学校改善研究紀要 2024

学術研究論文

学術研究論文学校改善研究紀要 2024:60-74

教師の組織的学びを促進する校⾧のエンパワリング・リーダーシップ―心理的安全性の媒介効果に着目した検討―
三沢 良 a，鎌田 雅史 ba 岡山大学
misawa-r@okayama-u.ac.jp
b 就実短期大学
kamada@shujitsu.ac.jp

要約：近年，多様化している教育課題へ対応するために，学校組織における教師

キーワード
キーワード

の組織的学びの必要性が議論されている。本研究では，教師の組織的学びを活性

組織的学び
組織的学び
リーダーシップ
リーダーシップ

化させる要因として，校長のリーダーシップと心理的安全性に着目し，その影響について検討した。具体的には，組織的学びに関する教師の認知の指標として，組織変革意識と専門職の学習共同体（PLC）認識を設定した。そして，校長のエンパワ

心理的安全性
心理的安全性
構造方程式モデリング
構造方程式モデリングリング・リーダーシップと専制的リーダーシップを先行要因，教師集団の心理的安全性を媒介要因と位置づけ，これらの直接的・間接的な影響を吟味した。公立の小・中・高等学校教諭を対象に Web 調査を実施し，回答データに対して構造方程式モデリングによる分析を行った。その結果，モデルの適合は良好であり，校長のエンパワリング・リーダーシップは組織変革意識と PLC 認識を直接的に促進するとともに，心理的安全性を介した間接効果をもつことが示唆された。

１ ．問題と目的
社会の変化が急速に進展する中で，学校組織には様々な教育課題への対応が求められている。多様化する課題へ対処するために必要な教師の力量や職能の領域は拡充され，研究知見も蓄積されてきた（浅田・河村, 2021）。
その一方で，学校組織が直面する多種多様な課題の解決について，個々の教師の力量のみに頼ることには限界がある（曽余田, 2010）。近年公示された中央教育審議会（2022）の「『令和の日本型教育』を担う教師の養成・採用・研修等のあり方について（答申）」では，多様な専門性を有する質の高い教師集団の形成や，教育課題を克服するための組織力の必要性が指摘されている。また，文部科学省（2022）が令和 4 年 8 月に改正した「公立の小学校等の校長及び教員としての資質の向上に関する指標の策定に関する指針」でも，教員の資質能力の向上とともに，学校の組織力という観点から，課題への組織的な対応，教員同士の学び合いや協働を通じた学校改善の重要性が論じられている。こうした背景から，本研究では学校組織における教師の組織的学びを活性化させる要因として，校長のリーダーシップと心理的安全性に着目し，その影響について実証的に検討する。
（1）教師の組織的学び学校が組織として学ぶことの重要性を踏まえ，中田他（2021）は校内研究や校内研修等の公式な機会から，日常の中での経験の共有や交流による非公式な場まで，協働を通じた教師同士の学び合いを幅広く捉えた概念として，教師の組織的学びを提唱している。これまで校内での研究活動，優れた先輩や指導者との出会い，同僚との協働を通じて学ぶ経験は，教師の力量形成を大きく左右することが指摘されてきた（浅田・河村, 2021; 山崎・前60

三沢・鎌田：教師の組織的学びを促進する校長のエンパワリング・リーダーシップ

田, 1988）。他方で，教師の組織的な学びに関する実証研究は，実践報告や事例検討に基づくものが多く，定量的な知見は限られている（中田他, 2021; 脇本・町支, 2021）。本研究では，組織的な学びが活性化した状態について，教師の主観的な認知に基づいて把握し，定量的な分析を行う。具体的には，教師の組織的学びの認知の指標として，組織変革意識と専門職の学習共同体（professional learning community; 以下，PLC）認識の 2 つに着目して実証的な検討を試みる。
まず，組織変革意識は，教師の組織的学びを特徴づける重要な側面である。学校組織の継続的な改善を展開
していく上で，現状よりも適切な状態へ移行する必要性や目指すべきビジョンを認識しておくことは不可欠である。
江頭（2011）は高等学校の教師を対象に調査を行い，現状を変えることへの意欲，新しいことへ取り組む前向きな
態度，改善に臨む上での緊迫感等を組織変革意識の構成要素として見出している

註 1)

。

次に PLC とは「生徒の学習の改善という共通の目的を目指して，協力して活動する教育者たち」（Hord, 2009）と定義される。米国において外部統制的な教育政策や学校改革が進められたことによる現場の疲弊を背景として生まれた発想である

註 2)。PLC の考え方は学校の現状を踏まえて生徒の学びを追求し，教師が学び合うことを通じて，共同体として成長していくことを重視する（Dufour et al., 2008, 織田, 2016）。近年，国内では学校での教師の学びを幅広く包摂し，前向きな持続的変化をもたらす基盤として注目されている（中田他, 2021）。
PLC を実証的に検討した研究例として，露口（2013）は既往知見を基に作成した質問紙尺度によって，PLC の認識を測定し，教師の授業力との関連を見出している。また坂田他（2019）は，露口（2013）の尺度を簡略化して使用し，東京都の 249 校の小中学校教諭を対象にした大規模調査を実施している。この調査の結果から，PLC認識に関する 3 つの構成要素が見出されている

註 3)。第 1 に「使命と責任の共有」であり，これは教師間での使命，

目標，ビジョンの共有の成立を表わす。第 2 の「協働的省察」は，教師が互いの実践を公開し，フィードバックを交換する習慣の確立を指す。第 3 の「同僚性」は，日常の中で同僚と様々なコミュニケーションが成立している関係が構築されていることを表わす。また，坂田他（2019）はこれら PLC 認識の要素と教師効力感との有意な関連を報告している。
（2）校長のリーダーシップ
学校マネジメント，そして教師の学び合いや協働の機会づくりや環境整備のために，校長がリーダーシップを発揮することの重要性は，従来から繰り返し指摘されてきた。本研究でも，教師の組織的学びを活性化させる影響要因として，校長のリーダーシップに着目する。露口（2010）によれば，国内外の学校組織におけるリーダーシップ
は，主に 4 つのアプローチから検討されてきた。教育的リーダーシップ，変革的リーダーシップ，エンパワーメン
ト，分散型リーダーシップである。これらのうち，本研究は教師の自律性の促進や協働的な集団形成に対する支援を重視するエンパワーメント・アプローチの立場に依拠する。この立場の基本的な考え方は，校長からの支援的な働きかけにより，教師が内発的な意欲や効力感を高め，組織づくりへの主体的な取り組みが促されるというもので
ある

註 4)

。近年の学校に求められる組織力の発揮と，その基盤となる教師の組織的学びの活性化への貢献を検討する上で，最も整合性の高い枠組みと考えられる。
リーダーの支援的な働きかけを具体化したリーダーシップ論として，エンパワリング・リーダーシップ（empowering
leadership）がある。2000 年代から注目され始めた支援的リーダーシップの一種であり，世界各国の様々な業種を対象に数多くの研究が行われている（青木, 2021）。エンパワリング・リーダーシップは，仕事を達成するための一連のリーダー行動を通じて，メンバーの内発的動機づけを高め，影響力（パワー）を共有し，自律性と責任を付与するプロセスと定義される（Ahearne et al., 2005; Cheong et al., 2019）。
Amunsden & Martinsen（2014）は，既往知見を整理してエンパワリング・リーダーシップの中核をなす 2 つの要素を提案している。1 つは「自律支援（autonomy support）」であり，自律的な職務遂行のための権限を委譲し，動機づけを鼓舞する働きかけである。もう 1 つは「成長支援（development support）」であり，リーダーが役割モデル
や指導を通じて，継続的な学習・成長の支援を行うことを指す。エンパワリング・リーダーシップは，メンバーの意欲や効力感を高め，職務遂行に対する望ましい態度・行動を促すと理論的に予測されている（Cheong et al., 2019）。
実証研究では，特にメンバーの自律性や学習を促進する効果が見出されている（青木, 2021）。例えば企業組織を

61

学校改善研究紀要 2024

学術研究論文対象にした調査では，エンパワリング・リーダーシップがメンバーの創造性の発揮や革新的行動を促すことを示した知見が多い（Zhang & Bartol, 2010; Chen et al., 2011）。また学校組織でも，Sagnak（2012）は，校長のエンパワリ
ング・リーダーシップが小学校教師の革新的行動を促進することを見出している。Lee et al.（2018）によるメタ分析の結果では，創造性や積極性が求められる職務では，他のリーダー行動のスタイルよりも高い説明力が確認されている。前例踏襲ではなく，創造性を生かした教育活動の改善が求められる教師において，エンパワリング・リー
ダーシップの寄与は大きいと予想される。
また，エンパワリング・リーダーシップの効果をより明確に吟味するため，対極的なリーダー行動のスタイルである専制的リーダーシップ（autocratic leadership）も取り上げて検討する。専制的リーダーシップは，組織の意思決定や方針の全責任を引き受ける強いリーダーの姿を体現した行動スタイルである（Marken, 1999）。地位の優位性に基づいて指示する権威志向，メンバーの仕事の内容や遂行方法をリーダー自身が決定する管理志向といった特徴がある（櫻井, 2020）。専制的リーダーシップは，仕事の成果に責任を持つ側面があると同時に，メンバーの自律性を制限し，叱責や罰の行使を厭わない傾向もある。そのため，リーダーによる行動の支配や，価値観や意見の押しつけとして受けとめられることもある（Yukl, 2006）。
校長は学校組織としての方針や目標を教師と確実に共有し，教育活動の明確な指針を示すために，ときに専制的な指示や対応をせざるを得ないこともある。災害や感染症の拡大等，予見が難しい突発的な事態のほか，組織として迅速な意思決定やトラブル対応が必要な状況では，校長には責任をもって判断・指示を下すことが求められる。このように教師たちの組織的な活動に秩序と安定をもたらすという意味で，少なくとも一時的には，専制的リー
ダーシップが有効に作用する局面が存在しうる。ただし，校長が日頃から地位と権限に基づく専制的な行動スタイ
ルでリーダーシップを行使していると，教師からの意見提案やコミュニケーションは阻害され，組織的学びが抑制される恐れがある。そのため，校長が平時において重点的に発揮すべきなのは，エンパワリング・リーダーシップであると考えられる。
本研究では，校長のエンパワリング・リーダーシップと専制的リーダーシップの双方の行動スタイルを測定し，その影響を分析する。これにより，校長が専制的リーダーシップをいくらか行使したとしても，エンパワリング・リーダーシップによる教師の組織的学びの認知に対する寄与は相対的に強く，一貫して重要であることを検証する。
最近のリーダーシップ研究では，単一の行動スタイルだけでなく，他の行動スタイルとの比較や統制を行い，相対的な影響力を評価することが推奨されている（Piccolo et al., 2012）。本研究での 2 つの行動スタイルの測定・分析
は，この推奨事項にも合致する検討手続きである。
（3）心理的安全性
教師の組織的学びの活性化には，職場の環境や雰囲気，同僚教師の人間関係等の要因も関与する。そこで，教師間の対人関係や雰囲気の特徴を反映した職場要因として，心理的安全性（psychological safety）に着目する。
心理的安全性は，大きな変化に直面した組織が，学習と成長を遂げていくために必要な成功要因として，近年注目を集めている概念である。Edmondson & Lei（2014）によれば，心理的安全性とは職場等の特定の状況において，対人関係上のリスクを冒した結果に対する認識と定義される。職場で互いの考えや感情を気兼ねなく発言でき，また率直な発言に対して同僚から拒絶や制裁を受けることがないと確信できるとき，その個人は高い心理的安全性の感覚を抱いている。つまり，職場での異質な意見や価値観を許容する風通しのよい雰囲気や風土を反映した概
念である

註 5)

。心理的安全性が確保されていれば，お互いの意見や感情を気兼ねなく発言できる雰囲気があり，同僚に助けを求める，自身の失敗を認める，新しいアイディアや疑問・懸念を表明する等の行動をとっても，他のメンバーから拒絶や制裁を受けることが少ないと考えられている（Edmondson, 2012, 2019）。
国内外の研究において，心理的安全性はメンバーの意見表明，知識・情報の共有，学習行動や創造性の発揮等を促進することが，一貫して示唆されている（Frazier et al., 2017; 丸山・藤, 2022）。よって，心理的安全性は，変化に適応し，メンバーが協働して学習と変革を継続するための基盤になる。教師の心理的安全性を測定した研究はまだ少ないが（Shahid & Din, 2021; 三沢・鎌田, 2022），その影響に関する知見は着実に蓄積されつつある。主な知見として，組織学習（Higgins et al., 2012），チーム学習（Vangrieken et al., 2016），チームワーク（三沢他, 2020），

62三沢・鎌田：教師の組織的学びを促進する校長のエンパワリング・リーダーシップ

創造的な教育実践（一色・藤, 2020, 2022），教科指導学習動機と学校運営への参画（森本, 2021）等を促進する効果が報告されている。
（4）本研究の目的と仮説モデルの設定
ここまで概観したように，既往研究においてリーダーシップと心理的安全性は，いずれも職場での学習，革新的行動，創造性の発揮等のメンバーの態度・行動を促進する効果が見出されている。ただし，両者は必ずしも独立したものではなく，支援的なリーダーの働きかけは心理的に安全な職場環境をつくるために必要不可欠と考えられている（e.g., 青島, 2021; Edmondson, 2012）。実際，Edmondson & Lei（2014）や Newman et al.（2017）による知見の体系的レビューによれば，支援的なリーダーシップの有益な影響を心理的安全性が媒介する役割を果たすことが，数多くの研究で支持されている。個々の研究で着目された結果変数は様々であるが，リーダーシップの影響過程にみられる心理的安全性の媒介効果は頑健な知見といえる。
以上を踏まえ，本研究では校長のリーダーシップが教師の組織的学びの認知に及ぼす影響過程について，心理的安全性を媒介要因に位置づけた図 1 の仮説モデルを設定し，定量的な分析によって検証する。このモデルの要素間の関係として，まずエンパワリング・リーダーシップは，メンバー個人の態度・行動に影響を及ぼすが，さらに職場の風土の醸成にも寄与することが既往研究で示されている（Sagnak, 2012）。また Joo et al.（2023）は，エンパワリング・リーダーシップと心理的安全性に間に正の関連を見出している。さらにこの研究では，心理的安全性が媒介要因となり，リーダーシップが職場集団内で生じる葛藤へ間接的に影響を及ぼすことも示されている。こうした知見から，エンパワリング・リーダーシップは，教師間で率直な対話を行う際の不安を払拭し，心理的安全性の醸成に寄与しうると考えられる。
次に心理的安全性については，学校組織の教師を対象にした知見は限られており，教師の組織的学びとの関連も直接的には吟味されていない。しかし既往研究では，職場での創造性の発揮や革新行動，チーム学習等の結果
変数との関連が示唆されている。こうした結果変数は，いずれも組織の改善を指向した協働や学び合いに概念的に近接したものと考えられる。そのため，既往知見を拡充し，心理的安全性が教師の組織的学びの認知を促進するという予測を設定する。加えて前述の通り，心理的安全性はリーダーシップの影響過程における頑健な媒介効
果を示すことが見出されている。よって本研究の仮説モデルにおいても，エンパワリング・リーダーシップと組織的学びの認知の関係に介在する媒介要因に位置づけることは妥当と考えられる。
なお，教師の組織的学びへの注目が集まりながらも，その定量的な検討が不足している現状では，既往研究の知見は断片的な示唆を与えるに留まっている。これに対し，本研究で設定した仮説モデルは，既往知見を踏まえつ
つ，校長のリーダーシップが教師の組織的学びの活性化を導く一連の過程を明らかにしようとするものである。すなわち，定量的な分析を通じたモデル検証により，校長が支援的な働きかけを行うことで，教師集団の中で率直な意見交流や議論を交わしやすい土壌としての心理的安全性が培われ，教師たちが協働して学び合い，学校改善に取り組んでいく，という影響過程を統合的に説明することができる。定量的な分析を通じたモデル検証により，教師の組織的学びの活性化に資する理論的視座とその実証的根拠の提示を試みる点が，本研究の学術的な新規性といえる。

図 1．本研究の分析枠組み：影響過程の仮説モデル

63

学校改善研究紀要 2024

学術研究論文２ ．方法（1）調査対象者
Web 調査ツール「Freeasy」（アイブリッジ(株)）の登録モニタから，全国の公立学校に勤務する常勤教諭 950 名を抽出し，オンライン調査票への回答を依頼した。調査の実施時期は 2022 年 2 月下旬から 3 月上旬であった。772
名から有効回答が得られ，対象者の勤務校種は小学校 337 名（43.7%），中学校 239 名（31.0%），高等学校 196
名（23.4%）であった。また性別は男性 426 名（55.2%），女性 346 名（44.8%），平均年齢は 40.4 歳，教職経験の平均年数は 16.38 年，現任校勤務年数の平均は 3.84 年であった。居住地域は，関東地方 189 名（24.5%），近畿
地方 153 名（19.8%），中部地方 147 名（19.0%），九州・沖縄地方 117 名（15.2%），北海道・東北地方 111 名（14.4%），中国・四国地方 55 名（7.1%）であった。
（2）調査内容
調査票はリーダーシップ，心理的安全性，組織的学び，その他の質問項目で構成した註 6)。各質問項目には，「1：全くあてはまらない」から「5：非常にあてはまる」の 5 段階での回答を求めた。以下に概要を記すとともに，具体的な項目の一覧は資料 1 に掲載する。
1）リーダーシップ
勤務校の校長が教師に対して行っている働きかけとして，エンパワリング・リーダーシップについては，Amundsen& Martinsen（2014）の尺度を参考に「自律支援」と「成長支援」の 2 つの要素を考慮した 15 項目を作成して用いた。専制的リーダーシップについては，櫻井（2020）および de Luque et al.（2008）の尺度を参考に 4 項目を作成して用いた。
2）心理的安全性
勤務校の教師たちの雰囲気について，心理的安全性の測定に国外で使用されることの多い Edmondson（1999,2019）の尺度，および教師を対象にした既往研究（三沢他, 2020, 一色・藤, 2020）を参考に 10 項目を作成して用いた。
3）組織的学びの認知
組織変革意識として，勤務校の教師たちの業務改善に対する意識・姿勢について，江頭（2011）の測定項目を参考に 10 項目を作成して用いた。なお，江頭（2011）は「意欲的活動」，「ポジティブさ共有」，「緊迫感共有」の3 因子を想定しており，本研究でもこれを踏襲した。PLC 認識については，坂田他（2019）を参考に「使命と責任の共有」，「同僚性」，「協働的省察」の 3 つの因子を把握する 10 項目を用いた。
（3）倫理的配慮
調査は調査会社の定める個人情報保護指針に従って実施された。登録モニタはオンライン調査の案内を参照して，自発的に調査へ参加し，個人が特定される恐れのある情報は著者に開示されることはなく，回答の匿名性は保護されていた。調査票の冒頭では，調査の目的と趣旨とあわせて，匿名の調査であり個人が識別・特定されることはないこと，研究目的以外で回答データを使用することはないこと，調査への参加は任意であること，回答を中断して参加を取り消すことができること，回答の中断や拒否によって生じる不利益は一切ないこと，調査に関する問い合わせ先を明記した。また，「上記内容に同意する」にチェックを入れてもらうことで調査参加のインフォー
ムド・コンセントを確認した。このチェックを入れた場合にのみ，調査票本体のページへ進める仕様にしておき，確実に同意が得られた対象者のみが調査へ参加できるように配慮した。なお，実施形態が完全匿名のオンライン調
査であり，また調査票には精神的苦痛を伴うような侵襲性の高い項目は含まれず，回答の際の危険性はないと判註 7)断したため，所属機関の倫理審査委員会の審査は受けていないが，上記の倫理的配慮を講じるとともに，調査会社により差別的な表現等の不適切な内容の項目が含まれないことの確認を経て調査を行った。

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三沢・鎌田：教師の組織的学びを促進する校長のエンパワリング・リーダーシップ

３ ．結果

註 8)

（1）尺度構成
1）リーダーシップ
エンパワリング・リーダーシップの 15 項目に対し因子分析（最尤法，プロマックス回転）を実施した。固有値の減衰状況を基に，当初の想定と一部項目の入れ替わりはあったが，「自律支援」と「成長支援」として解釈可能な
2 因子を抽出した（説明率 58.8%）（表 1）。信頼性係数は「自律支援」が α=.92，「成長支援」が α=.90 といず
れも高い内的整合性を示した。しかし因子間に高い相関（r=.79）がみられ，個別に変数化して分析することは困難と判断した。そのため，15 項目を単一尺度として集約して得点化した。単一尺度としての信頼性係数は α=.90と高い内的整合性を示した。専制的リーダーシップについては，因子分析で 4 項目の 1 因子性を確認した（負荷量：.80～.83，説明率：66.6%）。信頼性係数は α=.89 の高い内的整合性を示した。
表 1．エンパワリング・リーダーシップの因子分析結果（最尤法，プロマックス回転）（ N =772）
因子
質問項目
Ⅰ

Ⅱ

5. 教員たちの意見にしっかりと耳を傾けている

.97

-.15

2. 教員たちが担当業務について自身で考え、実践しようと決めたことを尊重している

.82

-.07

9. 教員たちが働きやすい職場づくりに配慮している

.79

.07

7. 教員たちが長所を活かして活躍できるよう、後押ししている

.64

.24

4. 教員たちが教育活動上の課題を自分で見出し、その解決に取り組むことを好意的に受けとめている

.63

.09

6.個々の教員の長所と短所を把握している

.53

.26

8. 学校が抱える教育課題について、教員たちとしっかり話し合っている

.47

.39

13. 教員たちに学校教育目標の実現に向けて取り組む活動の優先順位を明示している

-.06

.81

15. 教員たちに授業や指導方法の改善について積極的に助言している

.00

.75

11. 教員たちに学校経営の方針や重点課題を示し、それを実現するプロセスを明示している

.03

.73

16. 教員たちの能力を向上するための機会やしくみをつくっている

.11

.71

3. 教員たちに率先して仕事に取り組むことを推奨している※

-.06

.59

12. 教員たちに仕事の計画や段取りで考慮すべきことを助言している

.25

.55

14. 教員たちが互いに学び合える機会や場づくりを重視している

.31

.52

10. 教員たちに学校の明るい将来像を語っている※

.28

.49

第Ⅰ因子：自律支援

第Ⅱ因子：成長支援

因子間相関

.79

注：「※」を付記した項目は，「自律支援」に相当すると想定していたが，分析結果で「成長支援」の因子の負荷が高かった項目である。

2）心理的安全性
心理的安全性の 10 項目に対し，因子分析で 1 因子性を確認した（負荷量：.55～.79，説明率：48.2%）。信頼性
係数は α=.90 の高い内的整合性を示した。

65

学校改善研究紀要 2024

学術研究論文3）組織的学びの認知
組織変革意識の 10 項目に対して因子分析を行ったが，江頭（2011）で見出された 3 因子解は再現されず，解釈可能な複数の因子を抽出することもできなかった。そこで，1 因子解を採択し，負荷量が.40 に満たなかった 1 項目を除外し，残る 9 項目を尺度構成に使用した（負荷量：.44～.79，説明率：47.9%）。信頼性係数は α=.89 と高い内的整合性を示した。
PLC 認識の 10 項目に対して，因子分析（最尤法，プロマックス回転）を行い，坂田他（2019）と同様に解釈可
能な 3 因子を抽出した（説明率：58.7%）。因子名は坂田他（2019）を踏襲し，信頼性係数は「使命と責任の共有」が α=.84，「同僚性」が α=.77，「協働的省察」が α=.81 といずれも高い内的整合性を示した。
（2）記述統計量と相関分析
尺度ごとに項目への回答の平均を算出して分析変数を得点化した。各変数の記述統計量と変数間の相関係数を表 2 に示す。心理的安全性および組織的学びの認知に関する変数に対し，エンパワリング・リーダーシップは正の関連（r=.41～.56），専制的リーダーシップは負の関連（r=-.29～-.21）を示した（全て p<.001）。

（3）重回帰分析
リーダーシップが心理的安全性，組織変革意識，PLC 認識に及ぼす影響を検討するため，重回帰分析を行った。分析にあたり，現任校での勤務年数と勤務校種を統制変数として投入した。なお，勤務校種については小学
校勤務を基準とし，中学校勤務と高校勤務を個別にダミー変数化した（小学校=0，中学校／高等学校=1）。エン
パワリング・リーダーシップおよび専制的リーダーシップを説明変数，組織変革意識，PLC 認識の使命と責任の共有，同僚性，協働的省察をそれぞれ基準変数とする重回帰分析の結果を表 3 に示す。
表 3 に示した通り，エンパワリング・リーダーシップは全ての基準変数について，有意な中程度の強さの正の標
準偏回帰係数（β）（以下，係数）を示した（β=.40～.57）。つまり，心理的安全性，組織変革意識，PLC 認識の全てに対する促進的な影響が示唆された。統制変数として投入した中学校と高校のダミー変数は，PLC 認識の「使命と責任の共有」や「協働的省察」に有意な負の係数を示した（β=-.15～-.11）。これは小学校において PLC 認
識が高い傾向を表わすが，係数の絶対値は小さいため，その関連性は弱いといえる。また，専制的リーダーシッ
プも PLC 認識の「協働的省察」と有意な関連を示したが，係数はごく小さな値に留まった（β=.10）。少なくとも本研究で取り上げた基準変数に対し，エンパワリング・リーダーシップと同時にその影響力を評価した場合，専制的リーダーシップは独自の寄与をほとんど示さなかった。
表 2．分析変数の記述統計量と相関係数（ N =772）
相関係数
変数

平均

SD
1

2

3

4

5

6

1. エンパワリング・リーダーシップ

3.14

0.74

—

—

—

—

—

—

2. 専制的リーダーシップ

2.18

0.92

-.50

—

—

—

—

—

3. 心理的安全性

3.45

0.66

.50

-.29

—

—

—

—

4. 組織変革意識

2.98

0.65

.56

-.25

.69

—

—

—

5. PLC 認識（使命と責任の共有）

3.13

0.73

.55

-.22

.65

.66

—

—

6. PLC 認識（同僚性）

3.43

0.77

.41

-.21

.61

.55

.68

—

7. PLC 認識（協働的省察）

2.73

0.87

.43

-.13

.39

.47

.61

.50

注：表中の相関係数は全て統計的に有意である（p<.001）。

66

三沢・鎌田：教師の組織的学びを促進する校長のエンパワリング・リーダーシップ

表 3．心理的安全性，組織変革意識，PLC 認識を基準変数とする重回帰分析の結果（ N =772）
心理的安全性

組織変革意識使命と責任の共有

同僚性

協働的省察

β

β

β

β

β

勤務年数

.06

.07

.06

.09

.07

中学校ダミー

-.05

.02

-.02

.00

-.13***

高校ダミー

-.07

-.04

-.11**-.04-.15***

エンパワリング・リーダーシップ

.46**

.57**

.57***.40***.45***

専制的リーダーシップ

-.06

.03

.07

-.01

.10**

adj R 2.26***.32***.32***.17***.21***

説明変数**

p<.01, ***p<.001（4）構造方程式モデリング
1）モデルの構成と項目の小包化
心理的安全性を媒介要因として位置づけ，校長のリーダーシップが教師の組織的学びの認知に及ぼす影響過程に関する仮説モデルを構造方程式モデリングで検証した。具体的には，エンパワリング・リーダーシップが心理的安全性の醸成を促進し，さらにそれが組織変革意識と PLC 認識の向上を促すという因果連鎖を想定した。
なお，
専制型リーダーシップについては，前掲の重回帰分析の結果において心理的安全性との有意な関連が見出されなかったため，分析から除外した。
各変数を構成する項目は全部で 45 個と数が多く，そのまま構造方程式モデリングの観測変数に用いると，モデルのサイズが大きくなり，推定が不安定になる（星野他, 2005）。そのため，エンパワリング・リーダーシップ，心理的安全性，組織変革意識，PLC 認識の各潜在変数を構成する観測変数について，項目の小包化（item parceling）
註 9）を実施して対処した。Little et al.（2002）の推奨する手続きに準じて，多次元構造のエンパワリング・リーダー

シップと PLC 認識については，因子を小包とし，各小包に因子を構成する項目を割り当てた。単一次元構造の心理的安全性と組織変革意識については，因子負荷量の値の順序に基づいて項目を 3 つの小包へ割り当てた（バランス割り当て法）。そして，各小包ごとに算出した項目平均の得点を観測変数として配置し，モデルの潜在変数を構成した。なお，資料 1 の質問項目一覧には，各項目をどの観測変数の構成したのかを付記している。
2）モデルの検証結果
ロバスト最尤推定法によるモデルの検証結果を図 2 に示す。まずモデル全体の適合度指標はいずれも許容可能な水準にあり，データとの適合は良好であった（CFI=.97, TLI=.96, RMSEA=.07（90%CI[.06, .08]）, SRMR=.04）。エンパワリング・リーダーシップは，心理的安全性と中程度の強さの正の関連（β=.55, p<.001）を示し，説明力も十2分であった（R =.30）。また，心理的安全性は組織変革意識（β=.61, p<.001）および PLC 認識（β=.59, p<.001）のいずれとも中程度の強さの正の関連を示した。エンパワリング・リーダーシップが心理的安全性を介して及ぼす
間接効果を算出し，Sobel test で確認したところ，組織変革意識に対し β=.33（p<.001, 95%CI[.28, .39]），PLC 認識に対し β=.33（p<.001, 95%CI[.28, .39]）であり，いずれも統計的に有意であった。なお，エンパワリング・リーダー
シップは，組織変革意識（β=.31, p<.001）および PLC 認識（β=.32, p<.001）と直接の正の関連も示した。よって，心理的安全性の媒介効果は完全媒介ではなく，部分媒介であることが示唆される。以上のことから，エンパワリン
グ・リーダーシップは心理的安全性の醸成を促進し，さらに組織変革意識と PLC 認識の向上を促すという影響過程は概ね支持された。

67

学校改善研究紀要 2024

学術研究論文

注：適合度指標は CFI=.97, TLI=.96, RMSEA=.07（90%CI[.06, .08]）, SRMR=.04。誤差変数の表記は省略して図示した。
各パスに付記した係数の値は全て統計的に有意である（p<.001）。[ ]内の数値は係数の 95%信頼区間の上限と下限を表す。

図 2．エンパワリング・リーダーシップの影響過程に関する構造方程式モデル( N =772)

４ ．考察（1）校長のエンパワリング・リーダーシップの影響
本研究の目的は，教師の組織的学びを促進する校長のエンパワリング・リーダーシップの影響過程を明らかにすることであった。まず重回帰分析の結果において，校長のエンパワリング・リーダーシップは，組織変革意識と
PLC 認識の全ての変数と有意な正の関連を示した。つまり，校長による教師の自律性や成長を促す働きかけは，
学校改善に向けた教師の組織的学びを活性化する有力な要因であることが示された。この結果は，エンパワリン
グ・リーダーシップとメンバーの創造性発揮やチーム学習との関連を見出してきた既往知見（e.g., Lee et al., 2018）と整合する。加えて，このエンパワリング・リーダーシップの影響は，専制的リーダーシップを統制した上で見出されたものであった。つまり，校長が専制的リーダーシップを行使していたとしても，エンパワリング・リーダーシップは独自の寄与を示し，その相対的な影響力の強さが確認されたといえる。
次に，構造方程式モデリングにより，校長のエンパワリング・リーダーシップが教師の組織的学びの認知を促進
する影響過程を検証したところ，心理的安全性の媒介効果を支持する結果が得られた。つまり，エンパワリング・
リーダーシップは，教師の心理的安全性の向上を促し，学校改善のための変革や教師間での学び合いの活性化に寄与することが示唆された。ただし，モデル検証の結果では，エンパワリング・リーダーシップから組織変革意
識と PLC 認識への直接効果も確認された。これは心理的安全性以外の要因が関与する影響経路が存在する可能性を示唆している。例えば，本研究では教師のエンパワーメントを測定していないが，エンパワリング・リーダー
シップにより触発された内発的な意欲や効力感が，組織的学びの促進につながるのかもしれない。あるいは，校長の支援的な働きかけとともに，教師たちが校内で学ぶための時間の確保や機会の提供等，環境面での整備・充実を図る取り組みも行われていることが推察される。こうした代替説明を考慮し，教師の組織的学びに寄与する影
響過程をさらに精緻化していくことが期待される。

68

三沢・鎌田：教師の組織的学びを促進する校長のエンパワリング・リーダーシップ（2）実践的示唆
冒頭で述べたように，多様な教育課題への対応を背景として，近年，学校の組織力の向上が重要視されている。
本研究で得られたエンパワリング・リーダーシップの影響過程に関する知見は，これからの時代に求められる校長の学校運営のあり方に対し，実践的な示唆をもつ。すなわち，エンパワリング・リーダーシップは，教師の組織的学びの活性化を導く効果的なリーダーとしての行動スタイルを表していると考えられる。このリーダー行動のスタ
イルは「自律支援」と「成長支援」の働きかけを基本とする（Amundsen & Martinsen, 2014）。
「自律支援」に関して，校長は教師たちの自己決定した事柄を尊重し，意見や提案に耳を傾け，個々の専門性や持ち味を活かした活躍の場を与える等に尽力する必要があるといえる。具体的には，授業づくりや教材選択における自己決定の尊重，学校運営計画の策定や教育活動の重点目標を設定する際に積極的に意見を吸い上げる，校務分掌や校内研究体
制において適切な分担・配置を考慮する等が挙げられる。また「成長支援」に関しては，目指すべき将来像や優先して対応する課題を明示し，教師たちが学ぶ機会や能力向上を図ることができる環境・仕組みを構築する必要がある。学校経営のビジョンを明確にした上で，期首・期末の面談での建設的な助言，課題の解決や専門的な知見を得るための研修，外部機関の専門家との交流等を提供し，教師たちがともに成長する場づくりを推進する等が，具体的な取り組みの実践として挙げられる。
さらに，エンパワリング・リーダーシップの影響は，心理的安全性に媒介されることが確認された。教師の組織的学びの認知の指標として，組織変革意識と PLC 認識を取り上げたが，校長がこうした教師の意識を啓発しようとする際には，心理的安全性の確保に留意すべきであることを本研究の知見は示唆している。既往知見でも指摘されているように，心理的安全性の醸成にはリーダーシップが重要な役割を果たしており，率直な発言や忌憚のない議論を妨げる対人関係上の不安を払拭する必要がある（Edmondson, 2012; 三沢・鎌田, 2022）。校長がエンパワ
リング・リーダーシップを発揮することで，教師との積極的なコミュニケーションを通じて，自信を育む機会と経験を与え，失敗からの教訓を継続的な学びに活かそうとする姿勢を培うことができると推察される。そして，これが心理的安全性の確保につながるという実証的な裏付けが得られたといえる。以上を踏まえて，学校組織の組織力向上のためには，校長がエンパワリング・リーダーシップを基調として，教師への支援的な働きかけを行い，学び合いを指向した組織づくりに臨むことが推奨される。
（3）制限と今後の検討課題
本研究では Amundsen & Martinsen（2014）の理論的整理と尺度の枠組みに準拠して，エンパワリング・リーダー
シップの測定を行った。
「自律支援」と「成長支援」の 2 つの要素で構成されると想定し，実際，因子分析の結果
でも 2 因子構造の存在は示唆された。しかしながら，因子間には高い相関がみられ，2 つの要素を個別に変数化し，各々の独自の影響力を評価することは困難であった。Amundsen & Martinsen（2014）を含め，既往研究ではエンパワリング・リーダーシップの多次元構成を想定した尺度を設計していても，分析段階で各次元を弁別できず，
1 次元に集約して得点化していることが多い（Lee et al., 2016）。同様の問題が本研究でも生じたため。今後，エンパワリング・リーダーシップの概念と操作的定義の再吟味を行いつつ，測定尺度の改善を検討する余地がある。
特に，実践的な示唆を得るには，「自律支援」と「成長支援」の働きかけについて，前節で述べたような校長の学
校運営の文脈に即して，具体化した項目を採用することも有意義であろう。具体的な働きかけを尋ねる質問紙尺度
により，校長のエンパワリング・リーダーシップの 2 つの要素のより的確な把握が可能になると期待される。また，リーダーの他の行動スタイルとの弁別性を確認するために，影響力の比較検討を行うことも今後の検討課題といえる。
本研究では，校長のリーダーシップを教師の評価で測定するとともに，組織的学びの状態についても組織変革
意識と PLC 認識という主観的な認知を指標とし，多数の回答データを収集した。この方法には，定量的な分析とモデル検証が可能という利点はあるが，主観的な認知に頼った一度きりの横断調査であることの限界もある。例えば，校長のリーダーシップを高く評価する教師は，学校組織と教師集団に対しても全般的に好ましく評価しているかもしれない。教師の組織的学びの認知にはバイアスが含まれ，実際に展開している協働的な学習活動との乖離が存在する可能性は否定できない。よって，組織的な学びについての具体的な活動実態を捉える客観的な指標を69

学校改善研究紀要 2024

学術研究論文併用した検討が望まれる。また，本研究で仮説モデルとして検証した影響過程は，一時点で測定したデータの相関関係に基づいているため，今後は縦断調査で収集したデータによって再検証する必要がある。
加えて，本研究の知見は，オンライン調査で収集した回答に基づいて得られている点に留意しなければならな
い。広く全国の公立学校に勤務する教諭が含まれるものの，調査の対象者は調査会社の登録モニタに限定されている。そのため，調査協力への動機づけや回答傾向，メディアリテラシー，オンライン調査への態度，その他の属
註 10）性における偏りが，回答に不測の影響を及ぼしている可能性は否定できない。また，校長のリーダーシップや心理的安全性の影響は，回答者の所属する学校組織によって異なると推察されるが，登録モニタを対象とするオ
ンライン調査では，この点を考慮した分析を行うことができない。知見の一般化を図るには，オンライン調査以外のさまざまな方法でデータを収集・蓄積し，さらに検証していく必要がある。
こうした研究方法上の制限を踏まえると，特定の学校組織を対象として，校内研修や校内研究の推進状況，教師同士の学び合いに関する具体的な事象を把握し，実験的手法や参与観察等を用いて因果関係を明確に同定していくことが求められる。より精緻な定量的分析を行う上でも，学校組織単位でデータを収集し，マルチレベル分
析を実施することが望ましいであろう。こうした取組みを通じて，教師の組織的な学びを理解するための理論的な焦点がより明確になり，エンパワリング・リーダーシップの影響過程の解像度を高め，学校改善に向けた具体的な提案につながる実践的な示唆が得られると考えられる。
さらに，教師の組織的学びを包括的に検討するために，校長以外の学校内のリーダーの働きかけにも着目する必要がある。近年，米国では教員リーダー（ミドルリーダーに相当）の研究が精力的に実施されている（露口,2018）。また国内では，分散型リーダーシップの研究が進展しており（e.g., 鎌田, 2019），校内での教師の学び合いを促進する体制を構築する上で，研究主任や研修主任等の分掌に着目した研究知見の蓄積が期待されている。
加えて，継続的な学校改善の取り組みを視野に入れた場合，組織的な学びの推進にエンパワリング・リーダー
シップが最適といえるのか，批判的な吟味も必要とされる。例えば，直面する課題や職場の状況によっては，エンパワリング・リーダーシップが負の効果を持つ場合（ダークサイド）がある。一例として，Cheong et al.（2016）は，
エンパワリング・リーダーシップに含まれる自律性を促す働きかけが，職務に関する緊張と負荷を増加させ，メンバーの経験するストレスを高めることを報告している。変化の時代において，学校組織には前例踏襲からの脱却や新しい体制構築等が求められ，先の見通しが不透明な中で，自律性が敬遠されることも予想される。こうした事態
において，エンパワリング・リーダーシップは効果的といえるのか，その有効範囲を明確にすることも重要な検討課題である。
註1） 江頭（2011）は因子分析を行い，「意欲的活動」，「ポジティブさ共有」，「緊迫感共有」と命名した 3 つの因子を見出している。
2） PLC の理論的整理や発展経緯の詳しいレビューとして，織田（2011, 2016）や福畠ら（2017）がある。
3） 露口（2013）でも同様の内容の 3 因子が見出されている。ただし，坂田他（2019）は因子を構成する項目内容を再吟味
して因子名を変更している。
4) 教師のエンパワーメントについて，淵上（2005）は教師が内発的な意欲をもち，自分はやれそうだという信念を抱きながら，他者に積極的に提言し，働きかけていくことであり，教師が自主性や自律感をもち，自分たちの力で組織を創り出していると感じることと説明している。
5) 心理的安全性は，職場やチームのメンバーに共有された信念という集団レベルの現象として扱われるとともに，個々のメンバーの経験に焦点化した個人レベルの分析や，よりマクロな組織レベルの風土・文化として検討されることも多い。いずれの場合も，個人がチームや組織において認識する対人関係のリスクに着目している点は共通している。本研究では，心理的安全性の概念によって，教師集団の風土・雰囲気のあり方の説明を意図しているが，特定の学校に限定せずに Web 調査で広範なデータを取集しているため，測定・分析は個人レベルで行っている。
6) その他の質問項目として，心理的安全性を阻害する 4 種の対人関係リスクを測定する 12 項目（
「無知」
「無能」
「ネガティ
ブ」
「邪魔をする人」だと思われる不安に関して各 3 項目を設定）が含まれていた。この 12 項目とリーダーシップの 19 項

70

三沢・鎌田：教師の組織的学びを促進する校長のエンパワリング・リーダーシップ

目，心理的安全性の 10 項目，組織変革意識の 10 項目，PLC 認識の 10 項目の総計 61 項目で調査票は 61 項目で構成されていた。なお，本研究で分析対象とした回答データは，三沢・鎌田（2022）と同一の調査で収集された。三沢・鎌田（2022）は，心理的安全性の基礎データと対人関係リスクとの関連を検討しており，リーダーシップや組織的学びの認知の指標は扱っていない。本研究は，校長のエンパワリング・リーダーシップの影響過程に着目した独自の視点と目的に立脚して，分析とモデル検証を行っている。
7) ここに記した判断理由のもとで，本研究は倫理審査を受けていないが，今後より踏み込んだ調査を行う際には，倫理的配慮を保証する手続きとして，研究倫理委員会による事前の審査と承認を得ることが望ましい。
8) 報告する統計解析のうち，因子分析，記述統計量と信頼性係数の算出，相関分析，重回帰分析には JASP Version 0.17.1（JASP Team, 2023）を使用し，構造方程式モデリングには Mplus Version 8.4（Muthé n ＆ Muthé n, 1998-2019）を使用した。
9) 項目の小包化とは，2 つ以上の項目の得点の合計または平均を算出し，それを観測変数として利用する方法（Bandatos,
2002）である。Little et al.（2002）は小包化の手続きとして，多次元の概念については各因子を小包とし，因子を構成する項目を配置することを適切としている。また，1 次元の概念の場合は，因子負荷量の高い項目から順に各小包に割り当て，かつ順番を逆転しながら割り当てるバランス割り当て法を推奨している。また，小包の数は 3 つが最も安定した推定が得られると指摘している。
10) 一例として，本研究の対象者は一般の教諭よりも，若年層に偏りがみられる。令和 4 年度の「学校教員統計調査」（文部科学省, 2023）によれば，公立学校教諭の平均年齢は小学校で 42.1 歳，中学校で 43.0 歳，高等学校で 45.7 歳であるのに対し，本研究の対象者の平均年齢は全体で 40.4 歳である。
謝辞
本研究は JSPS 科研費 19K03192，20K03351 の助成を受けた。

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資料 1

分析に使用した質問項目の一覧

エンパワリング・リーダーシップⅠ

自律支援・教員たちが担当業務について自身で考え、実践しようと決めたことを尊重している [EL1]
・教員たちが教育活動上の課題を自分で見出し、その解決に取り組むことを好意的に受けとめている [EL1]
・教員たちの意見にしっかりと耳を傾けている [EL1]・個々の教員の長所と短所を把握している [EL1]
・教員たちが長所を活かして活躍できるよう、後押ししている [EL1]
・学校が抱える教育課題について、教員たちとしっかり話し合っている [EL1]
・教員たちが働きやすい職場づくりに配慮している [EL1]Ⅱ

成長支援

・教員たちに率先して仕事に取り組むことを推奨している [EL2]・教員たちに学校の明るい将来像を語っている [EL2]・教員たちに学校経営の方針や重点課題を示し、それを実現するプロセスを明示している [EL2]・教員たちに仕事の計画や段取りで考慮すべきことを助言している [EL2]・教員たちに学校教育目標の実現に向けて取り組む活動の優先順位を明示している [EL2]73

学校改善研究紀要 2024

学術研究論文・教員たちが互いに学び合える機会や場づくりを重視している [EL2]・教員たちに授業や指導方法の改善について積極的に助言している [EL2]・教員たちの能力を向上するための機会やしくみをつくっている [EL2]
専制的リーダーシップ
・教員たちを自分の思い通りに動かそうとする傾向がある
・教員たちの意見には耳を貸さず，独裁的なやり方で学校運営を行っている。
・教員たちに自分の価値観や意見を押し付けてくる。
・教員たちに対して威圧的に要求・指示を出している。
心理的安全性・仕事で失敗をした教員は、他の教員たちから責められることが多い（R） [PS3]
・教員たちは、学校で起こった問題や対応の難しい課題について、遠慮せずに提起している [PS3]
・教員たちは、自分たちとは違う異質な考え方を受け入れようとしない（R） [PS2]
・教員たちは、自分の考えを率直に話すことができる [PS2]
・教員同士の間で助けを求めることは難しい（R） [PS1]
・他の教員の努力を、わざと踏みにじるようなことをする教員はいない [PS3]
・一緒に働くとき、個々の教員の力量や能力の長所は高く評価され、活用されている [PS2]
・教員たちは、互いの意見を遠慮なくぶつけあって話しあえている [PS1]
・教員たちは、互いに努力している点を認めあっている [PS1]
・教員たちは、仕事がうまくいくやり方、うまくいかないやり方について、情報を積極的に共有しあっている [PS3]
組織変革意識・新たな取り組みの成果に手ごたえを感じている [IV2]
・導入される新たなやり方に斬新さを感じている [IV1]
・現状をよくしようと、皆がわくわくする思いを抱いている [IV1]・新たなやり方に反対する者がいても、皆明るく取組み続ける [IV3]
・新たな取り組みへの失敗にも寛容である [IV2]
・新たなやり方に失敗しても、再び挑戦して成功させようとする [IV1]・昨年とは異なる、新しいやり方が導入されている [IV2]
・現状打開のための改善案が出される [IV3]
・現状をよくしなければという緊迫感を持っている [IV3]
PLC 認識Ⅰ

使命と責任の共有

・多くの教員は、学校において達成すべき使命を共有している [PLC1]・多くの教員が自分自身に高い水準の目標を課している [PLC1]
・授業改善の必要性を、多くの教員が理解している [PLC1]
・児童生徒の学力向上のためには、どうすればよいかを多くの教員が理解している [PLC1]
Ⅱ

同僚性・同僚と授業運営や学級経営上の課題についての会話を交わすことがある [PLC2]・特別に配慮する必要のある児童生徒に対する支援の方法について、同僚同士で話し合っている [PLC2]
・教員は、休み時間などでも、授業や教育実践に関する話を同僚と交わしている [PLC2]
Ⅲ

協働的省察

・自分の授業を同僚に公開することが習慣化している [PLC3]・自分の授業に対する同僚からの効果的なフィードバックがある [PLC3]・他の教員の授業を参観し、意見交換することが習慣化している [PLC3]
註：（R）を付記した項目は逆転項目である。[ ]内に構造方程式モデリングを行う際，当該項目を小包化した観測変数の名称を記した。

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