教育ネットワークセンター年報, 2011, 11, 115-126（大学院生プロジェクト型共同研究報告）

担任教師のクラス印象と生徒の社会的スキルの関連— 主観的印象に及ぼす要因の検討 —東海林 渉１・安達 知郎１・齊藤 英俊１・赤木 麻衣２・佐藤 修哉２・阿部 夏葉２
１

東北大学 大学院教育学研究科 総合教育科学専攻 臨床心理研究コース

博士課程後期２

東北大学 大学院教育学研究科 総合教育科学専攻 臨床心理研究コース

博士課程前期

要約
中学校教師のクラス印象と生徒個人の自己評定から算出したクラスの社会的スキルとの関連を検討した。教師 35 名を対象とした調査 1 の結果、教師がクラスに対して抱く印
象のカテゴリーを 15 個抽出した。教師 35 名と中学 1-3 年の生徒 954 名を対象とした調査
2 の結果、担任教師がクラスに対して抱く「冷めている」「元気で活発」「生徒どうしの仲がよい」「自分をしっかりもっている」「人に遠慮する」「自己表現が苦手」「いろいろな思いを抱えている」「伸びしろを感じる」という印象とクラスの社会的スキルとの間に関連がみられた。また、クラスの社会的スキルの下位尺度間には個人内ではみられない強い相関（クラスによる社会的スキルの層化現象）がみられ、それがクラスの特徴を規定していると思われた。今後は調査時期を考慮し、時間軸にそって、教師のクラス印象や学級風土・
学級雰囲気を規定する教師—生徒間の相互作用を検討していく必要がある。
キーワード：クラス印象

社会的スキル

学級風土

学級雰囲気

問題と目的
学校現場では、教師は生徒一人ひとりに個別の対応をしながら、学級という集団を相手に教育活動を行っている。「生徒は学校生活におけるほとんどの時間を所属する「学級」の中で過ごし、実際に教科学習をはじめとして学校の中の活動は「学級」を単位として行われるものが多い」（西田・田嶌, 2000）と指摘されるように、学校生活における教育活動や学
習活動を考える上で、「学級（クラス）」に焦点を当てることは非常に重要である。
学級のあり方が生徒に及ぼす影響に関しては、これまで「学級風土」や「学級雰囲気」
といった概念で研究が行われてきた。両概念はほぼ同義で、「学級構成員の相互作用によって学級内に醸成される一定の気分であり、学級活動全般にわたる総合的、全体的な特徴」とされる（小川・水野・倉盛, 1979）。伊藤・松井（1996）によれば、学級風土の定義は①教師の教授行動が学級集団にもたらす雰囲気としての風土定義（例えば Withall, 1949）、②学習の場を力動的場として捉えようとする定義（例えば Getzels & Thelen, 1960）、③組織・環境の「性格（personality）」として風土を捉えようとする定義（例えば Halpin & Croft,
1963；Tagiuri, 1968；Moos, 1976 / 1979）がある。そして伊藤・松井（1996）は、これらの教育ネットワークセンター年報

第 11 号

定義に共通するものとして「集団を検討の「単位」とした学級全体としての傾向もしくは性格」という点を指摘している。
ここで、学級風土研究において現在まで大きな影響を与えている Moos（1976）の定義
を伊藤・松井（1996）にならって紹介しておく。Moos（1976）は社会生態学の立場から環境が人間に与える影響に注目し、物理的環境と心理社会的環境を同時に考慮できる、環境研究のための幅広い概念枠組みを提示した。そして学級風土（classroom climate）を「(a) 学
校全体の文脈、(b) 建物なども含む物理的要因、(c) 組織的な特徴、(d) 教員の特徴、(e) 生
徒の特徴、により規定される学級の性格を指す」と定義している（伊藤・松井, 1996）。これは先の小川ら（1979）のとらえ方にも影響を与えていると思われる。
以上より、学級風土や学級雰囲気は、多くの要因が複雑に絡み合い、相互作用しながら醸成される集団の傾向あるいは性格のようなものと考えることができる。
これまで学級風土や学級雰囲気は、影響を与える変数（独立変数）という視点と、影響を受ける変数（従属変数）という視点の両方から研究が行われてきた（伊藤・松井, 1996）。
先行研究によると、学級風土や学級雰囲気は生徒の学習行動や精神的自立、メンタルヘル
ス、いじめの生起などに影響を及ぼすとともに（黒多・高口, 1998；小方・竹綱・鎌原・高木・高梨, 1999；秋田・市川, 1999；町田, 2010）、教師のリーダーシップや教師の働きかけ、さらには所在地域や学校・学級の規模、担任の性別などから影響を受ける（伊藤・松井, 1996；三島・宇野, 2004；水野, 2007）とされている。
このように多くの変数から影響を受け、また多くの変数に影響を及ぼしているのである
が、上述のように学級風土や学級雰囲気を相互作用しながら醸成される集団の性質と考えるならば、それを認識する者が誰かということが問題となる。すなわち、学級風土や学級
雰囲気は唯一無二の認識でとらえられる客観的な構成物ではなく、多様な要因が複雑に絡み合って社会的に構成されるものであるといえる。
この点についてこれまでの研究では、生徒の視点が重要視されてきた。その背景には、研究者などの第三者による学級風土や学級雰囲気の評価よりも、生徒自身がそれをどう認識しているかが学業成績をより説明するということが実証的に証明されてきた、という歴史的経緯がある（伊藤・松井, 1996）。そのため先行研究には、生徒の認識に影響を及ぼす
教師のリーダーシップや組織的な要因に関する研究が多い（伊藤・松井, 1996；三島・宇野, 2004；水野, 2007）。さらに教師の視点からみた学級風土や学級雰囲気については、教育者にとって自明のこととみなされる場合が多く、教師の認識に及ぼす生徒側の要因については十分に検討されてこなかった。
しかし多くの教師は、それぞれの学級に特定の雰囲気を感じており（石見・宮元, 2008）、それを利用して学級という集団へ働きかけている（松村・木下, 2002）。クラスの印象を学級運営に活かす試みが日常的に行われているとするならば、教師の印象に影響を及ぼす要因を解明することには意義があるだろう。というのは、学級風土や学級雰囲気をとらえた－116－

担任教師のクラス印象と生徒の社会的スキルの関連

教師の「クラス印象」という主観の中には、他の要因（例えば、生徒の社会的スキル）によって確かに裏付けられる印象もあれば、教師の個人的な認知様式のために生じている偏った印象もあると思われるためである。個人的な認知バイアスを受けにくいクラス印象を
学級運営に活かすことができれば、その方策を一般化できる可能性が広がり、教育技術の進展への一助となる。また、これまでの「“生徒”の認識に及ぼす“教師”の影響」という研究の視点を反転させ、「“教師”の認識に及ぼす“生徒（クラス）”の影響」を検討することで、学級風土や学級雰囲気というものが“教師と生徒双方の相互作用による構成物”
であることを再認識する契機となると思われる。
ところで、生徒は各々が有している「社会的スキル（social skills）」を使ってクラス内の人間関係を築いたり、特定の状況に対処したりすると思われる。その様子は各クラスの学級風土や学級雰囲気を規定し、教師はそれを認識してクラスに特定の印象を抱いているだろう。そこで本研究では、教師の主観的印象に影響を及ぼす生徒側の要因として社会的スキルを取り上げることとする。生徒側の要因として社会的スキルを取りあげる理由は、
それが孤独感や抑うつ、攻撃行動などの重要な問題に関連しており（相川, 2009；安達,2009）、スキルトレーニングなどの具体的な支援策が示されているためである（相川, 2009）。
また本研究では、調査対象として中学生に焦点を当てる。その理由は以下の二点である。
一つは、先行研究における対象は小学生が中心で（佐藤・篠原, 1976；吉崎・水越, 1979；
根本, 1983；三島・宇野, 2004；藤原・大木, 2008）、中学生を対象とした知見が少ないためである。もう一つは、中学生期は教科担任制の導入に加えて、小学生期における教師への安定した態度や絶対視が崩れてくる時期であり（西田・田嶌, 2000）、学級運営をはかるク
ラス担任の教師の印象が生徒側の要因に基づくものかどうか、しっかりと検討する必要があるためである。
以上より本研究では、中学校教師のクラス印象と中学生の社会的スキルとの関連を探ることとする。まず調査 1 において、教師が学級に対して抱く印象についての項目を収集し、クラス印象に関する尺度を作成する。次に調査 2 において、一人ひとりの自己評定をもとにクラスの社会的スキルを測定し、教師のクラス印象との関連を検討する。

【調査１】中学校教師が抱くクラス印象の内容の特定と尺度構成＜目的＞

教師が学級に対して抱く印象（クラス印象）の内容を特定し、尺度を作成する。

＜方法＞

学年あるいは学級に対する印象について、A 中学校の教師 20 名（1 年生担当 8

名、2 年生担当 5 名、3 年生担当 7 名）と B 中学校の教師 15 名（1 年生担当 3 名、2 年生
担当 4 名、3 年生担当 8 名）を対象に、自由記述による調査を実施した。クラス担任の教師にはクラスの印象を、クラス担任を受け持っていない教師には学年の印象を回答してもらえるよう依頼した。
調査時期は 2010 年 6 月であった。

－117－

教育ネットワークセンター年報＜結果と考察＞第 11 号

KJ 法を用いて臨床心理学を専攻する大学院生が形容詞を手がかりにカ

テゴリー生成を行った。その結果、教師のクラス印象のカテゴリーを 15 個抽出した。
15 個のカテゴリーの内容をもとにクラス印象を測定するための質問項目を作成した。その結果、「冷めている」「自分勝手」「内向的」「元気で活発」「先生と生徒の関係がよい」「生
徒どうしの仲がよい」「自分をしっかりもっている」「自分も人も大切にしている」「周囲への配慮がある」「人に遠慮する」「純粋」「人と関わることに臆病」「自己表現が苦手」「いろいろな思いを抱えている」「伸びしろを感じる」という 15 項目が作成された。
石見・宮元（2008）は教師の語りから学級雰囲気について検討し、学級雰囲気を形成するのは、「教師」と「子ども」、そしてその両者をつなぐ「つながり」と「規律」であると指摘している。本研究では教師に学級の様子を調査したため、「教師」自身の特徴にあたるカテゴリーは抽出されなかったが、本研究で抽出されたカテゴリーは「子ども」の特徴
や「つながり」「規律」に相当するもので構成されており、おおむね先行研究の結果と合致するものといえる。

【調査２】教師が認識するクラス印象とクラスの社会的スキルとの関連の検討＜目的＞

教師が抱くクラス印象とクラスの社会的スキルとの関連を検討する。

＜方法＞

A 中学校の教師 25 名（1 年生担当 10 名、2 年生担当 10 名、3 年生担当 5 名）と生徒 586 名（1 年生 207 名、2 年生 202 名、3 年生 177 名）、B 中学校の教師 10 名（1 年
生担当 3 名、2 年生担当 4 名、3 年生担当 3 名）と生徒 368 名（1 年生 124 名、2 年生 136
名、3 年生 108 名）を対象とした。
教師には、調査１で作成したクラス印象に関する 15 項目について、「全くそう思わない（1 点）」「そう思わない（2 点）」「あまりそう思わない（3 点）」「どちらともいえない（4点）」「ややそう思う（5 点）」「そう思う（6 点）」「非常にそう思う（7 点）」の 7 件法で調査を実施した。一つのクラスについて担任と副担任の回答が両方とも得られた場合には、担任の教師の回答を優先して分析に用いた。分析には 28 名（1 年生担当 10 名、2 年生担
当 10 名、3 年生担当 8 名）の教師のデータが用いられた。
生徒には、東海林・安達・佐藤・三船（2009）、三船・東海林・安達・佐藤（2009）、佐藤・東海林・三船・安達（2009）の「コミュニケーション基礎スキル尺度」を実施した。
コミュニケーション基礎スキル尺度は「意思伝達スキル」「動揺対処スキル」「意図的隠匿スキル」「自己他者モニタリングスキル」「他者理解スキル」の 5 因子から構成される 29
項目の尺度であり、「はい」「どちらでもない」「いいえ」の 3 件法である。各因子の α 係
数はそれぞれ .798、 .742、 .728、 .703、 .734 であり、妥当性については攻撃行動やソーシャルサポートなどとの関連が認められている（安達, 2009）。本研究ではクラスごとに各下位尺度の平均値を算出し、それらをクラスの社会的スキル得点とした。
調査時期は 2010 年 12 月～2011 年 1 月であった。

－118－

担任教師のクラス印象と生徒の社会的スキルの関連＜結果＞

クラスの社会的スキルならびに個人の社会的スキルについて、下位尺度間の相関係数を算出した（Table 1）。その結果、クラス単位の分析でのみ、意思伝達スキルと自己他者モニタリングスキル、他者理解スキルの下位尺度間で強い関連がみられた。

Table 1

クラス単位(右上)および個人単位(左下)での社会的スキルの下位尺度間の関連(右上)クラス

自己他者
意思伝達

動揺対処

意図的隠匿

(左下)個人

他者理解

平均(標準偏差)

モニタリング.316.032.760 ＊ ＊.535 ＊ ＊17.09(1.19)(N=28)(N=28)(N=28)(N=28)

17.13(4.54)−.077 ＊

.227

.303

.186

13.77

(0.83)(N=931)(N=28)(N=28)(N=28)

13.76(4.26)

意思伝達

動揺対処−.120 ＊ ＊−.201 ＊ ＊

.023

-.349

9.82

(0.49)(N=928)(N=940)(N=28)(N=28)

9.84(3.12)

自己他者.330 ＊ ＊.138 ＊ ＊−.107 ＊ ＊.602 ＊ ＊11.67(0.64)

モニタリング(N=928)(N=944)(N=937)(N=28)

11.67(2.90).377 ＊ ＊.124 ＊ ＊−.245 ＊ ＊.347 ＊ ＊8.45(0.56)(N=932)(943)(N=941)(N=940)

8.48

意図的隠匿

他者理解
注）

表の中列右上がクラス単位の分析結果、左下が個人単位の分析結果。
平均と標準偏差の上段がクラス単位の統計量、下段が個人単位の統計量。

(2.62)＊＊＊

p < .05
p < .01

クラスの社会的スキルの下位尺度間に強い関連がみられたため、偏相関係数を用いて関連を検討することとした。偏相関係数の算出にあたっては、社会的スキルの 5 つの下位尺
度得点のうち 4 つを制御変数として、教師のクラス印象との関連を検討した。教師のクラス印象の項目得点とクラスの社会的スキルの下位尺度得点の偏相関係数および相関係数
を Table 2 に示す。
偏相関係数が .3 以上を示したものは以下の通りである。動揺対処スキルが高いクラスの教師ほど、「冷めている」（.407）、「いろいろな思いを抱えている」（.328）という印象をクラスに対して抱きやすく、「元気で活発」という印象を抱きにくかった（−.473）。意図的隠匿スキルの高いクラスの教師は「生徒どうしの仲がよい」（.351）、「人に遠慮する」（.357）という印象を感じやすかった。自己他者モニタリングスキルの高いクラスの教師
ほど「生徒どうしの仲がよい」（.325）、「自分をしっかりもっている」（.585）というクラス印象を抱きやすく、「自己表現が苦手」（−.410）、「伸びしろを感じる」（−.365）という印
象を抱きにくかった。他者理解スキルが高いクラスの教師は「自分をしっかりもっている」という印象を抱きにくかった（−.344）。なお、意思伝達スキルは担任の教師のクラス印象と強い関連はみられなかった。

－119－

教育ネットワークセンター年報

Table 2

第 11 号「教師のクラス印象」と「クラスの社会的スキル」との偏相関係数（上段）と相関係数（下段）
社会的スキル

No.

カテゴリー（サンプル数）

意思伝達

動揺対処

意図的
隠匿

自己他者
モニタリング

他者理解

クラス印
象の平均
値(SD)

1注

冷めている
（N=28）

-.187
-.248

.407
.236

-.282
-.198

-.054
-.207

-.059
-.104

2.75
(1.48)

2

自分勝手（N=27）

.201
.181

.019
-.029

-.288
-.318

-.104
.038

.001
.206

4.07
(1.21)

3注

内向的（N=28）

-.262
-.287

.201
.119

-.008
-.038

-.255
-.341

.077
-.198

3.11
(1.03)

4

元気で活発（N=28）.196.292-.473 ＊
-.291

.131
.000

.288
.377 ＊

.125
.349

5.50
(1.07)

5

先生と生徒の関係
がよい（N=28）

.094
.196

-.012
.061

.021
-.073

-.152
.094

.171
.223

5.46
(0.74)

6

生徒どうしの仲が良い（N=28）

-.253
.126

-.115
.061

.351
.276

.325
.347

.169
.149

5.50
(0.88)

7

自分をしっかりもっている（N=28）.010.412 ＊

-.227
-.001

-.125
.013

.585 ＊＊.591 ＊＊

-.344
.157

4.18
(0.77)

8

自分も人も大切にしている（N=27）

-.058
-.007

.033
.032

-.074
.060

.225
.082

-.246
-.170

4.33
(0.92)

9

周囲への配慮がある（N=27）

-.155
-.234

.093
.018

-.032
.121

.232
-.086

-.248
-.276

4.04
(1.29)

10

人に遠慮する（N=28）

-.153
-.125

-.078
.018

.357
.364

-.051
-.126

.023
-.223

3.82
(1.16)

11

純粋（N=28）

-.204
-.237

-.043
-.069

.097
-.059

-.298
-.311

.227
-.107

5.25
(1.04)

12 注

人と関わることに臆
病（N=28）

-.141
-.230

.072
-.016

-.048
-.036

-.133
-.263

-.056
-.271

3.61
(1.32)

13 注

自己表現が苦手（N=28）

-.125
-.345

.112
.019

.179
.112

-.410
-.483 ＊

.136
-.297

4.36
(1.39)

14 注

いろいろな思いを抱えている（N=27）

.058
-.107

.328
.238

-.030
-.033

-.282
-.209

.155
.049

5.33
(0.92)

15

伸びしろを感じる（N=28）

.171
-.077

.123
-.012

-.209
-.277

-.365
-.259

.149
.079

5.36
(1.14)

注）

信頼性に課題が残る項目。 表中列の上段は偏相関係数。下段は相関係数。

＊

p < .05、 ＊＊ p < .01【総合考察】
教師のクラス印象とクラスの社会的スキルとの関連について
本研究では、中学校の教師がクラスに対して抱く主観的な印象と、生徒の自己評定をもとに算出したクラスの社会的スキルとの関連を検討した。その結果、いくつかのクラス印－120－

担任教師のクラス印象と生徒の社会的スキルの関連

象の項目とクラスの社会的スキルとの間に関連がみられた。
動揺対処スキルは、「冷めている」「いろいろな思いを抱えている」という印象と正の関連、「元気で活発」という印象と負の関連がみられた。動揺対処スキルが高いことはクラスが“冷静である”あるいは“落ち着いている”ことを示唆しているが、こうした生徒の様子は教師の「冷めている」という印象と結びついていた。「冷め」と“落ち着き”の意
味合いは多少異なるが、どちらも冷静沈着な様子は共通している。この結果から、クラスの「冷め」具合と“落ち着き”の程度は連続線上で理解可能であるかもしれないことが推察される。また「いろいろな思いを抱えている」という教師の印象の解釈としては、生徒たちの年齢不相応なギャップを感じとっていると理解することができるだろう。落ち着き払って大人びた生徒たちの様子が、教師の目には子ども本来の活発さと相反するものとして映り、いろいろなものを抱え込んで生きているという印象を抱かせるのではないだろうか。そして反対に、うまく動揺に対処できずに感情的に反応する子どもたちの様子は、教師の目に子どもらしい活動的でいきいきとした姿として映り、「元気で活発」という印象をもたらしているのではないかと思われる。
意図的隠匿スキルは、「生徒どうしの仲がよい」「人に遠慮する」という印象と正の関連がみられた。あえて自分の感情を隠して人と付き合うことを得意とする子どもたちの様子は、教師に「人に遠慮する」という印象だけでなく、同時に「生徒どうしの仲がよい」という印象も抱かせていた。これら二つの印象を抱き合わせて考えると“うわべだけの友人関係”が連想され、教師の目には意図的隠匿スキルの高い生徒たちの対人関係が率直に感情を表明することができず表面的に仲良く付き合っている姿として映っている可能性が推察される。感情労働（emotional work / emotional labor）の研究（関谷・湯川, 2010）が示すように、率直な感情表出を避けて感情を統制しようとすることには、深刻な精神的代償がともなうことがある。したがって、もし教師が“仲が良いように思えてどこかよそよそしい”というクラス
印象を抱いたならば、そのクラスの生徒の背景に高い意図的隠匿スキルゆえの情緒表出の問題が潜んでいることを検討する必要があるかもしれない。
自己他者モニタリングスキルは、「生徒どうしの仲がよい」「自分をしっかりもっている」という印象と正の関連、「自己表現が苦手」「伸びしろを感じる」という印象と負の関連を示した。
「自分をしっかりもっている」という印象との関連より、教師が“もつべき自分”
として考えているものは、主に自身や他者の気持ちを観察・推測するモニタリングのスキルであり、さらにその発達によってもたらされる“内なる目”ではないかと思われる。明
確な自己表現が可能になったり、潤滑な人間関係の構築ができたりするのは、内なる目の発達にともなう産物といえるかもしれない。また「伸びしろを感じる」という印象との関連からも、中学生期における成長として、教師が自分や他者の内面を観察・推察する能力（＝内なる目）を重要視していることがわかる。
他者理解スキルは、「自分をしっかりもっている」という印象と負の関連を示した。こ－121－

教育ネットワークセンター年報

第 11 号の結果を、“他人の心情や考えていることを理解する能力が高いクラスは、共感性や感受性が高すぎて自分をもっていないような印象を教師に抱かせる”と解釈するのはやや早計である。というのは、この関連が“他の変数の影響を固定したとき”という条件下で起こるもの（偏相関）であり、他の変数の影響を固定しない相関係数の値は .157 と正負の符号が異なっているからである。より正確な解釈は、他者理解スキル以外の 4 つのスキルが同じならば、他者の心情や考えを理解するスキルが高いクラスほど、自分をもっていない
ような印象を抱かせやすいが、他の因子の影響を加味すると他者理解スキルの向上は「自分をもっている」という印象を強める、というものである。実際には教師はそれぞれの因子が複雑に絡み合っている様子を目にしており、他の因子の影響を固定して検討するのは難しい。そのため普段の生活の中では、後述した相関係数に基づく解釈を行う方がより妥当かもしれない。
意思伝達スキルは、偏相関の結果ではいずれのクラス印象ともあまり関連がみられなかった。しかし相関係数を見ると、意思伝達スキルは「自分をしっかりもっている」という印象と正の関連（.412）、「自己表現が苦手」という印象と負の関連（−.345）がみられる。
この解釈においても上記した他者スキルの場合と同様に、普段の生活の中では教師の印象とクラスのスキルの間に関連があることを考慮する必要がある。

社会的スキルのクラス単位の分析と個人単位の分析との相違について
クラスの社会的スキルにおける下位尺度間の関連をみると、意思伝達スキル・自己他者
モニタリングスキル・他者理解スキルの 3 下位尺度において、個人ごとの分析ではみられないほど強い関連がみられた（Table 1）。
この結果は社会的スキルの高低に関してクラスによる層化が生じていることを示唆している。もしそれぞれのクラスが単純に個人の集まりで構成されるものだとすれば、クラスの下位スキル間の関連は、個人の場合と同様にそれほど強くない関連を示すはずである。
しかし本研究の結果はいくつかの下位尺度において非常に強い正の相関を示していた。これはつまり、Figure 1 に図示するように、クラスによる層化によっていくつかの下位スキルの間の関連が明確になった結果と考えられる。
クラスがどの程度の高さのスキルを有しているかは、その中で生活する生徒個人の社会的スキルの発達に影響をもたらす可能性がある。例えば、Figure 1 で比較的ハイレベルな社会的スキルをもっている学級 A に属する者は、学級内の他の生徒がもつ高いスキルを観察学習したり模倣学習をしたりすることができるため、個人の社会的スキルが学級内で自然に洗練されていくことが期待できる。一方で学級 C に属する者は、集団としての社会的スキルの低さ
ゆえに、ハイレベルなスキルを有したクラスに比べて学習機会に乏しく、潜在的にもっている対人関係能力を十分に発揮できていない可能性がある。
ハイレベルなスキルを有したクラスでは、生徒どうしの相互に高まったスキルを土台と－122－担任教師のクラス印象と生徒の社会的スキルの関連

して、個人のスキルは新たなレベルに発展していくと思われる。さらに社会的スキルのうち一つの下位スキルが発達することで、一連のプロセスとしてのスキルの生起過程（相川,2009）が促進されて他の下位スキルも発達し、結果としてクラス全体のスキルが総合的に底上げされると考えられる。クラスのスキルが低い学級では、こうした高いレベルで生徒間の相互作用が起きにくく、クラス全体のスキルの発展が遅れたり停滞したりする可能性がある。そのためクラスのスキルが低い学級においては、生徒間の対人的相互作用を活性化させ、個人がもっている潜在的な対人関係能力を発揮できるように、クラス全体の社会的スキルの底上げを目指すことが重要であろう。
また今回記述したクラスのスキルの層化現象は、クラス編成時に教師により人為的に構成されている可能性もある。クラス編成の際にこの点を考慮し、学級の力を一つの環境要因として利用することで、生徒の社会的スキルの発達をうながし、生徒の社会性を効果的に育むことができるかもしれない。

学級 A の生徒のスキル
学級 B の生徒のスキル
学級 C の生徒のスキル
各学級の平均 (クラスのスキル)

A の重心
B の重心
C の重心

Figure 1

注）

左のモ デ ルでは、す べ ての生徒 のスキルをまとめて個人単位でスキル間の相関を求めると値は 0 に近くなるが、クラスの平均 (各クラスの重心として示されている) をとって関連を求めると強い正の相関が生じる。この背景には学級ごとにスキルの高さが異なる様子 （層 化現象） がうかがえる。
クラスによる社会的スキルの層化についてのモデル図【本研究の限界と今後の課題】
本研究の結果、教師のクラス印象には生徒（クラス）の社会的スキルが影響を及ぼしていること、また、クラスによって社会的スキルの傾向に高低があることが示された。しかし本研究には多くの限界があり、以下にあげる課題が残されている。
一つ目は、サンプル数の少なさによる推定の精度の問題である。本研究の結果をもとに、
effect size (相関係数) = 0.3、α(危険率) = 0.05、N = 28 として post hoc の検定力分析を行う－123－

教育ネットワークセンター年報

第 11 号と、検定力 (1−β) = 0.36 となり非常に低い数値である。したがってこの結果を最終的な結論とするには早計であろう。危険率と効果量を同じにして検定力を 0.8 まで上げるには、
a priori な検定力分析の結果、N = 82 のサンプル数が必要となるため、今後はさらにサン
プル数を増やす必要がある。
二つ目は、クラス印象に関する項目内容の充実と整備についてである。本研究では教師の自由記述の内容からクラス印象を測定する項目を作成したが、尺度全体としての内容的妥当性の検討は十分とはいえない。学級風土や学級雰囲気に関する先行研究においていく
つかの共通する因子が抽出されているため（佐藤・篠原, 1976；吉崎・水越, 1979；根本,
1983；三島・宇野, 2004；藤原・大木, 2008）、今後はこれらを踏まえてより包括的なクラス印象のアセスメントを試みる必要があるだろう。
三つ目は、クラスの社会的スキルの層化に影響を及ぼす特徴的な生徒の存在についてである。個人単位の分析とクラス単位の分析に関する考察によって導かれたクラスによる社会的スキルの層化において、クラス全体のスキルの高低を左右するほど極端に偏ったスキルを有した生徒の存在は確認されなかった。しかし実際の教育現場では、特定の生徒の存在がクラスの雰囲気を規定しているという報告がなされており（松村・木下, 2002）、リー
ダー的な生徒が一人いることでクラス全体が落ち着いたり、反対に暴力的な生徒が数人いることで学級が荒れたりすることが起こりうる。今後は、そうした集団を牽引する生徒に注目し、それらの生徒がクラス全体の社会的スキルの傾向や教師の印象に及ぼす影響を検討していくことが必要と思われる。
四つ目に、教師のクラス印象に及ぼす他の要因を検討する必要がある。本研究の結果から生徒の社会的スキルがクラス印象に影響を及ぼす可能性が示されたが、その他にも考慮
すべき要因が多く存在する。例えば Moos（1976）が指摘するように、学校風土や物理的・組織的特徴、さらには性別や勤務年数、性格などの教師側の要因、あるいは先にあげた特徴的な生徒の存在や、学年、男女比なども、学級風土や学級雰囲気を規定する要因として考えられる。
五つ目として、調査時期についての問題がある。学級風土や学級雰囲気が「学級構成員の相互作用」によって醸成されるもの（小川ら, 1979）であるならば、それは構成員の成長などに伴って絶えず様相を変えるはずであり、調査時期によって大なり小なりの変化がみられるはずである。そこには教師の期待に沿って学業成績が変化するピグマリオン効果に似た現象が生じる可能性もあるし、反対に教師が想定していたのとは全く異なった雰囲
気が生まれる可能性もあるだろう。今後は、時間軸にそって多様な視点から教師と生徒の相互作用を分析し、学級という場の風土や雰囲気の醸成過程を明らかにしていくことが求められる。それを通して、人間形成にとって重要な時期である中学生期に「学級」という場が果たせる役割を考えていく必要があるだろう。

－124－

担任教師のクラス印象と生徒の社会的スキルの関連

参考文献
安達知郎（2009）児童におけるコミュニケーション基礎スキルと攻撃行動・抑うつとの関連 日本社会心理学会第 50 回大会・日本グループ・ダイナミックス学会第 56 回大会
合同大会大会発表論文集, 422-423.
相川充（2009）新版 人づきあいの技術：ソーシャルスキルの心理学

サイエンス社

秋田喜代美・市川洋子（1999）中学生の学級風土認知がメンタルヘルスに与える影響：学級間および学級内タイプにおける学級風土認知の「相違」 立教大学心理学科研究年
報, 41, 35-50.
藤原正光・大木菜々子（2008）PM 式指導類型型に対する児童と教師の認知：学級モラー
ルと学級イメージとの関係から 文教大学教育学部紀要, 42, 59-67.
Getzels, J. W. & Thelen, H. A.（1960）The classroom group as a unique social system. In N. B.
Henry(Ed.), The dynamics of instructional groups, sociopsychological aspects of teaching
and learning: The 59th yearbook of the National Society for the Study of Education. Chicago:
University of Chicago Press. 53-82.
Halpin, A. W. & Croft, D. B.（1963）The organizational climate of schools.
Midwest Administration Center, The University of Chicago.
石見純子・宮元博章（2008）教師の語りから学級雰囲気をとらえる
回大会大会発表論文集, 455.
伊藤亜矢子・松井仁（1996）学級風土研究の経緯と方法
47-71.

Chicago, III:

教育心理学会第 50

北海道大学教育学部紀要, 72,

黒多由佳子・高口明久（1998）学級の雰囲気と「いじめ」に関する調査研究：鳥取市内の中学校における調査から 鳥取大学教育学部教育実践研究指導センター研究年報, 8,7-22.
町田万里子（2010）中学生の精神的自立に学級風土が及ぼす影響

児童教育研究, 19, 11-20.

松村茂治・木下朋子（2002）学級フィールド・ワーク(IV)：学級担任の教師は、学級の雰
囲気を変えることに成功したか？ 東京学芸大学教育学部附属教育実践総合センタ
ー研究紀要, 26, 127-140.
三船奈緒子・東海林渉・安達知郎・佐藤恵子（2009） 児童用コミュニケーション基礎ス
キル尺度の開発(2)：尺度の信頼性・妥当性の検討 日本心理臨床学会第 28 回大会論文集, 204.
三島美砂・宇野宏幸（2004）学級雰囲気に及ぼす教師の影響力
414-425.

教育心理学研究, 52(4),水野考（2007）学級風土を規定する学校・学級の特性に関する研究：所在地域、学校・学級規模、担任の性別に着目して 中国四国教育学会 教育研究ジャーナル, 4, 31-40.
Moos, R. H.（1976）The Human Context: Environmental determinants of human behavior. NY:
JohnWily & Sons.（望月衛(訳)（1982）環境の人間性行動科学アプローチ 朝倉書店）
Moos, R. H.（1979）Evaluating educational environments. San Francesco: Jossey-Bass Publishers.
根本橘夫（1983）学級集団の構造と学級雰囲気およびモラールとの関係
31(3), 26-34.

教育心理学研究,西田純子・田嶌誠一（2000）中学校の「学校風土」に関する基礎的研究：「教師項目」を含む尺度作成の試み 九州大学心理学研究, 1, 183-194.
小方涼子・竹綱誠一郎・鎌原雅彦・高木尋子・高梨実（1999）学級雰囲気が児童の統制感と学習行動に及ぼす影響 帝京大学文学部紀要, 5, 19-27.
小川一夫・水野ひとみ・倉盛一郎（1979）学級の個性
北大路書房 171-198.

－125－

小川一夫（編）学級経営の心理学

教育ネットワークセンター年報

第 11 号

佐藤恵子・東海林渉・三船奈緒子・安達知郎（2009） 児童用コミュニケーション基礎ス
キル尺度の開発(3)：学年・性別による基礎スキルの比較と攻撃行動・抑うつ・ソーシャルサポートとの関連 日本心理臨床学会第 28 回大会論文集, 205.
佐藤静一・篠原弘章（1976）学級担任教師の PM 式指導類型が学級意識及び学級雰囲気に及ぼす効果：数量化理論第 II 類による検討 教育心理学研究, 24(4), 29-40.
関谷大輝・湯川進太郎（2010）感情労働の諸相：表層演技、深層演技と副次的プロセスに着目して 筑波大学心理学研究, 39, 45-56.
東海林渉・安達知郎・佐藤恵子・三船奈緒子（2009） 児童用コミュニケーション基礎ス
キル尺度の開発(1)：項目選択と基礎スキル 5 因子の抽出 日本心理臨床学会第 28 回
大会論文集, 203.
Tagiuri, R.（1968）The concept of organizational climate. In R. Tagiuri & G. H. Litwin(Eds.),
Organizational climate: Exploration of a concept. Boston: Harvard University, Division of
Research, Graduate School of Business Administration. 9-32.
Withall, J.（1949）The development of a technique for the measurement of social-emotional
climate in classrooms. Journal of Experimental Education, 17, 347-361.
吉崎静夫・水越敏行（1979）児童による授業評価：教授行動・学習行動・学習集団雰囲気の視点より 日本教育工学雑誌, 4, 41-51.

－126－