教師が認知した自分のリーダーシップと学級風土

方 法 調査時間 2014年5月

調査対象 小学校教師

実施方法 中国の北京の2つの小学校と延吉（北京より東北方向約1500kmにある地方都 市）の三つの小学校において，二人の現役教師に依頼し，各学校の教師定例会 の時間を利用して，質問紙の配布，調査の実施，質問紙の回収を行った。調査 は匿名で，調査の主旨を理解した上で協力できる教師だけその場で回答してか ら提出した。全ての調査は協力者の同意を得た上で行っている。

質問紙 ①「小学生用短縮版学級風土質問紙」（伊藤，2009a）

②「教師リーダーシップ行動測定尺度」（三隅・矢守,1989）

（それぞれの中国語版は筆者が訳し，日本語に熟達している中国人留学生等4名のチェ ックを経て作成されたものである。）

有効回答 有効回答として102部を得た（男8人，女94人，北京50人，延吉52人）。

結果と考察 １．調査に協力した教師の諸属性

キャリア：初任教師（キャリア1-10年）38名，中堅教師（キャリア11-20年）39名，

ベテラン教師（キャリア21年以上）25名。

担当科目数：単一科目（国語，数学，英語など重要科目）の教師 60 名，複数科目（国 語・数学，数学・道徳など）の教師42名。

PM型：ＰＭ型41名，ｐＭ型18名，Ｐｍ型19名，ｐｍ型24名。

２．P，M得点と学級風土各因子得点の相関関係

P行動，M行動得点と学級風土各因子得点との相関検定を行った，その結果は表26の 通りである。

表26 P，M得点と学級風土各因子得点の相関検定結果

表26から見ると，P行動，M行動とも学級風土のポジティブ因子の「学級活動への関 与」，「学級への満足度」，「自然な自己開示」，「学習への志向性」，「規律正しさ」とは正の 有意な相関が見られた。M行動は学級風土のネガティブ因子「学級内の不和」とは負の有 意な相関が見られた。

① 教師のリーダーシップP行動と学級風土の関係

教師のリーダーシップP行動は学級風土の五つのポジティブ因子とは正の有意な相関が 見られた。つまりP行動を高める事によって学級風土をポジティブな方向へ展開させる効 果があり，逆に肯定的な学級風土は教師のP行動をより発揮できるように働く効果がある。

換言すれば，教師は日常の教授活動，生徒指導のときにもっと自分のP行動の発揮を注意 すれば，よりよい学級を作る事が期待できる。

② 教師のリーダーシップM行動と学級風土の関係

教師のリーダーシップ M 行動は学級風土の五つのポジティブ因子とは正の有意な相関 が見られ，学級風土のネガティブ因子とは負の有意な相関が見られた。つまり，教師のM 行動を高める事によって，学級風土のポジティブ因子得点が高くなると同時にネガティブ 因子得点が低くなる事ができる。逆にポジティブ因子得点が高く，ネガティブ因子得点が 低い肯定的な学級風土は教師の M 行動を高める効果がある。この結果は金（2013）の研 究で得た示唆，教師のM行動得点の高さによって，学級風土パターンは逆転していると同 様な示唆を得た。そのため，教師が日常の教授活動，生徒指導のときにもっと自分のM行

P行動 M行動 学級活動への関与 .584^** .622^**

学級内の不和 ^-0.084 -.395^**

学校への満足度 .662^** .714^**

自然な自己開示 .560^** .618^**

学習への志向性 .421^** .515^**

規律正しさ .672^** .586^**

N= 102

動を発揮したら，よりよい学級風土を作る事が期待できる。

学級風土は学級の心理社会的な個性であり，学級環境の性格である。肯定的な学級風土 は学級構成員の成長にいい影響を与え，生徒の学習意欲を促し，学級集団の凝集力を高め，

学級内の不和を解消し，あらゆる学校における病理現象の解決につながる。本章では教師 のリーダーシップが学級風土に重大な影響を与える事が検証された。今後教師が学級運営 の際に理論の根拠や行動の導きになる。

３．PM型が学級風土各因子に及ぼす影響

PM 型による，学級風土の下位因子ごとの得点について１要因の分散分析を行った。そ の結果が図20～図25の通りである。

① 学級への満足度

図20 PM型による学級への満足度の差

図20の通り，教師が認知したPM型による「学級への満足度」得点の差について，１ 要因分散分析を検討した結果，F(3,98)=38.297, p<.001で有意であった。そこで多重比較 を行った結果，ＰＭ型がＰｍ型より高く（p=.031）ｐｍ型より高い（p<.001），ｐＭ型が ｐｍ型より高い（p<.001），Ｐｍ型がｐｍ型より高い（p<.001）事が分かった。

② 学級活動への関与

図21 PM型による学級活動への関与の差

図21の通り，教師が認知したPM型による「学級活動への関与」得点の差について，

１要因分散分析を検討した結果，F(3,98)=18.479, p<.001で有意であった。そこで多重比 較を行った結果，ＰＭ型がｐｍ型より高い（p<.001），ｐＭ型がｐｍ型より高い（p<.001），

0 1 2 3 4 5 6

ＰＭ型 Ｐｍ型 ｐＭ型 ｐｍ型 学

級 へ の 満 足 度 得 点

0 1 2 3 4 5 6

ＰＭ型 Ｐｍ型 ｐＭ型 ｐｍ型 学

級 活 動 へ の 関 与 得 点

Ｐｍ型がｐｍ型より高い（p<.001）事が分かった。

③ 規律正しさ

図22 PM型による規律正しさの差

図22の通り，教師が認知したPM型による「規律正しさ」得点の差について，１要因 分散分析を検討した結果，F(3,98)=9.593, p<.001で有意であった。そこで多重比較を行っ た結果，ＰＭ型がｐｍ型より高い（p<.001），ｐＭ型がｐｍ型より高い（p=.002），Ｐｍ型 がｐｍ型より高い（p=.012）事が分かった。

④ 学習への志向性

図23 PM型による学習への志向性の差

図23の通り，教師が認知したPM型による「学習への志向性」得点の差について，１ 要因分散分析を検討した結果，F(3,98)=4.906, p=.003で有意であった。そこで多重比較を 行った結果，ＰＭ型がｐｍ型より高い（p=.003），ｐＭ型がｐｍ型より高い（p=.023）事 が分かった。

⑤ 自然な自己開示

図24 PM型による自然な自己開示の差

0 1 2 3 4 5 6

ＰＭ型 Ｐｍ型 ｐＭ型 ｐｍ型

規 律 正 し さ 得 点

0 1 2 3 4 5 6

ＰＭ型 Ｐｍ型 ｐＭ型 ｐｍ型

学 習 へ の 志 向 性 得 点

0 1 2 3 4 5 6

ＰＭ型 Ｐｍ型 ｐＭ型 ｐｍ型

自 然 な 自 己 開 示 得 点

図24の通り，教師が認知したPM型による「自然な自己開示」得点の差について，１ 要因分散分析を検討した結果，F(3,98)=19.226, p<.001で有意であった。そこで多重比較 を行った結果，ＰＭ型がＰｍ型より高く（p=.055）ｐｍ型より高い（p<.001），ｐＭ型が ｐｍ型より高い（p<.001），Ｐｍ型がｐｍ型より高い（p=.001）事が分かった。

⑥ 学級内の不和

図25 PM型による学級内の不和の差

図25の通り，教師が認知したPM型による「学級内の不和」得点の差について，１要 因分散分析を検討した結果，F(3,98)=6.111, p=.001で有意であった。そこで多重比較を行 った結果，ＰＭ型がＰｍ型より高く（p=.001），ｐＭ型がＰｍ型より高い(p=.005)事が分か った。

以上より，学級風土各因子の得点について教師が認知した PM 型の差が見られた。「学 級への満足度」，「学級活動への関与」，「規律正しさ」，「自然な自己開示」において，ＰＭ 型，ｐＭ型，Ｐｍ型がｐｍ型より得点が高い事が分かった。つまりｐｍ型のリーダーシッ プは学級風土ポジティブ因子の得点を減らす効果があると言える。また「学級への満足度」，

「自然な自己開示」において，ＰＭ型がＰｍ型より得点が高い事が分かった。換言すれば Ｐ行動だけ発揮しているリーダーシップはＰ行動Ｍ行動共に発揮しているリーダーシップ と比べて，子どもの学級にいる楽しさや自分の意見・気持ちを表す自由さなどの学級風土 ポジティブ因子の得点を低くする事ができると思われる。「学級内の不和」において，Ｐｍ 型がＰＭ型，ｐＭ型より得点が高い事が分かった。つまり，Ｐ行動の発揮は学級の緊張感 を高める恐れがあると言える，また「Ｍ」を含むＰＭ型とｐＭ型のリーダーシップは学級 の緊張感を緩める効果があるとも言える。

４． キャリアによるPM型の出現率

キャリアを独立変数，PM 型の出現を従属変数的に捉えた場合，教師のキャリアとＰＭ 型の分布は表27，図26の通りである。

0 1 2 3 4 5 6

ＰＭ型 Ｐｍ型 ｐＭ型 ｐｍ型

学 級 内 の 不 和 得 点

表27 教師の諸属性

図26 キャリアによるＰＭ型の差

図26から見るとベテラン教師より初任教師のほうがｐｍ型が多い事が想定される。χ² 検定を行った結果，χ²=13.461 ，df=6，p=.036で統計上有意であった。つまり，キャリ アによってPM型の出現にちがいがあるとは言える。ｐｍ型は，経験年数で徐々に減少し ている事が伺われる。