学校改善研究紀要 2021

学術研究論文学校改善研究紀要 2021: 33-48

学術研究論文教員のキャリア資本がウェルビーイングに及ぼす影響：
縦断データのマルチレベル分析

檜垣賢一 a，露口健司 ba 愛媛大学大学院修了生
b 愛媛大学，tsuyuguchi.kenji.mg@ehime-u.ac.jp

要約：本研究の目的は，教員が保有するキャリア資本と職務環境としての時間外勤務

キーワード

時間（長時間勤務実態）がウェルビーイングに及ぼす影響力を解明することである。調キャリア資本

査対象は，A ----@-------県 B 市の小・中学校 34 校に勤務する教職員 507 名である。同一の WEB
b〇〇大学

ワーク・エンゲイジメント

アンケートを 3 回実施し，学校・個人 ID で紐付けられているパネルデータを生成した。

ウェルビーイング

分析対象は，3 回の回答が得られた 340 名（調査対象者の 67.1%）のデータである。

縦断データ

主観的幸福感の標準化残差を被説明変数として，個人レベル変数（8 変数），学校レ

マルチレベル分析

ベル変数（4 変数），及び交互作用項（4 変数）を逐次投入するマルチレベル分析を実施したところ，次の結果が得られた。(1)教員のウェルビーイング上昇に対して心理資本（ワーク・エンゲイジメント）と健康資本（抑鬱傾向抑制）が直接効果を有すること。
(2)時間外勤務時間の増加とウェルビーイング低下の関係は，抑鬱傾向によって媒介されること。(3)この関係が年齢によって調整されること。

１ ．序論
今日，教員離職の増加や教職の魅力・価値の低下が，世界各国において問題となっている。教員離職の実態は深刻であり，例えば，米国では就任 5 年以内に約 30%が，貧困地域では約 50%が離職している。イギリスにおいても 2 年以内に約 20%，5 年以内に約 33%が離職している。オーストラリアの 5 年内離職率も約 30-50%程度であり，米英とほぼ同等の水準である。教員離職の増加は，教員不足現象，高齢化現象，無資格教員の増加につながり，学校教育における質の低下を招く極めて重要な問題となっている（Viac & Fraser 2020）。また，教職の魅力・価値の低下という問題は，フランス，スペイン，スウェーデン等の国家においても顕在化している。教職の社会的価値についての調査において，これらの国家では社会的価値の実感を肯定した教員が 10%を下回るとする結果が示されている（Schleicher 2018）。教職の危機とも呼べる現象が世界各国に拡散している。
その一方で，PISA 調査での学力上位国であるフィンランドやシンガポールでは，教員離職率は 3-4%程度であり，英米豪と比べるとかなり低い数値となっている（Viac & Fraser 2020）。教職の社会的価値の評価も，肯定率60%以上であり，参加国中のトップレベルにある。教職の魅力づくりと離職予防に効果を発揮している国も存在する。それでは，日本はどうであろうか。日本の離職率は公立小・中学校共に 1.5%程度であり，上記の諸国よりもさらに低い数値を示している(1)。25 歳未満の教員を対象とする早期離職率も小学校 2.3%，中学校 3.7%であり，英米豪に比べてかなり低い数値を示している（百合田 2019）。しかしながら，教職の社会的価値についての評価は肯定率が 30%以下であり，高い数値とは言えない。日本は，離職率の低さや身分保障において世界の高位にあると考えられる。テスト重視のハイステイクスなアカウンタビリティ政策が実行されておらず，雇用リスクに怯えることもない。しかし，日本は，教職の社会的価値の実感度が低く，また，TALIS2013 及び TALIS2018 において明ら

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檜垣・露口：教員のキャリア資本がウェルビーイングに及ぼす影響

かにされたように，多くの教員が長時間労働や人手不足の問題に困惑している実態がある（国立教育政策研究所
2019）。日本は閉鎖的な労働市場構造であるため離職という選択が困難である。過重労働に耐え続け，慢性的な高ストレス状態に陥る可能性が，日本の教員には存在する。
教員離職の増加，あるいは教職の魅力や社会的価値の低下といった背景を受け，国際レベルにおいて教員のウェルビーイング（well-being）への関心が高まっている。ウェルビーイング問題の重要性を踏まえ，PISA2021 の
教員用質問紙調査において，参加国における教員のウェルビーイング調査を実施するための準備が現在進められている（Viac & Fraser 2020）。しかしながら，現時点では，教員のウェルビーイングとは何か，何が教員のウェル
ビーイングを決定するのか，ウェルビーイングはどのような波及効果をもたらすのか等の問いに応えるだけの科学的根拠が生成されていない。教員のウェルビーイング研究は，今後，国際レベルで注目される分野になると予測される。日本においても研究蓄積が期待されるところである。
教員のウェルビーイングは，国・地域レベルの社会制度的・政策的・環境的背景によって影響を受けるであろう。また，一方で，ウェルビーイングは，教員個人が所有する資本に依存する側面を有していると考えられる。本
研究では，教員のウェルビーイングを規定する社会制度的・政策的・環境的背景に配慮しつつ，教員個人が所有するキャリア資本（career capital）に着目し，教員のキャリア資本とウェルビーイングとの関係を，後述の理論フレームに基づき検討する。なお，キャリア資本とは，特定の定義は確立していないが，ビジネスパーソンが持つ人的資本（学歴･資格等）に海外駐留等の「経験（キャリア）」を加えて拡張させた概念である（Dickmann & Doherty
2008; Dickmann，Suutari， Brewster，Makela，Tanskanen，& Tornikoski 2018）。キャリア資本は，学歴や資格にとどまらず，個人の経験を通して形成してきた様々な能力・特性・状態を包括する資本概念であり，教員のウェルビーイングをより的確に説明できる概念であると推察される。

２ ．理論フレームと研究課題（1）ウェルビーイングの定義と測定
ウェルビーイングの定義と構成要素については多様な主張がある。教員を対象とした調査研究では，「主観的幸福感（subjective well-being）」あるいは「職業的幸福感（occupational well-being）」を代理指標とする方法が一般的である。
主観的幸福感とは，「人々の感情反応，場面ごとの満足感，総合的な生活満足の判断を含む諸現象」（Diener，
Suh，Lucas，& Smith 1999: 277）を意味する概念である。短期的な感情，中期的な場面での満足感，長期的な視点で生き方を振り返る認知的判断を総合化した定義となっている。主観的幸福感の構造については，多様な議論があるが，たとえば，「感情」と「認知」，「頻度」と「強度」，「享楽」と「成長」，「時間」と「場所」等の視点から，その構造を理解することができる（露口 2017）。ミクロレベル分析と親和的であり，心理学分野において主観的幸福感の使用頻度が高い。主観的幸福感の測定尺度としては，Diener，Larsen，Levin，and Emmons（1985）が開発した SWLS（Satisfaction With Life Scale）や，Fordyce（1988）が提唱した一般的幸福尺度がある。一般的幸福尺度は 1 項目測定法であり，OECD の幸福調査にも使用されている。最高に幸福な状態を 10，
最高に不幸な状態を 0 として，現在の状態を 1 項目 11 段階尺度で測定する方法である。簡便な方法であり，尺度の妥当性も確認されている（露口 2017）。
また，近年では，「職業的幸福感」の概念に着目した研究の蓄積が進められている。職業的幸福感とは，「彼（女）らの仕事と職業に関連する認知的，感情的，健康的，社会的条件に対する教員の反応」（Viac & Fraser 2020:18）である。職業的幸福感の構造については，「場面（phase）」に焦点化する研究と「次元（dimension）」に焦点化する研究において検討が進められている。
「場面」に着目した研究として，たとえば，Collie，Shapka，Perry，and Martin（2015）は，教員の仕事に関する職業的幸福感を，仕事量（workload），組織（organizational），
生徒関係（student interaction）に類型化している。また，Day，Pam，and Gordon（2007）は，教員の職業的幸福感を，学校・学級等での状況文脈における要因（situated factor），専門性基準到達要因（professional factor），
家庭生活を含めた個人的要因（personal factor）に区分している。一方，「次元」に着目した研究も複数報告され34

学校改善研究紀要 2021

学術研究論文ている（Ryff 1989; Seligman & Csikszentmihalyi 2000; Seligman，Steen，Park，& Peterson 2005）。たとえば，
Van Horn，Taris，Schaufeli，and Schreurs（2004）は，Ryff（1989）をモデルとする確証的因子分析によって，教員の職業的幸福感を，情動的（affective），社会的（socail），専門的（professional），認知的（cognitive），
心身的（psychosomatic）の 5 次元に区分している。職業的幸福感の理論は，ウェルビーイングの構成要素を具体的に理解できる点に長所がある。しかし，構成要素の多次元化においては，ある要素（たとえば，心身の健康）
が，ウェルビーイングの構成要素なのか，それとも，ウェルビーイングの規定要因にあたるのかを明確化した上で分析モデルを構築する必要がある。
（2）教員のウェルビーイングを規定するキャリア資本
本研究では，教員は，職業・家庭生活等の中で様々な資本を蓄積（ストック）し，自らが置かれる環境の中で，それらを有効に活用（フロー）することで生じるより良い生き方やウェルビーイングに近接すると仮定する。そして，教員の職業･家庭生活の経験を通して形成される資本をキャリア資本（Dickmann & Doherty 2008; Dickmann etal. 2018）と呼び，経済資本（economic capital），文化資本（cultural capital），社会関係資本（social capital），
人的資本（human capital），心理資本（psychological capital），及び健康資本（health capital）等をその構成要素とする。キャリア資本の理論に立脚すれば，教員は生活経験を通して，所得，文化的素養・習慣，人とのつながり，職業スキル，働きがい，健康状態等を蓄積・活用することで，ウェルビーイングに近接するという仮説モデルを描くことができる。
さて，ウェルビーイングを規定することが予測される上記 6 種類のキャリア資本のうち，先行研究（Dickmann &Doherty 2008; Dickmann et al. 2018）では，人的資本と心理資本をキャリア資本の指標として設定している。本研
究では，これに健康資本を加えた 3 指標をキャリア資本の構成要素として設定する。人的資本は「知」
，心理資本
は「徳」
，健康資本は「体」という生きる力の要素にそれぞれ対応すると言える。以下，キャリア資本の 3 変数（人的資本・心理資本・健康資本）の特徴とウェルビーイングに対する効果についての先行研究の動向を確認する(2)。
人的資本：OECD は，『国家のウェルビーイング: 人的資本と社会関係資本の役割』の中で，人的資本を「個人的，社会的，経済的厚生の創出に寄与する知識，技能，能力及び属性で，個々人に具わったもの」(OECD2001:18)と定義している。教育分野において，子どもを対象とする人的資本研究では，知識・技能・能力に焦点化した上で，教育経験年数（学歴，大学進学，退学），テストスコア（学業成績，GPA），資格・免許等が指標として設定されている（露口 2011）。教員の場合は，職務遂行に必要な知識・技能・能力，教職経験年数，昇任に関連する資格・免許取得等，多様な指標で把握することができると考えられる。
教員の人的資本とウェルビーイングとの関連について検討した研究では，人的資本を，教職経験年数及び管理職資格等の観測可能な指標によって測定する傾向が認められる。観測可能な指標が重用されるのは，職務遂行に必要な知識・技能・能力は定義と測定が困難であること，それらは学校種や教職キャリアステージごとに極めて多様であることが主たる理由であると考えられる。先行研究として，たとえば，Chi，Yeh，and Wu（2014）では，小学校を対象とした調査において，51 歳以上のベテラン教員においてウェルビーイング得点が高いことを明らかにしている。また，Huang and Yin（2018）においても，小・中学校の教員を対象とした調査において，教職経験
21 年目以上のベテラン教員，及び校長職において高いウェルビーイングが認められたとする結果を報告している。
心理資本：OECD（2001）では人的資本の定義の中に認知的能力と非認知的能力の両側面が含まれている。
しかし，近年では，非認知的能力への着目から，この要素を人的資本から独立させ，「心理資本（psychologicalcapital）」として扱う研究が報告されている。たとえば，Luthans，Avolio，Avey，and Norman（2007）では，心理資本とは，効力感（efficacy），楽観性（optimism），希望（hope），再起性（resilience）の特徴を備えたポ
ジティブな心理発達状態であると定義している。効力感とは，挑戦的なタスクを成功させるために必要な努力を引き受け，それを実行する自信を持つこと。楽観性とは，現在及び将来の成功について前向きな見通しを持つこと。
希望とは，成功のために，目標に向かって粘り強く取り組み，必要に応じて目標に向かうプロセスを柔軟に変更すること。再起性とは，困難と逆境に直面したときに，成功のために正常を維持し，跳ね返し乗り越えることをそれぞれ示す。Luthans et al.（2007）は，心理資本の 4 要因を提唱しており，心理資本の定義として，以下の点にも言35

檜垣・露口：教員のキャリア資本がウェルビーイングに及ぼす影響及している。すなわち，個人の強み（strength）や能力は不変で固定化されたものではなく，可変性を持ち，開発
され，発達するものである。したがって，心理資本は，個人のポジティブな心理発達状態として個人内にストックされ，この資本を職業生活において活用することで個人的・組織的な価値創造と業績向上を可能とする（Luthans
2002; Luthans & Youssef 2004）。
教育分野では，中等教育段階の教員を対象とした調査研究において，心理資本（効力感・楽観性・希望・再起性の 4 要因）によるウェルビーイングへの正の影響が，構造方程式モデルによって検証されている（Kurt &Demirbolat 2019）。また，心理資本（4 要因）が教員の心理的ストレスとバーンアウト傾向を緩和し，職務満足と職務参加を促進することが，構造方程式モデルによって検証されている（Demir 2018）。さらに，心理資本（4 要因）が，在職意図に対して統計的に有意な正の影響を及ぼすことや，校長のリーダーシップと在職意図の調整効
果を有することも明らかにされている（Aria，Jafari，& Behifar 2019）。心理資本については，4 要因モデルが定着しつつあり，このモデルを基盤とする研究の蓄積が進められている。しかし，近接概念との関係性については，
かなり曖昧性が残されている。本研究では，「ポジティブな心理発達状態」（Luthans et al. 2007）を説明するより多くの要因を，心理資本の範囲に加え，広義の心理資本という考え方を提案したい。たとえば，この心理資本の定義を踏まえると，近年注目されているワーク・エンゲイジメントも，心理資本の一部であると考えられる。ワーク・
エンゲイジメントは，「仕事に関連するポジティブで充実した心理状態であり，活力，熱意，没頭によって特徴づけられる」（島津 2014:28）と定義されている。
健康資本：Grossman（1972）は，「健康」を教育や金融と同様に資本蓄積の対象として捉え，投資によって増加し，時間経過と共に自然に摩耗するという，健康資本理論を提唱している。個人が使うことができる総時間は健康資本に依存するとされ，その健康資本は，加齢とともに減耗していくが，投資によって減耗を抑制し，資本を補填することができる。したがって，健康診断を受けたり，栄養をとったり， 運動など健康管理に気を付けるような
健康投資の時間を設けることは，健康資本を増やし，結果として将来の生産活動に使うことができる有益な時間を増やすことにつながる（黒田 2018）。また，Arrow，Dasgupta，and Mumford（2014）は，人的資本と健康資本を区分した上で，ウェルビーイングに対する影響を検討するモデルを構築している。推定によると，健康の大幅な増加は GDP 成長率のわずかな増加のみを引き起こし，先進国での健康による生産性の向上を示す証拠は認められなかった。しかし，健康は人間にとって非常に価値があり，ウェルビーイング向上に寄与する特徴が明らかにされている。
一般的に，健康資本の測定には，マクロデータ（平均寿命，平均健康寿命，死亡率），客観的健康（BMI，健診結果，身体機能，病気欠席），主観的健康（主観的健康観，メンタルヘルス）等が活用される（黒田 2018）。
教員を対象とする研究では，バーンアウト等の主観的健康を指標とした健康資本の測定が主流となっている。健康資本としての主観的健康（バーンアウト抑制）が，ウェルビーイングの指標である生活満足度を高めることは，教員を対象とした調査においても明らかにされている（Høigaard，Giske，& Sundsli 2012）。また，若年層教員を対象とした調査研究（露口 2020）では，健康資本としての主観的健康（抑鬱傾向）とウェルビーイングとの相関関係が明らかにされている。
（3）職務環境としての長時間勤務実態
これまで，教員のキャリア資本蓄積・活用によって，教員のウェルビーイングが向上する可能性について述べてきた。最後に，教員のウェルビーイングに影響を及ぼす社会制度的・政策的・環境的背景のうち，本研究では近年の日本において関心度が高い長時間勤務に焦点をあて，研究動向を確認する。
長時間勤務が教員のウェルビーイングを毀損するという分析結果が，Skaalvik & Skaalvik（2015）において示されている。残業時間の長さや時間的ゆとりの欠如が，教員の低ウェルビーイング状態を招くことが明らかにされている。また，長時間勤務は，ウェルビーイングのみならず，教員の情緒的消耗感（Skaalvik & Skaalvik 2018）
や心理的負担（神林 2017）を高めることも明らかにされている。つまり，長時間勤務は，情緒的消耗や心理的負担等の現象を引き起こし健康資本の縮減を招く可能性がある。ただし，神林（2017）に示されるように，教員の職
務のすべてが，長時間化した場合に健康資本を毀損するものではないことに留意しておきたい。たとえば，小学校36

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学術研究論文では，授業準備，成績処理，生徒指導（個別），学校行事，学年・学級経営，保護者・PTA 対応，地域対応等，
特定の業務への従事時間が長いと教員の心理的負担が高まるとする結果が得られている。一方，心理的負担に連動しない業務も複数存在するのである。
民間企業を対象とした調査研究（中原・パーソル総合研究所 2018）では，時間外勤務時間が，エンゲイジメ
ントに対して影響を及ぼすことが確認されている。ただし，この調査研究では，時間外勤務時間とエンゲイジメントとの U 字曲線関係が観察されている。ある地点までは時間外勤務時間はエンゲイジメントを低下させるが，ある地
点からは上昇に転じるのである。こうした傾向は，高校教員を対象とした武智・露口（2020）の調査研究においても，統計的に有意ではないが，観察されている。また，中原・パーソル総合研究所（2018）では，長時間労働の環境下におかれている従業員は，目の前の業務が多忙であるが故に，学習機会や成長機会が毀損されていることを調査結果から指摘している。長時間労働は，人的資本の拡充を阻害する可能性を有しているのである。
（4）研究課題
本研究では，3 種類のキャリア資本の蓄積・活用によるウェルビーイングへの影響について，職務環境（時間外勤務時間）の影響を考慮した上で検討する。教員が人的資本，心理資本，あるいは健康資本を蓄積し，それらの資本を有効に活用することで，ウェルビーイングが向上するという影響プロセスは既述した複数の先行研究において検証が進められている（Chi et al. 2014，Demir 2018; Huang & Yin 2018; Kurt & Demirbolat 2019）。ただし，これらの研究はキャリア資本の一部を扱ったものであり，どのキャリア資本が教員のウェルビーイングを実際に規定しているのかは明らかにされていない。また，小規模なクロスセクションデータを用いた調査研究であり，分析モデ
ルにおいて交絡要因や集団レベル変数の効果が考慮されていない等の限界を有する。こうした先行研究の限界を踏まえ，本研究では以下の 2 つの研究課題と分析方法を設定する。
第 1 に，教員が保有する人的資本・心理資本・健康資本の 3 つのキャリア資本と時間外勤務時間という職務環
境要因がウェルビーイングに及ぼす影響を検証する【研究課題 1】。研究課題 1 の検証においては，属性･時間・
空間コントロールによって交絡効果の影響を取り除く。属性コントロールでは，一般的な手続きであるが，教員が保有する 3 種類のキャリア資本と時間外勤務時間以外の変数（性別等の属性変数）を統制した分析モデルを設定する。時間コントロールでは，複数時点における測定を行うことで，過去のウェルビーイング状態の影響を統制する。教員の現時点でのウェルビーイングと説明変数間の相関ではなく，教員のウェルビーイングの変動原因を推定することが可能となる。空間コントロールでは，学校組織間の差異をコントロールする学校レベル変数（学校規模等）を設定する。勤務校が持つ観測不可能な要因の統制が可能となる。
また，教員が保有する 3 種類のキャリア資本が，時間外勤務時間とウェルビーイングの関係において調整効果を有する可能性についても検討しておきたい。Skaalvik & Skaalvik（2015）は，教員の時間外勤務時間とウェル
ビーイングの負の関係性を明らかにしている。ただし，双方の関係は，教員の資本蓄積状況によって調整される可能性がある。つまり，ベテラン教員・管理職，ワーク・エンゲイジメントが高い教員，抑鬱傾向が低い教員は，時間外勤務時間が長い状態にあっても，ウェルビーイングの低下にはつながらない可能性がある。3 種類のキャリア
資本の効果について，ウェルビーイングへの「直接効果」の視点のみならず，「調整効果」の視点からも明らかにする。さらに，主たる研究課題ではないが，本研究では，説明変数の逐次投入方式を採用することで，ウェルビー
イングに対する「間接効果」についても検証可能である。この点についても適宜確認する。
研究課題 1：教員が保有する人的資本・心理資本・健康資本の 3 種類のキャリア資本要因と職務環境要因としての時間外勤
務時間は，教員のウェルビーイングに対してどのような影響を及ぼすのであろうか。
研究課題 2：教員が保有するキャリア資本は，時間外勤務時間とウェルビーイングの関係に対する調整効果を持つのだろうか。

３ ．方法（1）調査対象と手続き

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檜垣・露口：教員のキャリア資本がウェルビーイングに及ぼす影響

調査対象は，A 県 B 市の小・中学校 34 校（小学校 28 校，中学校 6 校）に勤務する教職員 507 名である。同
一の WEB アンケートを 3 回にわたって実施した。第 1 回調査（Wave 1）を平成 30（2018）年 6 月 29～7 月 20
日，第 2 回調査（Wave 2）を同年 12 月 6 日～12 月 19 日，第 3 回調査（Wave 3）を令和元(2019)年 6 月 28 日
～7 月 10 日に実施した。WEB アンケートは，校務支援システムの導入効果を検証することを目的として，B 市内のすべての小・中学校教職員を対象として実施された。本調査は，B 市校長会の主催で実施されたものであり，
本研究では，WEB アンケートで収集したデータの二次分析を行う。回収率は Wave1=455 名（回収率 89.7%），
Wave 2=458 名（回収率 90.3%），Wave 3=466 名（回収率 91.9%）であった。3 回の調査によって得られたデー
タは，学校 ID と個人 ID で紐付けられているパネルデータである。分析にあたっては，3 回の回答が得られた 340
名（調査対象者の 67.1%）のデータを扱う。
サンプル集団の属性は次の通りである。性別（男性 44.4%，女性 55.6%），年齢（20 歳代 4.1%，30 歳代 10.3%，
40 歳代 30.0%，50 歳代 52.1%，60 歳代 3.5%），職位（校長 6.8%，教頭 7.6%，主幹教諭 0.9%，教諭 73.5%，
養護教諭 7.1%，講師（非常勤を含む）2.9%，その他 1.2%），学校段階（小学校 71.5%，中学校 28.5%），学校
規模（6 学級以下 27.9%，7-12 学級 48.8%，13-18 学級 12.6%，19 学級以上 10.6%）。
（2）測定項目
ウェルビーイング：代理指標として主観的幸福感を設定し，測定においては Fordyce（1988）の一般的幸福尺
度を使用する。最近 1 ヶ月，全体的として普段どの程度幸福だと感じていたかについて，教職員に対して 11 件法での回答を求めた。平均値（M）と標準偏差（SD）は，Wave 1（M=6.42, SD=1.99），Wave 2（M=6.51, SD=1.92），
Wave 3（M=6.78, SD=1.89）であった。分析にあたっては，Wave 1 及び Wave 2 のスコアからの予測される推計値の標準化残差（standardized residuals）スコアを使用し，「主観的幸福感変動」と変数を命名した。
人的資本：代理指標として年齢（10 年区分の 5 世代）に基づく教員年齢ダミー（50 歳以上=1, その他=0）と管理職ダミー（管理職=1, 非管理職=0）の 2 変数を設定する。非管理職には，主幹教諭，（助）教諭，養護（助）教諭，非常勤講師，その他が含まれている。
心理資本：代理指標としてワーク・エンゲイジメントを設定する。ワーク・エンゲイジメントの測定尺度として使用度が高い UWES（Utrecht Work Engagement Scale）を使用した（Schaufeli, Salanova, Gonzalez-Roma, &Bakker 2002）。日本版 UWES (3)として，3 つの下位因子（活力・熱意・没頭）を 3 項目ずつ配置した合計 9 項
目によって測定できる短縮版が開発されており，これを使用した（巻末資料 1 参照）。尺度は，「全く感じない（0点）」から「いつも感じる（6 点）」までの 7 件法である。Wave 1 のデータを用いた主成分分析（プロマックス回
転，以下同様）の結果，1 成分が抽出された。主成分得点の範囲は 0.73～0.88，分散説明量（成分負荷量平方和の合計）63.8%，α 係数 0.93 であり一定の妥当性と信頼性が認められている。9 項目を単純加算した 54 点満
点でスコアを構成した。
健康資本：代理指標として，Kessler et al.（2003）が開発した K6（Kessler 6）を用いた(4)。これは，鬱病や不安障害等の精神疾患をスクリーニングすることを目的とした心理的ストレス尺度である。設問項目が少なく質問紙
調査での有効性も確認されている（Furukawa et al. 2008）。
「この 1 ヶ月の間に感じたこと」として抑鬱傾向にかかわる 6 項目（巻末資料 2 参照）を設定した。尺度は「全くあてはまらない（0 点）」から「いつもあてはまる（4点）」の 5 件法である。Wave 1 データの主成分分析の結果，1 成分が抽出された。主成分得点の範囲は 0.74～
0.87，分散説明量 61.7%，α 係数 0.87 であり一定の妥当性と信頼性を保持している。6 項目を単純加算した 24 点
満点でスコアを構成した。
時間外勤務時間：1 日あたりの平均的な時間外勤務時間を 30 分区分の 13 段階で質問し，その値の 22 日分から月あたりの時間外勤務時間推計を算出した。平均値（M）と標準偏差（SD）は，Wave 1（M=68.95, SD=26.87），
Wave 2（M=63.06，SD=26.26），Wave 3（M=72.73, SD=27.32）であった。分析にあたっては，Wave 1 及び Wave
2 のスコアからの予測される推計値の標準化残差スコアを使用し，「時間外勤務時間変動」と命名した（後述）。
個人レベル統制変数：性別ダミー（男性=1, 女性=0），学校段階ダミー（小学校=1, 中学校=0），2019 年度異動ダミー（有=1, 無=0）の 3 つのダミー変数を設定した。学校段階ダミーは，教職員が日常的に接する児童生徒

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学校改善研究紀要 2021

学術研究論文の発達段階の変数として解釈する。
学校レベル統制変数：児童生徒数（Z スコア）
，ベテラン教員比率（50 歳以上の教員の構成率），男性教員比率，過労死ライン超過率（学校ごとの全教職員に占める時間外勤務時間 80 時間以上の者の割合）を設定した。
（3）分析戦略
1）主観的幸福感と時間外勤務時間の変動表現
主観的幸福感の変動を表現するために，Wave 1 及び Wave 2 のスコアからの予測される推計値の標準化残差
スコアを使用した。この方法は，米国等の学力成長分析において用いられている（Ross & Gray 2006）。過去の主
観的幸福感データから予測値を算出し，その値と Wave 3 スコアとの乖離を変動値として捉える方法である。標準化の処理を行っているため平均=0，標準偏差=1 をとる正規分布形状となっている。
時間外勤務時間についても，同様の方法を用いて，標準化残差スコアを算出した。相対的に数値が大きい場合
は過去よりも時間外勤務時間が増加している現象を，相対的に数値が小さい場合は，時間外勤務時間が減少している現象を説明する。時間外勤務時間は選択幅が大きいカテゴリカル変数であるため，本研究のサンプル数では調整効果の検証が困難である。たとえば，1 日レベル 30 分区分の 13 カテゴリーではなく，1 月レベル 20 時間区
分の 5 カテゴリカル変数を用いる方法も考えられる。しかし，調整効果の検証において交互作用項を組む場合に，
これでもなおモデル冗長の問題は回避できない（教員のキャリア資本は 3 変数あるため，5×3 の 15 通りの交互作
用項の分析結果の記述が必要となる）。時間外勤務時間を連続変数に変換することでこうした冗長性問題を回避することができる。
2）マルチレベルモデル
先述の 2 つの研究課題を解明するために，教員の主観的幸福感の標準化残差スコアを被説明変数とするマルチ
レベルモデル（Model 0～Model 9）を設定する。Model 0 は，説明変数を投入しない Null Model であり，参照点としての役割を持つ。Model 1 は個人属性のみを投入したモデルである（属性コントロール）。Model 2 は，時
間外勤務時間の標準化残差スコアを投入したモデルである。時間外勤務時間の増減の効果を確認することが可能である。Model 3 は，教員の 3 種類のキャリア資本，すなわち，人的資本（年齢・管理職），心理資本（ワーク・エンゲイジメント），健康資本（抑鬱傾向）を投入したモデルである。教員のキャリア資本蓄積の効果を確認することが可能である。Model 4 は，学校レベル変数である児童生徒数，ベテラン教員比率，男性教員比率，過労死ラ
イン超過率を投入したモデルである。本研究は，個人レベル変数である 3 種類のキャリア資本がウェルビーイングに及ぼす影響の検証を主たる目的としているため，どの学校に勤務しているのかについての影響の観察に寄与する学校レベル変数は，どちらかと言えば，統制変数としての意味を持つ（空間コントロール）。Model 5～Model 8は，3 種類のキャリア資本の調整効果を検証するためのモデルである。研究課題 2 の解明において必要なモデルである。Model 5 は，時間外勤務時間の標準化残差スコアと人的資本（教員年齢ダミー）の交互作用項を投入したモデルである。以下，Model 6 は，人的資本（管理職ダミー）との交互作用項，Model 7 は，心理資本（ワーク・エンゲイジメント）との交互作用項，Model 8 は，健康資本（抑鬱傾向）との交互作用項を投入したモデルである。Model 9 は，交互作用項を含むすべての変数を投入したモデルである。
本研究では，記述統計量，主成分分析，信頼性分析には，IBM SPSS Statistics Base ver.25.0 を，マルチレベ
ル分析には，同 Advanced Statistics ver. 25.0 を使用している。

４ ．分析と考察（1）記述統計量
本研究で使用する 13 変数の記述統計量は，表 1 に示す通りである。
B 市は，教員の高齢化が進展しており，教員の 56%が 50 歳代以上である。抑鬱傾向は，リスク群カット
ポイントと言われる 5 点を市の平均値が超えており，望ましい状態とは言えない結果が示されている。
また，表 2 に，個人レベル変数（N=340）の相関マトリクスを，表 3 に，学校レベルの相関マトリス（N=34）
39

檜垣・露口：教員のキャリア資本がウェルビーイングに及ぼす影響

表 1 記述統計量
変数

M

主観的幸福感変動
性別ダミー〔男性 1, 女性 0〕
学校段階ダミー〔小学校 1, 中学校 0〕
異動ダミー〔有 1, 無 0〕
時間外勤務時間変動
教員年齢ダミー〔50 歳以上 1, その他 0〕
管理職ダミー〔管理職 1, その他 0〕
ワーク・エンゲイジメント
抑鬱傾向
児童生徒数 Z スコア
ベテラン教員比率
男性教員比率
過労死ライン超過率

SD

0.00
0.44
0.71
0.22
0.00
0.56
0.14
28.48
5.39
0.00
0.58
0.46
0.29

Min.

1.00
0.50
0.45
0.42
1.00
0.50
0.35
8.10
4.58
1.00
0.19
0.14
0.17

Max.

-4.21
0.00
0.00
0.00
-4.67
0.00
0.00
9.00
0.00
-0.96
0.20
0.20
0.00

N

2.97
1.00
1.00
1.00
3.27
1.00
1.00
54.00
24.00
2.70
1.00
0.73
0.63

340
340
340
340
340
340
340
340
340
34
34
34
34

表 2 個人レベル変数の相関マトリクス
変数

11. 主観的幸福感変動
2. 性別ダミー
3. 学校段階ダミー
4. 異動ダミー
5. 時間外勤務時間変動
6. 教員年齢ダミー
7. 管理職ダミー
8．WE
9. 抑鬱傾向

2

3

4

5

6

7

8

9

1.000-.064--

1.000---.133*--.156**

1.000--.023--.032---.021--

1.000---.086--.102†--.008--.000--

1.000--.045--.048--.078--.082---.064--.089--.358**.037--.162**.016--.367**.393**-.214**-.214**.073---.019---.013--.205**

1.000---.351**-.051--.120*--.015--.092†--.025---.180**-.391**

Note: N=340. † p <.10. * p <.05. **p <.01.

1.000-1.000-1.000--

WE=ワーク・エンゲイジメント.

表 3 学校レベル変数の相関マトリクス
変数

1. 児童生徒数 Z スコア
2. ベテラン教員比率
3. 男性教員比率
4. 過労死ライン超過率

1

2

3

4

1.000
-.127

1.000

-.265

-.270

1.000

.182

-.039

-.011

1.000

Note: N=34.

を提示している。主観的幸福感の標準化残差と時間外勤時間の標準化残差の推計には，Wave 1～Wave 3のデータを使用している。その他変数については，Wave 3 のデータを使用している。
（2）マルチレベルモデリング
教員が保有する 3 種類のキャリア資本要因と職務環境としての時間外勤務時間は，教員のウェルビーイングに対してどのような影響を及ぼすのであろうか。この「研究課題 1」を解明するために，Model 0～Model 4 に示す
マルチレベル分析を実施した。また，教員が保有するキャリア資本が，時間外勤務時間とウェルビーイングの関係
に対する調整効果を持つかどうかを検証（「研究課題 2」）するために，Model 5～Model 9 のマルチレベル分析を実施した。以下，研究課題 1 については，直接効果・間接効果の 2 つの視点から，研究課題 2 については，調整効果の視点からの検討を行う。
直接効果：個人レベル変数と学校レベル変数を投入した Model 4 を見ると，主観的幸福感変動に対しては，3種類のキャリア資本のうち，心理資本としてのワーク・エンゲイジメント（B=0.037，p <.01），健康資本としての抑鬱傾向（B=-0.051，p <.01）の効果が認められた。主観的幸福感変動に対する人的資本と時間外勤務時間変動の40

学校改善研究紀要 2021

学術研究論文

表 4 主観的幸福感の標準化残差を被説明変数とするマルチレベルモデル〔Model 0-Model 4〕Model 0
固定効果
切片
個人レベル変数
性別ダミー〔男性 1, 女性 0〕
学校段階ダミー〔小学校 1, 中学校 0〕
異動ダミー〔有 1, 無 0〕
時間外勤務時間変動
教員年齢ダミー〔50 歳以上 1, その他 0〕
管理職ダミー〔管理職 1, その他 0〕
ワーク・エンゲイジメント
抑鬱傾向
時間外勤務時間変動×教員年齢ダミー
時間外勤務時間変動×管理職ダミー
時間外勤務時間変動×ワーク・エンゲイジメント
時間外勤務時間変動×抑鬱傾向
学校レベル変数
児童生徒数 Z
ベテラン教員比率
男性教員比率
過労死ライン超過率
変量効果
学校内分散
学校間分散
ICC
適合度指標
-2LL
AIC
BIC
Note: 個人レベル N=340. 学校レベル N=34.

†

Model 1Model 2Model 3Model 4

B

SE

B

SE

B

SE

B

SE

B

SE

-0.01

0.067

0.124

0.139

0.109

0.142

-0.785**0.268-1.523**

0.499

0.097
-0.251†
0.045

0.109
0.141
0.129

0.119
-0.2390.042-0.106†

0.109
0.145
0.129
0.055

0.045
-0.070-0.008-0.0640.100-0.1210.037**-0.050**

0.108
0.130
0.119
0.050
0.107
0.167
0.007
0.012

0.055
0.025
-0.033-0.0820.038-0.0990.037**-0.051**

0.110
0.167
0.120
0.052
0.113
0.169
0.007
0.012

0.058
0.645†
0.320
0.660†

0.069
0.358
0.554
0.384

0.952**
0.076
0.047
0.032
0.047

0.958**
0.077
0.032
0.029
0.032

0.945**
0.076
0.039
0.031
0.040

0.788**
0.064
0.024
0.025
0.030

0.786**
0.064
0.017
0.024
0.021

958.043
962.043969.683

960.659964.659972.282960.938
964.938
972.554913.653917.653925.245910.632914.632
922.199

p <.10. * p <.05. **p <.01.

41

檜垣・露口：教員のキャリア資本がウェルビーイングに及ぼす影響

表 5 主観的幸福感の標準化残差を被説明変数とするマルチレベルモデル〔Model 5-Model 9〕
Model 5
固定効果
切片
個人レベル変数
性別ダミー〔男性 1, 女性 0〕
学校段階ダミー〔小学校 1, 中学校 0〕
異動ダミー〔有 1, 無 0〕
時間外勤務時間変動
教員年齢ダミー〔50 歳以上 1, その他 0〕
管理職ダミー〔管理職 1, その他 0〕
ワーク・エンゲイジメント
抑鬱傾向
時間外勤務時間変動×教員年齢ダミー
時間外勤務時間変動×管理職ダミー
時間外勤務時間変動×ワーク・エンゲイジメント
時間外勤務時間変動×抑鬱傾向
学校レベル変数
児童生徒数 Z
ベテラン教員比率
男性教員比率
過労死ライン超過率
変量効果
学校内分散
学校間分散
ICC
適合度指標
-2LL
AIC
BIC
Note: 個人レベル N=340. 学校レベル N=34.

†

Model 6

Model 7

Model 8Model 9

B

SE

B

SE

B

SE

B

SE

B

SE

-1.545**0.505-1.450**0.497-1.546**0.500-1.557**0.501-1.506**

0.508

0.066
0.024
-0.007-0.169*0.047-0.1270.038**-0.049**0.169†

0.109
0.169
0.120
0.072
0.112
0.169
0.007
0.012
0.100

0.041
0.023
-0.050-0.0470.051-0.0630.036**-0.051**

0.109
0.166
0.119
0.053
0.112
0.168
0.007
0.012

0.062
0.038
-0.034-0.2080.037-0.0980.037**-0.051**

0.110
0.168
0.120
0.179
0.113
0.169
0.007
0.012

0.066
0.035
-0.029-0.0230.024-0.0990.037**-0.050**

0.110
0.167
0.120
0.073
0.113
0.169
0.007
0.012

-0.466*

0.198
0.004

0.006
-0.012

0.010

0.069
0.042
-0.012-0.221
0.053-0.0900.036**-0.046**
0.263*-0.639**0.004-0.012

0.108
0.171
0.119
0.257
0.112
0.167
0.007
0.012
0.104
0.205
0.007
0.012

0.057
0.669†
0.366
0.682†

0.069
0.359
0.557
0.385

0.072
0.506
0.396
0.720†

0.072
0.367
0.565
0.395

0.757**
0.025

0.062
0.027
0.032

0.053
0.601
0.317
0.692†

0.071
0.363
0.562
0.391

0.779**
0.021

0.063
0.026
0.026

910.561914.561
922.122

0.073
0.570
0.338
0.641

0.069
0.357
0.550
0.381

0.059
0.658†
0.336
0.678†

0.069
0.358
0.555
0.384

0.775**
0.063
0.017
0.024
0.021

0.787**
0.064
0.017
0.024
0.021

0.785**
0.064
0.018
0.024
0.022

906.522910.522918.084918.576922.576930.138916.666
920.666928.228916.360
920.360
827.903p <.10. * p <.05. **p <.01.

42

学校改善研究紀要 2021

図1 教員年齢による調整効果

学術研究論文図2 管理職による調整効果

直接的な効果は認められなかった。 心理資本による教員のウェルビーイングへの直接効果は， Kurt and
Demirbolat（2019）等の先行研究において確認されている。また，健康資本としての主観的健康によるウェルビ
ーイングへの直接効果は，Høigaard et al.（2012）や露口（2020）において確認されている。本研究では，心理
資本と健康資本がウェルビーイングに対して効果を及ぼすという現象が，日本における B 市の教職員集団においても出現していることを明らかにしている。教員のウェルビーイングを向上させるためには，教員の働きがいと精神的健康が極めて重要な機能を持つとする実践的示唆が得られている。一方，主観的幸福感変動に対する人的資本と時間外勤務時間変動の直接的な効果は本研究では認められなかった。人的資本について，先行研究においてベテラン教員（Chi et al. 2014; Huang & Yin 2018）や管理職（Huang & Yin 2018）において主観的幸福感が高いとする結果を得ている。ただし，これらの先行研究は交絡要因の統制が十分ではなく，また，単純な直接効果を検証するモデルを採用しているため，本研究の方が結果の妥当性は高いと考えられる(5)。
Model 4 では，学校レベル変数の効果としては，ベテラン教員比率（B=0.645，p <.10）と過労死ライン超過率（B=0.660，p <.10）の効果が確認されている。教員の主観的幸福感は，50 歳以上のベテラン教員が多い職場において，また，超過勤務時間 80 時間以上の教員が多い職場において高まる傾向が示されている。多くの教員が子供と向き合う時間をとり，協働的・相互支援的体制で多様な職務をこなし，落ち着いた環境を維持するためには一定の長時間勤務が必要であり，こうした環境の維持が，教員の主観的幸福感を高めているものと解釈できる。
（逆に言えば，多くの教員が早く帰宅する学校では，教員の主観的幸福感が低下する）。ただし，級内相関係数
は 0.021（全分散に占める集団人レベル変数の説明量は 2%程度）であり，教員の主観的幸福感の変動に及ぼす
勤務校の影響は小さいと言える。
それでは，教員が保有する 3 種類のキャリア資本は，教員の主観的幸福感変動をどの程度説明するのであろうか。Model 2 及び Model 3 の学校内分散値からは，固有の説明量として 16.6%（{（0.945-0.788）/0.945}*100））の数値を算出できる。同様の方法で算出した時間外勤務時間の分散説明量は 1.4%（{（0.958-0.945）/0.958}*100））であり，教員の 3 種類のキャリア資本による説明量の相対的な規模が確認されている。教員の主観的幸福感の変化は，時間外勤務時間の変動ではなく，心理資本と健康資本の状態によって説明されると言える。時間外勤務時
間を減らしても，教員のウェルビーイングが高まるわけではないのである。
間接効果：Model 2 において，時間外勤務時間変動による主観的幸福感変動への効果傾向（B=-0.106，p<.10）が認められている。しかし，教員の 3 種類のキャリア資本を投入した Model 3 では，時間外勤務時間変動の効果
傾向が消失している（B=-0.064，p=n.s.）。時間外勤務時間変動は，教員の主観的幸福感変動に対して，ワーク・
エンゲイジメントや抑鬱傾向を媒介して間接的に効果を及ぼしている可能性がある。そこで，時間外勤務時間と媒介要因の候補であるワーク・エンゲイジメントと抑鬱傾向との相関関係を表 2 において確認したところ，抑鬱傾向43檜垣・露口：教員のキャリア資本がウェルビーイングに及ぼす影響（r=0.092，p <.10）との間に相関傾向が認められていた。時間外勤務時間の増加は，抑鬱傾向を高め，間接的に教員の主観的幸福感を低下させるという影響関係にあると解釈できる。先述したように，集団レベルでの時間外
勤務時間が長い学校に勤務する教員は主観的幸福感が向上する傾向がある。ただし，個人レベルで見た場合，時間外勤務時間が過去よりも増加している教員は，主観的幸福感の低下を経験する可能性が高まるのである。時間外勤務時間の効果については，「集団レベル」と「個人レベル」，「現状」と「過去からの変動」の 2 つの視点をもって分析を行うことの必要性が示唆されている。
調整効果：研究課題 2 の解明にあたり，Model 5～Model 9 のマルチレベル分析を実施した。全ての交互作用項を投入した Model 9 の結果を見ると，時間外勤務時間変動×教員年齢ダミー（B=0.263，p <.05），時間外勤務
時間変動×管理職ダミー（B=-0.639，p <.01）において調整効果が出現していた。人的資本に調整効果が認められる一方，心理資本と健康資本については認められなかった。
教員年齢の調整効果（図 1）を見ると，50 歳代以上の教員は，時間外勤務時間が過去よりも増加したとしても，主観的幸福感は変化しない。つまり，主観的幸福感が時間外勤務時間の影響を受けていない。ところが，20-40
歳代の教員は，時間外勤務時間の増加が，主観的幸福感の低下に影響を及ぼしている。この調整効果の成立には，以下の 3 つの解釈方法がある。第 1 は，「家庭環境」仮説である。20 歳代教教員が少ない B 市では，30-40
歳代の子育て世代が，20-40 歳代カテゴリーの中核を占める。ワーク･ライフ・バランスが最も求められる世代の時
間外勤務時間の増加は，家庭生活への負の影響や，それがもたらす職務遂行への循環的な負の影響をもたらし，
ひいては主観的幸福感の低下を招くものと解釈できる。これに対して 50 歳代以上の教員は，介護等に従事している可能性もあるが，子育てが一段落し，裁量時間が増加している可能性がある。第 2 は「職務集中」仮説である。
20-40 歳代教員には，当初より相当量の職務が分担されており，さらなる職務の追加及び困難化による時間外勤務時間の増加が，主観的幸福感を低下させるという解釈も成り立つ。第 3 は，「能力向上」仮説である。50 歳代以上の教員は，これまでの教職経験=キャリア蓄積を通して，若年層・中堅層教員よりも，より高度な環境対応能力を習得しており，この教職経験=キャリア蓄積によって，時間外勤務時間の増加という環境変化にうまく対応できている解釈も成り立つ。
また，管理職の調整効果（図 2）を見ると，非管理職は時間外勤務時間が主観的幸福感にそれほど影響を及ぼしていない。しかし，管理職は時間外勤務時間の増加が主観的幸福感の低下に強い影響を及ぼしていた。管理職
は Wave 1 及び Wave 2 時点での時間外勤務時間が非管理職よりも長く，高水準状態からさらに増加するため，
主観的幸福感へのダメージが大きいものと解釈される。また，増加分の職務内容が，行政文書作成等の事務的業務や保護者対応等，心理的負担が大きい職務の可能性がある。また，赴任 1 年目の管理職が多い（管理職38.8%，非管理職 19.6%）ことや，複式学級解消のために教頭が学級担任を務める学校があることも，時間外勤務時間の増加を招きやすい要因であると言える。

5．結語
本研究は，3 種類のキャリア資本の蓄積と活用によるウェルビーイングへの影響について，時間外勤務時間の影響を考慮した上で検討を試みた。研究課題 1・2 に係る分析の結果，以下の 3 点の知見が得られた。
第 1 は，教員のウェルビーイング上昇（主観的幸福感変動）に対する，心理資本（ワーク・エンゲイジメント）と健康資本（抑鬱傾向の抑制）の効果が認められた点である。学校経営場面において，教員の働きがい経験と精神的健康状態の蓄積が，教員のウェルビーイング向上において重要であるとする示唆が得られている。
第 2 は，時間外勤務時間がウェルビーイングに対して間接効果を及ぼす点である。時間外勤務時間の増減は，
ウェルビーイングと直接的な関係を有していない。時間外勤務時間が増えたとしても，また，減少したとしても教員のウェルビーイングには直接影響を及ぼさない。時間外勤務時間の増加が健康資本を蝕むとき，教員のウェル
ビーイングは下降する。やむをえず時間外勤務時間の増加する状況にあっても，健康資本の縮減を食い止める経
営的･実践的工夫が実施されるならば，ウェルビーイングの下降を食い止めることが可能である。
第 3 は，人的資本（50 歳代以上ダミー・管理職ダミー）が，職務環境変動（時間外勤務時間変動）とウェル

44

学校改善研究紀要 2021

学術研究論文ビーイング変動（主観的幸福感変動）の関係における調整効果を有する点である。50 歳代以上のベテラン教員は，時間外勤務時間の変動が主観的幸福感の変動に結びつかないが，20-40 歳代の教員は，時間外勤務時間の増加
が，主観的幸福感の下降を招いていた。また，非管理職は，時間外勤務時間の変動が主観的幸福感の変動にほ
とんど結びつかないが，管理職は，時間外勤務時間の増加が主観的幸福感の大幅な低下を招いていた。
これらの知見は，今後，教員のウェルビーイング向上を意図する政策を展開する際に，重要な示唆を与える。
本研究では，教員のウェルビーイングの直接・間接・調整効果の検討を通して，ウェルビーイングの向上のためには何が重要であり，誰を優先的に支援すべきかについての方向性が確認できた。教員のウェルビーイング向上のためには，ワーク・エンゲイジメント（心理資本）と抑鬱傾向（健康資本）への配慮が特に重要である。また，優先的に考慮すべきは，20-40 歳代教員及び管理職の時間外勤務時間の増加である。
最後に，本研究の課題と今後の展望について記述する。
第1は，ウェルビーイングとキャリア資本の代理指標設定である。本研究では，人的資本の代理指標をベテラン
教員（キャリア蓄積）と管理職（キャリア上昇）という観測可能な変数を設定した。人的資本の代理指標としては，観測可能な変数として，これらの他にも学歴（学士･修士･博士），研修歴，主任層ポスト経験等が考えられる。
教員にとっての人的資本とは何か，それらはどのように測定できるのか等の問いについて，今一度検討する必要がある。このことは，ウェルビーイング及び心理資本・健康資本についても同様である。
第2は，教員が保有するキャリア資本のうち，経済資本，文化資本，社会関係資本が分析モデルに含まれていない点である。これは，二次データ利用の限界点でもある。今後は，人的資本・心理資本・健康資本に，経済資
本・文化資本・社会関係資本を加えた分析モデルを構築し，これらの諸資本とウェルビーイングとの関係を検証する作業が必要となる(6)。
第 3 は，学校レベル変数の改善である。本研究では，教員属性と勤務特性のデータから，児童生徒数，ベテラ
ン教員比率，男性教員比率，過労死ライン超過率の 4 つの学校レベル変数を設定した。しかしながら，これらの変数では，学校組織の特性を十分に補足できていない。学校レベルでの社会関係資本，組織文化，専門職の学
習共同体，リーダーシップ等の学校組織において教員のウェルビーイングに影響を及ぼすと想定される変数を含めた分析モデル構築が必要となる。
第 4 は，キャリア資本の蓄積と活用過程の記述分析の実施である。本研究の計量的アプローチでは，キャリア
資本の蓄積量の効果は検証できたとしても，資本の活用過程については検討が及んでいない。記述的･解釈的なアプローチによる資本活用過程の解明を志向した研究が求められる。
註(1)

平成 28 年度「学校教員統計調査」及び「文部科学統計」に基づく推計である。定年以外の離職者数を教員数で割った数値である。公立小学校 1.5%（離職者 6,007 名／教員数 410,397 名），中学校 1.5%（離職者 3,459 名／教員数 236,947
名），高等学校 1.0%（離職者 1,775 名／173,473 名）といった結果が得られている。

(2)

本研究は二次データを利用した研究である。経済資本，文化資本，社会関係資本については，これに相当するデータがないため，今回はキャリア資本変数として扱うことができない。教員のウェルビーイングを規定する重要な変数であると考えられるため，今後の調査研究デザインにおいてこれらの変数を採り入れたい。

(3)

日本語版尺度 https://hp3.jp/wp-content/uploads/2018/01/UWES1.3.pdf（島津明人研究室）(4)

日本語版尺度 https://www.ncnp.go.jp/nimh/behavior/phn/depanx_manual.pdf（国立精神・神経医療センター）(5)

ただし，国家を超えての効果の相違の解釈については，文化的差異についての配慮が必要である。

(6)

教員が保有する社会関係資本（特に信頼）によるウェルビーイングへの影響は，複数の先行研究（Becker，Goetz，Morger，& Ranellucci 2014; Skaalvik & Skaalvik 2018; 高木 2019）において確認されている。

謝辞
調査にご協力いただきました A 県 B 市の教職員の皆様に，心より御礼申し上げます。なお，本研究のデータ解析は，科学研究費補助金・挑戦的研究（萌芽）17K18649，同基盤研究（B）20H01683 の助成を受けて実施されました。

45

檜垣・露口：教員のキャリア資本がウェルビーイングに及ぼす影響

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47

檜垣・露口：教員のキャリア資本がウェルビーイングに及ぼす影響

資料1 ワーク・エンゲイジメント（UWES; Wave 1）の主成分分析結果
項

目

職場では、元気が出て精力的になるように感じる。
仕事は、私に活力を与えてくれる。
仕事に没頭しているとき、幸せだと感じる。
仕事をしていると、活力がみなぎるように感じる。
朝、目が覚めると、さあ仕事（学校）に行こう、という気持ちになる。
仕事をしていると、つい夢中になってしまう。
自分の仕事に誇りを感じる。
仕事に熱心である。
私は仕事にのめり込んでいる。

成分
.879
.855
.848
.822
.799
.746
.744
.742
.734

共通性
.773
.732
.720
.676
.639
.557
.553
.551
.539

資料2 抑鬱傾向（K6; Wave1）の主成分分析結果
項

目

気分が沈み込んで、何が起こっても気が晴れないように感じた。
絶望的だと感じた。
何をするにも骨折りだと感じた。
そわそわして落ち着きがないと感じた。
神経過敏であると感じた。
自分は価値のない人間だと感じた。

成分
.869
.830
.774
.755
.739
.738

共通性
.755
.689
.598
.570
.546
.545

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