学校改善研究紀要 2020

学術研究論文学校改善研究紀要 2020: 63-75

学術研究論文高校教員のワーク・エンゲイジメントを規定する要因は何か？

武智義尚 a，露口健司 b
a 愛媛県立松山工業高等学校
b 愛媛大学s56ytake@gmail.com

tsuyuguchi.kenji.mg@ehime-u.ac.jp

要約：本研究の目的は，公立高校教員の働き方改革の成果指標としてのワーク・

キーワード

エンゲイジメントに焦点を絞り，その規定要因を解明することである。

ワーク・エンゲイジメント

A 県高等学校教職員組合の協力を得て，「高校教員のやりがいに関する質問紙

主観的幸福感調査」を実施した。教育研究大会において参加者に配布し，後日郵送で回収した。

働き方改革

344 名の対象者のうち，206 名からの回答があり，回収率は 60.6％ 2 であった。

高校教員

分析結果より，高校教員のワーク・エンゲイジメントは，「授業改善の達成感」「授業準備の達成感」「新規課題対応の必要感」「主観的幸福感」等の要因によって規定されることが分かった。そして，考察過程を通して，教員のやりがい（ワーク・エ
ンゲイジメント）を高める働き方改革のためには，「時間」短縮よりも，「学習・研究時間の確保」，「新規課題への対応意欲」，「実質的なワーク・ライフ・バランスの維持」がより重要であるとする知見が得られた。

１ ．はじめに本研究の目的は，公立高校教員の働き方改革の成果指標としてのワーク・エンゲイジメントに焦点を絞り，その規定要因を解明することである。
2020 年度から実施される大学入学共通テストや，2022 年度から実施される新学習指導要領を前にして，高校の教育現場は変革期を迎えつつある。育成すべき生徒像の転換によって，教員に求められる資質・能力も大きく変わりつつある。本研究の調査対象自治体では，高校におけるアクティブ・ラーニングに力を入れており，これまでの授業モデルを抜本的に変えなければならない局面にある。また，「地域とともにある学校づくり」や「魅力ある学校づくり」の方針も高校に求められており，高校教員は地域連携・協働による地域活性化のために相当量の労力を投入している。教育政策・事業の変化に対応するために，高校教員には新たな役割が求められ，また，その役割が拡大している。調査対象自治体においても，高等学校教諭の平均勤務時間は平日 11 時間 33 分，土日 4 時
間 13 分とする結果が得られており，長時間勤務の実態が確認されている 1。
今日，教員の時間外勤務時間の把握（文部科学省 2016）や長時間勤務の原因分析（青木 2019; 神林 2017;
リベルタス・コンサルティング 2018），負担軽減やワーク・ライフ・バランス実現等に向けた様々な提案（妹尾 2017,2019; 中央教育審議会 2019; 藤原 2019）が行われている。各自治体も業務改善ポリシーを設定し，時間外勤務
時間の短縮に努めている。しかしながら，教員の長時間勤務の解消への道程は容易ではない。中央教育審議会（2019）では，この 10 年間，教員の時間外勤務時間が減少しなかった理由を検討するとともに，これまでとは異なる戦略で臨もうとしている。時間外勤務時間の上限設定は，その最たるものであろう。厚生労働省が定める過労63

武智・露口：高校教員のワーク・エンゲイジメントを規定する要因は何か？

死の労災認定基準「1 か月当たり 80 時間以上の時間外労働（=過労死ライン）」を厳守すべきとする管理職の意
識は，10 年前にはほとんど認められないものである。また，周知の通り，『公立学校の教師の勤務時間の上限に関するガイドライン』では，特例的な扱いを示しつつも，上限の目安時間として，「1 か月の在校等時間の総時間から条例等で定められた勤務時間の総時間を減じた時間が，45 時間を超えないようにすること。1 年間の在校等
時間の総時間から条例等で定められた勤務時間の総時間を減じた時間が，360 時間を超えないようにすること。」
を設定するに至っている。
文部科学省の方針を受け，地方教育委員会及び学校現場では，教員の働き方改革の成果指標を「時間（時間外勤務時間）」短縮に置く風潮が強化されている。パソコンでの勤務時間管理，タイムカードの設置，学校管理職
による勤務時間調査等の徹底が進行している。「時間」は，明確に目に見える数値であるだけに，地方教育委員会及び学校現場において優先順位の高い指標として認識されやすい。学校で実施されている勤務時間調査は，学校内での時間外勤務時間の測定であり，持ち帰り仕事は対象に含まれない。学校での仕事を家庭に持ち帰るため，
実質の勤務時間は何も変わらず，管理強化が進行したと感じている教員も，少なからず存在する。
働き方改革の成果指標を「時間」短縮に特化するマネジメント手法は，本当に望ましいものなのだろうか。「時間」短縮によって，教員のやりがい等の認知的側面が抑制されるといった現象は発生していないだろうか。時間管理が強化される以前，多くの教員は，プロフェッショナルとしての矜持を基盤として，生徒のことを第一に考え，生徒に寄り添い，教材研究や研修に勤しんできた。上方向からの他律的な時間管理は，教員のプロフェッショナルとしての側面，すなわち，専門性・自律性・奉仕貢献性の水準を低下させ，ひいては，やりがい等の認知的側面にダメージを与える可能性があるのではないだろうか。教員の職業ストレス（高木 2015）や業務負担（神林 2017）の原因解明を試みた我が国の著名な研究では，勤務時間内－ 時間外に単純化した労働時間ではなく，教員が遂行している様々な職務についての勤務時間に焦点化した上で，心理的ストレスへの影響力の解明を試みている。これらの研究からは，時間外勤務時間を一律に，そして，強制的に短縮させるというアプローチよりも，各学校レベルにおいて，教員がどのような職務に心理的ストレスを感じているのかを精査した上で，同僚性の活用を通して業
務改善を進め，心理的ストレスをやりがいと幸福感に転換するマネジメント手法を採用すべきことが示唆される。
以上より，本研究では，教員の働き方改革の成果指標として，「時間」短縮ではなく，認知的側面としての「やりがい」の設定を提案する。ただし，この概念はかなり抽象的であるため，代理指標として「ワーク・エンゲイジ
メント」の概念を用いて測定・分析・考察を行う。
「時間」短縮は，教員の働き方改革の最終的な成果指標というよりも，ワーク・エンゲイジメントの文脈変数として位置づけた方が適切であると考える。時間外勤務時間の短縮
は，持ち帰り仕事に切り替えることで，また，手を抜くことでも達成可能である。こうした概念を働き方改革マネジメ
ントの成果指標の中核に設定することは適当ではなく，学校現場の合意を得ることは困難であると考えられる。
ワーク・エンゲイジメントとは，「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。エンゲイジメントは，特定の対象，出来事，個人，行動などに向けられた一時的な状態ではなく，仕事に向けられた持続的かつ全般的な感情と認知」（島津 2014:28）を意味する。測定項目としては，「方法（後述）」において示す 9 項目測定法（日本版 UWES: Utrecht Work Engagement Scale）が有名である。ワー
ク・エンゲイジメントは，「バーンアウト」の対極にあると考えられている。また，「ワーカホリズム」と類似した概念のように見えるが，ワーカホリズムは活動水準が高いものの仕事への態度にネガティブな傾向がある状態を示す
ため，ワーク・エンゲイジメントとは異なる概念である。職務の快適さは高いが活動水準が低い「職務満足」とも異なる概念である。Høigaard，Giske，and Sundsli（2011）は，これらの概念間の相違を明らかにした上で，教員のワーク・エンゲイジメントがバーンアウトと離職傾向を抑制し，職務満足を高める効果を有している実態を解明している。
働き方改革の議論は，公立小・中学校教員が中心であり，公立高校教員を対象とした研究や実践報告は少数である。少子化で厳しい競争環境に置かれている高校では，学習指導，進学指導，部活動，魅力づくり等の成果
が学校の存続と直結する面がある。また，専門教育学科を持つ高校では，実験場管理・検体管理・機材管理・農場管理等，小・中学校にはない業務を教員が担当している。働き方改革を検討する上で，公立小・中学校教員とは異なるアプローチが必要であると考えられる。それでは，高校教員の働き方改革，特にやりがいを高めるよう

64

学校改善研究紀要 2020

学術研究論文な働き方改革はどのように進めると良いのであろうか。こうした問いに対する示唆を得るために，本研究では，調査対象自治体を事例として，高校教員のやりがい（代理指標としてのワーク・エンゲイジメント）が一体何によって規定されているのかを，明らかにしていきたい。

２ ．先行研究の検討と研究課題の設定（1）ワーク・エンゲイジメントの規定要因に関する先行研究
ワーク・エンゲイジメントの規定要因は多様である。本研究では，①時間外勤務時間，②プロフェッショナ
ルとして授業力向上に臨む意識，③ワーク・ライフ・バランスの代理指標としての主観的幸福感の 3 つに焦点を絞り，ワーク・エンゲイジメントの規定要因の探索的分析を試みる。まずは，これらの視点についての先
行研究の動向を検討する。
1）時間外勤務時間
教員のワーク・エンゲイジメントに対しては，時間外勤務時間が少なからず影響を及ぼしているものと予測される。ただし，このことについての教員を対象とした先行研究は見当たらない。勤務時間のネガティブ指標（心理的ストレスや業務負担）への効果についての研究は多いのだが，ポジティブ指標への効果を対象とする研究は，管見の限り，皆無である。ただし，民間企業の従業員を対象とした調査研究としては，中原・パーソル総合研究所（2018）が報告されている。時間外勤務時間 45-60 時間の層までは，時間外勤務時間の長さがエンゲイジメントを蝕む。ところが，60-80 時間の層及び 80 時間以上の層になると，エンゲイジメント
が上昇し始めるのである。時間外勤務時間とエンゲイジメントとの関係は，線形関係ではなく，U 字の非線型関係にあることが確認されている。ただし，時間外勤務時間と情緒的消耗感は線形関係にあり，時間外勤
務時間が長いほど，情緒的消耗感が高くなる実態も，同書では示されている。
2）プロフェッショナルとしての授業力向上認知
教員のワーク・エンゲイジメントの規定要因として，職場資源や信頼関係に着目した研究が複数報告されている。たとえば，教員のワーク・エンゲイジメントに対して職場資源（職務における自律性，フィードバックの存在，職務の意義の理解，同僚・上司からのソーシャル・サポート等）が正の影響を及ぼすことが明らかにされている（Altunel，Kocak，& Cankir 2015; Bermejo，Hernandez-Franco，& Prieto-Ursua 2013; Köse
2016）
。教員の職務に対するワーク・エンゲイジメント，すなわち，活力・熱意・没頭に特徴づけられる仕事に関連するポジティブで充実した心理状態は，職場において自由裁量があり職務遂行の際の自律性が高いこと，同僚や上司からの職務遂行に対する適切なフィードバックが存在すること，職務の意義を理解できている
こと，同僚や上司からの情緒的・道具的支援が期待できること等によって影響を受けるのである。プロフェッショナルとしての自律性が保障され，フィードバック等による専門性向上の機会が確保されていることが，ワーク・エンゲイジメントの規定要因であると解釈できる。
また，信頼関係（同僚・上司，生徒・保護者との信頼関係）によるワーク・エンゲイジメントへの効果を明らかにした研究も報告されている（Gulbahar 2017）。この調査結果から，同僚・上司及び生徒・保護者との信頼関係の構築が，教員のやりがいの源であると解釈できる。教員が児童生徒や保護者のために奉仕貢献し，児童生徒の成長を共有することで，また，こうした成果を同僚・上司との協働活動を通して実現することで信頼関係は醸成され，それが教員のやりがいに結合していくのであろう。ただし，先行研究では，具体的にどのような職務が教員のワーク・エンゲイジメントを高め，どのような職務がそれを低下させているのか，
職務の具体的内容に立ち入って分析した研究は確認されていない。
先行研究では，ワーク・エンゲイジメントを高める要因として，プロフェッショナルとしての自律性保障，フィードバック等による専門性向上の機会の確保，生徒・保護者への奉仕貢献行動や同僚・上司との協働活動を通して得られる信頼関係の影響を指摘している。これらの要因は学校組織で言えば，協働的な「授業力向上」の実践に集約化されると考えられる。プロフェッショナルとして授業力向上についての高い意識を持ち，同僚との協働活動を含む実践を通して達成感を認識することで，教員のワーク・エンゲイジメントが高まるも65

武智・露口：高校教員のワーク・エンゲイジメントを規定する要因は何か？

のと考えられる。
3）ワーク・ライフ・バランスの代理指標としての主観的幸福感
さらに，教員のワーク・エンゲイジメントは，主観的幸福感による影響を受けていると予測できる。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。測定方法としては，Diener，Larsen，Levin，& Emmons（1985）の SWLS（Satisfaction With Life Scale）が有名である。また，Fordyce（1988）が提唱している一般的幸福尺度（Happiness／Unhappiness Scale）も有名である。これは，最高に幸福な状態を 10，最高に不幸な状態を 0 として，現在の状況を 11 段階尺度で測定する方法である。OECD の幸福度調査においても使用されている（OECD 2017）。ワーク・エンゲイジメントは仕事の局面に限定された概念であるが，主観的幸福感
は特に場面を特定しない限りは，家庭生活の状態も含む包括的な概念となる。この得点が高い教員は，家庭と仕事のいずれかに不調があるわけではなく，両面の満足感が高いため，ワーク・ライフ・バランスがとれている教員であると考えることが可能である。
教員の主観的幸福感に関する研究はここ数年増加傾向にある。たとえば，教員の許しと感謝に基づく行動
が主観的幸福感を高めるとする研究（Chan 2013）が報告されている。また，Mclnerney，Korpershoek，Wang，and Morin（2018）は，教師の職務における自由裁量の拡充や弾力的な職務遂行が教師の主観的幸福感を高めることを報告している。同じく，Cumming（2016）は，上司や同僚との信頼関係が，教師の主
観的幸福感に影響を及ぼすことを明らかにしている。さらに，Chi，Yeh，and Wu（2014）では，校長のリーダーシップと教師の主観的幸福感との正の相関関係を明らかにしている。日本では，高木（2019）が，教員の幸福度に対するキャリア適応力の正の影響を明らかにしている。キャリア適応力とは，職業人が自らの能力や適性にあわせて職業上の希望を持ち，職業や職場から要請される様々な内容を受けつつ自立的な能力開発を行うことで，個人と環境の間の葛藤を改善する能力・態度であるとされている。学習を通して，個人と環境の葛藤を調整する力，問題を解決していく力を持つことが，教員の幸福度の向上に寄与するものと解釈できる。問題解決能力や職能成長を図ることが，教員の幸福感を高める上で重要であるとする点が示唆されている。
近年では，主観的幸福感を成果変数ではなく，文脈変数として扱う研究が注目されている。主観的幸福感
が個人の創造性や生産性，組織的成果を高めるとする論調は，Lyubomirsky（2007）や前野（2019）おいて主張されている。
「幸福だからうまくいく」とする発想は，アラン（Alain 1928）の幸福論において既に示されており，主観的幸福感が個人的・組織的成果を高めるのであるから，主観的幸福感を向上させる方法に焦点を当てるべきとする理論がそこでは展開されている。なお，主観的幸福感がもたらす効果については，教員を対象とした調査研究も既に報告されている。たとえば，Jalali and Heidari（2016）は，イランの小学校
教師 330 名を対象として，主観的幸福感による個人的な職務成果（job performance）への効果を検討している。主観的幸福感は職務成果の 16%を説明するとの結果を得ている。また，教師の主観的幸福感は，学級の雰囲気，生徒と教師の信頼関係，生徒のモチベーションや学力水準とも関連性を持つことも先行研究において解明されている（Brouskeli，Kaltsi，& Loumakou 2018; Mclnerney et al.2018）。しかしながら，教員の主観的幸福感によるワーク・エンゲイジメントへの影響については，検討が進展していない。
（2）研究課題の設定
以上の先行研究の検討を通して，本研究では，高校教員のワーク・エンゲイジメントの規定要因に関する
3 つの研究課題を設定する。なお，以下の研究課題については，いずれも，教員を取り巻く個人属性，勤務校を取り巻く学校属性の影響力をコントロールした上での影響関係を想定している。
第 1 は，ワーク・エンゲイジメントと時間外勤務時間の関係についてである。先行研究（中原・パーソル総合研究所 2018）の結果からは，時間外勤務時間が短い場合と長い場合にワーク・エンゲイジメントが高まり，中間レベル（45-60 時間）において，ワーク・エンゲイジメントが最も低いとする調査結果が得られている。高校教員の場合も，民間企業と同様の結果が得られるのであろうか。

66

学校改善研究紀要 2020

学術研究論文

第 2 は，ワーク・エンゲイジメントと授業力向上認知の関係についてである。先行研究の成果を踏まえると，教員のワーク・エンゲイジメントは，授業力向上に対する意識の持ち方によって影響を受けると考えられる。そして，授業力向上の意識については，授業力向上に対する「必要感」認知と，その実現状況の自己評価についての「達成感」認知に分けて分析を進める。高校教員に求められる授業力のうち，どの分野の「必要感」が，また，どの分野の「達成感」がワーク・エンゲイジメントに影響を及ぼしているのだろうか。
第 3 は，ワーク・エンゲイジメントと主観的幸福感の関係についてである。Lyubomirsky（2007）や前野（2019）の議論を踏まえると，教員にとって幸福な状態が個人的･組織的成果を高めるとする影響関係が想定される。本研
究では，先行研究の指摘を受け，教員の幸福感をワーク・エンゲイジメントの規定要因として仮定した上で分析を実施する。高校教員においても，主観的幸福感はワーク・エンゲイジメントを高める要因となっているのであろうか。

３ ．方法（1）調査対象と手続き
A 県高等学校教職員組合の協力を得て，「高校教員のやりがいに関する質問紙調査」を実施した。教育研究大会において参加者に配布し，後日郵送で回収した。344 名の対象者のうち，206 名からの回答があり，回収率は60.6％ 2 であった。調査票には，調査目的，調査データの使用方法を記載し，その他調査倫理については回答者に対し直接口頭で説明した。
（2）測定項目
ワーク・エンゲイジメント: ワーク・エンゲイジメントの測定尺度として頻繁に使用されている UWES（Schaufeli,
Salanova, Gonzalez-Roma, & Bakker 2002）を使用した。日本版 UWES では，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を活用する（表 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。因子分析（主因子法・プロマックス回転，因子
パターン係数を表記，以下同様）の結果，1 因子が抽出されている。9 項目を単純加算した 54 点満点でスコアを構成した。記述統計量は平均値 28.73，標準偏差 8.83，α係数は.93 であった。
時間外勤務時間: およその平日 1 日あたりの平均残業時間を 30 分単位で質問し，当該数値についての 22 日分の推計時間数を算出した。平均値 70.90，標準偏差 32.35 であった。分析にあたっては，40 時間未満（27.7%），
40 時間以上-60 時間未満（27.2%），60 時間以上-80 時間未満（18.8%），80 時間以上-100 時間未満（15.8%），
100 時間以上（10.9%）の 5 群に集約化した。
教員の授業力向上認知: 授業力向上の必要感と達成感の質問項目の作成にあたっては，「小中学校教員の勤務に関する意識及び実態調査」（新潟教育研究所 2012）「授業力診断シート」，（東京都教職員研修センター 2005），「校内研修サポートブック 指導力向上をめざして」（高知県教育センター 2005）を参考にし，17 項目を新たに作成し，調査を実施した。必要感の尺度は「大変必要（4）」「少し必要（3）」「あまり必要でない（2）」「全く必要でない（1）」の 4 件法である。達成感の尺度は，「ほとんどできている（4）」「少しできている（3）」「あまりできていない（2）」「全くできていない（1）」の 4 件法である。授業力向上における必要感に関する 17 項目の因子分析の結果，3 因子が抽出され，全分散の 57.18%が説明されていた（表 2 参照）。それぞれ，「授業改善の必要感（平均値 3.47，標準偏差.41，α係数.90）」「授業準備の必要感（平均値 3.44，標準偏差.51，α係数.71）」「新規課題対応の必要感（平均値 3.16，標準偏差.62，α係数.71）」と命名した。また，達成感についても，必要感と同じ項目を使用し，3 変数を作成した。すなわち，「授業改善の達成感（平均値 2.80，標準偏差.38，α係数.84）」「授業準備の達成感（平均値 2.66，標準偏差.57，α係数.60）」「新規課題対応の達成感（平均値 2.46，標準偏差.57，α係数.71）」である。
主観的幸福感: 主観的幸福感の尺度としては，既述したように，Diener et al.（1985）が開発した SWLS や，
Fordyce（1988）が提唱した一般的幸福尺度がある。本研究では，OECD の幸福調査にも使用されている一般的
幸福尺度を使用する。一般的幸福尺度とは，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67

武智・露口：高校教員のワーク・エンゲイジメントを規定する要因は何か？

態を 1 項目 11 段階尺度で測定する方法である。最近 1 ヶ月（調査年度の 6 月）の幸福感について，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，教員に対して回答を求めた。尺度は 0～10 の 11 件法である。記
述統計量は，平均値 5.92，標準偏差 2.16 であった。
統制変数: 性別ダミー（女性=1, 男性=0），教職経験年数（10 年区間の 4 区分），教諭ダミー（教諭=1, その他=0），学校規模（小（11 学級以下）
・中（12-18 学級）
・大規模校（19 学級以上）の 3 区分），勤務校所在地
区（教育事務所別 3 カテゴリー），普通学科ダミー（普通学科=1, その他=0）の 6 つの属性変数を設定した。また，学校環境特性を，生徒・保護者・地域の変容の視点から測定し，統制変数に加えた。以前（約 5 年前）に比べた生徒や家庭の現状の変化に関する 12 項目について，教員に対して回答を求めた（表 3 参照）。尺度は，「とてもそう思う（4）」「少し思う（3）」「あまり思わない（2）」「全く思わない（1）」の 4 件法である。因子分析を実施したところ，「生徒の変容」に関する因子（9 項目）と「保護者・地域の変容」に関する因子（3 項目）の 2
因子が析出され，全分散の 46.12%を説明していた。新たに合成化した変数「生徒変容」は，平均値 3.06，標準偏差.52，α係数.87 であった。
「保護者・地域変容」は，平均値 2.56，標準偏差.55，α係数.70 であった。
表1「ワーク・エンゲイジメント」尺度の因子分析の結果
項

目

平均値

標準偏差

3.71
4.12
4.08
4.19
4.28
4.76
4.09
3.86
4.71

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

因子

1.28
1.43
1.27
1.05
1.15
1.30
1.14
1.23
1.13

共通性
.710
.696
.689
.677
.677
.606
.630
.556
.384

.842
.834
.830
.823
.794
.778
.775
.745
.620

Note. N=204. 説明量は 61.64%である。

表2「教員の授業力向上認知」尺度の因子分析結果
項

目

生徒の到達度の把握や評価の工夫
配慮を要した生徒への指導や支援
メリハリのある授業展開
板書の工夫
生徒の実態把握
発問の工夫
計画に沿った授業の時間配分
教師としての情熱・熱意を持つこと
授業改善の意欲を持つこと
授業後の省察（振り返り）
授業における適切な目標設定
同僚性の構築授業の準備時間の確保
教材研究
適切な家庭学習等の課題の出題
ICT 機器の活用
アクティブ・ラーニングの実践
因子間相関係数

平均値

標準偏差

3.44（2.70）
3.44（2.63）
3.55（2.82）
3.32（2.74）
3.71（2.91）
3.48（2.78）
3.21（2.83）
3.68（3.15）
3.61（2.94）
3.43（2.66）
3.46（2.86）
3.27（2.59）
3.56（2.64）
3.69（2.78）
3.09（2.57）
3.11（2.37）
3.20（2.54）.590（.569）.589（.623）.528（.602）.677（.633）.499（.621）.575（.638）.661（.674）.528（.622）.573（.649）.604（.609）.565（.599）.680（.727）.590（.791）.532（.700）.757（.794）.701（.805）.708（.705）
第 1 因子
第 2 因子
第 3 因子

第 1 因子

第 2 因子

第 3 因子

共通性

.784
.765
.751
.729
.715
.693
.651
.552
.534
.530
.488
.466
-.171
-.068
.017
-.129
.193
1.000
.571
.481

-.212
-.289
.001
-.079
.137
.125
-.107
.261
.309
.258
.378
.259
.911
.885
.554
.176
-.059

.083
.140
-.047
.023
-.277
-.013
.226
-.136
.010
.149
-.158
.165
.071
-.031
.279
.877
.754

.537
.527
.539
.490
.541
.579
.519
.470
.557
.587
.516
.511
.717
.718
.455
.762
.693

1.000
.250

1.000

Note. N=204. 平均値と標準偏差の数値は，「必要感（達成感）」である。因子分析は，必要感についての回答データを用いている。
説明量は第 1 因子 37.56%，第 2 因子 6.56%，第 3 因子 4.80 である。

68

学校改善研究紀要 2020

表3

学術研究論文「学校環境特性」尺度の因子分析の結果
項

目

平均

標準偏差
3.19
3.00
3.05
3.29
3.41
2.84
2.81
2.83
3.15
2.46
2.67
2.55

対人関係が苦手な生徒が増加した
集団での行動が苦手な生徒が増加した
生活習慣が不規則な生徒が増加した
生徒の平均的な学力が低下した支援を要する生徒が増加した
指導が困難な生徒が増加した
生徒の平均的な運動能力は低下した
生徒の社会的なモラルが低下した
生徒の家庭環境が複雑化した
部活動でのトラブルが増加した
保護者の理解が得られにくくなった
地域と生徒の関係が希薄化した

.714
.679
.733
.729
.648
.876
.770
.797
.721
.698
.700
.710

第 1 因子

第 2 因子

.933
.801
.753
.592
.570
.525
.458
.457
.444
-.079
.208
-.067

-.158
.019
-.058
-.024
.051
.088
.102
.299
.266
.825
.585
.577

共通性
.703
.662
.514
.333
.366
.343
.281
.477
.421
.602
.545
.288

Note. N=204. 因子間相関係数は.652 である。説明量は第 1 因子 40.44%，第 2 因子 5.68%である。

表4

記述統計量

変
数
ワーク・エンゲイジメント
性別ダミー（女性=1，男性=0）
教職経験年数 10 年未満
10-20 年未満
20-30 年未満
30 年以上教諭ダミー（教諭=1，その他=0）
学校規模 小規模校
中規模校
大規模校
勤務校所在地区 A 地区
B 地区
C 地区
普通学科ダミー（普通学科=1，その他=0）
生徒変容
保護者・地域変容
月あたり残業時間推計 40 時間未満
40-60 時間未満
60-80 時間未満
80-100 時間未満
100 時間以上
授業改善の必要度
授業準備の必要度
新規課題対応の必要度
授業改善の達成度
授業準備の達成度
新規課題対応の達成度
主観的幸福感

平均値
28.73
.27

標準偏差
8.83
.44

範囲
0-54
.00-1.00.89.31.00-1.00

.64
3.06
2.56

.48
.52
.55

.00-1.00
1.89-4.00
1.00-4.00

3.47
3.44
3.16
2.80
2.66
2.46
5.92

.41
.51
.62
.38
.57
.57
2.16

2.08-4.00
1.33-4.00
1.00-4.00
1.92-3.92
1.00-4.00
1.00-4.00
0-10

構成比
－
－
29.1
29.1
28.6
13.1
－
52.2
14.1
33.7
44.3
31.0
24.6
－
－
－
27.7
27.2
18.8
15.8
10.9
－
－
－
－
－
－
－

N
202
203
60
60
59
27
206
107
29
69
90
63
50
204
205
204
55
55
38
32
22
202
203
202
195
196
195
204

69

武智・露口：高校教員のワーク・エンゲイジメントを規定する要因は何か？

（3）分析戦略
本研究では，研究課題の解明に向けて，1 つの被説明変数と 16 の説明変数を設定した多変量解析を実施する。
ただし，本研究では，説明変数に複数のカテゴリカル変数を含むため，重回帰分析を用いることは困難である。
また，教職経験年数（あるいは学校規模，時間外勤務時間）とワーク・エンゲイジメントは，直線的な相関関係にあるとは考えにくい。これらの説明変数はカテゴリカル変数として設定し，非線形的関係を視野に入れた分析を実施する必要がある。そこで，本研究では，連続変数とカテゴリカル変数を同時に分析できる一般化線形モデル（Dobson 2002）を使用する。使用する統計ソフトは SPSS ver22.0 である。なお，ワーク・エンゲイジメント変数
は，Shapiro-Wilk の正規性検定（D=.992, p=.347）の結果から，連続量の正規分布とみなすことができる。
４ ．分析結果（1）教員のワーク・エンゲイジメントの規定要因についての探索的分析
本研究で使用する変数の記述統計量は，表 4 に示す通りである。月あたり残業時間推計では，いわゆる過労死
ラインを超える教員は 26.7%であった。主観的幸福感は，5.92 であり，OECD（2011）一般国民データで示された6.0 点よりもやや低い数値となっている。
ワーク・エンゲイジメントを被説明変数とする一般化線形モデルの分析を実施したところ，表 5 に示す結果が得られた。分析結果から，研究課題 1～3 についての検討を行う。
研究課題 1 は，高校教員のワーク・エンゲイジメントが，時間外勤務時間によって規定されるかどうかについての検証を求めるものであった。非標準偏回帰係数（B）をみると，40 時間未満カテゴリーに対して 60-80 時間カテ
ゴリー（B=3.041），80-100 時間カテゴリー（B=4.366），100 時間以上カテゴリー（B=3.578）の値を得ているが有意水準には至っていない。100 時間以上を参照点とした分析もあわせて実施しているが，同じく，統計的に有意なカテゴリーは検出されなかった。また，時間外勤務時間を独立変数，ワーク・エンゲイジメントを従属変数とする
一元配置分散分析を実施しても，統計的に有意な効果は認められていない（F=.862，p=.488）。時間外勤務時間の長短は，教員のワーク・エンゲイジメントを規定する要因ではないようである。
研究課題 2 は，高校教員のワーク・エンゲイジメントが，授業力向上認知（必要感と達成感）によって規定されるかどうかについての検証を求めるものであった。分析の結果，新規課題対応の必要感（B=2.288 p<.05），授業改善の達成感（B=4.164 p<.05），授業準備の達成感（B=2.902 p<.05）において，統計的に有意な影響が認められていた。アクティブ・ラーニングや ICT 機器活用への対応を必要な改革として捉えている教員，授業改善の手応えを実感し，教材研究・授業準備に時間をとることができている教員は，やりがいを実感する確率が高いとする結果が得られている。授業力向上認知は，高校教員のワーク・エンゲイジメントの規定要因であると解釈できる。
研究課題 3 は，高校教員のワーク・エンゲイジメントが，主観的幸福感によって規定されるかどうかの検証を求めるものであった。分析の結果，主観的幸福感は教員のワーク・エンゲイジメントに対して正の影響を及ぼしていた（B=1.322 p<.01）。職場と家庭生活を含めての幸福感が高い教員は，ワーク・エンゲイジメント状態になりやす
いことが確認された。
なお，属性要因では，高校教員のワーク・エンゲイジメントの性差と地域間差が認められた。女性であることがワーク・エンゲイジメント得点に負の効果を及ぼしている（B=-2.886, p<.05）。また，Ｃ 地区は，参照地区である A地区に比べてワーク・エンゲイジメント得点が高い（B=2.860, p<.05）。ただし，C 地区は，95%信頼区間の下限値が負の値となっており，結果の解釈には留意が必要である。

70

学校改善研究紀要 2020

表5

学術研究論文ワーク・エンゲイジメントを被説明変数とする一般化線形モデルの分析結果
説明変数

切片
性別ダミー（女性=1，男性=0）
教職経験年数 10 年未満
10-20 年未満
20-30 年未満
30 年以上教諭ダミー（教諭=1，その他=0）
学校規模 小規模校
中規模校
大規模校
勤務校所在地区 A 地区
B 地区
C 地区
普通学科ダミー（普通学科=1，その他=0）
生徒変容
保護者・地域変容
月あたり残業時間推計 40 時間未満
40-60 時間未満
60-80 時間未満
80-100 時間未満
100 時間以上
授業改善の必要感
授業準備の必要感
新規課題対応の必要感
授業改善の達成感
授業準備の達成感
新規課題対応の達成感
主観的幸福感AIC（Akaike's Information Criterion）
BIC（ Bayesian information criterion）
対数尤度

B-16.153-2.886*
0
2.441
.506
-1.944-1.426
0
-.110
-.145
0
2.112
2.860*-2.019
-.965
1.660
0
.298
3.041
4.366
3.578
.842
1.047
2.288*
4.164*
2.902*
1.022
1.322**

SE
8.735
1.274

95%信頼区間
下限
上限-33.273.966-5.383
-.389

1.475
1.600
2.115
1.936

-.451
-2.628-6.089-5.220

5.333
3.640
2.201
2.368

1.659
1.465

-3.362-3.016

3.142
2.727

1.378
1.400
1.231
1.330
1.192

.116
-.589
-4.432-3.572
-.676

5.605
4.813
.395
1.642
3.996

1.557
1.752
1.895
2.013
1.747
1.485
1.027
1.873
1.254
1.047
.282

-2.754
-.391
.652
-.367
-2.582-1.863
.276
.492
.444
-1.030
.769

3.351
6.474
8.080
7.524
4.265
3.956
4.300
7.835
5.360
3.074
1.875

1235.627
1321.535-590.813

Note. N=179. ** p <.01., * p <.05.

５ ．考察
高校教員のワーク・エンゲイジメントの規定要因の解明という研究目的を達成するために，時間外勤務時間・授業力向上認知・主観的幸福感の 3 つの視点から探索的分析を実施した。高校教員のワーク・エンゲイジメントを
被説明変数とする一般化線形モデル分析を実施したところ，以下に記述する知見が得られた。
第 1 は，「授業改善の達成感」と「授業準備の達成感」がワーク・エンゲイジメントに対して正の影響を及ぼすことである。授業過程における手応えと授業準備の充実度が，高校教員のやりがいを規定している。
「授業改善の達成感」の影響は容易に予測できる要因であるが，「授業準備の達成感」は，やや意外性をもった要因である。
神林（2017）では，小学校と中学校において，「週あたり労働時間（授業準備）」が教諭の心理的負担を高めているとする結果が得られており，授業準備はどちらかと言えばネガティブな職務として捉えられがちである。神林（2017）
は，高校教員ではなく小・中学校の教員を対象とした研究であり，母集団も単一自治体レベルではなく，複数自治体レベルである。さらに，達成についての「認知」ではなく，授業準備の「時間」を分析対象としている。したがって，本研究の分析結果との比較は慎重に行うべきではある。しかしながら，高校教員にとって授業の準備が教員の心理的負担を高めるネガティブな職務ではなく，やりがいを高め得るポジティブな職務として機能する可能性

71

武智・露口：高校教員のワーク・エンゲイジメントを規定する要因は何か？

があるとする知見，すなわち，授業準備や教材研究のための「学習・研究時間の確保」が高校教員のやりがいを高めるとする知見の生成は，今後の調査研究の蓄積が必要ではあるものの，本研究における価値の一つと言えよう。
第 2 は，「新規課題対応の必要感」がワーク・エンゲイジメントに対して正の影響を及ぼすことである。
「新規課
題対応の必要感」の構成要素であるアクティブ・ラーニングや ICT 機器活用は，高校教員に対してこれまでの授業方法からの変革を迫るものである。本研究の分析結果では，新規課題対応に伴う授業スタイルの変革を必要と捉える教員は，やりがいを感じる傾向が認められている。それを不要と捉える教員には，残念ながら，やりがいの向上が認められていない。この結果は，必要感が持つ言葉の意味の多様性に配慮する必要はあるが，高校教員
にとって挑戦的な技術革新への対応意欲が，やりがいの一つの源泉となっている実態を示していると解釈できる。
積極的に挑戦したいと思える新規課題テーマを，教員一人ひとりが持ち，それらに主体的に取り組むこととで，教員のやりがいが高まる可能性が示唆されている。
第 3 は，「主観的幸福感」がワーク・エンゲイジメントに対して正の影響を及ぼすことである。高校教員による私生活を含めた幸福感の認知は，やりがいある職務生活につながっている。こうした結果は，「主観的幸福感」が個
人的･組織的成果を高めるとする先行研究の結果（Brouskeli et al. 2018; Jalali & Heidari 2016; Lyubomirsky 2007;
Mclnerney et al. 2018; 前野 2019）を追認するものである。Skaalvik and Skaalvik（2018）は，ワーク・エンゲイ
ジメントが，教師の離職意思を抑制するという貴重な研究成果を報告している。この研究成果からは，教師の「主観的幸福感」がワーク・エンゲイジメントを高め，それによって，教師の離職意思を抑制できる可能性が示唆される。初任者教員をはじめとする若年層教員の離職が問題となっている今日，教師のワーク・ライフ・バランスを維持し，やりがいを高めることで離職を防ぐという視点の重要性が示唆されている。
第 4 は，時間外勤務時間は，高校教員のワーク・エンゲイジメントと関連性が乏しいことである。時間外勤務時
間の 5 カテゴリーにおけるワーク・エンゲイジメント得点は，40 時間未満（M=27.56; N=54），40 時間以上 60 時
間未満（M=28.63; N=52），60 時間以上 80 時間未満（M=29.82; N=38），80 時間以上 100 時間未満（M=30.88;
N=32），100 時間以上（M=28.59; N=22）であり，既述のように一元配置分散分析の結果も有意ではなかった（多重比較も同様）。なお，高校教員の場合は，中原・パーソル総合研究所（2018）の民間企業調査のように，時間
外勤務時間 45-60 時間を最底部とする U 字分布ではなく，80-100 時間を最上部とする極めて緩やかな逆 U 字分
布をとることが判明している 3。時間外勤務時間は，高校教員のワーク・エンゲイジメントの規定要因ではないものと解釈できる。
６ ．結語
分析結果より，高校教員のワーク・エンゲイジメントは，「授業改善の達成感」「授業準備の達成感」「新規課題
対応の必要感」「主観的幸福感」等の要因によって規定されることが分かった。そして，考察過程を通して，教員のやりがい（ワーク・エンゲイジメント）を高める働き方改革のためには，「時間」短縮よりも，「学習・研究時間の確保」，「新規課題への対応意欲」，「実質的なワーク・ライフ・バランスの維持」がより重要であるとする知見が得られた。教員のやりがいを高めるためには，教育委員会や学校管理職が働き方改革のテーマを，時間外勤務時
間の短縮そのものに置くのではなく，学習・研究時間を生み出すための業務改善，新規課題に挑戦するための業
務改善，ワーク・ライフ・バランスを維持するための業務改善に設定することが望ましいとする点が，本研究における分析・考察を通して示唆されている。
最後に，本研究の限界と今後の課題について言及しておく。
第 1 は，学校レベル変数の効果が十分に検討できていない点である。リベルタス・コンサルティング（2018）
は，日本の小・中学校における勤務時間は学校によってかなり差があることを明らかにしている。個人レベル変数だけでなく学校・地域レベル変数を含めたデータセットによる分析の実施を，今後の調査研究において実施する必要がある。
第 2 は，属性要因の影響についてのより精緻な分析･考察の実施である。本研究では，ワーク・エンゲイジメン

72

学校改善研究紀要 2020

学術研究論文トに対する性差と地域差の効果が検出されたが，詳細な考察には至っていない。なぜ男性教員は女性教員に比べてワーク・エンゲイジメントが高いのであろうか。なぜ A 地区に比べて C 地区においてワーク・エンゲイジメントが高いであろうか。これらの結果については理由の解釈が困難であり，今後予定している A 県内の高校教員調査（悉
皆調査）や，インタビュー調査を通して，これらの要因を含む属性要因の分析・考察を深めたい。
第 3 は，時間外勤務時間とワーク・エンゲイジメントの関係についてのより詳細な分析である。本研究では，双方には相関性がないこととする結論が得られている。ただし，双方をつなぐ媒介要因や調整要因の効果が本研究では検討されていない。また，時間外勤務時間を 13 段階で測定しているにも拘わらず，サンプル数の少なさゆえに 5 段階にまとめているため，重要な情報をそぎ落としている可能性がある。今後，分析モデルの工夫やサンプル
サイズの拡張を通して，これらの残された課題の解明に取り組みたい。
第 4 は，民間企業との比較の精緻化である。民間企業との対比に関する記述を各所で行っているが，民間企業調査と本研究では，測定方法が若干異なる。民間企業調査（中原・パーソル研究所 2018）は，組織への貢献に特徴づけられるエンゲイジメント概念を測定している。また，幸福感についても，Diener et al.（1985）の SWLS を活用している。調査対象には管理職層を含まない点で一致しているが，本研究の分析結果と，全く同じ基準で比較することには注意が必要である。今後は，民間企業調査と同じ尺度を使用して測定を試みたい。
第 5 は，高校教員と小・中学校教員との比較の精緻化である。本研究では，高校教員が置かれる組織環境と職務の特殊性を理由として，高校教員には小・中学校教員とは異なる働き方改革アプローチが必要であると仮定
し，分析を進めてきた。しかし，本研究と対照可能な小・中学校教員のデータを提示できていないため，高校教員の働き方の相対的な特殊性を十分に描き出せていない点に課題がある。現在，本研究と類似の調査枠組みで，小・中学校教員を対象とした調査データの収集を進めており，本課題の克服に着手している。
第 6 は，定量的･定性的な時系列データに基づく分析の実施である。今後は，アンケート調査に加えてインタビ
ュー調査についても紐付きデータを生成し，ワーク・エンゲイジメントの変化過程の記述を試みる予定である。筆者らが参加している別の調査研究では，ある自治体の公立小・中学校の若年層教員を対象として，2 年間にわた
り毎月ワーク・エンゲイジメントを測定している。また，5 名程度の時系列インタビュー調査もあわせて実施している。定量的・定性的なパネルデータの作成と分析によって，ワンショットサーベイでは見ることのできない，よりリ
アルで具体的な知見の生成が期待される。
〔註〕
1）A 県県立学校教員勤務実態調査による。
2) 質問紙調査の対象者の属性等は以下の通りである。性別は男性 73.4%，女性 26.6%。年齢は，25 歳未満 3.4%，25-30 歳
未満 12.6%，30-35 歳未満 12.6%，35-40 歳未満 16.5%，40-45 歳未満 18.4%，45-50 歳未満 15.0%，50-55 歳未満 12.6%，
55-60 歳未満 7.3%，60 歳以上 1.5%。教職経験年数は 0-9 年 29.1%，10-19 年 29.1%，20-29 年 28.6%，30-39 年 11.7%，
40 年以上 1.5%。職位は教諭 89.3%，講師 5.8%，実習助教諭 1.5%，実習助手 1.5%，その他 1.5%。学校規模は小規模校（11 学級以下）所属 52.2%，中規模校（12-18 学級）所属 14.1%，大規模校（19 学級以上）所属 33.7%。勤務校所在
地域は A 地区 44.3%，B 地区 31.0%，C 地区 24.6%。所属学科は普通学科 63.7%，工業学科 18.1%，商業学科 3.9%，
農業学科 7.8%，その他の専門学科 1.5%，その他 4.9%。6 月勤務日の平均残業時間は，0 分 1.0%，30 分以下 2.0%，30分-1 時間 6.4%，1 時間-1 時間 30 分以下 6.4%，1 時間 30 分-2 時間以下 11.4%，2 時間-2 時間 30 分以下 13.4%，2 時間
30 分-3 時間以下 10.9%，3 時間-3 時間 30 分 10.9%，3 時間 30 分-4 時間以下 7.9%，4 時間-4 時間 30 分 9.9%，4 時間
30 分-5 時間 5.9%，5 時間-5 時間 30 分 4.0%，5 時間 30 分以上 6.9%。
3) 時間外勤務時間を 5 区分ではなく，素データの 13 区分でワーク・エンゲイジメントとの相関性を確認した。時間外勤務時
間によるワーク・エンゲイジメントの説明量（R2）は一次直線モデルで 0.3%，二次曲線モデルで 0.3%，三次曲線モデルで1.8%であった。なお，本研究では，80-100 時間を最上部とする極めて緩やかな逆 U 字分布をとる実態が描かれているが，過労死ラインの先にワーク・エンゲイジメントのピークがあるこの状態は改善されるべきものである。

73

武智・露口：高校教員のワーク・エンゲイジメントを規定する要因は何か？

〔参考文献〕
Alain (1928). Propossur le bonheu.（邦訳: 神谷幹夫 (1998).『アラン 幸福論』岩波文庫）
Altunel，M.C.，Kocak，O．E.，& Cankir，B．(2015). The effect of job resources on work engagement: A study on academiciansin Turkey. Educational Science: Theory & Practice，15 (2)，409-417.
Bermejo，L.，Hernandez-Franco，V.，& Prieto-Ursua，M. (2013). Teacher well-being: Personal and job resources anddemands. Procedia-social and Behavioral Science，84，1321-1325.
Brouskeli，V.，Kaltsi，V.，& Loumakou，M. (2018). Resilience and occupational well-being of secondary education teachersin Greece. Issues in Educational Research，28(1)，43-60.
Chan，D.W. (2013). Subjective well-being of Hong Kong Chinese teacher: The contribution of gratitude，forgiveness，andthe orientations to happiness. Teaching and Teacher Education，32，22-30.
Chi，H.，Yeh，H.，& Wu，S. F. (2014). How well-being mediates the relationship between social support and teachingeffectiveness. Journal of Education and Learning，3(4)，117-130.
Cumming，T. (2016). Early childhood educators’ well-being: An updated review of the literature. Early Childhood Education
Journal，45(5)，583-593.
Diener，E.，Larsen，R. J.，Levin，S.，& Emmons，R. A. (1985). Intensity and frequency: Dimensions underlying positive
and negative affect. Journal of Personality and Social Psychology，48 (5)，1253-1265.
Diener，E.，Suh，E. M.，Lucas，R. E.，& Smith，H. L. (1999). Subjective well-being: Three decades of progress. Psychological
Bulletin，125 (2)，276-302.
Dobson，A. J. (2002). An introduction to generalized linear models. （邦訳: 田中豊・森川敏彦・山中竹春・冨田誠 (2017).『一般化線形モデル入門 第 2 版』共立出版）
Fordyce，M. (1988). Fordyce emotions questionnaire. Social Indicators Research，20，355-381.
Gulbahar，B. (2017). The relationship between work engagement and organizational trust: A study of elementary school
teachers in Turkey. Journal of Education and Training Studies，5(2)，149-159.
Høigaard，R.，Giske，R.，& Sundsli，K. (2011). Newly qualified teachers’ work engagement and teacher efficacy influenceson job satisfaction，burnout，and the intention to quit. European Journal of Teacher Education，35，1-11.
DOI:10.1080/02619768.2011.633993.
Jalali，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.
Köse ， A. (2016). The relationship between work engagement behavior and perceived organizational support andorganizational climate. Journal of Education and Practice，7(27)，42-52.
Lyubomirsky，S. (2007). The how of happiness.（金子真弓訳 (2012).『幸せがずっと続く 12 の行動習慣』日本実業出版社）
Mclnerney，D. M.，Korpershoek，H.，Wang，H.，Morin，A. J. (2018). Teachers’ occupational attributes and their
psychological wellbeing ， job satisfaction ， occupational self-concept and quitting intentions. Teaching and Teacher
Education，71，145-158.
OECD (2017). How's life ? 2017 Measuring well-being. (邦訳: 西村美由起 (2019). 『幸福度白書 4: より良い暮らし指標: 生活向上と社会進歩の国際比較』明石書店.)
Schaufeli，W. B.，Salanova，M.，Gonzalez-Roma，V.，& Bakker，A. B. (2002). The measurement of engagement andburnout: A two sample confirmative analytic approach. Journal of Happiness Studies，3，71-92.
Skaalvik，E. M. & Skaakvik，S. (2018). Job demands and job resources as predictors of teacher motivation and well-being.
Social Psychology of Education，21，1251-1275.
青木栄一 (2019).『働き方改革時代の管理職に求められるタイムマネジメント・スキル』教職員支援機構.
神林寿幸（2017）．
『公立小・中学校教員の業務負担』大学教育出版.
高知県教育センター (2005). 『校内研究サポートブック－ 指導力向上を目指して－ 』
http://www.kochinet.ed.jp/center/supportbook/Q_A.pdf（2019.6.15）

74

学校改善研究紀要 2020

学術研究論文島津明人 (2014).『ワーク・エンゲイジメント―ポジティブ・メンタルヘルスで活力ある毎日を―』労働調査会.
妹尾昌俊 (2017).『変わる学校，変わらない学校』学事出版.
妹尾昌俊 (2019).『こうすれば学校は変わる! 「忙しいのは当たり前」への挑戦―学校の働き方改革の教科書―』教育開発研究所.
高木亮（2015）．
『教師の職業ストレス』ナカニシヤ出版.
高木亮 (2019).「教師の幸福を左右する職員室のソーシャル・キャピタル」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，234-248.
中央教育審議会 (2019).『新しい時代の教育に向けた持続可能な学校指導・運営体制の構築のための学校における働き方改
革に関する総合的な方策について』
http://www.mext.go.jp/component/b_menu/shingi/toushin/__icsFiles/afieldfile/2019/03/08/1412993_1_1.pdf（2019.6.12）
東京都教職員研修センター (2005).『学力向上を図るための指導に関する研究』
http://www.kyoiku-kensyu.metro.tokyo.jp/09seika/reports/files/bulletin/h17/h17_04_01.pdf（2019.6.15）
中原淳・パーソル総合研究所（2018）．
『残業学―明日からどう働くか 働いてもらうのか？ ―』光文社新書.
新潟教育研究所 (2012). 『小中学校教員の勤務に関する意識及び実態調査』
http://kyouikukai.jp/kenkyujo/report/kyouinn/kyouinn.pdf（2019.6.15）
藤原文雄 (2019).『「学校における働き方改革」の先進事例と改革モデルの提案』学事出版.
前野隆司 (2019).『幸せな職場の経営学』小学館.
文部科学省 (2016).『教員勤務実態調査（平成 28 年度）の分析結果及び確定値の公表について』
http://www.mext.go.jp/b_menu/houdou/30/09/__icsFiles/afieldfile/2018/09/27/1409224_001_3.pdf（2019.6.12）
リベルタス・コンサルティング (2018).『公立小学校・中学校等教員勤務実態調査研究』
http://www.mext.go.jp/component/a_menu/education/detail/__icsFiles/afieldfile/2018/09/27/1409224_005_1.
pdf（2019.6.12）〔謝辞〕
本研究にご協力いただいた高等学校教職員組合及び関係諸機関の皆様に御礼申し上げます。また，本研究の実施をご承諾いただいた勤務校の校長先生をはじめ，調査・研究にご協力いただいた勤務校の先生方に感謝申し上げます。なお，本論稿
は，X 大学教職大学院「実践研究報告書」の内容を，本学会のフォーマットに適合させ，大幅に加筆・修正したものです。

75