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巻 巻㻌
（2023）
山陽論叢㻌第第㻔㻞㻜㻞㻟㻕㻌

研究ノート
研究ノート

大学生におけるアタッチメント・スタイルと㻌
大学内での居場所感および支援要請意思との関連㻌
Attachment styles, a Sense of Ibasho,and Support Seeking Intention in Undergraduates

髙橋 功 1)・岩木 信喜 2)・金子 紗枝子 3)Isao Takahashi, Nobuyoshi Iwaki, Saeko Kaneko
キ ー ワ ー ド : 学校適応，アタッチメント・スタイル，居場所感，支援要請意思K e y w o r d s : school adjustment, attachment styles, sense of ibasho, support seeking
intention

要旨: 支援を必要としながらもそれを求めない学生が存在することは，大学での学生支援における重要な課題である。本研究は，アタッチメント・スタイルと社会的居場所感の観点から，支援要請の意思との関連を探ることで，学生支援におけるより効果的なアプローチの検討に寄与することを目指した。大学生 162 名を対象に，アダルト・アタッチメント・スタイ
ル尺度（ECR-RS），居場所感尺度を用いて調査を行った。支援要請意思については，大学内の教職員によって行われる主要な支援場面を想定した項目を作成し，必要時に支援要請の意思があるかどうかを 7 段階で評定させた。その結果，ECR-RS，居場所感尺度の各因子の尺度得点と，因子分析を経て算出された支援要請意思項目の尺度得点の間に相関関係はほぼ示されなかった。一方，ECR-RS と居場所感尺度の各因子の尺度得点間には，やや相関関係が示された。ひとつの解釈として，社会的居場所感が，アタッチメント・スタイルと支援要請意思を媒介している可能性を論じた。また，ソーシャル・サポートの観点から，社会的居場所感が高ければ支援要請意思を高める一方で，同時に友人への支援要請意思も高め，その結果として教職員に対する支援要請意思が低下する可能性も論じた。
1)

山陽学園大学総合人間学部ビジネス心理学科
聖学院大学人文学部子ども教育学科
3) 徳島文理大学人間生活学部児童学科2)㻙㻌㻝㻌㻙㻌 㻌- 43 -

髙橋
・ 岩木 ・ 金子 ： 大学生におけるアタッチメント ・ スタイルと大学内での居場所感および支援要請意思との関連
髙橋・岩木・金子：大学生におけるアタッチメント・スタイルと大学内での居場所感および支援要請意思との関連㻌

問題と目的
学生支援の課題：学生の支援要請意思の問題
児童生徒の学校適応は，初等・中等教育における古くからの憂慮課題であったが，高等教育の学生においてもますます重要な課題となっている。全国の高等教育機関（国公私立大学，
短期大学，高等専門学校）を対象とした全国規模の調査（文部科学省, 2022）によれば，令和 3（2021）年度末時点での中途退学者は 57,875 人（学生総数の 1.95%），休学者は 65,143人（2.19%）であった。そして，これらのうち約半数が学校適応に関わるものである。具体的に退学理由を見ると，「転学等」，「就職・起業等」，「海外留学」といった積極的な理由に分類されるものもあるが，「学生生活不適応・修学意欲低下」（15.7％），「経済的困窮」（13.5%），「学力不振」（7.7%），「心身耗弱・疾患」（5.0%）といった理由も多く見られる。
こうした学校適応の問題への対応の必要性は，既に広く共有されている。実際，多くの大学等が，学生相談室等の組織を設置したり，学生部等の業務に支援業務を位置づけたり，様々な対応を講じている（日本学生支援機構, 2023 を参照）
。教員が一定数の学生を受け持ち，学生が大学生活全般に関する相談を行えるクラス担任制度を設けている大学もある（杉田, 2019 を参照）
。更には，教育の質保証の重視，インクルーシブ社会の実現，問題の複雑化・多様化などを背景に，支援における大学内外での連携も求められており（文部科学省,
2011），これに対応すべく，ワン・ストップ窓口を設置したり，専任の支援コーディネータを配置したりするなど，より充実した体制への整備が各大学等で進められている。
しかしながら，こうした支援体制自体が直面している課題も多い。日本学生支援機構（2023）ほか同機構による定期調査の報告書においても，支援のためのリソースの確保やスタッフのスキル開発などの課題が報告されている。そしてその一つに，学生側からのアプローチに関する課題がある。すなわち，支援を必要としているように見えるにも関わらず，自ら支援を要請しようとしない学生が一定数いるという問題の解決である。同報告書においても，「学生相談に関する取り組みの必要性の高い課題」について，例年，回答比率の最も高い項目は「悩みを抱えても相談に来ない学生への対応」である（e.g., 日本学生支援機
構, 2023, p.158）。就職支援においても，支援の場に大学生を引き込むことの難しさが指摘されている（e.g., 下村, 2009）。学修支援においても，支援が必要な学生ほど支援プログラ
ムを受けようとしない問題が指摘されている（e.g., 加藤ら, 2019）。学習支援の中でも単位修得に関わる場合，少なくとも順序としては最初に各科目担当者に質問や相談をすべきであるが，それも行われにくいようである。授業中という文脈ではあるが，学生が教員に質問しようとしないことは古くから指摘されていた（e.g., 無藤ら, 1980; 藤井・山口, 2003）。
この課題を解決するためには，学生の支援要請行動における促進・抑制要因を知る必要がある。これについては，「援助要請行動（help-seeking behavior）」に関する研究において，多くの有益な知見が提出されている。大学内における支援についても，特に心理援助に関わる文脈で多くの研究が行われている。水野・石隈（1999）は，既に研究が先行していた米国の文献に基づき，援助行動に関わる変数を，「デモグラフィック要因」（性，年齢など），「ネットワーク変数」（周囲からのサポート，事前の被援助体験など），「パーソナリティ変数」，「個人の問題の深刻さ，症状など」に分類している。更に木村（2014）は，同様の分類に加えて「学生相談機関に関連する変数」（周知度，サービス形態など）も挙げている。また，㻙㻌㻞㻌㻙㻌

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木村（2017）は，援助要請行動の生起プロセスの観点も含めた学生支援のモデルを提示している。すなわち，援助要請行動の生起までには，「問題の生起と認識」，「問題への対処方法の検討」，「援助要請の意図」がある。これらを区別して学生の行動を理解することが，相談に来ない学生へのアプローチを考えるうえで有益であるという。
このように，学生の援助要請行動には多くの変数が複雑に関わっており，より精緻に理解するためには，関連変数とプロセスをより詳細に検討していく必要がある。また，領域固有の変数とプロセスも想定されるので，支援領域ごとに丁寧に検討する必要もある。しかし一方で，影響力の大きい変数を同定することも，発達支持的な指導，課題未然防止教育といったプロアクティブなアプローチ（文部科学省, 2022）を考えるうえでは重要であろう。こうした中，本研究では「アタッチメント・スタイル」と「社会的居場所感」に着目し，「支援要請意思（support seeking intention）」との関連について，調査に基づく検討を行った。
ここで，調査する変数を「援助要請行動」ではなく「支援要請意思」としたことについて述べる。まず「援助」ではなく「支援」としたのは，心理的不適応に関する学生相談だけではなく，キャリア支援，学習支援，更には学生活動への参加も含めた大学内における支援全般を想定し，且つ具体的な窓口での援助要請に限定せず，日常的な質問も含めた教職員に対する幅広い支援要請を想定したためである。また，「行動」ではなく「意思」としたのは，プロセスとしては「意思」が「行動」の前段階にあり，より直接的に「アタッチメント・ス
タイル」と「社会的居場所感」が関わると考えられたことと，過去や現在に支援の必要性がなかった，あるいは問題を認識していない学生も多いと考えたためである。よって，調査においても「その必要があるとき」に「行動すると思うか」という枠組みで尋ねた（方法参照）。
アタッチメント・スタイルと支援要請意思
「アタッチメント（attachment）」とは，人が危機的（と主観的に感じる）状況で知覚される恐れや不安を，他者に近接することで低減し，安全・安心の感覚を回復しようとする行
動傾向のことであり，そのシステムは進化的に獲得されたものであると考えられている（Bowlby, 1973）。特に人生の最初期である乳幼児期に形成されるアタッチメントの性質は，後の人生における様々な対人関係に強く影響することが示されており，特に重視されている。例えば，恋人との関係（Hazan & Shaver, 1987），配偶戦略（Schmitt，2005），他者の表情や言葉などの社会的手がかりの認知や情動制御（Simpson & Rholes, 2015）がアタッ
チメント理論に基づいて説明されている。幼少期の被養育経験が自分の子どもへの養育行動に影響することを示した長期縦断研究もある（Szepsenwol et al., 2015）。
また，このアタッチメントの質は，自己報告式尺度で測定した場合，「回避」と「不安」の 2 次元構造で説明できることが知られている（Brennan et al., 1998; Fraley et al., 2011）。
「回避」は他者との親密さに心地よさを感じない程度を反映した次元であり，「不安」は他者に見捨てられることへの不安を反映した次元である（古村ら, 2016）。本研究ではこの個
人差を「アタッチメント・スタイル（attachment styles）」と呼ぶことにする。なお，Fraley
et al.（2011）によれば，アタッチメント・スタイルは，対象固有に形成される部分も大きく，異なる他者間（父・母・恋人・友人）で算出されたアタッチメントの回避傾向および不安傾向の相関係数は高くても中程度，多くは弱いことが示されている（.11 ≤ rs ≤ .44）。
対人関係の基礎となるアタッチメント・スタイルが，大学における支援要請行動の説明変㻙㻌㻟㻌㻙㻌 㻌- 45 -

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・ 岩木 ・ 金子 ： 大学生におけるアタッチメント ・ スタイルと大学内での居場所感および支援要請意思との関連
髙橋・岩木・金子：大学生におけるアタッチメント・スタイルと大学内での居場所感および支援要請意思との関連㻌

数の一つとして影響をもつことは十分に考え得る。というのも，支援を要請する場面には，
通常，対人コミュニケーションが介在するからである。すなわち，大学での支援要請は教職員等への質問や相談を通して行われるのが一般的である。ここで，直感的には，教職員に対するアタッチメント・スタイルが支援要請行動の直接因として想定し得る。なぜなら，アタッチメント・スタイルの対象固有性（Fraley et al., 2011）が示唆されているからである。
しかし，「教職員」というのは，特定の少数の人物を指す「家族」や「友人」とは指しているものが大きく異なる。すなわち，そこには様々な人物が含まれる。また，基本的にそれは公的な存在であり，研究指導等で密な師弟関係を形成した教員のような特殊なケースを除いては，支援場面で初めて出会う人物も含まれるし，異動等で人物も入れ替わる。
したがって，教職員に対するアタッチメント・スタイルを調べても，それはそのカテゴリに対する評価でしかなく，アタッチメントが本来意味しているものとは異なる。また，特定の教職員を思い浮かべさせて回答させても，やはりそれはその人物固有のものでしかない。
そこで本研究では，対人関係への影響源として最も強いことが想定される，人生の最初期に形成された養育者とのアタッチメント・スタイルを調査し，支援要請意思との関連を検討した。「回避」と「不安」が高いほど支援要請意思は弱まる，すなわち負相関を予測した。
社会的居場所感と支援要請意思 本研究では，支援要請意思に関わる変数として「居場所」にも着目した。居場所は，心理的健康に関わる重要な概念として既に多くの研究が行われている（e.g., 杉本・庄司, 2006;
則定, 2008; 石本, 2010a, 2010b; 西中, 2014; 尾田・吉川, 2020）。本邦の文教施策としても，学校での「居場所づくり」の取り組みが行われている（国立教育政策研究所, 2015a）。
「居場所」という概念を字義通りに読めば，物理的空間として解釈したとしても，社会的所属として解釈したとしても，誰にでも何らかの形で常に存在するものである。しかしもちろん，タームとしての「居場所」はそうした意味ではなく，通常，そこに特定の心理的機能が期待されている。本研究では，石本（2010a）に基づき，誰かと一緒にいるときの「社会的居場所感」に着目し，石本（2010b）の「居場所感尺度」を用いてこれを測定した。
石本（2010a）は，居場所を「一人でいるときの居場所（個人的居場所）」（e.g., 図書館，
自分の部屋）と「誰かと一緒にいるときの居場所（社会的居場所）」（e.g., サークル，家族）に分けたうえで，「ありのままでいられるという感覚（本来感）」と「役に立っていると思える感覚（自己有用感）」との相関を，各尺度を用いて調べた。その結果，「社会的居場所」の確保度を問う尺度得点でのみ，「本来感」および「自己有用感」の尺度得点との正相関が確認された。すなわち，少なくとも「本来感」と「自己有用感」という点で重要なのは「社会的居場所」であるということができる。もちろん「個人的居場所」が関係する特定の心理的機能もあるだろう。しかし「本来感」と「自己有用感」の両者は，教育やカウンセリングの領域において，「自尊感情」とともにその類縁あるいは下位概念として，特に重視される種のものである（e.g., 国立教育政策研究所, 2015b; 近藤, 2023）。少なくとも教育の文脈においては，「社会的居場所感」は「居場所」における優先度の高い側面と見なせよう。
また，石本（2010b）は，中学生と大学生を対象に，これら 2 つの機能に基づく「居場所感尺度」を作成し，具体的人物（家族，友人，恋人＜中学生はクラス＞）についてそれぞれ評定させた。それと同時に，人物ごとに「ここが居場所だと感じる」という直感的な居場所㻙㻌㻠㻌㻙㻌

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感を述べた項目を 5 件法で評定させた。その結果，いずれの人物においても，居場所感尺度と直接的な居場所感を述べた項目の得点間に中程度以上の正相関（.639 ≤ rs ≤ .699）が見られた。すなわち，少なくとも中学生と大学生のもつ特定の人物に対する「直感的な居場所感」
も，「本来感」と「自己有用感」をある程度反映したものであることが示されたといえる。
 これらを踏まえ，筆者ら（金子ら, 2023）は，大学生 108 名を対象に，一緒にいることで「本来感」や「自己有用感」を感じられるような友人がそれぞれ大学の中にいるかどうかとソーシャル・サポートの享受状況との関係を検討した。ソーシャル・サポートについては，「学生用ソーシャル・サポート尺度」（久田ら1989）を用いて，
「父」，
「母」，
「今通っている大学の先生」，「友人・知人」の四者に対してそれぞれ評定させた。その結果，「本来感」と「父」および「母」を除き，「本来感」，「自己有用感」ともに，そのような友人が「いる」
場合の方が「いない」場合より，高いソーシャル・サポート尺度得点が示された（0.50 ≤Cohen’s ds, ≤ 1.41）。
「友人・知人」からのソーシャル・サポートについては当然の結果であろうが，「今通っている大学の先生」で得点差が見られたことは（本来感で Cohen’s d = 0.77，
自己有用感で Cohen’s d = 0.50），学生の支援要請意思の議論において特筆すべきであろう。
 この結果から，友人関係における「本来感」や「自己有用感」の確保が，教員からのソー
シャル・サポートを享受しやすくするというプロセスを想定することができる。もちろん，実験操作を行ったうえでの比較ではないので，因果の方向には注意を要する。しかしながら，経験的な観察と齟齬がないことに多くの大学関係者も同意するのではないだろうか。すな
わち，一般的な若者の多くは，教員よりも友人との関係の構築から学生生活を展開していく。
 しかしながら，ソーシャル・サポート尺度で測定したものは，あくまでもサポートの享受状況であり（e.g., その人は“あなたが落ち込んでいると，元気づけてくれる”，“あなたを心から愛している”），各サポート源に対するいわば評価に近いものであった。サポート源として高く評価しているからといって，必要に応じた支援の要請意思をもつとは限らない。また，金子ら（2023）は，「居場所」に関して石本（2010a, 2010b）の理論に基づきつつも，
居場所感尺度ではなく簡易的な二択の質問を用いて調べており，妥当性上の疑問もある。
 そこで本研究では，同尺度で社会的居場所感を測定し，支援要請意思との関連を検討した。
「本来感」と「自己有用感」が高いほど支援要請意思は高まる，すなわち正相関を予測した。
アタッチメント・スタイルと社会的居場所感
金子ら（2023）の補足的な分析において，アタッチメント・スタイルの 2 次元と社会的居場所の 2 つの機能に異なる関係が見られた。すなわち，「本来感」を感じる社会的居場所が「ある」場合は「ない」場合と比べて，回避得点に差はなかったが，不安得点は有意に低かった（Cohen’s d = 0.75）。対照的に，「自己有用感」を感じる社会的居場所が「ある」場
合は「ない」場合と比べて，回避得点は有意に低かったが（Cohen’s d = 0.62），不安得点に差はなかった。これは一種の二重乖離に近い結果である。つまり，社会的居場所が有する「本来感」を担保する機能はアタッチメント・スタイルの「不安」と主に関連し，対照的に，居場所の「自己有用感」を担保する機能は「回避」と主に関連すると解釈できる。
これは興味深い結果であるが，前述の通り，金子ら（2023）は，「居場所」に関して，居場所感尺度ではなく簡易的な二択の質問を用いて調べていたため，尺度を用いたうえでの再現性の確認が必要である。そこで，その確認も本研究の補足的な目的とした。

㻙㻌㻡㻌㻙㻌 㻌- 47 -

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方法
調査協力者
埼玉県の四年制私立大学学部生 96 名，岡山県の四年制私立大学学部生 77 名，計 173 名から回答協力を得た。このうち，回答に不備等があった 11 名を除く 162 名（男性 72 名，
女性 88 名，性別未回答 2 名）のデータを分析対象とした。平均年齢は 19.9 歳（18-27 歳，
Mdn = 20.0, Mo = 19, SD = 1.29）であった。調査時期は，2023 年 7 月であった。

倫理的配慮
研究計画は聖学院大学研究倫理委員会の審査を受けて承認された（承認番号: 第 202306b 号）。調査紙の表紙には，研究目的，回収された調査紙の個人情報としての扱い，統計的に処理されたデータの公表の断り，事後のデータ保管期間と廃棄方法について示した上で，調査協力が任意のものであることを明記した。回答は無記名によるものであった。

アタッチメント・スタイルの測定
「アダルト・アタッチメント・スタイル尺度（Experiences in Close RelationshipsRelationship Structures，以下 ECR-RS）（Fraley et al., 2011）」の日本語版（古村ら, 2016）を用いた。この尺度は，対象人物に対する態度傾向を示した項目を“全く当てはまらない”
から“非常に当てはまる”までの 7 段階で評定させるものである。2 因子で構成され，「回避」傾向を示した 6 項目（e.g.,“私は，その人に心を開くことを心地よく感じない”）と「不安」傾向を示した 3 項目（e.g.,“私は，その人に見捨てられるのではないかと不安に思う”）の計 9 項目から成る。また，本調査では，回答に先立ち“あなたの第一養育者（乳幼児期に世話を主にしてくれた人）を一人だけ思い浮かべてください。その方はどなたですか？”と
尋ね，
「父」
，「母」，
「その他」から選択させた（「その他」の場合は対象を具体的に記述）。
尺度の各項目への回答においては，その人物を対象として想定するように求めた。

社会的居場所感の測定「居場所感尺度」（石本, 2010b）を用いた。この尺度は，対象人物と一緒にいるときを想起させ，そのときの気持ちを示した項目を“当てはまらない”から“当てはまる”までの 5段階で評定させるものである。2 因子で構成され，「自己有用感」に関する 7 項目（e.g.,“自分が役に立っていると感じる”）と「本来感」に関する 6 項目（e.g.,“いつでも自分らしくいられる”）の計 13 項目から成る。本調査では「友人と一緒にいるとき」を想起させた。

支援要請意思の測定
現代の学習支援の主要な領域として，学修支援，進路相談，キャリア支援，経済支援，心理支援，身体上の配慮支援，学生活動への参加を想定し，大学教員 3 名の協議を経て項目を作成した。特定の問題を抱えたときの教職員への支援行動を示した 14 項目（e.g.,“勉強内容について分からないことがあったとき，教員に質問する”）を“しないと思う”から“すると思う”までの 7 段階でそれぞれ評定させた。項目は Table 1, Table 2 に全て記載した。
項目の検討においては，他の要因をできるだけ排除し，教職員に支援（質問や相談）を求㻙㻌㻢㻌㻙㻌

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める意思自体を測定することを重視した。したがって，特定の部署（キャリアセンターなど）
や公的なシステム（奨学金の申請など）への言及は避けた（学生相談室を除く）。また，個人が実際に抱えている問題の有無や深刻さの影響を避けるため，必要が生じた際の行動意思を尋ねる形式とした。ただし，学生活動に関する項目については，他の項目の形式にしたがうなら“学生主体の活動に参加したいとき，教職員に質問や相談をする”とすべきところであるが，実際問題として想定しづらい支援要請であるので，活動への参加自体を示した。
なお，質問全体の教示文は“あなたの今の大学生活の行動についてお尋ねします。あなたは，その必要があるとき，以下の各項目の行動をどの程度すると思いますか”とした。
調査手続き
フェイスシート，ECR-RS，居場所感尺度，支援要請意思項目の順に質問内容を示した A4
判 4 頁からなる調査紙を作成した。これを大学の各授業の始めもしくは終わりに受講者に配布し，協力を依頼した。翌週の授業，もしくはその場で回収した。

結果と考察
ECR-RS については得点が高いほどネガティブな（回避傾向や不安傾向が高い）評価となるよう，逆転項目の処理を行った。居場所感尺度に逆転項目はなかった。各因子の尺度得点および信頼性係数（α）を算出したところ，高い信頼性が確認された（.83 ≤ αs ≤ .93，各因子の α 係数は Table 3 に記載）
。なお，ECR-RS の回答にあたって，調査協力者が想定した第一養育者は，「父」が 9 名，「母」が 148 名，「その他」が 5 名であった。
支援要請意思項目については因子分析（主因子法，promax 回転）を行った。このとき，“10. 病気や怪我などで配慮が欲しいとき，教職員に申し出る”と“12. 学生相談室で悩み等を相談する”については，得点分布の偏りが大きかったので（|Sk| > .80，Table 2），因子
分析から除外した。スクリ―プロットと解釈可能性に基づき 4 因子と定めて因子分析を行ったところ，“9. 学習環境を改善して欲しいとき，教職員に申し出る”と“11. 学業継続のための経済支援制度を利用したいとき，教職員に相談や質問をする”はいずれも因子負荷量が .40 に満たなかったので，これらを除外した。
残り 10 項目について再度因子分析を行い，その結果を採用した（Table 1）。各項目の負荷量と内容に基づき，第一因子を「内容上の学
習支援」，第二因子を「キャリア支援」，第三因子を「手続き上の学習支援」，第四因子を「学生活動への参画」と命名した。各因子の尺度得点および信頼性係数（α）を算出したところ，高い信頼性が確認された（.81 ≤ αs ≤ .89，各因子の α 係数は Table 1 に記載）。因子分析から除外した項目も含め，項目ごとの評定平均値も算出し，Table 1 および Table 2 に示した。
以上の処理を経たうえで，各因子の尺度得点間の相関係数（r）を算出し，相関行列を Table
3 に示した。相関係数については無相関検定を行った。


アタッチメント・スタイルと支援要請意思 ECR-RS と支援要請意思項目の各因子の尺度得点間に有意な相関は全く示されなかった（Table 3）。負相関が示されることを予測していたが，これに反する結果となった。
㻙㻌㻣㻌㻙㻌 㻌- 49 -

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髙橋・岩木・金子：大学生におけるアタッチメント・スタイルと大学内での居場所感および支援要請意思との関連㻌

7DEOH 支援要請意思尺度の因子負荷量（主因子法，promax 回転）と評定平均値（n = 162）
F1

項目

F2

F3

F4

M (S.D.)

F1：内容上の学修支援（α = .88）

4.12 (1.61)

2. 勉強の仕方について悩んだとき，教員に相談や質問をする

.87

.03

-.02

.04

3.70 (1.85)

3. 課題探求のやり方が分からないとき，教員に相談や質問をする

.87

.06

-.05

-.05

4.32 (1.78)

1. 授業内容について分からないことがあったとき，教員に質問する

.80

-.10

.07

.01

4.35 (1.75)

F2：キャリア支援（α = .88）

4.58 (1.56)

6. 進路について悩んだとき，教職員に相談や質問をする

-.08

1.00

-.03

.00

4.52 (1.74)

7. 将来の就職について考えるとき，教職員に相談や質問をする

-.01

.91

-.01

-.01

4.61 (1.71)

8. 資格や免許について知りたいとき，教職員に相談や質問をする

.17

.56

.11

.02

4.61 (1.76)

F3：手続き上の学修支援（α = .89）

4.25 (1.84)

4. 履修登録のやり方が分からないとき，教職員に相談や質問をする -.04

-.04

.99

.00

4.35 (2.00)

5. 履修計画の立て方で悩んだとき，教職員に相談や質問をする

.12

.71

-.01

4.14 (1.87).12

F4：学生活動への参画（α = .81）

3.39 (1.79)

14. 学生主体の活動（大学祭など）に参加する

.04

.04

-.09

.83

3.71 (1.96)

13. 学生主体の活動（大学祭など）の運営に携わる

-.04

-.04

.09

.82

3.06 (1.96)

.57

.65

.27

.62

.29

因子間相関
F1
F2
F3

.26


7DEOH 因子分析から除外した支援要請意思項目の評定平均値及び歪度（n = 162）
M (S.D.)Sk

9. 学習環境を改善して欲しいとき，教職員に申し出る

3.43 (1.76).21

10. 病気や怪我などで配慮が欲しいとき，教職員に申し出る

5.06 (1.79)-.80

11. 学業継続のための経済支援制度を利用したいとき，教職員に相談や質問をする

4.49 (1.93)-.37

12. 学生相談室で悩み等を相談する

2.63 (1.78)

.88

項目


7DEOH 各因子の下位尺度得点間の相関行列（n = 162）
アタッチメント・スタイル
回避

不安

自己有用感

本来感

（α = .83）（α = .90）（α = .93）（α = .91）

自己有用感-.25**-.24**

－

本来感

-.20*

-.26**.67**－

F1：内容上の学修支援

-.11

-.09

.16*

.20*

F2：キャリア支援

-.17*

-.12

.21**

.20*

F3：手続き上の学修支援

-.13

-.10

.09

.17*

F4：学生活動への参画

-.03

.01

.21**

.16*

尺度
居場所感

支援要請意思居場所感因子* p < .05, ** p < .01㻙㻌㻤㻌㻙㻌

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山陽論叢
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巻 巻㻌
（2023）
山陽論叢㻌第第㻔㻞㻜㻞㻟㻕㻌

社会的居場所感と支援要請意思
居場所感尺度と支援要請意思項目の各因子の尺度得点間には，8 つの組み合わせのうち 7
か所で有意な正相関が示されたが，いずれもその効果サイズは小さかった（.16 ≤ rs ≤ .21,
Table 3）
。金子ら（2023）で示された通り社会的居場所感が教員からのソーシャル・サポー
トと関係していたとしても，支援要請意思に直結するものではないのかもしれない。
アタッチメント・スタイルと社会的居場所感
ECR-RS，居場所感尺度の各因子間の尺度間の組み合わせは，「回避」と「本来感」を除き（r = -.20），その他の 3 か所でやや負相関が示された（-.26 ≤ rs ≤ -.24）。強い相関ではな
いが，これは本研究の予測とも齟齬のない結果であったといえる。すなわち，本研究では，
ECR-RS と居場所感尺度が，支援要請意思項目に対し，それぞれ負相関，正相関の関係にあると予測した。これらの相関は示されなかったものの，正負の方向性としては予測した通りであった。一方，ECR-RS と居場所感尺度にやや負相関が示された。これらを総合して考えるなら，社会的居場所感が他の変数間の媒介変数として機能しているという解釈もできる。
二重乖離については曖昧な結果となった。すなわち，「回避」と「本来感」に相関が示されなかったことは（r = -.20），金子ら（2023）の結果を支持する。しかし，「不安」と「自己有用感」にやや負相関が見られたことは（r = -.24），金子ら（2023）の結果を支持しない。

総合考察
本研究は，アタッチメント・スタイル，社会的居場所感，支援要請意思の関連を検討する
ことで，学生支援における効果的なアプローチの検討への寄与を目指した。アタッチメン
ト・スタイルと支援要請意思の負相関，社会的居場所感と支援要請意思の正相関という当初の予測に反して，これらの変数間で明確な相関関係が確認されなかった。一方，アタッチメ
ント・スタイルと社会的居場所感に負相関がやや示された。これは，社会的居場所感が，ア
タッチメント・スタイルと支援要請意思の関係に間接的に影響している可能性を示唆する。
また，本研究で観察されなかった社会的居場所感と支援要請意思の直接的な関連については，支援要請の対象を教職員に限定したことが影響している可能性がある。永井（2010）
では，友人からのサポートが専門家への支援要請を僅かながら減少させる傾向があることが示されている。これは，学生が肯定的な友人関係をもつことにより、教職員よりも友人からの支援を好む可能性を示唆している。本研究で用いた支援要請意思の項目も主に教職員からの支援を想定していた。もしかすると，社会的居場所感についても，同様のメカニズムがあったのかもしれない。つまり，居場所だと思えるような友人関係がある場合，学生は敢えて教職員に支援を求める必要はないと考えるのかもしれない。
しかしながら，本研究における支援要請意思項目の内容は，軽い悩み相談ではなく，授業内容の質問に代表されるように教職員にこそ求めるべき支援内容であった。また，いずれも必要に迫られた場面を仮定しており，居場所があるからといって解決されることでもない。
この複雑な関係性を解明するためには，学生が教職員に支援を要請しない場合，どのような代替行動をとるかについての更なる研究が求められる。今後の研究では，様々な背景をもつ学生や，教職員以外の支援源を含めた調査を通じ，この問題について検討する必要がある。

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髙橋
・ 岩木 ・ 金子 ： 大学生におけるアタッチメント ・ スタイルと大学内での居場所感および支援要請意思との関連
髙橋・岩木・金子：大学生におけるアタッチメント・スタイルと大学内での居場所感および支援要請意思との関連㻌

利益相反
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