GKH021411

1
81
自己有能性･自己好意性の日米文化比較
一計量的等価性の検討一
島
田
拓
司
〔
要旨〕本稿は,自己有能性･自己好意性尺度 (
SLCS)の計量的等価性について検
討したものである｡SLCSは自尊感情を測定する目的で作成された比較的新しい尺度で
あるが, しばしば比較文化研究で使用されており,今後も使用されることが予想される｡
名のデータを基に,さまざまな統計分析によって SLCSの
本研究では, 日米大学生487
計量的等価性を検討した｡具体的には,これまで一般的に行われてきた項目分析や多母
集団同時分析による測定不変性の検討に加えて,項目反応理論を利用した特異項目機能
(
Di
f
f
e
r
e
nt
i
alI
t
e
m Func
t
i
o
ni
ng:DI
F)分析を行い,等価性が確認されなかった項目
については,翻訳上の問題点や比較文化的視点から解釈を試みた｡
〔
キーワード〕自己有能性･自己好意性 (
SLCS)
,日米文化比較,計量的等価性,多
I
DF)
母集団同時分析,特異項目機能 (
0
.は
じめに
これまでの比較文化研究では,欧米,特にアメリカ合衆国で開発された心理尺度を翻訳して
用いることが一般的だったが,昨今,等価性の問題が喧伝されるようになってきた｡使用され
る測走道具が同等でなければ,それを使って得た研究結果は妥当なものとは言い難いため,等
価性を確保することは,比較文化研究にとって不可欠な手続きになってきている｡比較文化研
究で留意しなければならない等価性は,機能的等価性,概念的等価性,計量的等価性の 3点で
ある｡機能的等価性とは,異なる文化の同じ場面で,ある特定の行動が同等の機能を持つかと
いう点を問題にしており,概念的等価性は,特定の行動が異なる文化で同等の意味を持つかと
いう点を,そして計量的等価性は,同じ項目,同じ尺度で測定叶能であるかを問題にする (
高
9
9
9)
｡とりわけ,使用した道具の計量的等価性が確保されていかナれば,ある特徴の程
井 ,1
9
9
4)
｡
度を異文化間で比較することは適切ではない (
岩脇 ,1
ar
o
di& Swann(
1
995)が作成した自己有能性･自己好意性尺度 (
SLCS) の
本稿では,Taf
計量的等価性について日本人とアメリカ人から収集したデータを用いて検討した｡自己有能性
と自己好意性は, 自尊感情の二面性を表すものであり,東西文化で異なると指摘されている自
Kas
hi
ma,2001)
｡さら
尊感情のとらえ方を解明するための手がかりを提供するものである (
にこの自尊感情の二元モデルは, これまで明確に示されなかった自尊感情に関わる様々な問題
Bo
s
s
o
n & Swann,1
999;Si
l
ve
r
a & Se
ge
r
,2004;
点を明らかにする可能性を含んでいる (
ro
di
,1
998;Taf
ar
o
di& Vu,1
997)
osLCSを使用したこれまでの研究はほとんどがアメ
Tafa
リカ国内での研究か,比較文化研究であるが,今後日本人を対象にした比較文化研究などで使
用される可能性がある｡したがって,SLCSの計量的等価性を検討することは重要であり,普
義深いことである｡
1
82
天理大学学報
1. 自尊感情と文化
1- 1 自己有能性･自己好意性と文化相反仮説
自尊感情に個人の能力に基づく感情と社会的価値に基づく感情の両面が含まれることは, こ
e.
g.
,Fr
a
nks& Ma
r
o
l
l
a,1
976;Har
t
e
r
,1
9
85)が,Ta
f
ro
a
di&
れまでも論じられてきた (
Swann (
1
9
9
5)は,この理論を発展させ, 自尊感情を｢自己有能性 (
s
e
l
f
c
o
mpe
t
e
nc
e)
｣と
s
e
l
f
l
l
i
ki
ng)
｣で構成される二元モデルを提唱した｡
｢自己好意性 (
自己有能性とは,成功体験に基づく自己効力感であり,自分の定めた目標を達成したかどう
かによって決定される比較的自律した感情である｡一方, 自己好意性は,他者からの評価によ
って構築される自己の社会的価値についての感覚であり,何が人の価値を決めるのかという社
会的に受け継がれてきた価値観に関連している｡高い自己好意性を有する人は承認,不承認を
表す他者からの反応に敏感であり,高い自己有能性を有する人は,統制や自己決定に関する状
況要因に敏感である (
Ta
f
ar
o
di& Swa
nn,1
996)
.
Taf
ar
o
di& Swann (
1
9
95)によれば, 自己有能性と自己好意性はそれぞれ独自の行動に反
映されるが,一方がもう一方の原因になっているので両者は強く相関している. これまでの
SLCSを使用した研究 (
Si
l
ve
r
a&Se
ge
r
,20
0
4;Taf
a
r
o
di
,Lang,
&Smi
t
h,1
999;Ta
f
a
r
o
di
& Swa
nn,1
996;Ta払r
o
di& Swann,1
995)でも.
5
0-.
7
5
程度の高い相関が報告されており,
このことを裏付けている｡
計量的等価性の確保は,比較文化研究で使用されるあらゆる測定尺度に要求されるものだが,
c
ul
t
ur
alt
r
a
de
o
f hy
po
t
he
s
i
s
) を検証する方法として比較文化研
自尊感情の文化相反仮説 (
究で使用される SLCSにとっては, この点がなおいっそう重要になる｡文化相反仮説とは,
個人主義文化と集団主義文化では,自尊感情を構成する二つの次元 (自己有能性･自己好意
性)が正反対の報酬 (
コスト)をもたらし,個人主義文化では自己有能性が重視されるが自己
好意性が抑制され,集団主義文化では自己好意性が重視されるために自己有能性が抑制される
というものである (
Taf
ar
o
di
&
Swa
n n, 1
996)
o この仮説はすでに中国人とアメリカ人
(
Taf
a
r
o
di& Swa
n n,1
996)
,マレーシア人とイギリス人という集団主義文化と個人主義文化
の比較文化研究 (
Taf
ar
o
die
ta1
.
,1
9
99)でその妥当性が確認されているO
集団主義文化では,集団の意見に敏感でなければならず, ときには自分の考えを曲げてでも
集団の意見に従うことが要求されることがある｡家族,友人,隣人,同僚等の内集団の要望や
期待に自己の行動を合わせることが,その集団に受容され好感を持たれることにつながり, こ
のような受容,承認を反映した評価が自己の感じる社会的価値である自己好意性を高揚させる｡
一方,他者からの期待に自己の行動を合わせることは,自律,選択の自由, 自己決定など, 日
常の統制に関する事柄の部分的放棄を強いる｡統制は,効力感や有能感を体験するための不可
欠な要素であるため,集団主義文化が統制の放棄を要求するのであれば, 自己有能感の発達は
Taf
ar
o
die
ta
l
リ1
9
99;Ta
f
a
r
o
di& Swann,1
996)
0
抑制されることになる (
個人主義文化では,独立,自己主張,集団よりも個人を優先することが強調され,個人の意
思と他者の願望や期待の間に生じるずれは, 自律. 自己表現,独創性を保持するための不可避
的な代償として認識される｡意見の衝突や相互の欲求不満が結果的に個人に対する嫌悪感や拒
絶感を生むが,このような否定的評価は自己の社会的価値の低減をもたらすので, 自己好意性
の低下につながる｡対照的に,個人が集団から独立した存在であることが, 自己表現,行動の
選択,アイデンティティーの形成に自由度を与えることになるので,結果的にそれが統制感の
自己有能性･自己好意性の日米文化比較
1
8
3
発達につながり,自己有能性の発達を促進する (
Taf
a
r
o
die
ta
1
.
,1
999;Ta
f
ar
o
di&Swann,
1
996)
｡
1- 2 自尊感情 (自己有能性･自己好意性)の文化差
文化相反仮説は,異文化間で自己有能僅･自己好意性の強調される程度が異なるという点に
着目しており,文化間で程度の違いはあるが概念的には同等とみなしている｡すなわち, 自己
有能性･自己好意性は文化 (
集団主義一個人主義)の影響で強調されたり抑制されたりするが,
日本人のとらえる自己有能性もアメリカ人のとらえる自己有能性も本質的には同等な概念とし
て比較可能であり,SLCSの測定項目として概念化された自己有能性･自己好意性は計量的に
等価であると想定している｡
文化相反仮説は自尊感情の程度差について直接言及していないが, タフオルディーら
(
Ta
f
a
r
o
die
ta
1
.
,1
999;Taf
a
r
o
di& Swa
nn,1
996)が個人主義的文化山身の人々は集E
i
l
主義
的文化出身の人々よりも自己有能性が高く,自己好意性が低い,集団主義的文化出身の人々は
個人主義的文化出身の人々よりも自己好意性が高く,自己有能性が低いという仮説を検証する
ことによって文化相反仮説の妥当性を証明しようとしていることから,自己有能性と自己好意
性で構成される自尊感情の程度は文化間 (
個人主義文化一集団主義文化)でさほど大差はない
はずである｡しかし, これまでの自尊感情や自尊感情を維持する動機づけとしての自己高揚傾
向に関する比較文化研究では,欧米人の自尊感情は日本人のものよりもかなり高いと結論づけ
ており, 自己有能性･自己好意性のとらえ方が同等であり,SLCSが計量的に等価であると想
定するには,少し無理があるように思われる｡
He
i
ne,Le
hman,Mar
kus
,& K
it
ayama (
1
9
9
9)によれば,ローゼンバーグの自尊感情尺度
(
Ros
e
nbe
r
g,1965)で測定したヨーロッパ系カナダ人の得点分布の平均値は尺度の中心点よ
りもはるかに高く,負に歪曲した曲線を描くが,外国滞在経験のない日本人の分布はほぼ正規
曲線を描き, 日本人はカナダ人ほど自己を肯定的に捉える傾向が見られないと報告しているし,
能力や性格特性を使った比較研究 (
He
ne& Le
i
hman,1
999;Mar
kus& Xi
t
ayama,1
991)
でも, 日本人の方が北米人よりも自己批判的な傾向が読みとれる｡さらに,北山,高木,松本
(
1
9
9
5)は日本における成功と失敗の原因帰属に関する研究をレビューし,成功条件では課題
の困難さ,運,状況といった外的要因が多いのに対し,失敗の原因としては努力と能力がほと
んどで,能力を成功の原因とし失敗の原因とはしない欧米人に見られるような自己高揚 ,自己
防衛傾向がほとんど見られないと報告している
｡
自尊感情の文化差は,主観的幸福感 (
s
ub
j
e
c
t
i
vewe
l
l
be
i
ng)に関する比較文化研究の結果
からも示唆されている｡北米人の間では自尊感情の高さは主観的幸福感に強く関連しているが,
e
ne
r& Di
e
ne
r(
1
9
95) によれば,生活満足度は調査した
他の文化ではそれほどでもなく,Di
31の全ての国で自尊感情と相関していたものの,その程度は個人主義的傾向が強い国民ほど自
n,Bo
nd,&Si
nge
l
i
s(
1
9
9
7) は,集団主
尊感情が生活満足度に関連していた｡さらに,Kwa
義文化では,他者との良好な人間関係を保持することが生活満足度を左右する重要な要素だと
いう仮説をアメリカ人と香港出身者の回答をもとに検証し,アメリカ人は, 自尊感情の方が人
間関係よりも生活満足度に影響するが,香港出身者は,両者が同程度に重要だと回答したこと
を報告している｡
文化相反仮説が予測するように,特に日本人の自己有能感が欧米人ほど強くないという報告
l
e
i
nee
tal
.(
1
9
9
9) は, 自尊感情に意味的に近い日本語語句には否定的意味合いが
もある｡f
1
84
天理大学学報
含まれ,性格特性を表す2
0語句のうちヨーロッパ系カナダ人は自信 (
s
e
l
f
c
o
n丘de
nc
｡)を 2番
8
番目と回答したと報告しているし,He
i
ne (
2
0
0
3) ち,東
目に重要だと答えたが, 日本人は1
洋人と北米人の違いは自己好意性よりもむしろ自己有能性についてであると指摘している｡
自尊感情に文化差が存在するのであれば, 自尊感情の概念が文化間で異なっている可能性が
ある｡したがって,SLCSを使用して自己有能性･自己好意性を異文化比較するためには,
SLCSが測定しようとする概念が文化間で同等であるかを確認しておく必要がある｡概念的等
価性は計量的等価性と密接に関連しており,計量的等価性を確認する過程で理論的に構築され
た構成概念の内容領域が文化間で同等であれば,概念の等価性を示すことができる (
岩
脇 ,1
9
9
4)
｡このような構成概念の等価性は,内的整合性 (
項目一尺度得点相関,クロンバッ
クの α係数)千,因子分析による因子負荷量の比較によって計量的等価性と共に検討される｡
さらに特異項目機能 (
DI
F) 分析を通して質問項目の文化間での不変性を示すことにより,
SLCS項目が示す文化差が｢
程度の違い｣なのか｢
種類の違い｣なのかを明らかにできる｡程
度の差であれば,概念的･計量的等価性の条件を満たしているので,平均値や標準偏差などを
異文化間で比較することは可能だが,種類の差であれば,文化間で概念が異なることになるの
で,異文化比較の対象としては不適切ということになる (
Andr
i
c
h,1
988)
｡
1- 3 分析手順
本研究では, 日米間における SLCSの計量的等価性を検討するため,4段階に分けて統計
分析を試みた｡まず,SLCSの基礎的統計値である平均値,標準偏差,歪度,尖度ついて日米
間で比較したのちに, 日米文化別に確認的因子分析を行い,自己有能性･自己好意性の二因子
モデルがそれぞれのデータにうまく適合するかどうかを確認した｡
次に,尺度の内的整合性 (
i
nt
e
ma
lc
o
ns
i
s
t
e
nc
y) とそれぞれの項目についての項目一全体
i
t
e
mt
o
t
al c
o
汀e
l
a
t
i
o
ns:
Ⅰ
T相関)の日米文化データを比較した｡内的整合性 (
α係
相関 (
敬)は尺度を構成している項目が同一のものを測定しているかどうかを示し,項目の同質性を
表す指標である｡内的整合性の高さは項目間相関の高さを表す (
De
Ve
l
l
i
s
,2
0
03)
｡Ⅰ
T相関は
各項目がどの程度被調査者の特性の違いを表しているかという識別力を示す｡因子分析の因子
負荷量と概念的に同等なものであり,尺度項目の妥当性指標として使用される｡この相関が高
いことが望ましいが,類似した項目が多く含まれていると同じことを繰り返していることなり,
自己有能性･自己好意性を特徴づける様々な側面を測定するための範囲 (
測定幅)が不十分に
なる｡逆にこの相関が低すぎる項目は,尺度が測定しようとする構成概念を測定していないこ
とを意味し,信頼性を低下させるものであるから,尺度から取り除くか,項目を書き直すなど
の措置が必要になる｡
3番目のステップとして,Amo
s5.
0(
Ar
bu
.
c
kl
e, 2
0
03)を用いた多母集団同時分析によっ
て日米文化間で共分散構造モデルが同等であるかを検討した｡多母集団同時分析とは,推定す
べきパラメータが複数の集団間で同等であると仮定する同値制約を課し,制約を課さないモデ
ルとの差をx2
検定し,制約の少ないモデルから徐々に制約を増やし, どの程度までモデルの
9
9
7)
｡まず最も制約の弱い配置不変モ
構造が同等であるのかを確認する手法である (
狩野,1
デルをテストし,次に因子負荷パターンが同等であるという測定不変モデルを検討した｡さら
に測定不変と因子の分散共分散が等しいというモデルまでを検討し, 日米間で有意差を示した
項目を抽出した｡
計量的等価性の一般的な確認方法としてはこの第 3ステップまでである (
Suz
uki& Ra
nc
e
r
,
自己有能性･自己好意性の日米文化比較
1
85
996)が,前述のように文化間で自尊感情の捉え方が異なること
1
99
4;Taf
ar
o
di&Swann,1
が指摘されており,SLCSの作成者であるタフオルデイとスワン (
Ta払r
odi & Swann,
1
996) ち,個人が有する自己有能性･自己好意性の程度によって尺度項目への反応の仕方が
文化間で同等なのかそれとも異なるのか,項目困難度 (
項目内容に同意することがどの程度困
難かを示す指標)の等価性を確認する必要性を指摘していることから,4番目のステップとし
F分析を行い,尺度の等価性を検討した｡
て項目反応理論を利用した DI
2.方
法
調査対象者 :奈良県内の大学生2
9
5名 (
男性1
45名,女性1
5
0
名) と,アメリカ南部の大学の学
生2
09名 (
男性8
7
名,女性 1
1
5名,不明 7名) を対象に質問紙調査を行った｡回答不備などによ
り, 日本人学生 5名,アメリカ入学生 8名を調査対象から外したため,最終的には日本人対象
者2
87名 (
男性 1
41名,女性1
4
6名)アメリカ人対象者2
01名 (
男性8
2名,女性1
1
3名,不明 6
(
SD-2.71),アメリカ人22.61歳
(
s
D-6
.
4
2
)であり,アメリカ人対象者の方が日本人対象者よりも年齢が上だった (
tl
4
8
5
1
名) となった｡対象者の年齢の平均は, 日本人1
9.
0歳
-8.
49,
p<.
0
0
1
)
o
自己有能性/ 自己好意性尺度 (
SLCS):Taf
a
r
odi& Swann (
1
9
95)が作成した自己有能性/
SLCS)は,自己有能性1
0項目,自己好意性 1
0項目の合計2
0
項目で構成され,
自己好意性尺度 (
｣から｢ぴったり当てはまる (5点)
｣
それぞれの項目は,｢まったく当てはまらない (1点)
までのリッカート形式の 5件法である (
項目内容については表 1参照)｡この尺度を日本語に
翻訳し,その日本語訳の妥当性を 2名のバイリンガル話者がチェックした｡語薫レベルの等価
性を意識しすぎてぎこちない直訳調の日本語訳を避けるため,厳密な意味でのバックトランス
レーションは行わなかったが,意味的等価性には十分配慮した｡得点集計にあたって,逆転項
目である項目 3, 6, 7,9,ll,1
4,1
7,1
8,1
9,2
0については全て得点変換した｡
3.分析結果
3- 1 SLCSの基礎統計
SLCSの分析を始めるにあたり,基礎的な統計量を確認した (
表 1参照)｡これまで報告さ
れてきた研究結果と同様,アメリカ人の方が日本人よりも自己有能性が高く,得点のばらつき
を示す標準偏差も小さい｡ハイネら (
He
i
neeta1
.
,1
999)の報告通り, 日本人の自己有能性
の得点分布は正規分布に近い得点分布であるのに対し,アメリカ人の分布は,理論的な中心よ
りもはるかに右側に歪んだ得点分布になっており,多くのアメリカ人がほぼ例外なく自己を有
能であると見なしていることが読みとれる｡自己好意性についてもほぼ同様のことが言えるが,
全体的に自己有能性ほどの差はなく,ばらつきの差も幾分ノ
J
､さい｡
平均値と標準偏差の他に,得点分布の形状を表す指標として使われる歪度と尖度についても
検討した｡これらの言
1量心理学的特性は,平均値の差を大きく歪めることがあり,異文化間で
同一の測定尺度を使用する場合は検討を安する指標である (
By
m e& Campbe
l
l
,1
999) と同
時に,共分散構造分析で最尤法を使用する場合にもこれらの指標が正規分布を示している必要
がある｡歪度とは得点分布の対称度を表し,左右均等に分布している場合,歪度は 0になる｡
尖度とは得点分布のとがり具合によって正規分布からどれだけ逸脱しているかを示す統計指標
であり, この指標も正規分布の場合は 0になる｡By
r
ne& Campbe
l
l(
1
9
9
9) によれば,歪度
.
5
0から+1
.
5
0の範囲内に収
と尖度が正規分布していると見なすためには, これらの数値が-1
186
天理大学学報
まっている必要がある｡表 1に示したように,アメリカ人データの項目10, 1
1を除けば全ての
数値がこの範囲内にあり,ほほ正規分布と見なすことできると確認された｡
3- 2 SLCS の確認的因子分析
SLCS が仮定する二元モデルが日本人とアメリカ人のデータに適合するかを確認するため,
m os 5.
A
0(
Ar
buc
kl
e,2003) による確認的因子分析を行ったO仮定したモデルは,① 自尊感
情は自己有能性･自己好意性という二つの次元 (
因子)で説明され,②それらの因子は相関
(
共分散) しており,③誤差間相関はない, というものだった｡さらに因子の尺度単位を確定
するため,最初の観測変数 (
項目 1と項目 2)へのパス係数を 1に固定した｡
表 1:SLCS尺度の平均得点,標準偏差,重度,尖度
日本人 (
n-2
8
7人)
平均値 (
SD) 歪度
アメリカ人 (
n-2
01人)
尖度恒均値 (
SD)＼歪度＼尖度
1
5, 自分には才能がある
1
7
. 自分はあまり有能ではない
1
9.難題に対処するのは苦手だ
.
0
7 -.
6
9 4.
21(
0.
7
4) -.
7
2 .
7
4
2.
6
5(
1
.
0
5
)
.
l
l -.
9
3 4.
1
4(
0.
9
1) -1
.
01 .
5
2
3.
0
9(
1
.
0
4) -. 0 -.
5
5 3.
8
7(
0.
8
8) -.
5
7 ,
ll
2.
6
4(
1
.
0
3)
.
31 -.
4
2 3.
9
3(
0.
8
6) -.
6
6 .
1
9
2.
6
2(
1
.
0
5
)
.
3
0 -.
4
3 4.
2
7(
0.
8
5) -1
.
3
8 2.
3
8
2.
8
9(
1
.
2
7
)
.
1
3 -1
.
0
4 4.
4
0(
0.
9
3
) -1
.
6
5 2.
2
0
2.
85(
1.
l
l
)
.
1
2 -.
6
4 3.
9
9(
0.
9
0
) -.
6
7 .
1
0
2.
7
8(
1.
1
4)
.
1
6 -.
2
9 4.
1
3(
1
.
01
) -.
8
5 -.
3
6
2.
5
6(
1
.
2
3)
.
2
8 -1
.
0
2 4.
0
5(
0.
9
7
) -1
.
01 .
7
2
2
0.多
自己好青性
2
自分
くの大事
自身に心地
な場面で適切
よさを感に対処で
じているきない
6_ 自分のことを考えるのがいやになることがある
7. 自分のことを低く評価しがちだ
8. 自分の長所を重視している
9.時々自分は価値のない人間だと感じることがある
1
2.自分の価値をしっかり自覚している
1
3. 自分のことが気に入っている
1
4.自分自身をあまり大切にしていない
1
6.自分自身に満足している
1
8. 自分に対して否定的である
2
9
2(
1
.
0
9
.
1
2 -.
8
2
3.
8
6(
3
7
4
3.
0
1
2) -.
4
7
84
0
8
0.
9
6
) -.
9
5
2.
7
6(
1
.
31
)
.
2
2 -1.
1
8 3.
9
6(
0.
9
9
)
.73
2.
40(
1
.
1
6)
_
5
3 一一
5
13.
7
5(
1
.
1
2
) -.
5
3.
2
4(
1
.
1
9) -.
1
7 -.
8
9 3.
5
9(
0.
9
3) -.
5
9
2.
9
0(
1
.
3
4)
.
2
0 -1.
1
4 3.
6
6(
1
.
1
4) - .52
2,
7
4(
1
.
1
6)
.
3
0 -.
61 3.
8
2(
1
.
0
3
) -.
81
3.
0
3(
1
.
1
3)
.
0
3 -.
7
3 4.
1
8(
0.
9
6
) -1
.
2
5
3.
5
6(
1
.
1
0) -.
40 -.
5
5 4.
0
4(
1
.
2
0
) -1
.
0
3
2.
7
4(
1
.
1
9)
.
1
3 -.
9
7 4.
1
0(
0.
8
6
) -.
7
6
2.
8
9(
1
.
2
3)
.
1
9 .
9
3 4.
0
4(
1
.
0
6
) -.
9
5
自己有能性
1.多彩な能力があり,大い在る可能性を秘めている 3
.
0
6(
1
.
1
2)
3. うまくいかないことが多い
4. これまで (
の人生) はうまくやってこられた
5.多くのことをうまくこなせる
1
0. 自分は有能な人間だと思う
ll. 自分には自慢できるところがあまりない
1
-
4
2
6
.
4
8
-.
21
-.
61
.
1
5
-.
5
4
.
2
4
1
.
4
4
-.
1
0
.
2
5
.
0
6
註 :逆転項目3, 6, 7, 9,l
l
,1
4,1
7,1
8,1
9,20は統計処理により得点を修正｡
適合度を検討するために採用した指標は,カイ二乗 ,x
2
/
df
,CFI
,RMSEA の 4種類であるO
カイ二乗の使用は大標本が前提であるが,データ数が大きくなるほどほんのわずかの差も敏感
に感知されるようになり,結局モデルが棄却されてしまうという欠点がある｡そのため,カイ
二乗値を自由度で割った指標 (
x
2
/
df
)がよく用いられ,通常この値が 3未満であることが望
Kl
i
ne,1998)｡CFIは,NFIとTLIの欠点を補って提唱された基準であり,0.
9以上
ましい (
Kl
i
ne,1998)｡RMSEA は｢1自由度あたりの真のモデルとの
であればモデルは受容される (
乗離度｣ (
豊田.20 3,p.130) を扱う指標で,0.05以下は当てはまりが良く,0.
08までは受
Bym e,2001)｡
容できるが ,0.10以上だと当てはまりが悪いとされる (
自己有能性･自己好意性の日米文化比較
1
87
分析の結果, 日本人データによるモデル- の適合度は何とか受容できるものだったが (
x2
[
1
6
9,N-2
8
7
]
-45
6.
6
4,x2
/
df
-2･
7
0,CFI
-･
8
7,RMSEA-･
0
7
7)
,CFIの数値がやや低い｡
表 2が示すように,因子負荷は項目 3と4を除けば全てが･
6
0(
非標準解) を超えていた｡ま
た,二因子間の相関係数は.
8
0であり,予想通り高い相関が確認された○
ァメ.
)カ人データの適合度も日本人データによるものとほほ同等の結果であった (
x2
[
1
6
9,
N -2
01
]
-3
97.
7
0,x2
/
df
-2.
35,CF1
-.
8
5,RMSEA-.
0
8
2)
｡因子負荷に関しては, 日本人
8
0を超えており,二因子間の相関係数は.
7
7であった｡
データのものとは異なり全ての項目が.
Am｡
S
5
.
0では,適合度を改善するための指標として修正指数が出力されるので, これを参
考にして日本人とアメリカ人のモデルの修正を行った｡日本人のモデルでは因子負荷量が著し
5,項目1
9と項目2
0, 項目 2と項目1
6,
く小さい項目 4を削除し,改善度が高い項目 1と項目1
項目 6と項目 9の誤差項目に相関を認めるという修正を行った結果,十分受容できるモデルに
なった (
x2
[
1
47,N-2
8
7
1
-3
2
8.
7
3;x2
/
df
-2,
2
4;CF1
-.
91;RMSEA-.
0
6
6)
｡一方,アメ
リカ人のモデルでは因子負荷量が′
｣
､さい項目はなかったが,適合度指標が良くなかったので,
修正指標を参考に改善度の高い項目1
9と項目2
0,項目 6と項目7,項目 7と項目9,項目 9と項
4の誤差相関を認めることでモデルを修正した (
x2【
1
6
5,N-2
01
]
-31
6.
9
9;x2
/
df
-1
.
9
2;
目1
90;RMSEA-.
06
8)
｡
CF1-.
3- 3 SLCSの内的整合性の検討
自己有能性尺度で測定した日本人データの α係数は.
81
5であった｡確認的因子分析で因子
負荷量が小さかった項目4は各項目との相関が全て.
1
5以下と非常に低く,尺度全体との相関
Ⅰ
T相関) ち.
11と非常に小さかった｡この項目を除外して α係数を計
である項目合計相関 (
算し直すと.
8
3
4になる｡この項目 4を除けば Ⅰ
T相関はすべて.
3
0以上だった｡一方,自己好
意性尺度の日本人データの α係数は.
8
72で,Ⅰ
T相関も全て.
4
5以上であり,問題のありそう
な項目は見つからなかった｡
8
2
6だった｡Ⅰ
T相関は全て.
4
0以
自己有能性尺度で測定したアメリカ人データの α係数は.
8
91であり,Ⅰ
T相
上であり,信頼性に欠ける項目は見つからなかった｡自己好意性尺度では.
関は全て.
5
0以上であった｡
尺度の信頼度係数が文化間で同等であるということは,計量的等価性を示す指標の 1つにな
Vi
j
ve
r& Le
ung,1
997)
O 自己有能性尺度･自己好意性尺度の α係数が日米グループ間で
る (
同等であるかを Vi
j
ve
r& Le
ung (
1
9
9
7,p.
6
0)が示した手法で検証した結果,自己有能性尺
皮 (
Fl
2
87,
2
0
0
]
-1
.
06,p>.
05), 自己好意性尺度 (
Fl
2
8
7
,
2
0
0
1
-1
.
1
7,p>.
05
) とも同等の
精度を有していることが確認された｡
以上の結果から,SLCSは十分な内的整合性を有していると考えられるが, 日本人データの
項目 4は他の項目との相関が低く,信頼性に欠けることがわかった｡この項目は因子負荷も小
さく, 自己有能性とは異なる概念を測定している可能性があるため,内容の見直しを含めた検
討が必要だと思われる｡
1
88
天理大学学報
表 2:
SLCS項目の最尤法による項目推定値と Ⅰ
.
T相関
1.
自己有能性
.
6
6 (
1
.
0
0
(
標準解)
非標準解)
3.
4.
5.
10 .
l
l.
1
5
.
1
7.
1
9.
.
4
0
l
l
.
.
5
0
.
6
8
.
7
2
.
6
9
.
7
5
.
4
5
.
5
6
.
1
6
.
6
9
.
9
6
1
.
2
4
1
.
0
4
.
1
4
1
.
7
4
.
4
3 (
1
.
0
0
.
6
0 (
標準解)
非標準解)
.
3
5
.
5
3
1
.
5
4
.
1
2
.
6
0
1
.
6
9
.
6
4
1
.
7
5
.
4
8
.
5
4
.
6
4
1
.
7
2
.
6
3
.
5
6
1
.
6
7
.
6
0
.
6
7
1
.
9
1
.
6
4
.
4
5
1
.
4
3
.
4
6
.
5
4
1
.
6
6
自己好意性
2
2
0.
6.
7.
8.
9.
1
2.
1
3.
1
4.
1
6.
.
5
3
7
1
.
6
5
.
5
4
.
5
8
.
6
7
.
6
2
.
7
7
.
51
.
6
2
.
8
0
1
0
1
.
1
0
.
8
1
.
8
9
.
1
6
1
.
9
3.
1
,
1
3
.
7
2
.
9
6
.
5
3
6
6
.
6
2
.
5
0
.
5
1
.
6
4
.
5
5
.
7
2
.
4
8
.
5
6
.
6
2
9
.
5
4
.
6
6
.
6
7
.
6
4
.
7
2
.
7
0
.
6
9
.
7
6
1
.
8
7
0
0
.
8
4
1
.
1
5
.
9
7
1
.
1
3
1
.
1
5
1
.
0
4
1
.
2
7
1.
01
.
4
0
.
4
9
.
5
0
.
5
8
.
5
8
.
5
2
.
5
8
.
4
3
.
4
8
.
5
7
6
1
.
5
3
.
6
6
.
6
0
.
6
4
.
6
7
.
6
3
.
6
6
.
6
8
3- 4 SLCSの日米文化間の国子不変性の検討
LCSの二元モデルが妥当かどうかを検討するため,AMOS5.
0を使用し
日米被調査者間で S
た最尤法による多母集団同時分析を行い,因子不変性 (
f
ac
t
o
ia
r
li
nvar
ia
nc
e) を確認したo
因子不変性とは,複数の異なるグループで, 同等の因子が想定できることを意味し (
狩野,
1
9
9
7),比較文化研究では計量的等価性を保証するための重要な指標の 1つである (
岩
脇 ,1
9
9
4)
｡因子不変性が確認できれば, 日米被調査者間で SLCSの質問項目が自己有能性と
自己好意性の概念を同等に測定していると主張できることになる｡
因子不変性の検討は,尺度が保持していると主張できる等質性の程度に応じて以下のように
5段階に分かれる (
豊田 ,2
0
0
3)
0
ステップ 1 配置不変モデル
ステップ 2
(
弱 )測定不変モデル -囲子頁荷 (
因子パタン)がすべて等しいモデル
ステップ 3 測定不変 +因子の分散共分散が等しいモデル
ステップ 4 測定不変 +誤差分散が等しい (
強測定不変)モデル
ステップ 5 すべての母数 (
因子パターン,因子の分散共分散,観測変数の誤差分散)が等
しいモデル
自己有能性･自己好意性の日米文化比較
1
8
9
これら 5つの仮説モデルをステップ 1から段階的に検討することによって日米間の因子不変
パスの位置)の
性を確認する｡ステップ 1の配置不変モデルは等値条件がなく,モデルの形 (
みが同じであるという最も制約の少ないモデルであり,ステップ 2は因子負荷量が複数の母集
団間で同等なモデルである｡このステップ 2の仮説が支持されれば･対象となっている母集団
9
9
7
)
oステップ 3では･研究仮説に応じて
に同じ因子が存在するという根拠になる (
狩野 ,1
因子 (
潜在変数)の分散や因子間の共分散のみを確認するものもあるが,特に因子間 (自己有
能性一自己好意性)の共分散が同等であることは重要で,この仮定が満たされなければ,文化
によって自己有能性と自己好意性の相互依存性 (
独立性)が異なることになり,それぞれの自
尊感情の次元が文化によって異なることになってしまう｡したがって,SLCSを異文化比較研
究で使用する場合は,ステップ 2の測定不変モデルと因子間共分散が同等であると示すことが
必要条件になる (
Ta
f
a
r
o
di& Swa
nn,1
996)
｡By
r
ne(
2
0
01
)によれば,ステップ 4以上の誤
差分散共分散が同等であることは比較的重要ではなく,ステップ 3までのモデルが受容できれ
ば,尺度の不変性は保持されたものと見なすことができるので,本研究では因子間共分散だけ
でなく,二因子の分散が等しいという仮説をも含めたモデルが想定できるかを検証した｡
多母集団同時分析を行う準備として,まず基準となるモデルを日米グループ別に用意する必
要がある｡この基準モデルは,倹約性と実質的な意味から判断してデータに最も適合したもの
By
r
ne
,2
001
)
｡ 3- 2ですでに日米グループそれぞれのモデルの問題
でなければならない (
点を指摘し,修正を施したので,それらのモデルを基準モデルとした｡すなわち, 日本人グル
ープの基準モデルは項目 4を削除し,項目 1-項目1
5,項目1
9
-項目2
0,項目 2-項目1
6,項
9
目 6-項目 9の誤差相関を認めるモデルであり,アメリカ人グループの基準モデルは項目1
項目2
0,項目 6- 項目 7,項目 7-項目 9,項目 9-項目1
4の誤差相関を認めるものである｡
次にこれらの基準モデルを比較検討して,多母集団同時分析に使用する日米共通の基準モデ
ルを設定した｡まず日本人グループの基準モデルで除外された項目 4を削除し, 日米両方の基
準モデルで共通の項目1
9
-項目2
0に誤差相関を認めたモデルを同時分析した. このモデルでは,
RMSEA はほぼ受容できる水準であったが,Cf
'
Ⅰが基準となる.
9
0に達しておらず,若干の修
x2
【
3
0
0,N -4
8
8
】
-7
2
5
.
51;x
:
/
df
-2.
4
2;CFI-.
8
8;RMSEA-,
0
5
4)
o
正が必要であった (
修正指数を参考にして,特に改善度の大きい項目 1-項目1
5,
項目 2-項目1
6,
項目 7-項目 9
の誤差相関を認めて再度分析を行った結果,適合度指標は受容できる水準に改善された (
x2
8
8
]
-6
2
6.
41;x
2
/
df
-2,
1
3;CF1
-.
9
1;RMSEA-.
0
4
8)
｡このモデルを基準モデ
[
2
9
4,N-4
ルとして, 日米間で測定不変と因子の分散共分散が等しいモデルを想定できるか検証した｡
検証手順は,因子から項目 (
観測変数)へのパスに同値制約を課し,同値制約を課さないモ
値が有意に変化 (
△x
2
) したかどうかを変化した自由度 (
Adf
)に基づき統
デルと比較して x2
計的に検討するというものである｡x2
値が有意に変化していれば,パスは同等ではないことに
なるので, どのパスが同等でないのかを突き止めるため,同値制約をパスに 1つずつ課しなが
ら,x2
値の検討を繰り返す｡
それぞれの因子と最初の観測変数 (
項目 1と項目 2) とのパスを 1に固定し,その他のパス
因子パターンが日米間で全て等しいと仮定したモデル) を基準
に同値制約を課したモデル 1 (
モデルと比較した結果 , 2つのモデルの差は有意であり, このモデルは採用できない (
表 3を
参照)｡因子負荷量 (
パス)を一つずつ同値に固定して, 日米間で異なる項目を突き止めた結
莱,項目 1, 7,l
l,1
4,1
7に有意差が検出された｡これらの項目の扱いについては, 日米被
x2
調査者間で有意差が認められたのだから,尺度から全て除外するという考え方もあるが ,A
1
90
天理大学学報
検定も通常の x2
検定と同様にサンプル数に敏感すぎるために実用性,現実性に欠けるといっ
Byr
ne, 2006),CFIや RMSEA なども参考にしながら統計学的見地からだけ
た批判もあり (
Far
ug
r
ia, Che
g
n,
でなく,実用的,理論的な視点も加味すべきだと主張する研究者もいる (
Gr
e
e
nbe
r
ge
r,Dmi
t
r
i
e
va,& Mac
e
k,2004;Suz
uki& Ran°
e
r
,1
994)
｡有意差が検出された
これらの項目は因子負荷量 ,I
T相関とも十分に大きく信頼性の高い項目であるため,Ax2
検
定の結果のみで全ての項目を除外するというやり方はやや思慮に欠けるし,理論的にも無理が
あるD表 3に示されているように･その有意差は一様ではなく,項目 7と項 E
ulの Ax2
は比較
4,1
7のみ尺度から除外するという判断を
的小さいので, この 2項目は尺度に残し,項目 1,1
6項目 (自己有能性 7項目, 自己好意性 9項目,項目 1-項目1
5の誤差項目相関は
し,残った1
項目 1が尺度から外れたことに伴い削除)の因子負荷量に同値制約を課したものをモデル 3と
した｡
表 3 :各モデルの適合度テスト
冒 )
9 6
2
6
準モデル(
項目4を除外した1
.4
1
64
2
.
9
8
約
デル
デ解ル除
1
2
)
(
(
因子負荷量を全て固定)
項目 1,7,
l
l
,
1
4,
1
7の 6
9
7
8
1
.
9
1
.
0
4
8
NS
.
9
1
8
9
1 p<.
0
01 .
9
0
.
.
0
5
1
2
9
4
7
1
.
3
8
1
7 p<.
0
1
1
6.
56
1
4.
31
1
2
目1
6
4
8.
4
6
3
0
6
1
1
2
9
5
目1
1
目1
4
6
4
2.
9
8
6
4
6.
9
3
2
9
5
2
9
5
8.
8
6
1
2.
8
0
目7
6
3
8.
8
6
2
9
5
4.
7
3
0
4
8
.
0
5
2
1 p=.
0
0
3
1 p<.
0
01
J l.052
1 p-.
0
3
0 .
9
0
このモデル 3に課した等値制約に加えて, 自己有能性と自己好意性の二因子の分散と二因子
値に有意な変化は示さな
間の共分散に同値制約を課したモデル 4は,モデル 3との比較で x2
項目 3, 5,1
0,1
5,1
7,1
9,20) と自己好意性 9項
かった｡すなわち,自己有能性 7項目 (
2,1
3,1
6,1
8)から構成されるモデル 4は, 日米被調査者間
目 (
項目 2, 6, 7, 8, 9,1
で測定不変モデルと見なすことができ,これは計量的等価性を主張するための重要な根拠にな
りうるものである｡ 7項目で構成される自己有能性尺度の α係数は, 日本人データでは.
7
7,
8
0であり, 9項目の自己好意性尺度の α係数は日本人データでは.
87,
アメリカ人データでは.
アメリカ人データでは,
8
8だった｡
3- 5 項目反応理論による特異項目機能 (
Di
ferent
i
lI
a
t
en Funct
i
oni
ng:DI
F)分析
DI
F) とは,異なったグループに属している同等の特性を有する個人が,そ
特異項目機能 (
の特性を測定する項目に異なった反応をする傾向である (
De
Ve
l
l
i
s
,2003)｡元来は,特定の
グループに不利益に働くテスト問題の項目を検出する目的で研究されていたので,項目バイア
自己有能性･自己好意性の日米文化比較
1
91
スと呼ばれていたが,最近ではテスト問題に限らず･比較文化研究など様々なコンテクストで
｢ぁる項目が異なる機能を果たしていることを検出する｣必要性が認識され･より中立的な意
味合いを持つ特異項目機能という術語が使用されている (
渡辺･野l
コ,1
9
9
9)
o
DI
Fが生じている項目はグループ間で異なった事象を測定していることを意味するので,
DI
Fが生じているかどうかを確認することは計量的等価性を確保する上で重要であるoすな
ゎち, 2つのグループを直接比較するには両グループに対し測定尺度が同等に機能し,観察さ
れた差が特定の属性によってのみ起因しているという計量的等価性が想定できなければならな
いのである｡項目反応理論は,調査対象のグループに依存しない独立した｢ものさし｣を提供
Fの分析
に優れており (
De
Ve
l
l
i
s
,2003),この理論を使ったさまざまな DI
F分
するので,DI
(
1
)
析法が提案されている｡
項目反応理論とは,テスト項目に対する被調査者の反応と潜在特性との関係を表す確率的関
数モデルを仮定し,項目-の反応パターンによってその項目が測定する被調査者の潜在特性を
推定しようとする理論である｡反応パターンと被調査者が有する潜在的特性の関係は項目特性
曲線で表される｡項目特性曲線は,質問項目で測定された特性の関数としての応答確率を表し
たもので,S字形を想定した単調増加関数になっている｡この関数モデルは扱うパラメータの
F分析を行う目的は, 自己有能性･自己好意性の程度が異
数によって異なるが,本研究で DI
なる個人 (
能力パラメータ)が各項目 (
項目困難度)に反応するパターンが日米間で異なって
Ras
c
h
いるかを検討することなので,項目困難度パラメータのみを扱うラッシュモデル (
F分析を行った｡
Mo
de
l
) を用いて DI
各項目の DI
F分析は,ラッシュモデル用のプログラムである Wi
ns
t
eps (
Li
nac
r
e, 2006)
を使用して行った｡Wi
ns
t
e
psでは,以下の手続きで DI
F分析を行うためのパラメータを推定
する｡
①
対象グループ (1, 2)全体について潜在特性尺度値 (
能力値)β と評定尺度値を算出
する｡
(
ヨステップ①で算出された潜在特性尺度 β と評定尺度値を使ってグループ 1の項目パラ
メータ bl
を算出する｡
③
ステップ@)
で算出された潜在特性尺度 0 と評定尺度値を使ってグループ 2の項 E
]パラ
メータ bZ
を算出する｡
④
グループ 1とグループ 2の項目困難度値 bを項目ごとに tテストで検定する.
すなわち,最初に全体の潜在特性尺度値 (
能力値) を決定し,次にグループ間で能力値 O
を共通化するように項目困難度パラメータを等化したのちに,グループ間の項目パラメータを
Fが生じているかどうかを検討するのであるo検定される t値は以下の公式で算
比較して DI
出される｡
∂
1
-∂
2
この公式で,bl
と b2はそれぞれグループ 1, 2の項目困難度を表し,SEl
と SE2はそれぞれ
グループ 1とグループ 2の標準誤差を表している｡
しばしば利用される Lo
r
d(
1
9
8
0)の方法は,最初のステップで潜在特性尺度値 (
能力値)
1
92
天理大学学報
βではなく,項目困難度パラメータ bで標準化している点が異なっている｡いずれにしても,
この方法は,DI
Fが生じていなければ･2つのグループのラッシュモデルの b値は等しくな
るという前提に基づいている｡
Wi
ns
t
e
psでは,DI
F検定の有意確率 (
p値) に加えてマンテル･ヘンツェル検定 (
Ma
nt
e
1
H 検定は,項目反応理論ではなく
Hae
ns
z
e
lt
e
s
t:MH 検定) による p値も出力される｡MI
F分析法で,2つの集団の項目特性曲線が 0上のある地点で交差す
クロス集計を利用した DI
るような不均一 DI
F(
no
nuni
f
o
r
m DI
F)の検証はできないという欠点はある (
Ro
ge
,
S &
Swa
mi
na
t
ha
n, 1
993)が, 1つの集団が一貫してもう 1つの集団よりも正答確率が高い (
能
F(
uni
f
o
r
m DI
F) を検出するための統計手法としては非常
力値が高い)場合のような均一 DI
Hua
ng,Chur
c
h,& Ka
t
i
gba
k,1
997)
0 D
I
Fを検出する方法はいろいろ提案さ
に優れている (
れているが,検定法ごとに結果が異なるという問題点があり,複数の検定法を併用すべきとい
9
9
9) もあるので,本研究では MH 検定の結果も参考にした｡
う意見 (
渡辺･野口,1
Li
na
c
r
e(
2
0
0
6)が指摘しているように,Wi
ns
t
e
psが出力する t値はペアごとの多重比較の
Bo
nf
e
r
r
o
ni
)補正を行って,α
結果なので, タイプ Ⅰエラーを回避するためボンフェローこ (
値は通常の･
0
5ではなく･
0
0
0
2
5(
0
5
/
2
0
)に設定した｡さらに,Wi
ns
t
ep
sが出力する b値推
(
2
).
定後の識別力指数も参考にした｡
DI
F分析を行う前に, 5件法のリッカート尺度から得られたデータを 2倍反応データに変
F分析のほうが多値応答の方法よりも歴史が
換した｡その理由は,2値反応項目に基づくDI
長く理論も確立されている (
Hua
nge
ta
1
.
,1
997,p.
1
98)だけでなく,推定するパラメータ数
Embr
e
t
s
o
n & Re
i
s
e,
が多いとパラメータ推定の誤差が大きくなる可能性があるからである (
2000;Ha
mbl
e
t
o
n,Swa
mi
na
t
ha
n,& Ro
ge
r
s
,1
991
)
0
5件法の回答を 2分する手続きは,
Hua
nge
tal
.(
1
9
9
7
) に準じた｡リッカート尺度の 1, 2は 0に, 4, 5は 1に変換し,中立
を表す 3については,肯定的な基調の項目の場合は 0に,否定的な基調の項目に対しては 1に
変換した｡
表 4で示したとおり,項目 8,1
0,1
4が t検定 ,MH 検定いずれの結果も有意であり, こ
Fが生じている可能性が高いことを示した｡つまり,同等の自己有能性,あ
れらの項目に DI
るいは自己好意性を有している日本人とアメリカ人の間で, これらの項目の反応が統計的に有
4は識別力指数もラッシュモデルが想定する
意に異なっていることを示している｡項目 8と1
1
.
0
0よりも著しく低く,識別力指数が低い項目は DI
F を生じさせやすいようだ｡項目1
0は
｢自分は有能な人間だと思う｣という項目であり, 自己の有能さに対するとらえ方が日米で異
.
41と理論的平均値 0より
なることを示唆している｡この項目の困難度は, 日本人被調査者が1
もはるかに大きい値であり,同意することがかなり難しいと考えているのに対し,アメリカ人
4 ｢自分自身をあまり大切にしていない｣はいず
項目 8 ｢自分の長所を重視している｣と項目1
れも自己好意性の指標で,これらの項目については同等な自己好意性の高さを有する日本人と
アメリカ人を比べた場合,前者は後者に比べて非常にこの項目に同意しやすいと考えているこ
とがわかる｡
193
自己有能性･自己好意性の日米文化比較
F分析
表 4:日米硬調査者の DI
｢丁
b
j
SEj
ba
項目
自己有能性
1(
SC1)
項目 3(
SC2)
項目4(
SC3)
項目 5(
SC4)
項目1
0(
SC5)
項目1
1(
SC6)
項目1
5(
SC7)
項目1
7(
SC8)
項目1
9(
SC9)
.
4
2
-.
5
6
.
2
8
1
.
41
1
.
41
-.
9
5
.
85
-.
91
-.
3
8
.
1
5
.
1
4
.
1
4
.
1
7
.
1
7
.
1
4
.
1
6
.
1
4
.
1
4
.
2
2
-.
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.
4
8
1
.
1
3
.
(
氾
-1
.
0
3
1
.
2
9
一.
67
-.
8
4
.
2
3
.
3
0
.
2
0
.
2
0
.
2
4
.
3
2
.
2
0
.
2
8
.
3
0
.
7
4
.
85
-4.
9
4
1ー
0
6
4.
7
7
.
2
3
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.
7
2
-.
7
5
1
.
3
8
.
2
9
0
.
0
0
0'
.
8
2
0
.
0
8
6
.
451
.1
67
項目
自己好意性
2
2(
0(
SLl
C1
0
)
項目6(
SL2)
項目 7(
SL3)
項目8(
SL4)
項目9(
SL5)
項目1
2(
SL6)
項目1
3(
SL7)
項目1
4(
SL8)
項目1
6(
SL9)
8
2
-1
.
4
9
-.
3
3
.
1
3
.
0
9
-.
6
3
1
.
5
8
.
7
4
-2.
7
8
1
.
0
5
6
.
1
5
.
1
5
.
1
5
.
1
5
.
1
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.
1
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.
1
6
.
2
0
.
1
6
.
9
-.
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.
3
6
-.
51
1
.
9
2
一.
3
9
1
.
1
2
.
0
8
-.
5
8
.
1
9
2
2
.
3
0
.
3
0
.
2
6
.
21
.
25
.
21
.
2
3
.
2
6
.
2
3
-.
2
5
1
.
9
3.
05
2.
1
7
-7.
05
-.
85
1
.
6
8
2.
3
3
-6.
7
2
3.
0
4
8
3
.
00
52
.
(
刀2
.
0
3
0
.
0
0
0'
.
3
9
6
.
0
9
4
.
0
2
0
.
0
0
0'
.
0
0
3
項
目
盲
P
.
45
9
.
3
9
3
.00O'
MI
J
p 識別力指数
.
45
5
.0
06
.
0
6
4
.
9
8
5
.
0
0
0'
.
5
7
4
.
0
0
9
.
69
5
.
0
8
3
4
6
7
.
0
8
2
.
C
K
)
0書
.
04
.
0
0
0.
.
35
2
.
1
0
3
.1
7
8
1
.
2
2
.
7
6
.
3
0
1
.
1
2
1
.
3
5
1
.
1
3
1
.
0
6
1
.
0
6
1,07
1
1
5
.
9
4
1.00
.
0
(
カ'
.
8
7
.
4
9
1
.
05
1
.0
2
1
.
3
4
.
6
0
.
07
2
1
.
3
6
註 :b1
-日本人の項目困難度,SEE
-日本人項目困難度の標準誤差,b2-アメリカ人の項目困難度,
SE2-アメリカ人項目困難度の標準誤差,MHp-マンテル･ヘンツェn/
検定値,p
*
<.
0
0
0
2
5.
項目 4は確定的因子分析や Ⅰ
T相関でも問題があった項目であり,予想通り有意であったが,
MH検定では有意差は見つからなかった｡その理由としては, この項目に不均一 DI
Fが生じ
Fは項目困難度のみに差がある場合
ている可能性が考えられる｡項目反応理論では,均一DI
DI
Fは項目識別力に差がある場合を表す (
Cl
aus
er&Maz
o
r
,1988)｡実際,
を指し,不均一
33に対してアメリカ人が 1.
02と大きく異なって
日米データ別の推定識別力指数は, 日本人が0.
Fが生じていることを示唆した｡
おり,不均一 DI
DI
F分析で計量的等価性が疑問視された項目 4, 8,1
0,1
4の推定識別力指数をみると,
.
0
0から大きく逸脱しており, ラッシュモデルに適合してい
すべてラッシュモデルが想定する1
ない可能性を示唆しているため,識別力パラメータも推定する 2パラメータロジスティックモ
F分析をやり直し,同様の結果が出るか検討する必要がある｡
デルで DI
4.考
察
本稿の目的は, 日本人とアメリカ人から得られたデータをもとに, 自己有能性･自己好意性
SLCS) の計量的等価性を確認することであった｡この目的を達成するため,確認的因
尺度 (
子分析,項目分析 (
内的整合性分析),多母集団同時分析による因子不変性の検討,特異項目
DI
F)分析を行った.SLCSは, これら一連の分析を通して日米間で計量的等価性の条
機能 (
1
94
天理大学学報
件をほぼ満たしていることが明らかになったが,同等ではないと考えられる項目も一部検出さ
,
問題有り｣とされた項目が｢
問題なし｣
れたo尺度項目の計量的等価性の扱いについては｢
,
と証明されるまで｢
問題有り｣と考えることもできるし｢問題有り｣と証明されるまで｢
問
題なし｣と考えることもできる｡いずれの立場を取るかは,SLCSがどのような判断や決定に
使用されるかという点にも関連してくるだろう｡前述のように,DI
Fについては,検定法ご
とに結果が異なるという問題点があることも踏まえたうえで, 日米被調査者間で統計上の有意
差が検出された項目 1, 4, 8,1
0,1
4,1
7が計量的等価性を満たしていない可能性があると
判断し,翻訳上の問題点および比較文化的視点から考察する
｡
項目4は,因子負荷量 (
.
1
6) とⅠ
T相関 (
.
1
2)が著しく低く,DI
F分析でも日米被調査者
T相関は,共に項目と因子の関連性
間の項目困難度に大きな差が検出された｡因子負荷量と Ⅰ
を示す数値であるという点で類似しており,項目反応理論では,識別力指数に相当する概念
(
Re
i
s
e,Wi
dama
n,& Pugh,1
993)なので,推定識別度指数が.
3
0と低かったのも当然の結
果と言えよう｡この項目と因子の関連性が日本人のデータのみ低く,アメリカ人のデータでは
十分な関連性を有していることから,概念が同一ではないことを示唆しており,翻訳上の問題
が考えられる｡この項目の日本語訳は｢これまで (
の人生)は順調にやってこられた｣であり,
オリジナルは, "
Ihavedo
newe
l
li
nl
i
f
es
of
ar
.
"であった｡ここで "
l
i
f
e" と "
ha
vedo
ne
,
順調にやってこられた｣と翻訳されていることに注目したい｡
we
l
l
" という語句を｢人生｣｢
l
i
f
eという語を忠実に訳すとこのような日本文になり, 日本語ではこの英文で使われている
1
i
f
eのニュアンスを上手く伝える適当な語句が見あたらないので,あえてカツコに入れたO被
調査者は大学生であり人生経験がまだ乏しいため,人生という語が重く受け止められた可能性
がある｡しかしそれよりも大きな問蓮は …
havedo
newe
l
l
"を｢
順調にやってこられた｣と訳
したことかもしれない｡｢
順調にやってこられた｣というと, 自己の能力としての有能性とい
うよりも, 自分の周りにいる家族,友人などの｢内集団のおかげで｣というニュアンスが入り
込み, 自己の有能性とは異なった概念として認識された可能性がある｡この項目を英文通り
,
｢うまくやってこられた｣としてしまうと｢
世渡り上手 -要領の良い人｣といった否定的意
味合いも含んでしまうため,あえてより中立的な｢
順調に｣という語句を使ったが, これが逆
効果になった可能性も否定できないので,この項目は｢これまではうまくやってこられた｣と
修正し,否定的に判断するかどうかは被調査者に委ねた方がよいと思われる｡このように修正
しても因子負荷量や Ⅰ
T相関で同様な関連性しか示さないのであれば,尺度から取り除くこと
も選択肢の 1つになるだろう｡
項目1 ｢
多様な能力があり,大いなる可能性を秘めている (
"
Owi
ng t
o my c
apabi
l
i
t
y,I
｣と項目1
7 ｢自分はあまり有能ではない (
"
I am no
t ve
r
y
have muc
h po
t
e
nt
i
al
.
"
)
C
o
mpe
t
e
nt
.
"
)逆転項目｣の 2項目については, 日米データ間で因子負荷量に有意差が見つか
った｡Ⅰ
一
丁相関でも, 日本人の方がアメリカ人よりもこの項目が自己有能性を説明する程度が
高いと判断している｡この結果は, 自己有能性の概念が日米間で微妙に異なる可能性を示唆し
ている｡すなわち, 日本人の考える有能性とは,現在の自己が非常に有能であると認識すると
,
いうよりも｢
現状に満足せず自己の将来的可能性を信じて努力する (
項目1
)
｣といった側面
や｢
有能とは言えないまでも有能でない (
無能である) ことはない (
項目1
7)
｣といった側面
s
hi(
2
0
0
6)はアメリ
が強調されることを示している｡項目 1に見られる特徴に関連して,Oi
カ人と中国人の幸福感に関する比較文化研究で,過去の業績や現状-の満足度を示す項目に米
Fが生じたと報告しており, 自己向上を重視する社会では,過去の業
中データ間で大きな DI
自己有能性･自己好意性の日米文化比較
1
95
接は幸福感をもたらさず,すでに達成された水準は,常に新しくより高い水準に引き上げられ
るのでないかと推論している｡Oi
s
hiのいう自己向上を重視する社会とは･中国や日本などの
Ma
r
kus& K
it
a
ya
ma,1
991)が優勢な社会を指すことから･項目 1につ
相互強調的自己観 (
いても同様な解釈が可能だと考えられる｡
項目1
7に見られる日本人被調査者の反応は,他者から期待されることは一応できるという
｢ほどほど感｣や｢
人並み感｣が反映されていると解釈することができる｡北山･唐揮
(
1
9
9
5)は,
｢日本文化では, 自己批判的になることにより,自らの欠点,短所,問題などを
見つけだし,絶え間ない日常的努力により, これを矯正するという自己向上のプロセスが文化
的に広く共有され (
p.
1
40)
｣ており,このような自己向上的な行動パターンは最低限他者か
らの期待には応えられるようにしたいという人並み感が根底にあり,これは｢
欧米人が自己の
望ましい属性 (
能力,才能) を肯定的に評価しようと動機づけられている (
p.
1
4
0)
｣のとは
対照的だと指摘している｡これと同様のパターンが,項目11｢自分は自慢できるところがあま
りない｣でも見られる
｡
項目 1,1
7
が間接的に自己有能感を問うているのとは異なり,項目1
0は自己の｢
有能さ｣を
直接問うているoこの項目のアメリカ人被調査者の尖度は高く,平均値も中心点よりもかなり
高い評価になっていた｡DI
F分析でも日米間で有意差が見つかっており,同じ自己有能性を
有する日本人とアメリカ人を比較した場合, この項目に同意するのはアメリカ人の方がはるか
に多く,自分が有能であると認めることを日本人ははるかに困難だと感じている｡この結果は,
これまでの多くの研究者が指摘してきた自己高揚傾向の強いアメリカ人, 自己批判傾向の強い
日本人という構図を改めて示した格好になっている｡
自己有能性尺度では 4項削こついて日米被調査者間で有意差が検出されたが,自己好意性で
4 ｢自分自身をあまり大切にしていない (
逆転
は項目 8 ｢自分の長所を重視している｣と項目1
項目)
｣の 2項目のみであった｡項目 8と項目1
4で共通するのは,同等の自己好意性を有して
いる場合, 日本人の方がアメリカ人よりもこれらの項目に同意することが容易いと回答した点
であり, 自己好意性の概念が日米間で幾分異なる可能性を示唆している｡文化相反仮説が主張
するように,自己好意性とは他者からの自己に対する評価であり,集団主義的文化では他者か
らの評価が重要で,評価懸念意識が強いのに対し,個人主義的文化では他者からの自己に対す
る評価よりも自己有能感を得ることが重要で,そのために評価懸念意識が抑制されるのであれ
ば,自己好意性がまったく同等な概念であるとは考えづらい｡項目1
4については,因子負荷量
T相関でも,自己好意性を説明する程度が日本人よりもアメリカ人に強く,｢自己を大切
やⅠ
にする｣ことが自己好意性には重要だと考えるアメリカ人が多いことを示している｡項目1
4に
ついては,共分散分析とDI
F分析の両方で日米文化差が検出されていることから,尺度から
削除することを検討してもよい項目だと考えられる｡
以上,本研究の検討結果から計量的等価性を満たしていない可能性があると判断した 6項目
についてその考えられる理由を翻訳,比較文化の視点から考察した｡次にこれらの計量的等価
性を満たしていない可能性のある項目の扱い方について論じておきたい｡すでに述べたように,
計量的等個性の扱いについては,これらすべての項目を尺度から削除するという考え方か
ら, 1度のみの研究結果で判断するのではなく,同じ問題が繰り返し検出されて明らかに計量
的に同等でないと証明されてから行われるべきという考え方まであり,測定された結果がどの
ような判断や決定に使用されるかという点に大きく関わっている｡厳密さを要求されるのであ
れば前者のような判断になるだろうが ,SLCSは確固たる理論に裏打ちされており, 1つの研
196
天理大学学報
究結果で尺度の内容が変わるようなものではないという立場に立てば, 後者に近いものになる
だろう｡
F分析の結果については, 共分散構造分析に基づいた確認的因子分析や多母集団同
特に DI
時分析などと比較すると研究が少なく, 開発途上といった感がある｡検出法によって結果が異
なるという問題も指摘されていることから,DI
F分析の結果のみをもって尺度から問題項目
Fが生じていると判断された項目の識別力はす
を除外するというのは早計であろう｡今回 DI
べて想定値 1
･
0から逸脱しており, これはラッシュモデルに適合していない可能性を示唆する
ものであるから, 2パラメータモデルによる DI
F分析で同様な結果が得られるまでは判断を
留保すべきであり,少なくとも DI
F分析のみで問題が検出された項目 8と10についてはそう
するべきであろうO
最後に,本研究の限界について触れておきたい｡今回の研究では,厳密なバックトランスレ
ーションを行わなかったO ハックトランスレーションを行えば翻訳等価性が確保できるという
9
94)が ,項目 4のような翻訳上の問題を防げた可能性がある｡すでに
ものではない (
岩脇 ,1
述べたことだが , 今回の研究はサンプル数に限りがあったので ,推定パラメータを減らすため
にデータを 2値反応データに変換して行った上でラッシュモデルに基づく DI
F分析を行った
が ,識別力が一定とは想定できない項目も検出されたo Lたがって ,今後の研究では十分な被
調査者数を確保し,項目の識別力を表す aパラメータをモデルに取り込み , 2値反応データ
ではなく,多値反応モデルを使った分析が必要になるだろう｡
注
(1) DI
Fの方法については,Embr
e
t
s
o
n& Rei
s
e(
2
0∩)や Ha
mbl
e
t
o
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) を参照｡
(2) Wi
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psはラッシュモデル用のプログラムであるため,項目反応理論を扱う他のプログラム
b)と識別力パラメータ(
a)という 2つのパラメータ推定を目的
のように項目困難度パラメータ(
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psで出力される識別力指数とは,項目困難度パラ
としたモデルを扱うことはできない｡Wi
b)を推定した後に,識別力パラメータ(
a)がラッシュモデルの想定する1.
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いないことを示す (
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