新教育委員会制度がいじめの認知件数に与えた影響について：東京都の区市町村別データを用いた分析

新教育委員会制度がいじめの認知件数に与えた影響について：
東京都の区市町村別データを用いた分析＊1
田中 隆一＊2
別所 俊一郎＊3
両角 淳良＊4

要約2015 年 4 月以前において，区市町村の教育委員会は教育長および教育委員長を中心とする合議制執行機関であり，教育行政の最終責任の所在が曖昧であるといった批判があった。この批判を受け，2014 年の地方教育行政法改正では教育行政における責任体制のあり方を根本的に変化させることとなった。特に，1）教育委員長と教育長を一本化した新「教育長」が第一義的な教育行政責任者であることが明確化され，2）教育委員会ではなく，首長が議会の同意を得て教育長を直接任命することになり，任命責任も同時に明確化された。これにより，新教育長体制へ移行した自治体では教育行政における説明責任が明確化されるため，いじめをはじめとする学校における問題行動を早期発見するインセンティヴが強まったと考えられる。本研究では東京都の区市町村別いじめ認知件数のデータを用いて，新教育委員会体制への移行がいじめの認知件数に与える効果を検証した。分析の結果，早期に新教育委員会制度に移行した区市町村は，そうでない区市町村に比べていじめの認知件数が増えていることがわかった。この結果は，制度改革による責任所在の明確化により，それまで見過ごされていたいじめを積極的に認知するようになったという仮説と整合的である。
キーワード：教育委員会，いじめ認知，説明責任
JEL classification ： I21，J24＊１ 本研究は財務省財務総合政策研究所のプロジェクトの一環として行われたものである。本稿の作成にあたっては，財務総研研究会の参加者から多くの有益なコメントをいただいた。通常の留意を持って感謝したい。なお，本稿の内容や意見は全て筆者らの個人的な見解であり，財務省および財務総合政策研究所の見解を示すものではない。
＊２ 東京大学社会科学研究所教授＊３ 東京大学大学院経済学研究科准教授／前財務省財務総合政策研究所総務研究部総括主任研究官＊４ ノッティンガム大学経済学部助教授／財務省財務総合政策研究所客員研究員- 44 -

〈財務省財務総合政策研究所「フィナンシャル・レビュー」令和元年第６号（通巻第 141 号）2019 年 12 月〉

Ⅰ．はじめに日本における義務教育は，学力を始めとする環境への影響を超えて，生徒の生命または身体その後の生活において基盤となる資質を育成すに重大な危険を生じさせる恐れもある。このこ

ることを目的とする，国民の教育を受ける権利とは，いじめが原因とみられる生徒の自殺の例の最低限の社会的保障である。この目的の達成

が近年の日本においても報告されていることかを保証するためには，児童生徒の小中学校におらも明らかであろう。したがって，いじめの問

ける学習環境の整備および確保が前提となる。

題は広く国民一般の憂慮するところであり，そしかし，この前提は「いじめ」をはじめとするの解決を図ることは喫緊の社会的課題であると児童生徒の問題行動の存在によって成り立たな

いえる2）。

いことがある。いじめを定義するのは容易では

これらのいじめ問題の解決を図るために，文ないが，例えば OECD（2017）はいじめを加部科学省は「児童生徒の問題行動・不登校等生

害者による自分より弱い立場にいる被害者への徒指導上の諸課題に関する調査」（以下，「問題定期的・継続的な力の乱用と位置付けており，

行動等調査」）の一環として 1985 年度からいじ

前者は後者を傷つける意図を持つことが特徴でめの状況を調査している3）。2006 年以降，いじあるとしている。いじめの形態は様々であり，め対策の第一歩はより正確にいじめの現状を把物理的（例えば他の生徒にたたかれたり，押さ握することであるとの立場から，いじめの認知れたりした）である場合もあれば言語的（から件数，つまり学校教員によって認識されている

かわれた等），関係的（意地の悪いうわさを流

いじめの件数を主要な統計指標として，小学校・された等）ともなりうるが，いじめは特にその中学校・高等学校・特別支援学校におけるいじ

形態にかかわらず児童生徒の学習環境に様々なめの認知件数を調査し，都道府県ごとに集計し1）

悪 影 響 を 及 ぼ す と 考 え ら れる 。 例 え ば，て公表している。しかしながら重要なこととしOECD（2017）は 2015 年の PISA（Programmeては，本来いじめは教師には見えにくいと考え

for International Student Assessment）の結果

られ，実際にいじめが発生していてもその事実を用いていじめの被害を受ける生徒は不安・疎を教師が把握していない場合があると考えられ

外感を感じる傾向があり，またそれらの生徒はるため，この指標を解釈するにあたってはいじ

学校を欠席しがちであることを示している。まめの「認知件数」と実際の「発生件数」との差た，いじめがより深刻な場合においては，学習

異を常に意識する必要がある。この点を明確に

１）OECD（2017）は日本におけるいじめの形態の特徴について，OECD 諸国の平均と比べて，1）他の生徒に「からかわれた」，「たたかれたり，押されたりした」と答えた生徒（15 歳，日本においては高校一年生）が多い一方，2）「他の生徒から仲間はずれにされた」，または「自分の物を取られたり，壊されたりした」と答えた生徒は少ないことを報告している。
２）法整備による対応例としては，2013 年に施行された「いじめ防止対策推進法」がある。本研究では法整備がいじめの認知件数に与える影響を直接分析するものではないが，海外の研究例としては，Nikolaou（2017）
および Sabia and Bass（2017）を参照のこと。
３）文部科学省は個々の行為が「いじめ」に当たるか否かの判断はいじめられた児童生徒の立場に立って行う
ものとする立場から，現在はいじめを次のように定義している。「児童生徒に対して，当該児童生徒が在籍する学校に在籍している等当該児童生徒と一定の人的関係のある他の児童生徒が行う心理的又は物理的な影響を与える行為（インターネットを通じて行われるものも含む）であって，当該行為の対象となった児童生徒
が心身の苦痛を感じているもの（なお，起こった場所は学校の内外を問わない）。」- 45 -

新教育委員会制度がいじめの認知件数に与えた影響について：東京都の区市町村別データを用いた分析した上で，図 1 では「問題行動等調査」におけ人）までと，件数は地域によって大きく異なっる生徒 1,000 人あたりいじめ認知件数の都道府ていることがわかる。また，図 1（b）による

県別分布（a）と，2007 年度から 2016 年度まといじめの認知件数は地域間だけでなく年代にでのいじめ件数の推移（b）をまとめてある。

よっても大きな変化を見せることがわかる。例

図 1（a）によると全国的な平均認知件数は

えば 2011 年度から 12 年度にかけて，全国平均

1,000 人あたり 23.9 人であるが，最も件数の多は 5.0 から 16.3 人（1,000 人あたり）と上昇し，い京都府（96.8 人）から最も少ない香川県（5.02015 年度から 16 年度には 18.6 人から 26.3 人

図 1 いじめ認知件数の都道府県別分布と推移（a）いじめの認知件数の都道府県別分布（2016 年）

25
20
15
10
5
0

（注） 文部科学省「児童生徒の問題行動・不登校等生徒指導上の諸課題に関する調査」2016 年度版より作成。小学校・中学校・高等学校・特別支援学校の合計，児童生徒 1,000 人当たり。全国平均は 23.9 件，最大は京都府の96.8 件，最小は香川県の 5.0 件。

（b）いじめ認知件数の 10 年間の推移（2007～16 年度）

120
100
80
60
40
20
0

2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016
全国平均

青森県

京都府

香川県

（注） 文部科学省「児童生徒の問題行動・不登校等生徒指導上の諸課題に関する調査」2016 年度版より作成。小学校・中学校・高等学校・特別支援学校の合計，児童生徒 1,000 人当たり。

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〈財務省財務総合政策研究所「フィナンシャル・レビュー」令和元年第６号（通巻第 141 号）2019 年 12 月〉

まで増えている。また 2016 年度において認知を苦に自殺した事件を契機として起こった件数の最も低い香川県においては，特に大きな2014 年の地方教育行政法改正（以下，改正）が，認知件数の変化は見られない一方で，認知件数

教育行政における責任の所在を明確化したといの最も高かった京都府においては，2011 年度

う事実に注目する。改正前においては，1）地から 12，13 年度にかけて 1.6，33.9，99.8 人と方教育事務執行の責任者である教育長と，教育急上昇を見せた後で高い件数を保っている。ま長の指揮監督権を持つ教育委員会の代表である

た青森県においては，2015 年度において全国教育委員長の共存が教育行政の責任の所在を曖

平均より低い認知件数（8.8 人）であったのが，昧にし，また，2）教育長は民意の代表者であ2016 年度に 4 倍以上に増えた結果，平均を大る首長に直接任命されるのではなく，首長に任きく上回った（38.8 人）。

命された教育委員会に任命されるという二重任

なぜ，いじめの認知件数はこのような地域差

命構造が首長の任命責任をも曖昧にしていたとや大きな時系列変動を見せるのであろうか。前される。しかし，改正後の新体制下においては，述したように「認知件数」と（観察されない）

1）教育長と教育委員長を一本化した「新」教

実際の「発生件数」は異なりうるため，このよ

育長が第一義的な地方教育政策の責任者とさうな地域差や大きな時系列変動を生み出す原因

れ，また，2）首長が議会の同意のもと教育長について以下の二つの仮説が考えられる。第一を直接任命することで教育行政における責任体の仮説は，実際のいじめの発生件数が地域に制の明確化がもたらされた。

よって異なり，時間の経過と共に変わるため，

それでは教育行政における説明責任の所在を認知される件数も変化するというものである。

明確化することがどのようにいじめの認知に対第二の仮説は，教育責任者や教員のいじめを認する姿勢・努力に影響を与え，そして認知件数知しようとする「姿勢・努力」が地域によってに影響を与えるのであろうか。この問いに対す異なり，時間を追っても変化することが認知件

る直接的な仮説を提示することは容易ではない

数の地域格差・時間変動を決定するというもの

が，海外，特にアメリカにおいては教育責任者である。もちろん両仮説は共存しうるが，いじの説明責任に働きかけるような制度を作ること

めの実際の発生件数は，後述するように，認知で，実際の教育の様々な成果に影響を与えた事

件数のように大きな地域格差・変動を見せるこ

例 が 多 く 報 告 さ れ て い る。 例 え ば，Rockoffとはないと考えられるため，本研究では第二のand Turner （2010）はニューヨーク市におい仮説，つまり教育責任者，具体的には学校と学て学校の生徒の学業成績に対する説明責任を制校の設置・管理を行う教育委員会のいじめ認知度化したことが，実際に生徒の学力を上昇させに対する姿勢が，教員のいじめ認知の姿勢に影たことを示している。具体的には学力統一テス

響した結果として認知件数を変化させる可能性

トの結果と学校に対する報酬をリンクさせるこを検討する。

とによって，達成度の低い学校に通う生徒の成4）

特に本研究では，教育行政担当者としての教績を向上させたことを見出している 。さらに

育委員会の「説明責任」の明確化が，教育委員

Figlio and Loeb（2011）はこのような学校の説

会のいじめ認知に対する「姿勢・努力」に影響

明責任に影響する制度を作ることが様々な教育を与え，その結果としていじめの認知件数を変

成果を向上させたアメリカにおける他の例を多えるのかを統計的に検証する。具体的には，く紹介している。もちろん上記の日本における2011 年に滋賀県大津市の中学 2 年生がいじめ

地方教育行政法改正は学校ではなく教育行政担

４）それ以前にも Hanushek and Raymond（2005）が説明責任の制度化が生徒の学業成績を伸ばすことに寄与することをアメリカの場合に関して示している。また Rouse et al.（2013）はフロリダにおいて説明責任のプ
レッシャーを受けた学校は，教え方を実際に変えることによってテストの点数を伸ばしたことを示した。

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新教育委員会制度がいじめの認知件数に与えた影響について：東京都の区市町村別データを用いた分析

当者（特に新教育長）の説明責任に働きかけるを成果指標としている点に特徴がある。また，ものであり，また特に生徒の学力に関する説明

いじめの問題を扱った研究はいくつかあり，本を求めるものではないが，制度変更が説明責任

研 究 と 関 連 が 強 い。Sarzosa and Urzuaの明確化を引き起こしたという事実は共通して（2015）・Sarzosa （2017）では，韓国の中学校

いる。従って，教育行政の第一義的な責任者でのパネルデータを用いて技能形成の動学モデル

ある新教育長は改正の契機であるいじめ問題対を構築し，いじめにあうことでどの程度学力や策に対する明確な説明を市民から求められるこ

非認知能力が影響を受けるのかを分析していとから，「新体制下において教育施策者はいじる。Eriksen, Nielsen, and Simonsen（2014）でめ対策のための前提としての現状認知に対しては，デンマークのデータを用いて，いじめを受より積極的になり，その結果として施策者の管けることにより GPA（Grade Point Average）

理下にある学校において認知件数が増える」とが低下することが明らかにされている。Ponzo

いう仮説は考えうる5）。

（2013）はイタリアのデータを用いて小中学校

本研究ではこの仮説を検証するために，東京でいじめにあうと成績が低くなることを示して都が毎年実施している「いじめの認知件数およいる。さらに重要なことに，Brown and Taylor

び対応状況把握のための調査」における区市町（2008）はイギリスのデータを用いて学校でい村別いじめ認知件数のデータを用いる。特に地じめを受けると最終学歴および大人になってか方教育行政法改正後，現職の（旧）教育長の任らの賃金が下がることを明らかにしている。こ期の終了，もしくは辞任の時期によって新体制

れらの研究では，いじめが学力および能力の形

移行時期が自治体ごとに異なるという事実を，成に対して重要な影響を及ぼしていることを見

責任制度のいじめの認知件数に与える因果効果

出しており，制度変更がいじめに与える影響をを検証するために利用する。具体的には，改正分析することは人的資本の形成という観点から

後 2015 年 4 月から東京都の区市町村が段階的も非常に重要であることを示唆している。

に新教育委員会体制へ移行していることを用い日本のデータを用いていじめの認知件数を分て，区市町村の固定効果および年度の固定効果

析したものとして中室（2017），田中（2019）を考慮した重回帰モデルを推定した。その結果，

および田中・両角（2019）がある。中室（2017）

新体制に移行し，行政における説明責任が明確

では関東近郊の自治体から提供された学校別集化された区市町村においては，そうでない（説計データを用いて，クラスサイズがいじめの認

明責任の明確化がまだ行われていない）区市町

知件数に与える影響を分析しているが，少人数

村に比べていじめの認知件数が高くなっている

クラスといじめの認知件数の間には有意な関係ことが検出された。この結果は，制度改革によを見出せてはいない。本研究では東京都全体のる責任所在の明確化により，説明責任の増した複数年度をカバーするデータを用いているた

新教育長のもとでそれまで見過ごされていたい

め，上記の研究に比べ，より広い対象を分析しじめを積極的に認知するようになったという仮ている。田中（2019）では都道府県別パネルデー

説と整合的である。

タを用いて教員加配と学力および問題行動との本研究は，教育制度そのものがどのように関係を分析しているが，いじめの認知件数との人々の説明責任に影響を及ぼすことで教育の成関 係 は 統 計 的 に 有 意 で は な い。 田 中・ 両 角

果指標に影響を与え得るかに注目した研究と関（2019）では，ある政令指定都市の学校別パネ

連しているが，学力ではなくいじめの認知件数

ルデータを用いて公立中学校における教員加配

５）説明責任が教員や教育行政担当者を萎縮させてしまい，いじめ認知の報告に消極的になる可能性も否定できない。

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〈財務省財務総合政策研究所「フィナンシャル・レビュー」令和元年第６号（通巻第 141 号）2019 年 12 月〉と問題行動との関係を分析しているが，いじめ

本論文の構成は以下の通りである。第 2 節での認知件数との関係は統計的に有意となっては

いじめ認知件数の決定要因についての一般的考ない。本研究では，自治体の教育委員会制度の察を行い，第 3 節では教育委員会制度改革につ

改革によって生み出された自然実験的状況を用いて説明する。そして第 4 節で分析に用いる回

いていじめの認知件数に対する効果を分析する

帰モデルを説明，第 5 節で分析に用いるデータ

ことで，説明責任と教育における成果指標の関を紹介した後，第 6 節で分析結果を説明する。

係を実証している点が大きな特徴のうちの一つ

第 7 節で分析結果の頑健性について議論する。

であると言える。

第 8 節で結論を述べる。

Ⅱ．いじめ認知件数と実際の発生件数
前節では，いじめ認知件数の大きな地域差・均を，2007-2016 年度にかけて描写してある。

時系列変動は，実際のいじめ発生件数よりもむ

まず全国平均を見ると，過去 10 年間においしろいじめを認知しようとする教育責任者の姿て認知件数が増えている（図 1（b））にも関わ

勢・努力によって説明されると指摘した。ここ

らず，より多くの生徒がいじめとは無条件でいではこの主張と整合する 2 つの根拠を提示する。

けないものである，と考えるようになっている

第 1 の根拠としては，「いじめに対する生徒

こ と が わ か る（2007 年：67.4 パ ー セ ン ト；の意識」の地域差と時系列推移が，いじめ認知2016 年：78.95 パーセント）。また，2016 年度

件数の地域差と推移に関連していないことが挙において最大と最小の認知件数が観察された京げられる。これを根拠とする前提は「もしより都府と香川県（ほぼ 20 倍の差）を比べると，多くの生徒が無条件にいじめはいけないもので同年においてこれらの府県では生徒のいじめにあると認識していれば，実際の発生件数はより対する意識にほとんど差がないことが見受けら少なくなると考えられるため，いじめに対するれ る（京 都 府：79.65 パ ー セ ン ト； 香 川 県：

認識と発生件数は同様の動きを示すことにな

80.85 パーセント）。さらにこれらの推移を見てる」ということである。具体的には，全国学力・

みると，京都府における 2012 年度から 2013 年

学習状況調査の児童質問紙・生徒質問紙に含ま度にかけての認知件数の急上昇は，むしろいじ

れる「いじめは，どんな理由があってもいけな

めはいけないと認識する生徒の割合の上昇とといことだと思いますか」という質問に対して，もに起こっている。また青森県における認知件「当てはまる」と答えた小学 6 年生の児童・中数の 2015 年から 16 年にかけての急上昇に関し

6，7）。図 2 でても同じことが言える。従って，生徒のいじめは，図 1 に示した青森県・京都府・香川県におに対する認識が実際のいじめの発生件数と関連ける小学 6 年生の割合と中学 3 年生の割合の平しているとすれば，認知件数と実際の発生件数

学 3 年生の生徒の割合に注目する

６）他のありうる回答は「どちらかといえば，当てはまる」，「どちらかといえば，当てはまらない」，「当てはまらない」となっている。
７）全国学力・学習状況調査は全国の小学校 6 年生と中学校 3 年生を対象に 2007 年度より毎年行われている（例外：東日本大震災のあった 2011 年は全国で実施見送り，また熊本を震源とする地震のため 2016 年度は一部の地域で実施見送り）。このいじめに関する質問は毎年小学校児童質問紙・中学校生徒質問紙両方に含まれている。

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新教育委員会制度がいじめの認知件数に与えた影響について：東京都の区市町村別データを用いた分析の関係は強くないと考えられる。

に他の生徒児童・教師の目を意識して正確な回

第 2 に，国立教育政策研究所（2016）が日本

答をためらうことを避けるための慎重な配慮がの地方都市の 13 小学校と 6 中学校，小学校 4

なされていることにある。例えば調査において

年生から中学校 3 年生までの全児童生徒を対象

はシールつきの封筒と調査票を児童生徒に配布に 2004 年から 2015 年までの 12 年間（年 2 回，し各自で速やかに封入できるようにしてある。

新学期開始 3ヶ月弱の時期の 6 月末と 11 月末）

したがって，この調査における回答はいじめのに行ったいじめ被害経験に関する調査の結果を発生実態をある程度正確に反映していると思わ示す。この調査の特徴は，生徒児童が回答の際れる。図 3 では「仲間はずれ・無視・陰口」の

図2

生徒のいじめに対する意識の地域差と推移

注：生徒の割合は小学校 6 年生と中学校３年生の割合の平均。
2011 年値（震災のため調査なし）は 2010 年と 12 年の平均。

100%
90%
80%
70%
60%
50%
40%
30%
20%
10%
0%

6月
11月
6月
11月
6月
11月
6月
11月
6月
11月
6月
11月
6月
11月
6月
11月
6月
11月
6月
11月
6月
11月
6月
11月

図 3 「仲間はずれ・無視・陰口」被害経験率の推移（中学生，男女単純平均）

2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015
年
年
年
年
年
年
年
年
年
年
年
年
週に１回以上

月に２～３回

今までに１～２回

ぜんぜん（注） 国立教育政策研究所「いじめ追跡調査 2013-2015」より作成。男女平均値。

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〈財務省財務総合政策研究所「フィナンシャル・レビュー」令和元年第６号（通巻第 141 号）2019 年 12 月〉

被害経験率（男女単純平均）の 12 年間の推移

この調査結果がいじめの発生実態を反映していを示してある。例えば中学生男子の場合，「仲る限り，図 1 の認知件数の推移で見られたよう

間はずれ・無視・陰口」の被害を「（新学期がな，件数が一年で数倍に増えるといったような始まってから）今までに 1～2 回」「月に 2～3 回」

急激な変化は実際の発生件数には起こっていな「週に 1 回以上」受けた経験率は 12 年間で平かったという点である8）。

均 32.2％となっている。しかし強調すべきは，

Ⅲ．教育委員会制度改革
本節では教育政策における責任体制の根本的つかさどる一方で，教育委員長と教育委員会はな変化をもたらした教育委員会制度改革につい教育長に対する指揮監督権を持っていたという9）て述べる 。教育委員会は「地方教育行政の組点である。このように，一つの委員会の中に織及び運営に関する法律」（以下，地教行法）「長」が二人いるという事実は，教育行政におに定められており，都道府県と市町村・特別区

ける責任の所在を曖昧にするものと認識されてに置かれる，原則 5 人からなる合議制執行機関

いた。さらには二人とも民意を代表する首長でである。教育委員会は，首長から独立した行政はなく，首長に任命された教育委員会によって委員会として，学校教育，社会教育，スポーツ，

任命されるという点で，首長の任命責任も曖昧

文化に関する行政を担当する。特に学校教育ににされていたとも言える。

関しては，自治体における公立学校の設置と管この教育委員会制度における責任所在の不明

理，教職員の人事・研修，教科書採択など，（教確さが浮き彫りとなったのは，2011 年に滋賀県大育予算執行以外の）地方教育行政の根幹を担っ津市で中学 2 年生がいじめを苦に自殺した事件で

ている。

10）
あった 。自殺の前にこの生徒がいじめを受けて

地教行法改正の以前の教育委員会には，通常いるとの報告が他の生徒より学校側になされ，後5 人の教育委員の中から教育委員会の任命によのアンケートで明らかになったように多くの生徒り選出される教育委員長がおり，教育委員会のがこのいじめを認識していたにもかかわらず学校

代表として会議を主宰していた。教育委員長のはこの問題をいじめでなく喧嘩であると認識し，

任期は 1 年（再任可）であり，非常勤の身分でまた教育長を指揮監督するはずの教育委員長と他あった。同時に教育委員会の中には，教育委員の教育委員には自殺後も情報が十分に伝わってい長とは別に教育委員会事務局の長である教育長

なかったなど，学校および教育委員会の対応の杜がいた。教育長の任期は通常 4 年（再任可）で撰さに対する社会的な批判が起きた。最終的にはあり，常勤の職員である。特徴的なことは教育大津市長のもとで結成された第三者調査委員会に長が教育委員会の権限に属するすべての事務をより自殺はいじめが原因との見解に至ったが，教８）滝（2007）や国立教育政策研究所（2016，2017）は，いわゆる「いじめられっ子（常にいじめられる子供）」
や「いじめっ子（常にいじめる子供）」と呼ぶべき子供はほとんどおらず，大半の児童生徒が被害者としても加害者としても巻き込まれる実態を指摘している。また，国立教育政策研究所（2017）も指摘するように日本は科学的リテラシーの高い児童生徒でいじめの被害経験が多いという特徴を持つ。
９）教育委員会制度およびその改革の概要については村上（2014）が詳しい。
10）本事件の背景および経緯については，例えば共同通信大阪社会部（2013）を参照のこと。

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新教育委員会制度がいじめの認知件数に与えた影響について：東京都の区市町村別データを用いた分析

育行政における責任の所在に関する議論が幅広くよる効果も考慮した分析を行う。

行われる事態となった。

新教育委員会制度への移行は，2015 年 4 月 1

このような背景のもと，第二次安倍政権が発日以降に行われているが，新制度への移行が起足すると教育委員会制度改革が本格的に始動すこったタイミングは自治体によって異なる。これることとなった。2014 年の地教行法の改正では，2 つの理由による。第 1 には，地教行法改正

は，教育行政における責任体制の明確化が行わの経過措置として，施行時に在職する教育長は，れ，教育委員長と教育長を一本化した新しい教その教育委員としての任期が満了するまではそ

育長（以下，新教育長）が教育行政の第一義的のまま在職することとされたためである（地教行

な責任者とされた。教育委員会は教育長の指揮法附則第 2 条）。第 2 には，経過措置終了以前に監督権を失い，教育委員会ではなく首長が教育

旧教育長が辞任した場合，新教育長が任命され長の任免権を持つようになったことで，新教育て新体制へ移行するが，この辞任に伴う任命の長の教育委員に対する優位性は確固たるものと時期も自治体によって違うためである。

なった。また，首長が議会の合意のもと新教育

表 1 は，本研究で用いる東京都教育委員会下長を直接任命することになったことによって，の各区市町村教育委員会の新制度への移行の日

首長の教育行政における責任の所在も同時に明11）時をまとめたものである 。足立区や渋谷区，杉確化された。さらに，新たに首長が教育の目標

並区では 2015 年 4 月 1 日に新教育委員会体制へや基本方針である「教育の大綱」を策定するこの移行が行われたが，移行のタイミングには大とになり，首長と教育委員会が「総合教育会議」

きな違いがあり，移行が 2018 年に予定されていで事務の協議や調整を行うことになったため，る自治体も見られる12）。このように，新体制の移この改革は教育行政における首長の発言力を強行のタイミングの違いから，同じ時点において異くしたという側面を持つ。したがって，この制なる制度下にある教育委員会が東京都の中だけ

度の変更は，教育行政に対する首長の関与の度見ても存在するのである。次節で見るようにこの合いを強めるため，首長が交代することによっ

新制度移行の時期が自治体によって異なるといて教育行政の指針が変わりうることを意味す

う事実を回帰モデルにおいて利用する。

る。後述の回帰分析においては，首長の交代に

Ⅳ．回帰モデル
前述したように，本稿の主な仮説は「新教育制度への移行がもたらす教育施策者の説明責任

仮説検証のための重回帰モデルは以下の通りである。

の向上が，施策者の管理下にある学校におけるいじめの認知件数に影響を及ぼす」である。本節においてはこの仮説を具体的にどのように推定するかについて説明する。

log_ninchii,t＝αreformimmei,t+βreformposti,t+γreformpost2i,t+δi newmayori,tΣδ z ＋v ＋ξ＋∊

＋

m

j

j＝1

i,j,t

i

t

i,t

（1）

11）新体制移行時期に関する情報は各教育委員会のウェブサイトより入手し，4 つの村を除く 58 の東京都区市町村における移行時期を確認した。
12）執筆は 2017 年 11 月に行われた。

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〈財務省財務総合政策研究所「フィナンシャル・レビュー」令和元年第６号（通巻第 141 号）2019 年 12 月〉

表１
自治体名

東京都内自治体における新教育委員会制度への移行時期
移行年

月

日

移行年

月

日

千代田区

2017

10

19

町田市

自治体名

2018

4

1

中央区

2015

7

1

小金井市

2015

10

1

港区

2016

10

12

小平市

2016

10

1

新宿区

2016

4

1

日野市

2018

8

3

文京区

2015

7

8

東村山市

2016

1

1

台東区

2016

10

1

国分寺市

2017

5

26

墨田区

2015

10

1

国立市

2015

5

24

江東区

2017

4

1

福生市

2015

4

1

品川区

2017

4

13

狛江市

2018

4

1

目黒区

2016

10

1

東大和市

2016

4

1

大田区

2017

12

22

清瀬市

2016

4

1

世田谷区

2016

12

1

東久留米市

2015

4

1

渋谷区

2015

4

1

武蔵村山市

2015

4

1

中野区

2015

4

1

多摩市

2015

10

1

杉並区

2015

4

1

稲城市

2018

10

15

豊島区

2017

1

5

羽村市

2015

10

1

北区

2015

12

7

あきる野市

2015

11

26

荒川区

2017

4

2

西東京市

2017

7

1

板橋区

2015

7

1

瑞穂町

2018

4

15

練馬区

2015

7

1

日の出町

2015

12

15

足立区

2015

4

1

檜原村

葛飾区

2016

10

5

奥多摩町

2016

10

1

江戸川区

2015

4

1

大島町

2016

7

1

八王子市

2016

4

1

利島村

立川市

2016

4

1

新島村

2015

6

29

武蔵野市

2015

4

1

神津島村

2016

10

1

三鷹市

2015

10

1

三宅村

2015

10

1

青梅市

2015

10

13

御蔵島村

府中市

2015

4

1

八丈町

2015

10

7

昭島市

2016

4

1

青ヶ島村

調布市

2015

10

1

小笠原村

2015

9

26

（注） 各市区町村ウェブサイトの情報より作成。空欄はウェブサイトに情報が載っていないことを意味する。
執筆時点（2017 年 11 月）において移行がまだ起こっていない場合，旧体制における教育長の任期が切れる予定日が記してある。

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新教育委員会制度がいじめの認知件数に与えた影響について：東京都の区市町村別データを用いた分析

ここで，被説明変数の log_ninchii,t は東京都

グループ 4：改革が 2017 年 5 月 1 日以降にの区市町村 i の年度 t における小学校と中学校起こったか，またはまだ起こっていないグルーにおけるいじめの認知件数の対数値である。後プ。これらの自治体では 2014 年から 2017 年に述するように，本稿で用いる東京都の 2014-

かけての全ての認知件数が旧体制の教育制度の2017 年度の「いじめの認知件数及び対応状況

影響下にある。

把握のための調査」における認知件数の調査期

このように自治体を 4 つのグループに分けた上間は毎年 4 月 1 日から 6 月 30 日となっている。

で，上述の reform_imme, reform_post, reform_

右辺の説明変数のうち，我々の最も興味のあ

post2 は以下のように定義される。

る変数は新教育委員会制度への移行を示す変

reform_imme：新教育委員会制度へ移行後す数，reform_imme, reform_post, reform_post2

ぐの認知件数に対する影響を捉えるための変数。

である13）。これら 3 つの変数を含める理由は，

上記のグループ分けに準拠して，グループ 1 の場

制度移行のいじめ認知件数に対する影響の時系

合は 2015 年に 1，グループ 2 では 2016 年に 1，列変化を推定するためであり，これらの変数をグループ 3 では 2017 年に 1 をとり，その他の年

正確に定義するために東京都における自治体をは 0 となる 2 値変数である。グループ 4 の場合は

4 つのグループに分類する。

認知件数が制度変化の影響を 2014～2017 年と受グループ 1：新制度への移行が 2015 年 4 月 1

けないため，すべての年で 0 となる。

日から 4 月 30 日までに起こったグループ。こreform_post：新制度移行 1 年後における認知

れらの自治体においては，2015 年の調査期間

件数への影響を表す変数。具体的にはグループ 1

が終了する同年 6 月 30 日までには制度移行のの場合は 2016 年に 1，グループ 2 では 2017 年に影響が認知件数に現れる，すなわち，2～3 か

1 をとり，その他の年は 0 となる 2 値変数。他方，

月あれば移行は認知件数に影響すると仮定して，グループ 3 と 4 の場合はすべての年で 0 となる。

2015 年，2016 年，2017 年のいじめの認知件数のreform_post2：新制度移行 2 年を経た後の認全てが，体制変化の影響を受けるものとする。

知件数への影響を表す変数。グループ 1 の場合

グループ 2：新制度への移行が 2015 年 5 月 1は 2017 年に 1，その他の年は 0 となる 2 値変数。

日から 2016 年 4 月 30 日までに起こったグルーグループ 2，3，4 の場合，すべての年で 0 となる。

プ。これらの自治体に関しては，2015 年 5 月

new_mayor は首長の交代のいじめ認知件数にに移行しても調査終了までに 1～2 か月しかな

対する影響をコントロールするためのダミー変数

いため，2015 年における認知件数の調査が終である。この変数を考慮するのは，上記のように了する同年 6 月 30 日までに新制度移行の影響

教育委員会制度改革の他の柱である「教育の大はないと仮定のもと，2016 年，2017 年調査に綱」の策定と「総合教育会議」の設置が首長のおける認知件数のみが体制変化の影響を受ける

教育政策に対する発言力を一般的に高めたと考えものとする。

られるため，首長の変更が主要な教育関連施策でグループ 3：新制度への移行が 2016 年 5 月 1

あるいじめ対策に影響を与えることがありうるか

日から 2017 年 4 月 30 日までに起こったグルーらである。これらの改革は 2015 年 4 月に全国のプ。上記と同様の仮定のもとでは，この自治体

自治体で一律に起こったため，サンプル期間内のでは，2017 年調査における認知件数のみが体2014 年から 2017 年における首長の交代を考慮す

制変化の影響を受ける。

るのは重要である。具体的には，ある区市町村に13）本稿では，移行のタイミングは過去の教育長の任命タイミングに依存するため，これらの変数は外生であると仮定する。いじめ認知に積極的な市区町村が旧体制の教育長を任期途中で辞任させる（辞任を促す）可能性は否定できないが，文部科学省からの通達には「任期が満了する日までの間は，在職するものとしていること」とあるから，その可能性は小さいと思われる。

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おいて首長が 2015 年 4 月 1 日に変わったとする

助率は大きな経年変化を見せないので，その効と，この変数は 2014 年おいては 0，2015 年から果は後述する区市町村固定効果に吸収されてし14,15）。また，首長のいじめ対

まうこと，2）公的教育支出は（分析時点の策は個人個人違うと考えられるため，この変数2017 年 11 月において）2015 年度までしかデーの係数は自治体特有であると仮定してある。

タが公表されていないことによる。最後に vi

2017 年は 1 となる

その他の変数のうち，z はその他のコントは観察されない要因を含めた区市町村固有の要

ロール変数である。例えば，教師の目が生徒に因をコントロールする区市町村固定効果，ξt

届く範囲に影響すると考えられるクラスサイ

は東京都一律のショックの影響を吸収するため

ズ，家庭内の経済状況を反映する就学援助率，の年度固定効果である。年度固定効果には区市

また生徒一人当たりの公的教育支出などが考え

町村の教育委員会とは別に存在する東京都教育られるが，以下の分析ではクラスサイズを考慮

委員会一律のいじめ対策などが含まれる。

する。その理由は，1）自治体における就学援Ⅴ．データ
本研究で用いる成果指標に関するデータは東の移行時期を先述した 4 つのグループに分け

京都が 2012 年から毎年実施している「いじめる。図 4 は 2015 年 4 月 1 日以降に新教育委員の認知件数および対応状況把握のための調査」

会制度に移行した区市町村の分布を図示したもにおける区市町村別いじめ認知件数であり，東のである。新体制への移行の有無が確認できる

16）

京都のウェブサイトから入手できる 。本研究58 の区市町村のうち，2 割弱である 10 の自治

では新教育委員会制度への移行の起きる前後の体が新体制への移行が可能となってからすぐの期間として，分析対象期間を 2014 年から 2017

同年 4 月 30 日までに移行している（グループ

年までに限定する17）。対象となる自治体は東京1）。もっとも多いのはグループ 2 で，4 割強で都 62 の区市町村のうち，新体制への移行の時

あ る 26 の 区 市 町 村 が 2015 年 5 月 1 日 か ら

期が自治体（あるいは教育委員会）のウェブサ

2016 年 4 月 30 日 ま で に 新 体 制 に 移 行 し て い

イトにおいて確認できた 58 の区市町村である。

る。そして 2 割強の 13 自治体が 2016 年 5 月 1

新教育委員会制度への移行時期の分布を簡潔

日から 2017 年 4 月 30 日の間に移行し，残りのに描写するため，表 1 をもとに 58 の区市町村

9 自治体に関しては 2017 年 5 月 1 日以降に移14）詳しくは，上記の新教育長の就任と並行して，新首長就任が 2015（2016，2017）4 月 30 日以前であれば，2015（2016，2017）のいじめ認知件数に影響を与え得ると仮定した。
15）この変数は区市町村と年度ごとに定義されるが，区市町村で 2014 年から 2017 年にかけて首長の交代が起
こっていない場合，区市町村固定効果と完全な多重共線を起こすため，これらの区市町村ではこの変数の係数は推定されない。
16）文部科学省「問題行動等調査」の市区町村別あるいは学校別統計は本稿執筆時点で利用可能ではない。
17）分析対象期間を限定する一つの理由は，2012 年と 2013 年における東京都によるいじめ認知件数の調査方法が，2014 年から 2017 年までの調査と異なるからである。具体的には 2014 年から 2017 年までは東京都による調査期間が毎年 4 月 1 日より 6 月 30 日であるのに対して，2012 年においての調査は 7 月における緊急調査という形をとり，また 2013 年の調査期間は 4 月 1 日より 9 月 30 日となっている。従って 2012 年と2013 年のデータはそれ以降のデータと直接比べられない。

- 55 -

新教育委員会制度がいじめの認知件数に与えた影響について：東京都の区市町村別データを用いた分析

図4

新制度への移行自治体数

30
25
20
15
10
5
0

グループ1

グループ2

グループ3

グループ4

（注） 東京都下市区町村のウェブサイトより作成。

表２

記述統計
（1）
N

（2）
平均

（3）
標準偏差

（4）
最小値

（5）
最大値

生徒 1,000 人あたりいじめ認知件数（小学校）
生徒 1,000 人あたりいじめ認知件数（中学校）クラスサイズ（公立小学校）
クラスサイズ（公立中学校）

248
248
248
248

8.530
7.134
25.72
27.78

26.04
8.447
7.316
8.487

0
0
2.250
1

268.1
64.94
31.23
34.50

区市町村数

54

54

54

54

54

変

数

名

（注） 東京都「東京都公立学校における「いじめの認知件数及び対応状況把握のための調査」結果について」「公立学校統計調
査報告書」各年版より作成。

行，または（執筆時点の 2017 年 11 月において）に大きな差異が見られることがわかる。しかしまだ移行がおこっていない。

ながら，図 5 に示されているように，いじめのいじめの認知件数と区市町村の新教育委員会

認知件数の推移を見ると，2016 年までは小学制度への移行情報以外のデータの出処に関し校におけるいじめ認知件数の方が低かったが，て，まず各自治体における首長変更の情報は「選18）2017 年に大きく増えていることがわかる 。

挙ドットコム」のウェブサイトより対象期間の図 6 は，新教育委員会制度への移行時期のグ

全区市町村の首長選挙情報を確認のうえで作成

ループ別に小学校でのいじめの認知件数の推移した。その他のコントロール変数のうち，クラを示したものである。この図からは，新制度へ

スサイズは東京都「公立学校統計調査報告書」の移行が起きていない 2014 年度ではグループ

より公立学校に通う児童生徒数をクラス数で除間の認知件数の差はそれほど大きくないことがして求めた。表 2 は分析に用いるデータの記述分かる。その後の動きについてはグループごと

統計をまとめたものである。

の明確な傾向を看取できるわけではないが，と生徒 1,000 人あたりいじめ認知件数に関して

くに 2016・17 年度についてみると，新制度へは，平均的には小学生の方が中学生よりも多い。

の移行の早かったグループ 1 や 2 に比べて，移さらに標準偏差も小学生の方が多いことから，行の遅かったグループ 3 や 4 のほうが認知件数

小学生の方が中学生に比べていじめの認知件数が少ないといえよう。

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〈財務省財務総合政策研究所「フィナンシャル・レビュー」令和元年第６号（通巻第 141 号）2019 年 12 月〉

図5

東京都におけるいじめ認知件数の推移（注） 東京都「東京都公立学校における「いじめの認知件数及び対応状況把握のための調査」結果について」各年版より作成。

図6

新制度への移行時期グループ別のいじめ認知件数の推移（注） 東京都「東京都公立学校における「いじめの認知件数及び対応状況把握のための調査」結果について」「公立学校統計調査報告書」各年版より作成。

18）2017 年度の増加について，東京都は「平成 29 年度東京都公立学校における「いじめの認知件数及び対応状況把握のための調査」結果について」のなかで，「いじめはどの学校でも，どの子供にも起こり得るという認識の下，いかなるいじめも見逃さずに認知するよう，区市町村教育委員会の担当者連絡会，校長連絡会，教員対象の研修会
等，あらゆる機会において繰り返し，周知徹底を図ってきた。このことにより，多くの学校で軽微ないじめを見逃さず，確実に認知しようとする姿勢及び，いじめの件数が多い学校や学級に問題があるという捉え方をしないという認識が広まってきた成果と考えられる」と説明している。調査の形式自体は変化していない。

- 57 -

新教育委員会制度がいじめの認知件数に与えた影響について：東京都の区市町村別データを用いた分析

Ⅵ．推定結果
第 4 節で説明した回帰モデルを第 5 節で紹介したデータを用いて推定した結果が表 3（小学度における認知件数と比べて約 47（132）パーセ
ント高いことを示している。

校）と表 4（中学校）にレポートされている。

次に第 2 列はクラスサイズを共変量としてコ

まず，表 3 の第 1 列から第 3 列は，小学校におントロールした結果である。クラスサイズをコけるいじめの認知件数の対数値を被説明変数とントロールしても，新制度への移行を表す変数

し，新教育委員会制度への移行の有無を表す変の係数の統計的有意性および係数の大きさはほ数に回帰するモデルを最小二乗法で推定した結果

とんど変わらないことが確認できる。なお，クである。第 1 列は年度固定効果および区市町村固

ラスサイズの係数は負の値となっていることか

定効果のみをコントロールした結果である。新制

ら，クラスサイズの縮小はいじめの認知件数と度への移行はその年のいじめの認知件数に対しては負の相関を持っていることが示唆されるが，は統計的に有意な影響を与えていないが，1 年後統計的に有意な関係とはなっていない。

および 2 年後のいじめの認知件数に対しては統計

第 3 列には首長が交代すれば 1 となるダミー

的に有意な正の効果を持っている。具体的には，変数（new_mayor）を追加的なコントロール

reform_post（reform_post2）の係数，0.47（1.32）

変数として考慮した結果が示されている。首長は新制度移行 1 年後（2 年後）の認知件数は旧制の変更を考慮した場合は，新制度の移行の効果

表３

新制度への移行といじめの認知件数（小学校・東京都下全市区町村）
変数

reform_imme
reform_post
reform_post2
クラスサイズ
年ダミー
区市町村ダミー
首長変更ダミー
定数項
標本サイズ
区市町村数
Adj. R2
複合仮説検定（p 値）

（1）

（2）

（3）

OLS

OLS

OLS

0.28
（1.49）
0.47＊（1.71）
1.32＊＊（2.22）

0.30（1.66）
0.49＊（1.78）
1.36＊＊（2.36）－0.20（－1.33）0.36＊（1.88）
0.60＊＊（2.04）
1.54＊＊（2.61）－0.19（－1.27）

yes
yes
no

yes
yes
no

yes
yes
yes

1.15＊＊＊（13.62）

6.65（1.61）

6.60（1.54）

219
57
0.368
0.140

219
57
0.373
0.0937

219
57
0.379
0.0512（注） カ ッコ内の数字は区市町村内での誤差項の相関に対して頑健な標準誤差を用いた t 値。
＊＊＊
p＜0.01, ＊＊p＜0.05, ＊p＜0.1- 58 -

〈財務省財務総合政策研究所「フィナンシャル・レビュー」令和元年第６号（通巻第 141 号）2019 年 12 月〉

はさらに強く検出され，新制度への移行の 1 年なっている。これらの結果から，新教育委員会

後と 2 年後の効果はさらに大きくなると同時制度への移行は全体的にいじめの認知件数を増に，新制度への移行直後のいじめの認知件数にやしたと言えよう。

対しても統計的に有意な正の効果を持つことが次に中学校におけるいじめの認知件数を被説確認できる。また，表では各自治体の new_

明変数とした分析の結果を確認する。表 4 の第mayor の係数を省略してあるが，多くの自治

1 列から第 3 列は，中学校におけるいじめの認体でこの変数は有意である（符号は自治体に知件数の対数値を被説明変数とするモデルを最よって違う）ことをここで付け加える。

小二乗法で推定した結果である。年度固定効果

新制度への移行がいじめの認知件数に対しておよび区市町村固定効果のみを制御した第 1 列

もつ効果が現れるのには一定の時間がかかる可の結果を見ると，新制度への移行はその年と 2

能性を考慮して，新制度への移行に関して 3 つ

年後のいじめの認知件数に対しては統計的に有のダミー変数を用いた分析を行なっているが，意な影響を与えていることがわかる。この結果

全体的な効果の有無を検証するために，これらは，共変量を追加しても安定しており，第 2 列

3 つの変数の係数が同時に統計的に有意に 0 とと第 3 列に示されている係数をみると，第 1 列異なるかを検定する複合仮説検定を行った結果のものとほとんど変わらないことが確認でき（p 値）が各列の最終行にレポートされている。

る。なお，小学校の結果と同様に，クラスサイ

年度固定効果と区市町村固定効果のみを考慮しズの係数は負の値となってはいるが，統計的にた結果では，複合仮説検定の p 値は 14 パーセ

19）
有意な関係とはなっていない 。

ントとなっているが，クラスサイズと首長変更

また小学校の分析と同様に，全体的な効果のを考慮したモデルでは p 値は 5.1 パーセントと有無を検証するために，新制度への以降を表す

表４

新制度への移行といじめの認知件数（中学校・東京都下全市区町村）
変数

（1）

（2）

OLS

OLS

OLS

0.35
（2.37）
0.34（1.27）
0.83＊（1.79）

0.34（2.32）
0.33（1.24）
0.83＊（1.79）－0.04（－0.60）0.36＊＊（2.29）
0.35（1.20）
0.88＊（1.75）－0.05（－0.69）

yes
yes
no

yes
yes
no

yes
yes
yes

定数項

1.84＊＊＊（24.01）

3.04（1.52）

3.33（1.56）

標本サイズ
区市町村数
Adj. R2
複合仮説検定（p 値）

209
56
0.115
0.0865

209
56
0.112
0.0869

209
56
0.105
0.0917

reform_imme
reform_post
reform_post2
クラスサイズ
年ダミー
区市町村ダミー
首長変更ダミー

＊＊

（3）
＊＊

（注） カ ッコ内の数字は区市町村内での誤差項の相関に対して頑健な標準誤差を用いた t 値。
＊＊＊
p＜0.01, ＊＊p＜0.05, ＊p＜0.1- 59 -

新教育委員会制度がいじめの認知件数に与えた影響について：東京都の区市町村別データを用いた分析

3 つの変数の係数が同時に統計的に有意に 0 と以上をまとめると，上記の分析結果から新教

異なるかを検定する複合仮説検定の結果（p

育委員会制度への移行はいじめの認知件数を増値）が各列の最終行にレポートされている。す加させたといえよう。この分析結果は，制度改べての定式化において p 値は 10 パーセントを

革による責任所在の明確化により，それまで見下回っており，新制度への移行は中学校におい過ごされていたいじめを積極的に認知するようても全体的にいじめの認知件数を増加させたとになったという我々の当初の仮説と整合的であ言える。

ると考えられる。

Ⅶ．頑健性の確認
Ⅶ－１．小規模村部の影響認知件数を被説明変数とするモデルをポアソン

第 6 節の分析では，利用可能な区市町村すべ

回帰することにより新制度への移行の効果を推てのデータを用いて回帰分析を行った。しかし定した。推定結果は表 7（小学校）および表 8

ながら，東京都は 23 特別区を含む一方，島嶼（中学校）にまとめてある。

部を含む村部もある。そこで，第 6 節の結果が表 7 の結果を見ると，新制度への移行が小学

比較的小さな村部の影響を強く反映していない校におけるいじめの認知件数を増加させているかを確認するために，村部の自治体を除いた上という第 6 節の結果が頑健であることが確認でで同じ推定を行った。推定の結果は表 5（小学きる。しかし他方で表 8 の結果を見ると，中学校）
および表 6（中学校）にレポートされている。

校において新制度への移行の係数はすべて正でこれらの推定結果は表 3 および表 4 のものとはあるものの，統計的有意性は 3 列目の 2 年後は若干異なる部分は見られるものの，推定されの効果を除いて検出されなかった。これらの結た係数の大きさおよび統計的有意性はほとんど

果より，新制度への移行がいじめの認知件数を変わらないことが確認できる。これらの結果よ増加させる効果は，中学校においてはいじめのり，第 6 節で説明した結果は比較的小学校・中

認知件数を 0 とレポートする区市町村を含める

学校の規模が小さい村部の影響を取り除いてもことに対しては頑健とは言えないものの，小学頑健であることがわかる。

校に関しては頑健であると言える。

Ⅶ－２．ポアソン回帰
第 6 節では，被説明変数としていじめの認知件数の対数値を用いた。しかしながら，小学校のサンプルでは約 11 パーセント，中学校では
約 15 パーセントがいじめの認知件数を 0 とレポートしており，これらの区市町村は分析のサンプルから除外されていた。このサンプルを除外することの影響を確認するために，いじめの19）ここでの結果は，関東近郊の自治体において小学校・中学校クラスサイズのいじめ認知件数に対する影響は有意でないことを示した中室（2017）と整合的である。

- 60 -

〈財務省財務総合政策研究所「フィナンシャル・レビュー」令和元年第６号（通巻第 141 号）2019 年 12 月〉

表５

新制度への移行といじめの認知件数（小学校・東京都下，村部を除く）
変数

reform_imme
reform_post
reform_post2
クラスサイズ
年ダミー
区市町村ダミー
首長変更ダミー
定数項
標本サイズ
区市町村数
Adj. R2
複合仮説検定（p 値）

（1）
OLS

（2）
OLS

（3）
OLS

0.27
（1.44）
0.50＊（1.79）
1.32＊＊（2.20）

0.29（1.60）
0.51＊（1.87）
1.36＊＊（2.34）－0.20（－1.36）0.35＊（1.82）
0.62＊＊（2.11）
1.53＊＊（2.60）－0.20（－1.31）

yes
yes
no

yes
yes
no

yes
yes
yes

1.12＊＊＊（13.03）

6.86（1.62）

6.82（1.56）

214
54
0.376
0.146

214
54
0.381
0.101

214
54
0.387
0.0558（注） カ ッコ内の数字は区市町村内での誤差項の相関に対して頑健な標準誤差を用いた t 値。
＊＊＊
p＜0.01, ＊＊p＜0.05, ＊p＜0.1

表６

新制度への移行といじめの認知件数（中学校・東京都下，村部を除く）
（1）
OLS

（2）
OLS

（3）
OLS

0.35＊＊（2.37）
0.34（1.27）
0.84＊（1.79）

0.35＊＊（2.34）
0.33（1.25）
0.83＊（1.80）－0.05（－0.67）

0.37＊＊（2.31）
0.36（1.22）
0.89＊（1.76）－0.06（－0.78）

yes
yes
no

yes
yes
no

yes
yes
yes

定数項

1.81＊＊＊（23.64）3.25（1.50）

3.63（1.56）

標本サイズ
区市町村数
Adj. R2
複合仮説検定（p 値）

206
54
0.115
0.0884

206
54
0.113
0.0864

206
54
0.105
0.0912

変数
reform_imme
reform_post
reform_post2
クラスサイズ
年ダミー
区市町村ダミー
首長変更ダミー（注） カ ッコ内の数字は区市町村内での誤差項の相関に対して頑健な標準誤差を用いた t 値。
＊＊＊
p＜0.01, ＊＊p＜0.05, ＊p＜0.1- 61 -

新教育委員会制度がいじめの認知件数に与えた影響について：東京都の区市町村別データを用いた分析

表７

新制度への移行といじめの認知件数（小学校・東京都全市区町村，ポワソン回帰）（1）
ポワソン回帰（2）
ポワソン回帰（3）
ポワソン回帰0.86＊＊（2.18）
0.70＊（1.70）
1.78＊＊＊（3.31）

0.80＊＊（2.04）
0.59（1.58）
1.67＊＊＊（3.21）
0.11（0.78）

0.84＊＊（2.14）
0.67（1.63）
1.82＊＊＊（3.35）
0.16（1.05）

年ダミー
区市町村ダミー
首長変更ダミー

yes
yes
no

yes
yes
no

yes
yes
yes

標本サイズ
区市町村数

228
57

228
57

228
57

変数
reform_imme
reform_post
reform_post2
クラスサイズ（注） カ ッコ内の数字は区市町村内での誤差項の相関に対して頑健な標準誤差を用いた t 値。
＊＊＊
p＜0.01, ＊＊p＜0.05, ＊p＜0.1

表８

新制度への移行といじめの認知件数（中学校・東京都全市区町村，ポワソン回帰）（1）
ポワソン回帰（2）
ポワソン回帰（3）
ポワソン回帰0.06（0.23）
0.09（0.25）
0.62（1.48）

0.04（0.17）
0.05（0.14）
0.58（1.39）－0.05（－0.39）0.10（0.44）
0.18（0.53）
0.76＊（1.83）－0.02（－0.22）

年ダミー
区市町村ダミー
首長変更ダミー

yes
yes
no

yes
yes
no

yes
yes
yes

標本サイズ
区市町村数

224
56

224
56

224
56

変数
reform_imme
reform_post
reform_post2
クラスサイズ（注） カ ッコ内の数字は区市町村内での誤差項の相関に対して頑健な標準誤差を用いた t 値。
＊＊＊
p＜0.01, ＊＊p＜0.05, ＊p＜0.1- 62 -

〈財務省財務総合政策研究所「フィナンシャル・レビュー」令和元年第６号（通巻第 141 号）2019 年 12 月〉

Ⅷ．おわりに
本研究では東京都の区市町村別いじめ認知件

本研究では，教育委員会制度の改革の効果と数のデータを用いて，新教育委員会体制への移していじめの認知件数に着目して分析を行っ行がいじめの認知件数に与えた因果効果を調た。しかしながら，制度改革の真の目的はいじべ，説明責任のインセンティヴ効果の有無を検めの発生件数の減少であり，この効果を分析す証した。分析の結果，早期に新教育委員会制度るためにはより長期の動向を注視する必要があに移行した区市町村は，そうでない区市町村にる。また，学校や教育委員会の責任の所在の明比べていじめの認知件数が増えていることがわ

確化は学力や体力といった，問題行動の減少以かった。この結果は，責任所在を明確化すると，外の教育活動の成果に対しても効果を持ちう

それまで見過ごされていたいじめを積極的に認る。従って，教育委員会制度の変更が問題行動，

知するようになったという仮説と整合的であ学力，体力といった様々な指標に与えた影響をり，いじめを認知することが問題解決の一歩で長期的に分析することは，制度変更の総合的なあるとの文部科学省の立場からも，教育委員会

評価という観点からは必要不可欠であり，優先制度改革の成果として一定の評価ができるとい

順位の高い今後の課題として述べておきたい。

うことを意味している。

参

考

文

献

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