「『⽣徒指導上の諸課題に対する実効的な学校の指導体制の構築に関する総合的調査研究（令和２・３年度調査）』最終報告書」の概要
１．研究の⽬的
国⽴教育政策研究所⽣徒指導・進路指導研究センター（以下「⽣徒指導・進路指導研究センター」とする。）では，令和元年度から令和３年度まで「⽣徒指導上の諸課題に対する実効的な学校の指導体制の構築に関する総合的調査研究」（以下「学校指導体制調査研究」とする。）を実施した。この報告書（以下「最終報告書」とする。）は，令和２年度と令和３年度にそれぞれ２回，計４回実施した質問紙調査の結果を分析したものである。なお，令和元
年度調査の結果については，令和４年３⽉に『「⽣徒指導上の諸課題に対する実効的な学校の指導体制の構築に関する総合的調査研究（令和元年度調査）」中間報告書』（以下「中間報告書」とする。）として既に刊⾏している。
「学校指導体制調査研究」は，児童⽣徒の総合的，包括的，多⾯的な発達を⽀援することに寄与する学校⾵⼟に着⽬した研究である。「学校指導体制調査研究」の⽬的は，主に四つある。
第⼀は，先⾏研究の知⾒を踏まえ，学校⾵⼟の鍵概念である⽣徒の「学校とのつながり」に着⽬し，包括的に学校⾵⼟の測定を試みた⽣徒調査で得られたデータから，仮説モデルの適合度を検証し，潜在変数間の関連の分析を⾏うとともに，教員が直接的に介⼊することが難しい「学校とのつながり」の育成に間接的に関与する学校保護要因を明らかにすることである。とりわけ，⽣徒調査の学校保護要因として設定した「教師⽀援」と「保護的規律」は，⽣徒が教員側をどのように認識しているかを評価しているため，教員の⽣徒指導に関するちゅう専⾨職的責任の範 疇 と捉えられるものであり，教員の努⼒と意識によって変わり得る学校保護要因を明らかにすることは，⽣徒指導の充実・改善のための点検の要点を得るための⼿掛かりにもなり得る。
第⼆は，「学校とのつながり」が諸外国の先⾏研究と同様に，⽣徒指導上の諸課題の未然防⽌になり得るかを検証することである。これは，「学校とのつながり」を測定することの妥当性や意義にも関連することである。⽣徒指導・進路指導研究センターでは，「いじめ追跡調査」に関する⻑年の実績を有しており，現在では，いじめの加害経験については，⼋つの⾏為類型で質問項⽬を作成している。「学校とのつながり」とこの⼋つの⾏為類型から成るいじめの加害経験との関連を分析することで，「学校とのつながり」を育むことが，いじめの抑⽌になり得るかを明らかにする。
第三は，「学校とのつながり」が学校間によって異なるのかについて検証することである。
もし「学校とのつながり」が，いじめの加害経験に関連するとすれば，⽣徒のいじめ加害の未然防⽌（それは結果的に被害経験の減少にも寄与し得る）を図る観点から「学校とのつながり」を適切に育むことは，教育上，重要な意味を持つことになる。今回の調査では年度内２回，計４回のデータを得ており，⽣徒調査については，学校を転校せずに，４回の調査全1

てに回答したものをひも付けて，時系列データとして分析できる設計としている。そのため，「学校とのつながり」の学校間の平均値の差について，各調査時点において，統計的に有意な差があるかといった分析だけにとどまらず，時系列データとして「時間」と「学校」の要因を組み⼊れた分析を⾏い，「学校とのつながり」の変化についてより深い検証を⾏う。
第四は，「学校とのつながり」が学校によって異なり，また，「学校とのつながり」が時間によって変化し，その変化がどの学校に所属するかといった「学校」要因の影響を受けているとなると，「学校とのつながり」を育むことに肯定的な影響を及ぼしている教職員の組織⽂化・⾵⼟の特性を明らかにすることは，⽣徒のいじめの未然防⽌の観点からも重要である。
⽣徒調査だけでなく，教員調査で得られたデータを⽤いることで，⽣徒指導の充実・改善に寄与し得る学校の組織⽂化・⾵⼟の特性を仮説に基づき検証する。
２．研究の⽅法「学校指導体制調査研究」は，⼆市を対象に，事前に市教育委員会に調査の趣旨説明等を⾏い，それぞれ 18 校と 22 校，計 40 校を選定し，⽣徒指導・進路指導研究センターで作成した「⽣徒⽤調査票」，「教員⽤調査票」及び「管理職⽤調査票」の３種の質問調査票を送付した。
表１

令和２・３年度調査における各質問紙調査の調査対象数や回答学校数，回答者数，回答者率※回答率は，回答者数を調査対象数で除して算出している。
学校の選定に当たっては，市内を幾つかのブロックに分け，それぞれのブロックから，⼩2

規模，中規模及び⼤規模の学校について，規模別に学校数が均等となるように抽出した。各
質問調査票の回答者は，表１のとおりである。
なお，この最終報告書では，⽣徒調査と教員調査で設定した仮説の検証に関する分析を中⼼に⾏い，管理職調査の結果については，基礎集計のみを巻末資料に掲載した。
３．分析結果の概要（１）⽣徒調査の尺度構造と仮説モデルの検証
本節では，学校⾵⼟の複雑な構造を把握し，それを定量的に評価するために開発した⽣徒調査表で得られたデータの分析を⾏った。令和２・３年度の「学校指導体制調査研究」における⽣徒調査では，「学校環境資源（学校保護要因）」，「学級環境資源」，「個⼈的資源」及び「学校とのつながり」という四つの構成概念を想定し，質問調査票を作成した。まず，⽣徒調査の尺度の構造を理解するために，探索的因⼦分析を実施し，各質問項⽬がどの因⼦に属ゆうするかを明確にした。探索的因⼦分析として，最尤法，バリマックス回転，固有値１以上で⾏うとともに，因⼦負荷量は 0.40 に満たない項⽬は除き分析を⾏うこととした。そして，信頼性については，クロンバックのα係数を確認し，α=0.80 以上を採⽤することとした。
これにより，後続の分析では，各因⼦に対して得られた尺度得点を算出し⽤いることとした。
これらの確認に基づき，理論的に想定した仮説モデルが実際のデータにどの程度適合しているかを検証するために，共分散構造分析を実施した。共分散構造分析では，探索的因⼦
みい だ

分析で⾒出された尺度構造を前提として，理論的枠組みを確認するために⽤いたものである。パス図の作成とともに，GFI，AGFI，CFI，RMSEA といったモデルの適合度指標を算出し，理論モデルの妥当性を検証した。
探索的因⼦分析の結果から，⽣徒指導の成果（アウトカム）としての「学校とのつながり」因⼦，教師の意識の注⼒や努⼒により変容可能な学校環境資源（学校保護要因）としての「教師⽀援」因⼦と「保護的規律」因⼦，学級環境資源としての「学級雰囲気」因⼦と「学級ストレス」因⼦，個⼈的資源としての「社会的態度・⾏動」因⼦と「⾃⼰有⽤感」因⼦，さらに，外部要因である「家庭ストレス」因⼦の計８因⼦が抽出された。
これら８因⼦間の関係について，４時点で得られたデータそれぞれに対して共分散構造分析を実施し，仮説モデルの適合度を検証した。図１は，抽出された計８因⼦の関係を⽰したパス図である。また，表２は，同じく４時点の因⼦間の標準化係数を⽰したもので，表中にある全ての係数は統計的に有意であった（p＜.001）。表３は，４時点の適合度指標を⽰したものである。GFI は 0.85 から 0.87，AGFI は 0.83 から 0.85，CFI は 0.90，RMSEA は0.60 から 0.70 であり，⽐較的良好なモデル適合度であると判断した。
上記の結果から，「教師⽀援」と「保護的規律」を⽣徒が認識することで，「学級雰囲気」が改善され，「学級ストレス」が低下し，学級環境が良好なものとなることが⽰唆された。
それによって，他者からの承認といった教育経験である「⾃⼰有⽤感」の育成を通して，役割活動への責任感や他者の尊重といった「社会的態度・⾏動」に影響し，結果的に学校への3

所属意識や愛着としての「学校とのつながり」の意識を⽣徒に育むことにつながることが⽰
唆された。

図１
表２

⽣徒調査の共分散構造分析によるパス図
⽣徒調査の潜在変数間の標準化係数

Time1, 2, 3, 4 はそれぞれ第１回調査から第４回調査を意味する。
4

表３

⽣徒調査のモデル適合度（２）「学校とのつながり」といじめ加害経験との関連性
本節では，「学校とのつながり」の測定の妥当性を検証するために，⽣徒指導上の諸課題，とりわけ，⽣徒のいじめ加害との関連について分析した。そのために，具体的には，４時点のデータを⽤いて，「学校とのつながり」を説明変数，いじめの加害経験ダミーを従属変数とするロジスティック回帰分析を⾏った。
表４「学校とのつながり」と各いじめ加害経験との関連

注：***p＜.001
表４は，ロジスティック回帰分析の結果として，４時点の⽣徒調査における「学校とのつながり」と各いじめ加害経験の有無について，偏回帰係数 b と統計的有意差（***p＜.001）
を⽰したものである。表４から，「学校とのつながり」を説明変数，各種のいじめ加害経験の有無のダミー変数を従属変数としたモデルについては，全ての調査時点において，p＜.001で統計的に有意であったことが確認された。表中の変回帰係数 b の数値がマイナスであるのは「学校とのつながり」の⾼さがいじめ加害経験が有ることについて，ネガティブに関連5するという意味である。つまり，「学校とのつながり」が強いほど，いじめ加害経験がない傾向にあることが⽰された。したがって，⽣徒のアウトカムとして設定した「学校とのつながり」は，少なくともいじめの加害経験の観点において，⽣徒指導に関する学校パフォーマンスとしての妥当性と有⽤性を有することが確認された。
（３）「学校とのつながり」の学校グループ間及び時間的変動に関する分析①各調査時点における「学校とのつながり」の⼀元配置分散分析と多重⽐較
本節では，「学校とのつながり」に統計的に有意な学校間（クラスター分析を⽤いた学校グループ間）の差はあるのか，また，⽣徒の「学校とのつながり」の変化には，「学校」や「時間（調査時期）」の要因は関連するのかについて検証した。
まず，４時点それぞれにおける各学校の「学校とのつながり」の平均値の差に統計的な有意差があるかについて，40 校という⼤きなサンプルサイズを考慮し，多重⽐較の解釈を容易にするためにクラスター分析を⽤いて学校を幾つかのグループに分類し，グループ間での⽐較を⾏うこととした。
クラスター分析の結果から，４時点の「学校とのつながり」の推移から４グループに分類することができた。
⼀元配置分散分析の結果は，以下であった。第１回調査の⼀元配置分散分析の結果は，学校グループ間の「学校とのつながり」の平均値に統計的な有意差があった（F(3, 5565.92) =80.62, p < .001）。第２回調査の⼀元配置分散分析の結果においても，学校グループ間の「学校とのつながり」の平均値に統計的な有意差があった（F(3, 5538.04) = 107.39, p < .001）。
第３回調査の⼀元配置分散分析の結果においても，学校グループ間の「学校とのつながり」の平均値に統計的な有意差が⾒られた（F(3, 5475.83) = 84.76, p < .001）。第４回調査の⼀元配置分散分析の結果においても，学校グループ間の「学校とのつながり」の平均値に統計的な有意差が⾒られた（F(3, 5314.01) = 76.56, p < .001）。
上記の⼀元配置分散分析の結果，それぞれの調査時点において，学校グループ間のいずれかに「学校とのつながり」の平均値に，統計的に有意な差が存在することが⽰された。
そして，各調査時点における学校グループ間の平均値の差を具体的に評価するために，多重⽐較を更に実施した（表５）。この多重⽐較の結果から，第１回調査時点では，1G の得点が２G よりも統計的に有意に⾼く，2G は３G と４G よりも統計的に有意に⾼い得点を⽰した。だが，3G と 4G の間には統計的な有意な差は⾒られなかった（1G > 2G > 3G = 4G）。
第２回から第４回調査時点では，1G の得点が最も⾼く，次いで 2G，3G，4G の順であり，これらには統計的な有意差が⾒られた（1G > 2G > 3G > 4G）。
この多重⽐較の結果は，学校グループ間の「学校とのつながり」の平均値が，時間の経過とともにどのように変化するかを⽰すとともに，各時点においてその差は統計的に意味のあるものであることを⽰唆している。

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表５ 各調査時点における「学校とのつながり」の学校グループ間の多重⽐較の結果②「学校とのつながり」の経時変化：反復測定⼆元配置分散分析
個々の⽣徒のデータを時系列で追跡するために，４時点全てにおいて，転校等せずに，同⼀校に在籍して回答した⽣徒のデータ（9,720 名）を接続させ，反復測定⼆元配置分散分析を実施した。反復測定⼆元配置分散分析の実施する⽬的は，「時間」因⼦と「学校」因⼦が「学校とのつながり」に及ぼす影響を明らかにするとともに，これらの因⼦の交互作⽤が存在するかどうかを検証するためである。
このような詳細な分析を⾏うことで，「学校とのつながり」が静的因⼦（介⼊等による変容不可能な因⼦）ではなく，時間の経過とともに変化し，また，学校によっても変化する動的因⼦としての特性を持つことを⽰すことができる。そして，この「学校とのつながり」の変化が，⽣徒のいじめ加害⾏為といった具体的な⾏動指標にも影響を及ぼす可能性があり，学校によってその時間的変化も含めて異なるのであれば，この知⾒は，どのような学校の教職員の⽂化・⾵⼟を実現していくことが望まれるのかといった組織的知⾒を提供することにつながり得る。
表６に反復測定⼆元配置分散分析の結果について，要因と⾃由度，F 値，p 値を⽰した。
反復測定⼆元配置分散分析を実施した結果は，以下であった。Wilksʼ Lambda に基づく多変量検定結果については，「時間」因⼦と「学校」因⼦が「学校とのつながり」に統計的に有意な影響を与えていることが明らかとなった（p < .001）。これは，時間の経過と特定の学校⾵⼟が⽣徒の「学校とのつながり」に影響していることを⽰唆したものである。
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被験者内効果については，「時間」因⼦による「学校とのつながり」の変動は，統計的に有意であった（p < .001）。この結果は，時間の経過に伴う「学校とのつながり」の変化が認められることを⽰唆するものである。
被験者間効果については，「学校」因⼦による「学校とのつながり」の違いも統計的に有意であることが⽰された（p < .001）。つまり，学校ごとに「学校とのつながり」に関する⽣徒の経験が異なることが⽰唆された。
「時間」因⼦と「学校」因⼦の交互作⽤項については，時間の経過と学校との交互作⽤も統計的に有意であることが⽰された（p < .001）。これは，「学校とのつながり」の時間経過による変化がどの学校に所属するかによって異なることを⽰唆するものである。
表６ 反復測定⼆元配置分散分析の結果

本節の⼀連の分析結果から，クラスター分析によって形成された四つの学校グループ間における「学校とのつながり」の平均値は，⼀元配置分散分析と多重⽐較より各調査時点で統計的に有意な差が存在することが明らかとなった。また，反復測定⼆元配置分散分析によって，「学校とのつながり」は時間とともに変化し，この変化は学校によって異なることが⽰唆された。
（４）教員調査の尺度構造と仮説モデルの検証
本節では，教員調査で得られたデータをもとに，教員側による学校⾵⼟の測定として，とりわけ，⽣徒指導に関連する教職員の組織⽂化・⾵⼟を定量的に評価し，その構造を把握した。令和２・３年度の「学校指導体制調査研究」における教員調査では，「学校環境資源」，「中間要因」，「⽣徒への⽀援」という三つの構成概念を想定し，質問調査票を作成した。
まず，⽣徒調査で⾏ったプロセスと同様に，まず，教員調査の尺度の構造を理解するために，探索的因⼦分析を実施し，各質問項⽬がどの因⼦に属するかを明確にした。
次に，想定した仮説モデルが実際のデータにどの程度適合しているかを検証するために，
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みい だ

共分散構造分析を実施した。共分散構造分析では，探索的因⼦分析で⾒出された尺度構造を前提として，理論的枠組みを確認するために⽤いたものである。パス図の作成とともに，GFI，AGFI，CFI，RMSEA といったモデルの適合度指標を算出し，理論モデルの妥当性を検証した。
本節におけるこの⼀連の研究⽅法は，教員調査票の尺度開発における信頼性と妥当性の基準を満たし，⽤いた調査票において，主に，⽣徒指導の観点からみた教職員の組織⽂化・⾵⼟について，定量化する⼿法の信頼性を確⽴するために⾏ったものである。さらに，本節の分析を通して確認された教職員の組織⽂化・⾵⼟の構造は，⽣徒指導の充実・改善において，教職員の努⼒や意識の注⼒で変容し得る学校保護要因，つまり，学校の組織体制づくりや指導体制づくりを検討する上で，どのような取組を考え、⼯夫していくかの⼿掛かりとなる実践的知⾒を提供するものである。
探索的因⼦分析の結果から，教職員の組織・⽂化⾵⼟の成果（アウトカム）としての「授業改善」因⼦，「⽀持的態度」因⼦及び「保護的規律指導」因⼦，学校環境資源としての「学び合い」因⼦（学校保護要因），「仕事意欲」因⼦，「関係性」因⼦，そして，中間要因としての「情報共有」因⼦と「共通理解」因⼦の計８因⼦が抽出された。

図２ 教員調査の共分散構造分析によるパス図
これら８因⼦間の関係について，４時点で得られたデータそれぞれに対して共分散構造分析を実施し，仮説モデルの適合度を検証した。図２は，抽出された計８因⼦の関係を⽰したパス図である。
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また，表７は，同じく４時点の因⼦間の標準化係数を⽰したもので，表中にある全ての係数は統計的に有意であった（p＜.001）。表８は，４時点の適合度指標を⽰したものである。
GFI は 0.78 から 0.80，AGFI は 0.75 から 0.78，CFI は 0.87 から 0.88，RMSEA は 0.70 から 0.80 であり，⽐較的良好なモデル適合度であると判断した。
表７

教員調査の潜在変数間の標準化係数

Time1, 2, 3, 4 はそれぞれ第１回調査から第４回調査を意味する。
表８

教員調査のモデル適合度10上記の結果から，教職員の組織⽂化・⾵⼟として，⽣徒への⽀援の充実感を⽣み出すためには，⽣徒に関する「情報共有」と，学校の課題や⽅針等への「共通理解」の改善が影響を与えていたといえる。そして，これら「情報共有」と「共通理解」の促進については，同僚や管理職，⽣徒，保護者との⼈間関係が影響しており，この「関係性」を良好とするために，教員調査から得られたことの⼀つが「学び合い」の取組の充実や⼯夫であった。学校保護要因に想定した「学び合い」をそれぞれの学校において，それぞれの⽴場で検討することが，結果的に⽣徒への⽀援の実感につながることが⽰唆された。
（５）教員調査の「⽣徒への⽀援」と⽣徒調査の各潜在変数との相関関係
本節では，教員調査において教職員の組織⽂化・⾵⼟のアウトカムとした「⽣徒への⽀援」（「授業改善」，「⽀持的態度」及び「保護的規律指導」）の実感が，実際に⽣徒の学校経験とどのように関連しているかを分析した。教員調査において測定された「授業改善」，「⽀持的態度」及び「保護的規律指導」という三つの潜在変数が，もし⽣徒の学校経験と何らの関連もなく，あくまで教員⾃⾝の満⾜感としてのみにとどまる場合，教員の「⽣徒への⽀援」の充実感を測定することの意味が失われてしまう。そこで，本節では，教員による「⽣徒への⽀援」が，⽣徒調査で得られた学校⾵⼟の側⾯を評価する七つの潜在変数と関連するのかを検証するために，相関分析を実施した。
この相関分析を実施するに当たり，教員調査の「⽣徒への⽀援」の３変数の尺度得点の平均値と，⽣徒調査の７変数の尺度得点の平均について，調査対象の 40 校を観測単位として投⼊したデータセットを作成した。そして，各調査時点における教員調査の三つの潜在変数と⽣徒調査の七つの潜在変数との相関を求め，教員の認識と⽣徒の経験の⼀致度を定量的に評価した。
第１回調査の相関分析の結果からは，教員の「授業改善」の充実と⽣徒の「保護的規律」との間（r = .32, p < .05）に軽度の統計的に有意な正の相関が確認された。
また，教員の「保護的規律指導」の充実と⽣徒の「保護的規律」との間（r = .57, p < .01）には，中程度の有意な正の相関が確認された。そして，⽣徒の「学校とのつながり」との間（r = .40, p < .05），⽣徒の「学級雰囲気」との間（r = .39, p < .05），⽣徒の「学級ストレス」との間（r = .37, p < .05）にそれぞれ軽度の有意な正の相関が確認された。
第２回調査の相関分析の結果からは，教員の「授業改善」の充実と⽣徒の「学校とのつながり」との間（r = .49, p < .01），⽣徒の「保護的規律」との間（r = .43, p < .01）にそれぞれ中程度の統計的に有意な正の相関が確認された。また，⽣徒の「教師⽀援」との間（r = .32,p < .05），⽣徒の「学級ストレス」との間（r = .39, p < .05）にもそれぞれ軽度の正の相関が確認された。
教員の「⽀持的態度」の充実と⽣徒の「学校とのつながり」との間（r = .44, p < .01）
，⽣徒の「教師⽀援」との間（r = .55, p < .01）．⽣徒の「保護的規律」との間（r = .41, p < .01）にもそれぞれ中程度の有意な正の相関が確認された。また，⽣徒の「学級雰囲気」との間（r11= .33, p < .05），⽣徒の「学級ストレス」との間（r = .33, p < .05）にもそれぞれ軽度の正の相関が確認された。
教員の「保護的規律指導」と⽣徒の「学校とのつながり」との間（r = .41, p < .01），「保護的規律」との間（r = .43, p < .01）にそれぞれ中程度の有意な正の相関が確認された。また，⽣徒の「学級ストレス」との間（r = .38, p < .05）にも軽度の正の相関が確認された。
第３回調査の相関分析の結果からは，教員の「授業改善」の充実と⽣徒の「学校とのつながり」との間（r = .54, p < .01），⽣徒の「教師⽀援」との間（r = .47, p < .01），⽣徒の「保護的規律」との間（r = .55, p < .01），「学級ストレス」との間（r = .44, p < .01）にそれぞれ中程度の統計的に有意な正の相関が確認された。また，⽣徒の「学級雰囲気」との間（r= .38, p < .05）にも軽度の正の相関が確認された。
教員の「⽀持的態度」の充実と⽣徒の「学校とのつながり」との間（r = .48, p < .01），「教師⽀援」との間（r = .44, p < .01）．「保護的規律」との間（r = .44, p < .01）にそれぞれ中程度の有意な正の相関が確認された。また，⽣徒の「社会的態度・⾏動」との間（r = .32,p < .05）にも軽度の正の相関が確認された。
教員の「保護的規律指導」と⽣徒の「保護的規律」との間（r = .68, p < .01）に強い有意な正の相関が確認された。また，⽣徒の「学校とのつながり」との間（r = .42, p < .01），「学級雰囲気」との間（r = .44, p < .01），「学級ストレス」との間（r = .57, p < .01）に中程度の有意な正の相関が確認された。その他にも，⽣徒の「教師⽀援」との間（r = .32, p< .05）に軽度の正の相関が確認された。
第４回調査の相関分析の結果からは，教員の「授業改善」の充実と⽣徒の「学校とのつながり」との間（r = .34, p < .05），⽣徒の「保護的規律」との間（r = .32, p < .05）にそれぞれ軽度の統計的に有意な正の相関が確認された。
教員の「⽀持的態度」の充実と⽣徒の「教師⽀援」との間（r = .48, p < .01）には中程度の有意な正の相関が確認された。また，⽣徒の「保護的規律」との間（r = .37, p < .05）にも軽度の正の相関が確認された。
教員の「保護的規律指導」と⽣徒の「保護的規律」との間（r = .48, p < .01）には中程度の有意な正の相関が確認された。また，⽣徒の「学級雰囲気」との間（r = .39, p < .05），「学級ストレス」との間（r = .31, p < .05），「社会的態度・⾏動」との間（r = .37, p < .05）にそれぞれ軽度の有意な正の相関が確認された。
各時点の相関分析の結果から，教員の「⽣徒への⽀援」，すなわち，「授業改善」，「⽀持的態度」及び「保護的規律指導」は，⽣徒の各潜在変数との関連は，相関の強さと有意差にばらつきが⾒られるものの，幾つかの変数との間には統計的に有意な正の相関が⼀貫して確認された。この結果は，教員が認識している⽀援の質が，⽣徒の学校に対する認識や経験に⼀定程度反映されていると解釈することができる。
つまり，より具体的には，教員の「授業改善」や「⽀持的態度」，「保護的規律指導」への取組の充実感が，教員と⽣徒間の良好な関係の形成や⽣徒の安⼼・安全感を育み，⽣徒の学12

校⽣活に肯定的な影響を及ぼしている可能性が⽰唆されたといえる。
４．考察
本節では，分析結果を踏まえた考察を⾏った。第⼀に，前節の分析結果の「（１）⽣徒調査の尺度構造と仮説モデルの検証」と「（２）『学校とのつながり』といじめ加害経験との関連性」をもとに，⽣徒に「学校とのつながり」の意識を育む意義と，学校として，⽣徒に「学校とのつながり」を育むために⽇頃の⽣徒指導を振り返り，充実・改善を図る上で，何が要点になり得るか考察を⾏った。
⽣徒に「学校とのつながり」の意識を育むことの⽣徒指導上の意義の⼀つとして，いじめの未然防⽌が挙げられる。「学校とのつながり」を説明変数として，また，いじめ加害経験（⼋つの⾏為類型）の有無（ダミー変数）を従属変数としたロジスティック回帰分析の結果より，⼋つ全ての⾏為類型のいじめ加害経験について，各調査時点で統計的に有意な負の関連が確認された（p＜.001）。これは，「学校とのつながり」に関する意識が⾼い⽣徒ほど，いじめ加害⾏為をする可能性が低いことを⽰唆している。すなわち，「学校とのつながり」を⽣徒に実感させることは，⽣徒のいじめ加害に対し抑制的な効果を持つため，⽣徒指導上，「学校とのつながり」を育む⽅針や⽅略は，いじめの未然防⽌の観点から意義を持ち得るといえる。
この「学校とのつながり」を育む上での要点としては，学校の教員の努⼒や意識の注⼒で変容可能な動的要因として学校保護要因を想定することでアプローチしている。その結果から，「学校とのつながり」を育むためには，⽣徒が学校の⼤⼈（教職員等）からあたたかみや思いやりを実感し，親和的な⼈間関係を経験していること（「教師⽀援」），そして，学校の⼤⼈は⾃分を守ってくれる存在であると認識していること（「保護的規律」）が基盤であみい だることが⾒出された。この結果は，⽣徒指導の取組において，教員による⽣徒への教育的な⽀援の前提として，そもそも⽣徒が学校と学校の教職員をどのように認識しているかが重要という知⾒を提供するものである。⽣徒と⼤⼈との間に，思いやりのあるあたたかい関係性と信頼感があってこそ，良好な学級づくりへとつながり，ようやくそこから社会性の育成等に関する取組も意味を持ち得るといえよう。
第⼆に，前節の分析結果の「（３）『学校とのつながり』の学校グループ間及び時間的変動に関する分析」をもとに，「学校とのつながり」には学校間による差異が存在すること，また，その時間的変化は，どの学校に⽣徒が所属するかで異なるという知⾒が提供する意味について考察を⾏った。
調査対象の 40 校をクラスター分析により，４グループに分けて，調査時点ごとに，４グループの「学校とのつながり」の平均値について⼀元配置分散分析と多重⽐較を実施したところ，学校グループ間の平均値には統計的に有意な差があった（p＜.001）。これは，「学校とのつながり」が，学校（グループ）間によって，⼀概に偶然とは⾔い切れない差が⽣じていることを意味している。
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また，４回に渡る全ての調査に転校せずに同⼀校で回答した⽣徒だけを抽出し，時系列データとして「学校とのつながり」と，時間要因及び学校要因との関連を反復測定⼆元配置分
散分析により検証した結果から，時間経過に伴い「学校とのつながり」に変化があること，学校ごとに⽣徒の「学校とのつながり」が異なること，時間の経過による「学校とのつながみい だり」の変化は学校の影響を受けていることが⾒出された（p＜.001）。
上記の結果が意味するところは，⽣徒はどの学校に所属するかで「学校とのつながり」に関する意識が異なるということであり，「学校とのつながり」を育むことができる学校もあれば，「学校とのつながり」が希薄化してしまう学校もあり得るということである。前述の通り，「学校とのつながり」は⽣徒のいじめの加害の未然防⽌に関連している。学校として⽣徒の「学校とのつながり」の意識をしっかりと育むために学校保護要因の観点から，⽣徒ちゅう指導を点検し，その改善・充実に取り組むことは，学校の教員の専⾨職的責任の範 疇 といえよう。
第三に，前節の分析結果の「（４）教員調査の尺度構造と仮説モデルの検証」と「（５）教員調査の『⽣徒への⽀援』と⽣徒調査の各潜在変数との相関分析」をもとに，教員による「⽣徒への⽀援」の充実感が⽣徒の学校⾵⼟に関する認識と関連するという結果を踏まえて，そのような学校の教職員の組織⽂化・⾵⼟を形成する上で，組織論上着⽬すべき要点について考察を⾏った。
前述のように，⽣徒の「学校とのつながり」の時間的経過による変化は，学校間の相違とみい だもあいまって進む。「学校とのつながり」の変化について，学校間の相違との関連性が⾒出されたということは，学校の環境を変えることで⽣徒の「学校とのつながり」をよりよくできる可能性が⽰唆されたことを意味する。
それでは，どのような学校の特性（教職員の組織⽂化・⾵⼟）が，⽣徒の「学校とのつながり」をはじめ，良好な学校⾵⼟に関連するのであろうか。それについて，教職員集団のパフォーマンスや組織⽂化・⾵⼟に焦点を当てた教員調査のデータを分析することで，教職員集団の在り⽅と⽣徒の「学校とのつながり」との関連ついて，更に検証したところ，「学び合い」の実感が，仕事意欲や⼈間関係へ肯定的な影響を及ぼすことで，⽣徒の「情報共有」や学校の課題と⽅針等の「共通理解」が促され、「⽣徒への⽀援」の充実感につながるという仮説が⼀定程度のエビデンスをもって⽀持されたといえる。
さらに，教員調査の「⽣徒への⽀援」が，教員の認識だけにとどまらず，⽣徒調査で抽出された各潜在変数とそれぞれの調査時点において，相関関係が確認されたことにより，「⽣徒への⽀援」の測定には⼀定程度の妥当性があると判断することができた（p＜.05, p＜.01）。
上記の結果は，⽣徒に「学校とのつながり」を育むことに⼀定の成功を収めている学校は，学校の教員の「⽣徒への⽀援」の充実についての実感があり，そのためには「情報共有」と「共通理解」を促進することができる組織づくりが求められる。そして，そのための⽅略の⼀つとして，教職員同⼠の「学び合い」を活性化させることが重要であることが，「学校とみい だのつながり」をはじめ，良好な学校⾵⼟を形成している学校の特⾊として⾒出されたといえ14る。すなわち，教員の「⽣徒への⽀援」の実感を⾼めていくために，いかにして教え合い，学び合う教職員の組織⽂化・⾵⼟を形成していくか，管理職やミドルリーダーをはじめ，それぞれの⽴場で，何ができるか，どのような⼯夫，⼿⽴てをしていくことができるかを，考えていくことが組織⽂化・⾵⼟の改善の⼀歩になり得るのではないだろうか。
第四に，学校⾵⼟の測定に関する留意点について考察を⾏った。⽣徒が学校や教職員をどのように認識しているのかを把握することは，教育活動を振り返る上で重要なフィードバック情報になり得る。「学校指導体制調査研究」の調査票をはじめ，先⾏研究として参照した⽶国の CalSCHLS においても，他者評価項⽬（例，⽣徒による学校や教員の評価，教員による管理職や他の同僚の評価等）を重視している。他者評価項⽬は，教員に対するフィードバック情報になるため，⽣徒指導の点検においては有益な側⾯がある。
しかしながら，他者評価項⽬を重視する学校⾵⼟の測定には，実施する上で⼀定の留意が必要である。教員は，⽣徒にとって⽀援者であると同時に評価者でもある（このことは，管理職と教員との関係においても類似した側⾯があり，教員への調査においてもいえる）。⽣徒による教員に対する評価を記名式で⾏う場合，本⾳で回答しづらい場合があることは容易に想像でき，あえて本⼼とは異なり，好意的な回答をする場合も考えられよう。また，学校の⼤⼈は話を聞いてくれない，⽀援してくれないといった⽣徒からの否定的な回答が寄せられた場合，教員側も記名式でその回答結果を受けて，⽣徒が⾃分をどう思っているのかを明確に認識することとなり，⽣徒との関係性にマイナスの変化が⽣じないとも限らない。
そのため，他者評価という性質上，個⼈が特定されない等，実施上の⼯夫をしないと得られるデータがゆがむ可能性がある（例，社会的に望ましい回答が促される等）。他者評価項
⽬を重視した調査を実施する場合，個⼈や学級を特定せずに，例えば，学年といった単位で実施し，結果については学年全体での課題意識の共有と課題解決の協議に活⽤する等も⼀考であろう。
そして，学校⾵⼟に関する調査の結果は，教員による⽣徒の成績に関する評価や管理職による教員評価に使⽤すべきではない。たまたま，今年度，組織上の都合等から，厳しい状況にある児童⽣徒を複数引き受けている等の教員からすれば，⼀時点の学校⾵⼟の測定をもって，学級の状態等を評価されることは，場合によっては，その教員の努⼒をおとしめ，職務への意欲を減退させることになり得る。学校⾵⼟に関する調査を実施する場合，学校として何の⽬的で実施するのかについて教職員全体で共通理解することも重要である。
上記のように，他者評価項⽬には有益な側⾯があるとともに，実施上，留意しなければならない点がある。

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