教員評定による地域連携におけるチームワーク尺度短縮版の作成1, 2, 3
論文ID: 96.23223
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In order to promote research on school-community collaboration, there is a need to develop a scale that succinctly measures such collaboration. The present study developed a shortened version of the Teamwork Inventory for Community-based School Management (TICSM) for teachers. A web-based survey was administered to teachers in public elementary and junior high schools. Confirmatory factor analysis confirmed a three-factor structure of the TICSM for teachers. A total of 14 items were deleted to shorten the TICSM for teachers. Then, a confirmatory factor analysis was conducted again to test the model fit. To confirm measurement invariance in elementary and junior high schools, a multiple population confirmatory factor analysis was conducted, and the sufficient model fit of the scalar invariance model was confirmed. Criterion-related validity was confirmed in relation to group identification as a teacher group, workplace climate, trust in parents and community members, and positive attitude toward anchor point activities.
今日の小中学校では，社会に開かれた教育課程を掲げる教育理念や教育政策のもと，地域連携，すなわち保護者や地域住民による学校教育への積極的な参画が推奨されている（中央教育審議会，2015）。地域連携を推進するための制度であるコミュニティ・スクールや地域学校協働活動を導入した学校はここ数年で急増している（文部科学省，2022）。アメリカでの地域連携は地域が提供するサービスを軸として進められるのに対して，地域住民や保護者がボランティアとして学校活動にかかわるのは日本独自の取り組みである。連携体制を整えることで，保護者や地域住民が学校と目標を共有し子どもの教育への関心を高め，子どもとの交流が盛んになることで，子どもにとって，コミュニケーション能力の向上や，実社会に根ざした知識の獲得が促進されるというメカニズムが想定されている（中央教育審議会，2015）。
ただし，国内において地域連携の効果を報告した学術研究はわずかであり（たとえば，岡田他，2016），学術的な知見の蓄積はいまだ不足している。その一因として，各学校の地域連携の様相をとらえる測度が整っていないことが挙げられる。信頼性と妥当性を備えた使い勝手の良い尺度が整備されれば，実証的な効果検証が進むことが期待できる。そこで本研究では，教員が認知する地域連携におけるチームワーク尺度の短縮版の作成を試みる。
保護者・地域住民・教員の連携は，チームワークの理論的枠組みからとらえることができる。チームワークとは，チームの目標に対応する具体的な課題を達成するためにどのチームにも普遍的に必要となる，成員間で共有された行動および認知を表す（Morgan et al., 1986; Salas et al., 2015）。チームの成員が共通の目標を持ち，リーダーや他成員と密なコミュニケーションをとり，成員間で柔軟に役割を調整し助け合うことが，良好なチームワークを意味し，高いパフォーマンスに繋がる（Dickinson & McIntyre, 1997; Salas et al., 2015）。地域連携に従事する保護者・地域住民・教員という，異なる立場の人々で構成される集団においても，子どもの教育という共通の目標を共有し，学校活動の中で個々人が固有の役割を持ち成員間の調整が必要であることから，チームワークの発揮が求められる。
チームワークの理論に基づいて地域連携をとらえる尺度はすでに開発されている。吉田他（2020）は，Dickinson & McIntyre（1997）や三沢他（2009）の理論的枠組みに基づき，チーム志向性，チーム・リーダーシップ，チーム・プロセスの3つの因子から構成される，保護者評定による地域連携におけるチームワーク尺度（Teamwork Inventory for Community-based School Management: 以下，TICSMとする）を作成した。チーム志向性は，チームで共有する目標達成への意欲を含み，良好な対人関係を維持して課題に積極的に取り組もうとする態度を表す。チーム・リーダーシップは，リーダーがメンバー間の相互作用に対して発揮する影響力を表す。吉田他（2020）ではPTA会長および副会長についてのリーダーシップを測定している。チーム・プロセスは，モニタリング，フィードバック，支援行動，相互調整，コミュニケーションという，Dickinson & McIntyre（1997）の挙げるチームワークの5つの行動的変数を包括した概念である。モニタリングは互いの仕事の進捗状況をモニターしチームの現在の状態を把握する行動，フィードバックは職務上の問題を解決するための情報や改善案を与え合う行動，支援行動は成員間での援助に関する行動，相互調整は仕事の進捗状況に応じて全体的な活動を調整しあう行動，そしてコミュニケーションは成員間での情報伝達に関する行動をそれぞれ表す。吉田他（2020）は全国の小中学校に通う子どもの保護者を対象に調査を実施し，TICSMが一定の信頼性と妥当性を備えていることを確認している。
地域連携の効果を検証するうえでは，保護者のみならず，地域連携の主体の一翼を担う教員も測定の対象となるが，教員にTICSMを適用するうえでは2つの問題がある。1つは，TICSMの因子構造と妥当性が確認されているのは保護者版のみという点である。教員による評定も想定して項目は作成されているものの，保護者と教員とでは地域連携のとらえ方が異なる可能性があるため，教員用のTICSMを開発するうえでは，改めて因子構造と妥当性を確認する必要がある。2つめの問題は，TICSMの項目数が多いという点である。TICSMの項目は31あり，効果検証の際は他の心理変数と合わせて測定されるのが一般的であることを踏まえると，多忙な教員にとって回答が負担となる懸念がある。そのため，特に教員用については尺度の短縮化が望まれる。
1つめの問題に関して，TICSMを教員に適用した先行研究からは，教員は保護者とは異なる枠組みで地域連携をとらえている可能性が示唆されている。吉田他（2022）は，TICSMを教員に適用し，小中学校の学級担任教員の認知する地域連携におけるチームワークが，学級における社会的目標構造を媒介して，子どもの内発的動機づけおよび学級適応感に正の関連を及ぼすことを示した。この研究で用いられたTICSMは，探索的因子分析の結果より，2項目が削除され，教員間の連携，管理職のリーダーシップ，学校と地域の連携の3因子にわかれた。管理職のリーダーシップは，校長や教頭についてのリーダーシップを尋ねており，概念の定義に変更はなく，項目も吉田他（2020）と同様の負荷を示した。しかし，教員間の連携と，学校と地域の連携については，吉田他（2020）とは異なる因子のまとまりを示した。保護者を対象とした吉田他（2020）では，チームワークの認知要素と行動要素が，それぞれチーム志向性とチーム・プロセスという因子として弁別された。他方で，学級担任教員を対象とした吉田他（2022）では，教員同士の関係性と，教員と保護者および地域住民との関係性とに因子が弁別される結果となった。
吉田他（2022）も述べているように，教員は保護者と比べると，教員同士の関係性と，教員と保護者・地域住民との関係性を，より明確に区別して認識していることが考えられる。教員は，保護者が保護者同士で集まる時間と比べると，教員同士で過ごす時間が圧倒的に長く，教員集団を顕現的にとらえるために，教員集団を保護者や地域住民との関係性とは区別して認識するのであろう。これは，教員・保護者・地域住民という異質的な集団の中に，教員同士という同質的な集団が包摂されるという，集団の特徴に起因するものである。
学校におけるメンタルヘルス対策を進める集団においても，教員同士の関係と教員以外との関係を弁別した認識が示唆されている。Mellin & Weist（2011）は，学校において子どものメンタルヘルス対策を進めるうえでの地域コミュニティとの協働について，社会関係資本に関するPutnam（1995）やWoolcock（1998）の議論を基に，3種の社会関係資本と，学校におけるメンタルヘルス対策の協働との対応を論じている。ここでの社会関係資本とは，相互の信頼と協力に基づき，共通の目標を達成するために資源を共有する社会的ネットワークと定義されている。社会関係資本の類型の1つめは結束型と呼ばれ，同質的な集団内で形成される関係である。2つめは橋渡し型と呼ばれ，異質な集団間で形成され，新たな考えや発想，資源の発見につながる。3つめは連結型と呼ばれ，権力の強さが異なる集団間で形成される関係である。Mellin et al.（2014）では，結束型，橋渡し型，連結型の3つの関係がそれぞれ学校内での同僚同士の関係，学校と地域コミュニティの専門家との関係，学校と家庭との関係に対応することが因子分析の結果より示されている。これらの知見を踏まえると，地域連携の取り組みにおいても，結束型の社会関係資本と，橋渡し型の社会関係資本の認識のように，教員が地域連携における人間関係を区別して捉えていると考えられる4。こうした観点に基づき，教員用のTICSMについては改めて因子構造や信頼性，妥当性を検証する必要がある。
以上のことから本研究では，教員評定によるTICSMの短縮版を作成し，その因子構造と信頼性，測定不変性，および基準関連妥当性を検証する。教員用TICSMの因子構造は，吉田他（2022）と同様に，教員間の連携，管理職のリーダーシップ，学校と地域の連携という3因子からなると予測される。信頼性については，内的整合性により検証する。また，TICSMは小中学校での利用を想定した尺度であり，小学校教員と中学校教員の間で因子構造が変わらないことの確認も必要であることから，小学校と中学校での測定不変性も検証する。
基準関連妥当性を検証するうえで，教員集団としての集団同一視，職場風土，保護者および地域住民への信頼，そしてアンカーポイント活動への積極性を取り上げる。集団同一視は，ある集団に自身が所属している感覚の強さ，集団の一員としての誇りや愛着を表す（Tajfel, 1978, 1981）。学校における職場風土は，教員集団に対する認知を表し，協働的風土と同調圧力の低さから構成される（淵上他，2004）。信頼とは，相手の協力する意図への期待を表す（山岸，1998）。アンカーポイント活動とは，学校が家庭と地域の双方とつながり互いを結ぶ核となる役割を実現する教員の諸活動を表す（酒井他，2016）。
教員集団としての集団同一視および職場風土は，教員集団内での関係性に対応する基準変数として選定した。教員集団としての集団同一視は，教員集団に対する誇りや満足を含む概念であり，集団同一視は協力行動の源泉の1つであることから（Tyler & Blander, 2001），教員間の連携との間に正の関連が見られると予想される。協働的で同調圧力の低い職場風土の認知は，概念的に教員間の連携の良さと類似することから，教員間の連携との間に正の関連が見られると予想される。さらに，こうした職場風土は，管理職によって醸成される面もあり，チームワーク理論におけるリーダーシップにはチーム成員の公平な扱いや成員の意見の尊重といった側面が含まれることから，管理職のリーダーシップとの間にも正の関連が見られると予想される。一方，保護者および地域住民への信頼そしてアンカーポイント活動への積極性は，教員・保護者・地域住民の間の関係性に対応する基準変数として選定した変数である。チーム成員に対する信頼は，チームワークの行動要素を通して高まる（Sheng et al., 2010）。このことは，教員と保護者・地域住民のように異なる立場であっても，同じ目標を共有するチーム成員であれば同様であると考えられる。したがって，保護者および地域住民への信頼は，学校と地域の連携との間に正の関連が見られると予想される。教員のアンカーポイント活動への積極性は，教員・保護者・地域住民の協力関係を反映していることから，学校と地域の連携との間に正の関連が見られると予想される。これらの変数間では，TICSM保護者版の妥当性を検討した吉田他（2020）の知見を踏まえると，いずれも効果量中以上の相関が見られると考えられる。さらに，以上の関連は，チームワークの当該因子以外の因子と基準変数との相関を統制したうえでも見られると予想される。
調査会社（株式会社インテージ）に依頼し，担任学級を持つ公立小・中学校の教員を対象に，2022年2月にweb調査を実施した。年齢層は20歳代から50歳代とし，小学校教員男性，小学校教員女性，中学校教員男性，中学校教員女性の比率が2:3:3:2となるよう割り付けを行った。サンプルの男女比は，学校基本調査（文部科学省，2021）に記載されている情報を参考に設定した。TICSMの得点の範囲や分布が限定されることが懸念されたため，調査対象地は限定しなかった。質問内容を注意深く読んでいたかを確認するため，調査項目のなかにDirected Question Scale（三浦・小林，2015; Oppenheimer et al., 2009）を1問含め（「この質問には『あまりそう思わない』と回答してください」），通過した回答者のみをデータとして収集した。希望サンプルサイズを1,100とし，回答を得られた1,178名を分析対象とした（小学校教員男性277名，小学校教員女性444名，中学校教員男性261名，中学校教員女性196名，平均年齢42.9歳，SD=9.5）。
測定内容調査参加者には，担任をしている学級の学年について尋ねた後，以下の変数の測定を行った。その後，教職歴（平均3.59年，SD=2.69），現在の学校での勤務年（平均1.95年，SD=0.22），常勤か非常勤か（常勤748名，非常勤430名）について尋ねた。また，回答者の居住都道府県について調査会社が取得しているデータの提供を受けた。居住地は，47の都道府県から3―71名の範囲であった。集団同一視，および保護者と地域住民への信頼は，保護者評定によるチームワーク尺度の妥当性検証で用いられた吉田他（2020）と同様の項目を用いた。
地域連携におけるチームワーク TICSM（吉田他，2020）31項目のうち，吉田他（2022）で分析に用いられた29項目を使用した。管理職のリーダーシップに関しては，「現在の校長先生や教頭先生」について，その他の項目については「この学校での取り組み」についてどのように感じているかを，それぞれ5件法（1: まったくそう思わない―5: 非常にそう思う）により回答を求めた。
教員集団としての集団同一視 12項目からなる集団同一視尺度（尾関・吉田，2007）を用いて，職場内の教員との関係についてどのように感じているかを尋ねた。元の尺度項目にある「この部活動・サークル（の部員）」との表現を，「この集団（の一員）」に変更した。回答は5件法（1: あてはまらない―5: あてはまる）で求めた。信頼性係数はα=.84であった。
職場風土認知 協働的風土と同調圧力の低さからなる淵上他（2004）の職場風土認知尺度のうち，田村・石隈（2008）と同様の7項目を用いて，現在の職場についてどのように感じているかを尋ねた。回答は5件法（1: そう思わない―5: そう思う）で求めた。職場風土認知尺度は協働と同調の2因子からなるが，長谷部他（2012）にならい，同調に含まれる項目を逆転項目として処理し，全ての項目の平均値を職場風土認知の尺度得点とした。信頼性係数はα=.82であった。
保護者と地域住民への信頼 一般的信頼尺度（山岸，1998）のうち，対象を限定した測定が可能な4項目を使用し，項目内の表現を「ほとんどの人」から「保護者」および「地域の人たち」へと変更して回答を求めた。回答は5件法（1: あてはまらない―5: あてはまる）で求めた。信頼性係数は保護者への信頼と地域住民への信頼の順にそれぞれαs=.93，.94であった。
教員のアンカーポイント活動への積極性 酒井他（2016）の尺度18項目を用いて，調査参加者が担任をしている学級において，各項目に記された活動にどれほど積極的に取り組んでいるかについて尋ねた。回答は5件法（1: かなり消極的―5: とても積極的）で求めた。信頼性係数はα=.94であった。
分析計画はじめに地域連携におけるチームワーク尺度の因子構造を検討する。測定した29項目で確認的因子分析を行い，吉田他（2020）に準じたモデル（以下，保護者モデルとする）と，吉田他（2022）に準じたモデル（以下，教員モデルとする）の比較を行う。保護者モデルは，チーム志向性，チーム・リーダーシップ，チーム・プロセスの3因子として解釈されるモデルである。教員モデルは，教員間の連携，管理職のリーダーシップ，学校と地域の連携の3因子として解釈されるモデルである。それぞれのモデルに負荷する項目は電子付録のTable S1に示した。その後，尺度項目の短縮化を行い，改めて確認的因子分析を行ってその適合度を検証する。確認的因子分析の基準として，モデルの比較においてはAICおよびBIC，モデル適合度はCFI＞.90，RMSEA＜.08，SRMR＜.08により評価し，サンプルサイズに依存しやすいχ2値は報告のみにとどめた（Brown, 2015）。そして尺度の信頼性を検討するため，内的整合性係数としてCronbachのα係数を算出した。
小学校と中学校での測定不変性については，群間で因子構造が等しいとする配置不変（configural invariance）モデル，群間で因子構造と因子負荷量が等しいとする弱測定不変（metric invariance）モデル，群間で因子構造や因子負荷量，切片が等しいとする強測定不変（scalar invariance）モデルの3つを比較した。モデルのあてはまりは，配置不変モデルをベースラインとして，弱測定不変モデルや強測定不変モデルにおけるCFIの低下（ΔCFI）が.01以下，およびRMSEAの上昇（ΔRMSEA）が.015以下という基準により評価した（Chen, 2007）。
最後に基準関連妥当性の検討のため，教員集団としての集団同一視，職場風土認知，保護者・地域住民への信頼，教員のアンカーポイント活動への積極性との相関係数を算出した。チームワークの各因子と外的変数との相関係数は，.10以上を効果量小，.30以上を効果量中，.50以上を効果量大として解釈した（Cohen, 1988）。
以上の分析は，psych2.1.9パッケージとlavaanパッケージを用いたR4.2.3（R Core Team, 2023）を用いて行われた。
倫理的配慮本研究は，岐阜聖徳学園大学研究倫理審査委員会より承認を得ている（承認番号2021-20）。
各項目の評定値について記述統計量を確認したところ，天井効果，床効果は見られなかった。各項目の記述統計量は電子付録のTable S1に示した。
保護者モデルと教員モデルのそれぞれについて，確認的因子分析を実施してその適合度を算出した。その結果をTable 1に示す。適合度指標はいずれも，教員モデルに基づく3因子構造の方が，保護者モデルよりもモデル適合が良好であることを示した5。なお，もともと「教員間の連携」に含まれていた1項目（「教員と保護者と地域の人のあいだで積極的に交流をはかっている」）は意味内容から「学校と地域の連携」に含まれるべき項目と考えられたため，「学校と地域の連携」を構成する項目とした6。信頼性係数は，「教員間の連携」，「管理職のリーダーシップ」，「学校と地域の連携」の順にそれぞれα=.86，.95，.89であった。教員モデルにおける因子負荷量は電子付録のTable S1に示した。
確認的因子分析および多母集団同時分析のモデル適合度
| χ2 （df） | p | CFI | RMSEA [90% CI] | SRMR | TLI | AIC | BIC | |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 教員モデル （29項目版） | 2394.74 （374） | < .001 | .896 | .068 [.065, .070] | .053 | .887 | 77655.5 | 77964.8 |
| 保護者モデル （29項目版） | 2940.22 （374） | < .001 | .867 | .076 [.074, .079] | .070 | .856 | 78200.9 | 78316.5 |
| 教員モデル （15項目版） | 392.56（87） | < .001 | .970 | .055 [.049, .060] | .049 | .964 | 39591.8 | 39759.2 |
| 多母集団同時分析 （15項目版） | ||||||||
| 配置不変 （因子構造） | 499.72（174） | < .001 | .968 | .056 [.051, .062] | .049 | .962 | 39659.8 | 40146.6 |
| 弱測定不変 （因子負荷） | 514.13（186） | < .001 | .968 | .055 [.049, .060] | .050 | .964 | 39650.2 | 40076.2 |
| 強測定不変 （切片） | 535.64（198） | < .001 | .967 | .054 [.048, .059] | .051 | .965 | 39647.7 | 40012.8 |
次に，尺度の短縮化を行った。因子負荷量の低いものや，他の項目と意味が重複するもの，概念の定義との対応が弱いと考えられるものを中心に，「教員間の連携」は5項目，「管理職のリーダーシップ」は2項目，「学校と地域の連携」は7項目を削除した（具体的な削除理由は電子付録のTable S2に示した）。項目削除後に改めて確認的因子分析を行い，適合度を算出した。その結果をTable 1に示す。いずれの適合度指標も基準を満たしており，十分な適合が見られたと判断した。信頼性係数は「教員間の連携」，「管理職のリーダーシップ」，「学校と地域の連携」の順にそれぞれαs=.79，.93，.85であった。短縮版における因子負荷量は電子付録のTable S2に示した。なお，短縮化前後の各因子の相関は，「教員間の連携」，「管理職のリーダーシップ」，「学校と地域の連携」の順にそれぞれrs=.89，.99，.93（ps＜.001）であった。
教員用TICSM短縮版の小学校と中学校での測定不変性を確認するため，多母集団確認的因子分析を行い，その適合度を算出した。その結果，因子負荷と切片に等値制約を置いた強測定不変モデルの十分なモデル適合度が確認された（Table 1）。
教員用TICSM短縮版の基準関連妥当性教員用TICSM短縮版の基準関連妥当性を検証するため，TICSMの3因子と基準変数との相関係数と，TICSMを構成する他の2因子との相関を統制した各因子と基準変数との偏相関係数を求めた。チームワーク3因子と基準変数との相関係数および偏相関係数をTable 2に示す。
教員評定による地域連携におけるチームワーク尺度短縮版と基準変数との相関係数および偏相関係数
| 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 | M | SD | |||||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 注）下三角部分は相関係数，上三角部分は偏相関係数を表す。偏相関係数は教員評定による地域連携におけるチームワーク尺度短縮版の他の2下位尺度を統制した値である。 ** p < .01，* p < .05 |
||||||||||||||||||
| 1. 教員間の連携 （短縮版） | .38 | ** | .45 | ** | .14 | ** | .13 | ** | .02 | 3.72 | 0.73 | |||||||
| 2. 管理職のリーダーシップ （短縮版） | .56 | ** | .12 | ** | .30 | ** | .05 | .06 | * | -.02 | 3.48 | 0.94 | ||||||
| 3. 学校と地域の連携 （短縮版） | .48 | ** | .47 | ** | .18 | ** | .15 | ** | .38 | ** | .48 | ** | .45 | ** | 3.42 | 0.72 | ||
| 4. 教師集団としての集団同一視 | .56 | ** | .43 | ** | .42 | ** | 3.27 | 0.58 | ||||||||||
| 5. 職場風土 | .65 | ** | .58 | ** | .46 | ** | .58 | ** | 3.24 | 0.70 | ||||||||
| 6. 保護者への信頼 | .37 | ** | .33 | ** | .51 | ** | .38 | ** | .36 | ** | 3.46 | 0.78 | ||||||
| 7. 地域住民への信頼 | .40 | ** | .37 | ** | .60 | ** | .40 | ** | .38 | ** | .73 | ** | 3.63 | 0.74 | ||||
| 8. アンカーポイント活動への積極性 | .25 | ** | .23 | ** | .51 | ** | .28 | ** | .32 | ** | .23 | ** | .34 | ** | 2.81 | 0.70 | ||
教員間の連携は，教員集団としての集団同一視（r=.56），職場風土との間（r=.65）で効果量大の相関が見られた。管理職のリーダーシップは，職場風土との間（r=.58）で効果量大の相関が見られた。学校と地域の連携は，保護者への信頼（r=.51），地域住民への信頼（r=.60），アンカーポイント活動への積極性（r=.51）との間で効果量大の相関が見られた。これらの変数間では，チームワークの他の2因子との相関を統制した偏相関係数も有意であった。
短縮化を行う前のTICSMと基準変数との相関係数および偏相関係数も同様に算出した。その結果，短縮版と同程度の効果量の相関が確認された。短縮化を行う前のTICSMと基準変数との相関係数および偏相関係数は電子付録のTable S3に示した。
本研究の目的は，教員の視点から地域連携におけるチームワークを測定する教員用TICSMの短縮版を作成し，その因子構造と信頼性，測定不変性，基準関連妥当性を検証することであった。分析の結果，想定したとおりの3因子構造と信頼性および測定不変性が確認され，基準関連妥当性についても，予想された効果量での基準変数との関連が確認された。
確認的因子分析により，吉田他（2020）に準じた保護者モデルと，吉田他（2022）に準じた教員モデルの適合度を比較したところ，教員モデルの適合度の方が高いことが示された。項目を削除して改めて確認的因子分析を行い，TICSM短縮版でも十分な適合度および信頼性が確認された。短縮化前後の各因子の間には高い相関が認められた。従来の組織内のチームワークを測定する尺度は，チーム志向性，チーム・リーダーシップ，チーム・プロセスの3つの因子から構成されている（三沢他，2009; 吉田他，2020）。チーム志向性はチームワークの認知面，チーム・プロセスは行動面の要素を表す。それに対して，教員用TICSMでは，教員間の連携，管理職のリーダーシップ，学校と地域の連携の3因子構造が確認された。これは，教員を取り巻く保護者・地域住民との関係性に特有の，集団としての特徴が影響していると考えられる。Mellin et al.（2014）が学校における子どものメンタルヘルス対策を進めるうえでの地域コミュニティとの協働について明らかにしたように，教員同士という同質的な集団と，教員・保護者・地域住民という異質的な集団とが一つの集団内に包摂されている場合には，両者は異なる集団として認識される。同質的な集団と異質的な集団という集団の性質の違いの方が，チームワークの認知面と行動面の違いよりも強く認識されることを，本研究の結果も示唆している。社会関係資本の理論的枠組みで考えると，教員同士の関係は結束型，教員・保護者・地域住民の関係は橋渡し型に相当する（Mellin & Weist, 2011; Putnam, 1995）。このように考えれば，教員間の連携，管理職のリーダーシップ，学校と地域の連携という3因子構造は妥当と言える。
一方で，3つの因子間には，吉田他（2022）と同様に一定の相関が見られた。特に教員間の連携と管理職のリーダーシップ，教員間の連携と学校と地域の連携の間には，効果量大の相関が見られた。教員間の連携と管理職のリーダーシップとの関連については，チーム・リーダーシップがチームワークの他の要素と相互に影響を与え合うという，Dickinson & McIntyre（1997）の理論モデルでの仮定と整合的である。他方で，教員間の連携と，学校と地域の連携との関連は，前述の結合型の関係と橋渡し型の関係が独立したものではなく，相互に波及し合う関係であることを示唆している。結合型の社会関係資本と橋渡し型の社会関係資本の間の正の関連は，欧州社会調査や欧州価値観調査でも見出されている（Muringani et al., 2021）。Muringani et al.（2021）も述べているように，結合型の関係は，橋渡し型の関係を築くための基盤の一つとして作用するものと考えられる。本研究の結果を踏まえると，保護者や地域住民との協力関係を築くためには，管理職のリーダーシップを含めた教員同士の関係づくりを進めることが重要である。
教員用TICSM短縮版について小学校と中学校での多母集団確認的因子分析を行ったところ，強測定不変モデルが十分なモデル適合度を示した。このことは，小学校教員にとっても中学校教員にとっても，地域連携におけるチームワークが，教員間の連携，管理職のリーダーシップ，学校と地域の連携の3因子でとらえられることを意味している。基本的に公立校では同じ小学校を卒業した子どもは同じ中学校に進むことから，同じ中学校区での小学校と中学校での地域連携の程度を比較するといったニーズは高いだろう。教員用TICSM短縮版はこうしたニーズに応えることが可能という意味でも有用性を持つ。
基準関連妥当性を検証するために合わせて測定した基準変数との間では，いずれも予測どおりの関連が認められた。先に，教員集団内での関係性に対応する基準として選定した，教員集団としての集団同一視および職場風土との関連について考察する。教員集団としての集団同一視と教員間の連携との間には効果量大の相関が見られ，偏相関係数も有意であった。このことは，集団同一視と集団内での協力行動とは関連するとの知見（Tyler & Blander, 2001）と整合的である。職場風土と教員間の連携との間にも効果量大の相関が見られ，偏相関係数も有意であった。教員間の連携がとれていることは，職場風土が協働的で同調圧力が低いことと概念的に類似することを反映していると考えられ，妥当な結果と言える。職場風土は管理職のリーダーシップとの間にも効果量大の相関が見られ，偏相関係数も有意であった。チームワーク理論におけるリーダーシップにはチーム成員の公平な扱いや成員の意見の尊重といった側面が含まれることから，このような結果になったと解釈できる。
次に，教員・保護者・地域住民の間の関係性に対応する基準変数として選定した，保護者および地域住民への信頼そしてアンカーポイント活動への積極性との関連について考察する。保護者への信頼と地域住民への信頼のいずれも，学校と地域の連携との間に効果量大の相関が見られ，偏相関係数も有意であった。このことは，チーム成員に対する信頼は，チームワークの行動要素を通して高まるとの知見（Sheng et al., 2010）と整合的である。教員のアンカーポイント活動への積極性も，学校と地域の連携との間に効果量大の相関が見られ，偏相関係数も有意であった。教員のアンカーポイント活動への積極性は，学校が家庭と地域の双方とつながり互いを結ぶ核となる役割を実現する教員の諸活動を意味しており（酒井他，2016），教員・保護者・地域住民の協力関係を反映していることから，妥当な結果と言える。
最後に本研究の課題について述べる。第一に，本研究で行った妥当性の検証は限られた変数との関連の確認に留まっている。他者評定や客観的指標を用いるなど，引き続き尺度の妥当性を検証していくことが必要である。第二に，本研究では調査手法としてweb調査を採用し地域を特定せずにデータを収集したため，学校単位の分析や地域の比較を行うことはできなかった。教員用TICSM短縮版が教員個人のチームワークに関する認識を測定するだけでなく，学校という集団レベルでのチームワークをも弁別的に把握できることを検証する必要がある。そして学校と地域との連携のあり方を同時に測定して地域の比較を行うことで，地域連携を促進するための地域への介入に活かすことが可能となるだろう。
以上の限界があるとはいえ，本研究で作成した教員用TICSM短縮版は一定の信頼性と妥当性を備えているものと考えられる。これにより，小・中学校での地域連携の取り組みを教員の立場から測定することが可能な，利便性の高い尺度の作成に成功したと言える。
なお，地域連携におけるチームワークを測定するための尺度は，結果的に保護者版と教員版とでは因子構造が異なることとなった。一般的には因子構造が同一である方が，インフォーマント間の意識の違いを比較するといった活用が可能であるために尺度としての強みがあると言えよう。しかしながら，地域連携においては，教員は保護者よりもTICSMの評定値が系統的に高いことが吉田他（2020）や吉田他（2022）からうかがわれる。教員は職務として地域連携に取り組む一方で，保護者や地域住民はボランティアとして取り組んでおり，そのため教員の方が保護者よりも地域連携へのコミットメントの程度が平均的には高いものと考えられる。したがって，TICSMを活用する段階では，インフォーマント間の比較よりも，特定のインフォーマントの意識を検討することに焦点が当てられるだろう。今後は教員版や保護者版のTICSMを活用し，地域連携が子どもをはじめ教員や保護者，地域住民に与える影響についてのさらなる検討が望まれる。
本論文に関して，開示すべき利益相反関連事項はない。
本研究は，科学研究費補助金（課題番号：22K03063）の助成を得て行われた。
2本研究は，日本心理学会第86回大会（2022）において発表したデータを再分析して内容を加筆したものである。
3分析結果の一部はTable S1―S3としてJ-STAGEの電子付録に掲載している。
4地域連携においては，教員と保護者および地域住民は対等な関係であり，明確な権力の強さの違いは想定しにくいことから，連結型の社会関係資本についてはここでは言及していない。
5吉田他（2022）で因子分析により除外された2項目も本研究で測定はしていたため，この2項目を含めた31項目版での保護者モデルに基づく確認的因子分析も行った。その結果，モデルの適合度はCFI=.861，RMSEA [90%CI]=.075 [.072，.077]，SRMR=.069，TLI=.850であった。いずれの指標も29項目版の教員モデルの方が良好であることを示しており，この2項目を含めなかった影響により29項目版の保護者モデルの適合度が低くなった可能性は除外できる。
6この項目がなぜ吉田他（2022）では「教員間の連携」因子に負荷していたのかについて明確な理由は定かではないが，吉田他（2022）では特定の市内の小中学校に勤める教員を対象に調査を実施しており，この市特有の地域連携の形態や項目の提示順などの影響から，保護者や地域の人との交流をはかることが教員間の連携を反映するものとして解釈された可能性が考えられる。なお，当該項目を「教員間の連携」を構成する項目として確認的因子分析を行った場合の適合度は，CFI=.893，RMSEA [90%CI]=.068 [.066，.071]，SRMR=.054，TLI=.884，AIC=77697.1，BIC=78006.5であり，本研究で設定した教員モデルの方が良好な適合度であった。項目内容は教員内の関係よりも教員と保護者と地域住民との関係を表していることからも，「学校と地域の連携」に含まれるべき項目と考え，「学校と地域の連携」を構成する項目とした。
