GIS技術資格の取得意欲と職場環境との関連(大場亨)
2005年7月16日掲載
1.はじめに
地理情報システム学会では2002年に技術資格検討委員会を設置し,GIS技術資格の創設に向けて検討してきた.GIS技術資格の有無によって技術者が有している技術の程度を容易に確かめることができるようになる.またGIS技術資格が技術者に与えられることにより,企業名や組織規模に拘束されることなく,一人でも起業可能な知識集約型情報産業へとGISに関わる産業が発展することが期待されている(碓井・松原,2003).しかし大学において教えるべきGISコアカリキュラムの作成は進んでいるものの(佐藤ほか,2004),GISの活用技術や社会人に対する技能の認証についての研究例はない.
そこで委託業務における技術資格者の存在の必要性に関する認識,技術資格の取得による信頼の獲得,職場での地位向上への期待感,技術資格の取得意欲などの因果関係について構造方程式によりモデルを作成する.共分散構造分析を行うことにより,それらの影響度合を定量的に明らかにする.
本稿は,地理情報システム学会理事会の承認を得て同学会技術資格委員会が実施したアンケート調査を著者の文責において取りまとめたものである.
2.調査方法
2004年から2005年にかけて開催された6つのセミナー等の参加者に対して,無記名方式によるアンケート調査を実施した(表1).いずれのセミナー等も測量やGISをテーマとしており,これらの技術の取得に参加者は関心を持っていたと推察される.
アンケートへの回答に際して次の事項を想定していただくよう回答者に依頼した.まず内容毎に技術資格がつくられることとした.例えば,GIS技術資格(統計),GIS技術資格(都市計画),GIS技術資格(環境),GIS技術資格(教育),GIS技術資格(福祉),GIS技術資格(防犯・防災),GIS技術資格(地籍),GIS技術資格(マーケティング)などである.また,国家資格ではなく,地理情報システム学会などの任意団体が認定する資格であると想定することとした.つまり国家資格の測量士などと異なり,その資格を持っていなければ国の仕事ができないのではない.さらに,認定主体(学会)が認めた研修会,セミナー,シンポジウム,学術研究発表会などに出席するとポイントが加算され,一定期間内に所定のポイントまで蓄積されると技術資格が与えられると想定することとした.このような研修会等は各地で頻繁に開催されていることとした.
実施日 |
セミナー等の名称 |
主催者 |
開催場所 |
アンケート |
|||
配布数 | 回収数 | 有効回答数 | 有効回答率 | ||||
2004年11月4日(木) | 授業「社会科学のための基礎コンピュータE」 | 早稲田大学社会科学部 | 早稲田大学(東京都新宿区) | 13 |
13 |
12 |
92.3% |
2004年11月26日(金) | これからの街づくりと基準点2004シンポジウム | 群馬県土地家屋調査士会,群馬県測量設計業協会,群馬県公共嘱託登記土地家屋調査士協会 | 群馬県公社総合ビル(群馬県前橋市) | 80 |
66 |
65 |
81.3% |
2005年1月24日(月) | 国土交通大学校専門課程国土情報II(GIS基礎)研修 | 国土交通省国土交通大学校 | 国土交通大学校(東京都小平市) | 22 |
22 |
22 |
100.0% |
2005年2月8日(火) | 平成16年度GISセミナー「GISのさらなる飛躍に向けて」(第4回) | 総務省,経済産業省,国土交通省(国土計画局・国土地理院) | ホテル阪急エキスポパーク本館(大阪府吹田市) | 200 |
94 |
91 |
45.5% |
2005年4月16日(土) | KGGF第5回セミナー「はじめてのGIS・GPS~簡単!マップで位置表示~」 | かごしまGIS・GPS普及推進研究会,地理情報システム学会共催 | 学校法人川島学園鹿児島測量専門学校(鹿児島県姶良町) | 75 |
54 |
50 |
66.7% |
2005年5月17日(火) | 第1回GIS技術研修 | NPO法人地域自立ソフトウェア連携機構 | TKP市ケ谷会議室(東京都千代田区) | 20 |
15 |
14 |
70.0% |
計 |
410 |
264 |
254 |
62.0% |
調査の概要を表1に示す.アンケートの配布数の合計は410票であるのに対して,回収した数の合計は264票である(回収率64.4%).このうちすべての設問に回答した有効回答数の合計は254票である(配布数に対する有効回答率は62.0%).
表2のように技術資格の取得による職場での信頼,自己の能力の向上,職場での自己の地位,ポイントとなるセミナー等への参加意欲,技術資格の必要性に関する認識などに関して,「全くそう思わない」を1,「あまりそう思わない」を2,「どちらともいえない」を3,「ややそう思う」を4,「とてもそう思う」を5とする5件尺度法で質問した.
V1 | 技術資格を得ると,上司に意見を言いやすくなる |
V2 | 技術資格を得ると,後輩を指導しやすくなったり,職場研修会で説明しやすくなったりする |
V3 | 技術資格を得ると,自分の所属する部署以外の部署との調整がしやすくなる |
V4 | 技術資格を取得するために研修や勉学を重ねることで,今まで知りたかったこと,わからなかったことがよくわかるようになると期待する |
V5 | 技術資格を取得するために研修や勉学を重ねることで,よりよい仕事ができるようになる |
V6 | 自分の勤務先では,技術資格を持たない人よりも持つ人の方が給料,手当,昇進で有利になる |
V7 | 技術資格を得ると,現在よりも責任ある仕事を任されるようになる |
V8 | 技術資格を取得するためのポイントとならない研修会等よりもポイントとなる研修会等に参加したい |
V9 | 技術資格を取得するためのポイントになるのであれば,学会が後援などをする研修会に出席することに職場の理解が得られやすくなる |
V10 | 学会が後援などをする研修会等に出席し,他の参加者と交流を深めることは,自分の仕事にも有益である |
V11 | 自分が上司であったら,技術資格がない人よりもある人に仕事を任せたい |
V12 | GISに関する業務委託を受注した会社等においては,技術資格者が主任技術者になることが望ましい |
3.分析結果
3-1.予備的な分析の結果
すべての質問項目に対する回答間で仮説「母相関係数は0である」が棄却された.このため質問項目に対する回答について探索的に因子分析を行い,その次元を縮小する.探索的因子分析において抽出する因子数の参考とするため,主成分分析を行い,第5因子までを抽出することにした.探索的因子分析により第5因子までを最尤法によって抽出し,promax回転を行った後の因子パターン行列を表3に示す.技術資格の取得による職場での信頼に関する因子が職場での自己の地位に関する因子に影響するなど,抽出される因子が独立でないと考えられるため,斜交回転であるpromax回転を行った.これら5つの因子は全分散の60.5%を説明している.「上司に意見を言いやすくなる」,「後輩を指導しやすくなったり,職場研修会で説明しやすくなったりする」,「自分の所属する部署以外の部署との調整がしやすくなる」の因子負荷量が第1因子で大きい.このことから第1因子を「技術資格の取得による職場での信頼」と命名する.「今まで知りたかったこと,わからなかったことがよくわかるようになると期待する」,「よりよい仕事ができるようになる」の因子負荷量が第2因子で大きい.このことから第2因子を「自己の能力の向上」と命名する.「給料,手当,昇進で有利になる」,「現在よりも責任ある仕事を任されるようになる」の因子負荷量が第3因子で大きい.このことから第3因子を「職場での自己の地位」と命名する.「技術資格を取得するためのポイントとなる研修会等に参加したい」,「ポイントになるのであれば,学会が後援などをする研修会に出席することに職場の理解が得られやすくなる」,「他の参加者と交流を深めることは,自分の仕事にも有益である」の因子負荷量が第4因子で大きい.このことから第4因子を「ポイントとなるセミナー等への参加意欲」と命名する.「自分が上司であったら,技術資格がある人に仕事を任せたい」,「GISに関する業務委託を受注した会社等においては,技術資格者が主任技術者になることが望ましい」の因子負荷量が第5因子で大きい.このことから第5因子を「技術資格の必要性に関する認識」と命名する.
第1因子 | 第2因子 | 第3因子 | 第4因子 | 第5因子 | |
V1 | .901 |
-.006 |
-.056 |
.149 |
-.107 |
V2 | .659 |
.048 |
-.065 |
-.035 |
.199 |
V3 | .600 |
.015 |
.167 |
-.151 |
.089 |
V4 | -.061 |
.833 |
-.042 |
-.026 |
.131 |
V5 | .137 |
.808 |
.014 |
-.022 |
-.109 |
V6 | -.027 |
-.040 |
.779 |
.045 |
-.013 |
V7 | .058 |
.035 |
.763 |
-.037 |
.083 |
V8 | -.001 |
-.041 |
-.150 |
.643 |
.249 |
V9 | .024 |
-.045 |
.201 |
.736 |
-.072 |
V10 | -.076 |
.375 |
.066 |
.400 |
-.029 |
V11 | .055 |
.016 |
.091 |
.107 |
.557 |
V12 | .092 |
.008 |
.003 |
.064 |
.647 |
因子間の相関行列を表4に示す.いずれの因子間の相関も大きい.特に,第1因子と第2因子,第1因子と第3因子,第1因子と第5因子,第3因子と第4因子との相関が大きい.
表4 因子間の相関行列第1因子 | 第2因子 | 第3因子 | 第4因子 | 第5因子 | |
第1因子「技術資格の取得による職場での信頼」 | 1.000 |
||||
第2因子「自己の能力の向上」 | .639 |
1.000 |
|||
第3因子「職場での自己の地位」 | .585 |
.514 |
1.000 |
||
第4因子「ポイントとなるセミナー等への参加意欲」 | .518 |
.521 |
.591 |
1.000 |
|
第5因子「技術資格の必要性に関する認識」 | .672 |
.568 |
.479 |
.521 |
1.000 |
3-2.構造方程式モデルの構築
以上の結果から潜在変数を設定し,構造方程式モデルを構築する.仮説に基づいたモデルを表現したパス・ダイアグラムを図1に示す(ただし図1には後述する分析結果も併記している).図1において直接に観測することができない潜在変数は楕円で囲まれている.また潜在変数を推定するために実際に測定される観測変数は長方形で囲まれている.ここで表2のように質問して測定された結果を観測変数V1からV12としている.前述の因子分析の結果から,潜在変数「技術資格の取得による職場での信頼」の影響を受ける観測変数はV1,V2,V3のみであるとし,その他の観測変数はその影響を受けないと仮定する.同様に潜在変数「自己の能力の向上」の影響を受ける観測変数はV4,V5のみであり,潜在変数「職場での自己の地位」の影響を受ける観測変数はV6,V7のみであり,潜在変数「ポイントとなるセミナー等への参加意欲」の影響を受ける観測変数はV8,V9,V10のみであり,潜在変数「技術資格の必要性に関する認識」の影響を受ける観測変数はV11,V12のみであると仮定する.
潜在変数「自己の能力の向上」は潜在変数「技術資格の取得による職場での信頼」に,潜在変数「技術資格の取得による職場での信頼」は「職場での自己の地位」に,潜在変数「職場での自己の地位」は「ポイントとなるセミナー等への参加意欲」に影響を与えるとの仮説を立てる.また,潜在変数「技術資格の必要性に関する認識」はその他のすべての潜在変数に影響を与えるとの仮説を立てる.
図1 パス・ダイアグラムと共分散構造分析の結果
3-3.共分散構造分析の結果
最尤法による共分散構造分析によって全有効回答についてモデルを検討した.モデルの適合度指標であるGFI(Goodness
of Fit Index)の値は0.943,AGFI(Adjusted Goodness of Fit
Index)の値は0.905であり,いずれも非常に高い値を示している.したがってデータとモデルの適合度は充分高く,構成されたモデルは標本共分散行列をよく説明していると考えられる.
この共分散構造分析の結果を図1に示す.単方向の矢印には標準化されたパス係数を付した.想定した潜在変数によって説明されない,観測変数の分散を生じさせる誤差の項をe,原因となる潜在変数によって説明されない,結果となる潜在変数の分散を生じさせる誤差の項をζで表した.
t 検定により,すべてのパス係数について仮説「母パス係数は0である」が有意水準1%で棄却された.潜在変数から観測変数へのパス係数はいずれも正の値を示していることから,潜在変数と観測変数とは正の関係にある.技術資格の取得による職場での信頼が上司へ意見の言いやすさとして現れるなど,潜在変数と観測変数との関係についてモデルにおいて想定したとおりの結果が得られた.
潜在変数間のパス係数も正の値を示し,かつ有意である.このことから自己の能力の向上を期待している回答者は,職場でより信頼されると期待するという正の相関があることが確認される.職場で信頼獲得を期待する者は職場での自己の地位向上を期待し,職場での自己の地位向上を期待する者はセミナー等への参加意欲をより強く持つという正の相関がある.またパス係数が大きいことから,技術資格の必要性に関する認識は,自己の能力の向上への期待感や技術資格の取得による職場での信頼に強い影響を与えている.
潜在変数「技術資格の取得による職場での信頼」が潜在変数「技術資格の必要性に関する認識」から受ける影響(0.588)は,潜在変数「自己の能力の向上」から受ける影響(0.297)よりも大きい.技術資格の取得による職場での信頼には,自己の能力の向上よりも技術資格の必要性に関する認識の方がより強く影響している.主任技術者を任せられると思われることになる技術資格を学会から取得することの方が,自己の能力向上に対する職場の評価よりも,信頼の獲得になると期待されているのであろう.
潜在変数「ポイントとなるセミナー等への参加意欲」が潜在変数「技術資格の必要性に関する認識」から受ける影響(0.499)は,潜在変数「職場での自己の地位」から受ける影響(0.370)よりも大きい.給料や職責よりも,委託業務における主任技術者の育成や業務の監督に関する責任感などの方が,セミナー等への参加意欲により強く影響していると思われる.
4.おわりに
共分散構造分析の結果,自己の能力の向上を期待している回答者は,職場でより信頼されると期待するという正の相関があることが確認された.職場での信頼獲得の期待感と職場での自己の地位向上の期待感,職場での自己の地位向上の期待感とセミナー等への参加意欲にも正の相関があることが確認された.このことから,GISに関する能力が向上することで職場でより信頼され,給料や職責で優遇されることが,日本の職場でも回答者にある程度期待できるほどになっているといえる.
技術資格の取得による職場での信頼には,自己の能力の向上よりも技術資格の必要性に関する認識の方がより強く影響していると考えられた.もし委託業務における技術資格者の必要性が職場で理解されているならば,主任技術者を任せられると思われることになる技術資格を学会から取得することの方が,自己の能力向上に対する職場の評価よりも,信頼の獲得になると期待されているようである.単に技術資格を創設するのみでなく,その存在と必要性が多くの職場で理解されるよう認定主体は努める必要がある.
謝辞
本調査にあたり奈良大学文学部の碓井照子先生,鹿屋体育大学体育学部の山崎利夫先生,国土交通省国土計画局総務課の大和田哲生氏に多大なご協力をいただきました.ここに謹んで深謝申し上げます.
参考文献
碓井照子・松原光也(2003)GIS技術資格と継続教育(CPD)
.「地理情報システム学会講演論文集」,12,481-484.
佐藤英人・河端瑞貴・小口高・岡部篤行(2004)日本語GISテキストの項目調査と英語GISテキストとの比較.「地理情報システム学会講演論文集」,13,215-218.