小学校児童における ｢生きる力｣ と 学校生活満足度についての因果関係

弘前大学教育学部紀要 第

93

号 :

65‑76 (2005

年

3

月)

Bull.戸ac.Educ.HirosakiUniv.93:65‑76 (Mar.2005)

小学校児童における ｢ 生きる力｣ と 学校生活満足度についての因果関係

CausalRelationshipbetween uskillsNecessaryforDailyLifesnand

SatisfactionofSchoolLifesinElementarySchoolChildren

伊藤 武樹* 1 ,葛西 敦子* 1 ,小倉 尚子* 2 ,伊藤 菜緒

*3 ITOHTakeki*1

,

KASAIAtsuko*1,0GURANaoko*2,ITOHNao*3

65

要 旨

本研究は, 中央教育審議会 によって

21

世紀型学力のキー ワー ドとして示 された ｢ 生 きる力｣の教育が,子 ども達 にとって生 きていることを実感できる学校生活の場 において,生 きて働 く力 となっているのかの解明 を目的 に,仮説 【 小学校期 に培われ る ｢ 生きる力｣ は,子 ども達の学校生活満足度

(QO

L) を促進 させ る】

を設定 し,小学校 5,6年生8 6 8名を対象 に,両者の因果関係及びその生成構造 について共分散構造分析法 を 用い解明 した.

因果分析の結果, ｢ 生きる力｣がパス係数

.78

で ｢ 学校生活満足度｣ に強い因果的影響力を有す ることが明 らか にな った ことか ら,本仮説 は証明 された.特 に,仮説 にお ける ｢ 生 きる力｣ は, ｢ 学校生活満足度｣の

｢ 各教科等 ( . 86 )

｣

と ｢ 特別活動 ( . 83)

｣に強い因果的影響 力を及ぼす構造であることが明 らか になった.

Keywords:

生 きる力,

WHO

ライフスキル教育,学校生活満足度,総合的な学習の時間,共分散構造分析

Ⅰ.はじめに

第

15

期 中央教育審議会 ( 以降, 中教審 と記す) は,文部大臣による

｢21

世紀 を展望 した我が国の 教育の在 り方 について｣の諮問を受 け,

1996

( 辛 成

8)

年 に第一次答 申を示 した1 ) .その第

1

部 ｢ 今 後 にお ける教育の在 り方｣の前段 において

,20

世 紀の子 ども達の生活の現状 に対 し,積極面 もある 一方,ゆ とりの無い生活,社会性の不足や倫理観 の問題, 自律の遅れ,健康 ･体力の問題が存在す る と共 に家庭や地域社会 の教育力の低下傾向にあ ることを指摘 した,加 えて

,21

世紀の社会 を国際 化,情報化,科学技術の発展な どが一層進展す る と共 に,変化の激 しい時代,先行 き不透明な時代 である と分析 した.後段 においては,前段の実態 を受 け今後の教育の基本的方 向 として, これまで の伝統的な教科学力を基本 とす る

20

世紀型学力の

限界 に対す る反省か ら

,21

世紀型学力のキーワー ドとして ｢ 生きる力｣を示 した.

そ して, これか らの学校教育の在 り方 について

｢ 生 きる力｣の育成 を基本 とし,知識 を教 え込む ことにな りがちであった教育か ら自ら学び 自ら考 える教育‑のパ ラダイム転換

2)

を目指す とす る基 本的方 向性 を示唆 した.その中で中教審 は ｢ 生 き る力｣ を,

1)

自分で課題 を見つ け, 自ら学び, 自ら考 え,主体的 に判断 し,行動 し, よ りよく問 題 を解決する能力,

2)

自らを律 しつつ,他人 と 協調 し,他人を思いや る心や感動す る心な ど豊か な人間性 とた くま しく生きるための健康や体力 と 定義 した.

その答 申を受 け文部科学省 ( 以降,文科省 と記 す) は

,1998 (HIO)

年 と

2003 (H15)

の一部改 訂 による新学習指導要領 を示 した.そ して,その

*1弘前大学教育学部

FacultyofEducation,HirosakiUniverslty

*2

弘前大学大学院教育研究科

GraduateSchoolofEducation,HirosakiUniverslty

*3筑波大学大学院体育研究科

Master'SPrograminHealthandPhysicalEducation,UniversltyOfTsukuba

育成 を図るための授業時間 として ｢ 総合的な学習 の 時 間｣ を 設 け た.ま た, ｢ 生 き る 力｣ は

2003

(H15)

年の中教審答 申 ｢ 初等 中等教育 における当 面 の教 育課程及 び指 導 の充実 ･改善方策 につ い て

｣ 3)

の中で更 に具体化 され

,1)

自ら学び 自ら考 える力な どの ｢ 確かな学力｣

,2)

他人を思いや る 心や感動す る心な どの ｢ 豊かな人間性｣

,3)

た く ま しく生 きるための ｢ 健康や体力｣の

3

要因に構 造化 された.

それ らを受 け小学校の教育現場では,｢ 総合的な 学習の時間｣の前倒 し実施な ど意欲的 に取 り組ん できた.

しか しなが ら,その答 申では ｢ 総合的な学習の 時間｣の創設 にもかかわ らず,その 目標や 内容が 示 されていないため,教育現場では暖味なままに 活動 を実施 されているのが現状であ り,必要な力 が子 ども達 に身に付いたか否かの検証 ･評価が十 分 に行われていない と分析 している.また,｢ 生 き る力｣の教育は,新学習指導要領‑の 2年間の移 行期 に加 え,本研究の調査時点は

,2004(H16)

午 完全実施以降の 2年半が経過 したばか りの思考錯 誤段階にある と言 える.

文献研 究 に よって確認 され た研 究 内容

4)5)

も

｢ 生 きる力｣ とは何か に関す るものが多 く,指導 要領の一部改訂等 を考 えた場合,客観的 に文科省 が示す ｢ 生 きる力｣ を構造論的 に論 じた研究やそ れ らを評価す るための具体的項 目について も定ま っているとは言 えない.また,教育効果の検証 に ついて もクロス集計や相関関係 を求める といった 段階で止まっているのが現状である.

筆者等は,以上の現状 を踏 まえ,真の意味での 教育効果 を求めるには,｢ 生 きる力｣の教育が本 当 に生 きて働 く力 として,現在 を生 きる子 ども達の 生活 に生か されているのかについて因果 レベルで 分析す ることが必要不可欠であると考 える.加 え て

,21

世紀の社会が変化の激 しい時代,先行 き不 透明な時代であれば こそ,学び取 った ｢ 生 きる力｣

が今 を生 きる子 ども達の学校生活 に真の意味で生 きる力 となって働いているのかを実感 させ ること が不可欠であると考 える.

そ こで本研究は,学習の結果 として身に付 けた

｢ 生 きる力｣が,本 当に生 きて働 く力 して子 ども 達の学校生活 に因果的影響 を及ぼしているのかを 解明す ることを目的 に,仮説 【 小学校期 に培われ る ｢ 生 き る力｣は,子 ども達 の学校 生活 満足 度

(QO

L)を促進 させ る】を設定 し,新学習指導要

領が 目指す ｢ 生 きる力｣の教育の有効性 を因果構 造論的視点か ら明 らか にす ることによって証明 し

よ うとす るものである.

本研究の願いは,子 ども達が 自ら手 に入れた ｢ 生 きる力｣ を発揮す ることによって,充実感 と達成 感 に満ちた学校生活 を今現在お くっていることを 実感 させ ることこそが教育の最重要課題である と 確信す るか らである.その実感 こそが, 中教審が

21

世紀 を変化の激 しい時代,先行 き不透明な時代 と形容 した社会 を生 きて行 く力に繋がる と確信す るか らである.加 えて,本研究が教師 にとっての 科学的根拠 に基づ く ｢ 生 きる力｣の教育の力 とな ることをも願 うものである.

Ⅱ.研究方法 調査対象

対象は,弘前市内の小学校

6

校の

5,6

年生の計

915

名である.但 し,有効データ数 は下記の操作化 によって得 られ た

868

名

(94.9%)

である.

調査時期

2004

年 6月上旬〜 7月上旬.

調査方法

調査 は,学級担任 に依頼す る形でのアンケー ト 調査法 によった.

調査内容

1 )原因変数 :｢ 生 きる力｣ とその観測変数 本 変 数 につ い て は, ｢ 新 しい学 力 を育 む 研 究 会

｣6)が21

世紀型社会の求める資質 ･ 能力 として構 造化 した ｢ 生 きる力｣領域 に関す る質問項 目を活 用 した.その構造領域 は ｢ 能力･ スキル｣ ｢ 社会‑

の適応 力

｣

｢ 態度 ･価値観

｣

｢自己成長力｣の

4

領 域である.本研究ではそれ ら4領域 を潜在変数 と し,計

40

項 目の質問に対 し

5

件法 (1.全 く当ては ま らない

2.

あま り当てはま らない

3.

どち らと も言 えない

4.

少 し当てはまる

5.

とて も当ては まる)を用い,｢ 生 きる力｣についての 自己評価 を 求めた. ( 義 ‑

1)

2)

結果変数 :｢ 学校生活満足度｣ とその観測変数 本変数の構造化 に当たっては, まず一 日の学校 生活を行動学の視点か ら ｢ 各教科 ･道徳 ･総合的 な学習の時間｣ ( 以降,各教科等 と記す) ｢ 特別活 動

｣

｢ 休憩時間｣の

3

領域 を上位領域 とした.そ し て,それぞれの生活時間帯 において満足感 を促進 す る上で必要不可欠 と考 える ｢ 意欲｣ ｢ 達成感｣

｢ 人間関係｣ を,それぞれの下位 3領域 として構

造化 した.そ して,上記両領域 に対 して計

41

項 目

小学校 児童 における ｢ 生 きる力｣ と学校生活満足度 についての因果関係

秦‑1生き る 力個具的 原馴 二郎する鮎 変蜘 ･舶 麦蜘 1

7ン

ケー帽 査項目の基槻 計

量(

N=868)

潜在如 醐 姐

アンケ‑帽朝 日

M S

. D .

能 力 ス キ ル 調査研

加 3.2 1.06 3.31.09

3

,2 1.07 3.0 1.12 3.l l.23

3 . 4

1.13 3.3 1.09 3

. l l . 0 5

コ ミ ユ ニ ト シ 】 ン 力

32..5 19 1.̲2077 3.2 1.ll

情舶 用力 3 . 3

1.37

2.0 1.30

コ ン ビ ユ づ持っ て ､ レ

ポ

ー は手 と 鵬こ び留る

2.5

1

.

3 1

2.5 1.35 3.l l.23 2.8 1.24

社 鮎 力

会への

社会鮎 力

3,6 1.19

2

.7 1.l3 2.9 1.22 2.3

1

.

2 1

3.7 1.15 3.0 1.19 3̲O l̲43

2.4 l.32 3.3 1.29

重度

鵬 板

共生帽 度

3.4 1.16

2

.7 1.33 2,9 1.45 3

. l l . 3 6

自鮒 紙

3.3 1.ll

2.9 1.20 3.

7

1.16 3.5 1.07 3.4 1.17

自 己

成長力

自 己 誠

力 2 . 7

1.36

I

3.4 1.34

2.4 一.12

生き方の脚 力

4.2

1

.2

1

の観測変数 を設定 し

,5

件法

(1.

全 くそ う思わな い

2.

そ う思わない

3.

どち らとも言 えない

4

,そ う思 う

5.

とて もそ う思 う) を用 い,学 校生活満足度 を求めた.

(義‑2)

以上の潜在変数 と観測変数 による仮説モデルは 図

‑3

に示す通 りである.

操作化

1

) ｢ 生 きる力｣の質問文 を対象学年 に合わせ,以 下の様 に簡略化 した.

･調査研究力

(4)

｢ ‑見通 しのある活動の計画 を

67

表‑2鞘生活満足度(因果的

矧 に

関 す

る

潜在

変

鰍 朋 変

鮒

･

アン ケ

^一博 査

項

目0)基舶

計量

(

N = 8 6 8 )

国別鵬 果 鮎 的 捌 柚 アンケ‑帽査項目

M

S . D .

】 1 l

i

学習の鯛 劣台紙 各鮒

道

愚

意 欲

国語

を

も つ と 鮎 し た い

3.4 一.26

約

を

も つ と 勉乱, た い

3.7 1.31

鮒

を

も つ と 糾 し た い

3.8 1.20

社会

を

も つ と 蛸 し た L l

3.8 1.28

拝青を も つ と 舶 し た い

4.2 1.19 昔

兼

をt

, ?

と鮎したい 3

.

4 1̲37

陶 工作

を

も つ と 魅 乱た い

4.l l.i7 維月

払つ 塊 乱たい

4.

O

u2

道色を わと 触 し たい

3.5 1.27

た告白 的 をも つ と

件

乱たい

3.5 1.28

達成感 閑 の成

:

溝足し ひる

3.2 1.25

相 の朋 乱ている

3.3 1.30

l

J I l

鞘 生活

ま足度 l I

】

】

義足度

邪的

成二

義足し て いる

3.3 1.24

社会の成

こ

溝足し て いる

3.3 1.27

休育Q

)庇

秩

:

義足し ている

3.5 7.34

昔射場

こ

嘉乱ひる

3.3 1.34

同音工作の慮#

lこ

溝足し て いる

3.5 1.24

舶 削) 皮 に蒲足し ひる 3

.4 1B

道即) 丘

こ

兵乱て いる

3.0 1.l7

捨合名 鳩 の紺

に

j i 足し ひる

3.2 1.22 人閉経

班の控

圭

l 州やすい

4.0 1.16

自 分Q ) 軸 Q ) と

き

.

書

見引凱t で く れる友達机ヽ る

3.7 1.14

鮒 親 藩足度 意 欲 手

折

事椅足. 違勤怠､ 学芸会な ど ) の鯛 ! 将ち 逼ul

4.2 1.10

委員 剖) 細 網 ち 乱い

3.4 1.34 苧

故意b(食. 請

舶

ど ) 梢ち乱い

3.5 .21

達成悪 絹 Q ^妻具合の ) ま ‑1

乱精

一l 柑 岬

九

f

九

= と たと 乱f 乱f : =

33..66 1.145 ク

ラ 1. 寺請nQ 漁 舟‑榊 れ

た

と 乱f :

4.0 1.10

抵食.

絹

など. 苧即納 する と き. 清‑榊 れたと 乱た

3.5 1.18

人関 係 行事Q ) と き , 担当0 )

先

生はよ く 御 礼てく れる

3.9 1.ll l

朝

会の

と き ､ 担当0 ) 先封ま よ く 榊 をし て く れる

3.9

O

0

B

7 J ク

ラ ブ, 寺請的 と き ､ 担当Q )

先

生はよ く 籍手札てく れる

4.2

紘 請婦など . 鞘 で孟

鞄

する と き . 先生旧く 榊をし て く れ

る 3.8 O

l I l l

I

l 自

分

には行事

q)と

き/掛こ W L てく れる 友達机l る り

08

自

分

には委員会q ) と き､ ‑掛こ 行凱てく れる 友達的l る

4.1 .12

的に は

ク

ラ ブ儲 私のと き ､ ‑矧こ 行臥て く れる友達机l る

4.3 05

紬に 旺苧拒札渦.

Hq

) t き ､ 一軒こ 市

臥

て

くれ

る 古畳がい

る4.0 3

梢 鯛

嘉足度 意 欲

1 細網 に先

生

r こ いろ いろ にと を話せる

3.

I

5

触 綱 土 偶ち違し い

4.5 92 達成感

触

耶忙したい

と

思

っ た= と を 実行で きひる

3.9 1.18

立て ることができる｣ を ｢ ,先の ことまで活 動の計画 を立て ることがで きる｣ とした.

･調査研究力 (

8)

｢ す じみちを立てて｣を ｢ 順序 だてて｣ とした.

2)｢ 新 しい学力 を育む研究会｣では 4件法 を使用 しているが,本研究では共分散構造分析 を用 い るには量的データ として扱 うことが必要であ る ことか ら

5

件法 とした.

3

)データの有効的活用 を試みた ( 分析データと

しての取捨選択基準).

･観測変数全体 に対す る回答 を

100%

とし,回答率 が

66%

に満たない場合,その個人データ全体 を 削除す ることとした.

･上記の回答率が

66%

を上回 った場合で,観測変 数の一部 の回答が欠落 してい るデータ箇所 につ いては,その観測変数の平均値 を代入す ること で分析デ ータとした.

統計処理

平均 値 ･標 準偏差 及 び信頼性 係 数 の算 出 には

SPSS12.0J

f o

rWindows

を,また因果構造分析 に は

Amos5.OJ

7日 1 )を用 いた.

尚,因果モデル決定 と仮説証明 に至 る分析手順 は以下の通 りである.

1)質問項 目の信頼性及 び潜在変数間の因果 関係 の推定

2

)記述統計量 による ｢ 生 きる力｣ と ｢ 学校生活 満足度｣の算 出

3)

因果関係 についての仮説モデル及びその修正 モデルの生成 とその評価

4)

最適モデルの決定

I l l .結 架

1)質問項 目の信頼性及び潜在変数間の因果関係 の推定

筆者等 による文献研究の結果か ら,先行研究 に おける科学的根拠 に基づいた ｢ 生 きる力｣の教育 評価は,未だ不十分 と考 えた.そ こで本研究では 仮説 【 小学校期 に培われ る ｢ 生 きる力｣ は,子 ど も達の学校生活満足度 ( QOL)を促進 させ る】を 設定 し,その因果的検証 を試みた. しか し,本研 究で活用 した ｢ 生きる力｣ についての信頼性や, 新たに構築 した ｢ 学校生活満足度｣ についての信 頼性 な どは検討 されていない.そ こで仮説検証 に 先立ち,本研究で用い る ｢ 生 きる力｣ と ｢ 学校生 活満足度｣ に関す る構造別質問項 目につ いての科 学的根拠 としての妥 当性及び信頼性 を求めた.

まず ｢ 生 きる力｣ につ いては,全質問に先立 ち 中教審の定義内容全体 を評価す る質問を

1

項 目用 意 し

,5

件法

(1.

全 く当てはま らない

〜5.

とて も当てはまる) によって ｢ 生 きる力｣の程度 に関 す る全体的評価 を求めた.そ して,全質問項 目の 妥 当性 を求めるため,全

8

潜在変数 との間の相関 係数 を算出 し,全質問項 目につ いての信頼性 と妥 当性 を検討 した.

その結果,仝相関係数 は.

546‑.216

の間 にあ り

0.1%

水準で有意であることが検証 された. また,

各上位 ･下位領域の観測変数群 との信頼係数 をク ロンバ ックの

α

によって求めた結果

, α‑ .912‑

,618

の間にあることか ら,それ らの変数 の有効性 を認めた.

同様 に ｢ 学校生活の満足度｣ について も,学校 生活 における全体的な満足度 の程度 を評価す る質 問 を用意 し

,5

件法 (1. 全 くそ う思わない

〜 5.

とて もそ う思 う) によってその程度 を求め,全質 問項 目に関す る信頼性及 び妥 当性 を検討 した.

そ の結 果,相 関 係 数 は.

429‑.228

の 間 にあ り

0.1%

水準で有意であることが検証 された.また, 各上位 ･下位領域 の観測変数群 との信頼係数 をク

ロンバ ックの

α

によって求めた結果

, α‑.905‑

.426

の間 にあることか ら,それ らの変数の有効性 を認 めた.

統計処理の結果,信頼係数 の低か った観測変数 と質問項 目数の関係 か ら信頼性係数の求め られ な かった項 目は

,

｢ 休憩時間満足度｣の ｢ 意欲｣

,

｢ 達 成感｣, ｢ 人間関係｣であったが,学校生活満足度 の仮説構造上か らみた場合

,

｢ 休憩時間｣を外す こ とはできない と判断 し分析 に用いた.

最後 に,両者の因果関係 の有無 を推定す るため に ｢ 生きる力｣の総合点が ｢ 学校生活満足度｣の 上位領域 の観測変数 と如何な る相関関係 にあるの かを検証 した.

その結果,各教科等

(r‑.595)

,特別活動

(r‑

.599)

,休憩時間

(r‑.630)

の仝潜在変数 との問 で,有意な相関関係が

1%

水準で認め られた. よ って,本研究で得たデータを用 い,本仮説 を共分 散構造分析 に用 いることが可能 であると結論 した.

2)

記述統計量か らみた ｢ 生 きる力｣ と ｢ 学校生 活満足度｣

ここでは,仮説検証 に先立ち因果分析 の解釈 を 容易 にす ることを 目的 に,記述統計量の視点か ら 両潜在変数 を構成す る全ての観測変数 についての

自己評価 の実態 をみた.

原 因構成要因である ｢ 生 きる力｣のバ ランスを 図

‑ 1

の レーダーチ ャー トによって検証 した.そ の結果,｢ 能力スキル｣領域 の構成要因である ｢ 調 査研究力｣ と ｢コ ミュニケーシ ョンカ｣ につ いて は

,5

段 階評価 の平均値 で あ る

3

点代 の レベ ル に あることが認め られた.｢ 情報活用力｣につ いては, 平均点を下回 り2 点代 の レベル にあることが認め

られた.その原 因を表

‑ 1

によって探 ってみ る と,

電子 メールでのや りとりや コンピュータによる レ

ポー ト作成, コン ピュータを使 っての発表等 に関

小学校児童における ｢ 生きる力｣と学校生活満足度についての因果関係

調

̲ 査 i 研

一一究力

生き方 の構想力

/ ま ′ ､ 一 ､ ､ ､ ､ ､ ヽ ヽ

ヽヽヽ､ヽヽヽヽ

ヽ

^ヽ＼ヽヽヽヽヽヽ

ヽ

ノ

∫ ′

′ . ′

′

′

′ ノ

′′̀ /′

自己放隷カモ^{自律的態度､}ヽ＼ヽヽ^{ヽ図ヽヽIヽ}､ヽ^‑､､¹ヽヽ

ヽ ヽ ー ^. ヽ ^{∫ ,} ヽ ^J ヽ ′

^ヽヽ

^{′ 2 3 , 一 のバ ラ ,}

^{態度′′′′′}

′ ノス力 I , ′

′′′

^{, ,}

′J /′′′′

′ ′ ′

什脚 力

する ｢ 生きる力｣ に自信の無いことが認め られた.

｢ 社会‑の適応力｣領域 については

,3

点代の平 均値 に位置 した.そこで,その内容 を表

‑ 1

によ ってみ る と,健康の維持増進の方法やTVや新 聞 による最近の社会の出来事ついての ｢ 生きる力｣

には 自信があるが, コンピュータ社会の問題点に 関する知識や外国の文化や暮 らしについて 自ら調 査す るについての ｢ 生きる力｣に自信の無いこと が認め られた,

｢ 態度価値観｣領域 については

,

｢ 共正的態度｣

｢自律的態度｣共 に

3

点代 に位置 してお り,それ らの ｢ 生 きる力｣ に自信が認め られた.特 に友達 の良い ところを探す, 自分 に課せ られた ことは最 後までや り抜 くや学校や社会のルール ･マナーを 大切 にす るとす る ｢ 生 きる力｣についての 自信 の 高い ことが認め られた.

｢自己成長力｣領域 については , ｢自己認識 力｣

と ｢ 生き方の構想力｣において顕著な違いが認め られた.前者の ｢自己認識 力｣では平均点を下回 り,逆 に ｢ 生き方の構想力｣では

4

点代 に近 く, 全質問項 目の中でも最 も高い ｢ 生 きる力｣ として, 自信 を有 していることが認め られた.特 に,将来 つ きたい仕事や夢を持 っているに関す る ｢ 生きる 力｣ についての 自信が認め られた.

最後 に , ｢ 生 きる力｣の中で 自信 を持っていると するものを,領域 に関係な く高い順 に挙げてみた.

その結果 , ｢ 将来つ きたい仕事や夢を持 っている｣

｢ 健康 を守るためにどうしなければな らないか知 っている ｣ ｢自分がや らなければいけないことは最 後までや り抜 くようにしている｣ ｢ TVのニュース や新聞で最近の社会 の出来事をよく知っている｣

等が認め られた.逆 に, 自信の持てない力につい ては , ^｢ 電子 メール等で他校の人や住 んでいる地域

69

の人達 とや りとりができる ｣ ｢コンピュータ社会の 問題点を知 っている ｣ ｢ 外国の文イ ヒや人々の暮 らし について 自分か ら調べてみたことがある

｣

｢自分が 周 りに人か ら認め られていると思 う｣等が顕著 に 認め られた.

他方,原因変数である ｢ 学校生活満足度｣ につ いて も,図

‑2

の レーダーチャー トによって検証 した.その結果 , ｢ 各教科等満足度｣領域 の ｢ 意 欲 ｣ ｢ 人間関係｣については

4

点 に近 く,満足度の 高いことが認め られた.同様 に ｢ 達成感｣ につい て も

3

点以上 と決 して低い訳では無いが

,3

要 因 のバ ランス と

QOL

において最 も重要な指標 であ る自己実現の観点か らみ ると,バ ランスを欠いて いることが認め られた.それ らの具体的内容 を表

‑2

によって探 ってみ ると , ｢ 意欲｣及 び ｢ 達成 感｣ については,体育,図画工作,家庭科の授業

に対す る満足度の高いことが認められた.

｢ 特別活動満足度｣領域 については , ｢ 意欲 ｣ ｢ 達 成感｣共 に高得点でバ ランスが良 く,特 に ｢ 人間 関係｣ について得点の高い ことが認め られた.同 様 に表

‑2

によって具体的特徴 を探 ってみ ると,

｢ 意欲｣では ｢ 学校行事の時間が待ち遠 しい｣が,

｢ 達成感｣では ｢クラブ ･部活動の後精一杯やれ た と感 じた｣が,そ して ｢ 人間関係｣では ｢クラ ブ ･部活動の とき担 当の先生はよく指導 して くれ る ｣ ｢自分 には行事の とき一緒 に行動 して くれ る友 達がいる ｣ ｢自分 には委員会の とき一緒 に行動 して くれる友達がいる ｣ ^{｢自分にはクラブ･ 部活動の と}

き一緒 に行動 して くれる友達がいる ｣ ^{｢自分 には学}

級活動,清掃,給食の とき一緒 に行動 して くれ る 友達がいる｣に対す る満足度の高い ことが認め ら れた.

｢ 休憩時間満足度｣領域 については , ｢ 意欲 ｣ ｢ 達

成感 ｣ ^｢ 人間関係｣共 に満足度の高い ことが認め ら

れた.同様 に表

‑2

によって具体的特徴 を探 って みると ｢ 休み時間が待ち遠 しい ｣ ｢ 休み時間に一緒 に行動 して くれ る友達がいる｣,そ して ｢ 休み時間 にしたい と思 ったことを実行できている｣ につい ての満足度の高いことが認め られた.

｢ 学校生活満足度｣について も,特 に満足 してい るとす るものを高い順 に挙げてみた.その結果,

｢ 休み時間が待ち遠 しい ｣ ^｢ 休み時間に一緒 に行動 して くれる友達がいる ｣ ｢自分 にはクラブ･ 部活動 の とき一緒 に行動 して くれ る友達がいる｣や ｢ 体 育をもっと勉強 したい ｣ ^｢ 学校行事の時間が待ち遠 しい ｣ ^{｢クラブ･} 部活動の とき担 当の先生はよく指 導 して くれ る｣等が顕著 に認め られた.逆 に,柄 足度がそれ程では無い とする項 目は ｢ 道徳の成績 に満足 している ｣ ^｢ 休み時間に先生にいろいろなこ とを話せ る｣そ して ｢ 国語の成績 に満足 している｣

｢ 総合的な学習の成績 に満足 している｣であった.

しか し,それ等の満足度は

3

点代であ り,満足度 全体のバランスか らみると相対的に低い レベル に あるといわ ざるを得ない.

3)

仮説モデル及び修正モデルの生成 とその評価 本研究データについては,上記

1)

での仮説構成 上の観測変数 とその質問項 目全体 についての妥当 性 と信頼性 に関す る検定結果か ら,共分散構造分 析の有効データ としての科学的根拠が得 られた.

加 えて , ｢ 生 きる力｣と ｢ 学校生活の満足度｣に因 果関係が推定 され るのか についての検証結果 にお いても,両者間に

0.1%

水準で r

‑.693

の強い相関 関係が認め られた. よって,仮説を検証す るため に以下の手順 に従い共分散構造分析 を行った.

最初 に,仝質問項 目を用いて構造化 した仮説 を

｢ 仮説モデル｣( 図

‑3

)と命名 し,共分散構造分

析 を行った.その結果 , ｢ 生 きる力｣と ｢ 学校生活 満足度｣との問にはパス係数.86と強い因果関係が 認め られた. しか し,

義‑3

の全体評価指標 によ っ て モ デ ル の 適 合 性 を 検 討 し た 結 果

,GFI

(GoodnessofFithdex)

値 は

O.382

で あ り,同 様 に

AGFI(AdjustedGF

I )値 についても

0.237

と, 両指標共に経験上の採択基準値

0.9

1 2 )を下回って い た.

RMSEA (RootMean SquareE汀OrOf Approximation)

値 につ いて も

0.281

と,採 択基 準

0.0513)

をク リアで きない ことが認め られた. よ って,以上の

3

評価指標 によって ｢ 仮説モデル｣

の因果構造は棄却 された.

そ こで,以上の結果を踏まえ仮説モデルの修正 を試みた.修正に当たっては,で きるだけ仮説モ デルの構造 を維持す ることを条件 に,

義‑3

の部 分評価か ら,潜在変数及び観測変数の取捨選択基 準値 となる

C.R (CriticalRat上())

値

1.96

を

CUTOFF

の第 1基準 とし,加 えて修正指標

(Modification hdex)

の指示 に従い,理論的 に解釈可能な変数 間に共分散 を設定 し,修止モデルの再分析 を試み た.その結果

,3

度 に渡 るモデル修正を余儀な くさ れた.

1

度 目の修正 に当たっては,次の

2

点について 仮説モデルの大修正を試みた.修正

1

回 目では, 本研究で用 いた ｢ 学校生活満足度｣について,先 行研究を兄いだす ことができ無かったため,行動 科学の視点か ら本研究において新たに構造化 した 事を修正根拠 とし , ^｢ 学校生活満足度｣を構成す る

3

潜在変数 とそれ等を構成する全ての観測変数を 集約 し

,3

観測変数 とし再分析 を試みた.その結果, モデル全体の適正を評価する

GFI(0.976)

と

AGFI

( 0. 95 4)については共に採択基準値0. 9を上回っ

小学校児童における ｢ 生 きる力｣ と学校生活満足度 につ いての因果関係 ていたが

,RMSEA

値 につ いては

0,057

とグレー ゾ

‑ンに位置す る と評価 され た.

しか し,｢ 生 きる力｣とその潜在変数である ｢ 社 会適応力｣ との間のパス係数が 0とな り,その潜 在変数のC U TOFFが示唆 された.そ こで修正 2回 目

として,｢ 社会適応力｣の潜在変数 とそれ を説明す る 2観測変数 をC U TOF FL,再分析 を試みた. しか し,新た に ｢ 生 きる力｣ と ｢ 態度 ･価値観｣の間 のパス係数が負 とな り,論理的 に解釈できない事 態が生 じた.

そ こで修正

3

回 目として,それ等の潜在変数 を C U TO FFL,再 度 修 正 を試 み た,そ の結 果,GFl

( 0. 98 4 ),AG FI( 0. 966 )共 にモデルの採択基準で

71

ある

0.9

を上回 ってお り

,RMSEA (0.050)

値 に つ いて も採択基準値

0.05

を上回っていた. この結 果 を受 け

,3

回 目の修正 モデル を ｢ 仮説修正 モデ

ル｣ と命名 した.そのパ スダイアグラムは図‑4

に示す通 りである.

仮説モデルの検証か らすれば, これ を最適モデ ル として採択 しても良い. しか し,｢ 生 きる力｣を 構成す る重要な領域である｢ 社会適応 力｣と｢ 態度 ･ 佃値観｣の 2潜在変数がC U TO FFされた ことは,中 教審や文科学省 の ｢ 生きる力｣の論理的構造 をも 否定す ることにな りかねない.

そ こで,図

‑5

に示す よ うな本研究仮説 を最 も 単純化 した構造 に統合 し,｢ シンプルモデル｣と命

秦‑3 全体 評価 ･ 部分 評価 よりみた 3 モデルの比較

0.382 0.237 0̲281 8649,/29

0 .

984 0̲966 0.05 92.356

I

.∴ ･ .̲ ー ･J . I.. . I . ■ ･ .‑ ..= . ‑∴ . . .

S E [ 果

関銭折至研 究力

T 5 事書ヰ

胡t研究力

1 7 ●=

■ ●

共生的垣 康

一

態度. 価他

岨 1 1

◆ ■ 事

共

自

生

律的控 的捉

捷誰 cuTOFF

態度. l m也 自己 放れカ

ー

自己成長

力 1 9

● 1 事自己 ! 紺カ

ー

自己 成長

力 1

能力, ス キル

l

能力. ス キル

.‑ I

熊力J ス キル

1

I 士 * . ヽ

Q)j占応力 ‑

生き る 力

l

h 8 へ の ■ J S

力 CUTO

F F生き る 力 社 かの 舶カ ー 生き る

力 0.580 2876 …

歩度. 価値R

l

自己 成長力

l

各教科等 1 各教科等 1 各教科等 ー

休憩時r E l n

1 ,t歓 1

達成感 0.93T 1 68 事I●■事■

意欲 1

達成感 t.421 2 59 事事事■■ヰ

意欲 1

相朋

関俵

名 し,新たに分析 をした.その結果

,GFI(0.990)

,

AGFI(0.974)

共 にモデルの採択基準であ る

0.9

をク リア してお り

,RMSEA (0.046)

値 について も採択基準値0. 0 5をク リアすることが認め られた.

以上の分析手順の結果か ら,｢ 仮説モデル｣は全 体評価 によって棄却 されたが, ｢ 仮説修正モデル｣

及び ｢シンプルモデル｣ については,共にモデル の適合度評価の高い ことが証明 された.そこで, どのモデルを採択す るのかを決定す るため

,AIC

(AkaikehformationCriterion)

値

14)

を求めた.

AIC

値 については,複数のモデルの中でその値が 小 さい ことがモデル決定上の重要な指標 となるこ とか ら

,3

モデル の

AIC

値 を表

‑3

によって比較 検討 した.

その結果,｢シンプルモデ

ル

｣の

AIC

値が

65.516

と,｢ 仮説モデル｣及び ｢ 仮説修正モデル｣の

AIC

値 に比べ値は小 さく,最 も良いモデルであること が検証 された. よって本研究では ｢シンプルモデ

ル ｣を最適モデル と決定 した.

そ こで最適モデル に基づいて,仮説 【 小学校期 に培われ る ｢ 生きる力｣は,子 ども達の学校生活 満足度

(QO

L)を促進 させ る】が如何なる因果関 係 によって構造化 されているのかを更に検証 した.

まず,本研究仮説 として最 も注 目すべ き因果関 係は

,20

世紀型学力 として培わ られた ｢ 生きる

力 ｣

( 原因潜在変数)が,子 ども達の現在の ｢ 学校生 活満足度｣( 結果潜在変数)に如何なる因果的影響 力を及ぼ しているのかを検証 した.その結果,パ ス係数

.78

をもって ｢ 生きる力｣が ｢ 学校生活満足 度｣ に強い因果的影響 を及ぼ していることが確認

された.

そ こで,両潜在変数 とそれ らを構成す る観測変

数の因果関係 について検証 した.その結果,｢ 生き る力｣にとっての最 も強い構成要因は ｢ 能力 ･ス キル合計

(.87)

｣ ｢ 態度 ･ 価値観合計

(.84)

｣であ り,最 も弱い影響 力を示 した ｢自己成長力合計｣

で さえもパス係数

.65

と,強い因果的影響力を有す ることが認め られた.以上の因果生成の状態か ら みた場合,4領域全てのスキルが ｢ 生きる力｣にと って重要な原因構成要因であることが明 らか とな った.加 えて,｢自己成長力合計｣の残差 と ｢ 学校 生活満足度｣の撹乱変数 との間に

r‑.27

の相関関 係が認められたことか ら,本質間項 目では説明で きない ｢自己成長 力｣に関す る事項 が間接 的 に

｢ 学校生括満足度｣に影響 していることが確認 さ れた.

一方,結果潜在変数である ｢ 学校生活満足度｣

についてみ ると,パス係数 は ｢ 各教科等

(.86)｣

｢ 特別活動

(.83)

｣ に対 し,因果的影響力の強い ことが認め られた. しか し,｢ 休憩時間｣について もパス係数. 5 0と強い因果的影響力を受 けてい る ことが認め られた.以上の結果か ら , ｢ 学校生活満 足度｣は,本仮説で構造化 した

3

観測変数 によっ て評価できることが確認 された.加 えて,｢ 特別活 動｣と ｢ 休憩時間｣の残差間にも

r‑.36

の相関関 係が認め られたことか ら,子 ども達 にとって特別 活動の時間は各教科等の時間 とは違い｢ 休憩時間｣

に近い性質を有す る事が確認 された.

以上の結果か ら,パ ス係数

.87,.65

と強い因果 的影響 力を有す る

4

領域 に よって構造 化 され る

｢ 生 きる力｣は,パス係数

.78

の強い因果的影響力 をもって ｢ 学校生活満足度｣の特 に ｢ 各教科等｣

と ｢ 特別活動｣にパス係数

.87‑.83

をもって強い

因果的影響力を及ぼ していることが明 らかになっ

小学校 児童 にお ける ｢ 生 きる力｣ と学校生活満足度 についての因果関係 た.

これ等の因果構造の生成結果か ら,本研究仮説

【 小学校期 に培われ る ｢ 生 きる力｣は,子 ども達 の学校生活満足度 ( QOL)を促進 させ る】は証明 された とした.

Ⅳ.

考察

1

)記述統計量か らみた ｢ 生 きる力｣と ｢ 学校生 活満足度｣について

本研究で用いた ｢ 生 きる力｣の評価項 目は

,

｢ 新 しい学力を育む研究会

｣ 15)

が中教審の

21

世紀社会 が求める ｢ 生 きる力｣の定義 を受 け提案 した項 目 である.研究会 は構造化 にあたって

,21

世紀社会 の来 るべ き姿 との関係か ら ｢ 生 きる力｣を

,1)

高 度情報通信社会 に必要な ｢ 情報活用 力｣

,2)

プ ロ ジェク ト社会で必要な ｢ 調査研究力｣

,3)

｢自律的 態度｣

,4)

グローバル社会 に必要な ｢コ ミュニケ ーシ ョンカ｣

,5)

実 力主義社会 に必要な ｢自己認 識 力｣

,6)｢

生 き方の構想力｣

,7)どの様な社会の

変化 に対 して も対応 してい ける力 ｢ 社会‑の適応 力｣ と捉 えていることか ら,木構造は中教審の求 める定義 に最 も沿 った領域 と下位領域 によって生 成 されている といえる.

加 えて, 中教審の答 申の完全学校週

5

日制の中 で,学力の評価 については,単なる知識の量の多 少では無 く ｢ 生 きる力｣ を身 に付 けているか どう かによって捉 えることを強調 してい る.

以上の点 を考慮 し,本研究結果か ら得 られた因 果的原因変数である ｢ 生 きる力｣の特徴 をみた.

その結果, ｢ 能 力･ スキル｣領域 の構成要因である

｢ 調査研究力｣ と ｢コ ミュニケーシ ョンカ｣は平 均 レベル にあるが,｢ 情報活用 力｣については平均 点を下回 り,特 に電子 メールでのや りとりや コン ピュータによるレポー ト作成,或いはコンピュー タを使 っての発表等の力に自信の無い ことが認め られ る.｢ 社会‑の適応力｣領域 については平均 レ ベル にあるが,健康の維持増進 の方法やT Vや新 聞 による最近の社会 の出来事ついての力には 自信が あるが,逆 にコンピュータ社会の問題点 に関す る 知識や外 国の文化や暮 らしについて 自ら調査す る 力に自信の無い ことが認め られ る. ｢ 態度価値観｣

領域 については ｢ 共正的態度

｣

｢自律的態度｣共 に 平均 レベル にあ り,特 に友達 の良い ところを探す,

自分 に課せ られた ことは最後 までや り抜 く,学校 や社会 のルール,マナーを大切 にす る力について の 自信の高い ことが認め られ る.そ して,｢自己成

73

長 力｣領域の構成要 因である ｢自己認識 力｣では 平均 レベルを下回るが,逆 に ｢ 生 き方 の構想 力｣

では

4

点代 に近 く全質問項 目の中で も最 も高い レ ベルにあ り,特 に将来つ きたい仕事や夢 を持 って いるの力についての 自信がみ られ ること等が児童 の ｢ 生 きる力｣の特徴 と考 えられ る.

この特徴 に関 して,先行研究である ｢ 新 しい学 力を育む研究会｣の分析結果

16)

では, ｢ 能 力 ･ス キル｣領域 の構成要 因である ｢ 調査研究力｣の 自 己評価は高 く

,

｢ 情報活用 力｣でのコンピュータで 調べ ることはできる. しか し,ま とめた り発表 し た りす るのは これか らと評価 している. また,｢自 己成長｣領域 において も ｢ 生 き方の構想 力｣の 自 己評価は高いが

,

｢自己認識 力｣の 自分が周 りに人 か ら認め られている と思 う自己評価は低い と分析 している. これ等の傾 向は分析方法 に違いはある が,本研究の結果を支持す るものであった.

次 に,因果的結果変数である ｢ 学校生活満足度｣

の特徴 をみた.その結果,｢ 各教科等満足度｣を構 成す る ｢ 意欲

｣

｢ 人間関係｣についての満足度 は高 い. しか し,満足感 として最 も重要な要 因 と考 え る ｢ 達成感｣ については,前 2要因に比べ低 く, バ ランスを欠いている様 に思われ る.そ こで ｢ 意 欲｣ と ｢ 達成感｣ についてのバ ランスを比較 して みた.比較検討の結果,体育,図画工作,家庭科 の授業 を筆頭 に全ての教科 に対す る ｢ 意欲｣は高 いが,｢ 達成感｣については全ての教科で低い.そ の中で も道徳,国語及び総合的な学習での成績 に 対す る満足度 は低い と考 える.

筆者等 は,｢ 学校生活満足度｣に関す る同様の文 献 を得 ることはできなかったが,上記研究会1 7 )に よる,総合的な学習 と各教科の好 き嫌いに関す る 分析結果では, ｢ 総合的な学習の時間｣ ｢ 家庭科

｣

｢ 体育｣ ｢ 図工｣ ｢ 音楽｣の順で,好 きと報告 して いる.本研究 と比較す る と

,

｢ 総合的な学習の時間｣

を除いた

4

教科 については,本研究結果 を支持す

るもの となった. また,文科省 は平成1

4

年度 より

毎年,新学習指導要領 についての ｢ 学校教育 に関

す る意識調査｣ を実施 してお り,平成1

5

年度の結

果

18)

をみ る と,学校生活の満足度 に対 し約91%の

児童が学校生活 に ( 満足 +まあ満足) と答 えてお

り,その内訳 として,友達 と遊ぶ ( 約94%) ,運動

会や遠足 ( 約7

4%)

,運動や音楽のクラブが楽 しい

( 約4

4%)

と答 えている.また,授業の理解度 に

ついて も70%を超 える児童が (よく解 る+だいた

い解 る) と答 えてお り,本研究結果 を支持す る結

巣であった.

ただ文科省の調査結果では

,

｢ 総合的な学習の時 間｣が好 きと答 えた児童は約8

9%であったが,本

研究結果では, もっ と学びたいに該 当す る ｢ 意欲 (とて もそ う思 う :

27.5%,そ う思 う:26.7%)｣

は決 して商い とは言 えない.また ｢ 達成感 ( とて も満足 :

17.5%,少 し満足 :21.3%)｣に至っては,

授業意欲 と授業達成感共 に最下位 にあるといえる.

文科省では ｢ 生 きる力｣ を全人的な力である と捉 え,その育成 に当たっては各教科 と総合的な学習 の時間 との連携 を推進す ることによって ｢ 知の総 合化｣を図ることを求めている.その観点か ら本 研究結果 の結果 をみた場 合, ｢ 総合的な学習の時 間｣ と各教科の更なる連携 を推進す ることによっ て,｢ 生 きる力

｣‑

｢ 全人的な力｣とすべ く ｢ 知の 総合化｣ を図ることを教育の最優先課題 としなけ ればな らない と考 える.

｢ 特別活動満足度｣については

3

構成要因共 に高 得点でバ ランスが保たれてお り,特 に ｢ 人間関係｣

についての得点の高い ことが認め られ る.

また ｢ 休憩時間満足度｣領域 について も ｢ 意欲｣

｢ 達成感

｣

｢ 人間関係｣共 に満足度の高い ことが認 め られるが.特 に,休み時間に先生 にいろいろな ことを話 したい とい う意欲の低い ことか ら,それ に対す る教師の努力が必要 と考 える.

本研究結果か ら,教育 によって育まれた ｢ 生 き る力｣が真 に生 きて働 く力 となった とき,子 ども 達の学校生活の満足度は因果的 に高 くなることが 証明 された ことか ら

,

｢ 生 きる力｣の教育の充実 こ そが従来の満足度や理解度 を質 ･量共 に今まで以 上 に進展せ ることに繋がるもの と考 える. また, 全人的力 としての ｢ 生 きる力｣の授業体験 と,そ の因果的影響 によって築かれた生活実感 こそが, 児童の生涯 にわたる生活満足度の基礎 を培 う真の 意味で生 きて働 く力を形成す ることに繋がるもの

と考える.

2)

モデルの評価について

本仮説 として設定 した ｢ 仮説モデル｣は,全体 評価 において

GF

I 値

,AGF

I 値

,RMSEA

値共 にモ デルの採択基準をク リアできず棄却 された.そ こ で

,

｢ 仮説モデル｣に対 し

C.R.

値及び修正指標 に従 い修正 を加 え再分析 を試みた. しか し,結果的 に は

,

｢ 生きる力｣の構成上重要な領域である ｢ 社会

‑の適応力｣ と ｢ 態度 ･価値観｣のC UTOFFをす る ことで,全体的評価 にお けるモデルの採択基準は 満た された. しか し

,

｢ 生きる力｣を構成す る

4

領

城 中

2

領域がモデルの適合度 を確保す るために削 除 しなければな らない とす るな らば, 中教審及び 文科省が21 世紀型学力 として 目指す ｢ 生 きる力｣

との整合性か ら大 き く逸脱す ることにな り,論理 的観点か ら ｢ 仮説修正モデル｣を採択すべ きでは 無い と考 える.そ こで,論理的 に仮説モデルを逸 脱 しない範囲において最 もシンプルな形 に再構築 し直 した ｢ シンプルモデル｣ を分析 した結果,全 体的評価,部分評価共 に採択基準をク リア した.

また

AIC

値 において も最適モデル としての評価が 得 られた.

以上の分析結果 を総合的観点 に立って推察す る と

,

｢ 仮説モデル｣においては潜在変数 と観測変数 の数 に見合ったデータ数が確保 されなかった こと に起因す ることが経験上か ら推察 され る. 特 に｢ 仮 説モデル｣の場合,解析 は可能であるが適合度の みに問題があることか ら,モデルの構成数 に見合 ったデータ数の不足が棄却要因 となっているもの と推察 した.その視点か ら ｢ 仮説修正モデル｣ を みる と,潜在変数 と観測変数が少な くなるに従い 適合度が高まることか ら,や は り ｢ 仮説モデル｣

と同様 にデータ数の不足が原因 と考 えられ る.そ こで

,

｢ シンプルモデル｣の設定 に当たっては,上 記の点を考慮 し潜在変数 を ｢ 生 きる力｣ と ｢ 学校 生活満足度｣の

2

つ に集約 し, ｢ 仮説 モデル｣ と

｢ 仮説修正モデル｣で設定 した下位領域の潜在変 数 を観測変数 とし用いた.その結果,仮説モデル で設定 した1

0

の潜在変数 は

2

つ に, また1

7

用意 し た観測変数は 7変数‑ と減少 した.それ らの修正 を施す ことで本研究データ数での解析が可能 とな った. これ等の結果か ら推察するに,本研究 にお ける ｢ 仮説モデル｣の証明はモデルの構造 に見合 ったデータ数の確保 によって可能 と考 える.

小学校 にお ける教育は,具体的かつ シンプルで あることが重要であることを配慮すれば

,

｢シンプ ルモデル｣の分析結果は ｢ 生 きる力｣の指導上の 良 き指標 となるもの と考 える.

｢ は じめに｣の項 において述べた通 り, ｢ 生 きる

力｣の教育は今 スター トしたばか りである事,そ

のために創設 された ｢ 総合的な学習の時間｣ にお

ける具体的な ｢ 目標｣や ｢ 内容｣が示 されていな

い事,そ して,新たに ｢ 生 きる力｣の知の側面 と

しての ｢ 確かな学力｣な どが追加 されるな ど,未

だに文科省の ｢ 生 きる力｣ についての定義が定ま

っていない事な どが学校現場での混乱の原因 とな

っているよ うに考 え られ る.実際に本研究のアン