学校改善研究紀要 2020 特集論文

学校改善研究紀要

2020: 21-36

特集論文

保護者ネットワークと学校参加モチベーション
露口 健司
愛媛大学 tsuyuguchi.kenji.mg@ehime-u.ac.jp

要約： 本研究の目的は，保護者ネットワークが保護者の学校参加モチベーションに対キーワード

して及ぼす影響を解明することにある。具体的な研究課題は次の 2 点である。①属性

保護者

要因，主観的幸福感，学校期待，学校対話，校区レベル要因をコントロールしてもな

ネットワーク

お，保護者ネットワークは学校参加モチベーションに正の影響を及ぼすのであろうか

学校参加

（RQ1）
。②保護者ネットワークは，低 SES 家庭の保護者の学校参加モチベーション向

PTA 活動上に貢献するのであろうか（RQ2）。

主観的幸福感調査対象は 28 の協力校（小学校 15 校・中学校 13 校）の全世帯の保護者 6,682 名であり，5,587 名から回答が得られた（回収率 83.6%）。
マルチレベル分析の結果，保護者ネットワークが「子ども達のため」の学校参加モチベーションを高める効果を有していることが明らかにされた。また，経済的ゆとりに欠ける家庭において，保護者ネットワークは学校参加モチベーションの向上に，より強く作用することが明らかにされた。本研究を通して，保護者ネットワークが学校参加を促進し，学校参加が様々な教育・成長・改善効果を生成することが確認できた。

１ ． 序論
本研究の目的は，保護者ネットワーク（parental networks）が保護者の学校参加モチベーション（parent
involvement motivation）に対して及ぼす影響を解明することにある。
保護者の学校参加は，子どもの教育効果を高める上で極めて重要な要因であることが，25 年程前から，複数の研究において検証されてきた。たとえば，保護者の学校参加は，学力向上（Desimon 1999 ; McNeal 1999; Park
& Holloway 2017; Xu，Kushner Benson，Mudrey-Camino，& Steiner 2010; 山下・中村 2016; Yan & Lin 2005），
学校適応（松岡 2015），退学抑制（Carbonaro 1998），大学進学（Furstenberg & Hughes 1995; Sandefur，Meier，& Campbell 2006）等の多面的に教育効果を持つとする結果が報告されている。保護者の学校参加によって子どもは学校の大切さを意識し，学校に「秩序と安全の文化」や「生徒を中心とする文化」が形成される（Bryk，Sebring，
Allensworth，Luppescu，& Easton 2009）。保護者の学校参加による教育効果は複数のメタ分析においても確認されている（Fan & Chen 2001; Hill & Tyson 2009）。さらに近年では，保護者の学校参加の効果は，子どもにとどまらず，学校・教師に対しても及ぶことが明らかにされている。保護者ボランティア等の学校参加は，教師にとって働きやすい環境を整え，授業に集中しやすい環境を整備するため（Brent 2000），教師の指導の質を高める可能性を有している（Walsh 2008）。また，学校に参加する保護者は，学校の努力をより深く理解し，子どもの教育，
学校の教育方針，管理職，教員，友人に関する豊かな情報を得るため，子どもの教育効果のみならず，保護者自身の成長にも寄与することが指摘されている（Carbonaro1998; Turney & Kao 2009）。保護者の学校参加は，多面的な効果を有することが複数の調査研究において検証されており，負の再生産を防ぐ重要な要因として位置づ

21

露口：保護者ネットワークと学校参加モチベーション

けられている（McNeal 2012）。
このように多面的な効果を有する保護者の学校参加であるが，「学校参加」とは一体何を意味するのであろうか。
Brito and Waller（1994）は，学校参加とは，なんらかの所用で学校を訪問することから，高頻度での教師への相談，学校ガバナンスへの関与までを含む幅広い概念であるとしている。Park and Holloway（2017）は，保護者の学校参加を，「私財としての学校参加（private-good parental involvement）」と「公共財としての学校参加（public-good parental involvement）」に区分している。前者は，参観日や個人懇談等，「自分の子どものための学校参加」を意味する。これに対して，後者は，PTA 活動，ボランティア活動，学校行事支援等，「子どもたちのための学校参加」を意味する。Epstein（1995）は，学校参加のタイプとして，個人懇談や PTA 活動の他に，家庭での教育参加（parenting）や学校ガバナンスに関わっての意思決定（decision-making）を含めている。ただし，本研究では，学校参加を，保護者が学校に訪問することで，子どもの教育に関わる私財と公共財を拡充することとして捉える。したがって，家庭内での教育参加は対象から除外する。また，意思決定について，日本の学校では，一般的に，保護者が学校の意思決定に関与することはなく，これも同じく対象外とする。
保護者の学校参加の効果についてのエビデンスが蓄積されることによって，「学校参加の望ましさ」についての価値観が定着してきた。保護者が学校に足を運ぶことによって生じる顕在的・潜在的な様々な効果が，学校を取り巻く個人・集団に発生している実態が学校関係者間において共有化されつつある。しかしながら，「学校参加の望ましさ」の価値観が定着することで，参加できない保護者は不利益を被っているとの視点が一方で生まれる。誰が参加できていないのか，その理由は何か。どのようにすれば，参加できるようになるのか。学校参加の効果に関する研究が一定の成果を修めつつある今日，学校参加の決定要因についての探究が，次に取り組むべき実践
的・学術的研究課題であると考えられる。
２ ．保護者の学校参加の決定要因（1）学校参加の測定
多様な効果を持つ保護者の学校参加であるが，これをどのように測定すればよいのだろうか。学校参加の測定においては，PTA 活動，学校行事，ボランティア，ミーティング，懇談会等へのおよその出席動向を問う研究が多い（Park & Holloway 2017）。行動測定であれば，学校の行事や会議への出席回数（「何回出席したか?」）を対象とすることが適当であるが，行事や会議の年間の設定回数が学校によって異なるため，出席回数が学校参加状
況を正確に測定しているとは言い切れない。そこで，学校の行事や会議への出席傾向を保護者に対して問う方法が考えられる（たとえば，「PTA 活動に出席している」に対するリッカートスケールでの測定）。ただし，この方法では，測定において回答者にとって望ましい出席態度や理想の出席率等の影響が発生する。すべての PTA 活動に参加すべきと考えている保護者は，年間 3 回程度の出席を高く評価しない。しかし，年間 1 回でも顔を出せば良いと考えている保護者には，年間 3 回の出席は高評価に値する。そこで，近年，注目されているのが，保護者による学校参加の意欲的側面に焦点をあてた学校参加モチベーション（Curry，Jean-Marie & Adams 2016）である。今日，保護者による不本意な学校参加が問題視されている（末冨 2005）。PTA 活動をはじめとする様々な行
事や会議において，保護者は学校に参加しているが，内面は負担感に満ちあふれている姿がそこでは描き出されている。保護者の学校参加に向かう意欲こそが重要であり，スクールリーダーとしては，学校参加モチベーションの向上が重要な役割であると考えられる。こうした背景を反映してか（また，行動測定が困難なこともあり），日本
では，保護者の学校参加の計量分析では，行動よりもモチベーションに焦点をあてた研究が多い（岩永・芝山・橋本・岩城 2004; 露口 2012）。
（2）属性要因と SES
保護者の学校参加の効果に関する研究は複数報告されているが，その決定要因の研究はそれほど多くはない。
ただし，誰が学校に参加し，誰が参加していないのか。なぜ学校に参加できないのか。こうした課題意識のもと，研究は進められている。たとえば，社会的経済的背景が厳しい家庭（低 SES; low socio-economics status）では，

22

学校改善研究紀要 2020 特集論文

家計（経済的ゆとり）と時間の制約により，学校参加が制約されることが明らかにされている（Cooper 2010）。経済的ゆとりと時間的ゆとりの制約は，日本においても，保護者の学校参加の制約要因であることが判明している（末冨 2005; 露口 2012）。一方，豊かな社会的経済的背景の家庭（高 SES）では，学校参加率が高いこと（Ho SuiChu & Willms 1996; Horvat et al. 2003; Lareau 2012），高 SES 家庭が多い学校では，保護者の PTA 参加率とボランティア参加率が高い（Ho Sui-Chu & Willms

1996）こと，大学卒業以上の学歴を有する者は，PTA 活動に従事する確率が高い（Shumow & Miller 2001）ことも明らかとなっている。さらに，Park and Holloway（2017）
では，白人家庭，伝統的家庭（両親がいる），年齢が高い保護者において，学校参加率が高いとする結果が得られている。日本では，松岡（2015）が，学歴（大学・大学院）と世帯収入が，保護者の学校参加に正の影響を及ぼし，母親の就業形態が「常勤」の場合に負の影響を及ぼすことを明らかにしている。世帯収入，学歴，就業形態，人種，家庭構成等の SES や個人・家庭属性によって，保護者の学校参加は少なからず影響を受けていることが分かる。
（3）保護者ネットワーク
こうした SES・属性要因の影響を緩衝する要因として注目されているのが保護者ネットワークである。保護者ネットワークについては，Coleman（1988）における世代間閉鎖性（親と子の二世代間にわたる閉鎖的ネットワーク）の提起以降，ソーシャル・キャピタル研究やネットワーク研究において注目されてきた。保護者ネットワークは，子どもに対する効果の研究が主流であり，学力向上（Desimon 1999; Park & Holloway 2017），問題行動の抑制（Parcel & Dufur 2001），大学進学（Furstenberg & Hughes 1995）等の効果が検証されている。保護者ネットワークは，教育効果だけでなく，保護者の学校参加に対しても影響を及ぼすと考えられる。保護者相互のつながり，
すなわち，学校に行けば誰か知り合いが居るという状況が，保護者による学校への訪問を容易かつ意欲的にするのではないだろうか。Li and Fischer（2017）は，因果推定を可能とするため，1 年生時点での保護者ネットワー
クが 3 年生時点での学校参加に影響を及ぼすかどうかを検証し，効果を確認している。さらにこの研究では，保護者ネットワークが地域レベルの SES 問題（地域貧困率，一人親家庭比率，失業率，人種比率等）を緩衝する可能性を，分析結果から引き出している。すなわち，低 SES 地域の保護者は，保護者ネットワークが弱いと学校参加を抑制するが，保護者ネットワークが強い場合は，学校参加を積極的に行う。一方，高 SES 地域の保護者は，保護者ネットワークが弱い場合でも強い場合でも，学校参加にそれほど大きな差はないことを明らかにしている。
日本においても，保護者の学校への協力度が，地域の困難さ（一人親家庭率，生活保護・就学援助受給率，子どもの学力水準等）ではなく，保護者ネットワーク（世代間閉鎖性・相談ネットワーク・地域住民とのネットワーク）によって説明されることが明らかにされている（Tsuyuguchi & Kuramoto 2014）。
（4）保護者の主観的幸福感・学校期待・学校対話
保護者の学校参加の決定要因は，SES や保護者ネットワークだけではない。本研究では，次の 3 点について
も，保護者の学校参加の決定要因として影響力を検討する。
第 1 は，保護者の主観的幸福感である。保護者の主観的幸福感は，学校参加や社会活動参加の被説明変数として設定される傾向がある。たとえば，露口（2018）では，学校支援ボランティアへの参加が，保護者の主観的幸福感を高めるとする効果を傾向スコアマッチング法によって検証している。また，福島・沼山（2015）では，保護者（子どものいる母親）は，社会参加（地域ボランティア等への参加）が主観的幸福感に影響を及ぼすことを明らかにしている。あわせて，世帯所得が高い場合に限って，保護者の地域ボランティア参加と主観的幸福感との間に正の関係が生じるとする結果を得ている。保護者の地域ボランティア参加と主観的幸福感との関係が SES によって調整される実態を明らかにしている。一方，Kroll（2011）は，これらと逆の結果を示している（欧州社会調
査の英国データを使用）。すなわち，母親の地域ボランティアへの参加程度は，主観的幸福感を低下させるとの結果を得ている。また，父親の場合は，地域ボランティアへの参加が，主観的幸福感を高めるという性差による効果の相違を明らかにしている。
さらに，近年では，主観的幸福感を被説明変数ではなく，説明変数として設定する研究も複数出現している。幸23

露口：保護者ネットワークと学校参加モチベーション

福感の高い者が意欲的に取り組むという構図である。子どもを対象とした調査研究では，子どもの主観的幸福感が向社会性行動（他者支援・貢献）と学習における忍耐性の促進に効果を及ぼすことを明らかにし，主観的幸福感
が学校での学習の成功を強く規定することを指摘している（Renshaw，Long，& Cook 2014）。教師を対象とした調査研究においても，主観的幸福感による職務成果への効果が検証されている。主観的幸福感は教師の職務成果の約 16%を説明しており，強力な決定要因であることが判明している（Jajali & Heidari 2016）。これまでは，保護者の主観的幸福感を被説明変数として設定する研究が進められてきた。しかし，本研究では，これを説明変数として捉え，保護者の意欲的側面への効果を検証する。
第 2 は，学校期待である。保護者の公共財としての学校参加は，互酬性の原則（Coleman 1988）を基盤としている可能性がある。すなわち，学校・教師の努力や成果を保護者が認知している場合，また，その帰結として子どもが学校にうまく適応できていると認知する場合，保護者は学校・教師に対して恩義を感じるであろう。保護者による学校参加は，「恩義の実感」に対する「返報性意識」に起因すると考えられる。さらに，このような条件の学校・学級では，学校参加によって「快の経験」を蓄積する可能性が高い。子ども達が活躍する場面に直面し，学校・教師の努力を実感する。保護者自身の協力行動への感謝の辞もあり，充実感を味わう。一方，学校・学級における規範低下が収束しない場合，子どもの学力向上に手を打たない場合，子どもが学校に適応していない場
合等には，学校・教師に対して恩義を感じる機会は乏しい。返報性は機能せず，学校参加の可能性は低下する。
学校行事等に参加したとしても，こうした学校・学級では不快を経験する確率が高いため，参加が継続しない。このように互酬性の原則の視点に立つと，保護者の学校参加は，学校・教師への期待感の程度によって，影響を受けるものと推察される。
第 3 は，学校対話（school outreach）である。これは，「私財としての学校参加」とほぼ同義である。Park andHolloway（2017）は，「私財としての学校参加」を，「公共財としての学校参加」と共に被説明変数とする分析モデルを設定した。本研究では，「自分の子どものための学校参加」を，「子どもたちのための学校参加」の説明変数として位置づける。個人懇談等の機会による教師との相談や課題共有を通して，保護者は質の高い相談ネットワークを学校内に有することとなる。この相談ネットワークには，自分の子どもに関する情報の他，学級に関する情報，そして，学校行事をはじめとする学校における諸活動の情報が流れている。教師理解・学級理解・学校理解が深まる中で，保護者の学校参加パターンは，「自分の子どものため」から「子ども達のため」へと拡充していく
可能性がある。
「私財としての学校参加」から「公共財としての学校参加」への拡充仮説が妥当であるとすれば，
学校・教師との対話に欠ける保護者は，学校行事やボランティア等への参加状況も低調となることが予測される。
（5）地域レベル要因
保護者の学校参加は，個人レベル要因だけでなく，地域レベル要因によっても影響を受けるであろう。学校間において学校参加の分散を生じさせる要因として，たとえば，学校規模がある。小規模校では，学校の資源が乏しく，保護者の学校参加が学校運営上必要となるため，学校参加が活発となりやすいと考えられる。また，地域の社会的・経済的階層水準も，保護者の学校参加を規定するであろう。社会的・経済的階層水準の高い校区とは，多くの保護者に経済的ゆとりがあり，相対的に高学歴の保護者が多い校区である。そして，校区レベルの保護者
ネットワークである。地域レベルでみて，保護者相互や保護者と地域住民とのネットワークが強固な校区では，保護者の学校参加が促進されるのではないだろうか。
なお，全分散に占める地域レベル分散の比率（地域レベル分散／（個人レベル分散＋ 地域レベル分散））として，米国の調査研究では 20%程度の数値が示されている（Li & Fischor 2017; Ho Sui-Chu & Willms 1996）。20%
はかなり大きな数値であり，米国では，保護者の学校参加の相当量が地域要因によって説明されるのである。
３ ．研究課題
本研究の対象範囲について確認しておきたい。本研究では，保護者の学校参加を，学校参加モチベーションの概念を用いて説明する。また，自分の子どものための「私財としての学校参加」ではなく，学校の子どもたちのた

24

学校改善研究紀要 2020 特集論文

めの「公共財としての学校参加」に焦点化する。さらに，学校参加を，学校にどの程度足を運んだのかを問う「行動」ではなく，どの程度意欲的に関わろうとしているのかを問う「モチベーション」の視点から捉える。
学校参加モチベーションの決定要因について，保護者ネットワークに焦点を当てた上で，属性要因・主観的幸福感・学校期待・学校対話といった多様な統制変数を設定し，個人レベルだけでなく地域レベル要因も視野に入れたマルチレベルモデルを採用し，分析・考察を行う。保護者ネットワークによる学校参加モチベーションへの直接効果が，多様な変数をコントロールしてもなお認められるとすれば，学校経営において保護者ネットワーク構築に資本を投入することの意義が示されることとなる。また，保護者ネットワークによる学校参加モチベーションへの効
果が，Li and Fischer（2017）が指摘するように，特に低 SES 家庭において顕著であるかどうかを日本の文脈において確認したい。冒頭で述べたように，親の学校参加は様々な教育効果を生成する。にもかかわらず，現実的に，
低 SES 家庭では，学校参加を阻害する時間的・経済的ゆとりの要件が揃いやすいという不利な状況にある。こうした状況を克服するために，保護者ネットワークの代替効果が期待されるのである。
以上を整理すると，本研究の具体的な研究課題（Research Question）は，以下の 2 点となる。
RQ1：属性要因，主観的幸福感，学校期待，学校対話，校区レベル要因をコントロールしてもなお，保護者ネットワークは学校参加モチベーションに正の影響を及ぼすのではないだろうか。
RQ2：保護者ネットワークは，低 SES 家庭の保護者の学校参加モチベーション向上に貢献するのではないだろ
うか。
４ ．方法
（1）調査対象
調査対象は A 県（19 校）
・B 県（8 校）
・C 県（1 校）の協力校 28 校（小学校 15 校・中学校 13 校）である。
調査は 2017（平成 29）年 12 月から 2018（平成 30）年 2 月にかけて実施された。28 校の全世帯の保護者 6,682
名に学校を通して調査票の配布・回収を行い，5,587 名から回答が得られた。回収率は 83.6%である。各学校の世帯数平均は 322 であり，標準偏差 120，範囲 66～660 である。回答者の続柄は父親（6.9%），母親（90.8%），
その他の保護者（2.2%）である。調査は，学校評価の一環として，各学校が定める個人情報保護手続きに従い実施された。
（2）測定項目
1）個人レベル変数
保護者の学校参加モチベーション：露口（2012）において使用されている保護者の協力性・参加性の測定項目
9 項目のうち，公共財としての学校参加モチベーション（子ども達のための学校参加）に関連する 6 項目（資料 1）を使用した。尺度は「全くない（1）」～「ひじょうにあてはまる（4）」までの 4 件法である。主成分分析（プロマックス回転，以下同様）を実施した結果，複数の成分が抽出されることはなく，1 つの成分のみが抽出された。成分抽出後の負荷量平方和は分散の 58.2%を説明しており，クロンバックの α 係数は.853 であった。一定の内的妥
当性と信頼性が確認されている。
所属学年：子どもの学年（各学校に所属する年長者の学年）について保護者に質問した。一般的に，小・中学校ともに，低学年から高学年にかけて PTA 活動等の役割を担う確率が高まるため，小学校第 1・2 学年と中学校
第 1 学年を低学年，小学校第 3・4 学年と中学校第 2 学年を中学年，小学校第 5・6 学年と中学校第 3 学年を高学年とする 3 段階のカテゴリー変数を作成した。
小学校ダミー：小学校=1（N=3,110），中学校=0（2,477）とするダミー変数を作成した。
保護者年齢：回答者である保護者の年齢について回答を求めた。分析にあたり，35 歳未満（N=746），35 歳以上 45 歳未満（N=3,190），45 歳以上（N=1,424）の 3 つのカテゴリー変数を作成した。
居住年数：保護者に対して居住年数についての回答を求めた。分析にあたり，5 年未満（N=770），5 年以上 20

25露口：保護者ネットワークと学校参加モチベーション

年未満（N=3,303），20 年以上（N=1,281）の 3 つのカテゴリー変数を作成した。
帰宅時刻：保護者に対して帰宅時刻についての回答を求めた。分析にあたり，在宅（N=858），16 時まで（N=1,007），18 時まで（N=1,993），20 時まで（N=1,247），その他（N=253）の 5 つのカテゴリー変数を作成した。
学歴：保護者に対して世帯内での最高学歴者の学歴について回答を求めた。分析にあたり，大卒以上（N=1,589），
短大・専門学校（N=2,162），高等学校以下（N=1,588）の 3 つのカテゴリー変数を作成した。
経済的ゆとり：保護者に対して主観的な経済的ゆとりの状況について回答を求めた。尺度は，ゆとりがある（N=237），ややゆとりがある（N=1,078），どちらとも言えない（N=2,520），やや苦しい（N=1,141），ひじょうに苦しい（N=372）の 5 件法である。
主観的幸福感：「全体として，あなたは普段どの程度幸福だと感じていますか」の質問に対して 0 点～10 点での回答を保護者に対して求めた。
保護者による学校期待度：保護者による学校期待（子どもの学校適応や地域レピュテーション認知を含む）に関する 10 項目を作成し，保護者に対して回答を求めた。尺度は「全くあてはまらない（1）」～「ひじょうにあてはまる（4）」までの 4 件法である。主成分分析を実施した結果，複数の成分が抽出されることはなく，1 つの成分のみが抽出された。成分抽出後の負荷量平方和は分散の 55.4%を説明しており，クロンバックのα係数は.908 であった（資料 2）。
保護者による学校対話度：学校と保護者とのコミュニケーションに関する 6 項目を作成し，保護者に対して回答を求めた。尺度は「全くあてはまらない（1）」～「ひじょうにあてはまる（4）」までの 4 件法である。主成分分析を実施した結果，複数の成分が抽出されることはなく，1 つの成分のみが抽出された。成分抽出後の負荷量平方和は分散の 63.4%を説明しており，クロンバックのα係数は.882 であった（資料 3）。
保護者ネットワーク（個人）：保護者を取り巻くソーシャル・キャピタルに関する 4 項目を作成し，保護者に対して回答を求めた。尺度は「全くあてはまらない（1）」～「ひじょうにあてはまる（4）」までの 4 件法である。主成
分分析を実施した結果，複数の成分が抽出されることはなく，1 つの成分のみが抽出された。成分抽出後の負荷量平方和は分散の 50.4%を説明しており，クロンバックのα係数は.670 であった（資料 4）。分析にあたり，保護者ネットワーク（校区）の得点を減じるセンタリングの処理を実施した。
2）校区レベル変数
世帯数：各学校の 2017（平成 29）年 5 月時点での世帯数を調査協力校側に質問した。分析においては，Z ス
コア換算値を使用した。
大卒比率：各学校における回答者の大卒以上家庭の比率を，個人レベルデータに基づき算出した。
経済的困窮比率：経済的ゆとりの質問について「やや苦しい」「非常に苦しい」と回答した保護者の各学校レベ
ルでの構成比率を算出した。
保護者ネットワーク（校区）：個人レベルのソーシャル・キャピタル得点を校区レベルで集約化した。
５ ．分析（1）記述統計量と相関マトリクス
本研究では，個人レベル変数として，5 つの連続変数（学校参加モチベーション，主観的幸福感，学校期待度，
学校対話度，保護者ネットワーク（個人）），6 つのカテゴリー変数（所属学年，保護者年齢，居住年数，帰宅時
刻，学歴，経済的ゆとり），2 つのダミー変数（母親ダミー，小学校ダミー）を使用する。また，校区レベル変数
として，4 つの連続変数（世帯数，大卒比率，経済的困窮率，保護者ネットワーク（校区））を使用する。これら
17 変数の平均値（M），標準偏差（SD），範囲（Range），構成比率（CR），回答者数（N）は，表 1 の変数リス
トに示す通りである。
また，連続変数とダミー変数については，個人レベル・校区レベル毎に相関マトリクスを作成し，変数間の関係を確認した（表 2・表 3）。個人レベル変数の相関マトリクスには，保護者の学校参加モチベーションが，小学校

26

学校改善研究紀要 2020 特集論文

で高く，経済的ゆとり，主観的幸福感，学校期待度，学校対話度，保護者ネットワークの程度と関連している実態が示されている。校区レベル変数の相関マトリクスでは，世帯数が多い大規模校において，大卒比率が高く，保護者ネットワークは脆弱である実態が示されている。
表1

変数リスト
M

SD

Range

CR（%）

N

学校参加モチベーション

.00

1.00

-2.07～2.67

－

5,424

母親ダミー

.91

.29

.00～1.00

－

5,372

低学年

30.0

1,674

中学年

33.4

1,863

36.6

2,042

－

5,587

変

数

個人レベル変数

所属学年

高学年
.56

小学校ダミー.50.00～1.00

保護者年齢 35 歳未満

居住年数

帰宅時刻

学歴

13.9

746

35 歳以上-45 歳未満

59.5

3,190

45 歳以上

26.6

1,424

5 年未満

14.4

770

5 年以上-20 年未満

61.7

3,303

20 年以上

23.9

1,281

在宅

16.0

858

16 時頃まで

18.8

1,007

18 時頃まで

37.2

1,993

20 時頃まで

23.3

1,247

その他

4.7

253

高校

29.7

1,588

短大・専門学校

40.5

2,162

大学・大学院

29.8

1,589

経済的ゆとり2.94.93

1.00～5.00

－

5,348

主観的幸福感6.90

1.95.00～10.00

－

5,317

学校期待度

.00

1.00

-3.85～1.94

－

5,346

学校対話度

.00

1.00

-2.73～1.92

－

5,493

保護者ネットワーク（個人）

.00

1.00

-2.43～2.66

－

5,467

世帯数

.00

1.00

-.91～2.80

－

28

大卒比率

.27

.10

.10～.50－28

経済的困窮率.24.05.16～.33－

28

保護者ネットワーク（校区）

.10

.33

-.27～1.25－

28

校区レベル変数

CR=Component Ratio

27

露口：保護者ネットワークと学校参加モチベーション

表2

個人レベル変数の相関マトリクス
変

数

1

2

3

4

5

6

7

1．保護者の学校参加モチベーション
2．母親ダミー-.01--

3．小学校ダミー

.03*-

-.03*

4．経済的ゆとり

.14**

-.03*

.06**

5．主観的幸福感

.22**

.07**

.06**

.35**

6．学校期待度

.42**

.01--

.04**

.14**

.30**

7．学校対話度

.45**

.02--

.05**

.10**

.22**

.67**

8．保護者ネットワーク（個人）

.51**

.06**

.03*-

.17**

.28**

41**

1

2

3

.37**

Note. * p < .05. ** p < .01. N=5,587.

表3

校区レベル変数の相関マトリクス
変

数

1．世帯数
2．大卒比率.47*-

3．経済的困窮比率

.31--

.35

4．保護者ネットワーク（校区）-.42**.32-.11

Note. * p < .05. ** p < .01. N=28.

（2）マルチレベルモデリング
本研究課題を解明するためには，個人レベル変数と集団レベル変数の効果を同時に分析する必要がある。したがって，マルチレベルモデルの方法を採用する。具体的な分析戦略は以下の通りである。
第 1 に，説明変数を投入しない Model 0 を設定した後，9 つの個人属性（所属学年，保護者年齢，居住年数，
帰宅時刻，学歴，母親ダミー，小学校ダミー，経済的ゆとり，主観的幸福感）を投入する Model 1 を設定した。
第 2 に，学校との関係性を含む変数である学校期待度と学校対話度の 2 変数を Model 1 に追加する Model 2 を設定した。第 3 に，RQ1 に応答するため，本研究のポイントである保護者ネットワーク（個人）を追加する Model 3を設定した。第 4 に，4 つの校区レベル変数（世帯数，大卒比率，経済的困窮比率，保護者ネットワーク（校区））を追加する Model 4 を設定した。第 5 に，RQ2 に応答するため，保護者ネットワーク（個人）と SES 変数（学歴と経済的ゆとり）の交互作用項を追加する Model 5 を設定した。このように逐次モデルを追加する方法を採ること
で，追加変数固有の説明量が明らかになるとともに，保護者の学校参加モチベーションに対して直接効果を有する
変数と間接効果を有する変数を区分することが可能となる。
最初に，RQ1 に関連する分析結果を確認する。適合度指標の値が最も小さく，モデル適合度が高い Model 4 を見ると，多様な個人レベルと校区レベル変数の影響を加味してもなお，保護者ネットワーク（個人）は学校参加モ
チベーションに対して正の影響を及ぼしていることが分かる（B=.37, p<.01）。ただし，保護者ネットワーク（校区）の影響は認められてはいない（B=, p=n.s.）。保護者を取り巻くつながり（保護者相互や保護者と地域住民等）があれば，保護者は「子ども達のための」学校参加に向かうモチベーションが高まるものと解釈できる。保護者ネッ
トワーク以外では，保護者年齢，学歴，母親ダミー，小学校ダミー，学校期待度，学校対話度，世帯数が，保護者の学校参加モチベーションに直接影響を及ぼしていた。
ここで留意しておきたいのは，経済的ゆとりが学校参加モチベーションに対して直接影響を及ぼしていない点である。Model 1 及び Model 2 では，経済的ゆとりは学校参加モチベーションに対して直接影響を及ぼしていた。しかし，保護者ネットワークを投入した Model 3 では，経済的ゆとりの直接効果が消散している。

28

学校改善研究紀要 2020 特集論文

29

露口：保護者ネットワークと学校参加モチベーション

30そこで，Model 5 では，保護者ネットワークと学校参加モチベーションの関係が SES 変数（学歴と経済的ゆとり）
によって調整されるかどうか検討した。分析の結果，学歴は保護者ネットワークと学校参加モチベーションの関係を調整する機能は有していないことが判明した。しかし，経済的ゆとりは，保護者ネットワークと学校参加モチベー
ションの関係において調整効果を有していた（B=.03, p<.05）。つまり，図 1 に示すように，経済的ゆとりが低い家
庭（やや苦しいとひじょうに苦しい）は，保護者ネットワークが拡充されることで，経済的ゆとりのある家庭（ゆとりがあるとややゆとりがある）以上に，学校参加モチベーションが高まることが判明した。
以上の分析結果から，RQ2 に内包される仮説は支持されたと言える。保護者ネットワークは，経済的ゆとりが低い家庭の学校参加モチベーションの向上に貢献している。ただし，学歴については，こうした調整効果は認められなかった。保護者ネットワークの状況にかかわらず，学歴は学校参加モチベーションに対して直接効果を及ぼしていた。
最後に，保護者ネットワークの変量効果について確認しておきたい。全分散に占める校区間分散の比率を示す
ICC（Intraclass Correlation Coefficients 級内相関係数）を見ると，最適モデルの Model 4 では，1%を下回っている。米国調査では，この数値が 20%程度であり，保護者の学校参加モチベーションは，保護者が住んでいる校
区の影響を強く受けていた。しかし，日本の場合は，保護者の学校参加は，居住校区ではなく，個人レベルの要因によって影響を受けていることが明らかとなった。
Model 1 に投入した個人属性は，学校参加モチベーションの個人レベル分散の 8.75%を説明している。Model 2に投入した学校期待度と学校対話度は，19.18%を説明している。そして，保護者ネットワークは単独で 13.10%を説明している。保護者と学校が対話する，保護者に期待感を持ってもらう，保護者を取り巻くつながりを醸成することで，保護者の学校参加モチベーションの 1/3 が説明できる。これは，個人属性の説明量を大きく上回るものである。
「子ども達のため」を志向する保護者の学校参加モチベーションは，保護者個人の家庭の事情・特性で 10%弱，学校・教員との関係性で約 20%，そして，保護者を取り巻くネットワーク（保護者相互や保護者と地域住民等）
で約 13%が説明されている。
６ ．考察
本研究の目的は，保護者ネットワークが保護者の学校参加モチベーションに対して及ぼす影響を解明することであった。この目的を達成するために，以下の 2 つの研究課題の解明を試みた。すなわち，属性要因，主観的幸福感，学校期待，学校対話，校区レベル要因をコントロールしてもなお，保護者ネットワークは学校参加モチベーシ
ョンに正の影響を及ぼすであろう【RQ1】。そして，保護者ネットワークは，低 SES 家庭の保護者の学校参加モチベーション向上に貢献するであろう【RQ2】の 2 点である。
先行研究のレビューを通して，保護者の学校参加，特に「子ども達のため」の学校参加（公共財としての学校
参加）は，子ども達の学力向上等の教育効果，教員の職能成長効果，学校文化の改善，保護者自身の成長等の様々な効果を有することが確認できた。こうした現象は，海外のみならず，日本においても確認されている。本研
究では，このように様々な利益をもたらす学校参加の指標として，公共財としての学校参加と私的財としての学校
参加を区分（Park & Holloway 2017）し，公共財としての学校参加，すなわち，「子ども達のため」の学校参加に注目している。地域の大人達が「われらの子ども」として子ども達に関心を持ち，関与することの社会的価値（地域再生や機会格差の是正）の指摘（Putnam 2015）を踏まえての判断である。また，学校参加行動ではなく，学校参加モチベーションに焦点をあてた分析を実施した。これは学校参加を行動的側面から測定することの限界を踏まえての措置である（Curry et al. 2016）。
保護者の学校参加モチベーションを被説明変数とするマルチレベルモデルを設定し，分析を実施した。その結果，保護者ネットワークは，多様な個人・校区レベル変数をコントロールしてもなお，保護者の学校参加モチベー
ションに対して正の影響を及ぼすことが検証された。保護者による自分の子どもにとどまらない「子ども達のため」の学校参加は，保護者を取り巻くつながりの状況（特に，保護者相互及び保護者と地域住民）によって影響を受けていることが判明した。逆に言えば，保護者相互がバラバラの学校では，保護者による「子ども達のため」の学

31

露口：保護者ネットワークと学校参加モチベーション

校参加の発生が困難となり，結果的に，学校参加がもたらす様々な利益（学力向上，学校適応，退学抑制，大学進学，教師の指導の質の向上，保護者自身の成長等）が発生せず，保護者自身も損益を被ることとなる。
また，分析結果には，「子ども達のため」の学校参加モチベーションが，学歴によって規定されている実態が示されていた。高卒に対して，短大・専門学校，大学・大学院の学歴を有する保護者の方が，学校参加モチベーシ
ョンが高いとする傾向は，いずれのモデルにおいても観察された。こうした結果は，SES による保護者の学校参加
への直接効果を認める先行研究（Cooper 2010; Ho Sui-Chu & Willms 1996; Horvat et al. 2003; Lareau 2012; 松
岡 2015; Park and Holloway 2017; Shumow & Miller 2001; 末冨 2005; 露口 2012 等）と一致している。大卒の保護者が「子ども達のための」学校参加によって様々な恩恵を享受し，高卒以下の保護者においてそうした恩恵の享受が乏しいとすれば，学歴による教育格差の拡大を助長するおそれがある（学歴格差→学校参加格差→教育格差）。保護者ネットワークでは十分に食い止めることが出来ない，相対的に低学歴層にある保護者を，どのようにして学校に参加させればよいのか。本研究を通して，こうした新たな問いが提起されている。
学歴という社会階層要因は，保護者ネットワークをもってしても，学校参加モチベーションへの連動をくいとめることが困難である。しかし，経済的階層要因である経済的ゆとりについては，それが低調な場合に，保護者ネット
ワークは学校参加モチベーションに対してより強い効果を有していた。経済的にゆとりのない家庭において，保護者を取り巻くつながりが，学校参加モチベーションを高めやすいとする結果が得られている。こうした結果は，Liand Fischer（2017）や Tsuyuguchi and Kuramoto（2014）と一致する。保護者を取り巻くつながり醸成は，経済的ゆとりに欠ける家庭の学校参加を促し，多様な効果を享受する可能性を高めるのである。
「子ども達のため」の学校参加モチベーションは，学校・教師との返報性の原理において，説明可能であることが，本研究を通して明らかとなった。保護者が学校に期待し，学校・教員と定期的に対話し，子どもが適応できていることに恩義を感じ，学校参加で快の経験を蓄積している場合，保護者の学校参加モチベーションは高まりやすい。自分の子どもがうまくいっている状態を，学校・教師のおかげであると保護者が認知すれば，学校・教師のために，自分にはどのような返報ができるのかを保護者はイメージするのであろう。逆に言えば，学校が荒れており，学校・教師との対話も少なく，子どもが学校・学級への不適応状態にあり，学校に足を運ぶ度に不快感を味わうようでは，返報性原理は生じにくい。ただし，保護者にとって，その学校が母校である，子どものきょうだいがお世話になった等，過去の恩義に対する返報性が想起されることもある。学校の統廃合によって，新たな学校に組み込まれる保護者には，過去の恩義への返報性が機能しにくいという潜在的デメリットが存在することに，我々は留意すべきであろう。
７ ．結語
本研究では，保護者ネットワークが，「子ども達のため」の学校参加モチベーションを高める効果を有していることが明らかにされた。また，経済的ゆとりに欠ける家庭において，保護者ネットワークは学校参加モチベーションの向上に，より強く作用することが明らかにされた。本研究を通して，保護者ネットワークが学校参加を促進し，学校参加が様々な教育・成長・改善効果を生成することが確認できた。
それでは，保護者ネットワークなるものは，どのようにすれば拡充できるのであろうか。近年，個人情報保護の過剰反応による保護者の分断化，保護者の就労による学校参加の困難化，PTA 活動への不満蓄積（非加入），
業務改善過程での保護者との協働活動を含む行事の廃止等，保護者ネットワークを脆弱化させる動きが進行している。ネットワークの拡充路線の選択は厳しい状況にある。しかし，本研究で示すように，保護者ネットワークには
様々な効能がある。科学的根拠も豊富である。この喪失は，米国の事例を鑑みると，恐怖にさえ思われる。保護者がバラバラに離散している状態，孤立している状態は，学校に対してよいことは何一つ無い。
「保護者ネットワー
クからの学校参加」を促進することの価値を，今一度，学校だけでなく行政・民間企業等を含めて問い直す必要がある。
保護者ネットワークを拡充する具体的な方法については，枚挙にいとま無い。様々な事例が，学校教育・社会
教育分野から報告されている。様々な効果的事例の共通点は，ネットワーク拡充における「協働活動」の機会設

32

定であろう。保護者相互あるいは保護者と地域住民が，同じ目標に向けて共に協力する経験を蓄積することで，ネットワークの量と質が向上する。「協働活動」の設定は，小学校の場合は低学年において力を入れて実施すべきである。竹森（2019）は，保護者が直面する小 1 プロブレムとして，つながりが充実していた幼稚園・保育所期から，子どもが小学校に進学することで，ネットワークが機能不全となる実態を描いている。保護者は，幼稚園・保育所期のつながりを好意的に捉えており，小学校においても必要なものであると捉えている。Li and Fischer（2017）は，小学校 1 年生時点の親のネットワークが 3 年生時点での学校参加に影響を及ぼすとしている。小学校進学時点での，保護者ネットワークの整備は，不可視的なものであるが，こうしたエビデンスが蓄積されつつある。優先順位をあげて，実践する課題であると考えられる。
「協働活動」は，ただ設定すればよいというものではない。
「協働活動」が非計画的であり，主催側の意欲が感じられない場合には，「協働活動」は形骸化する。質の低い活動に参加する保護者は，徒労感と負担感を覚え，「協働活動」への抵抗感が生まれる。
「協働活動」の質の向上を使命とするのが，コミュニティ・リーダーとしての学校管理職，PTA 組織，そして，地域コーディネーター等のチーム学校専門スタッフである。質の高いやりがいある協働活動の実践蓄積を通して，保護者相互のつながりを広げ・深める戦略が学校組織には必要であると言える。
「保護者ネットワークから学校参加」への道筋を考える際に留意しなければならないことは，社会的経済的階層問題以外に，学校参加が困難な保護者への対応である。たとえば，障害を持つ保護者や外国人の保護者等である。保護者ネットワークや学校参加の程度が教育効果（格差是正効果）に影響するのであれば，こうした人々のネットワーク拡充や学校参加のための手立てを検討する必要がある。米国では，社会正義リーダーシップ（social
justice leadership）の実践によって，こうした困難な状況におかれる人々につながりをつくり，幸福度を高めていく
戦略を構築し，実行することが，教育リーダーの使命として示されている（DeMattews, Edwards, & Rincones
2016）。
最後に，本研究の限界と今後の課題について言及する。
第 1 は，学校参加モチベーションを被説明変数とすることの限界である。行動の前段階とも言えるモチベーションを測定し，成果指標とすることの意義は十分にある。しかしながら，モチベーションで止まることなく，その先の行動を視野に入れた分析にまで，今後，踏み込む必要がある。学校参加の意欲はあるが，学校参加行動にまでは至っていない保護者の存在が，末冨（2005）において既に指摘されている。こうした実態まで踏まえた上でのリサーチデザインと測定方法の開発が必要となるであろう。
第 2 は，SES 指標である学歴と経済的ゆとりの測定精度の向上である。本研究において，これら 2 つの指標は分析上，重要な役割を担っている。しかし，学歴については，父母別ではなく，世帯内でもっとも高い者の学歴を選択させている。また，経済的ゆとりについては，年収という金額を問うのではなく，家計のゆとりの主観的評価について質問している。学歴の測定においては，Putnam（2015）の方法を参考とした。学校経由で研究者個人がデータ収集する上で，父母別の学歴を質問することのハードルは高い。本研究における「学歴」とは，世帯内における最高学歴である点に留意しておかねばならない。経済的ゆとりについても，学校経由の調査で年収を質問することはほぼ不可能である。経済的ゆとりの主観的評価であれば，過去に調査が実施できたこともあり，今回の調査においても，この方法を用いた。
「学歴」と「経済的ゆとり」の測定方法は，調査対象校との交渉を重ねた上での，調査の実現可能性を優先した結果の産物である。
第 3 は，データセットの問題である。本研究のデータセットは，相関は言及できても，因果関係への言及は困難である。因果関係に言及できるデータセットとなるリサーチデザインを，今後，開発する必要がある。ただし，
この場合，回答者を紐付けていく等の処理が必要となるため，かなりの困難を伴うことが予測される（赤林・直井・
敷島 2016）。
〔謝辞〕
調査にご協力頂きました学校の先生方並びに保護者の皆様に心より感謝申し上げます。本調査研究は，科学研究費補助金・基盤研究(B)・露口健司研究代表・課題番号 26285177 の助成を得て実施されました。

33

露口：保護者ネットワークと学校参加モチベーション〔参考文献〕
赤林英夫・直井道生・敷島千鶴 (2016).『学力・心理・家庭環境の経済分析―全国小中学生の追跡調査から見えてきたもの―』有斐閣.
岩永定・芝山明義・橋本洋治・岩城孝次 (2004).「保護者の学校教育に対する意識と学校関与意欲の関係―小・中学校の保護者調査を通して―」『日本教育経営学会研究紀要』46, 52-64.
末冨芳 (2005).「クラブ財化する公立学校とメンバーシップ問題―分権的教育改革における受動的メンバーの位置付け―」『日
本教育行政学会年報』31, 133-150.
竹森香以 (2019).「学校信頼と保護者ネットワーク―小学校 1 年生の保護者へのインタビュー調査から―」露口健司『ソーシャル・キャピタルで解く教育問題』ジダイ社, 130-149.
露口健司 (2012).『学校組織の信頼』大学教育出版.
露口健司 (2016a)．
「子どもを取り巻く『つながり』と学習意欲の関係」『愛媛大学教育学部紀要』63(1)，1-12.
露口健司 (2016b)．
『ソーシャル・キャピタルと教育』ミネルヴァ書房．
露口健司 (2018).「PTA 活動と学校支援ボランティア活動の計量分析―保護者による学校参加の決定要因とその効果―」九
州教育経営学会第 100 回大会資料（福岡大学）
福島朋子・沼山博 (2015).「子どもの有無と主観的幸福感―中年期における規定因を中心として－ 」『心理学研究』86(5), 474480.
松岡亮二 (2015).「父母の学校活動関与と小学校児童の学校適応－ 縦断データによる社会関係資本研究－ 」『教育社会学研究』96, 241-260.
山内直人・伊吹英子 (2005).『日本のソーシャル・キャピタル』大阪大学大学院国際公共政策研究科（http://www.osipp.
osaka-u.ac.jp/npocenter/nihonnosc.pdf）2018.1.1
山下絢・中村亮介 (2016).「親の学校参加と子どもの学力―ソーシャル・キャピタルは学力形成にどのような影響を与えるか？ ―」赤林英夫・直井道生・敷島千鶴『学力・心理・家庭環境の経済分析―全国小中学生の追跡調査から見えてきたもの―』有斐閣, 205221.
Brent, B.O. (2000). Do schools really need more volunteers? Educational Policy, 14, 494-510.
Brito, J. & Waller, H. (1994). Partnership at a price? In Merttens, R., Mayers, D., Brown, A., & Vass, J. (Eds.) Ruling the margins:
Problematizing parental involvement. London: Institute of Education, University of London, 157-166.
Bryk, A. S., & Schneider, B. (2002). Trust in schools: A core resource for improvement. Russell Sage Foundation, NY.
Bryk, A., Sebring, P. B., Allensworth, E., Luppescu, S., & Easton, J. (2009). Organizing Schools for Improvement: Lessons from
Chicago. Chicago: University of Chicago Press.
Carbonaro, W. J. (1998). A little help from my friend's parents: Intergenerational closure and educational outcomes.
Sociology of Education, 71 (4), 295-313.
Coleman, J. S. (1988). Social capital in the creation of human capital. American Journal of Sociology, 94, 95-120.
Cooper, C. E. (2010). Family poverty, school-based parental involvement, and policy-focused protective factors inkindergarten. Early Childhood Research Quarterly, 25, 480-492.
Curry, K. A., Jean-Marie, G., & Adams, C. M. (2016). Social networks and parent motivational beliefs: Evidence from anurban school district. Educational Administration Quarterly, 52(5), 814-877.
Desimon, L. (1999). Linking parent involvement with student achievement: Do race and income matter. The Journal of
Educational Research, 93 (1), 11-29.
DeMattews, D.E., Edwards Jr., D.B., & Rincones, R. (2016). Social justice leadership and family engagement: A successful
case from Ciudad Juárez, Mexico. Educational Administration Quarterly, 52(5), 754-792.
Epstein, J.L. (1995). Family/school community partnerships: Caring for the children we share. Phi Delta Kappa, 76, 701-712.
Fun, X., & Chen, M. (2001). Parental involvement and students' academic achievement: A meta-analysis. Educational
Psychology Review 13(1), 1-22.
Furstenberg, F. F., & Hughes, M.E.（1995）．Social capital and successful development among at-risk youth. Journal of34

Marriage and the Family, 57, 580-592.
Hill, N.E., & Tyson, D.F. (2009). Parental involvement in middle school: A meta-analytic assessment of the strategies that
promote achievement. Developmental Psychology, 45, 740-763.
Ho Sui-Chu, E., & Willms, J. D. (1996). Effects of parental involvement on eighth-grade achievement. Sociology of Education,69(2), 126.141.
Horvat, E.M, Weininger, E. B, & Lareau, A. (2003). From social ties to social capital: class differences in the relations
between schools and parent networks. American Education Research Journal, 40(2), 319-351.（稲垣恭子 (2012).「社会的紐帯から社会関係資本へ－ 学校と保護者ネットワークの関係における階層差」苅谷剛彦・志水宏吉・小玉重夫『グローバル化・社会変動と教育－ 文化と不平等の教育社会学』東京大学出版会）
Jajali,Z., & Heidari, A. (2016). The relationship between happiness, subjective well-being, creativity and job performanceof primary school teachers in Ramhormoz City. International Education Studies, 9(6), 45-52.
Kroll, C. (2011). Different things make different people happy: Examining social capital and subjective well-being bygender and parental status. Social Indicators Research, 104, 157-177.
Lareau, A., & Muñoz, V. L. (2012). “You’re not going to call the shots”: Structural conflicts between the principal and the
PTO at a suburban public elementary school. Sociology of Education, 85(3), 201-218.
Li, A., & Fischer, M.J. (2017). Advantaged/disadvantaged school neighborhoods, parental networks, and parental
involvement at elementary school. Sociology of Education, 90(4), 355-377.
McNeal, R.B. (1999). Parental involvement as social capital: Differential effectiveness on science achievement, truancy, anddropping out. Social Forces, 117-144.
McNeal, R. B. (2012). Checking in or checking out? Investigating the parent involvement reactive hypothesis. The Journalof Educational Research, 105, 79-89.
Parcel, T.L., & Dufur, M.J. (2004). Capital at home and at school: Effects on child social adjustment. Journal of Marriage andFamily, 63(1), 32-47.
Park, S. & Holloway, S. D. (2017). The effects of school-based parental involvement on academic achievement at the childand elementary school level: A longitudinal study. The Journal of Educational Research, 110(1), 1-16.
Putnam, R. D. (2000). Bowling Alone: The collapse and revival of American community. (柴内康文 (2006).『孤独なボウリング－
米国コミュニティの崩壊と再生』柏書房)．
Putnam, R. D. (2015). Our Kids: The American dream in crisis. Simon & Schuster; NY. (柴内康文訳『われらの子ども―米国における機会格差の拡大―』創元社)
Renshaw, T.L., Long, C.L., Cook, C.R. (2014). Assessing adolescents’ positive psychological functioning at school:
Development and validation of the Student Subjective Wellbeing Questionnaire. School Psychology Quarterly, 30(4), 534552.
Sandefur, G.D., Meier, A.M., & Campbell, M.E.（2006）．Family resources, social capital, and college attendance. Social
Science Research, 35, 525-553.
Shumow, L., & Miller, J.D. (2001). Parents’ at-home and at-school academic involvement with young adolescents. The
Journal of Early Adolescence, 21(1), 68-91.
Tsuyuguchi, K., & Kuramoto, T. (2014). Parent networks as determinants of relational trust. Bulletin of the Faculty of
Education in Ehime University, 56, 57-69.
Turney, K. & Kao, G. (2009). Barriers to school involvement: Are immigrant parents disadvantaged? The Journal of
Educational Research, 102, 257-271.
Walsh, P. (2008). Are involved parents providing public goods or private goods? Public Finance Review, 36, 678-705.
Xu, M., Kushner Benson, S. N., Mudrey-Camino, R., & Steiner, R. P. (2010). The relationship between parental involvement,
self-regulated learning, and reading achievement of fifth graders: A path analysis using the ECLS-K database. Social
Psychology of Education, 13, 237-269.

35露口：保護者ネットワークと学校参加モチベーション

Yan, W., & Lin, Q. (2005). Parent involvement and mathematics achievement: Contrast across racial and ethnic groups. The
Journal of Educational Research, 99, 116-127.

資料 1

保護者の学校参加モチベーション尺度の主成分分析の結果
項

成分得点

共通性

・もっといろいろな行事活動で，保護者に協力を依頼して欲しい。

.827

.684

・PTA 活動にはできるだけ参加したい。

.821

.674

・学校から依頼があれば，ボランティアとして協力したい。

.789

.622

・PTA の役員や委員をやってみたい。

.777

.604

・自分の特技が役立つのであれば授業にも協力したい。

.739

.546

・運動会や文化祭など，学校行事にはできるだけ参加したい。

.605

366

成分得点

共通性

・子どもが通う学校を信頼している。

.823

.677

・子どもの学校の先生は，指導力が高いと思う。

.803

.644

・学校は，地域の人々から信頼されている。

.798

.637

・子どもの学校は，着実に改善が進んでいる。

.784

.615

・学校の先生は，先生同士がチームとして協力して動いている。

.772

.597

・子どもの学校は，落ち着いたよい学校だと思う。

.732

536

・子どもの心の教育や体力健康づくりについて，学校に期待している。

.728

.530

・子どもは，学校の先生と信頼関係を築いている。

.721

.521

・子どもの学力向上に関して，学校に期待している。

.721

520

・子どもは，級友（部活の友人を含む）と信頼関係を築いている。

.513

.263

成分得点

共通性

・悩みや心配事を，学校・先生と共有できている。

.878

.771

・学校の先生は，悩みや心配事を理解してくれている。

.867

.751

・悩みや心配事があるときは，学校の先生に相談している。

.824

.678

・学校の先生は保護者の意見に耳を傾けている。

.794

.630

・学校の先生に親しみを感じる。

.766

.587

・子どもが通っている学校に愛着を感じる。

.620

.385

成分得点

共通性

・子どもの友達の親（保護者）は，ほとんど知っている。

.769

.591

・地域行事に，積極的に参加している。

.745

.555

.671

.450

.648

.419

資料 2

学校期待尺度の主成分分析の結果
項

資料 3

目

学校対話尺度の主成分分析の結果
項

資料 4

目

目

保護者ネットワーク尺度の主成分分析の結果
項

目・学校のホームページの内容を話題として ，保護者や地域住民と会話することがある。
・子どもの教育や子育てについて相談できる人が身近にいる。

36