名古屋高等教育研究

第 24 号 （2024）

研究ノート

大学職員における心理的風土の規定要因と、心理的風土が意識と自発的行動に及ぼす影響
堀

川

優

弥*

Received: 25 October 2023 / Accepted: 22 January 2024

＜要旨＞

本稿の目的は、組織に対する個人の知覚である心理的風土に着目し、大学職員から自発的行動を引き出すような心理的風土がどのような要因で形成され、それが実際に職員の意識や自発的行動にどのような影響を与えているのかを明らかにすることである。1,929 名の国公私立大
学職員のデータを用いて共分散構造分析を行った結果、人事施策と知識蓄積の取り組みが心理的風土を媒介して、職務満足に正の影響を与えており、心理的風土は、職務満足を媒介して、自発的行動に正の影響を及ぼすことが示唆された。このことから、組織の取り組みを各職員が知覚することにより心理的風土が形成され、それが個人の職務満足に影響を及ぼし、最終的に自発的行動につながっていくということが示唆された。
また、本研究を通して、「個人の意識の尊重」に関する心理的風土が大学職員の自発的行動を引き出すために効果があることがわかった。
しかし、心理的風土には様々な次元が存在するため、自発的行動を引き出すために心理的風土を形成する際には、どのような次元で心理的風土を捉えるかによって影響の強さが異なる可能性があることついても注意する必要があると考えられる。

東京大学大学院教育学研究科・博士後期課程大学院生

339

1．はじめに本研究では、大学職員から自発的行動を引き出すような心理的風土がどのような要因で形成され、それが実際に職員の意識や自発的行動にどのような影響を与えているのかを明らかにすることを目的とする。
上記のような疑問に着目した背景として、近年大学を取り巻く環境が、18歳人口の減少、知識基盤社会化、グローバル化の中で変化したことで大学経営のあり方も変化し、教員中心の経営から、大学職員の活躍にも焦点が当てられるようになった点が挙げられる（山本 2013）。中央教育審議会の「学士課程教育の構築に向けて（答申）」でも、職員の職能開発が重要な論点として取り上げられていることからもわかるように、大学経営を担い、それを支えられるような人材を職員からも養成していくことが重要になっている（山本 2013、福留（宮村）2004）。また、中央教育審議会の「大学のガバナ
ンス改革の推進について（審議まとめ）」において、大学が自ら率先して時代の変化に対応し、自己改革を行う必要があることが指摘されていることを踏まえると、大学の構成員である大学職員も自ら率先して行動すること
で大学を時代の変化に対応させ、組織の改革に貢献していく必要があると考えられる。
大学職員から自発的行動を引き出していくためには、それを引き起こす要因に着目することも重要である。これまでの研究では、組織の構成員の行
動は、構成員が組織の環境に対して持っている知覚に大きく影響されることがわかっている（Schneider et al. 2013）。そのため、職員が自発的に大学に貢献しやすくなるような組織の環境を作ることで職員を動機付け、自発的行動を引き出していくことが重要になる。本研究では一般的な意味での組織の環境に関する知覚を風土と呼ぶ。
風土を測定するための概念としては、組織風土と心理的風土が挙げられる。組織風土とは、「その環境で働いている人によって直接的、間接的に認知される職場特性の記述であり、その人のモチベーションや行動に影響を及ぼすもの」と定義されている（Litwin and Stringer 1968）。心理的風土とは、「個人の属性であり、個人が知覚した組織の属性と個人の特性との相互作用を一連の期待、態度、行動などに変換する心理的プロセス」と定義されており（James and Jones 1974: 1110）、組織風土とは区別された概念となっている。本研究では、これらの定義を用いて組織風土と心理的風土を捉える。
組織風土と心理的風土の違いとして、組織的属性として風土を捉える場

340

大学職員における心理的風土の規定要因と、心理的風土が意識と自発的行動に及ぼす影響

合は、組織風土という用語が適切であり、個人属性として風土を捉える場合には、心理的風土という呼称を採用することが望ましいと述べられている（James and Jones 1974）。また、James et al.（2008）では、心理的風土は
個人レベルの構成概念であり、心理的風土が組織内の従業員の間で共有された時に、その知覚が集約され組織風土の記述ができることを主張している。つまり、風土に関する知覚を個人レベルで測定する場合は心理的風土となり、心理的風土を単位ごとに集約して測定する場合は、組織風土として扱うということである（James et al. 2008）。
では、大学職員を対象とした風土研究にはどのようなものがあるのか。風
土に対する知覚が職員の意識に影響を及ぼす研究として、両角・小方 （2011）
では、「適切な人事の実施」「自大学出身者の多さ」「業務遂行のしやすさ」「教員との信頼関係」「目標の共有」に対する知覚が、職員のやりがいや仕事の継続性に影響を及ぼすことが示されている。また、木村・井芹（2020）
では、「業務遂行のしやすさ」や「人事制度の評価」に対する知覚が、大学職員のやりがいや仕事の継続性に影響を与えることが示されており、いずれの研究も個人属性として風土を捉えている。
このように、先行研究では、「業務遂行のしやすさ」「教員との信頼関係」「目標の共有」のような風土に対する知覚と、「人事制度の評価」「適切な人事の実施」「自大学出身者の多さ」のような組織の取り組みに対する知覚が動機付けにもたらす影響が同列に扱われており、変数間の因果関係には焦点が当てられていない。しかし、Bowen and Ostroff（2004）では、個人レ
ベルの知覚である心理的風土と企業レベルの共有された知覚である組織風
土の両方が、HRM システムの実践とパフォーマンスの関係の媒介者として位置づけられることが示唆されている。つまり、組織の取り組みに対する知覚から個人の風土に対する知覚が形成され、それが個人の意識や行動に影響を与えるというプロセスを経ている可能性がある。大学職員を対象とした風土の研究では、風土を形成する要因と、風土が個人の意識や行動に影響を及ぼすプロセスが一つのモデルの中で分析されてこなかったため、風土が形成されることによる意識や行動への間接的な効果などを検討していく必要がある。そのため、組織心理学研究で用いられている枠組みを応用して、大学職員の風土に関連する変数間の因果関係を捉えることに意義はあると考えられる。さらに、このような視点で風土を捉える際には、心理的風土を用いると、より適切かつ精緻な分析が可能になる。
では、心理的風土を用いると、なぜ適切かつ精緻な分析が可能になるのか。

341

Brown and Leigh（1996）によると、心理的風土は、環境そのものというより環境に対する従業員の知覚であるため、態度や行動の反応を媒介する可能性がある。また、Carless（2004）は、実際の環境よりも職場環境に対する個々人の知覚が、従業員の態度や行動を媒介するため、心理的風土が重要であると述べている。つまり、風土が個人の態度や行動にもたらす影響を分析する場合、事実として組織がどういう性質を持っているのかというよりも、個人が組織のことをどう知覚しているかの方が重要であることがわかる。
このことから、組織風土よりも心理的風土の方が、風土が個人の意識や自発的な行動へもたらす影響を適切に測定できることが予想される。また、心理的風土が組織内の従業員の間で共有された時に組織風土が形成されるため（James et al. 2008）、組織風土よりも心理的風土の方が変化させやすい可能性がある。これらを踏まえ、本研究では、心理的風土に焦点を当てた調査を実施する。さらに、望ましい組織風土は業種や顧客、業務特性によって異なる（Schneider, Brief, and Guzzo 1996）ため、組織風土の構成要素である
心理的風土も業種や業務特性によって望ましい心理的風土が異なる可能性がある。このことから、大学職員に対象を絞り、職員の意識や行動に影響する心理的風土はどのようなものかについて研究することに意義はあると考えられる。
以上を踏まえ、大学職員から自発的行動を引き出すような心理的風土がどのような要因で形成され、それが実際に職員の意識や自発的行動にどのような影響を与えるのかを明らかにするために、本研究では、以下の研究課
題を設定する。
研究課題 1

大学職員の心理的風土は、どのような要因で形成されるのか

研究課題 2

大学職員の心理的風土は、職員の意識や自発的行動にどのような影響を与えるのか

2．仮説の導出
本研究は東京大学大学院教育学研究科大学経営・政策研究センターが実施した「全国大学事務職員調査（第 2 回）」の一部の項目を用いて、同デー
タの二次分析を行うため、アンケートにある項目をベースに仮説を導出していく。
本研究における心理的風土の扱いについて、過去の研究では、従業員は組342

大学職員における心理的風土の規定要因と、心理的風土が意識と自発的行動に及ぼす影響

織の人的資源管理の施策や方針を咀嚼し解釈することで、組織やその価値観に対する認識を形成することが示唆されている（Bowen and Ostroff 2004;
Dumont et al. 2017）。実際に、心理的風土に着目した実証研究では、HRMなどの組織の取り組みにおける主観的な知覚は、心理的風土の先行要因とされており、心理的風土とは別概念として扱われている（Dumont et al. 2017,
Chen et al. 2021, Atitsogbui and Amponsah-Tawiah 2019）。そのため、本研究においても、心理的風土は、組織の取り組みを解釈することで形成された組織の価値観に対する認識として扱い、組織の取り組みに関する主観的な知覚は心理的風土とは別概念として扱うこととする。
では、大学職員組織において、望ましい心理的風土とはどのようなものだ
ろうか。2018 年度大学経営政策演習受講者一同（2019）では、共愛学園前
橋国際大学が定員割れからどのように立ち直り、成功を収めたのかについて調査が行われており、教員と職員がフラットな立場で積極的に発言できるような風土を作り、当事者意識を涵養することで成功を収めたことが指摘されている。このことからもわかるように、今後の大学職員組織においては、お互いの意識を尊重し合う形で意見を出し合う風土を形成していくことが重要となる。そのためには、まず個人がお互いの意識を尊重し合う形で意見を出し合う風土を知覚し、それが大学職員の間で共有されることが必要となる。以上を踏まえ、今回は、個人の意識の尊重に関する心理的風土に着目し、研究を行う。
次に、心理的風土がどのような要因で形成され、それが個人の意識や自発的行動にどのような影響を与えるのかについて触れ、因果モデルと仮説を提示する。Campbell et al. は、「風土は、マネジメントのスタイルや、組織の政策や、組織の全般的な作業手続きの結果出来上がる」（Campbell et al.
1970: 390）と述べている。組織の構成員の行動は、構成員が組織に対して持っている知覚に影響されることも踏まえると（Schneider et al. 2013）、組織の取り組みの結果心理的風土が形成され、それが意識や自発的行動に影響を与えていることが想定される。
今回は組織の取り組みとして、人事施策と知識蓄積の取り組みの二点に着目する。組織における人事施策は、従業員から望ましい態度や行動を引き出すことを目的の一つとしているので（Shuler and Jackson 1987）、人事施策は心理的風土を介して、職員の意識や自発的行動に間接的に影響している可能性がある。そのため、人事施策により働く環境が整えられ、個人の意識が尊重されているという心理的風土の形成に影響するようになると考え

343

られる。
また、高度化かつ多様化する業務に対応できる体制を整えるためには、職場として業務に関連する知識やノウハウを蓄積できるような仕組み作りに力を入れていく必要がある。このような取り組みはナレッジマネジメントと呼ばれており（野中・紺野 1999）、ナレッジマネジメントによって職場の人間同士の関わり方や、業務処理の方法にも変化が生じるため、心理的風土にも影響を及ぼす可能性がある。そのため知識蓄積の取り組みを通して、個人の意識が尊重されているという心理的風土の形成に影響することが予想される。
以上の理由から、人事施策と知識蓄積の取り組みは、個人の意識の尊重に関する心理的風土に影響を及ぼすと考えられる。
仮説 1

人事施策は個人の意識の尊重に正の影響を与える

仮説 2

知識蓄積の取り組みは個人の意識の尊重に正の影響を与える

また、心理的風土が個人の意識や行動に及ぼす効果について、Baltes et al.
（2009）は、心理的風土が、職務満足に影響を及ぼすことを示している。さらに Parker et al.（2003）によると、心理的風土は、職務満足を介して、上司や自己の評価、市民的行動、販売量、出勤率などを構成因子としたパフォ
ーマンスに影響を及ぼすことが分かっている。Brown and Leigh（1996）では、心理的風土が仕事への関与と関連し、それが個人の努力と関連することが示された。また、個人の努力は仕事の成果とも関連していた。
心理的風土が職務満足を介して市民的行動のような自発的行動を構成因子とした変数に影響していることを踏まえると、心理的風土は他の種類の自発的行動にも影響を及ぼす可能性がある。そのため、今回扱う大学職員の心理的風土にも同様の関係があることが予想される。以上から、以下の仮説を設定する。
仮説 3

人事施策及び知識蓄積の取り組みが、個人の意識の尊重を媒介して、職務満足に正の影響を与える

仮説 4

個人の意識の尊重は、職務満足を媒介して、自発的行動に正の影
響を与える

344

大学職員における心理的風土の規定要因と、心理的風土が意識と自発的行動に及ぼす影響

これらを踏まえ、本研究の検証モデルを図 1 に示す。先行要因同士の関係について、人事施策も知識蓄積の取り組みも組織の取り組みであるため、両変数間には相関関係があることが予想される。これらの仮説を検証することで、心理的風土がどのような要因で形成され、どのような因果関係で個人の意識や自発的行動に影響を及ぼしているのかを示すことができ、職員から自発的行動を引き出すために心理的風土を形成することの重要性を明らかにすることができる。

人事施策

H1

個人の意識
の尊重

H3

H4
職務満足

自発的行動

H2
知識蓄積の
取り組み

図１

本研究における検証モデル

3．方法
3.1

調査サンプル

今回の調査は、東京大学大学院教育学研究科大学経営・政策研究センター
が 2021 年 2 月に全国の大学職員を対象として行った「全国大学事務職員調査（第 2 回）」の一部の項目を用いて、同データの二次分析を行った。本研
究では、使用する変数に欠損値のあるデータを除く、国公私立大学職員 1,929
名(国立 398 人、公立 247 人、私立 1284 人)のデータを使用した。調査対象者の性別分布は、男性が 52.9%、女性が 46.1%、その他が 0.8%であった。年齢
層は、20 代が 16.0%、30 代が 28.4%、40 代が 31.4%、50 代が 21.6%、60 代
以上が 2.6%となっている。また、現在の大学における職員の平均勤続年数
は 4.0 年であった。
サンプリングについて、本調査では 1,544 大学の本部・学部 4632 名に対してアンケートを送付した。全大学の本部には 3 票送付し、学部には、単科大学の場合は学部票なし、2−3 学部は 1 学部（3 人）に、4 学部以上は 2 学
部（3 人ずつ）に送付した。全体の回収率は 42.8%だった。

345

3.2

測定尺度

今回は、
「全国大学事務職員調査（第 2 回）」の一部の項目を用いて、独自に変数を作成した。作成した変数は、「人事施策（α= .88）」「知識蓄積の取り組み（α= .65）」「個人の意識の尊重（α= .71）」「職務満足（α= .78）」「自発的行動（α= .70）」の 5 つである。各変数作成のために用いた項目の詳細
は表 1 にまとめた。
表１

本研究で使用する変数

信頼性
係数α
人事施策 「あなたの職場・大学の人事制度に 「有能な人材が採用されている」「能 .88
ついて、あなたの考えに当てはまる 力や適性が生かされた人事異動が行ものをお答えください。」（「4 そう思 われている」「個人目標と組織目標のう」から「1 そう思わない」）
関連付けが意識されている」「一定のキャリアモデルが示されている」「職員の自己啓発を奨励している」「明確な評価基準が提示されている」「頑張っている人が適切に評価されている」「人事制度に対する納得性が高い」
知 識 蓄 「あなたの職場・大学では、組織と 「部署や世代を超えたコミュニケー .65
積 の 取 しての知識やノウハウを蓄積してい ションの充実」「マニュアル・引継ぎ
り組み くために、以下のような取り組みを の充実」「部署間のシステム連携」
していますか。」（「3 とても実施」か
ら「1 あまり実施していない」）
個 人 の 「あなたの職場について、あなたの 「自分の意見や提案を言いやすい雰 .71
意 識 の 考えに当てはまるものをお答えくだ 囲気がある」「 上司は信頼して仕事を尊重さい。」（「4 そう思う」から「1 そう 任せてくれている」「 状況に合わせて思わない」）
業務分担を柔軟に変えている」「 人材や働き方の多様性が受け入れられている」
職務満足 「あなたが現在担当しているお仕事 「自分の能力や適性が生かされてい .78
について、あなたの考えに当てはま る」「やりがいがある」「仕事で関わるものをお答えください。」（「4 そう る相手から直接の反応・評価を得ら思う」から「1 そう思わない」）
れる」「 自分に求められている成果を上げられている」「 仕事を通じて大学の発展への貢献を実感している」
自 発 的 「現在、あなたは以下のような仕事 「どのような仕事にも前向きに取り .70
行動の仕方をどの程度していますか。」 組む」「 仕事の効率化に積極的に取り（「4 そう思う」から「1 そう思わな 組む」「 前例のない仕事も積極的に提い」）
案する」「 高等教育政策を理解し業務
に活かす」
変数名

346

質問内容

用いた項目

大学職員における心理的風土の規定要因と、心理的風土が意識と自発的行動に及ぼす影響

3.3

分析に用いたソフトウェア

以下の分析については、全て HAD の Version17.206（清水 2016）を使用した。

4．分析結果4.1

因子構造の確認

今回分析に使用したデータは、一時点で収集されたクロスセクショナル
データのため、コモン・メソッド・バイアスの影響が懸念される。コモン・
メソッド・バイアスの影響を検証するため、ハーマンの単一因子テスト（Podsakoff and Organ 1986）を実施した。第一因子の分散が半分以上を占める場合は、バイアスが過大と判断する。24 項目からなるすべての観測変数を対象として、固有値 1.00 以上を抽出条件とした探索的因子分析（最尤法、回転なし）を行った。その結果、5 つの因子が抽出され、第一因子の分散は、24.722%であった。このことから、コモン・メソッド・バイアスの問題は生じている可能性が低いと判断し、分析を進めた。
次に、主要な 5 変数（人事施策、知識蓄積の取り組み、個人の意識の尊重、
職務満足、自発的行動）について、確証的因子分析を行った（表 2）。仮説の5 因子モデル、職務満足と自発的行動を統合した 4 因子モデル 1、人事施策と知識蓄積の取り組みを統合した 4 因子モデル 2、職務満足と自発的行動を統合し、人事施策と知識蓄積の取り組みを統合した 3 因子モデル、すべての項目を統合した 1 因子モデルを比較した。なお、誤差項の共分散は考慮に入れていない。表 2 に示されるように、複数の適合度指標において 5 因子モデルの適合度が最も高かった。また、モデルの適合度の差は、χ2 の差の検定を用いて検定できる（Schermelleh-Engel et al. 2003）。4 因子モデル 1・4因子モデル 2・3 因子モデル・1 因子モデルと、5 因子モデルとの間の Δχ2値は有意であった。また、5 因子モデルでは潜在変数から観測変数へのパス
はすべて 0.1％水準で有意であり、次に行う共分散構造分析では 5 因子モデルを採用することとした。
また、分析に使用した変数の記述統計量と変数間の相関係数を表 3 に示した。相関分析では、変数間の基本的な関係性を明確に示し、データの初期的な理解を深めるために、観測変数の単純平均によって合成化して作成した変数間の相関係数 を求めた。

347

表２

確証的因子分析の結果

χ2

df

CFI

GFI

AGFI RMSEA Δχ2（Δdf）

5 因子モデル2581.470**

289

.868

.904

.883

.064

−

2705.47

4 因子モデル 1

3046.302**

292

.841

.886

.863

.070

464.832(3)**3164.302

4 因子モデル 2

3070.234**

292

.840

.884

.861

.070

488.764(3)**3188.234

3 因子モデル3529.853**

294

.813

.867

.841

.076

948.383(5)**3643.853

1 因子モデル7419.305**

300

.589

.665

.607

.111

4837.835(11)**7521.305

AIC

注 1：**p<.01
注 2：4 因子のモデル 1 は、職務満足と自発的行動を一つの因子に、モデル 2 は、人事施策と知識蓄積の取り組みを一つの因子にまとめた。

表３

記述統計量と相関係数

平均値 標準偏差 最小値 最大値

1

2

3

4

1 人事施策

2.16

0.56

1.00

4.00 （.88）

2 知識蓄積の取り組み

1.65

0.46

1.00

3.00

3 個人の意識の尊重

2.78

0.55

1.00

4.00

.46

.39 （.71）

4 職務満足

2.93

0.51

1.25

4.00

.09

.16

.32 （.78）

5 自発的行動

2.72

0.52

1.00

4.00

.30

.24

.46

5

.45 （.65）.49 （.70）

注 1：観測変数の単純平均によって合成化して作成した変数間の相関係数（）内は信頼性係数 α の値
注 2：サンプル数が大きいため、2 変数間の相関がそれほど大きくない場合でも統計的に有意である、という結果が出やすくなる。そのため、ここでは統計的有意性に関する情報は省略
している。

4.2

仮説の検証

今回は、人事施策及び知識蓄積の取り組みを独立変数、個人の意識が尊重されている心理的風土を媒介変数、職務満足及び自発的行動を従属変数とする共分散構造分析（SEM）を行った。以下の分析では、確証的因子分析を用いて抽出された複数の項目からなる尺度を潜在変数として扱い、分析を行った。分析の結果を図 2 に示す。

348

大学職員における心理的風土の規定要因と、心理的風土が意識と自発的行動に及ぼす影響

人事施策

.35**

個人の意識
の尊重

.58**

.62**

.68**
職務満足

自発的行動

.35**
知識蓄積の
取り組み

注 1：数値は標準化偏回帰係数を示す。
注 2：モデルの適合度指標 χ2（295）=2643.188、CFI=0.865、GFI=0.901、AGFI=0.882、
RMSEA=0.064。サンプルサイズは 1,929。
注 3：実際の分析モデルには、推定に必要な各観測変数の誤差変数及び内生成性を持つ各潜在変数における攪乱変数が含まれているが、図を明瞭にする観点から表示しない。
注 4：**p<0.01

図２

共分散構造分析の結果

分 析 の 結 果 、 モ デ ル と デ ー タ の 適 合 度 は 、 CFI=0.865 、 GFI=0.901 、
AGFI=0.882、RMSEA=0.064 であり、過去の心理的風土、組織風土に関する研究（Brown and Leigh 1996、梅原ほか 2020、髙橋・政氏 2012）における適合度と同程度の水準であるため、今回の分析に耐えうるだけの結果は得られたと考えられる｡なお、χ2 値は、2643.188（df = 295）で、p<0.001 と有意であったが、これはサンプル数が 1,929 件と多かったことが原因であると考えられるので、モデルの不適合を示すわけではない。
人事施策から個人の意識の尊重へのパスは 1%水準で有意な正の係数を示
し、仮説 1 は支持された。さらに知識蓄積の取り組みから個人の意識の尊重
へのパスも 1%水準で有意な正の係数を示し、仮説 2 は支持された。
個人の意識の尊重から職務満足へのパスは、1%水準で有意な正の係数を示している。間接効果の有意性を検討するために、ブートストラップ法（ブートストラップ標本数：2000）による媒介分析を実施した。人事施策から個
人の意識の尊重を媒介した職務満足への間接効果は .17（CI：0.14, 0.21）、知識蓄積の取り組みから個人の意識の尊重を媒介した職務満足への間接効果
は .19（CI：0.16, 0.24）であり、いずれも 1%水準で有意であった。人事施策
及び知識蓄積の取り組みから職務満足への直接のパスを追加したモデルも検討したが、人事施策のパス係数（β= −.04）、知識蓄積の取り組みのパス349

係数（β=−.03）はいずれも有意ではなく、モデルの適合度も高まらなかった。よって、人事施策及び知識蓄積の取り組みが職務満足に及ぼす影響は、個人の意識の尊重に媒介されていると考えられる。よって仮説 3 は支持された。
また、個人の意識の尊重から職務満足を媒介した自発的行動への間接効
果は .19（CI：0.16, 0.22）であり、1%水準で有意であった。さらに、個人の意識の尊重から自発的行動への直接のパスを追加したモデルも検討したが、個人の意識の尊重のパス係数（β= .01）は有意ではなく、モデルの適合度も高まらなかった。よって、個人の意識の尊重が自発的行動に及ぼす影響は、
職務満足に媒介されていると考えられる。以上から、仮説 4 は支持された。

5．ディスカッション
5.1

本研究で明らかになったこと

本研究では、大学職員から自発的行動を引き出すような心理的風土がどのような要因によって形成され、それが実際に職員の意識や自発的行動にどのような影響を与えているのかを検討した。この結果得られた結論として、以下の点を確認することができる。
第一に、個人の意識の尊重などの心理的風土は、人事施策や知識蓄積の取り組みのような、組織の取り組みによって形成され、そのような心理的風土が形成されることで職員の職務満足が高まり、職員の自発的行動につながることが明らかになった。これにより、大学を時代の変化に対応させるために、自発的に行動する職員を増やしていく際に必要な心理的風土と、その心理的風土を形成する要因を示し、職員の自発的行動に至るまでの因果関係を示した。第二に、人事施策や知識蓄積の取り組みと職務満足の関係を心理的風土が媒介していた点である。大学職員組織においても、
Brown and Leigh（1996）が言及しているように、各職員が職場環境に対する知覚を形成し、それが個人の意識や自発的行動に影響を及ぼしたと考えられる。これまでの大学職員研究では、風土知覚における媒介効果にはあまり焦点が当てられてこなかったが、本研究により組織の取り組みは直接職員の職務満足に作用するのではなく、心理的風土の形成を経由して職務満足に作用している可能性が示唆された。第三に、心理的風土と自発的行動の関係を職務満足が媒介していた点がある。心理的風土が職務満足に影響し、そこから最終的に職員の自発的な行動に結びついているということ

350

大学職員における心理的風土の規定要因と、心理的風土が意識と自発的行動に及ぼす影響である。このことから、風土を整えることによって、職員の自発的行動を引き出したいのであれば、まずは職員の職務満足を満たすような心理的風土の形成を促していくことが重要である。今回の研究結果を踏まえると、個人の意識を尊重する心理的風土を形成することは、職員の自発的行動を引き出すことができる可能性が高いと考えられる。第四に、心理的風土と自発的行動の関係を職務満足が媒介していることを示した点が挙げられる。既存の研究では心理的風土が職務満足を介して市民的行動のような自発的援助
行動を構成因子とした変数に影響することが示唆されていたが（Parker et

al. 2003）、本研究では、心理的風土が職務満足を介して変革志向を含む自発的行動の関係にも影響していることを明らかにした。
5.2

本研究の貢献本研究の貢献としては、以下の点を確認できる。
第一に、Bowen and Ostroff（2004）で示唆されていた関係を、大学職員を対象とした研究で示した点が挙げられる。これまでの大学職員を対象とした風土研究では、組織の取り組みと職員の行動の関係における、心理的風土の媒介効果については焦点が当てられていなかった。そこで本研究では、心理的風土を用いて、主観的な組織の取り組みに対する知覚と主観的な風土知覚が職員の意識や自発的行動に影響を与えるプロセスについての因果関係を検証した。心理的風土は幅広く利用されている合意されたモデルはないため（Parker et al. 2003）、本研究において大学職員に焦点を当てたことに理論的な貢献がある。第二に、個人の意識の尊重という種類の心理的風土を測定し、Bowen and Ostroff（2004）で示唆されていた因果関係を検証した点が挙げられる。心理的風土は、自律、信頼、結束、圧力、支援、承認、公正、革新など様々な下位次元が存在する包括的なフレームワークであるが（Koys and Decotiis 1991）、幅広く利用されている合意されたモデルはないため（Parker et al. 2003）、本研究では、大学職員組織において重要であると考えられる心理的風土を独自に設定し、組織心理学で示唆されていた枠組み（Bowen and Ostroff 2004）を応用してその因果関係を検証したという点で理論的な貢献がある。第三に、大学職員の自発的行動を引き出すために着目すべき心理的風土を明らかにし、そのような心理的風土を形成するために有効な取り組みを明らかにした点が挙げられる。本研究の結果から、職員の自発的行動を引き出すためには、個人の意識の尊重のよ
うな心理的風土を形成していくことに一定の効果があることが示唆され、

351

そのような心理的風土を高めていくために、人事施策や知識蓄積の取り組みに力を入れることが有効であることがわかった。具体的には、組織が頑張っている人を適切に評価することや、職員の自己啓発を奨励するなどのよ
うな人事施策に力を入れることで、職場の環境が整えられ、個人の意識が尊重されているという心理的風土の形成に影響を及ぼしていると考えられる。
また、世代を超えたコミュニケーション及びマニュアルを充実させるといった知識蓄積の取り組みに力を入れることで、組織を運営する上での適切なノウハウが蓄積され、個人の扱いに関する知識も蓄積することで、心理的風土の形成に影響を及ぼしていると考えられる。
5.3

本研究の限界と今後の課題

本研究の限界として、第一に、大学の設置形態や規模、所属部門等における心理的風土の影響の違いが考慮されていない点が挙げられる。過去の研究から、個人の意識の尊重に関する心理的風土は、大学職員の動機付けに影響を及ぼすと考えられるが（2018 年度大学経営政策演習受講者一同2019 ）、 望 ま し い 組 織 風 土 は 業 種 や 顧 客 、 業 務 特 性 に よ っ て 異 な る（Schneider, Brief, and Guzzo 1996）ことを考慮すると、組織風土の構成要素である心理的風土が職員の動機付けに及ぼす影響の強さも、大学の設
置形態や規模や所属部門によって異なる可能性がある。第二に、尺度の改善が指摘できる。本研究では、第 2 回全国大学職員調査の二次分析で一つの心理的風土に着目したが、心理的風土にはさまざまな下位次元が存在する（Koys and Decotiis 1991）。今回焦点を当てなかった心理的風土が職員の自発的行動を引き出すために効果的である可能性や、心理的風土と組織の取り組みに関する尺度との違いを明確に示す意味でも、先行研究を参考にした尺度の開発は重要である。第三に、信頼性係数が低い尺度の存在が挙げられる。本研究においては、「知識蓄積の取り組み」などは、二次分析の性質上、信頼性係数が低めになっているが、過去の研究においても同程度の信頼性係数で分析が進められている点を考慮し（Brown and Leigh
1996、髙橋・政氏 2012）、本研究の尺度として採用した。本研究で扱った変数について、全体的に信頼性係数が低いことが、サンプルサイズに比して仮説モデル全体の適合度が低い原因であると考えられる。第四に、分析に用いた調査が一時点調査であることが挙げられる。厳密な意味で因果関係を示すためには、一時点調査以外の調査が必要である。
これまでの研究では、職員の風土知覚が意識に及ぼす影響は示唆されて352

大学職員における心理的風土の規定要因と、心理的風土が意識と自発的行動に及ぼす影響

いたが、どのような要因で影響するのか明らかではなかった。そこで本研究
では、心理的風土という概念を用いて、Bowen and Ostroff（2004）が示唆したことを、大学職員を対象とした分析で示した。しかし、上記で説明したような限界が存在する。今後の課題としては、第一に、設置形態や規模や所属部門による影響の違いに着目した研究が必要になる。第二に、今後の職員を対象とした心理的風土研究については、組織心理学研究で用いられている尺度も参考にしつつ、検討していくことが必要になる。第三に、信頼性の高い尺度開発が必要になる。第四に、経時的な調査や介入研究を用いた検証が必要である。
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謝辞
本研究は JSPS 科研費挑戦的研究（萌芽）JP20K20815「大学の事務組織の業務改革に関する実証的研究（研究代表者：両角亜希子）」の助成を受けた。また、有益なコメントをくださった匿名の査読者 2 名に感謝申し上げる。

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