子供の自尊心

両親の期待度調査の結果
子安 増生・郷式 徹・箕浦 康子
１．本研究の目的
パーソナリティや学力の形成に対して，周囲の大人の期待が及ぼす影響は大きい。特に，両親
の期待（parental expectation）は，日常的に接する親子関係の中で生ずる自然な感情をベース
にしており，それが子どものパーソナリティや学力の形成に及ぼす影響は大きいと考えられる。
たとえば，Davis-Kean（2005）の研究は，1968 年からアメリカで実施されている縦断研究の
データセットにもとづき，868 人の 12 歳児データを抽出して分析が行われた。さまざまな指標
について構造方程式モデルによって検討したところ，
「両親の学歴」が「教育期待」に影響し，
それが子どもの「読書経験」
，ならびに親の「暖かさ」を介して，標準学力検査の成績に影響す
ることが明らかになった。この研究における「両親の教育期待」の測定は，
「お子さんの将来の
進学は，どの段階までだと思いますか」と尋ね「11 学年」から「博士号取得」までの８段階評
定で答えてもらうというものであり，進路期待は１項目が含まれるのみであった。
Oishi & Sullivan（2005）の研究１では，
日本の大学生 78 人とアメリカの大学生 114 人を対象に，
「人生満足度」
，
「自尊心」
，
「 両 親 の 期 待 充 足 度 認 知（perceived fulfillment of parental
expectations）
」の３尺度の比較が行われた。その結果，この３尺度すべてにおいて，アメリカの
大学生の平均得点は日本の大学生の平均得点よりも高いが，両群とも，
「両親の期待充足度認知」
の尺度と他の２尺度との間に有意な正の相関が見られた。研究２では，アジア系アメリカ人 37
人とヨーロッパ系アメリカ人 37 人との比較が行われ，同様の傾向が見出された。両親の期待が
パーソナリティ形成に果たす役割は，子どもの場合だけでなく，大学生においても大きかったの
である。
本研究は、以上のような研究を参考に、国立 A 大学の学生 135 人（平均 19.6 歳；SD=1.12）
，
および，国立 B 大学の学生 46 人（平均 18.9 歳；SD=0.88）
，合計 181 人を対象とし，親の期待度
の認知と実現度の認知の 2 点から行った予備的研究（子安・郷式，2007）に基づいて選定された
項目を用いて “子どもによい放送” プロジェクトの対象者の親に実施したものである。分析は、
期待度の認知と実現度の認知の関係のほか、メディア接触との関連性、およびその他の尺度との
関連性を検討する。
２．各項目の基本統計量
「期待」と「実現」の各項目の回答の平均と標準偏差（SD）を男児・女児別に表１に示した。
「期待」と「実現」という質問内容による違い、項目間の違い、および性差を検討するため、2
（期待と実現）× 20（項目）× 2（性別）の３要因分散分析を行った。その結果、期待と実現と
— 57 —
項目の交互作用（F
（13.80, 11175.89）
=52.95, p<.01, η2=.061）
、項目と性別の交互作用（F
（14.21,
、期待と実現と性別の交互作用（F（1, 810）
=29.53, p<.01, η2=.012）
11506.70）
=3.98, p<.01, η2=.005）
、
項目の主効果（F（14.21,
が見られた。また、
期待と実現の主効果（F（1, 810）
=1893.71, p<.01, η2=.7）
11506.70）
=256.16, p<.01, η2=.24）が見られた。二次の交互作用および性別の主効果は見られなか
った。
項目と性別の交互作用が見られたことから、どの項目に性差があるのか調べたところ、すべて
の項目で性差が見られた。また、
「期待」と「実現」と性別の交互作用が見られたが、図１から
は「実現」のほうが「期待」よりも平均値がすべての項目において低いものの、男児と女児のグ
ラフどちらに関しても似通った形状を示した。図１は表１のデータと内容的に重複するが、
「期待」
と「実現」の違いおよび性別による各項目の変動の類似性をわかりやすくするために示したもの
である。
性差に関連する交互作用の効果量が比較的小さいことと、性差の主効果が見られなかったこと
から、以後の分析では性差を要因として検討する必要はないものと判断した。
表１　期待と実現の各項目の平均と標準偏差
１．
相手の立場に立てるやさしい子
２．
負けず嫌いの強い子
３．
みんなと仲良くできる子
４．
自分の考えをつらぬける子
５．
うそをつかない正直な子
６．
うそも方便ということもわかる子
７．
したいことは
「したい」
と言える子
８．
したくないことは
「いや」
といえる子
９．
したくてもがまんできる子
１０．
したくないことでもできる子
１１．
きびきびした活発な子
１２．
じっくりとものごとを考える子
１３．
細かなことに気がつく子
１４．
ものごとにこだわらない大らかな子
１５．
ユーモアが理解できる子
１６．
親の言うことをよく聞く子
１７．
未知のものごとにも挑戦する子
１８．
慎重にものごとに取り組む子
１９．
勉強にも積極的な子
２０．
リーダーシップがとれる子
平均
4.74
3.72
4.72
4.25
4.71
3.28
4.53
4.46
4.21
4.14
4.14
4.46
3.80
3.99
4.26
3.77
4.38
3.93
4.38
3.94
期待
男児
ＳＤ
0.54
0.98
0.55
0.77
0.61
1.20
0.64
0.70
0.88
0.86
0.94
0.74
1.00
0.86
0.84
0.88
0.77
0.88
0.81
1.02
平均
3.66
3.07
4.16
3.39
3.60
2.49
3.77
3.65
3.32
3.09
3.20
3.05
2.99
3.13
3.63
3.33
2.88
3.16
3.13
2.91
実現
ＳＤ
0.98
1.17
0.83
0.94
1.07
1.07
0.96
0.99
1.04
0.97
1.11
1.07
1.05
0.94
1.00
0.94
1.03
1.04
1.14
1.15
平均
4.73
3.49
4.65
4.22
4.63
3.35
4.38
4.38
4.23
4.08
4.21
4.45
4.10
3.96
4.23
3.81
4.30
3.90
4.40
3.74
期待
女児
ＳＤ
0.50
1.01
0.60
0.76
0.59
1.16
0.67
0.72
0.77
0.82
0.83
0.68
0.87
0.95
0.87
0.89
0.77
0.84
0.67
0.94
平均
3.84
3.16
4.19
3.34
3.71
2.56
3.74
3.63
3.48
3.18
3.36
3.18
3.24
3.33
3.68
3.42
2.89
3.23
3.32
2.97
実現
ＳＤ
0.82
1.14
0.78
0.96
0.92
1.04
0.94
0.95
0.96
0.94
1.02
1.02
1.01
1.00
0.91
0.89
1.03
1.00
1.03
1.07
さらに図１からは「期待」と「実現」のグラフは（
「実現」のほうが「期待」よりも平均値が
すべての項目において低いものの）似通った形をしていることが読み取れる。ただし、項目によ
って「期待」の度合いはそれほど高くないが、
「実現」の度合いは高いもの（例えば、
「2．負け
ず嫌いの強い子」
）や、
反対に「期待」の度合いはある程度高いが「実現」の度合いが低いもの（例
えば、
「12．じっくりものごとを考える子」
「17．未知のものごとに挑戦する子」
）があるために、
「期待」のグラフと「実現」のグラフがいくつかの項目に関して形状が異なり、
「期待」と「実現」
と項目の交互作用が見られたものと思われる。項目間の関連に関しては、次項以降で検討する。
— 58 —
図１　「期待」と「実現」の項目および男女別の平均値
5.00
4.50
4.00
3.50
3.00
男児期待
男児実現
2.50
女児期待
2.00
女児実現
３．因子分析による検討
項目間の関連、特に、各項目に影響する潜在因子を検討するため、探索的因子分析を行った。
全項目を分析対象として、反復主因子法によって因子抽出を試みた。その結果、固有値が１以上
および分散を説明する割合が 40％以上という基準、および、固有値スクリープロットの変化から、
５因子構造が妥当と判断した。そこで、再度５因子を仮定して、反復主因子法、Promax 回転に
よる因子分析を行った。
Promax 回転後の最終的な因子パターンを表２に、因子間相関を表３に示した。なお、回転前
の５因子で 40 項目の全分散を説明する割合は 43.2％であった。
表２に示されているように、抽出された５因子のうち、第Ⅰと第Ⅳの２因子は「期待」に関す
るもの、第Ⅴ因子に含まれる期待の「6．うそも方便ということもわかる子」を除いて、第Ⅱ・
第Ⅲ・第Ⅴの３因子は「実現」に関するものであった。したがって、
「期待」項目と「実現」項
目はほぼ混ざることなく分離されたといえよう。各因子の内容は、
第Ⅰ因子：
「期待」の項目 4・7・8（第Ⅳ因子）と項目 6（第Ⅴ因子）を除いた残りの「期待」
項目が集まる、一般的期待因子
第Ⅱ因子：
「実現」の項目 5・9・10・12・13・16・18・19 からなる、実現された成熟性因子
第Ⅲ因子：
「実現」の項目 2・4・6・7・8・11・17・18 からなる、実現された自己主張・積
極性因子
第Ⅳ因子：
「期待」の項目 4・7・8 からなる、期待される自己主張因子
第Ⅴ因子：
「実現」の項目 1・3・14・15 および「期待」の項目 6 からなる、実現された協調
性因子
— 59 —
表２　探索的因子分析の結果（パターン行列）
養育者の子供への期待度 １３．
細かなことに気がつく子
第Ⅰ因子 第Ⅱ因子 第Ⅲ因子 第Ⅳ因子 第Ⅴ因子
0.722
0.036
-0.039
-0.125
-0.015
養育者の子供への期待度 １８．
慎重にものごとに取り組む子
0.659
0.052
-0.046
-0.057
-0.124
養育者の子供への期待度 １２．
じっくりとものごとを考える子
0.618
0.047
-0.102
0.032
0.031
養育者の子供への期待度 １９．
勉強にも積極的な子
0.614
0.116
-0.049
-0.039
-0.025
養育者の子供への期待度 １６．
親の言うことをよく聞く子
0.608
-0.041
-0.088
-0.126
-0.052
養育者の子供への期待度 ２０．
リーダーシップがとれる子
0.573
-0.046
0.161
-0.104
0.060
養育者の子供への期待度 １１．
きびきびした活発な子
0.552
-0.110
0.133
-0.029
0.038
養育者の子供への期待度 １７．
未知のものごとにも挑戦する子
0.517
0.023
0.098
0.091
-0.038
養育者の子供への期待度 １０．
したくないことでもできる子
0.474
-0.013
-0.035
0.181
-0.117
養育者の子供への期待度 ９．
したくてもがまんできる子
0.457
-0.015
-0.001
0.205
-0.058
養育者の子供への期待度 １５．
ユーモアが理解できる子
0.453
-0.014
0.109
0.049
0.109
養育者の子供への期待度 ３．
みんなと仲良くできる子
0.430
-0.070
-0.118
0.050
0.252
養育者の子供への期待度 ５．
うそをつかない正直な子
0.411
-0.014
-0.083
0.059
0.105
養育者の子供への期待度 １．
相手の立場に立てるやさしい子
0.404
-0.111
-0.060
0.046
0.188
養育者の子供への期待度 １４．
ものごとにこだわらない大らかな子
0.372
-0.086
-0.035
0.070
0.112
0.282
0.011
0.104
0.080
0.003
養育者の子供への現実認識 １８．
慎重にものごとに取り組む子
-0.027
0.743
-0.081
0.047
-0.099
養育者の子供への現実認識 １２．
じっくりとものごとを考える子
-0.008
0.721
0.030
0.071
-0.160
養育者の子供への現実認識 １６．
親の言うことをよく聞く子
-0.006
0.617
-0.105
-0.004
0.164
養育者の子供への現実認識 １９．
勉強にも積極的な子
-0.010
0.603
0.180
-0.018
-0.107
養育者の子供への現実認識 ９．
したくてもがまんできる子
-0.045
0.565
-0.054
0.082
0.299
養育者の子供への現実認識 １３．
細かなことに気がつく子
0.052
-0.155
0.073
養育者の子供への期待度 ２．
負けず嫌いの強い子
0.127
0.506
養育者の子供への現実認識 １０．
したくないことでもできる子
-0.018
0.482
0.061
0.057
0.218
養育者の子供への現実認識 ５．
うそをつかない正直な子
-0.099
0.428
-0.036
0.085
0.145
養育者の子供への現実認識 ７．
したいことは
「したい」
と言える子
-0.025
-0.172
0.713
0.141
0.068
養育者の子供への現実認識 ８．
したくないことは
「いや」
といえる子
-0.091
-0.195
0.672
0.124
0.061
養育者の子供への現実認識 １１．
きびきびした活発な子
-0.002
-0.072
0.661
-0.088
0.133
養育者の子供への現実認識 ２０．
リーダーシップがとれる子
-0.021
0.124
0.653
-0.151
0.023
0.062
0.045
0.624
-0.091
-0.065
-0.074
0.142
0.585
0.107
-0.011
0.000
0.205
0.481
0.005
-0.047
養育者の子供への現実認識 ６．
うそも方便ということもわかる子
-0.002
0.210
0.314
-0.027
-0.026
養育者の子供への期待度 ７．
したいことは
「したい」
と言える子
0.081
-0.024
0.053
0.759
-0.030
養育者の子供への期待度 ８．
したくないことは
「いや」
といえる子
0.027
0.131
-0.061
0.703
-0.025
養育者の子供への期待度 ４．
自分の考えをつらぬける子
0.267
0.047
0.079
0.324
0.020
養育者の子供への現実認識 ２．
負けず嫌いの強い子
養育者の子供への現実認識 ４．
自分の考えをつらぬける子
養育者の子供への現実認識 １７．
未知のものごとにも挑戦する子
0.054
0.116
0.142
-0.022
0.574
-0.001
0.427
-0.057
-0.018
0.532
養育者の子供への現実認識 １４．
ものごとにこだわらない大らかな子
0.062
-0.066
0.290
-0.014
0.301
養育者の子供への現実認識 １５．
ユーモアが理解できる子
0.078
0.114
0.295
-0.068
0.292
養育者の子供への期待度 ６．
うそも方便ということもわかる子
0.221
0.086
0.103
0.079
-0.214
養育者の子供への現実認識 ３．
みんなと仲良くできる子
養育者の子供への現実認識 １．
相手の立場に立てるやさしい子
— 60 —
表３　因子間の相関
第Ⅰ因子
第Ⅱ因子
第Ⅲ因子
第Ⅳ因子
第Ⅴ因子
第Ⅰ因子 第Ⅱ因子 第Ⅲ因子 第Ⅳ因子 第Ⅴ因子
1.000
0.235
0.318
0.353
0.219
0.235
1.000
0.386
0.058
0.129
0.318
0.386
1.000
0.125
0.224
0.353
0.058
0.125
1.000
0.159
0.219
0.129
0.224
0.159
1.000
とまとめることができよう。
４．「期待」と「実現」の間の関連モデル
因子間の構造をさらに検討するために、Amos5.0w を使用した SEM による表２のパターン行
列と同じ構造の検証的因子分析を行った。また、
先の探索的な因子分析よって「期待」項目と「実
現」項目はほぼ混ざることなく分離されたことから、第Ⅰ因子と第Ⅳ因子に影響を及ぼす「期待」
因子とその他の因子に影響を及ぼす「実現」因子の２つの潜在因子を構造に含む２次の因子モデ
ルを構成した。なお、先行研究（子安・郷式，2007）では「期待」にも基づいて「実現」が生じ
ていると考え、
「期待」に関する潜在因子から「実現」に関する潜在因子への回帰的な因果関係
を含む多重指標モデルを提案している。なお、子安・郷式（2007）の多重指標モデルでは、
「実現」
の一次因子の撹乱項目と「実現」の各因子に対応する「期待」の項目の誤差の間に共分散を設定
した多重指標モデル（一次因子・誤差共分散有）を採用している。本研究でもこれに倣い、図２
で示した多重指標モデル（一次因子・誤差共分散有）を検討した。ただし、誤差共分散のうち１％
水準で有意でないものについて除いた図２のモデルを検討した。
表４に示した適合度指標から、多重指標モデル（一次因子・誤差分散有）の GFI、AGFI が最
も大きく、RMSEA が最も小さいこと、また他のモデルよりも AIC が小さいことから、多重指
標モデル（一次因子・誤差分散有）が最も妥当性を備えたモデルであるといえよう。
— 61 —
図２　多重指標モデルの結果（標準化解）
— 62 —
表４　各モデルの共分散構造分析の結果（適合度指標）
GFI
検証的因子分析
0.807
2次の因子モデル
0.807
多重指標モデル（一次因子・誤差共分散有） 0.832
AGFI
0.784
0.785
0.808
AIC
RMSEA
3849.50 0.071
3844.32 0.070
3337.01 0.064
５．「期待」「実現」とメディア接触との関係
養育者による「期待」と「実現」がメディア接触とどのように関連するのかについて検討した。
まず、養育者による「期待」と「実現」の項目に関して、因子ごとに平均値を算出した。その平
均値とメディア指標との相関係数を表５に示した。表５から、養育者による「期待」と「実現」
とメディア接触の各指標の間には、相関が見られないか、見られても比較的弱いものであった。
表５　期待と実現の因子ごとの項目の平均値とメディア接触量との関連
一般期待因子
N=821
テレビ接触時間量
テレビ接触子どもだけ
テレビ視聴時間量
テレビながら
テレビついているだけ
ビデオ接触量
ビデオ接触子どもだけ
ビデオ視聴時間量
ビデオながら
ビデオついているだけ
ゲーム接触時間量
ゲーム接触子どもだけ
ゲーム接触大人と一緒
ゲーム接触子ども１人
-0.039
-0.056
-0.006
-0.013
-0.1 15
-0.075
-0.072
-0.089
-0.050
0.014
-0.053
-0.014
-0.076
-0.052
実現された成熟性 実現された自己主 期待される自己主 実現された協調性
因子
張・積極性因子
張因子
因子
N=817
N=814
N=829
N=815
-0.075
- 0 .1 1 8
-0.073
-0.053
-0.036
-0.051
-0.083
-0.063
0.004
0.023
-0.064
0.052
-0.008
-0.033
- 0 .1 1 4
- 0 .0 9 3
- 0 .1 0 1
-0.075
-0.077
-0.027
-0.036
-0.038
0.014
-0.012
- 0 .1 0 1
-0.045
-0.089
- 0 .1 0 4
- 0 .0 9 5
-0.077
- 0 .1 0 3
- 0 .0 9 9
-0.029
-0.009
0.008
-0.021
-0.033
0.088
0.051
0.051
-0.008
0.029
-0.084
-0.026
-0.090
- 0 .0 9 8
-0.028
-0.062
-0.044
-0.072
-0.045
-0.030
-0.081
-0.024
-0.057
-0.084
６．「期待と実現」の各因子とその他の質問項目の関連
期待と実現の５因子と関連する質問し調査の質問項目について探索的に検討した。なお、各因
子に関しては、それぞれの因子に含まれる質問項目の平均得点を指標として用いた。
まず、テレビの見せ方と期待と実現の各因子との相関を検討したところ（表６）
、親子でテレ
ビを一緒に楽しむこと（
「10　○○さんと一緒にテレビを見ることは楽しい」
「11　○○さんはあ
なたと一緒にテレビを見ると楽しそうだ」
）に関しては、すべての因子と弱い相関が見られた。
子どもに対する期待の高さやそれが実現している実感が、子どもと一緒にテレビを楽しむ母親ほ
ど高いことを意味しているものと思われる。また、テレビを見る時間の制限（
「６　○○さんが
見てよい時間を決めている」
）に関しては、因子Ⅳ「期待される自己主張因子」以外の因子で弱
い相関が見られた。子どもに対する期待の高さやそれが実現している実感が高い母親ほど、テレ
ビを見る時間の制限を行う可能性が高いことを示しているものと思われる。その他に、
因子Ⅰ「一
般期待因子」とは「３　○○さんに見せたくない内容の番組はチャンネルを変えたりして見せな
い」
「４　○○さんが見てよい番組を決めている」
「５　○○さんが見てはいけない番組を決めて
— 63 —
いる」と弱い相関が見られた。また、因子Ⅱ「実現された成熟性」と「２ 見ているテレビの内
容について○○さんと話す」の間に、因子Ⅴ「実現された協調性因子」と「３ ○○さんに見せ
たくない内容の番組はチャンネルを変えたりして見せない」の間に弱い相関が見られた。
表６　各因子とテレビの見せ方（テレビ指導）の相関
１．テレビ
指導：一緒
に見る
２．テレビ
指導：内容
について話
す
.0 55
832
３．テレビ
指導：チャ
ンネル変え
る
.096
829
４．テレビ
指導：見て
よい番組
決め
.120
832
５．テレビ
指導：見て
はいけない
番組決め
.141
830
６．テレビ
指導新：見
てよい時間
決め
.111
830
.089
831
９．テレビ
指導新：子
からの番組
への誘導
.070
831
10．テレビ
指導：一緒
に見ると楽
しい
.133
830
11．テレビ
指導：一緒
に見ると楽
しそう
.203
831
７．テレビ
指導：食事
中つけない
８．テレビ
指導新：番
組への誘導
-.023
830
理想と実現因子１
Pearson の相関係数
N
.0 39
833
理想と実現因子２
Pearson の相関係数
N
.0 63
828
.135
827
.069
825
.081
828
.070
826
.107
826
.0 42
825
. 088
827
.0 33
826
.169
826
.183
827
理想と実現因子３
Pearson の相関係数
.0 03
.074
.0 29
.0 52
.0 39
.094
.0 38
.0 56
. 088
.09 2
.098
理想と実現因子４
N
Pearson の相関係数
N
825
.0 31
841
824
.0 51
840
821
.0 57
837
824
. 059
840
822
.0 38
838
822
.0 64
838
823
.0 49
838
823
.0 68
839
823
. 059
839
822
.103
838
823
.145
839
Pearson の相関係数
N
.0 34
826
.0 55
825
.101
823
.073
826
.0 32
824
.115
824
.0 51
823
.0 40
825
.0 28
824
.133
824
.134
825
理想と実現因子５
ゲームの使わせ方と期待と実現の各因子との相関を検討したところ（表７）
、因子Ⅴ「実現さ
れた協調性因子」と「２ ○○さんがしてよいゲームソフトを決めている」との間にのみ弱い相
関が見られた。
理想と実現因子１
表７　各因子とゲームの使わせ方（ゲーム指導）の相関
ゲームの使わ ゲームの使わ ゲームの使わ ゲームの使わ ゲームの使わせ ゲームの使わせ ゲームの使わせ
方８：一緒に
ゲームの使わ せ方２：して せ方３：して せ方４：画面 せ方５：内容 方６：一緒にや 方７：一緒に
せ方１：一人 良いソフト決 良い時間決 に近づき過ぎ についてよく ろうと誘われる ゲームをするの ゲームをすると
子楽しそう
めている
まっている
ない
話す
ことがある
は母楽しい
でさせない
Pearson の相関係数
.0 51
.0 67
.0 29
.0 03
-.008
.047
.052
.050
833
832
831
833
832
832
831
831
理想と実現因子２
N
Pearson の相関係数
N
.074
828
.0 09
828
.010
826
-.016
828
.076
828
.017
827
.069
827
.0 42
827
理想と実現因子３
Pearson の相関係数
N
.0 55
825
.0 45
824
.017
822
-.011
825
.004
824
.014
824
.034
823
-.0 04
823
理想と実現因子４
Pearson の相関係数
N
.0 02
841
.0 28
840
.0 42
838
.0 58
841
.0 45
840
.0 61
840
.069
839
.080
839
理想と実現因子５
Pearson の相関係数
N
.068
826
.103
826
.079
824
.0 45
826
.0 47
826
.0 28
825
.0 63
825
.0 26
825
また、テレビの見せ方と期待と実現の各因子との相関を検討した際に、親子でテレビを一緒に
楽しむこととはすべての因子で相関が見られた。そこで、家族の凝集性との相関を検討したとこ
ろ、やはりすべての因子で相関が見られた（因子Ⅰ .177、因子Ⅱ .243、因子Ⅲ .168、因子Ⅳ .159、
因子Ⅴ .216）
。なお、家族の凝集性については、各項目の相関が比較的高い（0.3 ∼ 0.7 程度）の
で項目ごとではなく 10 項目すべての合計を指標とした。
期待と実現の各因子に対するきょうだいの存在の影響を検討するために、一人っ子、兄もしく
は姉のいる子ども、弟もしくは妹のいる子ども、年上のきょうだいと年下のきょうだいのいる子
どもの４つの群に分け（表８）
、因子ごとに１要因３条件の分散分析を行った。その結果、因子
Ⅲ「実現された自己主張・積極性」と因子Ⅴ「実現された協調性因子」に有意な差が見られた（因
=3.921,
p<.01, η2=.014）
。Bonferroni の方法
子Ⅲ F（3,804）
=3.725,
p<.05, η2=.014；因子ⅤF（3,804）
による多重比較の結果、どちらの因子においても年上のきょうだいのいる子どものほうが年下の
̶ 64 ̶
きょうだいのいる子どもよりも得点が高かった。しかし、その他の群差は見られなかった。
表８　きょうだいの有無と各因子の関連
表８．
きょうだいの有無と各因子の関連
きょうだい有無
理想と実現因
子１
理想と実現因
子２
理想と実現因
子３
理想と実現因
子４
理想と実現因
子５
なし
年上のきょうだいのみ
平均値
4.21
4.22
標準偏差
0.44
0.44
N
134
303
年下のきょうだいのみ
上下のきょうだい
なし
4.19
4.06
3.22
0.45
0.58
0.71
304
67
134
年上のきょうだいのみ
年下のきょうだいのみ
上下のきょうだい
3.30
3.27
3.24
0.67
0.65
0.64
303
304
67
なし
年上のきょうだいのみ
3.18
3.28
0.70
0.67
134
303
年下のきょうだいのみ
上下のきょうだい
3.09
3.18
0.68
0.72
304
67
なし
年上のきょうだいのみ
年下のきょうだいのみ
4.39
4.35
4.40
0.58
0.56
0.51
134
303
304
上下のきょうだい
なし
4.36
3.46
0.69
0.53
67
134
年上のきょうだいのみ
年下のきょうだいのみ
3.58
3.45
0.54
0.59
303
304
上下のきょうだい
3.41
0.55
67
子育てや教育の情報について関心を持っている領域と期待と実現の各因子の関連について検討
した。そのため、子育てや教育の情報に関する各領域についての関心の有無と期待と実現の各因
子の間の相関比を求めたところ、すべてごく弱い相関（0.1 前後。
）であったが、因子Ⅰ「一般期
待因子」と「２学力や成績」
「４運動能力」
「６生活習慣」
「８友達とのトラブル」
「12 外国語」
「13
芸術」
「16 メディア（パソコンなど）
」との関連、因子Ⅱ「実現された成熟性」と「10 防犯・安全」
「12 外国語」
「13 芸術」
「15 自然とのふれあい」との関連、因子Ⅲ「実現された自己主張・積極性」
と「４運動能力」
「15 自然とのふれあい」との関連、因子Ⅳ「期待される自己主張因子」と「12
外国語」
「13 芸術」
「15 自然とのふれあい」との関連、因子Ⅴ「実現された協調性因子」と「２
学力や成績」の関連が見られた（無相関の検定で１％水準で有意なもののみ）
。
さらに、子どもの自立の度合いと期待と実現の各因子の関連について検討し、相関係数につい
て表９に示した。また、期待と実現の各因子に対する母親の就労状態（Ｑ 24）の影響も検討し
たが、特に就労状態の違いによる影響は見られなかった。
— 65 —
表９　子ども生活の自立と期待と実現の因子との相関
表９．子ども生活の自立 と期待と実現の因子との相関
Ｎ
理想と実現
因子１
830
理想と実現
因子２
825
理想と実現
因子３
822
理想と実現
因子４
838
理想と実現
因子５
823
.049
.156
.028
.080
.011
-.007
.308
.056
-.001
.029
.012
.160
.023
.021
.114
.026
.333
.133
.026
.080
.064
.349
.154
.068
.145
.116
.351
.143
.059
.168
.015
.298
.105
-.001
.126
子供の生活自立 １．
朝ひと
りで起きる
子供の生活自立 ２．
自分で
使ったものを片付ける
子供の生活自立 ３．
朝晩の
歯磨き
子供の生活自立 ４．
学校へ
行く前の点検
子供の生活自立 ５．
お小遣
いを大事に使う
子供の生活自立 ６．
ひとり
でやさしい本を読み通せる
子供の生活自立 ７．
決まっ
たお手伝いが出来る
【註１】図 1 のデータは球面性が仮定できない（Mauchly の球面性の検定を用いた場合）ため、
Greenhaouse-Geisser のεによる修正を行った結果を示した（石村，1997；小塩，
2004）
。
文　献
Davis-Kean, P.E.（2005）
．The influence of parent education and family income on child
achievement: The indirect role of parental expectations and the home environment. Journal
of Family Psychology, 19, 294-304.
石村貞夫（1997）
．SPSS による分散分析と多重比較の手順．東京図書．
Oishi, S., & Sullivan, H.W.（2005）
．The mediating role of parental expectations in culture and
well-being. Journal of Personality, 73, 1267-1294.
小塩真司（2004）
．研究事例で学ぶ SPSS と AMOS による心理・調査データ解析─因子分析・
共分散構造分析まで─．東京図書．
子安増生・郷式徹（2007）
．大学生における両親の期待度とその実現度の認知の比較．京都大学
大学院教育学研究科紀要．53, 1-12.
— 66 —