大学入試研究ジャーナル第 32 号，312-317，2022【ノート】「対人型入試広報」の効果と不参加要因をめぐる試論――アドミッション・ポリシーの認知と高校時代の学習態度に着目して――
小林 元気（鹿児島大学）
オープンキャンパスに代表されるような，大学教職員や学生が受験生と対人形式でリアルタイムにコミュニケーションを取るタイプの入試広報を「対人型入試広報」と定義し，そのような広報活動が受験生に及ぼす効果と，広報活動に参加しない受験生の特徴について，国立大学の入学者アンケートの個票データを用いて検討した。分析の結果，①「対人型入試広報」への参加が受験時の志望度を高めること，②「対人型入試広報」への参加が入学者のアドミッション・ポリシーの認知度を高めること，③「対人型入試広報」不参加要因として，出身地の遠さや性別，入試区分，所属学部といった属性が存在する一方で，受験生個人の学習態度は影響しないことが示唆された。
キーワード：対人型入試広報，入試広報の効果，志望度，アドミッション・ポリシー，学習態度
1 課題の設定
1.1 問題の所在
高等教育進学者の大多数を占める 18 歳人口の減少に伴い，国公私立を問わず多くの大学において志願者数の確保が喫緊の課題となっていることは周知の事実である。戦略的な入試広報はそのための重要な手段として位置づけられており，大学入試研究の専門誌『大学入試研究ジャーナル』においても入試広報は主要テーマの１つとなっている。
このように近年ますます加熱している入試広報であるが，その内実は多種多様であり，例えば寺下（2007）によれば，ウェブサイトや出版物等の「発信型広報」，イベント参加者との直接的なコミュニケーションを伴う「対面型広報」，オープンキャンパス等の学内で行う「学内型広報」に分類される。本稿では，はじめに，寺下による「対面型広報」と「学内型広報」を統合し，新たに「対人かつリアルタイムのコミュニケーションを伴う入試広報」として「対人型入試広報」を定義したい。
なぜ「対人型入試広報」を新たに定義する必要があるのか。より具体的に言えば，寺下が分類していた学内でのオープンキャンパスと学外での大学説明会等を「対人型入試広報」として一つにまとめる意義はどこにあるのか。それは，〈今〉〈ここ〉でしか経験できないという一回性の希少価値を生じさせるというコミュニケーションのリアルタイム性において，「対面型広報」と「学内型広報」が共通するからである。また，そのような広報活動においては，大学の教職員や学生がリアルタイムにコミュニケーションを行う必要があることから，多くの場合労働に準じる形での拘束を伴い，一定の負担を強いることになる点も共通している。
そのような労働負担の配分をめぐっては，業務の必然性や意義についての説明責任が伴うだろう。以上の理由から，本稿は入試広報の空間（学内／学外）よりもコミュニケーションの性質（リアルタイム性の有無）を重視する立場から，「対人型入試広報」という新たなカテゴリーを提示したい。1)
ところで，入試広報において，人と人とが一堂に会してリアルタイムにコミュニケーションを行うことの意義とは何であろうか。後述するように，先行研究の主な関心は「どの入試広報手段がどのような受験生の志願行動に対して効果があるのか」という点にもっぱら注がれてきており，例えばオープンキャンパスが受験生の志願行動に対して正の効果をもつこと──「対人型入試広報」に人的リソースを投入する意義──は，くり返し実証的に確認されてきた。すなわち，「対人型入試広報」には一定のコストを伴うが，相応の効果が存在することは，ほぼ明らかである。
このように一定の蓄積がみられる入試広報の効果をテーマとした研究に対して，本稿は新たな 2 つの方向性を提示することを企図している。第 1 に，「対人型入試広報」の効果としてアドミッション・ポリシー（以下「AP」と略記）の認知との関連性を検討する
こと，第 2 に，「対人型入試広報」の不参加要因を検討することで，「対面型入試広報」にアクセスできない（しない）受験生を検討の俎上に乗せることである。
1.2 先行研究の検討と課題の設定
入試広報が実際にどのような効果をもつのかについては，2000 年代以降に一定の研究の蓄積がみられる- 312 -

「対人型入試広報」の効果と不参加要因をめぐる試論（鈴木ほか, 2003; 村松ほか, 2008 など）。それらの多くは，効果を検証する広報手段の詳細や分析の目的，使用データの違い等はあれど，入試広報と参加者の満足度や志望度の因果関係について論じている点は概ね共通している。中でも，平尾ほか（2011）は，多変量解析を用いた分析手続きの厳密さにおいて１つの到達点であり，志望順位に影響を及ぼす可能性のある複数の独立変数をコントロールした上で，各種入試広報の効果を検討している。その結果，大学・学部のガイドブックのような広報出版物よりも，オープンキャンパスや進学相談会，大学説明会といった「対人型入試広報」の参加が有意に当該大学の志望度を高めることが示されている。また，近年では，オープンキャンパ
スの内容に踏み込み，どのような情報を得た参加者が志望度を高めるのかを検討した三好ほか（2019）や，入試広報について受験生の立場からより広い文脈で選択肢を設定し，「最も参考になった」入試広報が入試合格順位の各層において異なることを検証した雨森（2016）などが主要な研究として挙げられるだろう。
これらをふまえた本稿は，第 1 に，それぞれの先行研究の課題を克服しつつ，改めて「対人型入試広報」の効果検証を試みる。平尾ほか（2011）では，志望順位に影響を及ぼすと考えられる「入試形態」や「出身地」の変数が統制されておらず，モデルの決定係数が小さいという課題が残されている。また，三好ほか（2019）や雨森（2016）の分析においては，実際にオープンキャンパス等の「対人型入試広報」にアクセスしなかった，もしくはできなかった受験生の姿が見えてこない。本稿では，入試形態と受験生の出身地の情報を含んだデータを使用し，「対人型入試広報」の〈不参加〉を分析の射程に含める。
第 2 に，先行研究が着目してこなかった論点として，「対人型入試広報」が受験生に対して AP を認知させる効果と，「対人型入試広報」の参加／不参加を決定する要因としての受験生の高校時代の学習態度の二点を提示したい。
2019 年に文部科学省によって AP の公表が各大学に義務づけられるようになり，入学前までにどのような能力を身に着けておくべきかを大学が受験生に伝えることの重要性は増しつつある。一方で，入試広報の効果としてどれほど受験生の AP 認知につながっているのかを検証した研究は，管見の限り見当たらない。
また，本稿は，受験生が自身の進学先に関する情報を対人コミュニケーションにより積極的に収集する行動──対人型入試広報への参加──を，高校での学習行動に準じるものとして仮定する。渡辺（2007）は，受験生が志望大学について「調べる行動」が入学後の学業成績と関連することを明らかにしている。この視点に立てば，受験生の平素の学習態度が，積極的に「調べる行動」の１つとして位置づけられる対人型入試広報の参加／不参加に影響する可能性が想定される。
2 研究方法2.1 使用データ
以後の分析に用いるのは，B 大学において 2020 年度入試の一般選抜をパスした入学生 1,593 人に対して実施したアンケートの個票データである。B 大学は 9学部を擁する地方の国立総合大学である。
本調査データの利点は以下の 2 点にある。第 1 に，B 大学が実施した「対人型入試広報」（夏・秋のオープンキャンパス，各地での進学説明会，教職員による高校訪問，国立大学合同説明会）への参加経験が尋ねられている点，第 2 に，後に詳述するように「高校時代の授業における取り組み方」について 4 件法で尋ねられている点である。これにより，受験生の高校時代の学習態度と対人型入試広報への参加行動との関連性について分析を加えることが可能になる。
回答者数は 1,033 名（回収率 64.8%）であり，分析で使用する各変数において欠損値を持たない 1,023 名を対象として分析を行う。
2.2 高校時代の学習態度に関する因子分析
受験生の高校時代の学習態度に関する変数を設定するために，「高校時代の授業における取り組み方」の質問項目の分析を行った。表 1 に示したように 14 項目が尋ねられており，4 件法での回答が得られている。
これらの回答状況における学習態度の構造を確認するために，プロマックス回転による因子分析（最尤法）を行なった。結果は表 2 のとおりである。
分析の結果，1 以上の固有値を持つ2 つの軸が抽出された。表 2 より，第 1 因子は「堅実な学習努力」，第 2 因子は「積極的な授業参加」と解釈できる。これら 2 つの因子は，いずれも「向学校的」な，すなわち学校と教師のもつ価値への肯定的な適応を示すような（耳塚, 1980）個人の態度と言えるだろう。
各大学がオープンキャンパスや大学説明会等を開催するにあたり，高校教師は進学指導やキャリア教育の観点から，高校生に対してそれらへの参加を動機づける役割を担うと考えられる。したがって，高校生を中心とする受験生が各大学の準備する「対人型入試広報」
イベントに足を運ぶかどうかは，当該大学の立地や志望度とは別の次元──例えば平素から高校教師の指導- 313 -大学入試研究ジャーナル第 32 号

やアドバイスを素直に聞き入れるかどうかといったミクロなレベル──においても規定される可能性がある。
本稿では，「対人型入試広報」の不参加を規定する要因として，本項の因子分析で抽出された受験生の〈真面目さ〉を表す 2 つの因子の影響を検討する。

表 1 高校時代の授業における取り組み方について（単純集計表）
あまり
全くとても
まあ
あてはまら あてはまら
あてはまる あてはまる
ないない

授業の予習をしていた
授業中は黒板に書かれていない内容もノートにとっていた
授業でわからないことは先生に質問した
授業でわからないことは、自分で調べた
授業で出された宿題や課題をきちんとやっていた
授業の復習をしていた
勉強方法を自分なりに工夫したテストで間違えた問題をやり直した計画を立てて勉強した
自分の意志で継続的に勉強した
嫌いな科目も一生懸命に勉強した
提出物やテストを提出する前に見直した
クラス全員の前で、積極的に質問や発言をしたグループワーク以外で、友だちと一緒に勉強していた

29.4
37.4
33.0
51.3
58.0
25.8
39.4
46.7
26.0
38.8
40.3
36.6
13.1
43.4

41.2
40.4
40.3
41.1
32.3
49.7
42.5
38.3
40.9
42.3
42.6
40.7
29.9
34.4

21.8
16.4
21.2

7.6
5.8
5.5

6.4

1.3

8.0

1.8

20.6

3.9

15.7

2.3

12.4

2.5

24.9

8.2

15.4

3.4

13.6

3.5

18.3

4.5

42.5

14.5

15.2

7.0

数値は各質問項目内での回答割合（％）

表 2 高校時代の授業における取り組み方について（因子分析）
第１因子

第２因子

堅実な学習努力

積極的な授業参加

自分の意志で継続的に勉強した
嫌いな科目も一生懸命に勉強した
勉強方法を自分なりに工夫した計画を立てて勉強した

.942
.640
.608
.579

-.170
.055
.048
.125

授業でわからないことは自分で調べた
授業中は黒板に書かれていない内容もノートにとっていた
授業の予習をしていた
授業でわからないことは先生に質問した
授業の復習をしていた
提出物やテストを提出する前に見直した
授業で出された宿題や課題をきちんとやっていたテストで間違えた問題をやり直した
クラス全員の前で、積極的に質問や発言をした

.317
-.042
-.004
.110
.275
.097.242.258-.001.221.620.615.470.459.457.421.418.400

グループワーク以外で、友だちと一緒に勉強していた固有値（回転後）
プロマックス回転後の因子負荷量を記載

-.029
5.287

.315
1.183

2.3 分析課題と変数設定
本稿は，次の３つの分析課題について，多変量解
析を用いた分析を行う。
（a）大学志望度に対する対人型入試広報の効果（b）AP の認知に対する対人型入試広報の効果（c）対人型入試広報への不参加の規定要因
従属変数として，（a）では受験時点での大学志望度（第 1 位=3，第 2 位=2，第 3 位以下=1），（b）では「AP を見たことがある」ダミー（ある=1，ない=0），（c）では「対人型広報不参加」ダミー（不参加=1，参加=0）を投入する。
独立変数として，女性ダミー（女性=1，男性=0，※無回答は欠損値としてリストワイズ削除），入学生の所属学部（人文・社会系，教育，理，工，農・水産，医療系）の各ダミー（各学部に該当=1，非該当=0），出身高校所在地（B 大学所在県内，B 大学所在県の陸続きの隣県，その他の都道府県）の各ダミー（該当=1，非該当=0），入試形態（前期，後期）の各ダミー（該当=1，非該当=0）を投入する。また，（c）の分析では，前項の因子分析において抽出された第 1
因子得点「堅実な学習努力」と第 2 因子得点「積極的な授業参加」のそれぞれを標準化して投入する。以上の変数の記述統計量を表 3 に示す。

- 314 -

「対人型入試広報」の効果と不参加要因をめぐる試論

表 3 記述統計量
対人型入試広報不参加ダミー
女性ダミー
大学志望度
「アドミッション・ポリシーを見たことがある」ダミー
学部_人文・社会ダミー
学部_教育ダミー
学部_理ダミー
学部_工ダミー
学部_農・水産ダミー
学部_医療系ダミー
出身高校所在地_県内ダミー出身高校所在地_隣県ダミー
出身高校所在地_その他ダミー前期合格者ダミー
後期合格者ダミー
堅実な学習努力（第１因子得点を標準化）積極的な授業参加（第２因子得点を標準化）

3 分析と考察3.1 志望度に対する対面型入試広報の効果
まず，B 大学の「対人型入試広報」への不参加が，受験時の大学志望度にどのような影響を与えているのかについて検討する。従属変数として受験時点での B 大学志望度を，独立変数として性別，合格した入試区分，学部系統，出身高校所在地，対人型入試広報不参加ダミーを投入し，順序プロビット分析を行なった。結果は表 4 のとおりである。
統計的に有意な変数に着目すると，前期合格者ダミー，工学を基準とした学部系統の教育ダミーと医療系ダミーが正の効果を，出身高校の隣県ダミーとその他ダミー，そして本稿が着目する対人型入試広報不参加ダミーが負の効果を与えている。後期日程よりも前期日程の合格者で，工学系よりも教育や医療系の学部で志望度が高く，地元県内よりも県外出身者の志望度が低いことは，ある程度予想された結果である。そして，それらの効果を統制した上でも，対人型入試広報不参加者の志望度が有意に低いこと
は，オープンキャンパスや大学説明会等の広報活動が，受験生の志望順位を高めている可能性を逆説的に示している。
ただし，本分析モデルは，入試前の「対人型入試広報」が，受験時点での志望度に影響を及ぼすという因果関係を念頭に置いている。
「対人型入試広報」の効果をより厳密に析出するためには，入試広報が実施される前段階での志望度が「対人型入試広報」の参加／不参加に影響する可能性をふまえ，受験生が従来有していた志望度を統制する必要があることには留意されたい。

度数

最小値

最大値

平均値

標準偏差

1,023
1,023
1,023
1,023
1,023
1,023
1,023
1,023
1,023
1,023
1,023
1,023
1,023
1,023
1,023
1,023
1,023

00
1000000000000-3.781-4.0821
1
3

0.628
0.407
2.615

0.484
0.491
0.643

1
1

0.783
0.161

0.412
0.368

1

0.106

0.307

10.1080.310

10.2270.419

10.2120.409

10.1870.390

10.418

0.494

1

0.192

0.394

1

0.390

0.488

10.8420.365

10.158

0.365

1.502
1.772

0.000
0.000

1.000
1.000

表 4 B 大学志望順位の規定要因（順序プロビット分析）
B.127
1.279 ***
ref.
-.029
.421
*-.230.068.287*
ref.
-.344 **-.339 ***-.492 ***
.272
1,023
N
*** : p < .001, ** : p < .01, * : p < .05, † : p < .10

女性（ref. 男性）
入試区分_前期（ref. 後期）
学部系統_工学部系統_人文社会学部系統_教育学部系統_理学部系統_農水産学部系統_医療出身高校_県内出身高校_隣県出身高校_その他
対人広報不参加（ref. 参加）
Nagelkerke

3.2 アドミッション・ポリシーの認知に対する対人型入試広報の効果
続いて，「対人型入試広報」の効果の一つとして，入学生の AP の認知との関わりについて分析する。従属変数として「アドミッション・ポリシーを見たことがある」ダミーを，独立変数として，性別，合格した入試区分，学部系統，出身高校所在地，受験時の B 大学志望度，対人型入試広報不参加ダミーを投入し，二項ロジスティック回帰分析を行なった。結果は表 5 のとおりである。
女性ダミー，工学を基準とした学部系統の教育ダミー，理ダミー，農水産ダミー，医療ダミー，大学志望度が正の効果を，前期合格者ダミー，対人型広報不参加ダミーが負の効果を与えている。B 大学志望

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大学入試研究ジャーナル第 32 号

度の影響をコントロールしてもなお対人型入試広報
不参加者の方が AP を認知していない（オッズ比0.621 倍）ということは，対人型入試広報が AP を受験生に伝える上で有効な手段となり得ていることを逆説的に示している。また，男性よりも女性の方がAP を認知しており（オッズ比1.520 倍），前期日程合格者の方が後期日程よりも AP を認知していない（オッズ比 0.614 倍）ことも興味深い。2)
表 5 「AP を見たことがある」の規定要因（二項ロジスティック回帰分析）
B
女性（ref. 男性）.419*
入試区分_前期（ref. 後期）-.488†
学部系統_工ref.
学部系統_人文社会-.081
学部系統_教育3.692 ***
学部系統_理.635*
学部系統_農水産.500*学部系統_医療
1.691 ***
出身高校_県内ref.
出身高校_隣県-.071
出身高校_その他-.136
大学志望度.435 ***対人広報不参加（ref. 参加） -.477*
定数.290.195
Nagelkerke
1,023
N*** : p < .001, ** : p < .01, * : p < .05, † : p < .10

的な条件であり，県内ダミーを基準としたオッズ比は隣県ダミーで 3.140 倍，その他ダミーで 10.191 倍にも達するが，これは自然なことであろう。次いで学部の影響も大きく，工学ダミーを基準とした農・水産ダミーのオッズ比は 0.499 倍である。B 大学の農・水産系学部では特に地域の特色を生かした研究・教育が行われていることから，大半の国立大学で設置されている工学系の学部と比較して，対人型入試広報の情報ニーズが高まるのかもしれない 3) 。
入試区分に関しては，後期ダミーを基準とした前期ダミーのオッズ比が 0.567 倍になる。これは前期合格者が志望度の高さゆえに対面型入試広報に参加したことを示していると考えられる 4)。性別について，男性ダミーを基準とした女性ダミーのオッズ比は 0.606倍となるが，男性の方が対人型入試広報に参加しないという結果に関しては現時点での解釈が難しい。
複数大学でのサンプルを用いた追加検証が必要であろう。
表 6 対人型入試広報の不参加者の規定要因（二項ロジスティック回帰分析）

3.3 対人型入試広報への不参加者の規定要因
最後に，ここまで示されてきたように効果的な広報手段たる「対人型入試広報」への不参加者とはどのような受験生なのかを検討する。従属変数として対人型入試広報不参加ダミーを，独立変数として性別，合格した入試区分，学部系統，出身高校所在地に加え，高校時代の学習態度として「堅実な学習努力」「積極的な授業参加」の標準化した因子得点を投入し，二項ロジスティック回帰分析を行なった。結果は表 6 のとおりである。
出身高校の隣県ダミーとその他ダミーが正の効果
を，女性ダミー，前期合格者ダミー，工学部を基準とした学部系統の農水産ダミーが負の効果を与えており，本稿が着目する高校時代の学習態度の影響はいずれも有意ではなかった。すなわち，受験生は平素の学習態度に表れるようなある種の堅実さや積極性とは関係のない次元で，「対人型入試広報」への参加／不参加を決定している。
最もインパクトが大きいのは，出身地という地理

B
女性（ref. 男性）-.500 **
入試区分_前期（ref. 後期）-.567 **
学部系統_工ref.
学部系統_人文社会-.132
学部系統_教育-.286
学部系統_理.170
学部系統_農水産-.695 **
学部系統_医療.115
出身高校_県内ref.
出身高校_隣県
1.144 ***
出身高校_その他
2.322 ***
堅実な学習努力-.128
積極的な授業参加-.188
定数.413.300
Nagelkerke
1,023
N*** : p < .001, ** : p < .01, * : p < .05, † : p < .10

4 知見のまとめと今後の課題
本稿の検討により明らかになった主な知見を以下にまとめる。
①「対人型入試広報」への参加が，受験時の志望度を高めている可能性があること②「対人型入試広報」への参加が，入学者の AP 認知度を高めている可能性があること③「対人型入試広報」不参加要因として，出身地の遠さや性別，入試区分，所属学部といった属性が- 316 -

「対人型入試広報」の効果と不参加要因をめぐる試論存在する一方で，受験生個人の高校時代の学習態度は影響しないこと①の分析結果は先行研究の知見を追認するものであるが，先行研究が考慮していなかった受験生の「出身地」や「入試区分」をコントロールした上でも，一定の説明力を有する推定モデルを提示できたものと考える。②に関して，「対人型入試広報」が受験生の AP 認知につながるという実証知見が得られた
ことは，対人型の入試広報イベントにおいて主要な目的の１つが達成されていることを裏づけている。
③については，個人の「向学校的」な学習態度というミクロな側面が，「対人型入試広報」の参加行動とは無関係であることが明らかになった。この結果は，「対人型入試広報」への参加が必ずしも学校や教師経由の情報伝達だけに左右されていない可能性，「向学校的」ではない受験生も自身の進学先に関する情報収集を積極的に行っている可能性等，受験生の行動をめぐるより複雑な規定構造が存在することを示唆している。本稿の成果は，これまで主に広報対象となる受験生の属性に着目してきた入試広報研究において，対人型の入試広報活動に参加しない受験生の存在と，受験生の学習態度というミクロな変数を考慮に含めるという，2 つの新たな方向性を示したことにある。
最後に，残された課題について述べる。主要な検討の対象とした「対人型入試広報」の効果について，本稿ではデータの性質の都合上「参加／不参加」の 2値変数により把握したが，入試広報がコミュニケーションである以上，その効果は〈蓄積的〉であると思われる。つまり，より厳密な効果測定に向けては，「対人型入試広報」への複数の参加経験も考慮することで，また，入試広報の内容をより詳細に分けることで，新たな知見が得られるだろう。さらに，「対人型入試広報」へのアクセスがなぜ AP の認知を高めるのかも明らかではない。つまり，入試広報とその効果の因果関係に関して，質的な情報が不足していることが，「試論」としての本稿の課題となる。
さらに，発展的課題として，オンライン入試広報が従来の「対人型入試広報」をどこまで代替可能であるのかについて検討することも重要になるだろう。
これらについては別稿を期したい。

臨場感と，大学教職員や学生との直接的な対人コミュニケーションを通じて得られる効果は，相補的であると思われる。
それにもかかわらず「学内型広報」を「対人型入試広報」として一本化するのは，オープンキャンパスが施設見学だけでは成立することはなく，あくまで大学が対人形式で発信する「情報」の「種類」（三好ほか, 2019），すなわちコミュニケーションの内容が焦点となるからである。
2）一般選抜後期日程では，前期日程と比較して面接を課される学部・学科が増えることが影響している可能性がある。
3）全国の国立大学における不本意入学の規定要因を検討した
小林（2021）は，理工系の学部で第二志望以下での入学者が多くなることを指摘している。
4）分析結果は割愛したが，表6の分析に「大学志望度」の変数を投入すると有意な負の効果が得られ，前期ダミーの効果は消失した。

参考文献
雨森聡 (2016). 「入試広報戦略のありようについて──入試広報の効果検証を中心に──」『大学入試研究ジャーナル』26,111－116.
平尾智隆・大竹奈津子・久保研二・山内一祥 (2011). 「ある国立大学における入試広報の効果測定」『大学評価・学位研究』12, 19－28.
小林元気 (2021). 「国立大学における「不本意入学」の実態─
─入試形態・ジェンダー・学部・大学階層に着目して──」『関西教育学会年報』45, 131－135.
耳塚寛明 (1980). 「生徒文化の分化に関する研究」『教育社会学研究』35, 111－122.
三好登・望月聡・福井寿雄・西郡大・吉村宰・當山明華・藤井良宜 (2019). 「進学希望の変化に与えるオープンキャンパスの効果研究──九州地区国立４大学によるベンチマーキングを通じて──」『大学入試研究ジャーナル』29, 124－131.
村松毅・寺下榮・田中勝 (2008). 「「対面型」入試広報の効果測定に関する調査〈総括〉」『大学入試研究ジャーナル』18, 1－6.
鈴木敏明・夏目達也・倉元直樹 (2003). 「オープンキャンパスとAO入試」『大学入試研究ジャーナル』13, 7－10.
寺下榮 (2007). 「データ分析に基づく広報展開とエリア戦略─
─静岡大学の取組」『大学入試フォーラム』30, 9－15.
渡辺哲司 (2007). 「大学について調べる入学前の行動と入学後注1）ここで，オープンキャンパスの本質は，受験生が実際に「学内」を訪問することにあるのだ，という反論があるかもしれない。実際には，キャンパスを訪問することで得られる- 317 -成績」
『大学教育学会誌』29(1), 164－168.