日本教育工学会

第２9 回全国大会

初年次キャリア教育科目の受講と進路選択自己効力の変容
College Students’ Participation in a First-year Career Education Course
and the Change of Career Decision-Making Self-Efficacy

千幸*1*2

桑原喜多敏博*1 合田

Chiyuki KUWAHARA*1*2

美子*1 根本Toshihiro KITA*1

淳子*1 鈴木克明*1Yoshiko GODA*1Junko NEMOTO*1 Katsuaki SUZUKI*1*1 熊本大学大学院教授システム学専攻*2 京都文教短期大学幼児教育学科*1 Graduate School of Instructional Systems, Kumamoto University*2 Department of Child Education, Kyoto Bunkyo Junior College＜あらまし＞ 主体的なキャリア形成には，進路選択に対する自己効力を高めることが求められるが，その適切な介入方法は明らかではない．本研究では，相互評価学習の実践を含むキャリア教育科目の受講生と非受講生を対象に，進路選択自己効力の変容を調査した．その結果，受講時点で受講生と非受講生には進路選択自己効力の差がないこと，相互評価学習の実践によって進路選択自己効力の平均点が有意に向上すること，実践から約 2 ヶ月後には進路選択自己効力が相互評価学習直前の水準まで下がるものの，非受講生と比較すると自己効力が高い水準であることが明らかになった．
＜キーワード＞キャリア教育，進路選択自己効力，相互評価，初年次教育，授業実践

1. はじめにキャリア教育科目において，第 11 回から第 15

キャリア教育で育成が求められる主体的にキ

回にキャリアプランとその発表に対する相互ャリアを形成する能力は，Taylor & Betz（1983）

評価学習を実施した．相互評価学習システムは，が Bandura の自己効力感をもとに提唱したMoodle 2.0x のワークショップモジュールを使「進路選択自己効力」と大きく関連しており，い，評価者 1 人につき評価対象者 5 人を割り当介入による変容が可能である．しかしながら，て，匿名評価を行った．評価基準として，8 項

進路選択自己効力を高める適切な介入の方策目 5 段階のルーブリックを学習者に提示した．

は必ずしも明らかではない．

2.3.

尺度，調査時期，手続き

本稿では，短期大学生を対象とした調査をも進路選択自己効力の測定には，浦上（1995）とに，初年次キャリア教育科目の受講と相互評の「進路選択に対する自己効力尺度」（30 項目価学習による進路選択自己効力の変容と，受講4 件法，）を用いた．2012 年度入学生全体に対生と非受講生の進路選択自己効力の変容の違して，4 月の入学時と 9 月中旬に質問紙調査をいを明らかにすることを目的とする．

実施した．有効回答数は，415 名である．また，

2. 方法
2.1.

対象

京都府南部に位置する私立短期大学の 2012
年度入学生 466 名を対象とした．そのうち，初年次前期選択科目であるキャリア教育科目「キャリア形成論」の受講者は 91 名である．
2.2.

授業実践の概要

短期大学 1 年生 4 クラス 91 名を対象とした受講生に対して相互評価学習の実践前（第 11回，6 月下旬）と実践後（第 15 回，7 月中旬）に同一の尺度を用いた調査を行った．受講生のうちすべての調査について欠損値のあるデータを除いた有効回答数は 57 名である．尺度 30項目の合計点を進路選択自己効力尺度得点（4月／実践前／実践後／9 月）として用いた．得
点範囲は 30 点から 120 点である．

－ 977－

2013 年 9 月 23 日（月）10：50〜 12：10

会場：1-304

3. 結果と考察
3.1.

P3a−1−304−05

効 果 は 認 め ら れ な か っ た （ F(1,413)=1.365,

相互評価学習による進路選択自己効力の変容

受講生 57 名の 4 月，相互評価学習実践前，実践後，9 月の 4 時点における進路選択自己効n.s.）． キャリア教育科目単位修得の有無による進路選択自己効力尺度得点の変化を図 1 に示す．

力尺度得点の平均値を表 1 に示す． 1 元配置の分散分析を行ったところ，F (1.554, 86.999)= 67.114 ， p < .001 で 有 意 で あ っ た ．
Bonferroni の多重比較の結果，平均点が 4 月＜実施前＜実施後，4 月＜9 月であり，p < .001で有意差が確認された．
表1

相互評価学習と進路選択自己効力の変化（N=57）

平均値

4月

実践前

実践後

9月

77.88

81.28

91.28

82.21

(11.03)(SD)(11.05)(11.22)(12.56)

図 1 単位修得の有無と進路選択自己効力

4. まとめ本研究では，短期大学生を対象とした調査から，初年次キャリア教育科目の受講生と非受講

3.2.

単位修得と進路選択自己効力の変化

生には進路選択自己効力の差がないこと，キャキャリア教育科目の単位修得による進路選

リア教育科目における相互評価学習実践によ

択自己効力の変化を検討するため，単位修得あって受講生の進路選択自己効力の平均点が有り群と単位修得なし群の 4 月と 9 月の平均値を意に向上すること，授業終了から約 2 ヶ月後に比較した（表 2）．初年次キャリア教育科目をは進路選択自己効力が相互評価学習実践前の受講する学生の特性を探るために，4 月時点の水準まで下がるものの非受講生と比較する自2 群の平均について，Mann-Whitney の U 検

己効力が高いことが明らかになった．キャリア定を行ったところ有意な差はみられなかった．

教育科目の受講にある程度の効果はあるもの

初年次キャリア教育科目の受講生が特に進路の，相互評価学習の効果を維持させるには，相選択自己効力が高いわけではないと言えよう．

互評価学習方法の改善やその後のフォローが

表2

4月
9月

単位修得の有無と進路選択自己効力平均値
(SD)
平均値
(SD)

単位修得あり単位修得なし(N=72)(N=343)78.32(11.05)81.40(11.90)78.50(10.77)
78.14(11.75)必要であることが示唆された．
今後の課題として，相互評価学習のどの要素が進路選択自己効力の育成に影響しているのか，実践から得られる質的，量的データをもとに明らかにしていきたいと考える．

単位修得の有無を被験者間要因，時間を被験者内要因，進路選択自己効力尺度得点を従属変数とする 2×2 の分散分析の結果，単位修得有無と時間の間に有意な交互作用（F(1,413)=
7.265, p<.01）と，時間の主効果が認められた（F(1,413)=4.588, p<.05）．単位修得有無の主－ 978－参考文献
浦上昌則（1995）学生の進路選択に対する自己効力に関する研究．名古屋大学教育学部紀要教育心理学科, 42：115-126
Taylor, K. M. and Betz, N. E. (1983) Applicationsof self-efficacy theory to the understanding
and treatment of career indecision. Journal of
Vocational Behavior, 22: 63-81