを避けることがあるかもしれない。表 2.5 と 2.6
に示されているように、両コーパスのデータにおいて、
「の」が連続する環境では
「の」の使用率がかなり低くなることが分かる。
が
の
「の」先行環境
98.3% (343/349)
1.7% (6/349)
その他
87.1% (6,319/7,251)
12.9% (932/7,251)
X2 = 38.15, d.f.=1, p < .0001
表 2.5: MJD における「の」先行環境と「が／の」交替の関係
2.5. 言語外的／内的要因 が
の
「の」先行環境
100% (388/388)
0% (0/388)
19
その他
91.4% (4,048/4,427)
8.6% (379/4,427)
表 2.6: CSJ における「の」先行環境と「が／の」交替の関係
2.5.6
同格節
前述したように、先行研究では「が／の」交替が「という／との」節において
観察されるかどうかが議論されていた。表 2.7 と 2.8 をみると、「の」は「という
／との」節といった同格節内では殆ど現れないことが分かる。これは、統語論に
よる分析を支持する結果である（Hiraiwa 2005; Miyagawa 2011）5 。つまり、「と
いう／との」といった明示的な補文標識は「が／の」交替の「の」の使用を阻害
するのである 6 。
が
の
「という」節
98.9% (1,308/1,322)
1.1% (14/1,322)
「との」節
100% (8/8)
0% (0/8)
その他
85.3% (5,346/6,270)
14.7% (924/6,270)
X2 = 188.63, d.f.=1, p < .0001
表 2.7: MJD における「という／との」節と「が／の」交替の関係
が
の
「という」節
99.9% (699/700)
0.1% (1/700)
その他
90.8% (3,737/4,115)
9.2% (378/4,115)
X2 = 67.46, d.f.=1, p < .0001
表 2.8: CSJ における「という／との」節と「が／の」交替の関係
5
6
表 2.7 のカイ２乗検定では、頻度数が低い「との」節を除外している。
CSJ のデータでは、「との」節中に「が／の」交替の「が」と「の」の使用がみられなかった。
20
第 2 章 「が／の」交替の定量的分析
2.5.7
名詞修飾節の主要部
「が／の」交替が観察される名詞修飾節の主要部には、
「こと」のような形式名
詞を用いることができる。
(13) [ 太郎が／の来た ] こと
(14) （cf.）[ 太郎が／の書いた ] 本
ところ
51.5% (88/171)
48.5% (83/171)
が
の
よう
84.9% (706/832)
15.1% (126/832)
こと
92.9% (1,054/1,134)
7.1% (80/1,134)
の
98.5% (2,138/2171)
1.5% (33/2,171)
わけ
100% (645/645)
0% (0/645)
X2 = 733.41, d.f.=1, p < .0001
表 2.9: MJD における主要部名詞句と「が／の」交替の関係
が
の
ところ
100% (10/10)
0% (0/10)
よう
97.1% (235/242)
2.9% (7/242)
こと
95.9% (543/566)
4.1% (23/566)
の
99.9% (2,108/2,111)
0.1% (3/2,111)
わけ
100% (208/208)
0% (0/208)
X2 = 8.77, d.f.=1, p < .0003
表 2.10: CSJ における主要部名詞句と「が／の」交替の関係
益岡 & 田窪（1992）では、形式名詞は内容語としての本来の意味の希薄化によっ
て派生するとしており、形式名詞は節の名詞化や補文標識としての機能を担って
いる。もし、形式名詞が統語的特徴として名詞修飾節の主要部というよりもむし
ろ補文標識として機能しているのであれば、形式名詞と共起する「が／の」交替
の「の」の使用頻度は他の名詞の場合と比べて低くなるはずである。なぜなら、名
詞修飾節の主要部の名詞的特徴こそが「が／の」交替に欠かせない環境だからで
ある（吉村 & 仁科 2008; Miyagawa 2011）。本研究の混合効果モデルでは、「とこ
ろ」「よう」「こと」「の」「わけ」を形式名詞という独立変数の値として取り上げ
た。表 2.9 と 2.10 は、
「が／の」交替に形式名詞の違いが統計的に有意な影響を与
えていることを示している。特に、形式名詞「の」「わけ」の場合だと「が／の」
交替の「の」の使用率が極端に低くなっている。このことは、おそらく、文法化に
2.5. 言語外的／内的要因 21
伴って、「の」「わけ」に先行する節は「が／の」交替が典型的に起こる名詞修飾
節として認識されにくいことを示している。
2.5.8
主語名詞句のタイプ
東京方言における対格「を」の使用の随意性に対して、目的語名詞句のタイプ
がその使用頻度に影響することが Matsuda（1995）で報告されている。
「を」格使
用のゆれと「が／の」交替はいずれも格助詞に関する変異であるので、「が／の」
交替に関しても名詞句の種類の影響について分析を行った。
が
の
疑問詞
100% (28/28)
0% (0/28)
名詞節
94.9% (1,173/1,236)
5.1% (63/1,236)
普通名詞
87.1% (4,974/5,710)
12.9% (736/5,710)
代名詞
77.8% (487/626)
22.2% (139/626)
X2 = 117.44, d.f.=1, p < .0001
表 2.11: MJD における主語のタイプと「が／の」交替の関係
が
の
疑問詞
100% (39/39)
0% (0/39)
名詞節
99.4% (1,002/1,008)
0.6% (6/1,008)
普通名詞
90.2% (2,980/3,304)
9.8% (324/3,304)
代名詞
89.4% (415/464)
10.6% (49/464)
X2 = 94.54, d.f.=1, p < .0001
表 2.12: CSJ における主語のタイプと「が／の」交替の関係
表 2.11 と 2.12 は、MJD と CSJ の両データにおいて、主語名詞句の情報の状態
が「が／の」交替と関係していることを示唆している。
「が／の」交替の「の」の
生起率は、代名詞＞普通名詞＞名詞節＞疑問詞の順で高くなっている。この階層
は、名詞句が持つ情報の影響（cf. Prince 1988, Lambrecht 1994）を示唆している。
例えば、概して旧情報を表す代名詞は、
「の」の生起率が高くなる。普通名詞と節
は旧情報でないという保証はないが、新情報である確率が代名詞より高い。疑問
詞は、その韻律的卓立によって示されるように、焦点を受けていると考えられて
おり（cf. Deguchi & Kitagawa 2002）、表 2.11 と 2.12 が表すように全て「が」で
標示されている。また、代名詞の場合にも「が」が使用される例があるが、このこ
22
第 2 章 「が／の」交替の定量的分析
とは旧情報である名詞句であっても焦点を受けることが可能であることから、今
回の議論とは特に矛盾しないと考えられる。このように、主語名詞句の情報の状
態（新・旧情報、焦点）が「が／の」交替に影響を与えていることが分かった。
また、この焦点に関する議論は、Horie & Saito（1996）が指摘するような「が
／の」交替の「が」ととりたて詞との関係と一見関連するように思われるかもし
れない。
(15)
a. [ 山田さんだけが／*の頼んだ ] 料理はエスカルゴ料理でした。
b. [ 日本人ばかりが／*の責められる ] ことには納得がいかない。
c. それは [ 首相のみが／*の持っている ] 権限だ。
d. [ 汚職に田中部長までが／*の関わっていた ] 事実はショックだった。
この観察から、Horie & Saito（1996）は、Fry & Kaufmann（1998）での議論
同様に、
「が」が焦点標示（focus marker）であると結論づけている。確かに「が」
と焦点には密な関係が観察されるが、上記の例のみでは「が」が焦点標示である
という証拠には不十分である。なぜなら、以下の例にみられるように「が」以外
の格助詞であっても、とりたて詞と共起することは可能だからである。
(16)
a. [ 水を／が／の飲める ] 時間
b. [ 水だけを／が／*の飲める ] 時間
この例から、
「を」もとりたて詞と共起可能であることが分かる。よって、上記
の例にあった「が」ととりたて詞の関係から、
「が」が焦点標示であるとは結論づ
けられないのである。むしろ、
「が／の」交替の「の」がとりたて詞と共起できな
いという事実を表しているのである。
このように、本研究の定量的分析では情報の状態（新・旧情報、焦点）と「が
／の」交替に関係がみられたが、
「が」が焦点標示かどうかと今回の議論は無関係
である。本研究のデータが示しているのは、
「が／の」交替の「の」は概して旧情
報と共起しやすく、また、焦点と絡んだ要素とは共起しにくいということである。
2.5. 言語外的／内的要因 23
述部の状態性
2.5.9
述部のタイプに関して、本研究では状態性という観点から「が／の」交替に対
する影響の分析を行った。述部は、
「形容詞」
「形容動詞」
「存在動詞」
「動詞」
「コ
ピュラ」に分類され、それぞれで「が」と「の」の生起率を調べた。表 2.13 と 2.14
では「の」の使用率が、形容詞＞存在動詞（「ある」「いる」等）＞形容動詞＞動
詞＞コピュラ、の順に高くなっている。このことは、述部の状態性が高くなると
「の」の使用率が上がることを示唆している 7 。
「の」が状態性が高い述部を好むの
は、連体詞としての「の」の使用にもみられるように、名詞的環境で「の」が現
れやすいという、助詞「の」の典型的な特徴を示しているといえる。
形容詞
72.2% (575/796)
27.8% (221/796)
が
の
形容動詞
88.2% (127/144)
11.8% (17/144)
存在動詞
87.6% (1,107/1,264)
12.4% (157/1,264)
動詞
89.4% (4,549/5,090)
10.6% (541/5,090)
コピュラ
99.2% (249/251)
0.8% (2/251)
X2 = 218.34, d.f.=1, p < .0001
表 2.13: MJD における述部の状態性と「が／の」交替の関係
が
の
形容詞
82.1% (655/798)
17.9% (143/798)
形容動詞
86.6% (136/157)
13.4% (21/157)
存在動詞
89.5% (484/541)
10.5% (57/541)
動詞
94.8% (2,858/3,016)
5.2% (158/3,016)
コピュラ
100% (284/284)
0% (0/284)
X2 = 67.1, d.f.=1, p < .0001
表 2.14: CSJ における述部の状態性と「が／の」交替の関係
2.5.10
隣接性
Harada（1971）は、主語名詞句とその述部との間に介在要素がある場合には「が
／の」交替の「の」の容認度に影響を与えると指摘している。彼は、介在要素が
「の」の使用を阻害すると主張している。次に、主語名詞句とその述部が隣接／非
隣接である場合の例を挙げた。
7
状態性が高いコピュラの場合に「の」の使用率が低くなる原因は、今後検討しなければいけな
い課題であるが、考えられる理由の１つは、コピュラの場合に「の」を使うと下記のように「の」
に所有の解釈の可能性が出てしまい、そのため、「の」を避けるという点である。
i) 太郎の学生だった時代
24
第 2 章 「が／の」交替の定量的分析
(17)
a. [ 私が／の言った ] こと
b. [ 私が／のそのとき言った ] こと
表 2.15 と 2.16 は、介在要素がある場合には、助詞「の」の使用率が非常に低下
することを示している。また、両コーパスのデータにおいて、介在要素が２つ以
上あった場合には主語標示としての「の」の使用は１件もみられなかった。この隣
接性の影響について、Harada（1971）ではその原因に関する議論がなされていな
かったため、第３章において、心理言語学的観点からその原因について追究する。
が
の
隣接
82.9% (4,371/5,274)
17.1% (903/5,274)
非隣接
98.5% (2,291/2,326)
1.5% (35/2,326)
X2 = 363.87, d.f.=1, p < .0001
表 2.15: MJD における隣接性と「が／の」交替の関係
が
の
隣接
89.4% (3,158/3,534)
10.6% (376/3,534)
非隣接
99.8% (1,278/1,281)
0.2% (3/1,281)
X2 = 140.38, d.f.=1, p < .0001
表 2.16: CSJ における隣接性と「が／の」交替の関係
2.5.11
他動性制約
「が／の」交替における他動性制約とは、直接目的語が同じ従属節内に存在す
る場合、語順に関係なく「が」の代わりに「の」を使用することができないとい
う制約である（Watanabe 1996）。
(18)
a. [ 健が／*の本を買った ] 店
b. [ 本を健が／*の買った ] 店
2.6. 分析 25
この制約から予測されるように、表 2.17 と 2.18 は、従属節内に直接目的語が存
在する場合、
「が／の」交替の「の」の使用が本研究のデータ中にいっさい現れな
かったことを示している。
が
の
直接目的語あり
100% (641/641)
0% (0/641)
直接目的語なし
86.5% (6,021/6,959)
13.5% (938/6,959)
表 2.17: MJD における他動性制約と「が／の」交替の関係
が
の
直接目的語あり
100% (170/170)
0% (0/170)
直接目的語なし
91.8% (4,266/4,645)
8.2% (379/4,645)
表 2.18: CSJ における他動性制約と「が／の」交替の関係
2.6
2.6.1
分析
手順
本研究では、Rbrul による混合効果ロジスティック回帰を採用した（cf. Johnson
2009）。Rbrul は統計ソフト R の関数である glmer を用いて混合効果ロジスティッ
ク回帰モデルを構築する 8 。分析の際には、
「が／の」交替の「が」もしくは「の」
である場合を分析対象とする従属変数（目的変数）に設定し、前節で導入した言
語外的・内的要因を独立変数（説明変数）とした。また、個人間の差異をランダ
ム効果としてモデルに取り入れた。
分析を行う前に、GOLDVARB X のような変異理論独自の統計ソフトを用いる
際にノックアウト要因（knockout factor）として知られる、従属変数の値を片方
しか出さない要因に関わるトークンを除外した（cf. Paolillo 2002; Johnson 2009;
8
Rbrul マニュアル “http://www.danielezrajohnson.com/Rbrul manual.html”
26
第 2 章 「が／の」交替の定量的分析
Roy to appear）。例えば、「が／の」交替の場合には、2.5.11 節に挙げた他動性制
約が相当する。他には、CSJ データにおける「の」先行環境についても「が」しか
現れない環境ということで除外した。また、ノックアウト要因以外でも、「まで」
「より」節もデータ中の頻度数が非常に低いため、回帰分析のデータから除外した
（両コーパスデータでの合計トークン; 「まで」節=33、「より」節=６）。このよ
うなデータは回帰分析で誤った計算を出力してしまう、もしくは分析結果を解釈
しづらくしてしまう可能性がある。こういったトークンを除外して最終的に分析
に用いたデータは、MJD データが 6,293 トークン（「が」=5,357、
「の」=936）で
CSJ データが 2,734（「が」=2,359、「の」=375）であった 9 。
独立変数
値
個々の話者
（ランダム効果）
生年
スタイル差
76 名（MJD）
79 名（CSJ）
連続変数 （５年おきの生年）
本会議／委員会（MJD）、
5 段階評価の改まり度（CSJ）
性別 （CSJ のみ）
男性／女性
隣接性
隣接／非隣接
状態性
形容詞／形容動詞／存在動詞
（述部のタイプ）
／動詞／コピュラ
主語名詞句のタイプ 節／普通名詞／代名詞
「という」同格節
「という」節／その他
名詞修飾節の主要部 「こと」／「の」／「わけ」／「ところ」
「よう」／その他
「の」先行環境
名詞句が「の」で終わる場合
（MJD データのみ） ／その他
表 2.19: 混合効果ロジスティック回帰で用いた独立変数とその値
表 2.19 に、本研究の混合効果ロジスティック回帰で採用した独立変数とその値
9
分析に際して、生起頻度数が少ないという理由でデータから除外したトークンは他にもある。
MJD データからは、「との」同格節、主語名詞句が疑問詞の場合、名詞修飾節の主要部が「わけ」
の場合を除外した。CSJ データからは、名詞修飾節の主要部が「ところ」「わけ」の場合、主語名
詞句が疑問詞の場合、述部がコピュラの場合、「との」同格節の場合を除外した。
2.6. 分析 27
をまとめた。主語名詞句タイプと「の」先行環境に関しては、どちらも主語名詞
句の形式に関する要因であるため、
『主語名詞句タイプ &「の」先行環境』という
一つの独立変数として設定した。なお、CSJ データでは「の」先行環境がノック
アウト要因であったため、この変数は MJD データのみに設定して、CSJ データに
は主語名詞句タイプという単独の変数を設定した。
2.6.2
結果
MJD データと CSJ データを用いた Rbrul による混合効果ロジスティック回帰の
結果を図 2.4 と 2.5 にそれぞれ示した 10 。算出されたモデルには、「が／の」交替
に統計的有意差を伴って影響を与える要因のみが含まれており、統計的に有意な
影響を与えないと判断された要因はモデルから排除されている。また、独立変数
におけるそれぞれの値ごとに算出された factor weight は、個々の要因の影響の強
さを表している。factor weight は、変異理論における GOLDVARB X に代表され
る統計ソフトで用いられてきた（Sankoff et al. 2005）。本研究の分析では「の」の
場合を参照値として設定したため、factor weight の値が 0.5 以上の場合には、その
要因は「が／の」交替の「の」をより好み、反対に 0.5 以下の場合は「の」よりも
「が」がより多く出る環境と解釈される（cf. Paolillo 2002）11 。
図 2.5 に示された CSJ データのモデルから、性別が統計的に有意な影響を与えて
いることが分かる。factor weight に着目すると、女性の方が男性よりも「の」が出
現しやすい環境だということが分かる（factor weight; 男性: 0.418、女性: 0.582）。
また、図 2.4 と 2.5 をみると、スタイル差の要因は、MJD データ、CSJ データと
もに混合効果モデルに含まれていない。つまり MJD データにおける本会議／委員
会の差と、CSJ データにおける 5 段階評価の改まり度は、
「が／の」交替に統計的
有意差をもって影響を与えていないということが示された 12 。
10
本稿では、混合効果ロジスティック回帰におけるステップアップモデルの出力のみを提示して
いるが、ステップダウンモデルにおいても同じ結果が出力されることを確認済みである。
11
Johnson（2009）で説明されているように、factor weight は混合効果モデルの log-odds から
算出されている。
12
分析の際には、性別と改まり度の交互作用が統計的に有意でないことを確認している。
28
第 2 章 「が／の」交替の定量的分析
...
図 2.4: MJD データを用いた Rbrul による混合効果ロジスティック回帰の最適モ
デル
2.6. 分析 29
...
図 2.5: CSJ データを用いた Rbrul による混合効果ロジスティック回帰の最適モデル
30
第 2 章 「が／の」交替の定量的分析
生年に関しては、図 2.4 を見ると、混合効果モデルに含まれていることが分か
る。つまり、MJD データにおいて「が／の」交替には進行中の変化が観察された
のである。図 2.4 の生年に与えられた log-odds の値は-0.087 であり、生年が５年増
加するごとに「の」の使用が減少することを示している。一方、CSJ データを用
いた混合効果モデルには生年は含まれなかった。また、MJD データと同様の条件
にするために、性別を独立変数から除いて分析を行った場合でも、CSJ データの
混合効果モデルには生年は含まれなかった。要するに、2.4 節での観察同様に、混
合効果ロジスティック回帰の結果においても、MJD データと CSJ データの間に言
語変化に関する振る舞いに乖離がみられたのである。
この言語変化に関する議論をさらに進める前に、性別とスタイル差の「が／の」
交替に対する影響について考察する。前述の通り、性別は混合効果モデルに含ま
れたが、スタイル差は含まれなかった。この結果に基づき、スタイル差の「が／
の」交替に対する影響に関して２通りの仮説を立てることができる。まず、本研
究の分析結果が示す通り、
「が／の」交替にスタイル差は影響しないという見解が
ある。次に、今回の分析ではスタイル差は観察されなかったが、それはスタイル
差を観察するための的確な要因が設定されていなかったためであり、
「が／の」交
替にスタイル差が影響するかどうかは、本研究の分析結果のみでは結論づけられ
ないという見解である。事実、MJD データに設定された本会議／委員会のスタイ
ル差について明確な定義があるわけではなく、コーパスで利用可能な情報の中で
スタイル差を観察する 1 つの切り口として設定されたのである。また、CSJ で個々
の発話に付与されていた改まり度に関しては、表 2.20 に示したように、その影響
を混合効果モデルで検証する上で十分なデータ数があったと思われる。
1 (くだけた) 2
が
64
657
の
11
114
3
1,107
174
4 5 (改まった)
464
67
67
9
表 2.20: 混合効果モデルで使用した CSJ データ中の「が／の」交替のと改まり度
の関係
2.7. 「が／の」交替の現状について 31
ここで述べておく必要があるのは、改まり度は、スタイル差の議論同様に、発
話態度、韻律情報、語彙選択など、多角的な評価が可能だという点である。その
ため、CSJ の発話に付与された 5 段階評価では、改まり度と「が／の」交替との関
係について深く考察することが難しいのである。また、本研究における性別の影
響の解釈は、スタイル差の影響を反映していると捉えているため、この点につい
ては、3.3 節で社会言語学と言語理解の観点から文完成課題を用いた分析を行う。
2.7
「が／の」交替の現状について
「が／の」交替に現在進行中の変化が存在するかどうかに関して、MJD と CSJ
の両データには乖離がみられた。混合効果モデルによる分析の結果、MJD データ
では言語変化が存在し、CSJ データでは言語変化は存在しないとされた。もし変
化がないと想定した場合には、MJD データで観察された生年の「が／の」交替に
対する影響について、何らかの説明が必要である。本研究の議論に関して有用な
コーパスが他に存在するかどうかさらに吟味し、また、本研究に含まれなかった
言語外的・内的要因の追究が必要となる。
一方、もし「が／の」交替における「が」と「の」の使用に変化が存在すると想
定した場合、本研究で用いた両コーパス間の差異が、両コーパスにおける生年の範
囲の差に起因するかどうかを検証しなければならない。前述したように、CSJ デー
タの生年範囲（およそ 60 年）は MJD データ（およそ 100 年）よりもかなり狭いの
である。このことから、
「が／の」交替で進行中の変化は遅く、そのため、CSJ に
収録されている短い期間のデータでは変化を統計的に有意な形で観察できなかっ
た可能性が考えられる。もしそうだとすると、MJD のように長い期間に及ぶ発話
データを分析に用いる必要がある。または、
「が／の」交替の変化は、
「の」の使用
が消失することなくその使用が安定しているのかもしれない。それゆえ、CSJ の
ように近年のデータしか含まない場合は、すでに安定した「が／の」交替のデー
タしか含まないという解釈となる。あるいは、
「が」と「の」の使用が安定してき
たため変化の速度が遅く、今回使用した統計分析では観察されなかったのかもし
32
第 2 章 「が／の」交替の定量的分析
れない。これらの仮説の検証のため、1925-1970 年の期間の MJD と CSJ のデータ
を比較した。分析には、その期間の MJD データを用いて混合効果モデルによる分
析を行った。図 2.6 にその結果を示した。図 2.6 に示されているように、1925-70
年の MJD データを用いた混合効果モデルには生年が含まれなかった。このことか
ら、MJD データでも 1925-70 年の期間に関しては統計的に有意な形で「が／の」
交替に変化がみられなかったことになる。これは、CSJ データと同じ結果である。
つまり、両コーパスともに、生年という観点から 1925-70 年の期間に限れば、統計
的に有意な形では変化が観察されないという結果が得られたことになる。
この結果に基づいて、今回のデータを以下のように解釈することができる。
「が
／の」交替には言語変化が存在するが、CSJ のように年代が新しいデータでは「が」
と「の」の使用が安定している。言語変化の S 字曲線を考慮すると（cf. Denison
2003）、図 2.1 のロジスティック回帰曲線はその変化が安定に近づいていると解釈
できる。いずれにしても、今回のデータだけでは、変化の速度が遅かったために
CSJ のような短い期間でその変化を統計的有意差という形で観察することが難し
かった可能性は否定できない。
ここで、重要な点として取り上げておきたいことは、もし「が／の」交替の変化
がすでに安定している、もしくは安定に近い状態であれば、決まり文句やことわ
ざだけでなく、依然として「が／の」交替における「の」の使用が観察されるのは
なぜか、ということである。これは、一見矛盾していると思われるかもしれない
が、
「が」と「の」の使用の安定は、該当する環境での「の」の使用が完全に消失
することを意味するわけではない。例えば、モントリオールにおけるフランス語
の場合、変化が終息したあとも否定辞の ne の使用が観察されており、完全に消失
してはいないことが分かっている（Sankoff & Vincent 1980）。同様に、「が／の」
交替の変化も「の」の使用が消失することなく、「が」と「の」の使用が安定した
可能性がある。本稿では、これは疑似「が／の」交替（Sakai 1994, 菊田 2002）の
存在に起因すると考える。疑似「が／の」交替とは、一見すると「が／の」交替
のようだが、連体詞としての「の」の使用という「が／の」交替とは統語構造が
全く異なる場合のことを指す。
2.7. 「が／の」交替の現状について 33
...
図 2.6: 1925-70 年の MJD データを用いた Rbrul による混合効果ロジスティック回
帰の最適モデル
34
第 2 章 「が／の」交替の定量的分析
(19) 太郎の買った本
a. 「が／の」交替としての「の」
[ 太郎の買った] 本
b. 疑似「が／の」交替としての「の」
太郎の [ pro 買った] 本
(19b) には従属節主語として pro が存在し、
「太郎の」は関係節主要部「本」の所
有者であり、また所有者の「太郎」は通常 pro のコントローラーとなる。しかし、
（19）の表層の語順だけでは、
「の」名詞句が真の「が／の」交替か疑似「が／の」
交替か判別がつかない。さらに、後に 3.2 節でデータを提示するが、「の」名詞句
の解釈としては連体詞としての解釈が圧倒的に優勢なのである。そのため、統語
論研究者が「が／の」交替について議論するときは、しばしば時制を表す副詞を
「の」名詞句の前に置き、「の」名詞句が従属節主語であることを統語的に明示し
て「の」名詞句の解釈の曖昧性を避ける。
(20) [ 昨日太郎の買った] 本
しかし、自発的発話においては、そういった「の」名詞句環境はコントロールさ
れていないため、当然ながら、今回用いたデータにも「の」名詞句に時制を表す
副詞が先行しない例が含まれている。そのため、
「が／の」交替の「の」の使用が
消失することなく安定するのは、真の「が／の」交替と表層上区別がつかない疑
似「が／の」交替が存在するためである可能性が考えられる。また、連体詞とし
て名詞句を接続する「の」の役割が、
「の」の使用において優勢であるため（3.2 節
参照）、連体詞としての「の」の使用が減少しているとは考えにくく、やはり真の
「が／の」交替としての「の」の使用が時代とともに減少していると考えられる。
事実、このようなことが中世韓国語から現代韓国語にかけて起きたことなので
ある。韓国語の「が／の」交替の文献によると、現代韓国語では疑似「が／の」交
替は観察されるが、真の「が／の」交替は存在しないという見解がある一方で、中
世韓国語に関しては「が／の」交替が存在するようである（Jang 1995, Sohn 2004,
Jin 2013）。つまり、韓国語においても「が／の」交替の言語変化は存在したので
2.8. 歴史的変遷と変化の動機 35
ある。本稿では、
「が／の」交替の「の」の使用が減少しているという事実に基づ
いて、現代日本語においても近い将来、現代韓国語と同じ状況になると予測する。
それゆえに、現在「の」が依然として使用されている状況と「が／の」交替の「が」
と「の」の使用がすでに安定しているという考えは矛盾しないのである。
2.8
歴史的変遷と変化の動機
本研究で検証を行った「が／の」交替に言語変化が存在するという仮説は、助
詞「が」と「の」の歴史的変遷とも関係している。本節では、「が」と「の」の使
用区分が相補分布に向けた変化を示唆しているが、疑似「が／の」交替の存在が
あるため、現代韓国語と同様に（Jang 1995, Sohn 2004, Jin 2013）、相補分布には
行き着かずにその変化が安定すると論じる。
Nambu & Matsuda（2007）は、名詞句に付く助詞「が」と「の」の分布の通時
的変化について、此島（1970）、土井（1982）、Matsunaga（1983）らの分析をも
とに、
「が」と「の」の使用分布に大きな変化を伴った時代区分で表にまとめてい
る（図 2.7）13 。
図 2.7 では、「が」と「の」の使用分布として「連体詞」「従属節主語」「主節主
語」を取り上げている 14 。その中の「従属節主語」が、本研究で言語変化の存在に
ついて議論している「が／の」交替の環境である。図 2.7 は簡易な表ではあるが、
時代の変遷とともに「が」と「の」の分布が相補分布へ向かって変化していること
を指摘するには十分である。まず、鎌倉／室町以前においては、図 2.7 では「が」
と「の」の分布は等しく、鎌倉／室町になると、無助詞であった主節主語標示と
して「が」の使用が出現している 15 。また、現代では「が」は連体詞としては使用
13
Nambu & Matsuda（2007）で言及しているように、江戸時代に京都から東京へと政治的中心
が移行していることから、「が／の」交替の歴史的変遷に対してこの時代にどの程度のインパクト
があったか、方言間の接触、混合、変化を含めて考えなければならない（cf. 野村 2010）。
14
前述したように、「が／の」交替は目的語においても観察されるが、今回はコーパスから十分
なデータが得られなかったため、議論の対象から外している。
15
ただし、特に九州地方でみられるように、「の」を主節主語標示として用いることが可能な方
言も存在する。これは現在東京で使用されている日本語と異なった変化の方向を辿った結果だと
考えられる。そのような方言において「が」と「の」は、主節においても主語標示として言語変異
と位置づけることができるため、丁寧度、敬語表現、状態性といった観点から「が」と「の」の分
36
第 2 章 「が／の」交替の定量的分析
図 2.7: 助詞「が」と「の」の歴史的変遷（黒で示された部分がその環境において
該当する形式が出現しないことを表しており、灰色の部分が今回観察した「が／
の」交替の変化があると想定される部分である。）
されないことを表している。図 2.7 の灰色で示された部分が今回の分析対象である
「が／の」交替の現状を表している。コーパスからのデータをもとに本研究で検証
した仮説は、従属節内での「が／の」交替の「の」の使用が減少しているという
ことであった。Nambu & Matsuda（2007）は、もしこのような変化が完結した場
合、
「が」と「の」は相補分布を示すことになると論じているが、本研究のデータ
が示している通り、疑似「が／の」交替の存在のため、現代韓国語と同様に、
「が」
と「の」の相補分布まで行き着かないと予測される。
ここで、今回「現代」と区分した時期の前に位置する江戸時代（1603-1867）で
の「が／の」交替について考察する。山田（1936）では、式亭三馬（1776-1822）
による「浮世風呂」と「浮世床」における、「が／の」交替の「が」と「の」の使
用頻度について調査している。それによると、これらの作品中、
「が／の」交替の
「が」が 12.4%（25/202）で、
「の」が 87.6%（177/202）と、
「の」が「が」よりも
高い頻度で出現していた。本研究と山田（1936）では、おそらくどの環境を「が
／の」交替出現環境としたか、その定義が異なると推測されるため、その数字を
析が行われており、本研究で対象としたデータと比較することで、方言間の差異と類似性から助詞
「が」と「の」の言語機能の側面でさらなる議論が可能であると期待している（cf. 坂井 2013）。
2.8. 歴史的変遷と変化の動機 37
直接比較することは難しいが、このデータから「の」が優勢だった状態から現在
の劣勢な状態へと変化したと考えることもできる。これは、
「が／の」交替の変化
の方向性と変化開始時の「が」と「の」の状態を考える上で重要であるが、変化
の開始時に従属節内の主語が全て「の」で標示されていたわけではないので、ゆ
れていた状態から起きた変化と考えるのが妥当である。
では、図 2.7 で観察された言語機能の分布の変化をエコノミー（Haiman 1983）
という観点から考えてみると、
「が」と「の」に起きた変化の動機というのは、言語
機能の負担の分担であると考えるのが妥当である 16 。これは言語変異理論において
は、社会的意味を伴った言語変異が意識的に使用された結果として起きた変化であ
る “change from above”と異なり、主に言語機能面に起因する変化である “change
from below”の例として位置づけられる（e.g., Labov 1994, 2001）。
この他に、
「が／の」交替における変化の原動力として考えられる要素を以下に
２点挙げる。まず、
「の」は「が」よりも従属節主語に対してより敬意を表した用
法であり、敬語使用の点で「が」と「の」の使い分けがかつてあったとされてい
る。しかし、現在東京で使われている日本語にはそういった使い分けはみられな
い。この敬語使用での「が」と「の」の使い分けの消失が「が／の」交替の変化
の推進力、少なくとも今回観察された期間における変化の速度を加速させる役割
を担った可能性も考えられる 17 。
また、通時的統語論の観点から、Whitman（2006）では「が／の」交替環境に
関わる統語構造の変化を取り上げている。ここでは、理論言語学での立場から「が
／の」交替の変化の動機について考察する。Whitman（2006）によると、従属節
主語が「の」で標示されている場合、その統語構造には解釈可能な [N] という素性
を持った補文標識のカテゴリー、C とともに出現していたと議論している。その
C[N] は鎌倉以前は連体終止として形態論的に実現されていたが、13 から 16 世紀の
間に動詞の連体終止が主節の終止形と融合したため、Whitman（2006）が論じて
16
古代日本語における「が」と「の」の使用環境とその変化の詳細な議論については、野村（2010）
を参照されたい。
17
ただし、この論理を逆にすることも可能で、「が」と「の」の使用分布が変化したことで、敬
語表現における「が」と「の」の使い分けが消失したと捉えてもよいかもしれない。
38
第 2 章 「が／の」交替の定量的分析
いるように、その形態論的融合が C に [N] があるという手がかりの消失につなが
り、最終的には C にある [N] という素性自体の消失につながったと考えられてい
る。この議論に基づくと、
「が／の」交替が起こりうる環境を示す連体終止と主節
終止形の融合または C の状態の変化が、
「が／の」交替の変化、つまり「の」の使
用の減少のきっかけとなった可能性は十分考えられる。
「が／の」交替の変化というのは、該当する環境での「の」の使用の完全な消失
を意味している訳ではない。前述したように、疑似「が／の」交替の存在は、
「が」
と「の」の使用区分が相補分布となることを阻止している。また、現代日本語に
おける連体節としての「が」の使用も、multiple nominative construction（7）や
「太郎が試験中、事故が起きた」
（8）のような場合に限って、観察される。それで
もやはり全体の方向性としては、
「が」と「の」の使用分布の変化は大きく相補分
布へと変化しているのである。このダイナミックな変化の中で、疑似「が／の」交
替の存在により、
「が／の」交替は将来、現代韓国語のような状態になると予測さ
れるのである。本研究では、MJD と CSJ という、
「が／の」交替の通時的変化、現
在進行中の変化の観察、検証にとって現時点では最適のデータを用いたが、今後、
変化の動機についての調査と「が／の」交替の変化の言語間の比較を行うために
も、より豊富なデータの発掘と詳細な分析が必要である。
2.9
結論
本章では「が／の」交替に言語変化が存在するかどうか、コーパスを用いた定
量的分析に基づいて議論を行った。その際、改まり度、性別、個人間の差異につい
ても考慮した。その結果、性別の「が／の」交替に対する影響がみられたが、本
研究では、性別の影響はスタイル差を反映した結果だと解釈した。また、MJD と
CSJ の両データにみられた言語変化に関する分析結果の乖離は、両データで生年
範囲が異なることに起因すると結論づけた。本研究では、
「が／の」交替には言語
変化が存在しており、今回用いたデータでは「が」と「の」の使用はすでに安定に
向かっている可能性を指摘した。さらに、
「が／の」交替の変化の存在を助詞「が」
2.9. 結論 39
と「の」の使用分布の歴史的変遷の中で捉えると、その変化は、
「が」と「の」の
使用の相補分布へ向かう変化の一部を担っていると考えられ、言語機能面からの
変化の説明と整合性があることを示した。ただし、この変化は疑似「が／の」交
替の存在のため、該当する環境での「の」の使用の消失という「が」と「の」の相
補分布を完了させることなく安定に向かうという点で、現代日本語は将来、現代
韓国語と同様の状態になることが予測される。また、この変化は動詞の連体終止、
終止形の一致という歴史的変化が言語機能的な面での変化の動機である可能性を
指摘した。さらに、MJD データで観察された期間における変化に関しては、敬語
態度による「が」と「の」の使い分けの消失がその変化を加速させた可能性につ
いて言及した。
今後の課題として、本研究で扱った２種類のコーパス、
「国会会議録」と「日本
語話し言葉コーパス」に加えて、様々なジャンル／レジスター（書籍、雑誌など）
を収録した「現代日本語書き言葉均衡コーパス」
（BCCWJ）を利用し、それらコー
パスの発話と文章について当該言語現象に関係する箇所の自発性、つまり話者／
書き手の使用言語に対する意識と自由度を段階的に捉え、コーパス間の差異、さ
らには話し言葉と書き言葉における、従属節主語標示としての助詞「が」と「の」
の言語外的要因／内的要因について統計的観点から比較・検証を行いたい。また、
本研究で明らかになった当該の「が」と「の」の使用における言語変化に関して、
MJD、CSJ、BCCWJ の異なるレジスターから当該言語現象に関係する箇所の自
発性を段階的に捉えることで 、他の言語変異研究ではこれまでほとんど行われて
こなかった、話し言葉と書き言葉における言語変化の進行具合とその速度を比較・
検証したい。このことは、自発性を考慮した上で、話し言葉と書き言葉における言
語変異使用の差異が、言語変化に対してどのようなインパクトを持っているかの
解明につながると思われる。従って、BCCWJ を含むコーパスを用いたアプロー
チは、言語変異理論に加えて、通時的／歴史言語学にも大きく貢献することが期
待される。
41
第3章
格助詞「が／の」の使用と言
語処理・理解の関係
本章では、格助詞「が」と「の」の使用に対する言語処理と理解の影響について分
析を行う。3.1 節では、
「が／の」交替の「が」と「の」に対する隣接性の影響につい
て議論する。第２章のコーパスに基づく分析で確認された、
「が／の」交替の「が」
と「の」に対する従属節主語とその述部との隣接性の影響については、先行研究で
は特に統語論において 1970 年代初期より扱われてきたものの（cf. Harada 1971）、
これまでその影響自体は経験的に実証されておらず、研究者本人による母語話者
判断に基づいて議論が進められてきた。本研究では、容認度判断課題を行い、
「が」
主語と異なり、非隣接環境の「の」主語の容認度が下がることを経験的に実証す
る。さらに、自己ペース読文課題を行い、非隣接環境の「の」主語の容認度が低く
なる原因を言語処理の観点から分析し、処理負荷の局所性について検討する。そ
の実験結果において、先行研究による隣接性に対する統語論的アプローチでは説
明できないデータを指摘し、期待値に基づく言語理解の理論（expectation-based
theory）（cf. Levy 2005, 2008）の観点から議論を行う。なお、3.1 節の実験は、中
谷健太郎氏との共同研究によるものである。
3.2 節では、
「の」名詞句の２種類の解釈の選択と言語外的要因との関係について
議論する。第２章では、コーパスを用いた定量的観点から「が／の」交替の「が」
と「の」の選択に影響を与える言語外的要因を明らかにした。それら言語外的要
因は、
「の」名詞句の解釈の選択に対しても間接的に影響を与える可能性が考えら
れる。本研究では、予備的実験として文完成課題を行い、言語外的要因が間接的
に言語理解においても影響を与えるかどうかを検討する。
42
3.1
第 3 章 格助詞「が／の」の使用と言語処理・理解の関係
「が／の」交替に対する言語処理の影響
はじめに
3.1.1
第２章のコーパスに基づく分析で確認されたように、
「が／の」交替の「の」の
使用に対して隣接性の影響が見られる。隣接性の影響とは、
「の」で標示された従
属節主語と述語の間に介在要素が存在する場合に、
「の」の容認度が下がることが
である（cf. Harada 1971）。
(21)
a. 隣接の場合
太郎は [昨日健が／の買った本] を読んだ。
b. 非隣接の場合
太郎は [去年健が／?の アメリカで友達と 買った] 本を読んだ。
２つの介在要素が存在する（21b）では、介在要素がない（21a）と比べて、
「の」
の容認度が下がると議論されている。詳細は後述するが、Miyagawa（2011 a）の
ように統語論的観点から隣接性の影響を説明しようとする試みはある。しかし、隣
接性の影響は、これまで全て自己報告による母語話者の直感に基づいた判断のみ
で議論されており、その影響について経験的に調査されていなかった。そのため、
まず隣接性の影響に関して経験的観点から確立させることは重要であり、その後
で隣接性の影響を説明する理論の考察を行うのが妥当だと思われる。
「が／の」交替に対する隣接性の影響について詳説する前に、その特性について
明確にするため、ここで隣接性に関係する２つの現象と比較したい。まず、
「が／
の」交替の隣接性の影響は、英語の動詞と目的語のそれとは大きく異なる。英語
の動詞と目的語の関係は、線的に隣接であることが義務的に求められており、そ
の違反は強い非文法性を示すが、
「が／の」交替の隣接性はそれほど強い影響を見
せない。
(22) John studies (*hard) English (hard).
また、
「が／の」交替の隣接性の影響は、英語の関係代名詞とゼロ形の選択に対
する隣接性の影響と類似点が見られる（23）。Guy & Bayley（1995）はコーパス
3.1. 「が／の」交替に対する言語処理の影響 43
に基づく社会言語学的研究において、関係代名詞（which, that, Ø）とその先行詞
（the house）との間に介在要素がある場合、ゼロ形の使用頻度がかなり低くなるこ
とを示している（表 3.1）。
(23)
a. This is the house which/that I told you about
.
b. This is the house in a small town close to Boston which/that/Ø I told
you about
.
先行詞と隣接した関係代名詞
介在要素が先行詞との間にある関係代名詞
wh- that
.42 .48
.49 .58
Ø
.76
.16
（数値は VARBRUL 分析に基づく確率（factor weight）である（cf. Paolillo 2002））
表 3.1: 関係代名詞に対する隣接性の影響（Guy & Bayley 1995）
表 3.1 の数値は、変異理論研究でしばしば用いられる GOLDVARB X などの統
計ソフトで採用されている factor weight を使ったそれぞれの条件における言語形
式ごとの確率を表している（factor weight については第２章を参照のこと）。表
3.1 のデータは、介在要素の存在がゼロ形とその先行詞との依存関係を、他の明示
的関係代名詞と比較して著しく阻害することを示している。ゼロ形は、非隣接環
境では文処理の過程で先行詞との関係を再構築することが難しいため好まれない
のである。一方、他の明示的形式の場合は、ゼロ形よりも処理負荷が低いため、非
隣接環境においてゼロ形よりも多用される。
それでは、
「が／の」交替の場合はどうであろうか。非隣接環境を生成する介在
要素は、従属節主語とその述語との依存関係に線的距離を設けるが、隣接性の影響
は主語標示が「の」の場合でのみ確認されるのである。第２章では、コーパス分析
の結果から「が／の」交替に隣接性が影響していることを示した。その分析では、
「が／の」交替の「が」と「の」の使用について、国会会議録（MJD）と日本語話
し言葉コーパス（CSJ）を用いた定量的分析を行った。MJD から抽出された「が
／の」交替の「が」と「の」のデータは 7,600 トークン（「が」＝ 6,662、「の」＝
948）で、CSJ は 4,815 トークン（「が」＝ 4,436、「の」＝ 379）であった。
44
が
の
第 3 章 格助詞「が／の」の使用と言語処理・理解の関係
隣接環境
MJD
CSJ
82.9% (4,371/5,274) 89.4% (3,158/3,534)
17.1% (903/5,274)
10.6% (376/3,534)
非隣接環境
MJD
CSJ
98.5% (2,291/2,326) 99.8% (1,278/1,281)
1.5% (35/2,326)
0.2% (3/1,281)
表 3.2: MJD と CSJ のデータにおける「が／の」交替と隣接性の関係
表 3.2 に見られるように、非隣接環境における従属節主語標示としての「の」の
使用は、隣接環境と比較すると大幅に頻度が減少していることが分かる。さらに、
両データ中で、従属節主語と述語の間に介在要素が２つ以上ある場合には、「の」
が従属節主語標示として使用された例は１件も見られなかった。
このように、コーパスを用いた研究結果から、
「が／の」交替の「の」に隣接性
が影響していることが判明したが、依然としてなぜ非隣接環境が「の」の場合に
のみ影響を及ぼすのかは解明されていない。次節では、
「が／の」交替の理論的背
景について、対立する２つの統語構造の仮説を紹介しながら概説し、本研究で行っ
た実験の前提と仮説について述べる。
なお、本研究で行った実験では、Shibatani（1975）が指摘していた「が／の」交
替の「の」の解釈における曖昧性の影響を除外した。Shibatani（1975）は、介在
要素が存在する場合の「が／の」交替の「の」の使用は、所有格等の連体詞とし
ての解釈が可能な場合、許容されないと指摘している。
(24)
a. [ 太郎が／*の友達と買った] 本
b. 誰も [太郎が／?のアメリカへ来た] ことを知らない。
（Shibatani 1975）
(24a) は「太郎の友達」という解釈であれば容認されるが、従属節の述部「買っ
た」の主語として解釈するのは非常に難しい。一方、(24b) は「太郎」と「アメリ
カ」の間に所有のような関係を構築できないため、従属節主語としての解釈が可
能となる。(24b) の「の」に付いている疑問符は、隣接性の影響による容認度の低
さを表している（Shibatani 1975）。このことは、
「の」は従属節主語の解釈より連
3.1. 「が／の」交替に対する言語処理の影響 45
体詞としての解釈の方が優先されることを示唆している。本研究における実験で
は、
「の」の解釈に曖昧性が生じる環境は除外し、隣接性の純粋な影響を明らかに
することを目的としている。なお、この「の」の解釈の曖昧性の問題に関しては、
3.2 節において実験に基づく経験的観点から議論を行う。
「が／の」交替の統語構造
3.1.2
「が／の」交替の統語論における長い研究の歴史の中で、先行研究の理論的
アプローチは、主に D-licensing 仮説（e.g., Ochi 2001; Miyagawa 2011a）と C-
licensing 仮説（e.g., Watanabe 1996; Hiraiwa 2005）の２種類に分類することが
できる（Miyagawa 2011a）。本節では、Miyagawa（2011a）によって提唱された
D-licensing 仮説では属格主語は主格主語とは統語的に異なる位置にあると捉えて
いるのに対して、Hiraiwa（2005）による C-licensing 仮説では属格主語も主格主語
も統語構造で同じ位置にあるとしていることを強調しつつ、これら２つの仮説を
紹介する 1 。
Miyagawa（2011a）による D-licensing 仮説は、「が／の交替」の主格主語と属
格主語は統語構造における位置が異なると主張している。これは、属格主語は主
に「そば」のような名詞句が主要部である従属節内に現れるという事実に基づい
ている。
(25)
a. 太郎は [昨日なおみが／の作った] そばを食べた。
b. [ 昨日なおみが／*の来てから]、健はそばを食べた。
D-licensing 仮説では、理論的統語論の観点から、属格主語は主要部とともに現
れる D によって認可されなければならないとしている。しかし、以下に挙げた「よ
り」や「まで」のような主要部を伴わない従属節内においても属格主語は観察さ
れる（e.g., Watanabe 1996; Hiraiwa 2005）。
(26)
1
a. ジョンは [なおみが／の読んだより] たくさんの本を読んだ。
「が／の」交替の対照言語学的データに関する統語分析と参考文献については Nambu（2012）
を参照されたい。
46
第 3 章 格助詞「が／の」の使用と言語処理・理解の関係
b. ジョンは [雨が／のやむまで] オフィスにいた。
D-licensing のアプローチを支持する立場として、Maki & Uchibori（2008）は
「まで」
「より」節には音韻的に空である Ø が N の主要部として存在するとし、実
際にその Ø が語彙項目と交替することができると主張している。
(27)
a. 健は [なおみが／の読んだ程度／ Ø より] たくさんの本を読んだ。
b. 健は [雨が／のやむ時／ Ø まで] オフィスにいた。
（27）では、
「程度」と「時」が名詞修飾節の主要部として存在し、その節内に
属格主語が含まれている。これは、（26）が、「が／の」交替が現れる従属節の統
語構造は DP を非明示的に含んでいることを示唆している（このデータのさらな
る議論については Takahashi（2010a）を参照されたい）。以下に挙げた樹形図は、
Miyagawa（2011a）のアプローチにおける主格主語と属格主語の統語構造を表し
ている。
(28) D-licensing （Miyagawa 2011a）
a. 主格主語の統語構造
b. 属格主語の統語構造
DP
DP
NP
SubjNOM
C
T’
vP T
NP
NP
CP
TP
D
NP
TP
T
vP
SubjGEN
D
v’
VP
v
（28）の樹形図は、主格主語は Spec,TP に存在し、属格主語の場合は Spec,vP
に存在することを表している。（28a）の主格主語構造は、（28b）の属格主語構造
と異なり、CP を含んでいる。主格主語構造では、主格主語は CP の下に存在する
3.1. 「が／の」交替に対する言語処理の影響 47
T によって認可される。この構造下では、CP の上にある D は、CP が phase となっ
て D-licensing を阻害するという、Phase Impenetrability Condition（PIC）（フェ
イズ不可侵条件）
（Chmsky 2001）の違反となるため、属格主語を認可することは
できない。
(29) Phase Impenetrability Condition (PIC) (Chomsky 2001, Asarina 2011)
In phase α with head H, the domain of H is accessible to operations outside
α only until the next (strong) phase head is merged.
この条件によると、D が phase であるという前提では（e.g., Chomsky 2001;
Svenonius 2004）、D が属格主語を認可するために CP の phase 領域に立ち入る
ことができないことになる。一方、属格主語構造には CP が存在しないため、外側
にある D は PIC に違反することなく属格主語を認可できるのである。
Miyagawa（2011a）はまた、属格主語構造には CP が存在しない証拠を提示し
ている。Cinque（1999）は、言語行為、評価、証拠性を表す副詞は CP 域に存在
し、モダリティを表す副詞は TP 域に存在すると論じている。この前提に従って、
Miyagawa（2011a）は CP 副詞は属格主語と同じ従属節内では共起できないこと
を指摘し、主格主語構造と異なり、属格主語構造には CP が存在しないと論じて
いる。
(30)
a. [ 幸いに太郎が／*の 読んだ] 本
b. [ きっと太郎が／の読んだ] 本
（Miyagawa 2001a）
一方、Hiraiwa（2005）による C-licensing 分析は、主格主語と属格主語に対し
て、CP を含む同一の統語構造を提唱している。主格主語と属格主語で異なる点は、
属格主語の場合は C に [+N] という素性が存在しなければならないことである。C
が [+N] 素性を持っている場合、属格主語は C-T 関係を通して認可される。この
ように、D-licensing 仮説と異なり、C-licensing 仮説では [+N] 素性を仮定すること
で、主格主語と属格主語が同じ統語構造上で交替可能となる。以下に挙げた構造
が Hiraiwa（2005）で提案された統語構造である。
48
第 3 章 格助詞「が／の」の使用と言語処理・理解の関係
(31)
NP
CP
NP
TP
C[+N]
T’
DPi Nom/Gen
vP
ti
T
v’
VP v
また、Hiraiwa（2005）の C-licensing 仮説では「が／の」交替は C[+N] -T 関係を
反映した述語連体形の存在を予測する。
(32)
a. [ ジョンが／の好きな] 音楽はブルースだ。
b. ジョンが／*のメアリーが好きだ。
(Hiraiwa 2005)
（32a）の従属節内の属格主語の述語は連体形である。一方、
（32b）では主節に
現れた述語は終止形をとっているため、属格主語は現れない。
以上、2 つの仮説を要約すると、D-licensing 仮説は主格主語と属格主語に異なる
統語構造を提唱しているのに対し、C-licensing 仮説では両主語は統語構造上、同
じ位置に現れるとしている。本研究において重要な点は、
「が／の」交替に対する
どちらかの統語論の仮説で隣接性の影響を説明することが出来るかどうかである。
もし、主格／属格主語の統語構造が隣接性の影響に関与しており、表層上の線的
距離が関係ないのであれば、D-licensing 仮説を支持することになる。対して、も
し、隣接性が統語構造と関わりがないのであれば、そのデータはいずれの仮説も
支持することはなく、隣接性の影響には別の要因の存在を模索しなければならな
3.1. 「が／の」交替に対する言語処理の影響 49
い。そのため、本研究による実験で隣接性の影響の原因を調査することは、統語
論で提唱されている上記２つの仮説に対して、いずれかを支持する証拠を提供す
る可能性がある。
3.1.3
Miyagawa（2011a）による隣接性の理論的考察
事実、Miyagawa（2011a）では、D-licensing 仮説に基づいて隣接性の影響を考
察し、主格主語と属格主語の統語構造の違いによって属格主語の容認度に対する
隣接性の影響が説明できると論じている。Miyagawa（2011a）は、前節で挙げた
（28b）の属格主語構造の T は C によって選択されていないため、英語の不定詞節
のように C から T への文法素性の移動が行われず、EPP も欠如していると述べて
いる。そのため、T は属格主語の Spec,TP への移動を引き起こさず、属格主語は
Spec,vP に滞在することとなる。そのため、属格主語が時制を表す副詞など TP 付
加詞の左側に現れる場合は、動機のない移動によってその語順が生成されなけれ
ばならず、その非経済的な移動が容認度の低下につながっていると主張している。
また、属格主語構造には CP が存在しないため、本研究の実験において隣接性の
影響を考察する場合、非隣接環境の作成には CP 副詞ではなく、属格主語が位置す
る Spec,vP の上に現れる TP 副詞などの付加詞を用いなければならないのである。
Miyagawa（2011a）ではまた、非隣接環境を生成する介在要素が、属格主語の移
動を必要としない場合、例えば VP 付加詞の場合には、容認度が下がらないと主
張している。
(33) 浩二の全く知らない角度
（Miyagawa 2011a）
このように、Miyagawa（2011a）の統語分析から、属格主語は介在要素として
VP 付加詞を許容するが、Spec,vP より構造的に上に生成される副詞は容認度の低
下を引き起こすことが予測されるのである。このような予測は、経験的に実証す
ることが可能である。しかし、本研究ではまず、属格主語に対する隣接性の存在
について、経験的に実証することから始める。
50
第 3 章 格助詞「が／の」の使用と言語処理・理解の関係
実験１: 容認度判断課題
3.1.4
実験手順
40 名の日本語母語話者に対して５段階評定（１: 不自然, ５: ごく自然）による
容認度判断を質問紙調査にて行った。隣接条件（隣接環境 vs. 非隣接環境）と格
助詞（「が」vs.「の」）は２×２デザインで取り扱い、合計４つの条件が刺激文の
作成のために設定された。3.1.2 節で指摘したように、Miyagawa（2011a）は属格
主語構造には CP が含まれないと主張していたため、実験では非隣接環境を作成す
るための介在要素としては CP 副詞ではなく時制を表す副詞（TP 付加詞）と場所
を表す後置詞句（VP 付加詞）を用いた。また、それぞれの条件に対して４つの対
応する語彙セットを作成し、それらセットはラテン方格の方法で４つのリストに
配分され、実験参加者が質問用紙上で同じ語彙項目を一度しか見ることがないよ
うに配慮した。個々のリストには、容認度が高いものと低いものが同数になるよ
うに作成された 32 のフィラー項目を挿入した。また、全ての質問用紙は、５つの
練習項目から始まるように設定し（cf. Schütze & Sprouse to appear）、その結果、
それぞれのリストには合計 53 項目が含まれた。個々のリストで項目の順は、練習
項目を除いて、疑似ランダム化を行い、関連する条件の項目が連続しないように
操作した。さらに、リストの項目の順序が実験に影響することを避けるため、４
つのリストの項目順を真逆にしたものを作成し、合計８つのリストを実験に用い
た。項目の例は（34）に挙げた（他の項目については付録を参照のこと）。（34a）
に見られるように、隣接環境は非隣接環境の介在要素を文頭に移動させることで
作成した。
(34) 容認度判断課題で用いた刺激文の例
a. 隣接環境
今日塾で子供たちが／の習った歴史は平安時代についてだった。
b. 非隣接環境
子供たちが／の今日塾で習った歴史は平安時代についてだった。
3.1. 「が／の」交替に対する言語処理の影響 51
結果と考察
実験結果の分析には、線形混合効果モデルを採用した。線形混合効果モデルの
利点は、２要因の分散分析を用いる場合のように等分散を仮定することなく、か
つ、モデルに話者と項目をランダム要因として組み込むことが出来ることである
（Baayen 2008; Baayen et al. 2008; Jaeger 2008）。表 3.3 に個々の条件下での容認
度の平均と標準偏差を示した。表 3.3 から、非隣接環境での「の」の容認度が低く
なることが分かる。
が
の
隣接環境
4.31 (1.05)
3.61 (1.33)
非隣接環境
4.32 (1.13)
2.69 (1.59)
表 3.3: 条件ごとの容認度の平均と標準偏差
以下の分析では、参加者それぞれの容認度評価を Z スコア化し数値の標準化を
行うことで、参加者ごとの考えられる評価のバイアスを修正した。図 3.1 に、隣接
条件ごとの「が」と「の」の Z スコア化された容認度の平均を表示した。
図 3.1 から、
「が」が隣接条件を通して一定した容認度を示しているのに対して、
「の」は非隣接環境で容認度がかなり下がることが分かる。 この図 3.1 における視
覚による印象を検証するため、線形混合効果モデルを用いて「が」と「の」に対す
る隣接性の影響の差異を分析した。線形混合効果モデルには、参加者と項目をラ
ンダム要因として、隣接条件（ADJACENCY）と格助詞「が」と「の」
（NOMGEN）
を固定要因として含めた。分析は全て統計プログラム R 上で、lme4 と languageR
を用いて行った。分析の際、ランダム係数をそれぞれの固定要因に対して考慮し、
R における anova を用いて尤度比検定のもとモデル間の比較を行った。分析の結
果、最良のモデルには NOMGEN × ADJACENCY と参加者のランダム係数が含まれ
た。表 3.4 にそのモデルで算出された固定要因の結果を示した。
t 値が２以上か−２以下の場合にその要因に統計的に有意な影響が見られると解
釈できることから（cf. Roland et al. 2012）、表 3.4 は、主効果の NOMGEN とと
もに、NOMGEN と ADJACENCY の交互作用が統計的に有意であることを示してい
52
第 3 章 格助詞「が／の」の使用と言語処理・理解の関係
図 3.1: 隣接条件ごとの Z スコア化容認度
(Intercept)
NOMGEN
ADJACENCY
NOMGEN × ADJACENCY
Estimated
Standard Error
t-value
-0.12218
0.53538
-0.57935
0.5766
0.09573
0.08677
0.11073
0.16241
-1.276
6.170
-5.232
3.551
表 3.4: 容認度判断の線形混合効果モデルの固定要因の要約
3.1. 「が／の」交替に対する言語処理の影響 53
る。これは、「が」と「の」に対する隣接性の影響が異なることを意味している。
図 3.1 で見られたように、「が」の容認度は隣接／非隣接環境で変わらないのに対
し、「の」の容認度は非隣接環境の場合に著しく低下するのである。
本研究では、
「が／の」交替の「の」主語に対する隣接性の影響を確認するため
容認度判断課題を行った。その結果、非隣接環境において「の」主語が好まれな
いということを経験的に実証した。
3.1.5
実験２: 自己ペース読文課題
本節では、自己ペース読文課題の実験手順と結果を紹介し、オフライン課題で
ある容認度判断課題と比較して、オンラインでの言語処理において、
「の」主語に
対する隣接性の影響が観察できるかどうか分析する。特に、この実験では、非隣
接環境の「の」の低い容認度が引き起こされる原因を追究するため、
「の」主語に
よって生じる処理負荷の局所性について解明することを目的とする。
実験手順
実験には、67 名の日本語母語話者が参加した。実験協力にあたって、実験参加
者には謝金もしくは大学での授業のコースクレジットが与えられた。それぞれの
セッションは 40-50 分ほどであった。実験はリーディングスパンテスト（reading
span test, RST）と自己ペース独文課題（self-paced reading task, SPR）から構成
された。後述するように RST は、SPR のデータトリミングの手法の一つとして採
用できる可能性を考えて行った。
RST の手法は Daneman & Carpenter（1980）と苧阪（2002）に倣い、参加者は
それぞれのペースで声に出して関連のない複数文を読み、それぞれの文の下線が
引かれた語を思い出して回答するように指示を受けた。個々の文は A ５インデッ
クスカードの中心に横書きでタイプされた。カードのセットは３つ用意され、そ
れぞれは、２、３、４、５文レベルを含んだ。それぞれのセットの最後には、複数
の横線が書かれたブランクカードがセットの終わりの合図として挿入された。実
54
第 3 章 格助詞「が／の」の使用と言語処理・理解の関係
験の実施者は、１つのカードを一度参加者に見せ、参加者はカードに書かれてい
る文を声に出して読んだ。文が読まれると同時に、次のカードが最初のカードの
上に提示され、参加者はそこに書かれた新しい文を読んだ。この手順がセットの
終わりを示すブランクカードが現れるまで繰り返され、参加者は文それぞれにあっ
た下線が引かれた語を、カードで現れた順序通りに思い出して回答するよう指示
された。参加者は本番前に、練習として２文レベルのテストを２回行った。参加
者は実験中に個々のセット内で、文の数が徐々に増えていくことを事前に知らさ
れていた。実験には２、３、４、５文から構成された３つのセットが使用された。
全ての参加者は３つのセット全てを行った。参加者が３つのセットのうち正解した
２つのレベルがその参加者のリーディングスパンの尺度として使用された。参加
者は実験で出現した順に単語を思い出して回答するように指示されていたが、実
験の実施者は採点の際に順序が正しいかどうかは考慮しなかった。ただし、参加
者が最後の単語を最初に回答した場合に限っては、実験の実施者が参加者にもう
一度実験の手順を思い出して回答するよう指示された。もし参加者が最後の単語
を最初に提示することなく、全ての単語を思い出して回答することに成功した場
合は、実験の実施者はその試験が成功だったと記録した。また、もし参加者がそ
れぞれのレベルで１つのセットしか成功しなかった場合は、半分の 0.5 クレジット
が与えられた。
SPR は、Douglas Rohde による Tcl/Tk の文提示プログラムである Linger（v.2.88）
を用いて、Mac OS X の Apple Mac mini コンピュータと 17 インチ TFT ディスプ
レイ上で行われた。そのプログラムでは、コンピュータのモニターに、参加者が
スペースバーを押すごとに移動するウィンドウ表示で、左から右へ、一文のうち
の一文節ずつ非累計的に提示した（Just, Carpenter & Woolley 1982）。分析対象
の刺激文は、前節の容認度判断課題で用いた刺激文と同一で、４条件に 16 セット
（アイテム）がラテン方格デザインで用意され、４つのリストが作成された。以下
が刺激文の例である。
(35) SPR で用いた刺激文の例（3.1.4 節の容認度判断課題と同一）
a. 隣接環境
3.1. 「が／の」交替に対する言語処理の影響 55
今日塾で子供たちが／の習った歴史は平安時代についてだった。
b. 非隣接環境
子供たちが／の今日塾で習った歴史は平安時代についてだった。
90 のフィラーがそれぞれのリストに追加された。フィラーのうち、10 文が非文
であった。それぞれの参加者に対して、リストごとの 106 文の刺激文の順序は疑
似ランダム化され、関連する条件の項目が連続しないように操作した。参加者は
文を黙読するよう指示を受けた。実験は短い説明と９つの練習項目から始められ
た。また、個々の刺激文の直後には、文理解テストとして、提示された文の内容
に沿っている文、もしくは沿っていない文のいずれかが提示され、参加者は文の
内容に沿っている場合に F キーを正として、J キーを誤として答えるよう指示され
た。間違えた回答には、視覚的にフィードバックが提示された。参加者は、20 項
目ごとに休憩が随時とれるように指示を受けた。
上記の SPR で得られたデータのトリミングに関しては、３つの手順を踏んだ。
まず、読み時間の外れ値を除外した。各条件の各領域（文節）ごとのデータにつ
いて、その Z スコアを計算し、それが５を超えるものを除外した。次に、文理解
テストにおいて実験参加者が正解しなかった文のデータを除外した。最後に、被
験者２名を除外した。１名は、文理解テストの正解率が 50%以下であり、もう１
名は、各領域ごとの平均読み時間が極めて遅かった（Z スコア 4.54）。その結果、
計 65 名のデータを分析することとなった。
本研究では、データトリミングの手法として上記以外に３つの方法を試した。１
つ目は、文理解テストの正答率が 70%以上であったデータを扱うというトリミン
グ方法である。２つ目は、被験者群を文理解テストの正答率を用いて二分し、上
位半数のデータを利用するという方法である。３つ目に、本節のはじめに紹介し
た RST の結果を利用し、被験者群の上位半数のデータを利用する方法を試した 2 。
本研究の分析では、上記のいずれの手法を採用しても同様の結果が得られたため、
2
2013 年の関西心理言語学研究会において、小野創氏より、RST の上位半数は難解な文を処理
することが得意なグループである可能性があり、その場合、データに対する当該要因の影響が観察
しにくくなるため、RST の下位半数のデータを用いた方がよいとの指摘があった。今後さらに調
査を行って本研究の分析結果の検証を行いたい。
56
第 3 章 格助詞「が／の」の使用と言語処理・理解の関係
次節では、最初に行ったトリミングによるデータを用いた分析結果を提示する。
結果
図 3.2 に、個々の条件下での平均読み時間の結果を提示した。本研究の分析対象
は、最初の５つの領域（R １から R ５ (HeadN)）における 読み時間の動向である。
ここで、領域１から３に関しては、
（36）に示したように、隣接条件ごとに語順が
変わるという実験デザインのため、領域に入る語彙が隣接条件によって異なって
しまう。
(36)
a. 隣接環境
今日
塾で
子供たちが／の 習った 歴史は 平安時代についてだった。
領域 1 領域 2 領域 3
領域 4 領域 5
b. 非隣接環境
子供たちが／の 今日
領域 1
塾で
習った 歴史は 平安時代についてだった。
領域 2 領域 3 領域 4 領域 5
そのため、領域１から３の読み時間を隣接条件ごとに比較することはできない。
例えば、領域１においては、非隣接環境では「が」もしくは「の」名詞句が入るの
に対し、隣接環境では時制を表す副詞が入る。そのため、領域１から３のデータ
は、隣接条件ごとに「が」と「の」の読み時間の差異を分析しなければならない
のである。図 3.3 に隣接条件で分けた「が」と「の」の平均読み時間を提示した。
領域１から３の隣接条件ごとの「が」と「の」の差異を分析するため、それぞれ
のデータを用いて R による線形混合効果モデルと一元配置分散分析を行った。そ
の結果、領域１と隣接環境の領域２と３に関しては「が」と「の」の条件で読み
時間に差異がないことが判明した。一方、本研究の分析対象である非隣接環境の
領域２と３では、
「が」と「の」の条件で読み時間に有意な差が見られた。ここで
は非隣接環境の領域２と３のデータを用いた線形混合効果モデルの結果を紹介す
る。線形混合効果モデルでは、参加者と項目をランダム要因とし、「が」と「の」
の条件（NOMGEN）を固定要因として含んだ。分析は統計プログラム R 上で lme4
3.1. 「が／の」交替に対する言語処理の影響 図 3.2: 個々の条件下での平均読み時間
図 3.3: 隣接環境、非隣接環境ごとの平均読み時間
57
58
第 3 章 格助詞「が／の」の使用と言語処理・理解の関係
と languageR を用いて行った。分析の際、ランダム係数をそれぞれの固定要因に
対して考慮し、R における anova を用いて尤度比検定のもとモデル間の比較を行っ
た。分析の結果、領域２と３の両方のデータにおいて、最良のモデルには参加者
と NOMGEN のランダム係数が含まれた。表 3.5 と 3.6 にそのモデルにおける固定
要因の要約をそれぞれ示した。表 3.5 と 3.6 は、その t 値が２以上もしくは−２以
下の場合に統計的有意差を認めるという前提によると（Roland et al. 2012）、領
域２のデータと３のデータの双方において、主効果の NOMGEN に統計的に有意な
影響が見られた。つまり、図 3.3 右のグラフに見られる領域２と３において、非隣
接環境で「が」と比較して「の」の読み時間に統計的に有意な形で遅延が発生し
ていることが認められたのである。
Estimated Standard Error
(Intercept)
738.86
49.94
NOMGEN
-99.01
46.45
t-value
14.796
-2.132
表 3.5: 領域 2 の読み時間の線形混合効果モデルの固定要因の要約
Estimated Standard Error
(Intercept)
780.75
51.84
NOMGEN
-140.76
47.50
t-value
15.061
-2.963
表 3.6: 領域 3 の読み時間の線形混合効果モデルの固定要因の要約
領域４（V）と領域５（HeadN）に関しては、隣接条件を通して同じ語彙が入る
ため、隣接条件と「が」と「の」の関係を読み時間で比較することが出来る。領域
４と５のデータそれぞれに対して線形混合効果モデルを用い、参加者と項目をラ
ンダム要因とし、
「が」と「の」の条件（NOMGEN）と隣接条件（ADJACENCY）を
固定要因としてモデルに含んだ。分析は統計プログラム R 上で lme4 と languageR
を用いて行った。分析の際、ランダム係数をそれぞれの固定要因に対して考慮し、
R における anova を用いて尤度比検定のもとモデル間の比較を行った。領域５の
データに関しては、最良のモデルに参加者と NOMGEN のランダム係数が含まれた。
3.1. 「が／の」交替に対する言語処理の影響 59
表 3.7 と 3.8 に示した分析結果から、主効果の NOMGEN と ADJACENCY の影響と
それらの交互作用が有意でないことが判明した。
Estimated
(Intercept)
620.818
NOMGEN
-14.661
ADJACENCY
-6.986
NOMGEN × ADJACENCY
-28.253
Standard Error
30.393
30.793
30.638
43.501
t-value
20.426
-0.476
-0.228
-0.649
表 3.7: 領域 4 の読み時間の線形混合効果モデルの固定要因の要約
Estimated
(Intercept)
624.005
NOMGEN
-51.005
ADJACENCY
-7.287
NOMGEN × ADJACENCY
-7.242
Standard Error
33.805
30.796
27.182
38.541
t-value
18.459
-1.656
-0.268
-0.188
表 3.8: 領域 5 の読み時間の線形混合効果モデルの固定要因の要約
隣接性の「が」と「の」に対する影響を観察する別の視点として、本研究の分析
対象である領域１から５までの総読み時間を分析する方法がある。図 3.4 に、隣接
条件ごとの領域１-５の平均読み時間を提示した。図 3.4 から、領域１-５における
非隣接環境の「の」の読み時間には隣接環境と比べて遅延が発生していることが分
かる。一方、
「が」の場合は、隣接条件に関わらず読み時間は一定しているようで
ある。この差異を検証するために、線形混合効果モデルを用い、参加者と項目をラ
ンダム要因とし、
「が」と「の」
（NOMGEN）と隣接条件（ADJACENCY）を固定要
因としてモデルに含んだ。最良モデルには、NOMGEN と参加者のランダム係数が
含まれた。表 3.9 に提示した固定要因の結果は、主効果の NOMGEN と ADJACENCY
の影響と NOMGEN と ADJACENCY の交互作用が有意であることを示している。こ
の結果は、隣接性は「が」と「の」に対して異なる影響を与えていることを示唆
している。つまり、「が」主語と比較して、非隣接環境で「の」主語の場合には、
60
第 3 章 格助詞「が／の」の使用と言語処理・理解の関係
隣接環境の「の」主語よりも領域１-５の読み時間に統計的に有意な遅延が発生し
ていることが判明した。
図 3.4: 隣接条件ごとの領域 1-5 の平均読み時間
Estimated Standard Error
(Intercept)
651.71
31.43
NOMGEN
-23.50
20.22
ADJACENCY
64.33
16.09
NOMGEN × ADJACENCY
-56.90
22.83
t-value
20.735
-1.162
3.999
-2.492
表 3.9: 領域 1-5 の読み時間の線形混合効果モデルの固定要因の要約
本節では、領域２と３における非隣接環境の「の」主語の場合の読み時間は、非
隣接環境の「が」主語よりも有意に遅くなることが明らかになった。また、領域
１-５の総読み時間に関しては、非隣接環境の「の」主語は隣接環境よりも読み時
間が長くなり、また、
「が」主語の場合と比較してもその遅延が有意であることが
判明した。
3.1. 「が／の」交替に対する言語処理の影響 3.1.6
61
処理負荷の局所性と「が／の」交替の統語構造
本節では、隣接性を統語論の観点から説明する Miyagawa（2011a）の提案に関し
て、本研究の実験結果に基づいて議論し、隣接性の影響に対する統語論的アプロー
チでは本研究で得られた実験結果に十分な説明が与えられないことを指摘する。
前節で述べたように、本研究で行った SPR の結果は、非隣接環境の「の」主語
の場合に、領域１-５において他の条件と比較すると統計的に有意な遅延があるこ
とが判明した。また、図 3.5 に示したように、領域２と３に関しては、非隣接環境
の「の」の読み時間は「が」と比較して有意な遅延があることが判明した。ここ
で、実験に用いられた刺激文の領域２と３に含まれる要素を以下に例示した。
図 3.5: 非隣接環境の平均読み時間
(37) 非隣接環境
a. 子供達が 今日 塾で 習った 歴史は 平安時代についてだった。
b. 子供達の 今日 塾で 習った 歴史は 平安時代についてだった。
62
第 3 章 格助詞「が／の」の使用と言語処理・理解の関係
（37）に例示されているように、非隣接環境の領域２には時制を表す副詞が、領
域３には場所を表す後置詞句が入る。Miyagawa（2011a）による統語的分析では、
領域２で発生した読み時間の遅延は説明可能である。領域２には、Spec,vP に位置
する「の」主語より統語構造で上に存在する時制を表す副詞（TP 付加詞）が存在
するため、Miyagawa（2011a）で主張されているような移動の非経済性によって
領域２の読み時間の遅延が発生したという形で説明づけられる。しかし領域３に
関しては、場所を表す後置詞句という VP 付加詞は、Spec,vP に位置する「の」主
語より統語構造的に低い位置に存在するため、その読み時間の遅延を「の」主語
の上方移動の非経済性からは説明することができない。
(38) =(28b) D-licensing 仮説における属格主語構造（Miyagawa 2011a）
DP
NP
TP
vP
SubjGEN
D
NP
T
v’
VP v
ここで、別の視点から本研究の実験で得られたデータを分析してみる。図 3.6 に
示したように、領域１-５において、領域間の読み時間の推移を条件間で比較する
方法がある。本研究の分析対象である非隣接環境における「が」と「の」の読み
時間の比較のため、参加者と項目をランダム要因とし、
「が」と「の」
（NOMGEN）
と２領域（REGION）を固定要因とした線形混合効果モデルによる分析を行った。
表 3.10 から 3.12 にそれぞれの結果を示した。
表 3.10 と 3.11 の NOMGEN と REGION の交互作用の t 値に示されているよう
に、領域１から２と領域２から３への読み時間の推移には、
「が」と「の」に有意
3.1. 「が／の」交替に対する言語処理の影響 63
図 3.6: 非隣接環境の平均読み時間
Estimated
(Intercept)
946.34
NOMGEN
-40.56
REGION
-105.60
NOMGEN*REGION
-28.34
Standard Error
83.50
100.81
43.53
61.77
t-value
11.333
-0.402
-2.426
-0.459
表 3.10: 領域１から２への読み時間推移の線形混合効果モデルの固定要因の要約
Estimated
(Intercept)
647.084
NOMGEN
-9.503
REGION
45.021
NOMGEN*REGION
-44.480
Standard Error
107.579
143.344
39.000
55.342
t-value
6.015
-0.066
1.154
-0.804
表 3.11: 領域２から３への読み時間推移の線形混合効果モデルの固定要因の要約
64
第 3 章 格助詞「が／の」の使用と言語処理・理解の関係
Estimated Standard Error
(Intercept)
1284.98
138.34
NOMGEN
-428.36
192.06
REGION
-167.83
38.16
NOMGEN*REGION
96.23
54.18
t-value
9.288
-2.230
-4.398
1.776
表 3.12: 領域３から４への読み時間推移の線形混合効果モデルの固定要因の要約
な差異は見られないが、表 3.12 では、領域３から４への読み時間の推移において
「が」主語と「の」主語の差異に有意な傾向が認められた。つまり、図 3.6 におい
て視覚的にも示されているが、この分析結果が示唆しているのは、領域２と３に
おける非隣接環境の「の」の場合の読み時間の遅延が、領域４の時点で解消され
たということである。この読み時間の遅延の解消は、D-licensing 仮説の統語構造
の観点から説明を与えるのは難しいと思われる。
本節では、Miyagwa（2011a）の隣接性に対する統語論的アプローチを振り返り、
特に領域３における非隣接環境で「の」である場合の読み時間の遅延と領域４に見
られたその遅延の解消に関しては、統語論の観点からは説明を与えるのが難しい
事象であることを示した。次節では、期待値に基づく理論（cf. Levy 2005, 2008）
の観点から、本研究の実験結果から判明した処理負荷の局所性について説明を試
みる。
3.1.7
期待値に基づく言語処理と「が／の」交替
前節では、非隣接環境で「の」主語の場合に領域２と３において読み時間に遅
延が見られ、また、その遅延は領域４の時点で解消されることを示し、統語論の
観点からはそれらに説明を与えるのは難しいと論じた。本節では、期待値に基づ
く理論の観点から（e.g., Levy 2005, 2008）、本研究で得られた実験結果から判明
した処理負荷の局所性について説明を試みる。以下に、実験で用いた、非隣接環
境における従属節主語「が」と「の」それぞれの文について例示した。
3.1. 「が／の」交替に対する言語処理の影響 65
(39) =(35) 非隣接環境
a. 子供達が 今日 塾で 習った 歴史は 平安時代についてだった。
b. 子供達の 今日 塾で 習った 歴史は 平安時代についてだった。
第４章において本研究で行った文完成課題によるデータを提示するが、「が」
名詞句の主語解釈は言語理解において圧倒的に優勢である（cf. Shibatani 1975;
Miyamoto 2002, 2003, 2008）。それゆえ、領域２と３の要素はそれぞれ時制を表
す副詞（TP 付加詞）と場所を表す後置詞句（VP 付加詞）という節レベルの要素
であるため、期待値に基づく理論的観点からも「が」名詞句の主語解釈と整合性
があり、前節で提示された読み時間においても特に処理負荷の増加が発生してい
ないことが分かる。
一方、3.2 節において本研究で行った文完成課題によるデータを紹介するが、そ
の実験結果から、
「の」名詞句の従属節主語としての解釈は連体詞名詞句としての
解釈との関係において圧倒的に劣勢であることが判明している。この事実を前提
とすると、本研究で行った SPR では、知覚者は（39b）のような文を文節／領域
ごとに処理する際に、
「の」名詞句は従属節主語としてではなく連体詞名詞句とし
て解釈され、続く要素として修飾関係を構築するための名詞句が現れることが期
待される。しかし、本研究の実験で使用した（39b）のような刺激文では、期待に
反して時制を表す副詞が現れる。以下に、知覚者が実験における文処理の途中で
直面した「の」名詞句と時制を表す副詞という２つの要素から生成可能な統語構
造を示した。
(40) ２種類の可能な統語構造
a. NP の [時制副詞 ... （連体詞名詞句解釈）
b. [NP の 時制副詞 ... （従属節主語解釈）
（40）から、時制を表す副詞は、
「の」名詞句と共起する場合、文中に従属節の
存在を誘発することが分かる。この刺激文では、時制を表す副詞が「の」名詞句
の直後に現れている。「の」名詞句は、連体詞名詞句としての解釈（40a）でも従
属節主語としての解釈（40b）でも後続する名詞句を必要とするため、時制を表す
66
第 3 章 格助詞「が／の」の使用と言語処理・理解の関係
副詞は従属節内に存在しなければならないことになる。（40a）は「の」名詞句と
時制を表す副詞との間に節境界がある構造で、
「の」名詞句は連体詞名詞句として
解釈されて従属節の外側に位置する。一方、
（40b）の構造は、
「の」名詞句は従属
節主語として解釈された場合である。
前節で議論したように、本研究の SPR によって観察された結果は、領域２と３
における非隣接環境の「の」の読み時間に、
「が」と比較して有意に遅延があるこ
とを示している。もし知覚者が（40a）の解釈によって領域３に現れる要素を期待
したとすると、領域３に見られた非隣接環境の「の」の読み時間の遅延を説明す
ることは難しい。というのは、その場合、
「の」名詞句は従属節の外側にあり、節
レベルである領域３の場所を表す後置詞句は従属節の存在に基づく期待から逸脱
することがないため、領域３の読み時間の遅延の原因は見当たらないのである。
一方、もし知覚者が（40b）の解釈で次の要素を予測したとするならば、領域３
の遅延を説明することができる。2.5.10 節で議論したように、本研究のコーパスに
基づく分析によると、国会会議録と日本語話し言葉コーパス中の「の」従属節主
語の出現頻度は、その従属節主語と述部の間に介在要素が２つ以上存在した場合
にはゼロとなることが判明している。この事実は、期待値に基づく理論の観点か
ら、場所を表す後置詞句が２つ目の介在要素として従属節主語と述部の間に出現
したことが全くの予測外であることになり、そのことが読み時間に遅延をもたら
したと考えられる。
もしこの推論が正しければ、領域２の読み時間の遅延は、
「の」名詞句の直後に
期待に反した時制を表す副詞が現れたことだけでなく、連体詞名詞句としての解
釈から「の」従属節主語へという解釈の再分析による処理負荷を含んでいると考
えられる。つまり、知覚者が領域２の時制を表す副詞に直面した際、
「の」名詞句
の再分析を行い、同時に（40b）のように文頭に従属節としての節境界を導入する
ことになる。さらに、領域４（V）において読み時間の遅延が解消されたのは、領
域２の時点で従属節の解釈が選択されているため、述部が出現することは特に期
待に反しないためであると考えられる。
3.1. 「が／の」交替に対する言語処理の影響 67
本節では、（39b）に例示されている非隣接環境の「の」の領域２と３の読み時
間の遅延は、期待値に基づく理論によって説明ができる可能性について論じた。知
覚者は、まず「の」名詞句を連体詞名詞句の解釈とし、領域２の時制を表す副詞
の時点で、
（40b）のように、
「の」名詞句の再分析を行って節境界とともに従属節
主語としての解釈を導入するため、処理負荷の増加が発生する。そして、領域３
の場所を表す後置詞句における読み時間の遅延は、第２章のコーパスに基づく分
析で示されたように、
「の」従属節主語と述部の間に介在要素が２つ以上存在する
データが非常に稀であるために引き起こされた処理負荷であると考えられる。そ
して、後続する領域４の述部では読み時間の遅延の解消が観察されていたが、こ
れは領域２で従属節の解釈が既に導入されているため、期待に反しないためであ
ると考えられる。
3.1.8
結論
「の」従属節主語の使用に対する隣接性の影響は、1970 年代初期から特に統語
論で取り上げられてきた現象であるが、これまで経験的観点に基づいた十分なデー
タが提供されずに議論されてきた。本研究では、隣接性の影響の経験的実証のた
め、容認度判断課題を行った。また、「の」従属節主語の容認度の低さに関して、
その原因の局所性を追究するため、自己ペース読文課題を行った。その実験結果
から、非隣接環境において、「が」主語と比較して、「の」主語の容認度が有意に
低くなることを実証した。この「の」主語に対する隣接性の影響について、特に
Miyagawa（2011a）の理論的統語論による説明を紹介した。しかし、本研究の実
験結果では、非隣接環境の「の」主語の刺激文において、Miyagawa（2011a）の理
論では予測していなかった、介在要素である、場所を表す後置詞句（VP 付加詞）
において読み時間の遅延という形で処理負荷の増加が観察された。そのため、本
研究では期待値に基づく理論の観点から、領域２の時制を表す副詞は、
「の」名詞
句の直後の期待に反するとともに「の」名詞句の解釈の再分析が行われたため、遅
延が発生したと説明した。領域３については、第２章のコーパスに基づく研究を
68
第 3 章 格助詞「が／の」の使用と言語処理・理解の関係
参照し、その生起頻度が非常に稀であることから処理負荷の増加が発生し、読み
時間の遅延という形で観察されたと論じた。
今後の課題として、本研究の SPR 実験では介在要素として時制を表す副詞（TP
付加詞）と場所を表す後置詞句（VP 付加詞）を採用したが、前節で議論したよう
に、隣接性が「が／の」交替の統語構造の影響ではなく、期待値に基づく言語処
理による影響を反映しているという本研究の仮説をさらに検証するために、介在
要素に VP 付加詞のみを２つ用いた場合にも、２番目の介在要素で今回の実験と
同様の処理負荷の増加が観察されるかどうか分析を行う必要がある。
3.2
3.2.1
助詞「の」の解釈の選択に関する予備的実験研究
はじめに
本節では、格助詞「の」の解釈に関してどのような場合にある解釈が好まれる
のかということを、言語処理と理解に対する言語外的要因の間接的影響を探索的
に調査する。格助詞「の」名詞句は、連体詞名詞句としての解釈と属格主語標示
としての解釈の２通りが可能である。
(41)
a. 連体詞名詞句解釈
なおみは [健の本] を買った。
b. 属格主語解釈
なおみは [昨日健の持ってきた] 本を買った。
第２章で議論したように、
「の」による属格主語は、
「が／の」交替という「が」
による主格主語標示と交替できる（cf. Harada 1971）。
(42) なおみは [昨日健が／の持ってきた] 本を買った。
第２章では社会言語学的観点からコーパスを用いて「が／の」交替の分析を行
い、性別や年齢などの社会的属性/言語外的要因が「が」と「の」の使用に影響す
ることを明らかにした。それらの要因は従属節内の「の」で標示された主語の使
3.2. 助詞「の」の解釈の選択に関する予備的実験研究 69
用に影響するため、以下に挙げたような曖昧性がある文脈において、言語外的要
因が「の」の２通りの解釈の選択に対して間接的に影響を与える可能性が考えら
れる。
(43) お母さんは子供の買ってきた帽子を失くした。
a. 連体詞名詞句解釈
お母さんは [子供の [[pro 買ってきた] 帽子] を失くした。
b. 従属節主語解釈
お母さんは [[子供の買ってきた] 帽子] を失くした。
第２章で紹介したように、(43a) の統語構造は疑似「が／の」交替と呼ばれるも
のであり（Sakai 1994; 菊田 2002）、「の」名詞句を「帽子」の所有者として解釈
し、
「帽子」を修飾する従属節内には「買ってきた」の主語として pro が存在する。
その pro のコントローラーは、帽子の所有者である「子供」でも「子供」以外でも
よい。一方、(43b) は従属節主語の解釈で、「の」名詞句は「帽子」を修飾する従
属節の主語として解釈される。この「が／の」交替の「の」従属節主語は、第２
章で論じたように言語外的要因がその使用に影響する。
本研究では、
「が／の」交替の「の」主語に影響を与える言語外的要因が、
「の」
名詞句の２通りの解釈の選択に対して間接的に影響を与える可能性について議論
するため、文完成課題実験を行う。コーパスを用いた研究と異なり、調査対象の
言語現象を抽出する目的で行う実験では様々な要因をコントロールすることが出
来るため、実験に基づく研究はコーパスを用いた研究で得られなかった情報を補
えるという点で有益である。次節ではまず、第２章で提示された言語外的要因の
「が／の」交替に対する影響について述べ、その後、実験の方法論と結果について
論じる。
3.2.2
背景: 「が／の」交替に対する言語外的要因の影響
第２章において、２種類のコーパス、国会会議録（MJD）と日本語話し言葉コー
パス（CSJ）から抽出したデータを用いて「が／の」交替の統計的分析を行った。
70
第 3 章 格助詞「が／の」の使用と言語処理・理解の関係
分析結果から、
「が／の」交替の「が」と「の」の使用に関わる言語外的要因と内
的要因について明らかにした。その中で、スタイル、性別、年齢といった言語外
的要因の影響について論じた。表 3.13 にあるように、第２章のコーパスに基づく
分析では、従属節主語標示としては「の」よりも「が」の方が優勢であった。
が
の
MJD
CSJ
77.5% (6,662/7,600) 92.1% (4,436/4,815)
12.5% (938/7,600)
7.9% (379/4,815)
X2 = 62.13, d.f.=1, p < .0001
表 3.13: (=表 2.1) コーパス中の「が／の」交替の「が」と「の」の割合
第２章の Rbrul（cf. Johnson 2009）による線形混合効果モデルを用いた分析で
は、CSJ データにおいて女性の方が男性よりも「が／の」交替の「の」をより多
く使用することが判明した。さらに、図 3.7 に示されたように「が／の」交替の
「が」と「の」の使用に変化が存在すると論じた。
また、第２章で述べたように、
「が／の」交替の「が」と「の」の使用にスタイ
ル差が影響するかどうかは、本研究で用いたコーパスのデータからは結論づける
ことができなかった。ただし、中川（1987）がよりフォーマルな発話にはカジュ
アルな発話より「が／の」交替の「の」の使用がより多く見られると指摘してい
たように、表 3.13 に見られるようにコーパス間での使用の差異がスタイル差を反
映している可能性は否定できない。さらに、Ide（1999）は、日本語では女性の方
が男性よりフォーマルな表現を概して好むことを指摘して、発話スタイルと性別
の影響に相関が見られると論じており、その予測通り、第２章での CSJ コーパス
分析では、女性の方が男性より「が／の」交替の「の」の使用がより多く観察さ
れた。しかし、CSJ コーパスのそれぞれの発話に付与された改まり度については、
「が／の」交替に対する統計的に有意な影響は観察されなかった。ただし、発話ス
タイルは様々な形で言語化されるため、単一の言語要因から発話スタイルの影響
を観察しようとすることは妥当な方法ではない。そのため、分析対象の言語変異
の使用に対する発話スタイルの影響を調査するために、自発的発話データを用い
3.2. 助詞「の」の解釈の選択に関する予備的実験研究 71
図 3.7: (=図 2.1) MJD コーパスの「が／の」交替の「の」の割合
てスタイルに関わる複数の要因を整理して議論することは難しいと思われる。本
研究では、文完成課題を行い、実験デザインでスタイルに関わる要因を操作する
ことで、助詞「の」の解釈に対するスタイル差の影響を検証し、その分析結果か
ら「が／の」交替に対してスタイル差が影響するかどうか、探索的に調査する。
3.2.3
実験１: 文完成課題１
「の」名詞句の２種類の解釈の選択に対して、どちらの解釈も可能な文脈におい
て、第２章の「が／の」交替の分析で扱われた３つの言語外的要因が影響する可
能性が考えられる。本研究の目的は、言語外的要因が言語処理と理解に間接的に
影響を与えることがあるかどうか解明することである。実験に基づく社会言語学
的言語変異の聞き手の知覚などに関する確率論的な言語行為の研究は盛んになっ
てきているものの（Strand 1999, Casasanto 2009, Campbell-Kibler 2009, Squires
2011）、その歴史の中で言語変異研究の主な分析対象は自発的発話における言語使
72
第 3 章 格助詞「が／の」の使用と言語処理・理解の関係
用であった（cf. Chambers 2002）。本研究では、「の」名詞句の解釈の選択に対す
る言語外的要因の影響、つまり、言語処理と理解に対する間接的影響について調
査する。本研究で行った実験では、第２章のコーパスを用いた研究で明らかにで
きなかった「が／の」交替に対するスタイル差の影響を中心に、
「の」の解釈に影
響を与える要因について検証する。
手順
本研究では、25 人の日本語母語話者（年齢: 25-50（平均: 33）女性: 12 名, 男性:
13 名）に対して文完成課題を行った。文の断片は、連体詞名詞句の解釈か従属節
主語の解釈か曖昧な「の」名詞句で終わる。今回の実験では、スタイル差は「の」
名詞句の語彙の選択で調整した。また、全ての「の」名詞句の語彙は、人名や人を
表す普通名詞という [+human] に統一した。スタイル差に加えて、個々の文の断片
には、時制を表す副詞の数を１と２の２種類用意した。１つの文の断片に時制を
表す副詞が２つ存在する場合には、節の数が２つあるという、従属節の存在を誘
発する目的で設定された。というのも、3.2.2 節の表 3.13 に見られたように、
「の」
で標示される属格主語の使用率はかなり低いため、属格主語解釈の割合を引き上
げることで、よりバランスのとれた分析結果を抽出できるのである。実験で使用
された刺激文は、それぞれの条件に等しくなるように分散された 20 文とフィラー
20 文である。
（44）に、２種類の解釈が可能な「の」名詞句を含む刺激文の例を示
した（他の項目については付録を参照のこと）。質問紙の刺激文は（45）に示した
ように２種類からなり、
（46）に第２章の「が／の」交替に対する影響の議論に基
づいた実験結果の予測を示した。
(44) 実験で提示された２つの解釈が可能な文の断片
お母さんは昨日子供の
a. 従属節主語の解釈で文を完成させる例
お母さんは昨日子供の描いたメモを読んだ。
b. 連体詞名詞句の解釈で文を完成させる例
3.2. 助詞「の」の解釈の選択に関する予備的実験研究 73
お母さんは昨日子供の本を失くした。
(45)
a. 時制を表す副詞が１つの場合: [NP は 副詞 NP の...]
b. 時制を表す副詞が２つの場合: [副詞 NP は 副詞 NP の...]
(46) 実験結果予測
a. スタイル: よりフォーマルな場合の方が従属節主語の解釈を誘発する
b. 性別: 女性の方が男性よりも「の」名詞句を従属節主語としてより多
く解釈する
c. 時制を表す副詞: ２つある場合の方が従属節主語の解釈を誘発する
結果
表 3.14 に示された実験結果から、
「の」名詞句の連体詞解釈が優勢であることが
分かる。これは、3.2.2 節の表 3.13 で示した「が／の」交替における「の」の従属
節主語標示としての使用頻度の低さとも一致した結果である。
「の」名詞句
連体詞名詞句解釈
83.2% (416/500)
従属節主語解釈
16.8% (84/500)
表 3.14: 「の」名詞句の解釈の割合（実験１）
時制を表す副詞の数と「の」の解釈との関係について、表 3.15 とピアソンのカ
イ２乗検定は、予測通り、時制を表す副詞が１つの場合より２つの場合の方が従
属節主語の解釈をより誘発していることが分かる。次に、表 3.16 では、
「の」名詞
句の解釈に対するスタイルの影響を示している。この結果は、
「が／の」交替に対
するスタイル差の影響として、よりフォーマルな発話の方が「の」の従属節主語
の使用が増えるという考察からの予測通り、フォーマルな場合に従属節主語の解
釈が誘発されていることが分かる。また、表 3.17 では、男性の方が女性より従属
節主語の解釈が多いことが示されている。この傾向は、
「が／の」交替で見られた
性別と「が」と「の」の使用の関係から推測される影響とは逆の結果である。
74
第 3 章 格助詞「が／の」の使用と言語処理・理解の関係
時制を表す副詞の数１
時制を表す副詞の数２
連体詞名詞句解釈
88% (220/250)
78.4% (196/250)
従属節主語解釈
12% (30/250)
21.6% (54/250)
X2 = 8.24, p< 0.01
表 3.15: 「の」名詞句の解釈と時制を表す副詞の数の関係（実験１）
カジュアル
フォーマル
連体詞名詞句解釈
86.8% (217/250)
79.6% (199/250)
従属節主語解釈
13.2% (33/250)
20.4% (51/250)
X2 = 4.64, p< 0.05
表 3.16: 「の」名詞句の解釈とスタイルの関係（実験１）
男性
女性
連体詞名詞句解釈
80% (208/260)
86.7% (208/240)
従属節主語解釈
20% (52/260)
13.3% (32/240)
X2 = 3.92, p< 0.05
表 3.17: 「の」名詞句の解釈と性別の関係（実験１）
3.2. 助詞「の」の解釈の選択に関する予備的実験研究 75
最後に、第２章の「が／の」交替の分析で明らかとなった生年／年齢の影響に
ついては、十分なデータが得られなかったため、分析できなかった。今後の調査
で、実験参加者の生年／年齢の幅をより広くし、議論に十分なデータを入手する
必要がある。
また、クロス表とカイ２乗検定に加えて、ロジットの混合効果モデルを用いて分
析結果の検証を行った。モデルには、スタイル（STYLE）、性別（GENDER）、時制
を表す副詞の数（NUM.ADVERBS）を固定要因とし、参加者と項目をランダム要因
として含んだ。分析は統計プログラム R 上で lme4 と languageR を用いて行った。
分析の際、ランダム係数をそれぞれの固定要因に対して考慮し、R における anova
を用いて尤度比検定のもとモデル間の比較を行った。分析の結果、最良モデルは
ランダム係数を含まなかった。表 3.18 にそのモデルにおける固定要因の要約を示
した。
Estimated Standard Error
(Intercept)
-2.2314
0.3199
STYLE
0.7003
0.2776
GENDER
0.6689
0.6376
NUM.ADVERBS
-8.641
0.2737
STYLE × GENDER
-0.6954
0.5596
z-value p-value
-6.976 3.04e-12
2.522
0.01167
1.049
0.29415
-3.157 0.00159
-1.243 0.21399
表 3.18: ロジットの混合効果モデルにおける固定要因の要約（実験１）
予測通り、主効果の STYLE（p<0.05）と NUM.ADVERBS（p<0.01）の影響が有
意であることが示された。しかし、クロス表で見た結果と異なり、性別の影響は
統計的に有意ではなかった。つまり、この分析では、
「の」の解釈の選択において、
スタイル差と時制を表す副詞の数の影響は観察されたが、性別の影響は見られな
かった。性別の影響が有意でないという結果は、第２章で観察された「が／の」交
替に対する性別の影響に基づく予測とは異なる。
ここで１つ述べておきたいのは、Labov（2011）で議論されているように、言語
と性別に関しては、女性は男性より社会的評価の低い言語変異の使用率が低く、評
価の高い形式をより多く使用するという関係が概して期待されているが、性別の
76
第 3 章 格助詞「が／の」の使用と言語処理・理解の関係
影響は、社会階層（e.g., Trudgill 1974）、地域差（e.g., Labov 2011）、言語変異の
社会的意味（e.g., Eckert 2000）など、様々な言語外的要因と織り交ざったものの
一側面にすぎないことに留意しておく必要がある。また、ここでは年齢の影響を
考慮していないため、その影響がデータを歪めている可能性も考えられる。
ここで、この実験で改善すべき点を挙げる。まず、第２章でのコーパスを用い
た分析と異なり、データを抽出した話者は東京出身に限定されていなかった。第
２章での「が／の」交替の分析は、Harada（1971）の言語変化仮説を検証するた
めに、発話データを東京出身話者のものに限っていたが、この実験では出身地で
データをコントロールしていなかった。次に、実験に用いられた解釈の曖昧性を
持つ「の」名詞句は２つのグループに分類される。１つは、源氏物語に登場する
「桐壺帝」のような、現代でも知られているが出典が非常に古い名前で、もう１つ
のグループでは「首相」など敬語表現を使った方が好まれるような人物名や普通
名詞であった。表 3.19 にそれぞれのカテゴリーでの「の」名詞句の解釈の頻度を
示した。
出典が古い名前
敬語表現が好まれる名詞
連体詞名詞句解釈
51.8%(103/199)
48.2% (96/199)
従属節主語解釈
43.1% (22/51)
56.9% (29/51)
X2 = 1.21, d.f.=1, p=0.2713
表 3.19: 「の」名詞句の解釈と「フォーマル」の下位分類（実験１）
表 3.19 が示すように、結果的に「の」名詞句の解釈の選択に関してグループ間
に統計的有意差は見られなかったが、スタイル差や改まり度についてどの尺度を参
照して「の」名詞句の解釈に対する影響を考察するかは実験の際に明確にすべき
である。文完成課題において、文の断片のみを用いて文のスタイルをコントロー
ルすることは容易ではないが、この実験ではスタイルを上記の２つの異なる尺度
から調査していたことになる。次節では、データを東京方言話者に限定して行っ
た、
「の」名詞句の解釈に対する敬語態度の影響に関する実験とその結果について
議論する。
3.2. 助詞「の」の解釈の選択に関する予備的実験研究 3.2.4
77
実験２: 文完成課題２
実験２では、参加者を東京方言話者に限定して「の」名詞句の解釈に対する敬語
態度の影響を調査した。実験には 20 名の東京方言話者（年齢: 23-38（平均: 30.6）
女性: 12 名, 男性: 8 名）が参加した。第２章で述べたように、かつて東京では「が
／の」交替の「が」と「の」には敬語使用によって使い分けがあり、
「の」は「が」
よりも従属節主語に対してより敬意を表した用法であった。しかし、現代東京で
話されている日本語ではそういった敬語態度による「が」と「の」の使い分けは
見られない。もしそうであれば、「が／の」交替に影響する言語外的要因は「の」
名詞句の解釈の選択にも影響を与えるという前提から考えると、敬語態度の影響
は「の」名詞句の解釈に影響しないはずである。しかし前節の実験では、表 3.11
にみられるように、敬語表現が好まれる名詞の場合に「の」名詞句の従属節主語
の解釈が高くなった。だがその結果には、データを東京方言話者に限定しなかっ
たことが影響している可能性がある。
手順
実験２は、実験１と同様に時制を表す副詞の数（１ vs. ２）に加えて、敬語態度
の条件（敬語が好まれる名詞 vs. そうでない名詞）を２×２デザインで作成し、４
条件下で「の」名詞句の解釈の選択について分析した。それぞれの条件に対して
４つの対応する語彙セットを作成し、それらセットはラテン方格の方法で４つの
リストに配分され、実験参加者が質問用紙上で同じ語彙項目を一度しか見ること
がないように配慮した。それぞれのリストには 16 文のフィラーが 含まれ、１つの
リストに合計 32 項目が含まれた。個々のリストで項目の順は、疑似ランダム化を
行い、関連する条件の項目が連続しないように操作した（リストに含まれた項目
については付録を参照のこと）。（47）に実験結果の予測をまとめた。
(47) 実験結果予測
a. 敬語態度: 条件に関わらず「の」名詞句の解釈の選好は等しくなる
78
第 3 章 格助詞「が／の」の使用と言語処理・理解の関係
b. 性別: 女性の方が男性よりも「の」名詞句を従属節主語としてより多
く解釈する
c. 時制を表す副詞: ２つある場合の方が従属節主語の解釈を誘発する
結果
実験２の結果として、表 3.20 から、実験１と同様に「の」名詞句の連体詞解釈
が優勢であることが分かる。
「の」名詞句
連体詞名詞句解釈
90.2% (303/336)
従属節主語解釈
9.8% (33/336)
表 3.20: 「の」名詞句の解釈の割合（実験２）
時制を表す副詞の数と「の」の解釈との関係について、表 3.21 から、実験１と
同様に、時制を表す副詞が１つの場合より２つの場合の方が従属節主語の解釈を
より誘発していることが分かる。また、表 3.22 では、実験１と異なり、女性の方
が男性より従属節主語の解釈が多くなっているが、その差は統計的に有意ではな
い。次に、表 3.23 では、
「の」名詞句の解釈と敬語態度との関係を示した。この実
験で得られた結果から、敬語が好まれる名詞の場合に「の」の従属節主語の解釈
が増加したが、統計的有意差は見られなかったため、本研究で設定した敬語態度
の条件が異なっても「の」名詞句の解釈に影響は見られないことが判明した。
時制を表す副詞の数１
時制を表す副詞の数２
連体詞名詞句解釈
3.6% (6/168)
16.1% (27/168)
従属節主語解釈
96.4% (162/168)
83.9% (141/168)
X2 = 14.81, d.f.=1, p< .001
表 3.21: 「の」名詞句の解釈と時制を表す副詞の数の関係（実験２）
3.2. 助詞「の」の解釈の選択に関する予備的実験研究 男性
女性
連体詞名詞句解釈
7.8% (10/128)
11.1% (23/208)
79
従属節主語解釈
92.2% (118/128)
88.9% (185/208)
X2 = 0.94, d.f.=1, p=0.3323
表 3.22: 「の」名詞句の解釈と性別の関係（実験 2）
敬語が好まれる名詞
そうでない名詞
連体詞名詞句解釈
11.3% (19/168)
8.8% (14/168)
従属節主語解釈
88.7% (149/168)
91.2% (154/168)
X2 = 0.84, d.f.=1, p = 0.3594
表 3.23: 「の」名詞句の解釈と敬語態度の関係（実験２）
最後に、クロス表とカイ２乗検定の結果の検証のため、ロジットの混合効果モデ
ルを用いた分析を行った。モデルには、敬語態度（HON）、性別（GENDER）、時制
を表す副詞の数（NUM.ADVERBS）を固定要因とし、参加者と項目をランダム要因
として含んだ。分析は統計プログラム R 上で lme4 と languageR を用いて行った。
分析の際、ランダム係数をそれぞれの固定要因に対して考慮し、R における anova
を用いて尤度比検定のもとモデル間の比較を行った。分析の結果、最良のモデルは
ランダム係数を含まなかった。表 3.24 にそのモデルにおける固定要因の要約を示し
た。クロス表とカイ２乗検定の検定の結果と同様に、主効果として NUM.ADVERBS
の影響のみが有意であることが示された（p<0.001）。
Estimated Standard Error
(Intercept)
-2.7407
0.3057
HON
-0.3492
0.4010
GENDER
-0.3457
0.5563
NUM.ADVERBS
1.7373
0.4915
HON × GENDER
0.5640
0.8500
z-value
-8.966
-0.871
-0.621
3.534
0.663
p-value
< 2e-16
0.383764
0.534346
0.000409
0.507011
表 3.24: ロジットの混合効果モデルにおける固定要因の要約（実験２）
80
第 3 章 格助詞「が／の」の使用と言語処理・理解の関係
実験１の結果と異なり、実験２では「の」の解釈の選択に対して敬語態度は影
響しないことが示された。これが示唆するのは、
「が／の」交替の「の」の使用は
敬語態度に影響しないということである。つまり、
「が／の」交替の「が」と「の」
において、従属節主語に対する敬語態度としての使い分けがかつて見られたが、東
京における現代日本語ではそういった使い分けは観察されないという議論と、本
研究の実験結果は一貫していることになる。
性別に関しては、第２章で観察された「が／の」交替に対する性別の影響に基
づく予測に反して、実験１、２ともに「の」の解釈に対する影響が確認されなかっ
た。つまり、この実験結果は、
「が／の」交替の言語外的要因に影響を与えていた
要因が「の」の解釈には影響しなかったことを示唆する。しかし、本研究で行っ
た２つの実験でのデータの不十分さに加えて、第２章での分析は自発的発話デー
タを使用しているため、実験による言語理解の実験結果と直接比較するのは適切
ではないかもしれない。前述したように、性別の言語に対する影響は、他の言語
外的要因と織り混ざったものの一側面にすぎないため、性別の影響が意味する社
会的背景と言語変異との関係を明らかにした上で、性別ががどのように「が／の」
交替や「の」の解釈の選択に影響するかについて、今後更なる研究を行う必要が
ある。また、本研究での敬語態度やスタイル差の分析に用いた語彙の分類は恣意
的判断で選択されたため、今後の研究では客観的尺度に基づいて刺激文の語彙を
より綿密にコントロールしなければならない。
3.2.5
結論
実験１では、
「の」の２通りの解釈の選択に対する言語外的要因の影響が観察さ
れた。この結果は、
「が／の」交替に影響を与える言語外的要因との関係から派生
した副産物と捉えることができる。ただし、たとえそうであったとしても、本研
究では、言語外的要因が間接的に言語理解に対して影響を与えることがあるとい
うデータを提供したことになる。また、
「が／の」交替に影響を与えない敬語態度
は、
「の」の解釈に対しても影響が見られないことが実験結果から示された。さら
3.2. 助詞「の」の解釈の選択に関する予備的実験研究 81
に、言語内的要因であった時制を表す副詞の数、つまり従属節解釈を誘発する文
構造に関する要因が、「の」の解釈の選択に影響を与えることも判明した。
今後の課題として、本研究の文完成課題で試験的に用いた敬語態度が異なる語
彙に関して、客観的尺度を導入して語彙の選択を行い、本研究の実験結果を検証
する必要がある。また、敬語態度は「の」名詞句の解釈に対する影響が観察されな
いという予測に沿った実験結果が観察されたが、東京出身者に限定したデータに
おいてもその影響があると予測される言語外的要因を設定して、その影響が文完
成課題という実験方法で観察されるかどうか検証し、本研究で敬語態度の影響が
見られなかった結果が正しく言語使用と理解を反映していることを立証する必要
がある。特に、スタイル差の影響に関しては、本研究で採用した文完成課題であ
れば、例えば刺激としての文の断片に「漢語 vs. 和語」のような差異を設定して、
「の」名詞句の解釈に影響するかどうか経験的に検証することも、「の」名詞句の
解釈に対する影響とともに、
「が／の」交替にスタイル差が影響するかどうかを検
討する上で重要な点である。
83
第4章
韻律からみる格助詞「が／を」
の使用に対する情報構造の
影響
本章では、目的語標示としての格助詞「が」と「を」の使用（「が／を」交替）と
情報構造の関係について、韻律的特徴を用いた実験を行い、経験的観点から議論す
る。その際、先行研究（e.g., Shibatani 1975）で「が／を」交替に影響を与えると
されていた目的語と述部の隣接性の観点から分析を行う。まず、Shibatani（1975）
で自己報告による母語話者判断に基づいて指摘されていた「が／を」交替に対する
隣接性の影響について紹介する。その隣接性の影響を経験的に実証するため、本研
究では容認度判断課題を行った。その後、
「が」名詞句の主語／目的語解釈の比率
について基準値を推定するため、
「が」名詞句の解釈における文完成課題を行った。
最後に、様々な韻律パターンを用いた音声知覚実験の結果を提示し、
「を」目的語
と異なり、
「が」目的語は卓立した韻律と関係があり、非隣接環境での「が」目的語
の容認度の低さが、情報構造（cf. Vallduvı́ 1992, Lambrecht 1994, Erteschik-Shir
2007）を反映した正しい韻律的特徴を与えることで改善されることを示す。なお、
本章の実験は、Hyun-Kyung Hwang 氏との共同研究によるものである 1 。
1
本章の一部は、米国ボストンで開かれた第 23 回 Japanese/Korean Linguistics において発表済
みである。
84
4.1
第 4 章 韻律からみる格助詞「が／を」の使用に対する情報構造の影響
はじめに
「が／を」交替は、述部が可能形または願望形の場合に格助詞「が」と「を」が
交替する現象のことを指す（cf. Shibatani 1975）2 。
(48) 可能形述部
a. 太郎は上手に英語が／を話せる。
b. なおみはおいしいコーヒーが／を作れる。
(49) 願望形述部
a. 太郎は面白い話が／を聞きたい。
b. なおみは美しい写真が／を撮りたい。
「が／を」交替の先行研究には、後述する統語論的アプローチ以外では、どの
ような言語環境で主格「が」と対格「を」のどちらの使用が好まれるかが、主な
分析対象となっている（e.g., 菅井 & 成瀬 2006）。その中で、Shibatani（1975）
は「が／を」交替に対する隣接性の影響を指摘している。以下の例にあるように、
Shibatani（1975）は「*」や「?」を用いて、
「が」目的語の容認度に対する隣接性
の影響が漸次的であることを示唆している。
(50)
a. 僕が寿司が／を食べたい。
b. 僕が寿司?が／を君と食べたい。
c. 僕が寿司??が／を君と一緒に食べたい。
d. 僕が寿司?*が／を君と一緒に寿司屋で食べたい。
e. 僕が寿司*が／を君と一緒にあそこに見える寿司屋で食べたい。
（Shibatani 1975）
2
本研究で取り上げた現象の他にも格助詞「が」と「を」が交替する例外的各付与（Exceptional
Case Marking）（Kuno 1976; Ura 1994; Tanaka 2002; Hiraiwa 2005; Takeuchi 2010）と呼ばれる
現象があるが、その統語構造は本研究で取り扱う「が／を」交替と全く異なるため、分析対象とし
なかった。
i) 太郎はゆきが／を馬鹿だと思っている。
（Takeuchi 2010)
4.1. はじめに 85
上記の例に示されているように、
「が」目的語の容認度に対する隣接性の影響は
カテゴリカルではなく漸次的である。つまり、
「が」目的語と述部の間の介在要素
の数が増えると容認度が下がる。Shibatani（1975）は、次に挙げた規則を想定し
て、目的語と述部の間の線的距離に関する言語処理負荷が、
「が」目的語の低い容
認度の原因だと主張している。
(51) X NP-ga Y → X [S NP-ga Y
（Shibatani 1975）
（51）では、→の左側がインプットで右側が知覚者による解釈を表している。
Shibatani（1975）は、
「が」目的語が「が」主語よりも言語使用において頻度がか
なり低いという前提に基づき、日本語母語話者は直感的にデフォルトで「が」名詞句
の前に節境界を導入すると論じている。この主張は、Miyamoto（2002, 2003, 2008）
による自己ペース読文課題の結果からも支持されているように思われる。従って、
Shibatani（1975）の説明によると、（52a）の「が」目的語は最初に、（52b）のよ
うに、従属節主語として誤った分析が知覚者によってなされ、その後、願望形述
部の目的語として再分析される。
(52)
a. 僕は寿司が食べたい。
b. 僕は [寿司がジョンに食べられた] ことを知っている。
（Shibatani 1975）
（50）の隣接性に関して Shibatani（1975）は、述部と「が」目的語の線的距離
が近い場合に知覚者は、誤った文処理をただちに修正することが可能であるが、
（50e）のように線的距離が遠い場合は誤った解釈の修正に遅れが生じるため言語
処理に負荷がかかり、そのことが容認度の低下につながると説明している。もし
Shibatani（1975）の説明が正しければ、隣接性の影響は線的距離の問題であって
「が」目的語の統語構造と関係がないはずである。この Shibatani（1975）の仮説
は、自己ペース読文課題（cf. Miyamoto 2008、およびその参考文献）などによっ
てどのように「が」目的語を再解釈しているかを、今後の研究で経験的に検証す
ることが必要である。
86
第 4 章 韻律からみる格助詞「が／を」の使用に対する情報構造の影響
しかし、本研究の目的は、
「が／を」交替になぜ隣接性が影響するかの解明では
なく、非隣接環境にある「が」目的語の容認度の低さが韻律的特徴によって改善さ
れるかどうかを明らかにすることである。本研究ではまず、
「が」目的語に対する
隣接性の影響を経験的に実証することから始める。というのも、Shibatani（1975）
の分析は、自己報告による母語話者判断にのみ基づいているためである。その後、
様々な韻律的特徴を用いた音声知覚実験の分析結果から、焦点を含めた文の情報
構造（cf. Vallduvı́ 1992, Lambrecht 1994, Erteschik-Shir 2007）を反映した韻律的
特徴が隣接性に関する「が」と「を」の容認度に重要な役割を果たしていると主
張する。次節ではまず、本研究で扱う「が／を」交替に対する隣接性の影響が統
語構造に由来するものではないことを示すため、
「が／を」交替の統語分析を紹介
する。
4.2
「が／を」交替の統語論側面
第２、３章で分析を行った「が／の」交替同様に、
「が／を」交替についても生成
文法の枠組みでの分析は数多くある（Shibatani 1975, Saito 1982, Takezawa 1987,
Dubinsky 1992, Tada 1992, Koizumi 1994, Ura 2000, Nomura 2003, Takano 2003,
Takahashi 2010）。先行研究では主に「が／を」目的語が統語構造のどこに位置す
るかを追究することに焦点が置かれてきた。例えば、Nomura（2003, 2005）では、
「が」目的語に取り立て助詞「だけ」がついた場合は、可能接辞より広い作用域を
とることができる他に（53）、先行研究と異なり（e.g., Tada 1992; Koizumi 1994;
Takano 2003）、適切な文脈を与えることで狭い作用域をとることも可能であると
論じている（54）。
(53) ジョンは小指だけが曲げられる。
(ジョンは他の指を曲げずに小指だけ曲げることができる。）
(only > can)
(54) 太郎が小指だけ曲げられるのは知っていたが、
（彼が）薬指だけも曲げられ
るのには驚いた。 (can > only)
（Nomura 2003, 2005）
4.2. 「が／を」交替の統語論側面 87
この観察に基づき、Takahashi（2010）は「が」目的語と「を」目的語に同一の統
語構造を提案し、
「が」と「を」の違いは（55）に示された格吸収の随意性にある
と論じている。Takahashi（2010）は、可能接辞による随意的格吸収によって「が」
と「を」が交替するとした。そして、v にある対格が可能接辞によって吸収される
場合に、T が主格目的語を認可する。一方、v は対格が吸収されない場合に対格目
的語を認可する 3 。
本研究にとって重要な点は、
「が」目的語と「を」目的語が統語構造上で同じ場
所に位置していることである 4 。ここで示唆されるのは、「が／を」交替の統語構
造は「が」目的語に対する隣接性の問題には関連がなく、言語使用における独立
した要因に寄与されるべきである。
次節では、隣接性の影響を経験的に実証するために行った容認度判断課題を紹
介し、その分析方法と結果について述べる。
3
Takano（2003）や Bobaljik & Wurmbrand（2007）といった「が」目的語と「を」目的語に異
なる統語構造を提案する論文も参照されたい。しかし、この統語構造の提案を採用したとしても、
本研究で扱う隣接性の影響を統語構造の観点から説明することは難しいと思われる。
4
本研究では、願望形述部における「が／を」交替について実験を行うが、その際、可能形接辞
と同様に、願望形述部の「が」目的語と「を」目的語の統語的位置は同じものと仮定して議論を進
める。
88
第 4 章 韻律からみる格助詞「が／を」の使用に対する情報構造の影響
(55) Takahashi（2010）による主格／対格目的語構造
TP
SubjNOM
T’
canP
T
tsubj
can’
vP
can
随意的格吸収
PRO
v’
VP
OBJNOM/ACC
4.3
4.3.1
v[Acc]
V
予備調査: 容認度判断課題
手順
隣接性に関わる「が／を」目的語の容認度と韻律の関係について実験を行う前
に、５段階評価（１: 不自然、５: ごく自然）の容認度判断課題を 26 名の日本語
母語話者に対して行い、
「が／を」交替に対する隣接性の影響について検証を行っ
4.3. 予備調査: 容認度判断課題 89
た。隣接条件については、非隣接環境は「が」もしくは「を」目的語とその述部
の間に介在要素として付加詞を１つ挿入して作成し、隣接環境は付加詞を含まな
いものに加えて、非隣接環境の付加詞と目的語の語順を入れ替えて作成した。隣
接条件（付加詞を含まない隣接環境、付加詞を含む隣接環境、非隣接環境）と格
助詞（「が」vs.「を」）は３×２デザインで取り扱い、本研究の実験では合計６つ
の分析対象となる条件を作成した。また、それぞれの条件に対して２つの対応す
る語彙セットを作成し、述部に関しては「らしい」と「そうだ」を混ぜ合わせた。
その結果、刺激文の合計は 36 となった。以下がその例である。
(56)
a. 付加詞を含まない隣接環境
なおやはゾウが／を見たいそうだ。
b. 付加詞を含む隣接環境
なおやはインドでゾウが／を見たいそうだ。
c. 非隣接環境
なおやはゾウが／をインドで見たいそうだ。
4.3.2
結果
表 4.1 は、それぞれの条件における容認度の平均と標準偏差を示した。「が」目
的語に関しては、非隣接環境の場合に明らかに容認度が低下していることが分か
る。なお、「らしい」と「そうだ」には統計的に有意な差は見られなかった。
「が」目的語
「を」目的語
付加詞を含まない隣接環境
4.06 (1.27)
4.66 (0.69)
付加詞を含む隣接環境
4.5 (0.77)
4.78 (0.58)
非隣接環境
2.47 (1.25)
4.31 (0.93)
表 4.1: 条件ごとの容認度の平均と標準偏差
「が」目的語と「を」目的語の隣接性に関する振る舞いを比較するため、以下
の分析では「付加詞を含まない隣接環境」のデータは排除した。また、参加者そ
90
第 4 章 韻律からみる格助詞「が／を」の使用に対する情報構造の影響
れぞれの評価を Z スコア化し数値の標準化を行うことで、参加者ごとの考えられ
る評価のバイアスを修正した。図 4.1 に、それぞれの条件での Z スコアの平均を提
示した。
図 4.1: 隣接条件ごとの Z スコア化容認度
予測通り、
「を」目的語の場合と比べると、非隣接環境での「が」目的語の容認
度は隣接環境よりもかなり低くなることが分かる。Shibatani（1975）は「を」目
的語が非隣接環境の場合に容認度が下がることに言及はしていなかったが、図 4.1
のように非隣接環境で「を」目的語の容認度が低くなることは、付加詞＞「を」目
的語というデフォルトの語順が、かき混ぜ操作によって「を」目的語＞付加詞と
なったため、言語処理に多少負荷がかかったためと考えられる（cf. Mazuka et al.
2002, Miyamoto & Takahashi 2002）。
図 4.1 の視覚的印象を検証するため、線形混合効果モデルを用いて「が」と「を」
に対する隣接性の影響の差異を分析した。線形混合効果モデルには、参加者と項目を
ランダム要因として、隣接条件（ADJACENCY）と格助詞「が」と「を」
（NOMACC）
を固定要因として含めた。分析は全て統計プログラム R 上で、lme4 と languageR
を用いて行った。分析の際、ランダム係数をそれぞれの固定要因に対して考慮し、
4.4. 文完成課題 91
R における anova を用いて尤度比検定のもとモデル間の比較を行った。分析の結
果、最良のモデルはランダム係数を含まなかった。表 4.2 にそのモデルにおける固
定要因の要約を示した。表 4.2 の p 値は、R におけるに languageR パッケージに組
み込まれた MCMC 方法によって推定された（Baayen 2008, Baayen et al. 2008）。
(Intercept)
NOMACC
ADJACENCY
NOMACC × ADJACENCY
Estimated
Standard Error
t-value
p-value (by the MCMC method)
0.49822
-0.23462
–0.44580
-1.39385
0.06090
0.06499
0.07959
0.11256
8.180
-3.610
-5.601
-12.383
<.0001
<.001
<.0001
<.0001
表 4.2: 線形混合効果モデルの固定要因の要約
表 4.2 では、主効果の NOMACC と ADJACENCY とともに、NOMACC と ADJACENCY の交互作用が統計的に有意であることが分かった（p<.0001）。これは、
「が」と「を」に対する隣接性の影響が異なることを示している。つまり、図 4.1
で見られたように、
「を」と比べて「が」の容認度は隣接条件で大きく異なるので
ある。
本節では、容認度判断課題の実験結果を提示し、非隣接環境において「が」目
的語の容認度が低くなることを経験的に実証した。
4.4
4.4.1
文完成課題
手順
次に、
「が」名詞句の主語解釈と目的語解釈の比率の基準値を推定するため、文
完成課題を行った。日本語母語話者 20 名が実験に参加し、与えられた文の断片か
ら一文を完成させるというタスクを行った。文の断片は、主語とも目的語とも解
釈が可能な「が」名詞句を含む。隣接条件は、非隣接環境の「が」名詞句と付加
詞の順序を入れ替えることで隣接環境を作成した。また、主語解釈に有生性が影
響することを考慮し、偏りのないデータを抽出するために、
「が」名詞句の有生性
は有生と無生の２種類に分類してコントロールされた。隣接生と有生性でコント
92
第 4 章 韻律からみる格助詞「が／を」の使用に対する情報構造の影響
ロールされた刺激は、合計４つの条件となった。また、それぞれの条件に対して
２つの対応する語彙セットを作成し、それらセットはラテン方格の方法で２つの
リストに配分され、実験参加者が質問用紙上で同じ語彙項目を一度しか見ること
がないように配慮した。それぞれのリストには 16 文のフィラーが含まれ、１つの
リストに合計 32 項目が含まれた。個々のリストで項目の順は、疑似ランダム化を
行い、関連する条件の項目が連続しないように操作した（他の項目については付
録を参照のこと）。以下に刺激として用いられた文の断片と、２種類の解釈で文を
完成させた場合の例を挙げた。
(57)
a. 実験で提示された２つの解釈が可能な文の断片
祖母は [築地で寿司が
b. 主語解釈で文を完成させる例
祖母は [築地で寿司が売られている] ことを知っている。
c. 目的語解釈で文を完成させる例
祖母は築地で寿司が食べたい。
4.4.2
結果
表 4.3 の結果は、予測通り、「が」名詞句の主語解釈が優勢であることを示して
いる。また、表 4.4 は「が」名詞句が有生の場合の方が無生の場合よりも主語解釈
の割合が高くなることを示している。表 4.5 では、隣接性は「が」名詞句の解釈に
影響を与えていないことが分かる。
「が」名詞句
主語解釈
88.5% (280/320)
目的語解釈
12.5% (40/320)
表 4.3: 「が」名詞句の解釈の割合
カイ２乗検定に加えて、有生性（ANIMACY）と隣接性（ADJACENCY）を固定要
因として、参加者と項目をランダム要因として組み込んだロジットによる混合効果
4.4. 文完成課題 主語解釈
目的語解釈
有生
93.7% (150/160)
6.3% (10/160)
93
無生
81.2% (130/160)
18.8% (30/160)
X2 = 11.43, d.f.= 1, p < .001
表 4.4: 「が」名詞句の解釈と有生性の関係
主語解釈
目的語解釈
隣接環境
88.5% (140/160)
12.5% (20/160)
非隣接環境
88.5% (140/160)
12.5% (20/160)
表 4.5: 「が」名詞句の解釈と隣接性の関係
モデルを用いて分析を行った。分析は統計プログラム R 上で lme4 と languageR を
用いて行った。分析の際、ランダム係数をそれぞれの固定要因に対して考慮し、R に
おける anova を用いて尤度比検定のもとモデル間の比較を行った。分析の結果、最
良のモデルはランダム係数を含まなかった。表 4.6 に示したモデルにおける固定要
因の要約では、主効果の ANIMACY の影響が確認されたが (p<0.05)、ADJACENCY
は「が／を」交替に統計的に有意な影響を与えていなかった。
Estimated Standard Error
(Intercept)
2.67509
0.39718
ANIMACY
-1.61523
0.71593
ADJACENCY
0.09016
0.43705
ANIMACY × ADJACENCY
-0.22207
0.88282
z-value p-value
6.735 1.64e-11
-2.256
0.0241
0.206
0.8366
-0.252
0.8014
表 4.6: ロジットの混合効果モデルの固定要因の要約
まとめると、有生性の影響を考慮して行われた実験結果から、
「が」名詞句の主
語解釈は優勢であることが経験的データとして提示された。隣接性の影響に関し
ては、「が」名詞句の可能な解釈を絞るという点に関しては影響を示さなかった。
このことは、名詞句と述部の間の介在要素の存在に関係なく、述部に達するまで
「が」名詞句を主語として解釈することが優勢であることを示唆している。
94
第 4 章 韻律からみる格助詞「が／を」の使用に対する情報構造の影響
4.5
「が／を」交替に対する情報構造と韻律の影響
本研究の目的は、
「が／を」交替の「が」と「を」の使用に対する韻律の影響に
ついて分析を行うことである。本研究で行った容認度判断課題で提示された経験的
データによって確認したように、
「を」目的語と異なり、
「が」目的語の容認度は非
隣接環境において低くなる。今回行った音声知覚実験では、情報構造（cf. Vallduvı́
1992, Lambrecht 1994, Erteschik-Shir 2007）を反映した正しい韻律的特徴を与え
ることで、非隣接環境における「が」目的語の容認度の低さが改善されることを
示す。その実験結果は、
「が」目的語が焦点される場合には非隣接環境であっても
容認度が高いことを示唆している。一方、
「を」目的語の場合は、非隣接環境では
目的語ではなく介在要素の方に焦点がある場合に容認度が高くなることが分かっ
た。このことは、動詞の直前の位置にデフォルトで焦点が与えられることを反映
している（Kim 1988; Ishinara 2001）。
4.5.1
仮説
よく知られているように、助詞「が」は広い意味で焦点を誘発するとされてい
る（e.g., Kuno 1973; Heycock 1994, 2008; Vermeulen 2005）。また、韻律的特徴と
しての卓立によって、動詞の直前の位置は、デフォルトで焦点が与えられると考
えられている（Kim 1988; Ishihara 2001）。このことから自然と、「が」目的語の
理想の位置は動詞の直前であるという仮説が立てられる。動詞の直前の位置にデ
フォルトで焦点が置かれるため、
「が」目的語がその位置にあれば特に焦点を置く
ための努力が必要とされないのである。
ここで重要なのは、本研究は決して、非隣接環境の「が」目的語の容認度の低
さが、Shibatani（1975）が主張する言語処理における再分析である可能性を否定
して、焦点を与えなければならない「が」目的語が誤った位置に置かれたことだ
けが原因であると主張しているわけではないことである。そうではなく、非隣接
環境の「が」目的語の容認度の低さが韻律的特徴を伴った理想的な情報構造を与
えることで改善されるという仮説を検証するのが本研究の目的である。また、読
4.5. 「が／を」交替に対する情報構造と韻律の影響 95
文に基づく容認度判断においても、韻律が非明示的韻律（implicit prosody）とい
う形で影響を与えることを鑑みて（Fodor 2002）、黙読の際に「が」目的語に焦点
を与えるような適切な非明示的韻律が与えられていないことが容認度の低さの原
因とも考えられる。もしこれが正しければ、韻律によって実現される適切な情報
構造を与えることで、「が」目的語の容認度の低さは改善されるはずである。
音声知覚実験
4.5.2
刺激
隣接性に関する「が／を」目的語の容認度と韻律との関係を調査するため、音
声知覚実験を行った。以下に実験で用いられた刺激文の構造と例を示す。
(58) 語順: 主語 > 目的語 > 付加詞（介在要素） > 述部
(59) 「を」目的語の例
a. あんなはラムをディナーで飲みたいそうだよ。
b. なおやはゾウをインドで見たいそうだよ。
(60) 「が」目的語の例
a. あんなはラムがディナーで飲みたいそうだよ。
b. なおやはゾウがインドで見たいそうだよ。
日本語の焦点は、焦点が与えられた語の F0 の領域が拡張し（e.g., Pierrehumbert
& Beckman 1988, Kubozono 1993, Sugahara 2003）、続く語の F0 が圧縮される
ため（e.g., Xu 1999, Xu & Xu 2005, Xu et al. 2010）、分析対象の刺激文の語彙
は、個々の語の F0 のピークを観察しやすいように全てアクセントのある語が用い
られた。
刺激を作成するため、東京出身の話者（女性、26 歳）に、防音室において対象
となる刺激文を５回声に出して読んでもらい、録音を行った。発話セッションにお
いて刺激文は、当該の文の情報構造を多様にするため、様々な文脈の中で録音され
96
第 4 章 韻律からみる格助詞「が／を」の使用に対する情報構造の影響
た。その話者は、発話セッションにおいて対話者と会話形式でコントロールされた
文脈として、広域焦点（broad focus）
（61）、全て既知情報（all-given）
（62）、それ
から目的語もしくは介在要素に焦点を置く特定化焦点（narrow/contrastive focus）
（63,64）という様々な情報構造を持たせた刺激文を発話した。以下に挙げた例で、
発話者 B によって発話されたものが音声知覚実験の刺激文として使用された。
(61) 広域焦点（Broad Focus）
A: どうしたの？
B: あんなはラムをディナーで飲みたいそうだよ。
(62) 全て既知情報（All-Given）
A: あんなはラムをディナーで飲みたいそうだって聞いたけど、本当なの？
B: あんなはラムをディナーで飲みたいそうだよ。
(63) 目的語の特定化焦点（Narrow/contrastive Focus）
A: あんなはワインをディナーで飲みたいってさ。
B: ううん、あんなはラムをディナーで飲みたいそうだよ。
(64) 介在要素の特定化焦点（Narrow/contrastive Focus）
A: あんなはラムをランチで飲みたいってさ。
B: ううん、あんなはラムをディナーで飲みたいそうだよ。
音声知覚実験では、容認度判断の基準を設けるため、広域焦点（broad focus）
と全て既知情報（all-given）で読まれた文を実験のフィラーとして含めた。分析対
象となる刺激文としては、特定化焦点（contrastive/narrow focus）で読まれた文
を用い、
「が」目的語の容認度に焦点が影響するかどうか分析するため、録音され
た文の目的語と介在要素の F0 の頂点を操作した。その際、録音された「が」もし
くは「を」目的語の文の中で、目的語と介在要素の F0 の頂点がおよそ 100Hz の
差がある文を選択し、操作を行った。F0 の操作には音声分析ソフトである Praat
（Boersma 2001）を用い、一度の操作で目的語と介在要素の F0 の差が 20Hz ずつ
4.5. 「が／を」交替に対する情報構造と韻律の影響 97
変化するように 10Hz ずつ目的語と介在要素をそれぞれ高く、もしくは低く操作し
た。つまり、目的語の F0 を 10Hz 高くした場合、同じステップで介在要素の F0 を
10Hz 低くし、１つのステップで 20Hz の変化を与える操作を行った。図 4.2 と 4.3
に示したように、目的語と介在要素の F0 の頂点が最大でおよそ 180Hz の差となる
ように、この操作を 10 回繰り返し行った。この過程では、刺激文が人工的な音に
ならないように注意を払って操作を行った。
図 4.2: 目的語に焦点がある刺激文の F0 操作
図 4.3: 介在要素に焦点がある刺激文の F0 操作
この操作で、
「が」と「を」それぞれに 10 の刺激文を作成した。実験の際に、参
加者が「が」と「を」に関して混同しないために、
「が」目的語と「を」目的語の
刺激文を２つのセッションに分けた。それぞれのセッションには、容認度判断の
98
第 4 章 韻律からみる格助詞「が／を」の使用に対する情報構造の影響
基準を設けるための広域焦点（broad focus）と全て既知情報（all-given）の文を含
めた 21 文のフィラーを用いた。
ここで、目的語の F0 が介在要素と比較して極めて高い場合、つまり、アクセン
ト語ごとに F0 の値が低くなるという downstep（cf. Pierrehumbert & Beckman
1988; Kubozono 1989）を考慮したとしても目的語の F0 が非常に高い場合は、目
的語に焦点があり、続く介在要素の F0 は post-focus compression によって抑制さ
れたと解釈することができる。反対に、介在要素の F0 が目的語より高い場合には、
介在要素に焦点があり、目的語は既知情報として解釈される。もし前節の仮説が
正しければ、目的語の F0 が介在要素よりも極めて高い場合に、焦点を受けたと解
釈された「が」目的語の容認度は高くなると考えられる。
参加者と手順
５段階評価（１: 不自然、５: ごく自然）による容認度判断課題を 29 名の東京
出身話者に対して行った。その際、実験参加者には報酬が支払われた。実験の際、
２つあるセッションの間には短い休憩を入れた。実験は Praat を用いて行われ、参
加者はそれぞれの文を聞いた後で、コンピュータスクリーン上の１から５の数字
をクリックして文の容認度を選択した。参加者の中で、７名が全く F0 を操作して
いない刺激文に対して１もしくは２の評価を与えたため、分析データから除外し、
その結果、計 22 名（平均年齢 30.7, 女性 13 名, 男性 ９名）のデータを用いて分析
を行った。
4.5.3
分析と結果
表 4.7 の個々の条件での容認度の平均値と標準偏差から、
「を」目的語の方が「が」
目的語よりも概して容認度が高かったことが分かる。事実、全ての F0 の条件下で
「が」目的語の方が「を」目的語よりも容認度が高くなることは一度もなかった。
容認度の分析には、それぞれの話者の容認度を「が」目的語と「を」目的語ご
とに Z スコア化して、参加者ごとの考えられる評価のバイアスを修正した。図 4.4
4.5. 「が／を」交替に対する情報構造と韻律の影響 容認度
「を」目的語
4.23 (0.22)
99
「が」目的語
3.41 (0.20)
表 4.7: 「を／が」目的語の容認度の平均と標準偏差
は、異なる F0 パターンごとの「を／が」目的語の Z スコア化された容認度の平均
を表示した。
図 4.4: F0 の変化と「が／を」目的語の Z スコア化容認度
繰り返すがここで留意したいのは、
「を」目的語の容認度は「が」目的語よりも
常に高かったということである。つまり、図 4.4 のデータは Z スコア化されている
ため、「を」目的語と「が」目的語の数値を直接比較することはできない。図 4.4
の横軸は目的語の F0 頂点から介在要素の F0 頂点の値を引いて算出した値である。
つまり、横軸の値が高いほど、目的語の F0 頂点が介在要素よりも高いことを表し
ている。グラフ中の個々の点は、分析対象の文の Z スコア化された容認度の平均
100
第 4 章 韻律からみる格助詞「が／を」の使用に対する情報構造の影響
を表している。図 4.4 から、「が」目的語の場合は、横軸の値が高くなるほど、つ
まり、「が」目的語の F0 頂点が介在要素より高くなればなるほど、容認度が高く
なることが分かる。一方、「を」目的語の場合は対照的に、介在要素の F0 頂点が
目的語より高くなればなるほど容認度が上がることを示している。
また、図 4.4 には容認度と F0 パターンの相関を確認するため、
「が」と「を」のそ
れぞれに回帰直線を表示した。回帰直線はそれぞれ、
「を」目的語の場合の回帰式が
y=-0.25-0.0037x で、R2 の値が 0.519 となり、
「が」目的語の場合が y=-0.3+0.0025x
で、R2 が 0.701 となっており、それぞれかなり高い相関を示していることが分か
る。また、グラフ上で２つの回帰直線が交差する点からも、「を」目的語と「が」
目的語の韻律の振る舞いにおける対照的なパターンが実証された。
本研究では、F0 を操作した刺激文を用いて音声知覚実験を行い、まず、
「が」目
的語の容認度がどの F0 の条件下でも「を」目的語より低くなることを確認した。
さらに、本研究の実験結果は、非隣接環境における「が」目的語の容認度の低さ
が、韻律的特徴を用いて正しい情報構造を文に付与することで改善されるという
仮説を実証した。
4.5.4
議論
音声知覚実験の結果は、4.3 節の容認度判断課題と同様に、
「を」目的語は、介在
要素を含む文の F0 パターンに関係なく、常に「が」目的語よりも容認度が高いこ
とが示された。また、「が」目的語の F0 が介在要素よりも極めて高いとき、「が」
目的語の容認度が改善された。この場合、「が」目的語の高い F0 は、焦点として
解釈されるため、
「が」目的語は文中の焦点の場所に関して敏感であることを示唆
している。要するに、
「が」目的語は非隣接環境では韻律的卓立によって明示的に
焦点が置かれることを好むようである。
一方、
「を」目的語の F0 が介在要素より高い場合、
「を」目的語の容認度が下がっ
た。つまり、介在要素の F0 が高いときに「を」目的語の容認度が高くなるのであ
る。このパターンは、日本語では動詞の直前に焦点が与えられることがデフォル
4.6. 結論 101
トであることを支持する結果である。その焦点のデフォルトのパターンから、動
詞の直前にある介在要素に焦点が与えられることが好まれていると考えられる。
この実験結果のまとめとして、以下の質疑応答のペアを例示して、焦点と情報
構造の観点から「を」
「が」目的語のより好まれるパターンを表した。例文中の下
付きの F は、焦点を受けている要素を示している。
(65) 「を」目的語: デフォルトの焦点としての特定化焦点（Narrow Focus）
A: あんなはラムをランチで飲みたいってさ。
B: ううん、あんなはラムを [ディナーで]F 飲みたいそうだよ。
(66) 「が」目的語: 目的語の特定化焦点（Narrow Focus）
A: あんなは何がディナーで飲みたいって？
B: あんなは [ラムが]F ディナーで飲みたいそうだよ。
(65) は、目的語が「を」によって標示された場合の特定化焦点の例であり、(66)
は、
「が」目的語に特定化焦点がある場合である。本研究の結果は、上記の例のよ
うに、
「が」目的語を含む文では目的語が特定化焦点として解釈されやすく、反対
に、
「を」目的語の場合はデフォルトの焦点の配置の影響を受けて、介在要素に焦
点が置かれることが好まれるようである。
結果を要約すると、本研究は、韻律によって実現化される適切な情報構造を割
り当てることによって、非隣接環境の「が」目的語の低い容認度が改善されるこ
とが検証された。「が」目的語は概して焦点を与えられることを好み、その場合、
介在要素は既知情報として扱われることになる。反対に、非隣接環境の「を」目
的語の場合は、デフォルトで焦点が与えられる動詞の直前の位置にある介在要素
に焦点が置かれる場合を好むことが示された。
4.6
結論
本章では、音声学に基づく実験的研究の観点から、助詞「が」と「を」の交替と
文の情報構造を反映した韻律的特徴との関係について分析を行った。容認度判断
102
第 4 章 韻律からみる格助詞「が／を」の使用に対する情報構造の影響
課題の結果から、
「を」目的語と比較して、
「が」目的語の容認度は、目的語と述部
の間に介在要素が存在する場合にかなり低下することを経験的に実証した。また、
文完成課題では、言語理解において「が」名詞句の主語解釈は、目的語解釈より
も圧倒的に優勢であることが証明された。これらの結果をもとに、音声知覚実験
を行い、介在要素が存在する場合の「が」目的語の容認度の低さは、情報構造を
反映した正しい韻律的特徴を与えることで改善されるという本研究の仮説を証明
した。実験結果は、「が」目的語は焦点を受けることを好むことから、助詞「が」
が焦点と密接な関係がある、もしくは目的語に焦点を引き寄せることを示唆して
いる。さらには、非隣接環境の「を」目的語の場合には焦点が目的語ではなく動
詞の直前に位置する介在要素に置かれた場合に容認度が高くなったことから、動
詞の直前の位置がデフォルトで焦点を受ける位置であるという経験的証拠を提示
した。
今後の課題として、本研究で行った容認度判断課題については、ラテン方格の
方法で語彙項目を操作し、実験デザインをさらに吟味して、本研究での実験結果
を検証することが必要である。また、音声知覚実験の結果から判明した「が」目
的語と焦点の関係に関しては、
「が」名詞句全般に対して文の情報構造の構築に関
して焦点が重要な役割を果たしているかどうか検討するために、例えば例外的格
付与（Exceptional Case Marking）（Kuno 1976; Ura 1994; Tanaka 2002; Hiraiwa
2005; Takeuchi 2010) における「が」と「を」の交替・選択においても焦点を含む
文の情報構造が影響しているかどうか、本研究同様の方法で検証する必要がある
と思われる。
(67) 例外的格付与（Exceptional Case Marking）
a. 太郎はゆきが馬鹿だと思っている。
b. 太郎はゆきを馬鹿だと思っている。
（Takeuchi 2010）
最後に、本研究の統語論への理論的貢献としては、本研究では Shibatani（1975）
に従って「が」目的語を項として選択できる願望形述部を用いて実験を行ったが、
4.6. 結論 103
可能形述部を代わりに用いて同様の実験を行い、4.2 節で紹介した統語論における
「が」目的語と「を」目的語の作用域における論争に対して経験的データを提供す
ることが今後の重要な課題である。
105
第5章
結論
本論文は、日本語格助詞の使用を言語変異現象の事例として、言語使用の際に人は
どのようにして、ある言語変異形ではなくもう一方の変異形を選択するのか、とい
う研究課題に取り組んだ。本論文では、社会言語学的手法によるコーパスを用い
た研究と心理言語学、音声学的観点からの実験言語学による研究というアプロー
チを採用した。言語変異の使用を分析する際、生得的という意味での「文法」に
おいて、どのように言語変異が生成されるか把握することは重要である。という
のも、言語変異形それぞれの使用に対して統語的、意味論的に使い分けが存在す
る可能性があるからである。
例えば、本論文の第２章でコーパスを用いて「が／の」交替の言語変化仮説の
検証を行い、従属節主語標示としての「が」と「の」の使用には言語変化が存在し
たことが判明した。その変化は、助詞「が」と「の」の使用の分化、相補分布へ向
かった歴史的変遷の一部を担っているが、疑似「が／の」交替の存在のため、その
変化は終焉を迎えることのない形で安定すると論じた。その際、言語機能の「エコ
ノミー」の観点から（Haiman 1983）、観察された変化は言語機能の負担の分担が
変化の動機となっていると考えるのは妥当だと述べた。しかし、
「が」と「の」の
使用の変化にどういった統語的変化が伴っているかに関しては明らかになっていな
い。
「が」と「の」の使用分布において変化が起きているのは分かるが、Whitman
（2006）で議論されているように、その変化は何らかの統語的変化に付随して発生
した可能性が考えられる。そのため、Whitman（2006）のように通時的統語論の
観点から言語変異を分析することは、特に社会言語学や変異理論との関わりを持
つ通時的統語論（cf. Kroch 1989, 1994）において大きな研究課題となっている言
語変化の動機とその原動力を解明する重要な手掛かりを提供してくれるかもしれ
106
第 5 章 結論
ないという点で、今後の研究にとって必須である。さらに、第２章で紹介したよ
うに、「が／の」交替と同様の変化があったとされる中世／現代韓国語に関して、
統語論の観点から言語対照的に分析することで、普遍的要素を持つ「文法」と言
語変化との関係についての理解を深めることができると考えられる。
また、第２章のコーパスに基づく「が／の」交替の分析では、
「の」の使用に対
して従属節主語と述部の隣接性が影響を与えていることが明らかになった。従属
節主語標示「の」の容認度が非隣接性環境において低下するという現象は 1970 年
代から指摘があったが（cf. Harada 1971）、その原因についてはほとんど追究され
てこなかった。そのため、3.1 節では、なぜ「が」ではなく「の」の容認度だけが
低下するのかという問題について検討するため、２種類の「が／の」交替の統語
論的研究を紹介した。一つの統語論的アプローチ（Miyagawa 2011）では、「が／
の」交替の「が」と「の」は全く異なる統語構造から生成されているという考え
に依拠しているのに対し、もう一方のアプローチ（Hiraiwa 2005）では、統語レベ
ルでは「が」と「の」は自由変異として捉えられている。3.1 節で行った心理言語
学的実験では、どちらかの統語論的アプローチを支持するという結果は出ず、む
しろ、隣接性の影響は、言語理解における知覚者の期待に対する裏切り（cf. Levy
2005, 2008）など、統語論とは別の要因によって引き起こされているという証拠を
提示していると思われる。しかし、特に自己ペース読文課題で観察された特定領
域での読み時間の遅延に関しては、Miyagawa（2011）の理論的説明にあった非経
済的な統語移動など、統語理論的側面が原因でないという本論文における実験結
果を検証することが必要である。
第２章では「が／の」交替の変化に関する定量的分析と同時に、
「が／の」交替
の「が」と「の」の使用に影響を与える言語外的／内的要因の影響を統計的分析
によって明らかにした。3.2 節では、予備的実験研究として、「の」名詞句の２種
類の解釈の選択を事例として、言語外的要因が言語理解に対して間接的に影響を
与えるかどうか考察した。その結果、
「の」名詞句の解釈の選択には、
「が／の」交
替に対する言語外的要因の影響を反映した結果が観察された。言語外的要因が間
接的に言語処理・理解に影響を与える可能性については、今後、実験のデザイン
107
を精緻化し本研究の実験結果の検証を行い、また、スタイル差の影響など、コー
パスに基づく分析では扱えなかった言語変異の側面についての更なる研究が必要
である。
第４章では、目的語標示としての「が／を」交替の「が」と「を」の使用と、文
の情報構造を反映した韻律との関係について、音声知覚実験を用いて分析した。そ
の実験結果に基づき、本論文では、目的語とその述部との間に介在要素が存在す
る非隣接環境下で、
「が」目的語の容認度の低さが、文の情報構造と合致した韻律
的特徴を与えることで、改善されることを実証した。その際、助詞「が」と焦点と
の関係から、
「が」目的語は焦点化されることを好むことが示された。また、
「を」
目的語の場合は、非隣接環境において動詞の直前にある介在要素に焦点が置かれ
ることが好まれることが判明し、日本語ではデフォルトで動詞の直前に焦点を置く
という主張を支持する結果となった（Kim 1988; Ishihara 2001）。本論文での実験
は、願望形述部の際に現れる「が／を」目的語を対象として行ったが、今後の研究
として、可能形述部における「が／を」交替についても同様の実験を行うことは、
4.2 節で紹介した統語論における「が／を」目的語の作用域の問題（cf. Nomura
2003, 2005）を解決するための経験的データを提供するという形で、その理論的発
展に貢献できると考えられる。
本論文の別の重要な側面として、先行研究、特に統語論において研究者個人に
よる（文法性判断と対比した、つまり個人間で判断にゆれが見られる）容認度判
断でのみ議論されてきた言語現象に対して、経験的データを提供したことである。
3.1 節では、
「が／の」交替の「の」が非隣接環境において容認度の低下が見られる
ことを、容認度判断課題を用いて実証し、また、自己ペース読文課題においても関
連する領域の読み時間に遅延が見られたことから言語処理の際に負荷がかかって
いることを明らかにした。第４章では、
「が」目的語と述部が非隣接である場合に
容認度が低下するという先行研究の指摘（Shibatani 1975）を経験的に実証した。
本論文で扱った言語現象に対するこのような経験的データの提供は、今後これら
の言語現象を統語論や他分野で理論的観点から分析する際の基盤となることを期
待したい。
109
謝辞
本研究の遂行ならびに論文の作成には、当然ながら周囲の人々の多大なる理解と
協力がありました。関西外国語大学に在籍していた当時の指導教官であった福島
一彦先生、それから共同研究という形で社会言語科学会での口頭発表の機会まで
与えてくださった香西壮一先生には、如何に言語学が面白いかという気持ちが伝
わるご指導を頂き、言語学を大学院で学ぶ決意をしたきっかけとなりました。神戸
松陰の大学院では、指導教官の松田謙次郎先生の熱意あるご指導で、社会言語学、
変異理論研究について非常に幅広い知識を得ることができ、さらには、社会言語
学を軸にした言語に対する理論的アプローチという、言語現象について分野にと
らわれずに研究を行う姿勢を学ばせていただきました。その懇切なるご指導に謹
んで感謝の意を表します。また、分野を超えた言語研究の基礎として、郡司隆男
先生、西垣内泰介先生、松井道理先生、Joseph Emonds 先生、Phillip Spaelti 先生
と、様々な分野にまたがった教育を研究の初期に受けることが出来たのは本当に幸
運なことだったと思います。また、松田先生のご助言もあって、大阪大学の金水敏
先生の授業を聴講させていただくことができ、言語の歴史的側面について勉強さ
せていただいたことも、言語学の視野を広げる非常に意義のある機会であったと
思います。神戸松陰時代には、松田先生を通して佐野真一郎氏と研究について情報
交換ができ、また、現在に至るまで様々な面でアドバイスを頂いたことに謝意を申
し上げます。留学先の University of Pennsylvania では、多分野において色々な先
生方からご指導を受けることができたことに感謝の意を表します。特に、大学院で
常に研究をともにしてきた同期生の Bob Lannon、Brittany McLaughlin、Caitlin
Light、Yanyan Sui、論文の英語を忍耐強く確認してくれた Marielle Lerner、それ
110
謝辞
から Phonetics-Lab 仲間である Aviad Eilam、Catherine Lai、Jinjin Tan、Yong-
cheol Lee には常に励まされ、大学院留学を非常に実りあるものにしてくれたと思
います。また、Philadelphia 滞在時代には、富岡諭先生には毎週のようにミーティ
ングをしていただき、言語現象を様々な側面から考察する研究姿勢に、お話しさせ
ていただく度に感銘を受けたのを覚えています。そして、現在の主な職場である
国立国語研究所では、それぞれの分野の最先端の研究をなされている先生方、特
に真田信治先生、相澤正夫先生、朝日祥之先生、木部暢子先生、John Whitman 先
生には多くの有益な助言と御示唆を賜りましたことに心より謝意を申し上げます。
米国 Philadelphia から帰国後、共同研究を快諾してくださった中谷健太郎先生と
Hyun-Kyung Hwang 氏に感謝致します。また、本論文の統計分析にあたって、田
中幹大先生に懇切丁寧なご指導を頂いたことに心より謝意を申し上げます。ここ
に名前を挙げることができなかった方々にも感謝の意を表します。最後に、大学
院で言語学を学ぶことを理解し、支えてくれた家族、そして、米国大学院時代か
らそばで私の研究を支えてくれた妻、Jillian に感謝します。
2013 年 10 月 南部 智史
111
付録: 実験で用いた刺激文
第３章の容認度判断課題で用いた８通りの質問紙のうち
の１リスト内の刺激文（フィラー除く）
1. オペレーターが昨晩電話口で説明した契約内容はかなり複雑だった。
2. 今日塾で子供たちが習った歴史は平安時代についてだった。
3. 昨夜山頂で登山家の堪能した夜景は実に絶景だった。
4. 昨年現地で天皇陛下が訪問した介護施設は設備が非常に充実している。
5. 大統領の先月首脳会議で討議した外交問題は長年の懸念事項である。
6. 部長の先月出張先で訪れた海岸はとても有名なところだ。
7. 国会議員の昨夜会見で言及した問題は簡単に解決できそうにない。
8. 派遣社員が昨日仕事先で行った業務はそれほど難しくない。
9. 今年学校で教師の黙認した暴力事件は度重なる取り調べで明らかになった。
10. 今朝現場で作業員の取り付けた装置はすでに稼働している。
11. 先日ホテル街で婚約者が目撃した浮気現場は人通りが少なかった。
12. 昨日職場で警備員が着用した防具服は軽い素材でできている。
13. 宿泊客が昨夜宴会場で絶賛した懐石料理は全国的に有名だ。
14. 主婦が今朝玄関先で受け取った回覧板は雨で濡れていた。
15. 最近洞窟で探検家の見つけた壁画は新聞にも掲載された。
16. 警部補の今朝路上で発見した凶器は果物ナイフだ。
112
実験で用いた刺激文
第３章の文完成課題１で用いた「の」名詞句を含む文の
断片（１リスト、フィラー除く）
1. お母さんは昨日子供の
2. 翌朝光源氏は昨晩桐壺帝の
3. 明朝民主党党首は昨夜石原都知事の
4. 今朝なおみさんは昨夜おばあさんの
5. 明晩中国国家主席は昨日天皇陛下の
6. 今日太郎君はこの間直美さんの
7. お父さんはおととい息子の
8. 昨日けんじ君は去年お父さんの
9. 太郎君は今夜友達の
10. 昨晩越後屋は先日水戸光圀公の
11. 子供たちは明日先生の
12. 雅子様は昨夜愛子様の
13. 現在エリザベス女王は昨年皇太子様の
14. 駅員さんは今朝学生の
15. 家康はその晩太閤秀吉公の
16. 紀子様は先日秋篠宮様の
17. 去年佐藤さんは今年お父さんの
18. この間直美さんは昔けんじ君の
19. 鳩山一郎首相はその昔吉田茂の
20. 平清盛は翌朝源義経公の
実験で用いた刺激文
113
第３章の文完成課題２で用いた「の」名詞句を含む文の
断片（１リスト、フィラー除く）
1. 今日次郎君はこの間加奈さんの
2. 昨日太郎君は今夜友達の
3. 今年総理大臣は去年ブータン国王の
4. 駅員さんは今朝学生の
5. 現在エリザベス女王は昨年皇太子様の
6. お母さんは昨日子供の
7. この間お父さんはおととい息子の
8. 明朝民主党党首は昨夜寛仁親王の
9. 昨年紀子様は先日秋篠宮様の
10. 昨日まさし君は去年お父さんの
11. ウィリアム王子は今年イギリス国王の
12. 鳩山一郎首相はその昔明治天皇の
13. 雅子様は昨夜愛子様の
14. 知子さんは昔けんじ君の
15. 中国国家主席は昨日天皇陛下の
16. 子供たちは明日先生の
第４章の容認度判断課題で用いた刺激文（１リスト）
1. あんなはラムがディナーで飲みたいそうだ。
2. なおやはゾウがインドで見たいそうだ。
3. あんなはラムを飲みたいそうだ。
4. あんなはディナーでラムを飲みたいらしい。
5. なおやはゾウをインドで見たいらしい。
6. なおやはゾウがインドで見たいらしい。
114
実験で用いた刺激文
7. あんなはディナーでラムを飲みたいそうだ。
8. なおやはゾウが見たいらしい。
9. なおやはインドでゾウを見たいそうだ。
10. あんなはラムがディナーで飲みたいらしい。
11. なおやはゾウを見たいそうだ。
12. あんなはディナーでラムが飲みたいらしい。
13. あんなはラムをディナーで飲みたいらしい。
14. なおやはインドでゾウが見たいらしい。
15. あんなはラムをディナーで飲みたいそうだ。
16. あんなはラムを飲みたいらしい。
17. なおやはインドでゾウを見たいらしい。
18. あんなはディナーでラムが飲みたいそうだ。
19. あんなはラムが飲みたいらしい。
20. なおやはインドでゾウが見たいそうだ。
21. なおやはゾウをインドで見たいそうだ。
22. なおやはゾウが見たいそうだ。
23. なおやはゾウを見たいらしい。
24. あんなはラムが飲みたいそうだ。
第４章の文完成課題で用いた「が」名詞句を含む文の断
片（１リスト、フィラー除く）
1. 幸子さんはパリで絵画が
2. 母はソファーが家具屋で
3. まみさんは文鳥が部屋で
4. 友だちはトナカイがアラスカで
5. 結子さんは時計がお店で
実験で用いた刺激文
6. 直子さんは北海道でヒグマが
7. まさやくんは本屋で漫画が
8. 釣り人は鮎が渓流で
9. 裕也くんは裏山でセミが
10. 直美さんはコーヒーがカフェで
11. 直也くんはゾウがインドで
12. 祖母は築地で寿司が
13. お父さんは電気屋でテレビが
14. 香織さんは競馬場で馬が
15. 祖父は庭で盆栽が
16. あんなさんはラムがディナーで
115
117
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附章 本論文の英語版
On the Use of Case Particles in Japanese: Corpus and Experimental
Studies
Satoshi Nambu
A Dissertation
Presented to the Faculties of Osaka University in Fulfillment of
the Requirements for the Degree of Doctor of Philosophy
Acknowledgments
This dissertation could not have been accomplished without the support of many people. I am indebted to Kaz Fukushima and Soichi Kozai, whose encouragement and instruction sparked my interest in linguistics when I was an undergraduate student at KansaiGaidai University. I am also indebted to the faculty of Kobe Shoin Graduate School,
especially for Ken Matsuda’s guidance and encouragement without which I would never
have been able to accomplish my graduate studies. I am also grateful for Satoshi Kinsui at
Osaka University, whose instruction enlightened my research on Japanese from a historical
linguistic point of view. This dissertation also would not have been possible without the
collegiality of my classmates at Kobe Shoin Graduate School and the University of Pennsylvania, particularly my UPenn cohorts Bob Lannon, Caitlin Light, Brittany McLaughlin,
Yanyan Sui, and Marielle Lerner. I would also like to thank the “Phonetics-lab people”
at Penn, Aviad Eilam, Catherine Lai, Yong-cheol Lee, and Jingjing Tan for their support.
While I was in Philadelphia, I had an opportunity to meet Satoshi Tomioka on a regular basis, and his feedback has been more helpful than I ever could have asked for. I would also
like to express my gratitude to my colleagues at the National Institute for Japanese Language and Linguistics. I am grateful to Shinji Sanada, Masao Aizawa, Yoshiyuki Asahi,
Nobuko Kibe, and John Whitman for their support and valuable feedback. Special thanks
go to Hyun-Kyung Hwang, Ken Nakatani, Shin’ichiro Sano, and Mikihiro Tanaka for their
help, fruitful comments and feedback. I am also thankful to Monica Ng for correcting the
English of this dissertation. All those mentioned above have contributed to the completion
ii
of this dissertation, but all errors and deficiencies are my own. Of course, this work would
not have been possible without the encouragement, support, and patience of my family,
my friends, and my wife Jillian.
iii
Contents
Acknowledgments . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
ii
1
Introduction
1
2
Corpus-based Study on Nominative/Genitive Alternation (NGA)
6
2.1
Introduction . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
7
2.2
Syntactic Aspects of NGA and Envelope of Variation . . . . . . . . . . .
10
2.3
Corpus-based Study on NGA . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
13
2.3.1
Two Speech Corpora . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
13
2.3.2
Data . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
13
2.4
Language Change and NGA . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
15
2.5
Language-External/-Internal Factors . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
18
2.5.1
Inter-speaker variation . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
18
2.5.2
Birth Year . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
18
2.5.3
Gender . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
19
2.5.4
Style . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
19
2.5.5
No Precedence Environment . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
20
2.5.6
Apposition Clauses . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
21
2.5.7
Head Noun . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
22
2.5.8
Subject NP type . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
23
iv
2.5.9
Stativity of Predicate . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
26
2.5.10 Adjacency . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
27
2.5.11 Transitivity Restriction . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
28
Analysis: Mixed-effects Logistic Regression . . . . . . . . . . . . . . . .
29
2.6.1
Procedure . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
29
2.6.2
Results . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
30
2.7
Current Status of NGA . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
34
2.8
Historical Path and Motive of the Change . . . . . . . . . . . . . . . . .
38
2.9
Conclusion . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
42
2.6
3
Processing and Comprehension Effects and the Use of the Nominative/Genitive
Case Particles
44
3.1
Processing Effects on NGA . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
45
3.1.1
Introduction . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
45
3.1.2
Syntactic Structures of NGA . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
49
3.1.3
Miyagawa (2011a)’s Syntactic Account on the Adjacency Effect .
54
3.1.4
Experiment 1: Acceptability Judgment Task . . . . . . . . . . . .
55
3.1.5
Experiment 2: Self-paced Reading Task . . . . . . . . . . . . . .
58
3.1.6
Locality of Processing Burden and Syntactic Structure of NGA .
66
3.1.7
Expectation-based Comprehension and NGA . . . . . . . . . . .
70
3.1.8
Conclusion . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
73
3.2
A Preliminary Experimental Study on a Choice of the Interpretations of No
74
3.2.1
Introduction . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
74
3.2.2
Background: Effects of Language-external Factors on NGA . . .
76
3.2.3
Experiment 1: Sentence Completion Task 1 . . . . . . . . . . . .
78
3.2.4
Experiment 2: Sentence Completion Task 2 . . . . . . . . . . . .
83
v
3.2.5
4
87
Effects of Information Structure and Prosody on the Use of Nominative/Accusative
Case Particles
88
4.1
Introduction . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
89
4.2
Syntactic Aspects of Nominative/Accusative Alternation (NAA) . . . . .
92
4.3
Preliminary Study: Acceptability Judgment Task . . . . . . . . . . . . .
95
4.3.1
Procedure . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
95
4.3.2
Results . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
96
Sentence Completion Task . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
98
4.4.1
Procedure . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
98
4.4.2
Results . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
99
4.4
4.5
4.6
5
Conclusion . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
Prosodic Effects on NAA . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 101
4.5.1
Hypothesis . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 101
4.5.2
Perception Experiment . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 102
4.5.3
Analysis and Results . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 107
4.5.4
Discussion . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 109
Conclusion . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 110
Conclusion
113
vi
Chapter 1
Introduction
This dissertation examines language variation, focusing on case alternations in Japanese,
addressing the issue as to how people choose one variant over the other in language use.
The goal of this dissertation is to shed light on the mechanisms of language use with respect
to which information people utilize in order to choose one linguistic form over another.
There are broadly two kinds of language variations: cross-linguistic/inter-speaker variation and intra-language/-speaker variation. Both of them have been examined to implement variability in grammar in the sense of its innate characteristics, and also delimit the
range of language universality. In the history of generative grammar, cross-linguistic variation has been approached with the idea of parametric variation since the Principles and
Parameters theory (e.g., Chomsky 1981; Snyder 2001; Bouchard 2003; Biberauer et al.
2009). As for intra-language/-speaker variation, in addition to the studies in the generative paradigm (e.g., Kroch 1989, 1994; Adger 2006), sociolinguistic studies have also
contributed to elucidate its nature through the discussion as to how we define syntactic
variation (e.g., Sankoff 1972; Lavandera 1978; Weiner and Labov 1983; Romaine 1984).
Not just syntactic variation but language variation in general is one of the principal topics
in sociolinguistics. Researchers in variation theory have investigated whether it is a case
1
of language change over time in terms of real time or apparent time by speaker’s age, since
we usually observe a change in progress when there are alternatives to express the “same
thing” (i.e., semantically equivalent) (cf. Chambers 2002). Furthermore, factors which
affect a choice of variants in language use such as processing burden have been pursued
in the rise of the research of variation as a form of structural alternation (e.g., Rosenbach
2002, 2005; Hawkins 2003; Bresnan and Ford 2010).
This dissertation will focus on the intra-language/-speaker variation, taking up case
alternations as case studies and examining the type of conditions that affect the choice of
the variants in use. This kind of study will make a contribution to the research on language
universality through the lens of the essential variability of languages. Also, identifying
factors that affect a choice of variants will foster a better understanding of grammar (or Ilanguage, competence) referring to grammaticality, which is distinguished from language
in use (or E-language, performance) referring to acceptability (cf. Chomsky 1986).
The methodologies of this dissertation analyzing language variation are based on three
perspectives: corpus-based research, psycholinguistic research, and phonetics-based experimental research. Each approach generally corresponds to each chapter of the thesis. A
corpus-based study, where a corpus refers to data obtained by field work and stored as texts,
is typically employed in order to investigate language variation in use from a perspective
of the variation theory that has been developed in sociolinguistics (cf. Labov 1972, 1994,
2001, 2010; Sankoff 1982; Johnson 2009). The research question that guides the variation
theory concerns elucidating a relationship between a social meaning of a variable linguistic
form in a certain speech community and ways people in the community use the particular
linguistic variant. This is done by pinning down language-internal and -external factors
that affect the use of the linguistic variant. In addition to these aspects, an important theme
recognized by researchers working within the variation theory is to ascertain whether there
is a change over time in the use of the language variants in question, and the mechanisms
2
of change, such as the motive of the change, and its driving force (cf. Weinreich et al.
1968; Labov 2002).
This dissertation reports on the results of an acceptability judgment task as an off-line
experiment (cf. Sprouse to appear, and references therein), and a self-paced reading task as
an online experiment (cf. Just et al. 1982), which have been well-developed in psycholinguistics, especially for investigating effects of language processing and comprehension on
the phenomena that have been discussed in syntax. The psycholinguistic approach can investigate aspects of variation that the corpus-based study does not cover, especially when
previous studies of a certain variation and its language-external/internal factors do not give
any account for those factors, since a statistical analysis using data from corpora does not
explain why the factors affect the linguistic phenomenon in question.
A phonetics-based experimental study was employed to accomplish two things: to examine the effects of information structure (cf. Vallduvı́ 1992; Lambrecht 1994; ErteschikShir 2007) that is realized in prosody on the use of language variants; and to verify the
language variation in question is constrained by those aspects such as focus and sentential
old/new information pattern in language use, even if syntactic analyses of the variation
consider it as free variation.
This dissertation will look at the Nominative/Genitive Alternation (NGA) and Nominative/Accusative Alternation (NAA) in Japanese as case studies. NGA is a case alternation
between the nominative case marker ga and the genitive case marker no on an embedded
subject, as shown in (1) (cf. Harada 1971). NAA is an alternation between the nominative
ga and the accusative o, which occurs when a predicate is stative such as potential and
desiderative (2, 3) (cf. Shibatani 1975).
(1)
Nominative/Genitive Alternation
a. Taro-wa [kyonen Ken-ga/no
kat-ta] hon-o
yon-da.
Taro-Top last.year Ken-Nom/Gen buy-Pst book-Acc read-Pst
3
‘Taro read a book that Ken bought last year.’
b. Naomi-wa [kyonen Ken-ga/no
ryuugaku-si-ta
riyuu-o
oboe
Naomi-Top last.year Ken-Nom/Gen study.abroad-do-Pst reason-Acc remember
-tei-ru.
-Prog-Pres
‘Naomi remembers the reason why Ken studied abroad last year.’
(2)
Nominative/Accusative Alternation with a potential predicate
a. Taro-wa zyoozuni eigo-ga/o
hanas-e-ru.
Taro-Top well
English-Nom/Acc speak-Pot-Pres
‘Taro can speak English well.’
b. Naomi-wa oisii koohii-ga/o
tukur-e-ru.
Naomi-Top tasty coffee-Nom/Acc make-Pot-Pres
‘Naomi can make good coffee.’
(3)
Nominative/Accusative Alternation with a desiderative predicate
a. Taro-wa omosiroi hanasi-ga/o
kik-ita-i-soo-da.
Taro-Top interesting story-Nom/Acc hear-Des-Pres-SOO-Cop
‘(I heard that) Taro wants to hear an interesting story.’
b. Naomi-wa utukusii syasin-ga/o
tor-ita-i-soo-da.
Naomi-Top beautiful picture-Nom/Acc take-Des-Pres-SOO-Cop
‘(I heard that) Naomi wants to take a beautiful picture.’
In Chapter 2, I will investigate the use of the case particles ga and no as NGA from
a sociolinguistic point of view using two corpora, employing the methodology that have
been developed in the theory of language variation, in oder to ascertain whether there is
an ongoing change and to elucidate the motive of language change and its driving force.
In Chapter 3, I will present the results of two experiments that use methodology from
psycholinguistics, and discuss the effects of adjacency on the acceptability of no as NGA
4
from a perspective of language processing and comprehension. In addition, I will provide results of exploratory studies that use sentence completion task in order to examine
whether language-external factors can affect language comprehension, examining the effects of the language-external factors of NGA on a choice of the two interpretations of
NP with no. In Chapter 4, I will discuss the relationship between the use of case particles
ga and o as NAA, and the prosodic properties that reflect the information structure of a
sentence, providing results of an acceptability judgment task, a sentence completion task,
and a perception experiment. I argue that information structure affects the choice of the
case particles and their acceptabilities.
5
Chapter 2
Corpus-based Study on
Nominative/Genitive Alternation (NGA)
Using a quantitative perspective, this chapter examines an alternation of two case particles,
ga and no in Japanese, called Nominative/Genitive Alternation (henceforth, NGA, a.k.a.
Ga/No Conversion, Harada 1971), and its current status with regard to language change.
In addition to ascertaining language-external and -internal factors that affect the use of the
two case particles from a statistical perspective, I claim that the data provide evidence of a
change in NGA (i.e., a change in the use of the nominative/genitive case particles), where
the nominative case particle ga takes over the genitive case particle no over time. This
study used ‘the Minutes of the Japanese Diet’ and ‘the Corpus of Spontaneous Japanese’,
which I consider as the best corpora at this point in order to ascertain whether there is a
change in the use of ga and no as NGA. I employed a mixed-effects logistic regression
model to analyze the data. While the results prove that there was a change, they also
suggest that the use of ga and no becomes stable in the recent period without completing
the change, i.e., without vanishing the genitive no in the relevant environments. I argue that
the use of the genitive no in the relevant environments remains due to the existence of the
6
pseudo-NGA in which the genitive no has a completely different syntactic structure (Sakai
1994; Kikuta 2002). Moreover, I argue that the existence of the change is compatible with
the historical path of the distributions of ga and no, pointing out the motive and driving
force of the change. Furthermore, I predict that the distributions of ga and no is heading
to a complementary distribution but it is not going to be complete because of the pseudoNGA, as in the case of Modern Korean (Jang 1995; Sohn 2004; Jin 2013).
2.1 Introduction
To elucidate the dynamic mechanism of language change, much research has been conducted on language variation (cf. Chambers 2002). While analyzing language change,
several issues have been raised in previous studies, such as actuation problem (Weinreich
et al. 1968; Labov 2010) and directionality of change in terms of linguistic function (e.g.,
Givón 1979). There are various approaches to tackle these issues, such as an investigation
of speech communities as to how people use linguistic variables in question (Labov 2001),
a study of how people use linguistic variables with social meaning through social practice
(Eckert 2000), and a dissection of a linguistic function of variation in terms of economy
(Haiman 1983). Considering the two case particles in question as an example of language
variation, I investigate whether or not there is a change in NGA based on the data from
two speech corpora, and also discuss the motive and driving force of the change.
NGA represents a case alternation between the nominative case marker ga and the genitive no, where either of the markers occurs in certain embedded clauses such as adnominal
clauses (4), but the genitive no cannot occur in main clauses (5).
(4)
a. Naomi-wa [kinoo
Ken-ga/no
yonda] hon-o
Naomi-Top yesterday Ken-Nom/Gen read
book-Acc borrowed
‘Naomi borrowed a book that Ken read yesterday.’
7
karita.
b. Naomi-wa [yuki-ga/no
ooi] kuni-e
itta.
Naomi-Top snow-Nom/Gen many country-to went
‘Naomi went to a country where there is a lot of snow.’
(5)
Ken-ga/*no
hon-o
yonda.
Ken-Nom/Gen book-Acc read
‘Ken read the book.’
Based on his grammaticality judgment test with native speakers of Tokyo Japanese,
Harada (1971) claims that there is an ongoing change, whereby the speakers of Tokyo
Japanese increasingly prefer the nominative ga to the genitive no in relevant environments.
To test this language change hypothesis, Nambu (2007), Nambu and Matsuda (2007), and
Nambu (to appear a) conducted a real time investigation of the phenomenon using two
corpora: ‘the Minutes of the Japanese Diet’ (hereafter MJD) (cf. Matsuda 2004, 2008) and
‘the Corpus of Spontaneous Japanese’ (CSJ) (cf. Maekawa 2003). However, their findings
are inconclusive. Nambu (to appear a) found that there is a discrepancy between the results
from the MJD and CSJ data with respect to ongoing change; the CSJ data do not show any
change in NGA, in contrast to the MJD data, which show a change in progress.
This chapter addresses the issue, employing a mixed-effects logistic regression model.
The previous studies discuss language-external/-internal factors of NGA, such as birth
year and predicate type. I introduce two more language-external factors for the statistical
analysis, style and gender. In addition, I introduce inter-speaker variation as a random
factor in the mixed-effects logistic regression model.
Nambu (to appear a) investigated the effects of speech style, but the definition of style
was vague in that stylistic effects were investigated in terms of different speech types in
in the CSJ corpus such as academic presentation speech and simulated public speaking,
where it is difficult to distinguish a stylistic difference between the speech types. A more
precise approach would be to exploit formality information in the CSJ corpus, where levels
8
of formality were annotated for each speech in the corpus.
In addition, Nambu (to appear a) compared the two corpora, suggesting that the difference between the two corpora represents effects of formality on NGA. Therefore, the
analysis of NGA should consider gender effects. Since females prefer to use formal expressions more than males in Japanese (cf. Ide 1999), there might be gender effects that
reflect effects of formality on NGA.
Furthermore, following Johnson (2009), the current statistical analysis includes interspeaker variation as a random factor, employing a mixed-effects regression model. For instance, Johnson (2009) reanalyzed a study of loanword stress shift in Hønefoss Norwegian
by Hilton (2007), including individual speaker as a random factor in the mixed-effects regression model. He found that a factor that showed statistically significant effects in Hilton
(2007) turned out to be irrelevant to the variation in question. Thus, it is worth reinvestigating the data with a mixed-effects model that incorporates the random factor in order to
reconsider change in NGA.
In addition to the three factors mentioned above: formality, gender, and the interspeaker variation, I include factors in the analysis that have been argued in the literature.
Some factors that have categorical effects (i.e., whereby only one of the case particles can
appear) have been found in syntactic studies (cf. Maki and Uchibori 2008), such as a transitivity restriction (Watanabe 1996). In addition, there are also factors whose effects are
non-categorical, such as stativity of predicate (Horie and Kang 2000; Nambu to appear a).
Since the main purpose of this study is to investigate the existence of change in NGA, this
analysis includes those factors in order to investigate their impact on NGA and to avoid
deviating from the current argument about language change.
This chapter is organized in the following way. First, I begin by introducing syntactic
aspects of NGA, distinguishing it from other phenomena that look similar to NGA, and
define which phenomena are treated as NGA in this study. Second, I explain the data
9
sets obtained from the two corpora. Third, observations of the use of the case particles
over years in the data are presented to investigate the change in NGA. Fourth, factors
included in a mixed-effects logistic regression model are briefly explained and the results
of the analysis are provided. Fifth, I discuss the change in NGA in terms of the linguistic
functions of the two case particles, considering their historical path of distributions and
the motive and driving force of the change. Finally, I argue that the change is heading to
a complementary distribution of ga and no but it is not going to be complete due to the
pseudo-NGA (Sakai 1994; Kikuta 2002), as in the case of Modern Korean (Jang 1995;
Sohn 2004; Jin 2013).
2.2 Syntactic Aspects of NGA and Envelope of Variation
In this section, I clarify which uses of ga and no are the target of the current analysis,
referring to the literature on syntax. Linguistic environments of NGA were delineated to
obtain the data in this study, and the use of the nominative ga and the genitive no as NGA
were counted when they appeared in the relevant environments.
Syntactic aspects of NGA have been examined in almost every grammatical paradigm
proposed to date (Harada 1971; Shibatani 1975; Inoue 1976; Nakai 1980; Miyagawa 1993;
Ura 1993; Watanabe 1996; Nishioka 1998; Ochi 2001; Kikuta 2002; Hiraiwa 2005; Maki
and Uchibori 2008; Miyagawa 2011). As is well established, not every embedded clause
allows the genitive no as NGA, and therefore, the issue at stake in the literature is to identify conditions where the variation can appear (i.e., where the genitive no is acceptable).
Since the aim of this chapter is to clarify the existence of change, I do not go into details
regarding the syntactic mechanism in this discussion. Here, instead, I clarify the characteristics of this alternation, particularly distinguishing it from other similar phenomena.
Previous studies take adnominal clauses as the canonical environments of NGA, as
10
shown below.1
(6)
Ken-wa [kinoo
musuko-ga/no yonda] hon-o
Ken-Top yesterday son-Nom/Gen read
katazuketa.
book-Acc cleaned.up
‘Ken cleaned up the books that his son read yesterday.’
There are phenomena that I did not treat as examples of NGA, even though there is an
alternation between the case particles ga and no. One phenomenon is a multiple nominative construction as in (7) (e.g., Kuno 1973; Tateishi 1994).
(7)
Multiple Nominative Construction
Taro-ga/no
inu-ga
ookii.
Taro-Nom/Gen dog-Nom big
‘Taro’s dog is big.’
The case particles ga and no in (7) function as possessive marker in the construction.
However, an NP with the genitive no as NGA cannot be interpreted as a possessor. In addition to this observation, Tateishi (1994) proposes a syntactic structure of this construction
that is quite different from the one for NGA proposed by Hiraiwa (2005) and Miyagawa
(2011) (see Section 3.1.2). Given the above differences between this phenomenon and
NGA, I exclude multiple nominative constructions from the data in this study.
There is also an environment where ga and no can alter, as shown below (Iida 1987;
Hasegawa 1991; Kageyama 1993).
(8)
Taro-ga/no
siken-tyuu-ni, jiko-ga
okita.
Taro-Nom/Gen exam-during-to accident-Nom happend
1
Adnominal clause in this study includes both gapped clauses (i.e., relative clauses) and gapless clauses
that modify a head noun. An example of a gapless clause is given below.
(i) [sakana-ga/no yakeru] nioi
fish-Nom/Gen grill
smell
‘the smell of grilled fish’
11
‘During Taro’s exam, the accident happened.’
The previous analyses account for this phenomenon, treating that siken ‘exam’ in (8)
is a verbal noun that has its own argument structure and takes the subject Taro as its argument. I do not count this alternation in NGA, since (8) does not have an overt tense in
the phrase/clause for the case alternation, which implies that the syntactic structures of this
alternation are different from the ones of NGA.
As mentioned above, the typical environments for NGA are adnominal clauses, but recent studies argue that NGA might appear in other subordinate clauses (Hiraiwa 2005;
Yoshimura and Nishina 2008; Miyagawa 2011). Therefore, in addition to adnominal
clauses, the data I used include other environments that have been raised in the literature.
One environment is subordinate clauses headed by made ‘until’ and yori ‘than’ (Watanabe
1996; Kikuta 2002; Hiraiwa 2005). Another environment is apposition clauses headed by
a complementizer to-yuu or to-no (Inoue 1976; Ura 1993). The examples are as follows,
showing uses of the nominative ga as NGA.
(9)
Made or yori subordinate clauses
a. [Basu-ga kuru] made suwatte-iyoo-ka.
bus-Nom come until sit-be-Q
‘Let’s sit until the bus comes.’
b. [Kyaku-ga
kuru yori hayaku nimotu-ga
customers-Nom come than early
tuita.
luggage-Nom arrived
‘The luggage arrived before the customer came.’ (Kikuta 2002)
(10)
To-yuu/to-no apposition clauses
[karera-ga buzi-datta] to-yuu/to-no sirase
they-Nom safe-were COMP
news
‘the news that they were safe’ (Inoue 1976)
12
2.3 Corpus-based Study on NGA
2.3.1 Two Speech Corpora
This study uses the data extracted from the MJD and CSJ corpora. The MJD corpus store
records of Diet (Congress) members’ speeches from every meeting in the Diet close to verbatim, and the data are available (http://kokkai.ndl.go.jp/) (cf. Matsuda 2004, 2008). The
most prominent feature of the MJD is that the corpus contains speech data spanning almost
60 years starting from 1947 (with respect to speakers’ birth year, over 100 years), and as
such it provides with an ideal dataset to investigate the variation that is experiencing ongoing change, as seen in the analysis of the synchronic change of the morphological deletion
of the potential affix -ra using the MJD data (Sano 2009). The CSJ contains 661 hours
of spontaneous speech collected from 1999 to 2003, which corresponds to approximately
7.5 million words (cf. Maekawa 2003). Both of the corpora have information of speakers’
birth years and their hometowns, but the birth years in the CSJ are given in 5-year intervals.
The CSJ contains a variety of speech styles, consisting of spontaneous monologues (95%
of the corpus) and dialogues and readings (5% combined). In addition, levels of formality
of each speech were annotated in the corpus, which is the one I use to investigate stylistic
effects on NGA.
2.3.2 Data
The variants ga and no of NGA were extracted from speech by all Diet members in the
MJD, who are native speakers of Tokyo Japanese. I restricted the data only Tokyo Japanese
speakers in order to investigate Harada’s (1971) language change hypothesis that focuses
on Tokyo Japanese. There are 180 speakers of Tokyo Japanese in the MJD corpus (cf.
13
Nambu 2007)2 , and I sampled one speaker from each birth year to create a dataset with
chronologically equal proportions.3 This yields 76 speakers whose birth years range over
almost 100 years (1876 to 1970). Unfortunately, only one female was included in the data,
and thus, an analysis of gender is not available with the MJD data. The data in the corpus
were downloaded from the website as text files. For each speaker, I took 100 tokens of the
variable.
For the CSJ data, the uses of ga and no as NGA were extracted from speech by all
native speakers of Tokyo Japanese in the corpus, excluding one speaker whose speech was
tagged as reading style (79 speakers in total, 36 females, 43 males), obtaining all tokens of
the variable available from the speakers.4 Due to the small size of the raw speech data in
dialogues and readings in the CSJ corpus, only the case particle ga as the dominant variant
appeared in most of the speeches; therefore, I did not include them into my data. Thus, the
CSJ data contain only the data from spontaneous monologues. For both of the MJD and
CSJ datasets, I manually searched and extracted the variants ga and no in the speech data.
The distributions of ga and no in each corpus are presented in Table 2.1, which indicates
that the use of the genitive no as NGA in the MJD data is higher than the one in the CSJ
data. I will come back to this point later in this chapter.
2
The references I used are as follows: Kizokuin/Sangiin Giin Meikan (Shugiin/Sangiin 1990a), Shugiin
Giin Meikan (Shugiin/Sangiin 1990b), Gendai Seijika Jinmei Jiten (Nichigai Associates 1999), Seijika Jinmei Jiten (Nichigai Associates 2003), Kokkai Binran (Nihon Seikei Shinbunsha 1998, 1999, 2000, 2001,
2002, 2003, 2004). Diet members who experienced special language training (e.g. TV announcers) were
excluded from the sample.
3
Data in parentheses or brackets in the Minutes were excluded from this study, because they are citations
from someone else’s speech. Also sections where Diet members clearly read texts were excluded from the
sample.
4
The average token of the speakers in the CSJ data is 60.95, the maximum is 438, the minimum is 8, and
its standard deviation is 57.97.
14
MJD
CSJ
ga 77.5% (6,662/7,600) 92.1% (4,436/4,815)
no 12.5% (938/7,600)
7.9% (379/4,815)
X2 = 62.13, d.f.=1, p < .0001
Table 2.1: Distributions of ga and no as NGA in the two corpora
2.4 Language Change and NGA
To determine whether change in progress is occurring, Figure 2.1 from the MJD data and
Figure 2.2 from the CSJ data demonstrate a chronological transition of the use of the
genitive case particle no as NGA through frequencies of the variant in speech over time.
Figure 2.1: Scatter plot of the rate of no in the MJD data
Figure 2.1 presents the rate of no from 1870 to 1970 with respect to speakers’ birth
years. In Figure 2.1, each point represents each speaker, which contains 100 tokens of the
variants. The gradual decline of the overall trend is fairly clear, with speakers gradually
switching from no to ga. The logistic regression line (Y=1/(1+e(−(29.239−0.0162X)) ), pseudo
R2 =0.4876) given in Figure 2.1 supports this impression statistically, and thus, Figure 2.1
15
Figure 2.2: Scatter plot of the rate of no in the CSJ data
provides evidence that Harada’s (1971) language change hypothesis was correct.
Figure 2.2 from the CSJ data, on the other hand, does not display an ongoing change.
Although this speculation of the discrepancy between the two data is based on a visual
impression at this point, we can consider the following three reasons as possible causes of
the discrepancy. First, as I explained earlier, the MJD data cover a wider range of years
compared to the CSJ data. If we take a closer look at the region from 1925-1970 in Figure
2.1, which roughly corresponds to the range of the CSJ data in Figure 2.2, the dots in the
region in Figure 2.1 are more aggregated in the lower area than the ones before the period.
Also, the slope for the rate of the genitive use in the region is relatively gradual. I provide
Figure 2.3 to show the impression in the region independently, which is extracted from the
MJD data from 1920-1970. The decline of the use of the genitive no in Figure 2.3 is not as
sharp as the one in Figure 2.1. Thus, the different time ranges covered by the two corpora
might explain the different results. I will pursue this point later in this chapter.
16
Figure 2.3: Scatter plot of the rate of no in the MJD data in the range 1920-1970
The second reason that may explain the discrepancy between the two sets of data is
that it is difficult to compare the results from the two corpora through the scatter plots,
because the birth years of the speakers in the CSJ corpus are given in 5-year intervals. The
third possible reason for the discrepancy is that the raw frequencies for the dots in Figure
2.2 are not uniform, in contrast to the ones in Figure 2.1. The rates of the genitive use are
generated from unequal frequencies of the variable (see footnote 4), and thus, Figure 2.2
might not carry sufficient information to discuss the ongoing change in question. Therefore, I employed a mixed-effects logistic regression model to consider the chronological
transition of the use of NGA through speakers’ birth years that is not biased by the different frequencies of ga and no in the two corpora. In addition, the mixed-effects logistic
regression model can exclude plausible effects of other language-internal/-external factors
and inter-speaker variation on the use of the case particles ga and no; and thus, it allows us
to examine the chronological transition of NGA more precisely.
17
2.5 Language-External/-Internal Factors
I adopted a mixed-effects logistic regression model in order to further explore whether
or not there is an ongoing change in NGA, taking into account the different distributions
of the data from the two corpora while also excluding plausible effects of other languageexternal/-internal factors. I constructed a mixed-effects model including individual speaker
as a random factor in Rbrul (Johnson 2009). In this section, I present language-external/internal factors that were included in the mixed-effects model, providing cross tables for
each factor with Pearson’s chi-square in order to see their general tendencies in the corpora.
Some factors do not show a statistical significance in the chi-square result, but the cross
tables and chi-squares cannot take into account effects of other factors that might skew the
results. That is another reason for using the mixed-effects logistic regression model. After
introducing each factor, I discuss the procedure of the mixed-effects logistic regression
model.
2.5.1 Inter-speaker variation
I included individual speaker as a random factor in the analysis, following Johnson (2009),
since there is a concern that inter-speaker variation might obscure the genuine effects of
other factors in a statistical analysis, as described in Section 2.1.
2.5.2 Birth Year
Birth year can be used as a time scale for change in NGA. Including it as an independent
variable, a mixed-effects model computes its effect so that we can investigate the existence
of the change in NGA. I converted the speakers’ birth years in the MJD data into continuous numerical values in 5-year intervals to make the data comparable with the CSJ’s 5-year
intervals.
18
2.5.3 Gender
As mentioned earlier in this chapter, females generally tend to use formal variants more
often than males in Japanese (Ide 1999). If the use of the genitive no is more frequent
in formal speech as Nambu (to appear a) argues, we predict that females use the genitive
no more often than males in the data. Note that we can include gender as an independent
variable in the regression model only with the CSJ data, since the MJD data contain only
one female. Table 2.2 shows the frequencies of ga and no as NGA for each gender in the
CSJ data. As predicted, Table 2.2 with the Pearson’s chi-square shows that females uses
no as NGA more often than males.
Female
Male
ga 91.1% (2,489/2,732) 93.5% (1,947/2,083)
no
8.9% (243/2,732)
6.5% (136/2,083)
X2 = 9.12, d.f.=1, p < .00025
Table 2.2: Gender and ga and no as NGA in the CSJ data
2.5.4 Style
Although he does not specify the detail of the effect, Nakagawa (1987) states that there is
a style difference between ga and no, and it is intuitively assumed that the written form
and formal speech promote the use of no rather than ga. I use formality information that is
annotated for each speech with a 5-point scale (1: informal, 5: formal) in the CSJ corpus.
As for the MJD data, I included the type of session at Diet (i.e., main/committee session)
to investigate effects of style, because the main session is generally considered as formal
compared to the committee session. Table 2.3 shows the frequencies of ga and no as NGA
in each category in the MJD data. As expected, there is a statistical significant difference
between the two sessions, indicating that the main session as more formal speech style
contains more uses of no. In the case of formality levels in the CSJ data, we do not find a
19
statistical significance of the effect, as shown in Table 2.4. Instead, the use of ga and no is
relatively stable throughout the different levels of formality. I will come back to this issue
in Section 2.6.2.
Main
Committee
ga 81.7% (437/535) 88.1% (6,225/7,065)
no 18.3% (98/535)
11.9% (840/7,065)
X2 = 19, d.f.=1, p < .0001
Table 2.3: Type of Session and ga and no as NGA in the MJD data
1
ga 92.7%(140/151)
no 7.3%(11/151)
2
92.3%(1,409/1,526)
7.7%(117/1,526)
3
91.8%(1,951/2,126)
8.2%(175/2,126)
4
92.5%(825/892)
7.5%(67/892)
5
92.5%(111/120)
7.5%(9/120)
X2 = 0.72, d.f.=1, p = 0.3961
Table 2.4: Formality Level and ga and no as NGA in the CSJ data (1: casual, 5: formal)
2.5.5 No Precedence Environment
“No precedence environment” refers to an instance when ga/no as NGA follows an NP
that has no at the end of the word, as shown in (11). If the NP is marked by the genitive no,
the sound concatenation becomes no-no. We expect that the sequence of identical sounds
no-no might be avoided in speech if there were an alternative form. Table 2.5 and 2.6 from
the MJD and CSJ data indicate the strong effect on the use of no as NGA; when the NP
ends with no, the genitive no is not preferred to be used.
(11)
ookii mono-ga/no
big
aru mise
thing-Nom/Gen exist shop
‘the shop that has big things’
20
No precedence
Others
ga 98.3% (343/349) 87.1% (6,319/7,251)
no
1.7% (6/349)
12.9% (932/7,251)
X2 = 38.15, d.f.=1, p < .0001
Table 2.5: No Precedence Environment and ga and no as NGA in the MJD data
No precedence
Others
ga 100% (388/388) 91.4% (4,048/4,427)
no
0% (0/388)
8.6% (379/4,427)
Table 2.6: No Precedence Environment and ga and no as NGA in the CSJ data
2.5.6 Apposition Clauses
As discussed earlier in this chapter, there has been an argument whether or not NGA occurs
in to-yuu and to-no clauses. Table 2.7 and 2.8 show that the genitive no rarely appears in
to-yuu and to-no apposition clauses5 , which is correctly predicted by syntactic analyses
(Hiraiwa 2005; Miyagawa 2011); the use of the genitive no is obstructed when there is an
overt C head such as to-yuu and to-no.6
ga
no
to yuu clauses
to no clauses
Others
98.9% (1,308/1,322) 100% (8/8) 85.3% (5,346/6,270)
1.1% (14/1,322)
0% (0/8)
14.7% (924/6,270)
X2 = 188.63, d.f.=1, p < .0001
Table 2.7: To-yuu/to-no Clauses and ga and no as NGA in the MJD data
to-yuu clauses
Others
ga 99.9% (699/700) 90.8% (3,737/4,115)
no
0.1% (1/700)
9.2% (378/4,115)
X2 = 67.46, d.f.=1, p < .0001
Table 2.8: To-yuu Clauses and ga and no as NGA in the CSJ data
5
6
I excluded the data of to no clauses in the MJD data for the chi-square test due to the low frequencies.
The CSJ data did not contain any example of NGA in to-no clauses.
21
2.5.7 Head Noun
Head nouns of the embedded clauses where NGA occurs can be categorized as either
formal nouns (12) or other nouns (13).
(12)
Formal nouns such as koto as head noun
[Taro-ga kita] koto
Taro-Nom came thing
‘the thing that Taro came’
(13)
Other nouns as head noun
[Taro-ga kaita] hon
Taro-Nom wrote book
‘the book that Taro wrote’
According to Masuoka and Takubo (1992), formal nouns are derived by bleaching
their original meanings as content words, and they function as grammatical placeholder
such as nominalizers or complementizers. If a formal noun is a complementizer as a syntactic property rather than a head noun, the expected result is that the use of the genitive
no as NGA with formal nouns is lower than that with other nouns. This is because the
nominal property of the adnominal clause head should be a crucial environment for NGA
(Yoshimura and Nishina 2008; Miyagawa 2011). The nouns tokoro, yoo, koto, no, and
wake are the formal nouns that I used for the mixed-effects model. Table 2.9 and 2.10
show that different head nouns have a statistically significant effect on NGA.Note that a
clause headed by no and tokoro has a rather low frequency of the genitive no as NGA. This
might imply that due to the grammaticalization, an embedded clause headed by no and
tokoro does not seem to function as an adnominal clause, which is a typical clause for the
genitive no as NGA.
22
tokoro
51.5% (88/171)
48.5% (83/171)
ga
no
yoo
84.9% (706/832)
15.1% (126/832)
koto
92.9% (1,054/1,134)
7.1% (80/1,134)
no
98.5% (2,138/2171)
1.5% (33/2,171)
wake
100% (645/645)
0% (0/645)
X2 = 733.41, d.f.=1, p < .0001
Table 2.9: Head noun and ga and no as NGA in the MJD data
ga
no
tokoro
100% (10/10)
0% (0/10)
yoo
97.1% (235/242)
2.9% (7/242)
koto
95.9% (543/566)
4.1% (23/566)
no
99.9% (2,108/2,111)
0.1% (3/2,111)
wake
100% (208/208)
0% (0/208)
X2 = 8.77, d.f.=1, p < .0003
Table 2.10: Head noun and ga and no as NGA in the CSJ data
2.5.8 Subject NP type
I also considered effects of subject NP type on NGA. The variable accusative case markers
(o/zero) in the colloquial speech of Tokyo Japanese are partially determined by the object NP type (Matsuda 1995). Because this phenomenon and NGA are variations of case
particles, it can be inferred that NGA would also have preference for the NP type.
wh-phrases
nominal clauses
lexical words
pronouns
ga 100% (28/28) 94.9% (1,173/1,236) 87.1% (4,974/5,710) 77.8% (487/626)
no
0% (0/28)
5.1% (63/1,236)
12.9% (736/5,710) 22.2% (139/626)
X2 = 117.44, d.f.=1, p < .0001
Table 2.11: Subject NP Type and ga and no as NGA in the MJD data
wh-phrases
nominal clauses
lexical words
pronouns
ga 100% (39/39) 99.4% (1,002/1,008) 90.2% (2,980/3,304) 89.4% (415/464)
no
0% (0/39)
0.6% (6/1,008)
9.8% (324/3,304)
10.6% (49/464)
X2 = 94.54, d.f.=1, p < .0001
Table 2.12: Subject NP Type and ga and no as NGA in the CSJ data
Table 2.11 and 2.12 suggest that there is a relationship between NGA and the information status of the subject NP, showing that in both the MJD and CSJ data, the frequency of
the genitive no is from highest to lowest as pronouns > lexical words > nominal clauses
23
> wh-phrases.7 As argued in Nambu (to appear b), the hierarchy indicates the effect of information that the NP carries; when the NP is informationally non-given (cf. Prince 1988;
Lambrecht 1994), it tends to take the nominative ga. Pronouns are given, that is, pragmatically activated from the discourse. Lexical words and clauses are not guaranteed as
given, but mostly they carry new information. Wh-phrases are focused, which is indicated
by their phonological prominence (cf. Deguchi and Kitagawa 2002). Tables 2.11 and 2.12
show that wh-phrases always take ga. In addition, the use of pronouns with ga is not incompatible with the current argument, based on the fact that informationally given NPs
can also be focused (Kratzer and Selkirk 2010). Thus, the information status of the subject
NP affects the use of the case particles.
This is consistent with the compatibility of focus particles with ga of NGA but not with
no, as Horie and Saito (1996) pointed out, shown in the following examples:
(14)
a. [Yamada-san-dake-ga/*?no tanonda] ryoori-wa esukarugo-ryoori desita.
Yamada-hon-only-Nom/Gen ordered dish-Top escargot-dish
was
‘The dish that only Yamada ordered was an escargot dish.’
b. [Nihonzin-bakari-ga/*?no semerareru] koto-ni-wa nattoku-ga
Japanese-only-Nom/Gen be.blamed
ik-anai.
thing-at-Top consent-Nom go-Neg
‘I cannot accept that only the Japanese are blamed.’
c. Sore-wa [syusyoo-nomi-ga/*?no
it-Top
motteiru] kengen da.
prime.minister-only-Nom/Gen have
authority is
‘It is authority that only the prime minister has.’
d. [Osyoku-ni Tanaka-butyoo-made-ga/*?no
kakawatteita]
corruption-to Tanaka-chief.director-even-Nom/Gen was.involved
zizitu-wa syokku datta.
fact-Top shocking was
7
I excluded the data of wh-phrases in the MJD and CSJ data for the chi-square tests due to the skewed
data.
24
‘I was shocked at the fact that even Chief Tanaka was involved in the corruption.’
(Horie and Saito 1996)
Based on this observation, Horie and Saito (1996) conclude that the nominative ga is
a focus marker, along the line with a discussion by Fry and Kaufmann (1998). However,
the above examples are not enough to prove that ga is a focus marker. As in the following
examples, case markers other than ga can also occur with focus particles.
(15)
a. [mizu-o/ga/no
nom-eru]
zikan
water-Acc/Nom/Gen drink-potential period
‘the period when (we) can drink water’
b. [mizu-dake-o/ga/*no
nom-eru]
zikan
water-only-Acc/Nom/Gen drink-potential period
‘the period when (we) can drink only water’
This example shows that the accusative case marker o can occur with the focus particle
dake ‘only’ in the adnominal clause. Therefore, I claim that the compatibility between the
nominative ga and focus particles does not imply that ga is a focus marker. Rather, the
examples in (14) and (15) only demonstrate that the genitive no as NGA is not compatible
with focus particles.
Thus, the quantitative data here represent that there is a correlation between information status and NGA, but it is irrelevant to the argument whether or not ga is a focus marker.
Thus, what the quantitative data here shows is that the genitive no of NGA is generally not
preferred to be used when the embedded subject is focused or new information.
25
2.5.9 Stativity of Predicate
I analyzed effects of stativity on NGA with respect to predicate type, dividing predicates
into adjective, nominal adjective, existential verb, verb, and copula. Table 2.13 and 2.14
show that the frequency of no is adjective > existential verb (e.g., aru, iru) > nominal
adjective > verb > copula (from highest to lowest). This indicates that the more stative the
predicate, the higher the use of the genitive no.8 The preference of stative environments
by the genitive no is compatible with the preference of no in nominal environments such
as adnominal clauses, in contrast to verbal/clausal environments.
Adjective
Nominal Adjective
Existential Verb
ga 72.2% (575/796) 88.2% (127/144) 87.6% (1,107/1,264)
no 27.8% (221/796)
11.8% (17/144)
12.4% (157/1,264)
Verb
Copula
ga 89.4% (4,549/5,090) 99.2% (249/251)
no 10.6% (541/5,090)
0.8% (2/251)
X2 = 218.34, d.f.=1, p < .0001
Table 2.13: Stativity and ga and no as NGA in the MJD data
Adjective
Nominal Adjective Existential Verb
ga 82.1% (655/798) 86.6% (136/157) 89.5% (484/541)
no 17.9% (143/798)
13.4% (21/157)
10.5% (57/541)
Verb
Copula
ga 94.8% (2,858/3,016) 100% (284/284)
no
5.2% (158/3,016)
0% (0/284)
X2 = 67.1, d.f.=1, p < .0001
Table 2.14: Stativity and ga and no as NGA in the CSJ data
8
The low frequency of no with copula is exceptional in the stativity hierarchy, which requires an adequate
explanation in future research. One possible account for this exception is ambiguity that the genitive no has.
For instance, when no is used with copula, the NP with no can be interpreted as possessor.
i) Taro-no gakusee-datta jidai
Taro-Gen student-was time
‘the time when Taro was a student’ or ‘the time when someone was a Taro’s student’
We can assume that the use of the genitive no with copula was avoided due to this ambiguity.
26
2.5.10 Adjacency
Harada (1971) claims that the existence of intervening elements between the subject NP
and its predicate affects the acceptability of NGA. He insists that intervening elements obstruct the use of the genitive no. The examples of adjacent and non-adjacent environments
are given in (16).
(16)
a. Adjacent environment
[watasi-ga/no itta] koto
I-Nom/Gen
said thing
‘the thing that I said’
b. Non-adjacent environment
[watasi-ga/no sonotoki itta] koto
I-Nom/Gen
then
said thing
‘the thing that I said at that time’
Table 2.15 and 2.16 show that the genitive no is less likely to appear when there is an
intervening element. In addition, both the MJD and CSJ data do not contain any use of no
where there are more than one intervening elements. I will come back to this adjacency
issue for further analysis from a psycholinguistic perspective in Chapter 3.
Adjacent
Non-adjacent
ga 82.9% (4,371/5,274) 98.5% (2,291/2,326)
no 17.1% (903/5,274)
1.5% (35/2,326)
X2 = 363.87, d.f.=1, p < .0001
Table 2.15: Adjacency and ga and no as NGA in the MJD data
27
Adjacent
Non-adjacent
ga 89.4% (3,158/3,534) 99.8% (1,278/1,281)
no 10.6% (376/3,534)
0.2% (3/1,281)
X2 = 140.38, d.f.=1, p < .0001
Table 2.16: Adjacency and ga and no as NGA in the CSJ data
2.5.11 Transitivity Restriction
A transitivity restriction states that if a direct object exists as an argument of the predicate
in the embedded clause, irrelevant to the word order, the genitive no as a subject marker
cannot appear in the same embedded clause as in (17) (Watanabe 1996). As this restriction
predicts, Table 2.17 and 2.18 do not show any use of the genitive no as NGA with a direct
object in the same embedded clause in the MJD and CSJ data.
(17)
a. [Ken-ga/*no
hon-o
katta] mise
Ken-Nom/Gen book-Acc bought store
‘the store where Ken bought a book’
b. [hon-o
Ken-ga/*no
katta] mise
book-Acc Ken-Nom/Gen bought store
With a DO
Without a DO
ga 100% (641/641) 86.5% (6,021/6,959)
no
0% (0/641)
13.5% (938/6,959)
Table 2.17: Transitivity Restriction and ga and no as NGA in the MJD data
With a DO
Without a DO
ga 100% (170/170) 91.8% (4,266/4,645)
no
0% (0/170)
8.2% (379/4,645)
Table 2.18: Transitivity Restriction and ga and no as NGA in the CSJ data
28
2.6 Analysis: Mixed-effects Logistic Regression
2.6.1 Procedure
I employed Rbrul to construct a mixed-effects logistic regression model (Johnson 2009).
As Johnson mentions in Rbrul’s manual9 , Rbrul carrys out a mixed-effects logistic regression using a function glmer in R. The mixed-effects logistic regression model was
calculated with NGA as the dependent variable, where the genitive no is a reference value
for the response, and independent variables that consist of the language-external/-internal
factors as introduced in Section 2.5.
Before conducting the analysis, I excluded tokens relevant to factors as independent
variables that contain a value yielding only one fixed value for the dependent variable,
which is known as knockout factor in variation framework with its unique statistical software such as GOLDVARB X (cf. Paolillo 2002; Johnson 2009; Roy to appear). In the case
of NGA, a transitivity restriction in Section 2.5.11 falls into this category. Another example of the factors is the “no precedence environment” in the CSJ data, where only the use
of ga was found in the environment. Also, the made and yori clauses in the data were not
included as independent variables for the analysis, since their frequencies are very low (the
total token from both of the corpora; made=33, yori=6). Such tokens could cause a wrong
calculation in the analysis or make the results difficult to interpret. After excluding these
tokens, the total token in the MJD data is 6,293 (ga=5,357, no=936) and 2,734 (ga=2,359,
no=375) in the CSJ data.10
Table 2.19 is a summary of the independent variables and their values for the analysis. Since the factors “subject NP type” and “no precedence environment” are about a
9
http://www.danielezrajohnson.com/Rbrul manual.html
There are other tokens that were excluded from the data for the analysis due to their low frequencies.
From the MJD data, to-no apposition clause, ‘wh-word’ as a subject NP type, and wake as a head noun were
excluded. From the CSJ data, tokoro and wake as a head noun, ‘wh-word’ as a subject NP type, copula as a
type of predicate, and to-no clause were excluded.
10
29
subject NP with ga/no, I combined them into one factor “Suject NP type & no precedence
environment”.11 The combined factor is only for the MJD data, since “no precedence environment” is a knockout factor in the CSJ data, and therefore, the CSJ data has a single
factor “subject NP type”.
Independent Variables
Individual speaker
(as a random effect)
Birth Year
Style
Gender
(only for the CSJ data)
Adjacency
Stativity
(realized as predicate type)
Subject NP Type
To-yuu apposition clause
Head Noun
No Precedence Environment
(only for the MJD data)
Categories/Values
76 speakers in the MJD, 79 speakers in the CSJ
numerical (5-year intervals)
main session, committee session for the MJD data,
5-point scale of formality in the CSJ
male, female
adjacent, non-adjacent
adjective, nominal adjective, verb,
existential verb, copula
lexical nouns, pronouns, clauses
with/without to-yuu
koto, no, wake, tokoro, yoo, others
NP ending with/without no
Table 2.19: Independent variables and their values in the mixed-effects logistic regression
2.6.2 Results
Figure 2.4 and 2.5 show the results of the mixed-effects logistic regression model using
Rbrul with the MJD data and the CSJ data.12 The mixed-effects models by Rbrul include
factors that have a statistically significant effect on NGA, and each factor in the model is
presented with factor weights that have been used in statistical software such as GOLDVARB X in variation framework (cf. Sankoff et al. 2005). The factor weights represent
11
Some of subject NPs such as pronouns do not always end with no, and thus, there is an interaction
between the factor “subject NP type” and “no precedence environment”.
12
Figure 2.4 and 2.5 are the results of the step-up procedure of the analysis, and I confirmed that they
matched with a step-down model.
30
effects of each factor value, where a weight above 0.5 indicates that the factor value prefers
the genitive no over the nominative ga and a weight below 0.5 indicates the opposite (cf.
Paolillo 2002).13
The model for the CSJ data in Figure 2.5 shows that gender has a statistically significant
effect, and their factor weights indicate that females prefer the genitive no more than males
(the weight of the gender effect, male: 0.418, female: 0.582), as predicated. In addition,
the factors of styles for the MJD and CSJ data were not included in the model, which
means that their effects are not statistically significant in the data.14
Figure 2.4 shows that birth year was included in the model, which indicates that there
is a change in progress in NGA in the MJD data. Birth year in the data was categorized
with 5-year intervals for the analysis, and the log odds of birth year in Figure 2.4 is -0.087
with each five year increase. This can be interpreted as a decrease in the use of the genitive
no as NGA over time. On the other hand, the model for the CSJ data in Figure 2.5 does not
contain birth year, since birth year did not have a statistically significant effect on NGA.
Note that birth year was not included in the model for the CSJ data even when I excluded
gender from the beginning of the analysis in order to compare with the MJD data analysis.
Before discussing the issue of language change further, let us consider the results of
gender and style in Figure 2.4 and 2.5. There are two assumptions that can be derived
based on the results. First, there are no effects of style on NGA as the results show.
Second, there are in fact stylistic effects, but the factors set up for the current analysis
did not categorize the actual speech styles or levels of formality well. The categories of
main/committee session for the MJD are uncertain whether they actually differ in speech
style, but were included in the analysis as the best option to investigate stylistic effects
among the available information that the corpus has. As for the levels of formality of each
13
As Johnson (2009) mentions, factor weights are calculated based on log-odds in the model.
During the analysis, I confirmed that there is no interaction effect of gender and formality in the CSJ
data.
14
31
...
Figure 2.4: Rbrul’s best model for NGA in the MJD data
32
...
Figure 2.5: Rbrul’s best model for NGA in the CSJ data
33
1 (casual)
ga
64
no
11
Formality
2
3
4
5 (formal)
657 1,107 464
67
114 174
67
9
Table 2.20: Formality and ga and no in the CSJ data for the mixed-effects logistic regression model
speech in the CSJ corpus, it contains sufficient amount of data for each level, as shown in
Table 2.20.
One issue that needs to be addressed here is that formality can be judged from various
points of views, such as speech attitude, prosodic cues, and lexical choices, as in the case
of speech style. It is difficult to determine whether or not formality affects NGA based on
the available information in the corpus, and I will come back to this formality issue from a
socio-processing perspective in Section 3.3.
In the next section, I would like to shed light on the discrepancy between the two
corpora with respect to language change in NGA.
2.7 Current Status of NGA
We observed the discrepancy between the MJD and CSJ data with respect to the change
in NGA. The results of the mixed-effects logistic regression model using the CSJ data
show that there is no change in NGA, contrary to the MJD data that provide evidence of a
change. If we assume that there is no change, the effect of speakers’ birth year observed in
the MJD should be attributed to some independent factor. Additional data and research are
needed to explore other possible factors that I did not include in this study and may have
obscured the results between the two corpora.
On the other hand, under the assumption that there is in fact a change, we can test
whether or not the discrepancy can be attributed to the different range of speakers’ birth
34
years between the MJD and the CSJ data. As described earlier in this chapter, the range of
the birth years in the CSJ is narrower than the one in the MJD (60 years in the CSJ vs. 100
years in the MJD). One could speculate that the change is too slow to be observed in the
short period of time. We need a corpus that contains longitudinal data spanning enough
in order to observe the change in NGA as in the MJD corpus. Another possibility is that
the use of ga and no as NGA becomes stable without completing its change, i.e., without
vanishing the use of the genitive no in the relevant environments. Therefore, NGA in the
recent period covered by the CSJ corpus is already stable. Alternatively, the use of ga and
no could be nearly stable in the recent period, and thus the change is occurring so slowly
to be observed in the current statistical method.
Based on the above hypotheses, I compared the MJD and CSJ data in the period from
1925 to 1970 where both of the corpora overlap. To explore this time span, I constructed a
mixed-effects logistic regression model with the MJD data from that period. The results of
this analysis are given in Figure 2.6.15 The model in Figure 2.6 does not include birth year.
Thus, the data in the time period in the MJD data do not show a statistically significant
change in NGA, which is consistent with the CSJ data. Therefore, the results support our
assumption that there is no change that can be observed with a statistical significance in the
time period from 1925 to 1970 and the discrepancy between the two corpora is attributable
to the different range of birth years.
Based on the findings, I posit that there used to be a change in NGA, and that the use
of ga and no as NGA is nearly or already stable during this recent time period that the CSJ
data covers. Referring to the S-curve model of language change (cf. Denison 2003), the
logistic regression line in Figure 2.1 supports the impression that the use of ga and no is
nearly stable. Nonetheless, as I mentioned earlier, there is admittedly a possibility that the
duration of time investigated is too short to observe a change.
15
The factor to-yuu apposition clause was not included in this analysis, since it was a knockout factor.
Also, I excluded ‘copula’ and ‘clause ending with no’ since they only appear with ga in this data.
35
...
Figure 2.6: Rbrul’s best step-up model for NGA in the MJD data for the range 1925-1970
36
Let me pursue the perspective that there existed/exists a change in NGA. I would like
to mention one important point here. Even if the use of ga and no as NGA is nearly or
already stable, we can still find the use of the genitive no in the relevant environments beyond the use in frozen expressions such as proverbs, as we found in our data in the recent
period. It seems contradictory, but the completion of the change does not imply a complete disappearance of the use of the genitive no in the relevant environments. In the case
of spoken Montréal French (Sankoff and Vincent 1980), for instance, the negative morpheme ne seems to be disappearing but the data suggest that the variant has not vanished
completely. Similarly, change in NGA can end without vanishing the use of the genitive
no in the relevant environments. I argue that this is due to the use of the genitive no as the
pseudo-NGA (Sakai 1994; Kikuta 2002). The pseudo-NGA refers to a phenomenon that
is similar to NGA at the surface level but its syntactic structure is different from NGA in
that an NP with the genitive no connects two NPs.
(18)
Taro-no katta
hon
Taro-Gen bought book
a. no as NGA
[Taro-no katta] hon
‘a book that Taro bought’
b. no as pseudo-NGA
Taro-no [ pro katta] hon
‘Taro’s book that (someone/Taro) bought’
In (18b), the structure has a pro as an embedded subject, and the genitive no is a
possessor of the head noun hon ‘book’ of the relative clause, which is typically a controller
of pro. The surface linear order in (18) does not tell us whether the genitive no is a genuine
NGA or a pseudo-NGA. In addition, as I will show in Section 3.2, the latter use of no is
dominant. Thus, when researchers in theoretical syntax analyze NGA, they usually put a
37
temporal adverb in front of an NP with no in order to mark it as a genuine NGA and avoid
the confusion.
(19)
[kinoo
Taro-no katta] hon
yesterday Taro-Gen bought book
‘a book that Taro bought yesterday’
However, examples in spontaneous speech were not controlled, and, of course, our
data includes those examples in which a temporal adverb does not precede the NP with no.
Therefore, I assume that when the change in NGA ends and the use of ga and no becomes
stable, the use of no in the relevant environments still remains due to the pseudo-NGA,
which we cannot distinguish from the genuine NGA. Since connecting two nominals is
the main role of no, the use of no as a nominal connector is not disappearing, but the use
of no as the genuine NGA is the one that is disappearing over time.
This is, in fact, what is happening in Middle Korean and Modern Korean. In the literature of Korean NGA (e.g., Jang 1995; Sohn 2004; Whitman 2006; Jin 2013), there has
been an argument about whether Modern Korean has NGA or not, while the existence of
NGA in Middle Korean is non-controversial. Based on our data that shows the use of the
genitive no as NGA has been decreasing, I predict that Japanese NGA will be in the same
situation as Modern Korean in the near future. Therefore, finding the use of the genitive no
does not contradict the assumption that the use of ga and no as NGA is nearly or already
stable as suggested in the CSJ data in Figure 2.5 and the MJD data from the same time
period in Figure 2.6.
2.8 Historical Path and Motive of the Change
The assumption that there is indeed a change in NGA also relates to the historical development of the particles ga and no. In this section, I argue that the distribution of ga and
38
no is heading to a complementary distribution but it is not going to be complete due to the
existence of the pseudo-NGA, as in the case of Modern Korean (Jang 1995; Sohn 2004;
Jin 2013).
As a reference to consider regarding which stage of the change NGA is undergoing,
Nambu and Matsuda (2007) provide a rough summary of a historical change in the distribution of the particles ga and no that attach to nominals (Figure 2.7), based on the analyses
by Konoshima (1970), Doi (1982) and Matsunaga (1983).16
Figure 2.7: Historical distribution of ga and no (a black cell represents non-occurrence
of the given form in the environment, and the gray cell represents the ongoing change in
NGA)
In Figure 2.7, ga and no in the environment “between nominals” do not function as
a subject marker but rather connect two nominals. The other environments show the use
of ga and no as a subject marker. The environment “embedded clauses” in Figure 2.7 is
the one that I investigated to consider the change in NGA. The division of time periods
in Figure 2.7 is rough but enough to point out that the particles ga and no have been
16
As Nambu and Matsuda (2007) acknowledged, there was a migration of the political center from Kyoto
to Tokyo (known at the time as Edo), and therefore, it is necessary to consider to what extent the change in
this period had an impact on the historical change of NGA and how much is due to the shift or the mixture
of dialects.
39
heading toward a divorce of their distributions. At the first stage before the Kamakura
and Muromachi periods (-1192), ga and no show a similar distribution, occurring between
nominals and in embedded clauses (represented by white cells in the table). Subsequently,
they underwent a change during the Kamakura and Muromachi periods (1192-1573), as ga
emerged in main clauses as a subject marker, which used to be zero-marked. In presentday, ga cannot be used between nominals, and in embedded clauses. The current stage of
NGA as displayed with the gray cell in Figure 2.7 shows decreasing use of the genitive no
in embedded clauses. Nambu and Matsuda (2007) argue that a completion of this change
will make the distribution of the two particles complementary, but I claim that it is not
going to become true because of the existence of the pseudo-NGA, as our data shows,
following the case of Modern Korean (Jang 1995; Sohn 2004; Jin 2013).17
Considering their linguistic functions in terms of economy (Haiman 1983), it is reasonable to attribute a motive of the change in ga and no to a division of labor.18 In addition,
two plausible driving forces of the change can be assumed for NGA. First, there was a
difference between ga and no in honorific usage; no was used with honorific expressions
more often than ga. However, the difference disappeared in modern Tokyo dialect, and
the disappearance of this honorific distinction brought about a more overlap of ga and
no as NGA. It is reasonable to assume that this disappearance provided an impetus for
the change in NGA or at least increased the speed of the change, since the disappearance
brought about an overlap of the roles of ga and no in embedded clauses. However, this
reasoning can also be reversed, with the change in NGA interpreted as causing the disap17
Here I show the context in the Edo period (1603-1867), just before the present that I investigate. Yamada
(1936), studying the language in “Ukiyoburo” and “Ukiyodoko” by Sanba Shikitei (1776-1822), shows that
the proportion of ga to no in embedded clauses which precede an NP is 12.4% (25/202) ga and 87.6%
(177/202) no in those books. Although it should be taken into account that Yamada (1936) and the current
study probably differ in environments where ga and no are counted as NGA, the data suggests that NGA
might have changed from a situation where no was predominant in the relevant clauses at that time to the
current state that we have seen in this study.
18
Please refer to Nomura (2010) for a thorough discussion about the use of ga and no as NGA in Old
Japanese and their historical transition.
40
pearance of the different roles of ga and no.19
Second, from a perspective of diachronic syntax, Whitman (2006) argues that the embedded subjects with no originate in clauses headed by a C with an interpretable [N] feature, and that CP[N] used to be morphologically realized by having predicates with rentaikei
‘adnominal’ endings. However, the adnominal form merged with the conclusive verbal
endings between the 13th and 16th century, and Whitman (2006) argues that this morphological merger caused the loss of the cue for CP[N] , which resulted in the loss of the feature
[N] in C. Based on his analysis, it is possible that the morphological merger or the change
of the status of C triggered the change in NGA where the embedded subjects with no have
been disappearing, since the genitive case particle no associates to the feature [N] in C.
An end of the change does not imply the complete disappearance of the use of the genitive no in the relevant environments. As mentioned earlier, the existence of the pseudoNGA, i.e., the use of no in the relevant environments, does not let the distributions of ga
and no complementary. In addition, notice that we can observe the continued use of the
nominative ga in the environment ”between nominals” in Modern Japanese. As discussed
in Section 2.2, there are some uses of ga between nominals, which is an alternate of the
genitive no such as multiple nominative construction (7) and the construction with a nominal predicate construction (8). These constructions can be counted as the residue of the
usage in the old period. Nonetheless, the change in the distribution of the particles ga and
no appears to have moved toward compartmentalization of use. Then, due to the existence
of the pseudo-NGA, the future status of NGA will be the same as Modern Korean. Further
investigation with more substantial evidence is necessary in order to examine the motive
of the change following the above inference and compare NGA cross-linguistically.
19
Some Japanese dialects, especially in Kyushu regions of Japan, adopt no for a subject marker in a main
clause, in addition to ga. It seems that those dialects took a different path from the Modern Tokyo Japanese.
Since ga and no are variables as subject marker in a main clause in those dialects, there are arguments as to
how ga and no are different in use in the dialects, such as politeness, honorifics, and aspect with respect to
stativity (cf. Sakai 2013, and references therein).
41
2.9 Conclusion
This chapter explored a synchronic change of NGA, using a mixed-effects logistic regression model. I considered the effects of gender, style, and inter-speaker variation, in
addition to other factors from previous studies. This study found the effect of gender on
NGA, which might be a reflex of the stylistic effect. As for the ongoing change issue, I
claim that there is indeed a change, and that the discrepancy between the MJD and CSJ
data was derived by the different range of birth year between the two data. The results
of the analysis in this chapter suggest that the use of ga and no as NGA is nearly or already stable, but the genitive no is not disappearing completely due to the existence of the
pseudo-NGA. Moreover, the existence of the change is compatible with the historical path
of the distributions of the two particles ga and no, which indicates that the change is due to
a division of labor. However, we predict that the completion of the change does not imply
a complete disappearance of the use of no in the relevant environments due to the existence
of the pseudo-NGA, and Japanese will be in the same situation as Modern Korean in the
future. I also discussed that the trigger of this change might be the morphological change
in verbal endings, and as for the driving force of the change, it might be accelerated by
the loss of different roles between ga and no in terms of honorific usage in modern Tokyo
Japanese.
For further research, it is necessary to use Balanced Corpus of Contemporary Written Japanese (BCCWJ), which contains various registers (e.g., magazines, newspapers) of
written Japanese, in addition to MJD and CSJ that I used in this study, and examine the use
of ga and no as NGA and compare the progress of the change of NGA between the registers. DIfferent registers can be interpreted as different levels of spontaneity, i.e., how much
a speaker/writer is aware of his/her own speech/writing and constrained by each media. As
such, through comparing the progress of the change in the different levels of spontaneity,
42
this study might be able to elucidate how much the difference in the use of the variation
between spoken Japanese and written Japanese affects the dynamic change of language.
Therefore, investigating the language variation in question using corpora such as BCCWJ
will also contribute to diachronic and historical linguistics.
43
Chapter 3
Processing and Comprehension Effects
and the Use of the Nominative/Genitive
Case Particles
This chapter discusses processing and comprehension effects on the use of the case particles ga and no. Section 3.1 discusses the effects on a choice between ga and no of NGA
in relation to adjacency. Although the adjacency effect has been discussed in the literature, especially from a syntactic perspective, the effect itself is not clear in that it has not
yet been examined empirically in details but only argued with self-reported intuitive judgments. The results of this acceptability judgment task suggest that the acceptability of the
subject with no in the non-adjacent condition becomes lower than the one in the adjacent
condition, as opposed to the subject with ga that represents a stable acceptability throughout the adjacency condition. In addition, I employed a self-paced reading task in order to
ascertain the locality of the effect, and investigate which region of the non-adjacent condition carries the processing burden that causes the low acceptability of the subject with
no. I provide an account for the findings in terms of the expectation-based comprehension
44
theory (Levy 2005, 2008). The experiments in Section 3.1 were conducted with Kentaro
Nakatani.
Section 3.2 discusses the relationship between a choice of two interpretations of an NP
with no and language-external factors. As we have seen in Chapter 2 with the effects of
language-external factors on the choice of ga and no as NGA, I propose that such factors
might indirectly affect the choice of interpretations of an NP with no in comprehension. I
conducted sentence completion tasks as pilot studies in order to observe the indirect effects,
and argue that it is possible that language-external factors affect a choice in comprehension
indirectly.
3.1 Processing Effects on NGA
3.1.1 Introduction
As discussed in Chapter 2, NGA shows the adjacency effect, specifically when the embedded subject marker is the genitive case particle no. Harada (1971) reported that the
acceptability of the genitive no as NGA is degraded when there is an intervening element
between the genitive-marked subject and its predicate.
(20)
a. Adjacent condition
Taro-wa [kinoo
Ken-ga/no
kat-ta] hon-o
yon-da.
Taro-Top yesterday Ken-Nom/Gen buy-Pst book-Acc read-Pst
‘Taro read a book that Ken bought yesterday.’
b. Non-adjacent condition
Taro-wa [kyonen Ken-ga/?no
America-de tomodati-to kat-ta]
hon-o
Taro-Top last.year Ken-Nom/Gen America-at friend-with write-Pst book-Acc
yon-da.
read-Pst
45
‘Taro read a book that Ken bought with (his) friend in the U.S. last year’
The genitive subject with two intervening elements underlined in (20b) is degraded in its
acceptability, compared to the one without intervening elements in (20a). From a perspective of theoretical syntax, Miyagawa (2011) provides an account for the effect of adjacency.
However, the effect itself is not clear in that it has not yet been examined empirically in
detail but only argued with self-reported intuitive judgments. Therefore, it is important to
establish what kind of adjacency effects are involved with NGA from an empirical point
of view first, and then account for the effect from a theoretical point of view.
Before explicating the effect of adjacency on NGA, I would like to compare this phenomenon with two phenomena related to adjacency in order to clarify its characteristics.
First, the effect of adjacency on NGA is different from the one on a verb and its object in
English. The English verb-object relationship obligatorily requires linear adjacency, and
its violation causes a strong ungrammaticality in contrast to the effect of adjacency on
NGA that is more modest.
(21)
John studies (*hard) English (hard).
Second, the effect of adjacency on NGA is similar to the effect on the choice between
relative pronouns and the zero form in English (22) in that the effect of adjacency on the
acceptability of a sentence is not categorical but gradient. In their corpus-based sociolinguistic study, Guy and Bayley (1995) show that if there is an intervening element between
a relative pronoun (which, that, Ø) and its antecedent (the house), the use of the zero form
becomes a lot less frequent, as shown in Table 3.1.
(22)
a. This is the house which/that/Ø I told you about
.
b. This is the house in a small town close to Boston which/that/Ø I told you about
.
(Guy and Bayley 1995)
46
wh- that Ø
Relative pronoun adjacent to antecedent
.42 .48 .76
Relative pronoun separated by another element .49 .58 .16
Table 3.1: Adjacency effects on relative pronouns (Guy and Bayley 1995)
The numbers in Table 3.1 represent probabilities of each form under the conditions
using factor weights that have been used in statistical softwares such as GOLDVARB X in
variation theory (see Chapter 2). The data in Table 3.1 also indicate the dependency relationship between the zero form and its antecedent is disturbed by the intervening elements.
The zero form is disfavored in the non-adjacent condition because it is hard to reconstruct
the dependency relationship while processing the sentence, and the overt forms are preferred since the processing burden is lower than the zero form.
What about NGA? The linear distance created by intervening elements is related to the
dependency relationship between the embedded subject and its predicate. However, the
effect of adjacency is only observed in the case of the genitive no. In Chapter 2, I showed
the results of my corpus study in order to confirm the existence of the adjacency effect
on NGA. I investigated the use of the nominative ga and the genitive no as NGA in two
spontaneous speech corpora, the Minutes of the Japanese Diet (MJD), and the Corpus of
Spontaneous Japanese (CSJ). As I argued in Chapter 2, the data of ga and no in the relevant
environments consist of 7,600 tokens (ga=6,662, no=948) from the MJD and 4,815 tokens
(ga=4,436, no=379) from the CSJ.
adjacent
ga
no
MJD
82.9% (4,371/5,274)
17.1% (903/5,274)
non-adjacent
CSJ
89.4% (3,158/3,534)
10.6% (376/3,534)
MJD
98.5% (2,291/2,326)
1.5% (35/2,326)
CSJ
99.8% (1,278/1,281)
0.2% (3/1,281)
Table 3.2: Adjacency and NGA in the two speech corpora
47
As we can see in Table 3.2, the frequency of the genitive no in the non-adjacent condition decreases drastically compared to the one in the adjacent condition. On the contrary,
the use of ga does not represent such an effect of adjacency. Furthermore, the data from
the corpora do not contain any use of the genitive no as NGA when there are more than one
intervening elements. Thus, the results of the corpus study indicate that adjacency affects
the use of no as NGA, but we still do not know why the non-adjacent condition disrupts
only the use of no but not ga. In the next section, I will discuss the theoretical background
of NGA, introducing two disputing theories of the syntactic structure of NGA, and provide
the assumption and hypothesis of the experiments conducted.
There is a case that I did not include in the experiments. I excluded ambiguity effects
on NGA, which Shibatani (1975) pointed out. He argues that the genitive no as NGA with
an intervening element is not acceptable when a possessive interpretation is inducible for
the NP with no.
(23)
a. [Taro-ga/*no
tomodati-to kat-ta] hon
Taro-Nom/Gen friend-with buy-Pst book
‘(intended reading) a book that Taro bought with a friend’
b. Daremo [Taro-ga/?no
America-e ki-ta]
koto-o
sir-ana-i.
no.one Taro-Nom/Gen America-to come-Pst thing-Acc know-Neg-Pst
‘No one knows that Taro came to America.’
(Shibatani 1975)
(23a) is acceptable if it is interpreted as ‘Taro’s friend’, but the noun with the genitive no cannot be interpreted as a subject of the predicate katta ‘bought’ in the embedded
clause. On the other hand, the noun with the genitive no in (23b) can be read as a subject of
the embedded clause, because the noun with the genitive no and the following noun America cannot make a possessive relationship. The question mark for the genitive no in (23b)
48
represents the low acceptability due to the adjacency effect. This implies that the possessive interpretation has a priority over the embedded subject interpretation. I excluded this
condition from our experiments to elucidate a genuine effect of adjacency. This issue with
respect to the two possible interpretations of an NP with no will be empirically examined
in Section 3.2.
3.1.2 Syntactic Structures of NGA
In the long history of syntactic analysis on NGA, we can roughly categorize the previous studies into two major groups (Miyagawa 2011): D-licensing hypothesis (e.g., Ochi
2001; Miyagawa 2011) and C-licensing hypothesis (e.g., Watanabe 1996; Hiraiwa 2005).
In this section, I discuss the two hypotheses, emphasizing that the D-licensing hypothesis
proposed by Miyagawa (2011) assumes that the genitive subject as NGA is located in a
different syntactic position from the nominative subject, whereas the C-licensing hypothesis proposed by Hiraiwa (2005) claims that the genitive subject is located in the same place
as the nominative subject.1
The D-licensing analysis by Miyagawa (2011) presumes a structural distinction for the
nominative and genitive NPs as NGA. The assumption is based on the fact that the genitive
subject usually occurs in relative clauses with a head noun such as soba ‘noodles’ in (24a),
but not in the clauses without a head noun as shown in (24b).
(24)
a. Taro-wa [kinoo
Naomi-ga/no
tukut-ta] soba-o
tabe-ta.
Taro-Top yesterday Naomi-Nom/Gen make-Pst noodle-Acc eat-Pst
‘Taro ate the noodle that Naomi cooked yesterday.’
b. [Kinoo
Naomi-ga/*no
kite-kara], Ken-wa soba-o
tabe-ta.
yesterday Naomi-Nom/Gen come-after Ken-Top noodle-Acc eat-Pst
1
See Nambu (2012) and references therein for a detailed syntactic discussion with cross-linguistic data
of NGA.
49
‘After Naomi came yesterday, Ken ate the noodle.’
The D-licensing hypothesis stipulates that the genitive subject must occur with a head noun
with D to be licensed. There are, however, examples of the genitive subject without a head
noun, such as yori or made clauses as follows (e.g., Watanabe 1996; Hiraiwa 2005).
(25)
a. John-wa [Naomi-ga/no
yon-da yori] takusan-no hon-o
yon-da.
John-Top Naomi-Nom/Gen read-Pst than many-Gen book-Acc read-Pst
‘John read more books than Naomi did.’
b. John-wa [ame-ga/no
made] ofisu-ni i-ta.
yam-u
John-Top rain-Nom/Gen stop-Adn until office-at be-Pst
‘John was at his office until the rain stopped.’
Supporting the D-licensing approach, Maki and Uchibori (2008) argues that made and yori
clauses have a phonologically null N head Ø, and in fact, the phonologically null N head
can be replaced with a lexical item.
(26)
a. Ken-wa [Naomi-ga/no
yon-da teido/Ø yori] takusan-no hon-o
Ken-Top Naomi-Nom/Gen read-Pst degree than many-Gen book-Acc
yon-da.
read-Pst
‘Ken read more books than Naomi did.’
b. Ken-wa [ame-ga/no
yam-u
toki/Ø made] ofisu-ni i-ta.
Ken-Top rain-Nom/Gen stop-Adn time
until office-at be-Pst
‘Ken was at his office until the rain stopped.’
In (26), teido and toki are head nouns of the clauses that contain NGA. This implies that the
structure in (25) covertly contain a DP above the embedded clause which includes NGA
(but see the discussion in Takahashi (2010a)). The tree diagrams given below are examples
of the nominative and genitive subject structures in Miyagawa’s approach. The trees show
50
that the nominative structure in (27a) contains a CP in contrast to the genitive structure
in (27b). In the nominative structure, the nominative subject is licensed by T below CP.
Under this structure, the D above the CP cannot license a genitive subject because the CP
is a phase and blocks the D-licensing due to a violation of Phase Impenetrability Condition
(PIC) (Chomsky 2001) as defined below.
(27)
D-licensing (Miyagawa 2011)
a. Nominative Structure
b. Genitive Structure
DP
DP
D
NP
CP
TP
SubjNOM
NP
TP
vP
C
T’
SubjGEN
vP T
(28)
D
NP
NP
T
v’
VP v
Phase Impenetrability Condition (PIC) (Chomsky 2001)
In phase α with head H, the domain of H is accessible to operations outside α only
until the next (strong) phase head is merged.
Under the assumption that D is a phase (e.g., Chomsky 2001; Svenonius 2004), a phasal
domain created by the CP is not penetrable for the D to license the genitive subject. The
genitive structure, on the other hand, does not contain the CP between the genitive subject
and the external D head; therefore, the D-licensing is successfully accomplished without
violating the PIC.
Miyagawa (2011) also provides evidence that there is no CP in the genitive subject
51
structure. Cinque (1999) suggests that speech act, evaluative, and evidential adverbials
occur in the CP region, such as “honestly”, “unfortunately”, and “evidently”. On the other
hand, adverbs that express modality, such as “probably”, occur in the TP region. Following
this assumption, Miyagawa (2011) points out that CP adverbs cannot occur whether it is
located at the left or right of the genitive subject, as shown below.
(29)
a. [saiwai-ni Taro-ga/*no
yonda] hon
fortunately Taro-Nom/Gen read book
‘the book that Taro fortunately read’
b. [kitto
Taro-ga/no
yonda] hon
probably Taro-Nom/Gen read book
‘the book that Taro probably read’
(Miyagawa 2011)
In contrast, the C-licensing analysis proposed by Hiraiwa (2005) assigns the same
structure, which contains a CP, to both the nominative and genitive structures, and adds
a categorial feature [+N] on C for the genitive subject. When C carries the feature [+N],
the genitive subject can be licensed through the C-T relationship. Thus, in contrast to the
D-licensing hypothesis, the C-licensing hypothesis proposes that the nominative and the
genitive are freely interchangeable under the structure with the feature [+N]. The following
tree represents the structure under the assumption of Hiraiwa’s C-licensing, in comparison
to the D-licensing in (27).
52
(30)
NP
CP
NP
TP
C[+N]
DPi Nom/Gen
T’
T
vP
ti
v’
VP v
In addition, Hiraiwa’s C-licensing predicts NGA with a special verbal inflection (the
predicate adnominal form) which reflects the C[+N] -T relationship.
(31)
a. [John-ga/no
suki-na] ongaku-wa blues da.
John-Nom/Gen like-Adn music-Top blues Cop
‘The music that John likes is the Blues.’
b. John-ga/*no
Mary-ga
suki-da.
John-Nom/Gen Mary-nom like-End
‘John likes Mary.’
(Hiraiwa 2005)
The predicate in the embedded clause in (31a) takes the adnominal form na and appears
with the genitive subject, in contrast to the predicate ending with da in (31b) which cannot
appear with the genitive subject.
53
To summarize the two hypotheses, the D-licensing hypothesis claims that the syntactic positions of the embedded subject with ga and no are different, in contrast to the
C-licensing hypothesis. What is crucial to our current research question is whether either
of the hypotheses of NGA can provide an account for the adjacency effect. If, on one hand,
the syntactic structures of ga and no are relevant to the adjacency effect but not the surface
linear distance between the embedded subject and its predicate, the D-licensing hypothesis
is favored over the C-licensing hypothesis. If, on the other hand, the adjacency effect are
not relevant to their syntactic structures, then neither of the hypotheses can account for it,
and we need to explore some independent factor of the effect. Therefore, in addition to
pinning down the cause of the adjacency effect, a theoretical implication of our study is
that the results of our experiments could provide evidence to help settle the dispute about
the two competing hypotheses in syntax.
3.1.3 Miyagawa (2011a)’s Syntactic Account on the Adjacency Effect
Miyagawa (2011) argues that the structural difference between the nominative ga and the
genitive no in the D-licensing hypothesis can explain the adjacency effect on the acceptability of no. He mentions that since T in the genitive structure in (27b) in the last section
is not selected by C, it fails to inherit any formal grammatical features and lacks EPP, as
in the case of infinitival clauses in English. Therefore, T does not trigger movement of the
genitive subject that ends up staying at Spec,vP. When the genitive subject occurs to the
left of a temporal adverb (TP adjunct), the subject must undergo movement, which is not
motivated, and thus, it is uneconomical and leads the degradation in acceptability. Since
the genitive structure does not contain a CP, adverbs used for the current experimental
study with regard to the adjacency effect can be TP or VP adjuncts but should not be CP
adverbs. Miyagawa (2011) further argues that if the intervening element does not require
the genitive subject to move, such as a VP adverb, it is grammatical.
54
(32)
Koozi-no mattaku sir-anai
Koji-Gen at.all
kakudo
know-Neg angle
‘an angle that Koji doesn’t know at all’
(Miyagawa 2011)
Thus, Miyagawa (2011)’s syntactic account predicts that the genitive subject allows VP
adjuncts as intervening elements but not adjuncts that occur higher than Spec,vP, where the
genitive subject is located. This is what we can test empirically. However, we need to begin
with verifying the existence of the adjacency effect from an empirical perspective.
3.1.4 Experiment 1: Acceptability Judgment Task
Procedure
Forty native speakers of Japanese participated in a rating experiment using a 5-point scale
(1: very unnatural, 5: very natural) as a paper-based questionnaire. The adjacency conditions (adjacent vs. non-adjacent) and the two case particles (ga and no) were manipulated
in a 2 × 2 design, yielding a total of 4 crucial conditions in the experiment. The task
included a temporal adverb as a TP adjunct and a locative PP as a VP adjunct but not CP
adverbs as intervening elements, since Miyagawa (2011) claims the genitive subject structure does not contain a CP, as seen in (27b) in Section 3.1.2. We created 4 matched lexical
sets of each condition, and the sets were distributed among 4 lists using a Latin Square
procedure so that the participants never saw lexically related items in their particular questionnaire. We included 32 filler items in each list, which was balanced to ensure an equal
number of acceptable and unacceptable sentences. In addition, all of the questionnaires
begin with the same 5 practice items (cf. Schütze and Sprouse to appear), and thus, each
list has 53 items in total. The order of items within each list was pseudorandomized so
that related conditions were never presented successively. Furthermore, the order of the
items in each of the four lists was reversed in order to avoid the effect of order, resulting
55
in 8 different questionnaires. Example items in the lists are given in (33). As shown in the
examples, the adjacent conditions were constructed by moving the intervening elements of
the non-adjacent conditions to the front of the sentences.
(33)
a. Nom/Gen: Adjacent
Kyoo zyuku-de
kodomotati-ga/no naratta rekisi-wa
today cram.school-at children-Nom/Gen studied history-Top
Heianzidai-nituite-dat-ta.
Heian.period-about-Cop-Pst
‘The history that the children studied at a cram school today is about Heian
period.’
b. Nom/Gen: Non-adjacent
Kodomotati-ga/no kyoo zyuku-de
naratta rekisi-wa
children-Nom/Gen today cram.school-at studied history-Top
Heianzidai-nituite-dat-ta.
Heian.period-about-Cop-Pst
‘The history that the children studied at a cram school today is about Heian
period.’
Results
A linear mixed-effects model was used to analyze the data. The benefits of the linear
mixed-effects model are that we can include speakers and items as random factors in the
model and do not need to worry about equality of variance as in the case of using twoway ANOVA (Baayen 2008; Baayen et al. 2008; Jaeger 2008).2 The means and standard
2
We tested the equality of variance of the judgments between ga and no using “bartlett.test” on R, and
the results show that their variances are not equal.
56
deviations of the ratings for each condition are reported in Table3.3, which indicates that
the acceptability of no in the non-adjacent condition is low.
Adjacent
ga 4.31 (1.05)
no 3.61 (1.33)
Non-adjacent
4.32 (1.13)
2.69 (1.59)
Table 3.3: Means and standard deviations of the acceptabilities for each condition
We transformed ratings of each participant to z-scores for standardization in order to
correct any possible scale bias between participants. Figure 3.1 displays the averaged zscores of ga and no in the adjacent and non-adjacent conditions. Figure 3.1 indicates that
Figure 3.1: Z-score ratings of the nominative/genitive case particles in the adjacency conditions
the acceptability of the genitive no in the non-adjacent condition becomes drastically low,
while the nominative ga is stable throughout the conditions.
In order to verify the visual impression on Figure 3.1, we constructed a linear mixedeffects model with items and participants included as random factors on the adjacent/nonadjacent condition (ADJACENCY) and the case particles ga and no (NOMGEN) as fixed fac57
tors. Analyses were conducted using the lme4 and languageR libraries for the R statistic
program. During the analysis, we also considered random slopes for each fixed factor and
compared the models by likelihood ratio tests using the function anova on R. The best
model included a random slope with NOMGEN*ADJACENCY and participants. Table 3.4 is
a summary of the fixed factors of the model.
Estimated Standard Error t-value
-0.12218
0.09573
-1.276
NOMGEN
0.53538
0.08677
6.170
ADJACENCY
-0.57935
0.11073
-5.232
NOMGEN*ADJACENCY
0.57666
0.16241
3.551
(Intercept)
Table 3.4: Summary of fixed factors from the linear mixed-effects model for NGA and
adjacency
Based on their t-values that imply a statistical significance when a value is above 2
or under -2 (Roland et al. 2012), Table 3.4 shows that there was a significant main effect
of NOMGEN and ADJACENCY, and there was also a significant interaction of NOMGEN and
ADJACENCY.
It indicates that adjacency affects ga and no differently. As we saw in Figure
3.1, the acceptabilities of no are different between the two conditions, in contrast to ga.
To summarize, we conducted an acceptability judgment task in order to confirm the
effect of adjacency on the acceptability of the subject with the genitive no, and empirically
show that the genitive subject is not preferred to be used in the non-adjacent condition.
3.1.5 Experiment 2: Self-paced Reading Task
In this section, I present a procedure of our self-paced reading task and the results, examining whether we can observe the effect of adjacency on the genitive no subject in online
processing, in comparison to an off-line task such as an acceptability judgment task. In
particular, this experiment was intended to elucidate the locality of the processing burden
58
caused by the genitive no subject in order to pin down what induces the low acceptability
of the genitive no in the non-adjacent condition.
Procedure
A total of 67 native speakers of Japanese, mostly undergraduate students at Konan University, participated, for either reward or course credit. The experiment had two parts: a
reading span test (RST) part and a self-paced reading (SPR) part. Each session took about
40-50 minutes. The RST preceded or followed the SPR depending on the participants in a
random way. A short break was given to each participant between the two parts. As I will
mention later, the RST was conducted for the purpose of trimming data obtained by the
SPR.
The method for the RST part was based on Daneman and Carpenter (1980) and Osaka
(2002). Participants were asked to read a series of unrelated sentences aloud at their own
pace and recall the underlined word of each sentence. Each sentence was typed on a single
line across the center of an A5 index card. The cards were arranged in three sets each of
two, three, four and five sentences. Blank cards with a few short horizontal lines printed
on them were inserted to mark the end of each set. The experimenter showed one card at a
time, and the participant was asked to read the sentence aloud. As soon as the sentence was
read, a second card was placed on top of the first and the participant read the new sentence.
The procedure was repeated until a blank card signaled the end of the reading part and that
he/she was to recall the underlined word of each of the sentences in the order in which
they had appeared. The horizontal lines printed on the blank card indicated the number of
words to be recalled. Participants were given two practice sets at the two sentence level
before the test began. They were warned to expect the number of sentences per set to
increase during the course of the test. The test contained three sets each of two, three,
four, and five sentences. All participants were tested throughout all the sets. The level
59
at which a participant was correct on two out of three sets was taken as a measure of the
subject’s reading span. Although participants were asked to recall the words in the order
of appearance, the experimenter disregarded the correctness of the order when scoring,
except when they recalled the last word first, in which case the experimenter asked the
participant to try the recall task again; if he/she was successful in recalling all the words
without presenting the last word first, the experimenter marked the trial as successful.
Additionally, if the participant was successful on only one set at a particular level, an extra
credit of 0.5 was given for each such set.
The SPR part was conducted with Linger (v.2.88), a Tcl/Tk sentence presentation program written by Douglas Rohde, using Apple Mac mini computers on Mac OS X and 17inch TFT displays. The program presented one sentence at a time on the computer monitor,
left to right, word by word in a noncumulative, moving-window manner as a participant
pushed the space bar (Just et al. 1982). The 16 sets (items) of four target conditions were
distributed in a Latin Square design, resulting in four lists. Ninety filler items, of which
66 were items for other unrelated experiments, were added to each list. Among the filler
items in each list, 10 were ungrammatical. The 106 sentences in a list were presented in
a different pseudo-random order for each participant, such that no two target items were
presented consecutively. The participants were asked to silently read the sentences. The
experiment was preceded by brief instructions and 9 practice items. Each stimulus was
immediately followed by a simple sentence that may or may not have matched the content
of the sentence that was presented, and the participants were instructed to answer either
the F key (for yes) or the J key (for no) as to the match. Visual feedback was provided for
wrong answers. A suggestion for a break was given after every 20 trials.
As for the data trimming, we took three procedures. First, we excluded outliers of reading time of each region for each condition. We calculated z-scored reading times of each
region for each condition, and then treated ones above 5 as outliers and excluded them.
60
Second, we excluded the data when the participants gave a wrong answer for the comprehension question that followed each target sentence. Third, we excluded two participants
from our data; one had correct answers for less than 50% in the comprehension questions,
and another participant had an extremely long reading time for each region (z-score: 4.54).
We also tried three other ways to trim our data. One was to exclude data that was given
a correct answer less than 70% for the comprehension questions. The second way was to
use data by the upper half of participants in terms of the scores of the comprehension test.
The third method was to use data by the upper half of participants in terms of the RST
score.3 In the next section, I introduce the results using the data obtained from our initial
data trimming, since I did not see any substantial difference between the data sets from a
statistical point of view.
Results
Figure 3.2 displays mean reading times of each condition. Our interest is on the behaviors
of the reading times in the first 5 regions. Note that we are not able to compare the reading
times between the two adjacency conditions in region 1-3, since we used different lexical
items for the adjacent and non-adjacent conditions. For instance, region 1 has the nominative ga or genitive no subject in the non-adjacent condition but a temporal adverb in the
adjacent condition. Therefore, we can only compare the reading times between ga and no
in region 1-3. I provide mean reading times of each region for the adjacent condition and
the non-adjacent condition in Figure 3.3.
In order to examine the difference between the ga and no conditions in region 1-3 for
each adjacency condition, I constructed a linear mixed-effect model and also used a one3
At Kansai Circle of Psycholinguistics in 2013, Hajime Ono suggested that it might be better to use data
by the lower half of participants in terms of the RST score, since the upper ones might be too good at dealing
with a sentence that is supposed to be difficult to process, ending up to make the data less distinguishable in
terms of reading time. Thus, in future research, we need to examine the factors using the data by the lower
half of participants in terms of the RST score.
61
Figure 3.2: Mean reading time for each condition
Figure 3.3: Mean reading times of the adjacent and non-adjacent conditions
62
way anova on R using the data from the first three regions individually. The results of the
analyses indicate that there was no significant effect of the ga and no conditions in region 1
and in the adjacent condition in region 2 and 3. However, we found a significant difference
of the reading times between the ga and no in the non-adjacent condition in region 2 and
3. I introduce the results of the analyses using the data of region 2 and 3 in the nonadjacent condition. As for the linear mixed-effect model, I used participants and items as
random factors and the ga and no condition (NOMGEN) as a fixed factor. Analyses were
conducted using the lme4 and languageR libraries for the R statistic program. During the
analysis, we also considered random slopes for each fixed factor and compared the models
by likelihood ratio tests using the function anova on R. Both of the best models for region
2 and region 3 contain a random slope with NOMGEN and participants. Based on their
t-values that imply a statistical significance when a value is above 2 or under -2 (Roland
et al. 2012), Table 3.5 and 3.6 indicate that the differences between the reading times of ga
and no in the non-adjacent region were significant in region 2 and 3. We did not find any
significant difference between ga and no in other regions or in the adjacent condition.
(Intercept)
NOMGEN
Estimated Standard Error
738.86
49.94
-99.01
46.45
t-value
14.796
-2.132
Table 3.5: Summary of the fixed factor from the linear mixed-effects model for region 2
(Intercept)
NOMGEN
Estimated Standard Error
780.75
51.84
-140.76
47.50
t-value
15.061
-2.963
Table 3.6: Summary of the fixed factor from the linear mixed-effects model for region 3
In the case of region 4 (V) and 5 (Head Noun), we can compare their reading times
between ga and no throughout the adjacency conditions, since the stimuli contain the iden63
tical lexical items for the two conditions. I constructed a linear mixed-effects model using
the data from region 4 and 5 individually, including NOMGEN and ADJACENCY as fixed
factors and participants and items as random factors. The best model for the data from
region 5 contains a random slope with NOMGEN and participants. Table 3.7 and 3.8 are the
results of the analyses, showing that there was not a significant main effect of NOMGEN
and ADJACENCY and also no interaction effect of them in region 4 and 5.
Estimated Standard Error
(Intercept)
620.818
30.393
NOMGEN
-14.661
30.793
ADJACENCY
-6.986
30.638
NOMGEN*ADJACENCY
-28.253
43.501
t-value
20.426
-0.476
-0.228
-0.649
Table 3.7: Summary of the fixed factor from the linear mixed-effects model for region 4
Estimated Standard Error
624.005
33.805
NOMGEN
-51.005
30.796
ADJACENCY
-7.287
27.182
NOMGEN*ADJACENCY
-7.242
38.541
(Intercept)
t-value
18.459
-1.656
-0.268
-0.188
Table 3.8: Summary of the fixed factor from the linear mixed-effects model for region 5
Another way of comparing reading times of the ga and no subjects with respect to the
adjacency conditions is to examine the total reading time of region 1-5. Figure 3.4 represents the reading times of region 1-5 for each condition, which shows that the reading
time of the genitive no in the non-adjacent condition is slower than the one in the adjacent condition. Moreover, the reading times of the nominative ga between the adjacency
conditions are not much different.
In order to verify the visual impression on Figure 3.4, I constructed a linear mixedeffects model with items and participants included as random factors and the adjacency
conditions (ADJACENCY) and ga and no (NOMGEN) as fixed factors. The best model in64
cluded a random slope with NOMGEN and participants. Table 3.9 is a summary of the fixed
factors of the model.
Figure 3.4: Mean reading time of region1-5 for each condition
Estimated Standard Error
(Intercept)
651.71
31.43
NOMGEN
-23.50
20.22
ADJACENCY
64.33
16.09
NOMGEN*ADJACENCY
-56.90
22.83
t-value
20.735
-1.162
3.999
-2.492
Table 3.9: Summary of fixed factors from the linear mixed-effects model for region 1-5
There was a significant main effect of ADJACENCY and also a significant interaction of
NOMGEN
and ADJACENCY. It indicates that adjacency affects the reading time of ga and
of no differently. The reading time of region 1-5 with no in the non-adjacent condition is
significantly slower than the one in other conditions. This effect of adjacency explains the
tendency in Figure 3.3. The reading time with no in the non-adjacent condition is slower
than the one with ga throughout region 1-5.
To summarize, the reading time of region 2 and 3 with no in the non-adjacent condition
is significantly slower than the one with ga. In addition, we observed that the reading time
65
of region 1-5 with no in the non-adjacent condition is significantly slower than the one in
the adjacent condition, in contrast to ga.
3.1.6 Locality of Processing Burden and Syntactic Structure of NGA
In this section, I discuss the findings of our experiment in relation to the syntactic account
of adjacency by Miyagawa (2011), and argue that the syntactic approach to the effect of
adjacency is not sufficient to explain the results obtained in our experiment.
The results of our SPR task show that the genitive no in the non-adjacent condition in
region 1-5 was read slower, as opposed to the nominative ga. In addition, we found that
the reading times of no in the non-adjacent condition in region 2 and 3 were significantly
slower than the ones of ga, as shown in Figure 3.5. I provide the following example in
order to represent which element appears in region 2 and 3.
Figure 3.5: Mean reading times of the non-adjacent condition
66
(34)
Non-adjacent condition
a. Kodomotati-ga
kyoo zyuku-de
naratta rekisi-wa
children-Nom/Gen today cram.school-at studied history-Top
Heianzidai-nituite-dat-ta.
Heian.period-about-Cop-Pst
‘The history that the children studied at a cram school today is about Heian
period.’
b. Kodomotati-no
kyoo zyuku-de
naratta rekisi-wa
children-Nom/Gen today cram.school-at studied history-Top
Heianzidai-nituite-dat-ta.
Heian.period-about-Cop-Pst
(34) shows that region 2 in the non-adjacent condition has a temporal adverb as TP
adjunct and region 3 contains a locative PP as VP adjunct. From a perspective of the
syntactic analysis by Miyagawa (2011), the delay of the reading time of no in region 2 can
be explained, since region 2 contains a TP adjunct that is located above the genitive subject
at Spec,vP in the syntactic structure, as shown in (35).
67
(35)
=(28b) Genitive subject structure under the D-licensing hypothesis (Miyagawa
2011)
DP
D
NP
TP
vP
SubjGEN
NP
T
v’
VP v
However, in the case of region 3 that contains a locative PP, we do not find any explanation as to why the reading time of region 3 was delayed, since a locative PP as a VP
adjunct has nothing to do with the upward movement of the genitive subject starting at
Spec,vP, i.e., a locative PP does not disturb the movement.
Another important fact is the difference in a shift of the reading times from one region
to another during region 1-5, as displayed in Figure 3.6. In order to compare the shifts between the nominative ga and the genitive no in the non-adjacent condition, I constructed a
linear mixed-effects model for each shift, where the model includes NOMGEN and REGION
as fixed factors and participants and items as random factors. There was no significant interaction effect of NOMGEN and REGION observed in the shift of region 1 to 2 (Table 3.10)
and region 2 to 3 (Table 3.11). However, there was a tendency of a significant interaction
effect in the shift of region 3 to 4 (Table 3.12), indicating that the shifts of region 3 to 4
between ga and no are different. What the results imply is that the delay of the reading
time of the genitive no in the non-adjacent condition in region 1 to 3, as shown in Figure
3.6, was resolved when participants came across the predicate in region 4. This resolution
68
of the delay of the reading time cannot be explained in terms of the syntactic structure in
the D-licensing hypothesis.
Figure 3.6: Mean reading times of the non-adjacent condition
Estimated Standard Error
(Intercept)
946.34
83.50
NOMGEN
-40.56
100.81
REGION
-105.60
43.53
NOMGEN*REGION
-28.34
61.77
t-value
11.333
-0.402
-2.426
-0.459
Table 3.10: Summary of fixed factors from the linear mixed-effects model for the shift of
reading time in region 1 to 2
Estimated Standard Error
647.084
107.579
NOMGEN
-9.503
143.344
REGION
45.021
39.000
NOMGEN*REGION
-44.480
55.342
(Intercept)
t-value
6.015
-0.066
1.154
-0.804
Table 3.11: Summary of fixed factors from the linear mixed-effects model for the shift of
reading time in region 2 to 3
69
Estimated Standard Error
1284.98
138.34
NOMGEN
-428.36
192.06
REGION
-167.83
38.16
NOMGEN*REGION
96.23
54.18
(Intercept)
t-value
9.288
-2.230
-4.398
1.776
Table 3.12: Summary of fixed factors from the linear mixed-effects model for the shift of
reading time in region 3 to 4
Hence the syntactic approach to the adjacency effect does not provide an account for
the results of our experiment, especially the delay of the reading time of the genitive no in
the non-adjacent condition of region 3 and its resolution at region 4. In the next section, I
explore a plausible account in terms of the expectation-based comprehension theory (e.g.,
Levy 2005, 2008).
3.1.7 Expectation-based Comprehension and NGA
In the last section, we found a significant delay of reading time in region 2 and 3 of a
sentence with no in the non-adjacent condition and also its resolution in the shift of region
3 to 4, which is not explicable with the current syntactic theory. In this section, I provide a
plausible account of the results from the perspective of expectation-based comprehension
theory (e.g., Levy 2005, 2008). The following are the example stimuli for the non-adjacent
environment in the experiment.
(36)
=(34) Non-adjacent condition
a. Kodomotati-ga
kyoo zyuku-de
naratta rekisi-wa
children-Nom/Gen today cram.school-at studied history-Top
Heianzidai-nituite-dat-ta.
Heian.period-about-Cop-Pst
70
‘The history that the children studied at a cram school today is about Heian
period.’
b. Kodomotati-no
kyoo zyuku-de
naratta rekisi-wa
children-Nom/Gen today cram.school-at studied history-Top
Heianzidai-nituite-dat-ta.
Heian.period-about-Cop-Pst
As I will discuss in Chapter 4, a subject interpretation of an NP with ga is dominant
in comprehension (cf. Shibatani 1975; Miyamoto 2002, 2003, 2008), providing evidence
based on a sentence completion task. Therefore, the elements in region 2 and 3 are congruent with the expectation based on the interpretation of the NP with ga, since a temporal
adverb in region 2 and a locative PP in region 3 are clausal elements.
On the contrary, a subject interpretation of an NP with no is less frequent in comparison
to a nominal connector interpretation, which is empirically supported by the experiment
in Section 3.2. When a perceiver processes a sentence phrase by phrase in the experiment,
such as the one in (36b), they expect an NP following the NP with no based on the nominal
connector interpretation. However, the next phrase is a temporal adverb in the stimuli of
this experiment, contrary to their expectation. The following are two possible structures
of the NP with no and the temporal adverb that a perceiver encounters in the middle of
processing.
(37)
Two possible structures
a. NP-no [Temp-adv ...
b. [NP-no Temp-adv ...
(37) indicates that the temporal adverb induces an expectation of an embedded clause
in the sentence. Since the temporal adverb occurs right after the NP with no that requires
an NP to be connected to in either case of the nominal connector interpretation (37a)
71
or the embedded subject interpretation (37b)4 , the temporal adverb must be located in an
embedded clause. On one hand, the structure in (37a) contains a clausal boundary between
the NP with no and the temporal adverb, where the NP with no is interpreted as a nominal
connector and located outside the embedded clause. On the other hand, the structure in
(37b) shows that the NP with no is interpreted as a subject of the embedded clause.
As discussed in the last section, what we observed in the SPR was a significant delay
of the reading time of the genitive no in the non-adjacent condition in region 2 and 3, in
contrast to the nominative ga condition. If a perceiver takes the interpretation in (37a) in
order to expect an upcoming element for region 3, we do not find any factor that causes the
delay of region 3 containing a locative PP since the NP with no is outside the embedded
clause and the locative PP is congruent with the expectation based on the embedded clause
interpretation. On the contrary, if a perceiver takes the interpretation in (37b), the delay of
region 3 is accountable based on what a perceiver expects. As discussed in Section 2.5.10,
my corpus study using two corpora did not find any use of NP with no as an embedded
subject in the data when there are more than two intervening elements between the subject
and its predicate. From a perspective of the expectation-based account, facing the second
intervening element that is the locative PP is very unexpected, leading to the delay of the
reading time. If this is on the right track, the delay of region 2 is not only caused by the
unexpectedness but also by the reanalysis of the NP with no from a nominal connector to
a genitive subject. Thus, when a perceiver faces the temporal adverb in region 2, she/he
reanalyzes the NP with no and introduces a clausal boundary for the embedded clause.
To summarize, I provide an account for the delay of reading times of region 2 and 3 in
non-adjacent condition with the genitive no, as shown in (36b), from a perspective of the
expectation-based theory. A perceiver begins with an NP with no as a nominal connector,
4
As I mentioned in Chapter 2, there are some dialects that allow a genitive subject in main clauses. Thus,
we need to control participants’ dialect in future research in order to exclude a possibility that the dialectal
variation might obscure the data.
72
and the temporal adverb in region 2 induces the reanalysis of the NP with no from the
nominal connector interpretation to the genitive subject, introducing a clausal boundary
for the embedded clause at the beginning of the sentence, as given in (37b), which causes
the delay of reading time. Then, the locative PP at region 3 brings about the delay of
reading time, since it is rare to have two interpretations between the genitive subject and
its predicate, which is supported by the corpus study in Chapter 2.
3.1.8 Conclusion
The effect of adjacency on the use of the genitive subject has been raised as an issue in
theoretical syntax in the early 1970s, and since then, it has been argued without substantial
evidence from an empirical point of view. We conducted an acceptability judgment task
in order to provide empirical evidence of the adjacency effect. In addition, we employed
a self-paced reading task in order to find a locality of the low acceptability of the genitive subject in question. Based on the results of the experiments, we confirmed that the
acceptability of the genitive subject in the non-adjacent condition is quite low, in contrast
to the nominative subject. I introduced a theoretical account of the adjacency effect on
the genitive subject by Miyagawa (2011). However, the results of SPR show that reading
times of a temporal adverb (TP adjunct) and also a locative PP (VP adjunct) as intervening
elements in SPR delayed when an NP was marked by the genitive no, which the syntactic
account by Miyagawa (2011) does not predict. From the perspective of expectation-based
theory, we provide an account for the delay of region 2 as an unexpected element based on
the sentence-initial NP with no and also as a reanalysis of the NP with no from a nominal
connector to an embedded subject. In the case of region 3, the delay was brought about by
its unexpectedness, referring to its rareness in the corpus study in Chapter 2.
Fur further study, it is necessary to confirm the results of the current experiment and
support our hypothesis that the adjacency effect is not due to uneconomical syntactic move73
ment, referring to the D-licensing hypothesis, but to the effect of processing burden caused
by a perceiver’s expectation. Thus, we need to conduct an SPR experiment with two VP
adjuncts as intervening elements, instead of a TP adverb and a locative PP. If we find a delay of reading time reflecting a processing burden on both of the two intervening elements,
it supports our hypothesis, since the syntactic account does not predict the processing burden on the first intervening element that is located lower than the genitive subject in the
syntactic structure.
3.2 A Preliminary Experimental Study on a Choice of the
Interpretations of No
3.2.1 Introduction
In this section, I discuss how people choose one interpretation over the other in language
use, examining two interpretations of an NP with no and exploring indirect effects of
language-external factors on language processing and comprehension. The case particle no
can be interpreted as either a nominal connector, which generally functions as a possessive
marker (38a), or as an embedded subject marker (38b).
(38)
a. No as a nominal connector
Naomi-wa kinoo
[Ken-no hon]-o
katta.
Naomi-Top yesterday Ken-Gen book-Acc bought
‘Naomi bought Ken’s book yesterday.’
b. No as an embedded subject marker
Naomi-wa [kinoo
Ken-no katta
hon]-o
yonda.
Naomi-Top yesterday Ken-Gen bought book-Acc read
‘Naomi read a book that Ken bought yesterday.’
74
As discussed in Chapter 2, the embedded subject (but not the nominal connector no) can
be alternatively marked by the nominative case particle ga, called nominative/genitive alternation (NGA) (cf. Harada 1971), as shown below.
(39)
a. Naomi-wa [kinoo
Ken-ga/no
katta
hon]-o
yonda.
Naomi-Top yesterday Ken-Nom/Gen bought book-Acc read
‘Naomi bought a book that Ken brought yesterday.’
In Chapter 2, I investigated the alternation between ga and no on the embedded subject
in corpora from a sociolinguistic perspective, and clarified that language-external factors,
such as gender and age, affect frequencies of the uses of ga and no as NGA. Since the
use of no as an embedded subject marker is influenced by these factors, referring to the
embedded subject NP with ga, it is plausible that the language-external factors might affect
a choice of the two interpretations of an NP with no (nominal connector or embedded
subject marker) when an NP with no occurs in an ambiguous context as follows.
(40)
Okaasan-wa kodomo-no katta
boosi-o nakusita.
mother-Topic child-Gen bought hat-Acc lost
a. Nominal connector interpretation
Okaasan-wa [kodomo-no [[pro katta] boosi]]-o nakusita.
mother-Topic child-Gen
bought hat-Acc
lost
‘The mother lost the child’s hat that (someone/the child) bought.’
b. Subject marker interpretation
Okaasan-wa [[kodomo-no katta]
mother-Topic child-Gen
boosi]-o nakusita.
bought hat-Acc lost
‘The mother lost a hat that the child bought.’
As introduced in Chapter 2, the structure in (40a) is called pseudo-NGA (Sakai 1994;
Kikuta 2002), where the NP with no is interpreted as a possessor of boosi that is modified
75
by an embedded clause katta with a pro subject. On the other hand, (40b) is a subject
marker interpretation, treating the NP with no as a subject of the embedded clause that
modifies the head noun boosi. As argued in Chapter 2, an embedded subject with no is the
one that language-external factors affect in use.
This section provides results of sentence completion tasks, arguing that the languageexternal factors that affect the use of the embedded subject with no also affect a choice of
the two interpretations of an NP with no in an indirect way. In addition, since experiments
that elicit linguistic phenomena in question can control factors to be included, as opposed
to a corpus study, it is beneficial to obtain data from an experimental study. First, I introduce effects of the language-external factors on NGA that were presented in Chapter 2.
Then, I illustrate the procedures of experiments, and discuss the results.
3.2.2 Background: Effects of Language-external Factors on NGA
I conducted a statistical analysis on NGA with the data from two corpora (MJD and CSJ) in
Chapter 2. The analysis clarified what kind of language-external and -internal factors affect
the use of the nominative ga and the genitive no as NGA. Among the factors identified in
the analysis, there are three language-external factors: style, gender, and birth year/age.
The corpus-based study on NGA in Chapter 2 reveals that the nominative ga is dominant
in use as a subject marker in embedded clauses, compared to the genitive no.
MJD
CSJ
ga 77.5% (6,662/7,600) 92.1% (4,436/4,815)
no 12.5% (938/7,600)
7.9% (379/4,815)
X2 = 62.13, d.f.=1, p < .0001
Table 3.13: (=Table 2.1) Distributions of ga and no in the two corpora
The mixed-effects logistic regression analysis with Rbrul (cf. Johnson 2009) in Chapter
2 clarified the effects of gender based on the CSJ data, where females use the genitive no
76
as NGA more often than males. In addition, I argue that there is a change in the use of the
two case particles ga and no as NGA, as shown in Figure 3.7.
Figure 3.7: (=Figure 2.1) Scatter plot of the rate of no in the MJD corpus
As I argued in Chapter 2, we could not determine whether or not style affects the use
of ga and no as NGA based on the available information in the corpora, although the
different frequencies of no as NGA between the two corpora in Table 3.13 might suggest
the effects of style. As Nakagawa (1987) claims that more formal speech contains more
use of the genitive no as an embedded subject marker, the MJD corpus as more formal
than the CSJ corpus contains more use of the genitive no as an embedded subject marker
(MJD, 12.5% vs. CSJ, 7.9%). In addition, Ide (1999) discusses that there is a correlation
between the effects of speech style and gender, pointing out that females generally prefer
to use formal expressions more than males in Japanese. However, although the analysis in
Chapter 2 indicates that females use no as an embedded subject marker more frequently
than males, the levels of formality annotated for each speech in the CSJ corpus did not have
77
a statistically significant effect on NGA. Needless to say, speech style can be linguistically
realized in various ways, and it is obviously inappropriate to attribute it into one linguistic
factor as a single source. Therefore, it is not possible to untangle multiple factors that are
related to style in spontaneous speech in order to detect that speech style affects the use
of the linguistic variables in question. This study employed a sentence completion task
as a pilot study, where we controlled such factors related to style during the design of the
experiment, and examine effects of style on a choice of the two interpretations of no and
consider whether style affects NGA.
3.2.3 Experiment 1: Sentence Completion Task 1
As discussed in Section 3.2.1, the three language-external factors might affect a choice of
the two interpretations of an NP with no (a nominal connector or an embedded subject
marker), since the three factors affect the alternation between ga and no as an embedded
subject marker, i.e., NGA, and there are ambiguous contexts where either of the interpretations of an NP with no is acceptable.
Thus, a research question of this study is to elucidate whether language-external factors
affect language processing and comprehension in an indirect way, reflecting their effects
on the use of the case particles ga and no as an embedded subject marker. Although
studies on variable linguistic behavior, such as listener’s perception of sociolinguistic variables (e.g., Strand 1999; Casasanto 2009; Campbell-Kibler 2009; Squires 2011), have been
more active recently, analyzing variation has been primarily a study of production, i.e.,
spontaneous speech (e.g., Labov 1972). The current study investigates indirect effects of
language-external factors on a choice of the interpretations of an NP with no. In other
words, I discuss whether language-external factors can affect language processing and
comprehension in an indirect way. In the following experiments, I focus on a question
whether style affects the choice of the interpretations of an NP with no, since it can help
78
resolve the issue as to whether style affects NGA, which was raised in the corpus study in
Chapter 2.
Procedure
I conducted a sentence completion task, where 25 native speakers of Japanese (age 25-50
(mean: 33), Female: 12, Male: 13) were asked to complete a sentence fragment to make
a sentence. The fragments end with an ambiguous NP with no that can be interpreted as
either a nominal connector or an embedded subject marker. In this experiment, style was
measured in a word preceding no, which was controlled by vocabulary choice. All of the
words are [+human] such as names of people and common nouns. In addition to style, I
investigated effects of the number of temporal adverbs (1 or 2) in each sentence fragment.
The stimuli with two temporal adverbs were intended to elicit an embedded clause in an
answer, since the use of no as an embedded subject marker is generally not preferred,
compared to the nominative case particle ga, as shown in Table 3.13 in Section 3.2.2. The
stimuli consist of 20 target fragments, which were evenly-distributed for each condition,
and 20 fillers. The following example of the stimuli in (41) illustrates the fragment can be
interpreted in either way. The stimuli in the questionnaire consist of two formats, as shown
in (42), and (43) is a summary of our predictions of the results, based on the discussion of
their effects on NGA in Chapter 2.
(41)
Ambiguous sentence fragment in the stimuli
Okaasan-wa kinoo
kodomo-no
mother-Top yesterday child-Gen
a. Example of completing a sentence with the embedded subject marker interpretation
Okaasan-wa kinoo
kodomo-no kaita memo-o yonda.
mother-Top yesterday child-Gen wrote note-Acc read
79
‘The mother read a note that the child wrote yesterday.’
b. Example of completing a sentence with the nominal connector interpretation
Okaasan-wa kinoo
kodomo-no hon-o
nakusita.
mother-Top yesterday child-Gen book-Acc lost
‘The mother lost the child’s book yesterday.’
(42)
a. One temporal adverb: [NP-topic adverb NP-no ...]
b. Two temporal adverbs: [adverb NP-topic adverb NP-no ...]
(43)
Predictions
a. Style: More formal style prompts the embedded subject interpretation.
b. Gender: Females interpret an NP with no as an embedded subject more often
than males.
c. Temporal adverbs: Two temporal adverbs prompt the embedded subject interpretation.
Results
The results of this experiment show that the nominal connector interpretation is dominant,
as represented in Table 3.14. It is compatible with the low frequency of the use of the
genitive no as an embedded subject marker, compared to the nominative ga in NGA, in
Table 3.13 in Section 3.2.2.
nominal connector embedded subject marker
NP with no 83.2% (416/500)
16.8% (84/500)
Table 3.14: Frequency of the two interpretations of an NP with no in Experiment 1
Table 3.15 with a Pearson’s chi-square test shows that two temporal adverbs induce
the embedded subject interpretation more often than one temporal adverb, as predicted.
80
Table 3.16 shows effects of style on the interpretations of an NP with no. It indicates that
formal style induces the embedded subject interpretation. This result is compatible with the
effects on NGA, where more formal speech contain more use of no as an embedded subject
marker compared to casual speech. Table 3.17 shows that males chose the embedded
subject interpretation more often than females. The gender effect on the choice is opposite
to our prediction based on their effects on NGA.
nominal connector embedded subject marker
one temporal adverb
88% (220/250)
12% (30/250)
two temporal adverbs 78.4% (196/250)
21.6% (54/250)
2
X = 8.24, p< 0.01
Table 3.15: Temporal adverbs and the interpretations of an NP with no in Experiment 1
nominal connector
casual 86.8% (217/250)
formal 79.6% (199/250)
embedded subject marker
13.2% (33/250)
20.4% (51/250)
X2 = 4.64, p< 0.05
Table 3.16: Style and the interpretations of an NP with no in Experiment 1
male
female
nominal connector
80% (208/260)
86.7% (208/240)
embedded subject marker
20% (52/260)
13.3% (32/240)
X2 = 3.92, p< 0.05
Table 3.17: Gender and the interpretations of an NP with no in Experiment 1
As for the effects of birth year/age, we could not investigate them due to insufficient
data. We need data with a wider range of birth year/age of participants in future study.
In addition, I constructed a logit mixed-effects model to confirm the results of the
chi-square test. The model includes style (STYLE), gender (GENDER), and the number of
adverbs (NUM.ADVERBS) as fixed factors and participants and items as random factors.
81
Analyses were conducted using the lme4 and languageR libraries for the R statistic program. During the analysis, I also considered random slopes for each condition and compared the models by likelihood ratio tests using the function anova on R. The best model
ended up not including any random slopes. Table 3.18 is a summary of fixed factors of the
model.
Estimated Standard Error
(Intercept)
-2.2314
0.3199
STYLE
0.7003
0.2776
GENDER
0.6689
0.6376
NUM.ADVERBS
-8.641
0.2737
STYLE × GENDER
-0.6954
0.5596
z-value p-value
-6.976 3.04e-12
2.522 0.01167
1.049 0.29415
-3.157 0.00159
-1.243 0.21399
Table 3.18: Summary of fixed factors from the logit mixed-effects model in Experiment 1
There was a significant main effect of STYLE and NUM.ADVERBS, as we expected.
However, the effect of GENDER was not significant. Therefore, the analysis indicates that
the interpretations of an NP with no is influenced by style and the number of temporal
adverbs but not gender. The non-significant effect of gender is not what we expected
based on the fact that NGA represents the effect of gender as seen in Chapter 2.
As Labov (2011) argued, gender effects are interwoven with other language-external
factors such as social class (e.g., Trudgill 1974), rural settings (e.g., Labov 2011), and social meaning of variants (e.g., Eckert 2000), even though the major expectation governing
language and gender is that women should show a lower rate of stigmatized variants and a
higher rate of prestige variants than men. Another possible explanation to the results is that
we did not include the age effects in this calculation, and it skewed the effects of gender in
this study.
There are two points that need to be improved in this experiment. First, I did not
control speakers’ hometown, in contrast to the corpus study in Chapter 2. This experiment
included only 7 participants whose hometown is Tokyo, and the subject of the corpus study
82
in Chapter 2 was native speakers of Tokyo Japanese. Second, words that I used with no as
formal can be categorized into two groups. One group consist of names from old literature
such as Kiritsubotei in Tales of Genji (1001), and the others are names of people and
common nouns to whom it is generally better to use honorifics, such as a prime minister.
Table 3.19 is a summary of the interpretations of no for the two subcategories.
nominal connector embedded subject marker
names from old literature
51.8%(103/199)
43.1% (22/51)
nouns preferring honorifics
48.2% (96/199)
56.9% (29/51)
2
X = 1.21, d.f.=1, p=0.2713
Table 3.19: Subcategories of “formal” words and the interpretations of no in Experiment 1
There is no statistically significant difference between the two groups in Table 3.19,
but it is preferable to control which aspects of style and formality we are using in the
experiment in order to examine their effects on the choice of the interpretations of no.
It is not an easy task to set up style of a sentence using only sentence fragments, but it
seems that this experiment investigated two different aspects through the term “formal”.
In the next section, I introduce the second experiment restricting data from native speakers
of Tokyo Japanese and focus on honorifics as a factor to investigate the effects on the
interpretations of no.
3.2.4 Experiment 2: Sentence Completion Task 2
In Experiment 2, I investigated the effects of honorific attitude on the interpretation of no
with 20 participants who are native speakers of Tokyo Japanese (age 23-38 (mean: 30.6),
Female: 12, Male: 8) . As mentioned in Chapter 2, there used to be a difference between
ga and no in honorific usage; no was used with honorific expressions more often than ga,
but the difference disappeared in modern Tokyo Japanese. If so, there should not be any
difference in the interpretations of no depending on the levels of honoric attitude, bearing
83
in mind the assumption that language-external factors that affect NGA should also affect
the interpretation of no. The problem of experiment 1 in the last section is that I did not
control participants’ hometown, and it might have affected the effect of honorific attitude
on the interpretations of no, as Table 3.19 shows.
Procedure
In experiment 2, the honorific attitude conditions (honorific vs. neutral) and the temporal
adverb conditions (1 vs. 2) were manipulated in a 2 × 2 design, yielding a total of 4 crucial
conditions in the experiment. I created 4 matched lexical sets of each condition, and the
sets were distributed among 2 lists using a Latin Square procedure so that the participants
never saw lexically related items in their particular questionnaire. I included 16 filler items
in each list, and thus, each list has 32 items in total. The order of items within each list
was pseudorandomized so that related conditions were never presented successively. A
summary of our predictions is presented in (44).
(44)
Predictions
a. Honorific attitude: The two conditions (honorific vs. neutral) are equal in
interpreting an NP with no.
b. Gender: Females interpret an NP with no as an embedded subject more often
than males.
c. Temporal adverbs: Two temporal adverbs prompt the embedded subject interpretation.
Results
The results of experiment 2 show that the nominal connector interpretation is dominant, as
well as the results of experiment 1.
84
NP with no
nominal connector embedded subject marker
90.2% (303/336)
9.8% (33/336)
Table 3.20: Frequency of the two interpretations of an NP with no in Experiment 2
Table 3.21 with a Pearson’s chi-square test shows that two temporal adverbs induce
the embedded subject interpretation more often than one temporal adverb, as in the case
of experiment 1. Table 3.22 shows a tendency that females chose the embedded subject
interpretation more often than males, contrary to the results of experiment 1, but the difference between female and male is not statistically significant. Table 3.23 shows effects
of honorific attitude on the interpretations of an NP with no. It indicates that nouns that
usually occur with honorifics increase the embedded subject interpretation a little bit, but
the difference between the two conditions is not statistically significant. Therefore, it signals the honorific attitude that I set up in experiment 2 does not affect the interpretation of
an NP with no.
nominal connector embedded subject marker
3.6% (6/168)
96.4% (162/168)
16.1% (27/168)
83.9% (141/168)
2
X = 14.81, d.f.=1, p< .001
Table 3.21: Temporal adverbs and the interpretations of an NP with no in Experiment 2
one temporal adverb
two temporal adverbs
nominal connector
7.8% (10/128)
11.1% (23/208)
embedded subject marker
male
92.2% (118/128)
female
88.9% (185/208)
X2 = 0.94, d.f.=1, p=0.3323
Table 3.22: Gender and the interpretations of an NP with no in Experiment 2
nominal connector
polite
11.3% (19/168)
non-polite
8.8% (14/168)
embedded subject marker
88.7% (149/168)
91.2% (154/168)
2
X = 0.84, d.f.=1, p = 0.3594
Table 3.23: Honorific attitude and the interpretations of an NP with no in Experiment 2
85
I also constructed a logit mixed-effects model to confirm the results. The model includes honorific attitude, gender, and the number of adverbs as fixed factors and participants and items as random factors. Analyses were conducted using the lme4 and languageR libraries for the R statistic program. During the analysis, I also considered random
slopes for each condition and compared the models by likelihood ratio tests using the function anova on R. The best model turned out not to include any random slopes. Table 3.24
is a summary of fixed factors of the model. There was only a significant main effect of
NUM.ADVERBS (p<0.001), which is the same results as
the chi-square tests.
Estimated Standard Error
(Intercept)
-2.7407
0.3057
HON
-0.3492
0.4010
GENDER
-0.3457
0.5563
NUM.ADVERBS
1.7373
0.4915
HON × GENDER
0.5640
0.8500
z-value
-8.966
-0.871
-0.621
3.534
0.663
p-value
< 2e-16
0.383764
0.534346
0.000409
0.507011
Table 3.24: Summary of fixed factors from the logit mixed-effects model in Experiment 2
Contrary to the results of experiment 1, the data did not show the effect of honorific
attitude on the interpretations of no. What it implies is that the use of no as NGA is
not influenced by honorific attitude. This result is compatible with the argument that the
difference between ga and no in terms of honorific attitude, which used to exist, has already
disappeared in modern Tokyo Japanese.
As for gender, the results did not represent effects of gender on the interpretations of no,
contrary to our prediction based on the discussion of gender and NGA in the corpus study
in Chapter 2. Although we need to obtain sufficient data for a further investigation about
the gender effect, the results of the two experiments represent that gender does not have
a strong effect on a choice of the interpretations of no. If the language-external factors
of NGA do affect the interpretations of no, the results of the experiments implies that
gender does not affect NGA, which contradicts the results of the corpus study in Chapter
2. However, in addition to the lack of sufficient data from these two experiments, it might
86
not be appropriate to compare the data from spontaneous speech in Chapter 2 and the one
from the comprehension study here. As mentioned earlier, gender effects are interwoven
with other language-external factors, and further study is necessary to untangle the effects
and for a more detailed discussion about effects of gender on the interpretations of no and
NGA.
3.2.5 Conclusion
In experiment 1, we observed the effects of language-external factors on a choice of the two
interpretations of an NP with no. In fact, their effects on the choice of the interpretations
are derived from their relationship with NGA. Even so, this study provides evidence that
language-external factors can affect language processing and comprehension in an indirect
way. In addition, we confirmed that honorific attitude does not affect the interpretations
of no, which implies that they do not affect NGA. Furthermore, the data shows that the
choice of the interpretations is sensitive to features that relate to sentence structure such as
the number of temporal adverbs.
For further study, in order to verify the results of the experiments, we need to employ
some objective scale for choosing words that induce various levels of honorific attitude,
comparing to the words picked up arbitrarily in the current pilot studies, and verify the
results of the studies. In addition, the results of this study show that honorific attitude does
not affect the interpretation of an NP with no in Tokyo Japanese, as expected, but it is
necessary to examine effects of other language-external factors that should affect the interpretation of an NP with no in order to support the results of the current study. Especially,
it is important to investigate stylistic effects on the interpretation of an NP with no, which
implies effects of ga and no as NGA. For instance, in a sentence completion task, we can
use Sino-Japanese words and original Japanese words in a sentence fragment as stimuli
and compare their effects.
87
Chapter 4
Effects of Information Structure and
Prosody on the Use of
Nominative/Accusative Case Particles
This chapter discusses adjacency effects on the use of the case particles ga and o as object
marker, called Nominative/Accusative Alternation (NAA), and their relationship with information structure from an empirical point of view, through an experiment using prosodic
features. First, I introduce adjacency effects on NAA, which Shibatani (1975) points out
with his self-reported intuitive judgment. Then, I present the results of an acceptability
judgment task to confirm the adjacency effect empirically, Then, I discuss the results of a
sentence completion task with respect to the interpretations of NP-ga in order to estimate
the baseline of the ratio of the subject and object interpretations of an NP-ga. Finally, I
present the results of the perception experiment with various prosodic patterns, arguing that
the ga object is associated with prosodic salience in contrast to o, and the low acceptability
of ga in the non-adjacency condition can be ameliorated by assigning prosodic features
that fit with its information structure (cf. Vallduvı́ 1992; Lambrecht 1994; Erteschik-Shir
88
2007).1 The experiments in this chapter were conducted with Hyun-Kyung Hwang at the
National Institute for Japanese Language and Linguistics.
4.1 Introduction
NAA is a case alternation between the nominative case particle ga and the accusative case
particle o, which occurs with potential and desiderative predicates (cf. Shibatani 1975).2
(45)
Potential predicates
a. Taro-wa zyoozuni eigo-ga/o
hanas-e-ru.
Taro-Top well
English-Nom/Acc speak-Pot-Pres
‘Taro can speak English well.’
b. Naomi-wa oisii koohii-ga/o
tukur-e-ru.
Naomi-Top tasty coffee-Nom/Acc make-Pot-Pres
‘Naomi can make good coffee.’
(46)
Desiderative predicates
a. Taro-wa omosiroi hanasi-ga/o
kik-ita-i-soo-da.
Taro-Top interesting story-Nom/Acc hear-Des-Pres-SOO-Cop
‘(I heard that) Taro wants to hear an interesting story.’
b. Naomi-wa utukusii syasin-ga/o
tor-ita-i-soo-da.
Naomi-Top beautiful picture-Nom/Acc take-Des-Pres-SOO-Cop
‘(I heard that) Naomi wants to take a beautiful picture.’
1
A part of this chapter was presented at the 23rd Japanese/Korean Linguistics held at MIT in 2013.
There is another phenomenon where the nominative ga and the accusative o can alter, which is known as
Exceptional Case Marking (ECM) (Kuno 1976; Ura 1994; Tanaka 2002; Hiraiwa 2005; Takeuchi 2010). We
did not include this phenomenon in our study, since the syntactic mechanism is completely different from
NAA.
2
i) Taro-wa Yuki-ga/o
baka-da-to
omot-tei-ru.
Taro-Top Yuki-Nom/Acc stupid-Cop-Pres-COMP think-Prog-Pres
‘Taro think that Yuki is stupid.’
(Takeuchi 2010)
89
Previous studies have examined the conditions in which the nominative ga or the accusative o is preferred in use, such as lexical items of the predicates (e.g., Sugai and Naruse
2006). Among them, Shibatani (1975) observes that adjacency affects the choice of ga and
o of NAA. He describes the gradience of the acceptability with ‘*’ and ‘?’ as given below.
(47)
a. Boku-ga susi-ga/o
tabe-ta-i.
I-Nom sushi-Nom/Acc eat-Des-Pres
‘I want to eat sushi.’
b. Boku-ga susi-?ga/o
kimi-to tabe-ta-i.
I-Nom sushi-Nom/Acc you-with eat-Des-Pres
‘I want to eat sushi with you.’
c. Boku-ga susi-??ga/o
kimi-to issyoni tabe-ta-i.
I-Nom sushi-Nom/Acc you-with together eat-Des-Pres
‘I want to eat sushi with you together.’
d. Boku-ga susi-?*ga/o
kimi-to issyoni susiya-de
tabe-ta-i.
I-Nom sushi-Nom/Acc you-with together sushi.restaurant-at eat-Des-Pres
‘I want to eat sushi with you together at a sushi restaurant.’
e. Boku-ga susi-*ga/o
kimi-to issyoni asoko-ni mi-e-ru
I-Nom sushi-Nom/Acc you-with together there-at see-Pot-Pres
susiya-de
tabe-ta-i.
sushi.restaurant-at eat-Des-Pres
‘I want to eat sushi with you together at a sushi restaurant we see over there.’
(Shibatani 1975)
As the examples show, the effect of adjacency on the acceptability is not categorical
but gradual. The acceptability becomes lower by increasing the number of intervening
elements between the nominative-marked object and its predicate. Shibatani claims that
the low acceptability can be attributed to the processing burden with respect to the linear
distance between the object and its predicate, providing the following rule.
90
(48)
X NP-ga Y → X [S NP-ga Y
(Shibatani 1975)
In (48), the sequence on the left side is input, and the one on the right side is the
way of interpreting the sequence by perceivers. Shibatani proposes that native Japanese
speakers intuitively put a clausal boundary before the ga-marked NP by default, based
on his assumption that the ga-marked object is less frequent than the ga-marked subject.
This claim is empirically supported by Miyamoto (2002, 2003, 2008) who conducted selfpaced reading tasks. Therefore, the ga-marked NP in (49a) can be wrongly analyzed as an
embedded subject at first, in the same way as (49b), and then, it is reanalyzed as an object
of the desiderative predicate.
(49)
a. Boku-wa susi-ga
tabe-ta-i.
I-Top
sushi-Nom eat-Des-Pres
‘I want to eat sushi.’
b. Boku-wa [susi-ga
John-ni tabe-rare-ta] koto-o
sit-tei-ru.
sushi-Nom John-by eat-Pass-Pst thing-acc know-Prog-Pres
I-Top
‘I know that the sushi was eaten by John.’
(Shibatani 1975)
As for the adjacency effect in (47), Shibatani explains that the wrong segmentation
can be resolved immediately when a predicate is linearly close to the ga-marked object.
However, when a predicate is far from the ga-marked object as in (47e), the resolution of
the incorrect interpretation is delayed and causes more processing burden, which ends up
being less acceptable. If Shibatani’s account is correct, the adjacency effect on the nominative object has nothing to do with syntactic structures but the surface linear distance. In
order to confirm his hypothesis, the way people reanalyze the nominative NP needs to be
clarified empirically by experiments such as a self-paced reading task (cf. Miyamoto 2008,
and references therein) in future research.
91
However, the aim of this study is not to pin down the exact source of the adjacency
effect on NAA but to examine prosodic features that improve the low acceptability of the
nominative ga object in the non-adjacent condition. In this study, I verify the effect of
adjacency on the nominative object empirically at first, since Shibatani’s analysis is based
on his self-reported intuitive judgment. Then, I discuss the relationship between the case
particles ga and o as object markers and their prosodic behaviors, arguing that prosodic
features, which reflect information structure of a sentence (cf. Vallduvı́ 1992; Lambrecht
1994; Erteschik-Shir 2007), play a crucial role in the acceptabilities of ga and o objects
with respect to adjacency.
In the next section, I briefly introduce the syntactic structures of NAA in the literature
in order to show that the adjacency effect is not derived from syntactic constraints.
4.2 Syntactic Aspects of Nominative/Accusative Alternation (NAA)
As well as Nominative/Genitive Alternation (NGA) discussed in Chapter 2 and 3, NAA has
also been examined through the evolution of the generative framework (Shibatani 1975;
Saito 1982; Takezawa 1987; Dubinsky 1992; Tada 1992; Koizumi 1994; Ura 2000; Nomura 2003; Takano 2003; Takahashi 2010b). The previous studies have mainly focused on
a difference in scope between the nominative object and the accusative object in order to
detect where the nominative/accusative object is located in a syntactic structure. Nomura
(2003, 2005) argues that when the object with the nominative ga occurs with a focus particle dake ‘only’, it can take scope over the potential affix (such as -e) (50), and the reverse
scope interpretation is also possible (51) when we provide a plausible context, contrary to
the previous works (Tada 1992; Koizumi 1994; Niinuma 1999; Ura 2000).
92
(50)
John-wa koyubi-dake-ga mage-rare-ru.
John-Top pinky-only-Nom bend-Pot-Pres
‘(lit.)John can bend his pinky.’
‘It is only his pinky that John can bend.’
(51)
Taro-ga
koyubi-dake-ga mage-rare-ru-no-wa
(only > can)
sit-te-ita-ga,
Taro-Nom pinkie-only-Nom bend-Pot-Pres-Noml-Top know-Prog-Pst-but
(kare-ga) kusuriyubi-dake-mo mage-rare-ru-no-ni-wa
odoro-ita.
he-Nom ring.finger-only-also bend-Pot-Pres-Noml-Dat-Top surprise-Pst
‘I have known that Taro can crook only his pinkie but I am surprised that he can
also crook only his ring finger.’
(can > only)
(Nomura 2005)
Based on the observation, Takahashi (2010b) proposes that the nominative and accusative objects share the identical syntactic structure but their difference lies in the optionality of the Case absorption, as shown in (52). Takahashi (2010b) attributes the variability to the optional Case absorption by the potential affix head can in the tree. When the
accusative Case on v is absorbed by the potential affix, T licenses the nominative object.
Furthermore, v licenses the accusative object when the accusative Case is not absorbed.3
3
But also see Takano (2003) and Bobaljik and Wurmbrand (2007) who claim different syntactic structures
between the nominative and accusative objects. However, even if we employ their theoretical explanation of
NAA, the different syntactic structures of the nominative and accusative objects cannot explain the current
issue with respect to adjacency.
93
(52)
The nominative/accusative object structure proposed by Takahashi (2010b)
TP
SubjNOM
T’
canP
T
tsubj
can’
vP
can
PRO
v’
Optional Case absorption
VP
OBJNOM/ACC
v[Acc]
V
The important point to our study is that the nominative and accusative objects are
located in the same position in the structure.4 What it implies is that the syntactic argument
of NAA is not relevant to the adjacency issue that shows gradual effects on the acceptability
of the nominative object, and the effect should be attributed to independent factors such as
processing burden as proposed by Shibatani (1975).
4
This study conducts an experiment using a desiderative predicate, following Shibatani (1975)’s analysis,
but the discussion will be made under the assumption that the nominative and accusative objects are located
in the same syntactic position, as in the case of the potential construction.
94
In the next section, I show the results of an acceptability judgment task in order to
confirm that adjacency affects the acceptability of ga but not o.
4.3 Preliminary Study: Acceptability Judgment Task
4.3.1 Procedure
Before conducting experiments about the relationship between prosody and the case particles with respect to adjacency, we conducted an acceptability judgment task using a 5-point
scale (1=very unnatural, 5=very natural) as a preliminary study in order to confirm the adjacency effect on NAA. Twenty six speakers of Japanese participated in the experiment.
As for the adjacency conditions, the non-adjacent item has one intervening element as an
adjunct between the object marked by ga or o and its predicate. The adjacent item was
made by switching the word order of the adjunct and the object, in addition to the one
without an adjunct in a sentence. The adjacency conditions (adjacent without an adjunct,
adjacent with one adjunct, non-adjacent) and the case particles (ga and o) were manipulated in a 3 × 2 design, yielding a total of 6 crucial conditions in the experiment. We
created 2 matched lexical sets of each condition, and also varied evidential markers in the
predicates using rasii and sooda. The total number of the stimuli is 36. The followings are
examples of the target sentences.
(53)
a. Adjacent environment without an adjunct
Naoya-wa zoo-ga/o
mi-ta-i-soo-da.
Naoya-Top elephant-Nom/Acc see-Des-Pres-SOO-Cop-Pres
‘(I heard that) Naoya wants to see elephants.’
95
b. Non-adjacent environment with one intervening element
Naoya-wa zoo-ga/o
Indo-de mi-ta-i-soo-da.
Naoya-Top elephant-Nom/Acc India-in see-Des-Pres-SOO-Cop-Pres
‘(I heard that) Naoya wants to see elephants in India.’
c. Adjacent environment created by switching the order
Naoya-wa Indo-de zoo-ga/o
mi-ta-i-soo-da.
Naoya-Top India-in elephant-Nom/Acc see-Des-Pres-SOO-Cop-Pres
‘(I heard that) Naoya wants to see elephants in India.’
4.3.2 Results
Table 4.1 provides means and standard deviations of the acceptability for each condition.
It is evident that the acceptability of the nominative ga becomes very low in the nonadjacent condition, in contrast to the accusative o, where the acceptability does not become
substantially low in the non-adjacent condition.
Nom ga
Acc o
Adjacent without an adjunct Adjacent with an adjunct Non-adjacent
4.06 (1.27)
4.5 (0.77)
2.47 (1.25)
4.66 (0.69)
4.78 (0.58)
4.31 (0.93)
Table 4.1: Means and standard deviations of the acceptability for each condition
In order to compare the different behaviors of the nominative ga and the accusative o
in terms of adjacency, we excluded the data of the adjacent condition without an adjunct
in the following analyses. In addition, we transformed the ratings to z-scores within each
participant in order to standardize the data and correct for a possible scale bias between
participants. Figure 4.1 provides the means of z-score ratings for each condition.
As expected, the acceptability of the nominative ga in the non-adjacent condition turns
out to be quite lower than the adjacent one, compared to the accusative o. Although Shi-
96
Figure 4.1: Z-score ratings of the nominative/accusative case particles in the adjacency
conditions
batani (1975) does not mention that the acceptability of o becomes a little bit lower in the
non-adjacent condition, as seen in Figure 4.1, the effect of adjacency on the accusative o
is reasonable since the canonical word-order is ‘adjunct>accusative object’ and the order
‘accusative object>adjunct’ is produced by scrambling, which is costly in processing (cf.
Mazuka et al. 2002; Miyamoto and Takahashi 2002).
In order to examine further the differences between ga and o with respect to adjacency,
we constructed a linear mixed-effects model with NOMACC and ADJACENCY as fixed factors and items and participants included as random factors. Analyses were conducted using
the lme4 and languageR packages for the R statistic program. During the analysis, we also
investigated effects of random slopes for each condition and compared the models by likelihood ratio tests using the function anova on R. The best model turned out to not include
any random slopes. In Table 4.2, all p-values were estimated using the MCMC method implemented in the languageR package (Baayen 2008; Baayen et al. 2008). Table 4.2 shows
that there was a significant main effect of NOMACC and ADJACENCY, and there was also a
significant interaction of NOMACC and ADJACENCY (p<.0001).
97
To summarize, we conducted an acceptability judgment task, and confirmed that the
acceptability of ga becomes quite low in the non-adjacent condition, which is statistically
significant, compared to the accusative o object.
(Intercept)
NOMACC
ADJACENCY
NOMACC × ADJACENCY
Estimated
0.49822
-0.23462
–0.44580
-1.39385
Standard Error
0.06090
0.06499
0.07959
0.11256
t-value
8.180
-3.610
-5.601
-12.383
p-value (by the MCMC method)
<.0001
<.001
<.0001
<.0001
Table 4.2: Summary of fixed factors from the linear mixed-effects model
4.4 Sentence Completion Task
4.4.1 Procedure
In order to estimate the baseline of the ratio of the subject and object interpretations of
an NP-ga, we conducted a sentence completion task. Twenty native speakers of Japanese
(age 23-38 (mean: 30.6), Female: 12, Male: 8) participated in the experiment, and were
asked to complete a sentence fragment to make a sentence. The fragments contain an NPga that can be interpreted as either a subject or an object. The adjacent and non-adjacent
conditions were included in this experiment by switching the word-order of a locative
adverb and the NP with ga in the stimuli. In addition, animacy of the NP with ga was
controlled in order to obtain unbiased results. The NPs with ga were categorized into
animate and inanimate in the stimuli. Controlling the stimuli with adjacency and animacy
yields a total of 4 conditions in each environment. We created 2 matched lexical sets of
each condition, and the sets were distributed among 2 lists using a Latin Square procedure
so that the participants never saw lexically related items in their particular questionnaire.
We included 16 filler items in each list, and thus, each list has 32 items in total. The
98
order of items within each list was pseudorandomized so that related conditions were never
presented successively. The followings are examples of the stimuli and the two possible
interpretations.
(54)
Ambiguous sentence fragment in the stimuli
Sobo-wa
Tsukiji-de susi-ga
grandmother-Top Tsukiji-at sushi-Nom
a. Example of completing a sentence in the subject interpretation
Sobo-wa
Tsukiji-de [susi-ga
u-rare-tei-ru]
koto-o
grandmother-Top Tsukiji-at sushi-Nom sell-Pass-Prog-Pres thing-Acc
sitte-iru.
know-Pres
‘The grandmother knows that sushi is sold at Tsukiji.’
b. Example of completing a sentence in the object interpretation
Sobo-wa
Tsukiji-de susi-ga
tabe-ta-i.
grandmother-Top Tsukiji-at sushi-Nom eat-Des-Pres
‘The grandmother wants to eat sushi at Tsukiji.’
4.4.2 Results
As predicted, the results in Table 4.3 show that the subject interpretation of NP-ga is
dominant. Table 4.4 indicates that the animate NPs with ga are more likely to be interpreted
as a subject, compared to the inanimate NPs, as we expected. On the other hand, adjacency
in Table 4.5 does not indicate any effects on the interpretations of NP-ga.
NP-ga
subject interpretation object interpretation
88.5% (280/320)
12.5% (40/320)
Table 4.3: Two interpretations of ga in the sentence completion task
99
animate
inanimate
subject interpretation 93.7% (150/160) 81.2% (130/160)
object interpretation 6.3% (10/160)
18.8% (30/160)
X2 = 11.43, d.f.= 1, p < .001
Table 4.4: Animacy and interpretations of ga in the sentence completion task
adjacent
non-adjacent
subject interpretation 88.5% (140/160) 88.5% (140/160)
object interpretation 12.5% (20/160) 12.5% (20/160)
Table 4.5: Adjacency and interpretations of ga in the sentence completion task
In addition to the chi-square test, we constructed a logit mixed-effects model that includes animacy and adjacency as fixed factors and participants and items as random factors. During the analysis, I also considered random slopes for each condition and compared
the models by likelihood ratio tests using the function anova on R. The best model turned
out not to include any random slopes. The results in Table 4.6 indicate that there was a
significant main effect of ANIMACY (p<0.05), but ADJACENCY does not have a significant
effect on NAA, which is the same as the results of the chi-square tests.
(Intercept)
ANIMACY
ADJACENCY
ANIMACY × ADJACENCY
Estimated Standard Error
2.67509
0.39718
-1.61523
0.71593
0.09016
0.43705
-0.22207
0.88282
z-value
6.735
-2.256
0.206
-0.252
p-value
1.64e-11
0.0241
0.8366
0.8014
Table 4.6: Summary of fixed factors from the logit mixed-effects model
To summarize, we confirmed that the subject interpretation of NP-ga is dominant in
the experiment, controlling the effect of animacy. The effect of adjacency is not significant
in terms of ambiguity resolution of the possible interpretations of NP-ga. It implies that in
comprehension, people predominantly process the NP with ga as a subject when they have
not reached the predicate yet, irrespective to the existence of intervening elements between
100
the NP and its predicate.
4.5 Prosodic Effects on NAA
The aim of this study is to examine prosodic effects on the use of the nominative case
particles ga and the accusative o as an object marker. As we observed in the last section,
the acceptability of the object with ga becomes low when it is not adjacent to its predicate,
while the acceptability of the object with o remains high. We conducted a perception
experiment, varying pitches of the stimuli. The results of the experiment show that the
low acceptability of ga can be ameliorated when a sentence with the ga object is assigned
prosodic features that fit with its information structure (cf. Vallduvı́ 1992; Lambrecht 1994;
Erteschik-Shir 2007). The findings of this study indicate that the acceptability becomes
high when the ga object is focused in the non-adjacent condition. On the contrary, the
acceptability of the accusative o is high when the intervening element is focused in the
non-adjacent condition, which reflects the effect of the preverbal focus position by default.
4.5.1 Hypothesis
As is well known, the particle -ga can induce focus in a broad sense on an NP that it
attaches to (e.g., Kuno 1973; Heycock 1994, 2008; Vermeulen 2005). In addition, the
preverbal position is focused by default in Japanese due to its prosodic salience (Kim
1988; Ishihara 2001). This naturally brings us to the assumption that the ideal position
of the -ga object is preverbal. Since the preverbal position is focused by default, having
the ga object in the adjacent condition reduces the effort to place focus on the ga object
without shifting the default focus in the preverbal position.
Note that we are not trying to argue that the low acceptability of the ga object in the
non-adjacent condition is due to the misplacement of the focused object with ga, discarding
101
a possible account in terms of the processing burden of the reanalysis as Shibatani (1975)
claims. Instead, we verify a hypothesis that assigning the ideal information structure with
prosodic features ameliorates the low acceptability of the ga object in the non-adjacent
condition. Drawing upon the effects of implicit prosody on a judgment of a written sentence (Fodor 2002), the lack of the (implicit) prosodic salience to assign focus on the -ga
object in silent reading could be the reason for the low acceptability. If we are on the right
track, assigning a plausible information structure, which is realized in prosody, to a sentence with the -ga object in the non-adjacent condition should improve the acceptability.
4.5.2 Perception Experiment
Stimuli
We conducted a perception experiment in order to investigate effects of prosody on the
acceptability of the ga object and the o object with respect to adjacency, asking participants
the acceptability of the stimuli. The structure of tested material with an intervening element
(hereafter, IE) and examples of the target sentences are given below.
(55)
Structure: Subject > Object > IE > Verb
(56)
Target sentences with the accusative o object
a. Anna-wa ramu-o dinaa-de nomi-ta-i-soo-da-yo.
Anna-Top rum-Acc dinner-at drink-Des-Pres-SOO-Cop-SentP
‘(I heard that) Anna wants to drink rum at dinner.’
b. Naoya-wa zoo-o
Indo-de mi-ta-i-soo-da-yo.
Naoya-Top elephant-Acc India-at see-Des-Pres-SOO-Cop-SentP
‘(I heard that) Naoya wants to see elephants in India.’
(57)
Target sentences with the nominative ga object
102
a. Anna-wa ramu-ga dinaa-de nomi-ta-i-soo-da-yo.
Anna-Top rum-Nom dinner-at drink-Des-Pres-SOO-Cop-SentP
‘(I heard that) Anna wants to drink rum at dinner.’
b. Naoya-wa zoo-ga
Indo-de mi-ta-i-soo-da-yo.
Naoya-Top elephant-Nom India-at see-Des-Pres-SOO-Cop-SentP
‘(I heard that) Naoya wants to see elephants in India.’
The lexical items in the target sentences are all accented in order to observe the peak
of F0 on each word, following the fact that focus in Japanese expands the F0 range of
focused item (e.g., Pierrehumbert and Beckman 1988; Kubozono 1993; Sugahara 2003)
and compresses the peak F0 of post-focus items (e.g., Xu 1999; Xu and Xu 2005; Xu et al.
2010).
In order to create stimuli, a native speaker of Tokyo Japanese (female, age 26) was
asked to read the target sentences out loud five times, which was recorded in a soundproof
booth. The target sentences in the production session were recorded in various contexts in
order to vary the information structure of a given sentence (cf. Vallduvı́ 1992; Lambrecht
1994; Erteschik-Shir 2007). The speaker read the sentences as broad focus (58), all-given
(59), and narrow (contrastive) focus on either the object or the IE (60,61), which was
controlled in a conversation style with an interlocutor in the session. The followings are
examples of how we elicited the target stimuli produced by the speaker B.
(58)
Broad Focus
A: Doo-sita-no?
how-did-Q
‘What happened?’
B: Anna-wa ramu-o dinaa-de nomi-ta-i-soo-da-yo.
Anna-Top rum-Acc dinner-at drink-Des-Pres-SOO-Cop-SentP
‘(I heard that) Anna wants to drink rum at dinner.’
103
(59)
All-Given
A: Anna-wa ramu-o dinaa-de nomi-ta-i-soo-da-tte
kiita-kedo,
Anna-Top rum-Acc dinner-at drink-Des-Pres-SOO-Cop-COMP heard-but
hontoo-na-no?
true-Cop-SentP
‘I heard that Anna wants to drink rum at dinner, but is it true?’
B: Anna-wa ramu-o dinaa-de nomi-ta-i-soo-da-yo.
Anna-Top rum-Acc dinner-at drink-Des-Pres-SOO-Cop-SentP
‘(I heard that) Anna wants to drink rum at dinner.’
(60)
Narrow (contrastive) Focus on the object
A: Anna-wa wain-o
dinaa-de nomi-ta-i-tte-sa.
Anna-Top wine-Acc dinner-at drink-Des-Pres-COMP-SentP
‘I heard that Anna wants to drink wine at dinner.’
B: Uun, Anna-wa ramu-o dinaa-de nomi-ta-i-soo-da-yo.
no
Anna-Top rum-Acc dinner-at drink-Des-Pres-SOO-Cop-SentP
‘No, (I heard that) Anna wants to drink rum at dinner.’
(61)
Narrow (contrastive) Focus on IE
A: Anna-wa ramu-o ranchi-de nomi-tai-tte-sa.
Anna-Top rum-Acc lunch-at drink-want-COMP-SentP
‘I heard that Anna wants to drink rum at lunch.’
B: Uun, Anna-wa ramu-o dinaa-de nomi-tai-sooda-yo.
no
Anna-Top rum-Acc dinner-at drink-want-seem-SentP
‘No, (I heard that) Anna wants to drink rum at dinner.’
We included sentences with broad focus and all-given as fillers in our perception experiment in order to set up a baseline of the acceptability judgment. We used sentences
104
with contrastive (narrow) focus as our target items, and manipulated the F0 of the object
and IE in the recorded sentences in order to investigate whether focus affects the acceptability of the ga object. We chose recorded sentences with the nominative or accusative
object, where the difference in F0 peak between the nominative/accusative object and the
IE is about 100Hz. Using Praat (Boersma 2001), we made the F0 peaks of the object and
IE higher or lower with a 10Hz step for each direction, where each step makes 20Hz difference in F0 between the object and IE. For instance, when we made the F0 of the object
10Hz higher in a step, we made the one of IE 10Hz lower in the same step. We repeated
this manipulation 5 times to the extent that the difference in F0 between the object and IE
becomes 180Hz from the original sentences, as shown in Figure 4.2 and 4.3.
Figure 4.2: Pitch manipulation of the object-focused stimuli
Figure 4.3: Pitch manipulation of the IE-focused stimuli
105
During this process, we made sure that the stimuli do not sound artificial. This manipulation produced 10 stimuli for each case particle. We set up two sessions in order to
separate the stimuli with ga and o so that participants do not mishear the case particles,
which could happen since the crucial phonetic cue to distinguish them is a suffix with one
syllable/mora. Each session contains 21 fillers, including the sentences with broad focus
and all-given as the baseline of the acceptability judgment.
When the F0 of the object is made significantly higher than the following IE, even if we
consider the effect of downstep (cf. Pierrehumbert and Beckman 1988; Kubozono 1989),
it can be interpreted that the object is focused and the F0 of the following IE is compressed
by the post-focus compression. Contrastively, when the F0 of the IE is made substantially
higher than the preceding object, the IE can be interpreted as focused, regarding the object
as a part of background information. If our hypothesis is correct, the low acceptability of
the nominative ga object in the non-adjacent condition should be ameliorated when the F0
of the object is realized higher than the one of the IE.
Participants and Procedure
We conducted a rating experiment using a 5-point scale (1: very unnatural, 5: very natural).
The experiment included 29 paid participants who are native speakers of Tokyo Japanese.
The experiment was conducted in a quiet room, and the two sessions were separated with
a short break. The experiment was performed on Praat, and the participants were asked to
rate a sentence by clicking a number from 1 to 5 on a computer screen after they heard each
sentence. We excluded data of 7 participants who rated non-manipulated natural stimuli
low, such as 1 or 2; thus, the total number of participants that we used for the analysis is
22 (average age: 30.7, Female: 13, Male: 9).
106
4.5.3 Analysis and Results
The average ratings with their standard deviations in Table 4.7 indicate that the ratings of
the accusative o object are generally higher than the nominative ga object. In fact, the
ratings of the accusative o are always higher than the ones of the nominative ga in any
conditions of F0.
Ratings
Accusative o
4.23 (0.22)
Nominative ga
3.41 (0.20)
Table 4.7: Means and standard deviations of the ratings for each case particle
We transformed ratings of each participant in each session to z-scores for standardization in order to correct any possible scale bias between participants. Figure 4.4 is a
scatter plot of the averaged z-score ratings for sentences that include the accusative o or
nominative ga objects with different F0 patterns.
Figure 4.4: Z-score ratings of the nominative/accusative case particles in various pitches
Note that the raw ratings of the accusative o are always higher than the ones of the
107
nominative ga, and since the data in Figure 4.4 are z-scored, we cannot compare the ratings
between the accusative o and the nominative ga, but rather we can observe a tendency of
each case particle with varied pitches. The x-axis in Figure 4.4 represents a value of the
peak F0 of the object subtracted by the peak F0 of the IE. When the number on the x-axis
is higher, the peak F0 of the object is higher than that of the IE in the sentence. Each dot
in the graph represents the averaged z-score rating of a target sentence. As we can see,
the nominative ga object shows a tendency that the ratings become higher when the pitch
(Obj-IE) increases. On the contrary, the ratings of the accusative o object represent the
opposite tendency; the ratings become lower when the pitch (Obj-IE) increases.
In addition, Figure 4.4 contains a linear regression line for each case particle in order
to indicate a correlation between the rating and the pitch pattern. The regression line
for the o object is y=-0.55-0.0037x and R2 is 0.519, and the nominative ga object is y=0.043+0.025x and R2 is 0.701. Supporting the visual impression in Figure 4.4, the high
values of R2 for the regression lines indicate that there is a strong correlation between the
rating and the pitch pattern. Also, the two regression lines crossing in the middle of the
graph provide evidence of the contrastive patterns of the o object and the ga object in terms
of their prosodic behaviors.
To summarize, we conducted a perception experiment, manipulating pitches of the
stimuli, and confirmed that the acceptability of the accusative o is always rated higher
than the nominative ga object in any condition, as predicted. Furthermore, the results of
the experiment support our hypothesis that the low acceptability of the ga object in the
non-adjacent condition can be ameliorated by assigning a right information structure using
prosodic features.
108
4.5.4 Discussion
The results of our perception experiment showed that the accusative o object is always
rated higher than the nominative ga object, irrespective of the pitch pattern of a sentence,
which is consistent with the results of our acceptability judgment task in Section 4.3. As
expected, the findings of this study indicate that the nominative ga object is sensitive to the
pitch pattern, i.e., the locus of focus in a sentence. When the F0 of the nominative object
is higher than the IE, the acceptability of the nominative object improved. In this case, we
argue that the high F0 of the nominative object is interpreted as focus. This suggests that
the nominative ga object prefers to be focused explicitly in the non-adjacent condition.
On the contrary, when the F0 of the accusative o object is higher than the IE, the
acceptability becomes low. The acceptability of the accusative object is high when the IE
is prosodically salient. This pattern, in fact, supports the idea that the preverbal position
is focused by default in Japanese. The default pattern represents that the accusative object
does not prefer to be focused when there is an intervening element on a preverbal position.
As a summary of the findings in this study, the following examples of question-answer
pairs represent the preferred patterns of the o and ga objects in terms of focus and information structure. The subscripted F with brackets indicates which element of a sentence is
focused.
(62)
Accusative Object: Narrow Focus on IE
A: Anna-wa ramu-o ranchi-de nomi-ta-i-tte-sa.
Anna-Top rum-Acc lunch-at drink-Des-Pres-COMP-SentP
‘I heard that Anna wants to drink rum at lunch.’
B: Uun, Anna-wa ramu-o [dinaa]F -de nomi-ta-i-soo-da-yo.
no
Anna-Top rum-Acc dinner-at
drink-Des-Pres-SOO-Cop-SentP
‘No, (I heard that) Anna wants to drink rum at lunch.’
109
(63)
Nominative Object: Narrow Focus on the object
A: Anna-wa nani-ga
dinaa-de nomi-ta-i-tte?
Anna-Top what-Nom dinner-at drink-Des-Pres-COMP
‘What does Anna want to drink at dinner?’
B: Anna-wa [ramu]F -ga dinaa-de nomi-ta-i-soo-da-yo.
Anna-Top rum-Nom dinner-at drink-Des-Pres-SOO-Cop-SentP
‘(I heard that) Anna wants to drink rum at dinner.’
(62) is an example of narrow focus on IE when the object is marked by the accusative
o, and (63) represents narrow focus on the nominative object. Thus, the results of our
experiment indicate that a sentence with the nominative ga object is likely to put a focus
on an object, in contrast to a sentence with the ve o object, where the IE is preferred to be
focused.
To summarize, we verified our hypothesis that assigning a right information structure,
which is realized in prosody, has ameliorated the low acceptability of the nominative ga
object in the non-adjacent condition. The nominative object prefers to be focused, treating
the IE as background information. On the contrary, the acceptability of the accusative o
object in the non-adjacent condition prefers not to be focused, and the focus is preferred to
be on the IE in the preverbal position that is focused by default.
4.6 Conclusion
In this chapter, from a perspective of phonetics-based experimental study, we have investigated a relationship between the nominative/accusative alternation and prosodic properties
that reflect information structure of a sentence. The results of our acceptability judgment
experiment provide empirical evidence that the acceptability of the nominative ga object
becomes significantly low when it occurs with an intervening element between the object
110
and its predicate, in contrast to the accusative o object. In addition, the sentence completion
task shows that a subject interpretation of an NP with ga is dominant in comprehension.
Based on the findings, we conducted a perception experiment in order to verify our hypothesis that the low acceptability of the nominative ga object with an intervening element
can be ameliorated by assigning prosodic features that fit with its information structure.
The results show that the nominative object prefers to be focused, indicating that the nominative ga is associated with or induces focus on the object. Furthermore, we also found
supportive evidence for the claim that the preverbal position is focused by default (Kim
1988; Ishihara 2001) , since the accusative o object is not preferred to be focused and the
acceptability is high when an intervening element in the preverbal position is focused.
For further study, it is necessary to improve the design of acceptability judgment task
employing Latin square design and verify the results of this study. In addition, as for the
results of the perception experiment in this study, it is important to examine the relationship
between an NP with ga and focus in general in order to support our claim in this study. For
instance, we can investigate prosodic effects, which reflect information structure, on the
choice of ga and o as Exceptional Case Marking (ECM) (Kuno 1976; Ura 1994; Tanaka
2002; Hiraiwa 2005; Takeuchi 2010), where an embedded subject can be marked either by
the nominative ga or the accusative o.
(64)
Exceptional Case Marking
a. Taro-wa [Hanako-ga tensai-da]-to omotteiru.
Taro-Top Hanako-Nom genius-Cop think
‘Taro thinks that Hanako is genius.’
b. Taro-wa [Hanako-o
tensai-da]-to omotteiru.
Taro-Top Hanako-Acc genius-Cop think
‘Taro thinks that Hanako is genius.’
(Takeuchi 2010)
111
Lastly, this study used desiderative predicates that allow the nominative ga or the accusative o as an object marker, following Shibatani (1975), but it is meaningful to use
potential predicates instead of desiderative predicates in order to provide empirical evidence to clarify the scope phenomenon of the nominative and accusative objects in syntax,
as I introduced in Section 4.2.
112
Chapter 5
Conclusion
This dissertation addresses how people choose one variant over another in the case of
language variation, focusing on the use of Japanese case particles. I employed approaches
to the variations from research using corpora with sociolinguistic methods, and research
based on experimental studies from psycholinguistics and phonetics. While investigating
the use of language variation, it is necessary to understand how the variation is generated
in grammar in the sense of its innate characteristics, since it might affect the use of the
linguistic variants in question, distinguishing them syntactically or semantically.
For instance, I analyzed the Nominative/Genitive Alternation (NGA) in Chapter 2 in
order to verify the language change hypodissertation using corpora. Then, we found that
there is a change in the use of the nominative case particle ga and the genitive no as
NGA, arguing that the two particles are heading to their complementary distribution, even
though it is not going to be complete due to the existence of the pseudo-NGA. From a
perspective of economy of their linguistic functions (Haiman 1983), I discussed that it is
reasonable to attribute the motive of the change to a division of labor. However, it is not
clear as to what syntactic changes were involved during the change of the use of the two
particles. We know that the distribution of the two particles has changed over time, but,
113
as discussed in Whitman (2006), it seems that some syntactic change has derived such
a change. Therefore, analyzing the variation from a diachronic syntactic point of view,
following Whitman’s (2006) work is requisite for further research, and it will provide us
with important clues to elucidate the mechanism of the change, especially the motive of
the change and its driving force, which has been a major theme in sociolinguistics and
variation theory in relation to diachronic syntax (cf. Kroch 1989, 1994). Furthermore,
as introduced in Chapter 2, a cross-linguistic study, comparing the change of NGA in
Japanese with the one in Middle/Modern Korean, will enrich our understanding of the
relationship between the universal aspects of grammar and language change.
In addition, the corpus-based study in Chapter 2 ascertained that the adjacency between
the embedded subject and its predicate affects the use of the variants (ga and no) of NGA.
Furthermore, Section3.1 tackled the adjacency issue regarding reason(s) the non-adjacent
condition degraded the acceptability of one variant (no) but not the other one (ga), referring
to two major syntactic approaches to the phenomenon. One syntactic approach (Miyagawa
2011) considers that the variants are generated from two distinct syntactic structures, as
opposed to the other approach (Hiraiwa 2005), which considers them as free variation
at the syntactic level. The findings of the psycholinguistic experiments in Section 3.1
turned out not to have settled down the dispute in syntax, but rather provided evidence
suggesting the adjacency effect is probably derived from somewhere other than syntax,
such as a perceiver’s expectation in language comprehension (cf. Levy 2005, 2008). It is
still “probably” at this point, since we need to verify the findings, as mentioned in Section
3.1, modifying our experiments and making sure that the delay of the reading time in
some regions in the self-paced reading task was not due to syntactic properties such as
uneconomical syntactic movement.
While identifying the language change of NGA in Chapter 2, we found the effects
of language-external/-internal factors on the use of ga and no as NGA. In Section 3.2, I
114
provided the results of my preliminary study, taking up a choice of two interpretations of
NP with no as a case study. Based on the findings, I argue that language-external factors
can affect language processing and comprehension in an indirect way, but it is necessary
to verify the results, improving designs of the experiment, and investigating aspects of
variation that the corpus-based study cannot cover, such as stylistic effects on the use of
the variants of NGA.
In Chapter 4, I investigated the relationship between the use of the case particles ga and
o as Nominative/Accusative Alternation (NAA) and prosodic properties that reflect information structure of a sentence from an empirical point of view. On the basis of the results
of the perception experiment, I discussed low acceptability of the nominative ga object in
the non-adjacent condition, where there is an intervening element between the object and
its predicate, can be ameliorated by assigning prosodic features that fit with its information structure. The results show that the nominative object prefers to be focused, indicating
that the nominative ga is associated with or induces focus on the object. Furthermore, we
found supporting evidence for the claim that the preverbal position is focused by default
(Kim 1988; Ishihara 2001), since the accusative o object is not preferred to be focused and
the acceptability is high when an intervening element in the preverbal position is focused.
The experiment in this dissertation was designed for the nominative/accusative alternation
with desiderative predicates, but applying this methodology to the alternation with potential predicates in future research will provide empirical evidence that can help establish
the scope phenomenon of the nominative and accusative objects in syntax (Nomura 2003,
2005).
Another aspect of this dissertation is to provide empirical evidence for linguistic phenomena that previous studies have discussed using only self-reported grammaticality judgments. In Section 3.1, I provided empirical data of the low acceptability of the genitive
no as NGA in the non-adjacent condition with an acceptability judgment task, and also
115
showed the delay of reading time of the relevant linguistic condition in a self-paced reading task. In Chapter 4, I presented the results of the acceptability judgment task that show
the degraded acceptability of the nominative ga as NAA when it is not adjacent to its predicate. As for these particular phenomena, the empirical evidence provided in this study can
form the basis of theoretical discussion in syntax and other fields for further research on
the phenomena.
116
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