名古屋高等教育研究

第 24 号 （2024）

研究論文

大学生活での学習・活動への関与が初期キャリアの思考行動特性へ及ぼす影響
高
松

澤
井

陽二郎*
賢 二**

Received: 30 October 2023 / Accepted: 6 January 2024

＜要

旨＞

本稿では、学校から仕事への移行を扱うトランジション研究の一端として、大学生活での正課内外のラーニング・ブリッジングを促す学
習・活動への関与（学生エンゲージメント for LB）という概念を中心に据えた調査分析を行った。先行研究でその意義が示された同概念を定量的に評価するため調査項目を作成し、予備調査での検討を経て、3因子 12 項目からなる尺度を作成した。続いて、同尺度を用いて大学卒
業後 3〜4 年目の初期キャリアの段階にある社会人への質問紙調査を実施し、これまでのトランジション研究で扱われてきた大学生活及び仕事での思考行動特性を示す諸変数との関係を明らかにすることを試みた。
分析の結果、大学生活の要因との関係では、キャリア意識や教職員との関わり、正課内外・大学内外の活動バランスとの強い関係が明らかとなった。また仕事で発揮されるプロアクティブ行動や経験学習行動等に対し、大学生活の他変数と比較しても、学生エンゲージメント for LB
が一定の正の効果をもつことが確認された。大学の授業での学習態度
等との関係については、今後更なる調査分析が必要である。

*新潟大学経済科学部・助教**新潟大学教育学部・教授

155

1．研究の背景と目的
1.1 大学卒業後のトランジションに関する近年の研究
変わりゆく社会の将来像から逆算して、いまの高等教育機関に期待する役割や学生が身に付けるべき力などが盛んに提言されている。産業界（日本
経済団体連合会）と大学のトップが直接対話する枠組みとして 2019 年に設置された「採用と大学教育の未来に関する産学協議会」では、Society5.0 と称される未来社会へ向けた「人への投資」が検討され、インターンシップ・
リカレント教育など産学が連携した具体的な取組が進められている（同協議会 2020）。その是非はともかくとしても、これまで以上に、大学から社会への接続という観点で求められる能力・知識の獲得・発揮に必要なプロセスが議論され、大学ではそれが様々な形の教育実践として試みられていくことは確実であろう。
学校から仕事への移行を扱う近年のトランジション研究では、大学生活と職業人生活、そして進路選択過程の各々に対応する多様な変数とその因果関係を仮説として示しながら検証がなされてきた。
小方（2008a: 32-44）は大学教育の職業的対応として、「専門レリバンス」：
教育学部など職業と直結した専門的教育内容、「選抜レリバンス」：入試偏差値に基づく基礎学力をベースとした訓練可能性、そして「職業教養レリバンス」を挙げている。
「職業教養レリバンス」は学問を学ぶプロセスで身に付けうる能力で、かつ職業生活にも通ずるものとされる。そうした正課の学修で知識能力を身に付けることの継続的な影響として、矢野（2009: 5-15）・濱中（2012: 189205）は「学び習慣仮説」を論じた。そこでは大学卒業時の知識能力−社会
人として働く現在の知識能力−所得の有意なパスから、学習という行動の時を越えた連鎖が想定されている。また本田編（2018）は文系（人文社会科学系）分野にフォーカスし、各分野の学びで得たスキルや学習観と仕事上で役に立っているスキル等との関係を論じている。
そして学生の学びと成長を捉える一連の研究（ e.g. 溝上ほか 2012: 13948、舘野ほか 2016: 1-11）では、大学生活の実態を捉える変数として、正課の学習に関するものだけでなく、正課外活動を含む時間の使い方、多様なコミュニティへの参加、キャリア意識などが取り上げられてきた。これらの研究では、大学生活を特徴づける要素として、正課の学習の周辺に広がる多様な活動や学生の意識にも焦点があたり、よりミクロな視点で学生

156

大学生活での学習・活動への関与が初期キャリアの思考行動特性へ及ぼす影響の意識・行動を捉えて分析の俎上に載せることが試みられている。
一方、職業人生活の状況を示す変数についても、地位や年収等の属性だ
けでなく、近年の研究では仕事で発揮する多様な能力向上の程度や思考行
動特性を表す尺度が多く用いられる。またパーソル総合研究所ほか（2022）の「はたらく幸せ実感」のように、仕事を通じた主観的なウェルビーイン
グ実現の度合いと学びとの関係といった観点にも関心が集まっている。
1.2

大学時代の経験変数としてのラーニング・ブリッジング、学生エン

ゲージメントへの着目
大学時代の経験を俯瞰する視点として、前節で述べた正課内外の多様な学びやコミュニティへの参加を捉える概念にラーニング・ブリッジング（以下 LB と表記）がある。大学生の学習に関して「複数の場面における学習を架橋すること」（河井 2012: 297-308）とされる LB は、教員養成課
程の学生を対象とした調査分析（米沢・徳永 2021: 25-38）など、大学生活の多様な文脈での架橋の実態が明らかにされつつある。また LB の実践とキャリア意識との間の相関も指摘されている（小山・河井 2022: 161-4）。
高澤・松井（2021: 60-9）では LB の一形態として、「教室での正課の学び」と「教室外で学生が携わる諸活動での経験」との関連について学生自身の行う意味づけのパターンが 4 つのカテゴリーで示された（図 1・右）。
パーソル総合研究所ほか（2022）では、若年就業者を対象とした調査で、仕事上での LB 態度（「仕事で得た経験とこれまで学んできたことを結びつけて考えている」等）がその個人の働く幸せ・仕事でのパフォーマンスに正の効果をもたらすことが指摘されており、図 1・右のような大学時代の LB発揮の経験は、そうした就業後の LB 態度にも影響を及ぼすことが考えられる。人生 100 年時代の社会人基礎力（経済産業省 2018）等とも関係づけた大学時代の LB 発揮の重要性は、高澤・松井（2023: 391-414）でも言及さ
れている。

157

学生の関与（エンゲージメント）のあり方

1

特定の活動への時間・労力をかけたある学び・ A 関わり(没頭)
活動への
量的・質的に B 目的意識に基づいたコミットメント
深い関わり

2
1つの活動の
枠を越えた
経験学習の
実行

3

C 継続的な内省と言語化
D 他者を介したリフレクションの深化
非日常経験と日常の大学生活とにE 共通した態度・習慣の実践
学びの成功体験が生じた状況の
F 意識的な再現

G 社会に開かれた好奇心の発揮

大学・学部内に社会（大学外の他者）の声を直にとどまらない H 聞くような場への関わり
多様性の経験

I 学ぶ分野や属性の異なる他者との協働

4

J 自らが学ぶ分野の特徴の認識と関連づけラーニング・ブリッジングの４つのカテゴリー

場面を越えた知識・スキル・態度の活用

1

A・C・E・
H・I・J

社会・他者との関わりを通じた
2
学習者としての基盤強化
A・D・G・
H・I

将来のキャリアの見通しと現在の学習・諸活動との
関連づけ
A・F・J

3

多様な学習資源の意味づけと主体的な選択4

A・B・C・
F・G

出所：高澤・松井（2023: 410）図 3 を一部改変

図1「正課内外の LB を促す学習・活動への関与」と LB の各パターンとの対応

本稿では特にこの高澤・松井（2021、2023）の知見を基に論を展開していくが、ここで高澤・松井（2021）が示した LB の考え方を先に確認しておく。
LB の前提となる大学生活の複数の場面として、先述の通り「教室での正課の学び」と「教室外で学生が携わる諸活動での経験」との間での学びの架橋をここでは想定する。インターンシップ等、類似の内容であっても学生（大学）によって異なった形（正課・準正課・正課外）で経験される活動が多くあることから、単純に「正課」と「正課外」という形ではなく、上記のような区分が用いられている。図 1・右に示したような LB のカテゴリーは、そうした異なる場面を経験したからこそ得られた学び・経験の意味づけ、及びそれに基づいた自身の思考行動のありようを表している。
さらに高澤・松井（2023）は、この学生の LB を促す要因として学生エン
ゲージメントに着目した。学生エンゲージメントは、アウトカムを生むプロセスにある学習機会への学生の関与や大学・教職員からの働きかけを示す概念である（McCormick et al. 2013: 47-92、山田 2018: 155-76）。汎用的技
能の獲得を促す学生エンゲージメントとして能動的学習に着目した小方（2008b: 45-64）等の先行研究がある。

158

大学生活での学習・活動への関与が初期キャリアの思考行動特性へ及ぼす影響

高澤・松井（2023）はこの概念を援用し、学生の LB を促す学習・活動への関与のあり方（学生自身の関与に焦点を絞った学生エンゲージメント）
を複数のカテゴリーで提示した（図 1・左）。これらの項目は大学生へのイ
ンタビュー調査から抽出され、大学の正課内外を問わず、様々なシチュエーションでの学び・経験への関与に当てはまるものとして示されている。
この正課内外の LB を促す学習・活動への関与（先述の通り、厳密には「正課内」と「正課外」の LB とは限らないが、簡略化のためここでは「正課内外の」と表現する。以下、同概念を「学生エンゲージメント for LB」と称する）は、職業人生活へのトランジションを考えるうえではどのような意味を持つのだろうか。LB 自体は、大学生が実際に直面する授業等の学習・経験
場面の存在が前提となるが、学生エンゲージメント for LB は、ある種の思考行動特性として本人に内在化されることで、後の職業人としての仕事での振る舞いにまで影響を及ぼすことが考えられる。図 1・左の「②1 つの活動の枠を越えた経験学習の実行」「③大学・学部内（職業人であれば属する部署・組織内）にとどまらない多様性の経験」などがその例である。学生エ
ンゲージメント for LB が大学生活での LB を促すだけでなく、卒業後の職業人生活にまでその影響を及ぼしているとすれば、これまでトランジショ
ンの先行研究で扱われてきた他の諸変数との間の関係についても改めて検討が必要であろう。
1.3

本研究の目的

先行するトランジション研究では、前節で着目した LB は大学生活の一変数として用いられる例（e.g.小山 2018: 43-60）がある。一方、学生エンゲー
ジメントについては、例えば学生自身が重点を置いた活動の種類（授業・サークル・アルバイト等）や授業での学習態度といった形では言及されるが、本稿でいう学生エンゲージメント for LB のような、正課内外を問わない多様な学び・経験への関与のあり方が職業人生活に及ぼす影響については検討が不十分である。そこで本研究では、大学生活の社会的レリバンスの一側面として、この学生エンゲージメント for LB の概念をトランジション研究に取り入れ、大学生活及び職業人生活の諸変数との関係を明らかにすることをその目的とする。リサーチクエスチョンを以下に示す。

159

①

学生エンゲージメント for LB は、これまで先行研究で扱われてきた大学生の意識・経験に関する諸変数とどのような関係にあるのか②

学生エンゲージメント for LB は、職業人としての初期キャリアの思考
行動特性に影響を及ぼす要因となりうるのか② で目的変数となる初期キャリアの実態を把握する変数に関して、本研究での位置づけを述べる。職業人として業務で求められる能力は業種・職場等によって多様性があり、業務の経験年数と共に一定の向上を遂げることが想定される。その際、特に初期キャリアの段階で新たな能力や知識を獲得していくためのレディネスとして日常的な思考行動特性が共通して重要であり、大学生活での要因（学生エンゲージメント for LB）がそこに直接的に作用すると仮定して、本研究で用いる変数を設定することとした。
経営における人材育成が多くの企業等で課題となる中で、企業・組織に関係する人々の学習を取り扱う研究領域に経営学習論（中原 2012）がある。
ここで言う学習には、社内研修等の組織から提供される機会での学習も当然含まれるが、本研究で焦点を当てる初期キャリアの職業人の思考行動特性を考えるにあたっては、そうした組織からの働きかけではなく、働く個人の側からのアクションによる学習を捉える視点が重要となる。それは目前の仕事や職場の環境に自らが働きかけることで何らかの向上を遂げるような学習であり、そこで発揮される思考行動特性が本研究で取り上げる対象となる。また、働く個人の主体的なキャリア形成とそれを支える学習環境という視点で調査分析を進めた荒木（2008: 119-28）は、仕事の文脈で生じる
インフォーマルな学習への関心が高まる背景に新しい学習者像の登場（Rothwell 2002）があるとする。仕事の中で自らのニーズに基づいて必要な学習リソースを見つけて学ぶ学習者像は、我が国の「人生 100 年時代の社
会人基礎力」（経済産業省 2018）で提唱されたあり方とも重なる。
中原（2012）は経営学習論の潮流をレビューし、その全体像を捉えるための理論的視座として、① 組織社会化、② 経験学習、③ 職場学習、④ 越境学
習、⑤ 組織再社会化の 5 つを示した。本研究では、特に初期キャリアの段
階に適する上記 ① ② ③ の先行研究で扱われる尺度を取り上げ、調査の変数として設定する（3.1.3 で詳述）。

160

大学生活での学習・活動への関与が初期キャリアの思考行動特性へ及ぼす影響

2．研究 1：学生エンゲージメント for LB を評価する調査項目の作成および予備調査での検討
2.1
2.1.1

研究の方法
調査項目の検討

高澤・松井（2023）で示された学生エンゲージメント for LB のありようを定量的に評価するため調査項目の検討を行った。同研究が示した仮説（図1）とその根拠となったインタビュー調査での大学生の語り（高澤・松井
2021、同 2023）を基に、学習・活動への関与の具体的なあり方を示す 35 の項目を抽出した。それを基に共同研究者および大学教育関連分野を専門とする大学教員 1 名とそれぞれ協議を行い、項目の内容的妥当性を検討した。
高澤・松井（2023）が示した内容（図 1・左）はある程度抽象化されているため、調査項目の抽出の際は、より具体的な学生の経験場面を想定し、そこで起きている行動面の関与に焦点が当たるよう項目の絞り込み・表現の修正を行った。全体で図 1・左の各サブカテゴリー（A〜J）それぞれにつき
1〜3 項目となるようバランスを調整し、最終的に 16 項目を作成した。
加えて、大学生 3 名の協力を得て設問に回答してもらい、文言の分かりやすさなど表面的妥当性の検討を行って表現を一部修正した。
2.1.2

予備調査の対象および手続き

作成した調査項目を用いて予備調査を行った。調査は 2021 年 11 月に、インターネット調査会社（アイブリッジ（株））のモニターにスクリーニングを行い、数年間の大学生活を経験した大学 4 年生を対象として WEB 上で実施した。最終的な有効回答者数は 188 名であった。
回答者の属性は男性 83 名（44.1％）、女性 105 名（55.9％）で、年齢の平均は 21.87 歳（SD=0.72）であった。大学で学ぶ分野は、人文科学系 35 名
（18.6%）、社会科学系 85 名（45.2%）、自然科学系 47 名（25.0%）、その他（文理融合型など）21 名（11.2%）であった。また所属大学（学部）の入試
難易度は、偏差値 39 以下が 11 名（5.9%）、同 40〜49 が 41 名（21.8%）、同
50〜59 が 94 名（50.0%）、同 60〜69 が 35 名（18.6%）、同 70 以上が 7 名（3.7%）であった。なお調査は新潟大学倫理審査委員会で承認を得て実施した（次章の研究 2 も同様）。

161

2.1.3

調査内容

2.1.1 で示した学生エンゲージメント for LB の 16 項目について、「5.とてもよく経験した」から「1.全く経験していない」までの 5 件法で評定を求めた。また当尺度の妥当性を検討するため、外部変数として河井・溝上（2012:
217-26）の学習アプローチ尺度 15 項目を用いた。学習アプローチ尺度は「深い学習」と「浅い学習」の 2 つの下位概念で構成され、高等教育での学習の質を捉えるための指標としては澁川ほか（2019: 1-19）等でも用いられている。同尺度についても「5.とても当てはまる」〜「1.全く当てはまらない」の 5 件法で評定を求めた。
2.2
2.2.1

結果
探索的因子分析の結果

学生エンゲージメント for LB の 16 項目への回答について探索的因子分析を行った。各項目の平均値・標準偏差から天井効果・床効果は認められなかった。因子分析（主因子法・プロマックス回転）の結果、固有値の状況（1以上）から 3 因子構造を採用した。共通性が低い（.300 未満）項目、因子負荷量が低い（.350 未満）項目を除外し、かつ各因子に関連する項目数のバランスを考慮して因子負荷量の低い項目を一部除いた結果、12 項目が残った（表 1）。
第 1 因子は「自分に対する他人からの指摘や評価をよく聞き、受け入れてきた」「様々な場面で、自分の考えが他人にうまく伝わるように試行錯誤した」など 5 項目で、他者の存在を介して自分自身や成果のアップデートを目指すことを示す内容であり、【他者】因子と命名した（α=.784）。
第 2 因子は「普段つき合う友人や大学のキャンパスから離れて、新しい世界にふれる経験をした」「大学以外の経験や学びの機会を、自分の関心に沿って積極的に活用した」など 4 項目で、日常を離れた社会との接点や周囲への影響を志向する内容であり、【社会】因子と命名した（α=.729）。
第 3 因子は「自分で決めたルールや習慣を一定の間継続した」など 3 項目
で、自律的な学びや習慣の継続を示す内容であり、【自律的学び】因子と命名した（α=.665）。ただし同因子は、α係数とともに第 3 項目の因子負荷量が.35 と低く、その信頼性については今後も慎重な検討を要する。

162

大学生活での学習・活動への関与が初期キャリアの思考行動特性へ及ぼす影響
表1「学生エンゲージメント for LB」探索的因子分析の結果（n=188）
項目

平均

SD

自分に対する他人からの指摘や評価をよく聞き、受け
入れてきた

3.69

様々な場面で、自分の考えが他人にうまく伝わるように試行錯誤した

因子負荷量
1

2

3

0.91

.77

−.11

.04

3.74

0.94

.66

−.07

.07

組織やグループの一員として、ある目標や課題達成を目指して活動した

3.79

1.03

.60

.04

−.03

自分の理解が及ばないことは積極的に他人に質問したり、教えを請うたりした

3.67

1.03

.57

.16

.04

まじめな話題について友人等と真剣に話す機会があった

3.76

1.02

.48

.26

−.09

普段つき合う友人や大学のキャンパスから離れて、新しい世界にふれる経験をした

3.21

1.25

.04

.78

−.21

キャンパスの外の実社会との接点を通じて、学びの興
味を広げた

3.32

1.16

−.14

.63

.15

大学以外の経験や学びの機会を、自分の関心に沿って積極的に活用した

3.56

1.11

.07

.54

.20

自分以外の他人、組織、社会に影響を与えようと考え
て行動した

3.11

1.15

.20

.42

.04

自分で決めたルールや習慣を一定の間継続した

3.65

1.05

−.10

.09

.80

自分の目標や理想の実現に向けて計画的に学習や活
動を進めた

3.67

1.00

.21

−.17

.64

経験から自分が感じたことや学んだことを、後から振り返って考えた

3.66

1.00

.02

.25

.35

第 1 因子：他者（α=.784）

第 2 因子：社会（α=.729）

第 3 因子：自律的学び（α=.665）

因子間相関 因子 1 因子 2 因子 3
因子 1
因子 2
因子 3

̶

.58

.58

̶

.45
̶

全ての項目で Item-Total 相関を確認するため、各項目の得点と、因子の他構成項目全体の合計得点との相関係数を算出した。その結果、他者因子で
r=.505〜.612、社会因子で r=.495〜.551、自律的学び因子で r=.381〜.590 となり、いずれも一定程度の正の相関を示した。
なお、大学で専攻した分野、及び所属大学（学部）の入試難易度を要因とした学生エンゲージメント for LB の差異については、一要因分散分析の結163

果、自律的学び因子でのみ有意差（5%水準）が見られた。専攻した分野では自然科学系＞社会科学系、入試難易度については偏差値 70 以上群＞偏差値 39 以下群であった。
2.2.2

尺度の妥当性の検討

構成概念妥当性を確認するため、学習アプローチ尺度を用いた検討を行った。同尺度の下位概念のうち、意味内容の深い理解・学習と経験との関連づけなどを含む「深い学習」は学生エンゲージメント for LB 尺度（特に他者・自律的学び因子）と一定の正の相関を示すことが、また受動的・形式的な学習にとどまる「浅い学習」は負の相関もしくは無相関であることが予測
される。
「他者」
「社会」
「自律的学び」の因子ごとの項目得点の加算平均、および12 項目全体での同様の値と、学習アプローチの両概念を構成する項目の加算平均を算出して相関分析を行った。その結果、深い学習アプローチ（8 項目、α=.811）とはいずれも中程度に有意な正の相関が見られた（「自律的学び」r=.504、「他者」r=.529、「社会」r=.376、12 項目全体 r=.571、いずれもp<.01）。一方、浅い学習アプローチ（7 項目、α=.773）との間にはいずれも有意な相関は見られなかった。概ね予測通りの相関関係が確認できたことから、作成した学生エンゲージメント for LB 尺度には一定の妥当性がある
ものと判断した。以上の結果から、この学生エンゲージメント for LB 尺度を用いて、他の変数との関係について分析を進める。

3．研究 2：学生エンゲージメント for LB 尺度を用いた社会人への
質問紙調査
3.1
3.1.1

研究の方法
調査分析の枠組

1.3 で述べたリサーチクエスチョン（RQ）を明らかにするため、前章で検討した学生エンゲージメント for LB 尺度を用いた調査分析の枠組を設定した（図 2）。RQ ① に関連して先行研究で扱われてきた大学生の意識・経験に関する変数を、RQ ② に関連して職業人としての初期キャリアの思考行動特性を評価するための変数を用いて質問紙調査を行うこととした。各変数を取り上げた理由とその構成については 3.1.3 で述べる。
また RQ ② の観点から、調査では大学を卒業して職に就いた社会人を調164

大学生活での学習・活動への関与が初期キャリアの思考行動特性へ及ぼす影響

査対象とし、大学時代の経験については過去を振り返る形での回答を依頼した。かつ 1.3 で述べた通り、学生から職業人へのトランジションでの思考
行動の連続性に焦点を当てるため、卒業後 3〜4 年目と初期キャリアの段階にある社会人をその対象とした。

＜大学時代の学び・経験＞
正課内外の諸活動

学生エンゲージメント for LB＜職業人としての思考・行動＞
プロアクティブ行動（正課内外のLBを促す学習・活動への関与）

1．他者
2．社会
3．自律的学び２つのライフ
教職員の関わり

ラーニング・ブリッジング（LB）

図2

3.1.2

大学生活での成長実感

経験学習行動
職場の他者に望む関わり
職場の他者から実際に受けている関わり

質問紙調査での調査分析の枠組（主要変数）

調査対象者および手続き

質問紙調査は 2022 年 1 月に、予備調査同様のインターネット調査会社
モニターを対象にスクリーニングを行い、回答時点で 24〜26 歳で大学（学部）を最終学歴とする卒業後 3〜4 年目の正社員・公務員を対象に WEB 上で実施した。915 名の回答のうち最終的な有効回答者数は 850 名であった。
回答者は男性 363 名（42.7％）、女性 487 名（57.3％）で、既に転職経験のある者が 214 名（25.2%）であった。現在働く業種を上位のみ挙げると、サービス業（15.1%）、医療・福祉（12.4％）、商社・卸売・小売業（10.8%）、
金融・保険業（10.6%）、製造業（9.5%）となっている。同様に職種は、営業・販売（28.1%）、事務・企画（19.1％）、専門職（14.6%）、研究・技術職（11.8%）である。大学時代に学んだ分野は人文科学系 208 名（24.5%）、
社会科学系 334 名（39.3%）、自然科学系 98 名（11.5%）、その他が 210 名（24.7%）であった。自然科学系の割合がやや少ない点に留意する必要が
ある。
3.1.3

調査分析に用いた項目

分析の枠組（図 2）に示した中で、初めに大学時代の意識・経験に関する項目を確認する。分析の中心となる学生エンゲージメント for LB 尺度については、先述した 3 つの潜在因子を下位尺度として本調査データへの適合度を確認的因子分析により検討した。適合度は χ²（51）=200.346、p<.001、165

GFI=.961、AGFI=.940、CFI=.961、RMSEA=.059 であり、各数値から適合度は概ね妥当であると判断した。以後、各下位尺度の項目の加算平均を尺度
得点として分析に用いる。
「正課内外の諸活動」は、木村（2014: 91-116）を参考に、正課内外で多くの学生が経験する具体的な活動（授業、サークル、アルバイト等）を選択肢として、それらが自分に与えた影響の度合いを 5 件法で尋ねたものである。探索的因子分析で抽出した 3 因子 9 項目（1. 正課での学習活動（α=.779）、2. 大学外のフィールドでの活動（α=.645）、3. サークル・部
活動・学生団体（α=.755））についてそれぞれの加算平均を分析に用いる。
「2 つのライフ」は、溝上（2009: 107-18）の質問項目（2 項目）を使用する。同項目は、将来の見通しの有無と、その実現に向けたアクションの理解・実行を問う設問を組み合わせたものであり、大学での学習態度や初期キャリアへの影響が多く検証されている（保田・溝上 2014: 139-73 ほか）。本調査では過去の大学生活を振り返って回答するため設問の語尾を過去形に変更して用いた。結果の解釈においては保田・溝上（2014）同様、「見通しあり・理解実行」群=3、「見通しあり・理解不実行」群 ＋「見通しあり・不理解」群=2、「見通しなし」群=1 として再コード化したものを用いて分析を行う。
「教職員の関わり」は、ベネッセ教育総合研究所（2015）の調査項目に加え、高澤・松井（2021、2023）の知見から一部の項目を加えた計 6 項目を使用した。学生エンゲージメントの概念でも、教職員など学生の周囲からの働
きかけが重要な要素として本来含まれている。「気軽に相談や質問ができる」「あなたのやりたいこと・関心あることをサポートしてくれる」等の項目に対し、そうした教職員が「複数（2 人以上）いた」=3、「1 人いた」=2、「いなかった」=1 の 3 件法で尋ねた。探索的因子分析では 1 因子構造（α=.891）となったため、6 項目の加算平均を分析に用いた。
「ラーニング・ブリッジング（LB）」は河井・溝上（2012）の 10 項目を使用して 5 件法で尋ねた。同尺度は、異なる授業間、授業外−授業間、異時点間での LB を評価するものであり、本研究での学生エンゲージメント for
LB とそのまま対応するものではないが、一定の因果関係をもつことが妥当と考えられる。河井・溝上（2012）同様、10 項目（α=.929）の加算平均を分析に用いた。
「大学生活での成長実感」（1 項目）は、大学生活全体を通じた自身の成長の実感を 5 件法で尋ねた。

166

大学生活での学習・活動への関与が初期キャリアの思考行動特性へ及ぼす影響

続いて、職業人としての初期キャリアの思考行動特性に関する項目を確認する。1.3 で述べた通り、経営学習論の領域で扱われる ① 組織社会化、②
経験学習、③ 職場学習の 3 つの視座から、個人の側からの職場環境や業務への能動的な働きかけに着目した 3 つの変数を取り上げる。
① 組織社会化の観点では「プロアクティブ行動」を取り上げる。組織社会化は、個人が組織の一員となるために組織の規範や価値を受け入れ、知識・技術を習得して組織に適応していく過程とされる。その中でプロアクティ
ブ行動は、周囲の環境から影響を受ける受動的な側面だけでなく、環境に働きかける個人の能動的な行動に着目したものである（尾形 2020: 153-75）。
舘野ほか（2016）、石川・原（2021: 23-38）などでトランジションの目的変数として用いられており、同行動が職場における能力向上に正の影響を与えるとの知見も見られる（田中ほか 2021: 147-57）。
調査には星（2016: 123-34）のプロアクティブ行動尺度を用いて 5 件法で尋ねた。同尺度は 7 因子（情報探索行動・一般的な社会活動・ネットワーク
構築・フィードバック探索・職務変更交渉・ポジティブフレーム・上司との関係構築）24 項目からなるが、本調査では田中ほか（2021）同様、対象者の行動面に着目するため「ポジティブフレーム」3 項目を除外した。また「一般的な社会活動」は「職場の飲み会への参加」等の項目からなるが、世界的な COVID-19 の感染拡大でそうした活動が広く制限された調査時の社会状況では対象者の行動特性を測定する項目として適切でないことから、それら 3 項目も除外した。本稿では同尺度の複数因子をまとめて分析するため、残った 5 因子 18 項目に高次因子「プロアクティブ行動」を仮定した確認的因子分析を行い、適合度は χ²（130）=704.793、p<.001、GFI=.910、
AGFI=.881、CFI=.929、RMSEA=.072 であった。以後、この 18 項目の加算
平均を尺度得点として分析に用いる。
② 経験学習の観点では「経験学習行動」を取り上げる。経験学習行動は、木村ほか（2011: 147-52）の職場における経験学習の尺度を用いて 5 件法で尋ねた。高澤・松井（2023）では、キャリアの中で何をどう学ぶかを自ら見定め行動していかねばならない将来社会の予行演習として大学時代の LBが機能する可能性が言及されたが、経験学習行動は、職場での様々な経験の機会を求め、それを内省して自ら意味づけていくという点で、LB と関連のある行動特性と考えられる。トランジション研究では小山（2019: 61-5）等
で目的変数に用いられている。
同尺度は全 16 項目で、具体的経験・内省的観察・抽象的概念化・能動的実167

験の 4 つの下位尺度からなるが、プロアクティブ行動と同様、高次因子「経験学習行動」を仮定した確認的因子分析の結果、適合度は χ²（100）=429.685、
p<.001、GFI=.938、AGFI=.916、CFI=.951、RMSEA=.062 となった。これら
16 項目の加算平均を尺度得点として分析に用いた。
③ 職場学習の観点では、職場での他者との関わりに関する尺度を取り上げる。具体的には、職場での他者との関わりを、「職場の他者に望む関わり」「職場の他者から実際に受けている関わり」として、対象者が考える望ましい状態（前者）と実際に経験している現実（後者）の二方向から尋ねる。調査には中原（2010）の「（職場における）他者から受けている支援」の 14 項目を使用して 5 件法で尋ねた。学生エンゲージメント for LB でも、自己の向上や成果の創出に関連した他者との向き合い方として他者因子が見出されたが、その姿勢が職場での他者への期待にも反映されるのではないかとの仮説から前者を調査項目として設定した。教示文は「（仕事で関わる）他者からどのような関わりを受けることをより望んでいますか」と変更したうえで尋ねている。一方、それを問う前提として、職場で現状受けている関わりのありよう・程度（後者）が前者への大きな影響力をもつであろうことが容易に想定されるため、統制変数として後者を採用した。
中原（2010）では、同尺度は、業務支援（「仕事の相談にのってくれる」など）、内省支援（「自分自身を振り返る機会を与えてくれる」など）、精神支援（「心の支えになってくれる」など）の 3 因子構造となっている。先の2 つの尺度と同様、前者・後者の双方について、3 つの潜在因子に「職場の他者に望む関わり」「職場の他者から実際に受けている関わり」という高次因子を仮定した確認的因子分析を行った。前者の適合度は χ²（74）=530.631、
p<.001、GFI=.911、AGFI=.873、CFI=.915、RMSEA=.085、後者はχ²（74）=439.846、p<.001、GFI=.929、AGFI=.900、CFI=.943、RMSEA=.076 であった。いずれも、各下位尺度の項目の加算平均を分析に用いた。
回答者の属性に関わる変数としてその他、大学の専攻分野・入試難易度・
成績、職場の従業員規模を用いた。主要な変数の記述統計を表 2 に示す。

168

大学生活での学習・活動への関与が初期キャリアの思考行動特性へ及ぼす影響
表2

大学生活
の変数

初期
キャリア
の変数

3.2
3.2.1

主要変数の記述統計（n=850）
平均

SD

α係数

1 学生エンゲージメント forLB1̲他者

3.59

0.79

.818

2 学生エンゲージメント forLB2̲社会

3.36

0.85

.733

3 学生エンゲージメント forLB3̲自律的学び

3.45

0.88

.764

4 正課内外の諸活動 1̲正課の学習活動

3.12

1.19

.779

5 正課内外の諸活動 2̲大学外のフィールドでの活動

2.17

1.19

.645

6 正課内外の諸活動 3̲サークル・部活動・学生団体

2.77

1.61

.755

7 ２つのライフ

1.70

0.81

−

8 教職員の関わり

2.00

0.65

.891

9

大学の入試難易度（偏差値 39 以下＝1、同 40〜49＝
2、同 50〜59＝3、同 60〜69＝4、同 70 以上＝5）

2.97

0.84

−

10

大学での成績（A 以上の科目の割合：0〜20%=1、21
3.35〜40%=2、41〜60%=3、61〜80%=4、81〜100％=5）

1.11

−

11 ラーニング・ブリッジング（LB）

3.34

0.86

.929

12 大学生活での成長実感

3.75

1.02

−

13 プロアクティブ行動（総合）

3.38

0.69

.918

14 経験学習行動（総合）

3.70

0.66

.926

15 職場の他者に望む関わり 1̲業務支援

3.93

0.71

.837

16 職場の他者に望む関わり 2̲内省支援

3.88

0.83

.810

17 職場の他者に望む関わり 3̲精神支援

3.50

0.85

.814

職場の従業員規模（1〜29 人=1、30〜99 人=2、100
18 〜299 人=3、300〜999 人=4、1,000〜4,999 人=5、5,000
人以上=6）

4.03

1.59

−

結果
学生エンゲージメント for LB と大学生活の他変数との関係

調査分析の枠組（図 2）に沿い、学生エンゲージメント for LB と他の大学生活の変数との関係を検討した。学生エンゲージメント for LB を目的変数、その他の項目を説明変数とした一要因分散分析の結果を表 3 に示す。

169

170
F（2,847）=43.526、p＜.001
F（2,847）=48.937、p＜.001
F（2,847）=35.225、p＜.001
F（2,847）=29.180、p＜.001→「社会」因子→「自律的学び」因子→「他者」因子→「社会」因子→「自律的学び」因子

F（4,845）=41.786、p＜.001→「自律的学び」因子

タイプ 2 > タイプ 1、3、5 > タイプ 4F（4,845）=70.449、p＜.001 タイプ 2 > タイプ 3＞タイプ 1、5＞タイプ 4

タイプ 2 > タイプ 1、3、5 > タイプ 4

偏差値 60〜69 群 > 40〜49 群

偏差値 50〜59 群、60〜69 群 > 40〜49 群

関わり高群 ＞ 中群 ＞ 低群

（いずれも）「見通しなし」群「見通しあり・理解不実行 or 不理解」群 ＞

.165

.250

.197

.010

.021

.064

.077

.104

.093

.096

.073

（いずれも）「見通しあり・理解実行」群 ＞

効果量（η²）

多重比較→「社会」因子

F（4,845）=51.748、p＜.001

F（2,790）= 4.100、p＜.05→「自律的学び」因子

正課内外の諸活動 →「他者」因子

F（2,790）= 2.523、n.s.

→「社会」因子

大学の入試難易度 →「他者」因子

F（2,790）= 8.303、p＜.001

F（2,847）=44.851、p＜.001→「他者」因子

2 つのライフ

教職員の関わりF（2,847）=33.375、p＜.001→ 学生エンゲージメント for LB

一要因分散分析
Tukey 法または Dunnett C 法

学生エンゲージメント for LB を目的変数とした一要因分散分析の結果

説明変数

表3

大学生活での学習・活動への関与が初期キャリアの思考行動特性へ及ぼす影響

2 つのライフを要因とすると、学生エンゲージメント for LB の 3 つ全ての下位尺度で有意差が見られた。多重比較はいずれも「見通しあり・理解実行」群 ＞「見通しあり・理解不実行 or 不理解」群 ＞「見通しなし」群となった。教職員の関わりでは、尺度得点の分布から全体を 3 群（関わり高群（n=263）・中群（n=336）・低群（n=251））に分けて分析した結果、全ての下位尺度で関わり高群＞中群＞低群の結果であった。また所属大学の入試難易度との関係では他者因子・自律的学び因子で偏差値高群＞低群の傾向が見られた。ただその効果量（η²）は大きくなく（.010, .021）、2 つのラ
イフ・教職員の関わりには中程度の効果量（.064〜.104）が確認された。一方、専攻分野が要因での有意差（5%水準）は確認されなかった。
影響を受けた正課内外の諸活動との関係については、諸活動に並行して取組むことの多い学生生活の様々なタイプとの関係を探るため、回答者をタイプ分けしたうえでそれとの関係を検討した。具体的には、正課内外の諸活動 3 因子（1.正課での学習活動、2.大学外のフィールドでの活動、3.サーク
ル・部活動・学生団体）の因子得点から階層クラスタ分析（Ward 法）を行い、デンドログラムの結果から 5 クラスタを抽出した（図 3）。タイプ 1 は正課の学習に特に強く影響を受けている。タイプ 2 は正課内外の諸活動が幅広く影響しているが、特に大学外のフィールドでの活動（項目：ボランテ
ィア・地域活動、インターンシップ、留学・国際交流活動、授業以外の自主的な学習）やサークル活動等から受けた影響の自覚が顕著である。タイプ 3はタイプ 2 同様だが、正課の学習活動以外の影響はさほど大きくない。このタイプが最も多数を占める（35.2%）。タイプ 4 は 3 つの因子のいずれからも影響度は低い。タイプ 5 はサークル・部活動・学生団体の影響を特に強く自覚している。
1.50
1.00
因子得点

0.50

正課での学習活動

0.00

大学外のフィールドでの活動
・
サークルや部活動・学生団体−-0.50−-1.00−-1.50

タイプ１ タイプ2 タイプ3 タイプ4 タイプ5
n=299
n=118
n=107
n=168
n=158
（12.6%） （18.6%） （35.2%）（19.8%） （13.9%）

図3

影響を受けた正課内外の諸活動のタイプによるクラスタ分類171これらのタイプ間の比較では、学生エンゲージメント for LB の 3 つ全ての下位尺度で有意差が見られ、効果量も相対的に大きかった（.165〜.250）（表 3）。多重比較ではいずれも、正課内外の諸活動から幅広く影響を受けているタイプ 2 が他タイプより有意に得点が高いという結果が得られた。
またその他の大学生活の変数と学生エンゲージメント for LB の下位尺度との相関を見ると、ラーニング・ブリッジング（LB）との間には r =.534〜.614、
大学生活での成長実感との間には r =.409〜.470 と一定の正の相関が見られたのに対し、学業成績との間では r =.105〜.150 とかなり弱い相関であった（全て 1%水準で有意）。
3.2.2

学生エンゲージメント for LB と職業人生活で発揮している思考行
動特性との関係

続いて、学生エンゲージメント for LB が職業人としての初期キャリアの思考行動特性へ及ぼす影響を検討する。図 2 で示した通り、プロアクティブ
行動等の尺度を目的変数とし、学生エンゲージメント for LB を含む大学生
活の要因を説明変数とした重回帰分析（強制投入法）を行った。結果を表 4に示す。なおここでは記載を省略したが、説明変数として、回答者の現在働
く業種や転職経験の有無から思考行動特性への有意な影響は見られなかった。分析では VIF の値は最大でも 2.6 であり、多重共線性の疑いは低いと判断した。各モデルの決定係数（調整済み R²）はプロアクティブ行動で.389、
経験学習行動で.323、職場の他者に望む関わりの業務支援で.405、内省支援で.396、精神支援で.285 となった。
結果を詳細に見ていく。プロアクティブ行動・経験学習行動では、いずれも職場の他者から実際に受けている関わり（特に業務支援）の程度が、それらの行動に対して有意な正の効果（.108〜.277）を発揮している。これは妥当な結果だが、大学生活の変数では、学生エンゲージメント for LB が有意な正の効果（.105〜.163）をもたらしている。ただ経験学習行動においては、
自律的学び因子からの有意な影響は認められなかった。
その他、5%水準で有意となった大学生活の変数では、プロアクティブ行動に対して、正課内外の諸活動のうち大学外のフィールドでの活動（.093）
が正の効果を、経験学習行動に対しては、2 つのライフ（.120）及び LB（.096）
が正の効果を、正課内外の諸活動のうちサークル・部活動・学生団体（ −.093）
が負の効果をもたらしていた。

172

大学生活での学習・活動への関与が初期キャリアの思考行動特性へ及ぼす影響
表4

職業人としての初期キャリアの思考行動特性を目的変数とした重回帰分析の結果職業人としての初期キャリアの思考行動特性
プロアク
職場の他者に望む関わり
ティブ 経験学習
行動 業務支援 内省支援 精神支援
行動
β
β
β
β
β

大学生活の変数
大学での専攻分野ダミー（人文科学系）

−.021

.008

−.039

−.030

−.024

大学での専攻分野ダミー（社会科学系）

.028

.003

−.008

−.039

−.035

大学での専攻分野ダミー（自然科学系）

.018

.039

−.006

.017

−.023

−.035

−.010

−.007

.017

−.024

大学での成績（A 以上の科目の割合）

.037

.011

.010

.000

.019

正課内外の諸活動 1̲正課での学習活動

−.007

−.008

.026

.046

−.001

.093**

.028

−.058

−.031

−.037

−.056

−.093 **−.039−.079*−.013

２つのライフ.023.120 **

.045

.030

.033

教職員の関わり

−.015

−.042

−.063*

−.042

−.061

ラーニング・ブリッジング（LB）−.023.096 *

.034

−.008

.007

大学生活での成長実感

−.053

−.009

.036

.002

−.007

学生エンゲージメント for LB1̲他者.126**.163**.214**.187**.100*

学生エンゲージメント for LB2̲社会.162**.120 **

−.009

.008

.051

学生エンゲージメント for LB3̲自律的学び.105**

.029

.015

.048

.094*

.031

−.001

.002

−.007

−.005

大学の入試難易度

正課内外の諸活動 2̲大学外のフィールドでの活動
正課内外の諸活動 3̲サークル・部活動・
学生団体

職場における変数
職場の従業員規模
職場の他者から実際に受けている関わり 1̲
業務支援
職場の他者から実際に受けている関わり 2̲
内省支援
職場の他者から実際に受けている関わり 3̲
精神支援
調整済み R²*p<.05.206**.277 **.618**.469**.152**.182**.138 **.030.229**.019−.219**−.209**.335**

.405

.396

.285

.108** −.068
.389

.323

**p<.01173

続いて職場の他者に望む関わりの 3 つの下位尺度への有意な効果を順に見ていく。
「業務支援」を望む思考には、現在受けている業務支援の程度（.618）
が大きく影響している。これは支援を受けている（と感じている）程、支援を強く望んでもいるということになる。他の項目では、学生エンゲージメン
ト for LB の他者因子（.214）が正の効果を、現在受けている精神支援（ −.219）
及び教職員の関わり（ −.063）が負の効果を示している。この負の効果の解釈については、息抜き・安らぎ、気軽な相談といった心理面で職場の他者や大学の教職員を頼りにする（していた）状況が、業務支援のような硬い支援を遠ざける方向に作用していることが考えられる。
「内省支援」を望む思考にも同様に、現在受けている業務支援（.469）、内省支援（.229）の程度が正の効果を、精神支援（−.209）が負の効果を及ぼしており、相対的に値が大きい。一方、大学生活の変数では、学生エンゲー
ジメント for LB の他者因子が正の効果（.187）を、正課内外の諸活動のうちサークル・部活動・学生団体が負の効果（−.079）を示している。ここでも負の効果が見られるが、特に固定化したメンバーでの趣味・娯楽要素の強いサークル等の経験が、他者からの（時には耳の痛いような）フィードバックの受入れを含む内省の機会を敬遠させている可能性がある。
「精神支援」を望む思考には、現在受けている精神支援の程度が最も強く影響を及ぼしている（.335）。これも支援を現在受けている程、支援を強く望んでもいると言える。他、現在受けている業務支援の程度（.152）、学生
エンゲージメント for LB の他者因子（.100）、同じく自律的学び因子（.094）
からの正の効果が確認できる。
総じて、他者に望む関わりの程度、すなわち職場での他者への期待には、
現在の仕事の中で他者から受けている関わりが（正にも負にも）最も大きく作用するが、大学生活の変数による正の効果としては、特に学生エンゲージ
メント for LB の他者因子が一定の影響を及ぼしていると言えよう。

4．全体考察4.1

学生エンゲージメント for LB を促す大学生活の要因

本研究の RQ の 1 点目は、正課内外の LB を促す学習・活動への関与（＝
学生エンゲージメント for LB）と大学生活の諸変数との関係を明らかにすることであった。
前章の分析から、入試難易度・学業成績といった要因との関わりは相対的

174大学生活での学習・活動への関与が初期キャリアの思考行動特性へ及ぼす影響に弱く、それ以上にキャリア意識・行動が顕在化し、教職員との関わりが強くあるほど、他者・社会・自律的学びを志向する行動（学生エンゲージメン
ト for LB の三因子）が発揮されていることが示唆された。また正課の学習
活動のみ、サークルや部活動のみといった学生よりも、正課内外・大学内外の活動をバランスよく経験してそれを意味づけられている学生ほど上記の行動を経験していることも示された。
本調査では、授業における学習態度やアクティブラーニング型の授業経
験等の指標は調査項目に含まれておらず、それらとの関係にまで言及できない点に限界があるが、少なくとも、近年のトランジション研究でその影響が取り上げられてきたキャリア意識（溝上ほか 2012 など）、正課内外のバ
ランスのとれた活動（石川・原 2021 など）といった要素と学生エンゲージ
メント for LB も一定程度関係していることが指摘できる。
4.2

学生エンゲージメント for LB がもたらす職業人としての思考行動特性への影響

RQ の 2 点目であった、学生エンゲージメント for LB がもたらす職業人としての思考行動特性への影響については、前章の分析から、大学生活の他変数と比較した際に顕著にその影響が大きいとまでは言えないが、一定の正の効果をもつことが示唆された。
特に他者因子は、他者と深く関わることで自分自身や成果のアップデー
トを図るという大学生活での経験の蓄積が、職場での他者への期待値を向上させるだけでなく、経験学習行動やプロアクティブ行動にも作用している点が注目される。同因子を構成する項目にあるように、大学生活で出会う
多様な他者を、一方的に知識を伝達される存在としてだけでなく、身近なコ
ミュニケーション機会を通じて自身の学び・成長に影響を与える存在、1 人
では到達できない成果をともに目指し得る存在と捉える他者観の発達がその背景にはあると推測される。それが大学生活での LB を促す（高澤・松井
2023）とともに、仕事では例えば経験学習行動におけるチャレンジングな経験への挑戦を後押しし、他者を介した内省を充実させていることが考えられる。この他者因子のような関与のあり方は一見、高等教育の学修者として自明のことのようだが、アクティブラーニング型の授業等の前提として、こうした他者を介して学ぶマインドセットの定着が重要であろう。
次に社会因子は、思考・行動の範囲を大学外の世界に広げることを示すものだが、それは結果的にキャンパスの自分の周辺にのみあった世界を相対175

化し、場面間の LB を促す（高澤・松井 2023）。キャリア意識からの行動などその契機は様々であっても、そうした外へのアクションから新たな学びが得られた大学生活での成功体験が、職業人生活においても、フィードバ
ック探索やネットワーク構築のようなプロアクティブ行動へと繋がっていることが本稿の分析からは推測される。
自律的学び因子は主体的な学びや内省、習慣の継続を示しており、プロア
クティブ行動に正の効果が見られたほか、経験学習行動との一定の関係も予想されたが、今回の分析ではそこに有意な影響は確認できなかった。項目
間の相関分析においては、自律的学び因子と経験学習行動との間には弱いながらも有意な正の相関が確認されているため、重回帰分析で経験学習行動に対して有意な正の効果を示したその他の要因（職場における他者からの関わりや学生エンゲージメント for LB の他因子等）のもたらす効果によって、自律的学び因子の顕在的な影響は消失したと考えられる。ただ、この結果だけをもって自律的学び因子のもつ効果を評価するには慎重である必要があろう。本調査で対象とした初期キャリアの段階からさらに就業経験を経て、ある程度自らの仕事のスタイルを確立し、キャリアの転機を迎えるようなタイミングにおいて、職業人としての学び直しや継続的な能力向上に自律的学び因子が寄与する可能性は十分に検討される余地がある。

5．まとめと今後の課題
本稿では、大学生活での正課内外の LB を促す学習・活動への関与（学生
エンゲージメント for LB）という概念に着目し、大学生活及び初期キャリアの諸変数との関係の中で同概念が示す意義を検討してきた。分析の結果、正課内外の活動で共通して発揮される学習・活動への関与のあり方（他者・社会・自律的学びを志向する行動）が、大学生活での LB を促すだけでなく、卒業後の初期キャリアにおける仕事での思考行動特性とも一定のレリバンスを有していることが明らかとなった。
一方で、本稿での調査分析には一定の解釈の限界がある。大学生活から仕事へのトランジションを扱った研究 2 は、あくまで卒業後 3〜4 年目の時点
から過去の大学生活を振り返って回答した結果を基にしており、より精緻な分析を行ううえでは、在学中から卒業後までの縦断的な調査でこそ得られる知見が重要となろう。
その他、今後の研究課題を整理する。前章でも述べた大学生活での授業態

176

大学生活での学習・活動への関与が初期キャリアの思考行動特性へ及ぼす影響度等の指標や能力・知識獲得の認識と学生エンゲージメント for LB との関係については、大学生を対象に調査を行うことで、その実態を検証していく作業が必要である。またトランジションの観点からも、学生エンゲージメン
ト for LB と他要因との関係についてより多面的な検証が求められる。仕事
での思考行動特性には、本調査分析で取り上げていない何らかの要因が学
生エンゲージメント for LB 以上に深く影響を及ぼしている可能性も考えられる。また初期キャリアの変数としても、本調査で取り上げた思考行動特性だけでなく、実際の仕事スキルの向上や業務外の学習行動等を目的変数として取り上げ、学生エンゲージメント for LB とのレリバンスを検証していくことが次なる課題となる。

177

参考文献
荒木淳子、2008、「職場を越境する社会人学習のための理論的基盤の検討−ワー
クプレイスラーニング研究の類型化と再考」『経営行動科学』21(2): 119-28。
ベネッセ教育総合研究所、2015、「大学での学びと成長に関する振り返り調査」。
(https://berd.benesse.jp/koutou/research/detail1.php?id=4701, 2023.10.12)
濱中淳子、2012、「「大学教育の効用」再考−文系領域における学び習慣仮説の検証」『大学論集』43: 189-205。
本田由紀編、2018、『文系大学教育は仕事の役に立つのか−職業的レリバンスの検討』ナカニシヤ出版。
星かおり、2016、「若年就労者の仕事満足に対するプロアクティブ行動の効果についての検討」『パーソナリティ研究』25(2): 123-34。
石川勝彦・原敏、2021、「学生時代の学習行動と入職後のプロアクティブ行動の関係」『大学改革と生涯学習』25: 23-38。
河井亨、2012、「学生の学習と成長に対する授業外実践コミュニティへの参加とラーニング・ブリッジングの役割」『日本教育工学会論文誌』35(4): 297-308。
河井亨・溝上慎一、2012、「学習を架橋するラーニング・ブリッジングについての分析：学習アプローチ、将来と日常の接続との関連に着目して」『日本教育工学会論文誌』36(3): 217-26。
木村充・舘野泰一・関根雅泰・中原淳、2011、「職場における経験学習尺度の開発の試み」『日本教育工学会研究報告集』4: 147-52。
木村充、2014、「就職時の探求：「大学生活の重点」と「就職活動・就職後の初期キャリアの成否」の関係を中心に」中原淳・溝上慎一編『活躍する組織人の探求：大学から企業へのトランジション』東京大学出版会、91-116。
経 済 産 業 省 、 2018 、 『 人 生 100 年 時 代 の 社 会 人 基 礎 力 に つ い て 』 。
(https://www.meti.go.jp/policy/kisoryoku/index.html, 2023.10.17)
小山治、2018、「誰が大学での学びを仕事で活用しているのか−大学時代のラー
ニング・ブリッジング態度に着目して」本田由紀編『文系大学教育は仕事の役に立つのか 職業的レリバンスの検討』ナカニシヤ出版、43-60。
小山治、2019、「レポートに関する学習経験の職業的レリバンス」『大学教育学
会誌』41(1): 61-5。
小山理子・河井亨、2022、「大学生の将来の見通しによる正課・正課外の学習プ
ロセスと学習成果の差異の検討」『日本教育工学会論文誌』46: 161-4。
McCormick, A. C., Kinzie, J., and Gonyea, R. M., 2013, “Student Engagement:
Bridging Research and Practice to Improve the Quality of Undergraduate
Education”, Higher Education: Handbook of Theory and Research, 28: 47-92.
溝上慎一、2009、「「大学生活の過ごし方」から見た学生の学びと成長の検討−

178

大学生活での学習・活動への関与が初期キャリアの思考行動特性へ及ぼす影響
正課・正課外のバランスのとれた活動が高い成長を示す」『京都大学高等教育研究』15: 107-18。
溝上慎一・中原淳・舘野泰一・木村充、2012、「仕事のパフォーマンスと能力業績に及ぼす学習・生活の影響−学校から仕事へのトランジション研究に向けて」『大学教育学会誌』34(2): 139-48。
中原淳、2010、『職場学習論 仕事の学びを科学する』東京大学出版会。
中原淳、2012、『経営学習論 人材育成を科学する』東京大学出版会。
尾形真実哉、2020、『若年就業者の組織適応
白桃書房。

リアリティ・ショックからの成長』

小方直幸、2008a、「大学から職業への移行をめぐる日本的文脈」山内乾史編『教育から職業へのトランジション』東信堂、32-44。
小方直幸、2008b、「学生のエンゲージメントと大学教育のアウトカム」『高等教育研究』11(0): 45-64。
パーソル総合研究所・ベネッセ教育総合研究所・中原淳、2022、「若年就業者のウ ェ ル ビ ー イ ン グ と 学 び に 関 す る 定 量 調 査 」 。 (https://rc.persol-group.co.
jp/thinktank/spe/hatachikara/data-01.html, 2023.10.12)
Rothwell, W. J., 2002, The Workplace Leaner, New York: AMACOM Books.
採用と大学教育の未来に関する産学協議会、2020、「Society 5.0 に向けた大学教育と採用に関する考え方」。(https://www.keidanren.or.jp/policy/2020/028.
html, 2023.10.12)
澁川幸加・田口真奈・西岡貞一、2019、「反転授業におけるワークシートの利用
が対面授業時の学びへ与える影響：対面授業時の発話内容と深い学習アプローチに着目して」『教育メディア研究』26(1): 1-19。
高澤陽二郎・松井賢二、2021、「正課内外での複数の文脈を経験した大学生の学びの意味づけに関する探索的検討−大学生の成長理論に照らして」『大学教育学会誌』43(2): 60-9。
高澤陽二郎・松井賢二、2023、「正課内外を架橋するラーニング・ブリッジングの推進要因−学生エンゲージメントの観点で」『名古屋高等教育研究』23: 391414。
田中聡・池田めぐみ・池尻良平・鈴木智之・城戸楓・土屋裕介・今井良・山内祐平、2021、「プロアクティブ行動がリフレクションを媒介して職場における能力向上に及ぼす影響」『日本教育工学会論文誌』45(2): 147-57。
舘野泰一・中原淳・木村充・保田江美・吉村春美・田中聡・浜屋祐子・高崎美佐・
溝上慎一、2016、「大学での学び・生活が就職後のプロアクティブ行動に与える影響」『日本教育工学会論文誌』40(1): 1-11。
山田剛史、2018、「大学教育の質的転換と学生エンゲージメント」『名古屋高等教育研究』18: 155-76。
矢野眞和、2009、「教育と労働と社会−教育効果の視点から−」『日本労働研究179

雑誌』51(7): 5-15。
保田江美・溝上慎一、2014、「初期キャリア以降の探求：「大学時代のキャリア見通し」と「企業におけるキャリアとパフォーマンス」を中心に」中原淳・溝上慎一編『活躍する組織人の探求：大学から企業へのトランジション』東京大学出版会、139-73。
米沢崇・徳永哲、2021、「教員養成教育における学生のラーニング・ブリッジン
グに関する調査研究−授業に対する課題価値の認知と認知的方略の使用に着目して」『教育実践学研究』23(1): 25-38。

執筆分担
1、4、5（高澤陽二郎）
2、3（共同執筆）

謝辞
調査項目作成の協力を得た研究者・学生の皆様、適切なご指摘をいただいた 2
名の査読者に感謝いたします。また本研究は JSPS 科研費 JP21K02654 の助成を受けたものです。

180