【論文】

自律的キャリア形成態度と職務探索行動結果に関する因果モデル
Linking job seekers’ protean career attitudes to job search outcomes:
Test of a causal model

竹

内

倫

和

TAKEUCHI Tomokazu
目次
1 ．問題と目的
2 ．概念的枠組み（1）自律的キャリア形成態度と職務探索行動（2）職務探索行動と職務探索結果（3）自律的キャリア形成態度と職務探索行動、職務探索結果
3 ．方法（1）調査方法・対象（2）測定尺度
4 ．結果
5 ．考察
（要旨）
本研究では、わが国の企業において、個人と組織との関係性が変化しつつある中で、近年キャリア研究において高い関心が寄せられている自律的キャリア形成態度概念に焦点を当て、就職
活動中の新規参入者の自律的キャリア形成態度が職務探索行動及び職務探索結果にいかなる影響を及ぼすのかについて検討を行った。具体的には、独自の因果モデルを設定するとともに、新規参入者に対する質問紙調査を実施し、そのデータに対する分析を通して実証的検討を試みた。その結果、以下の諸点を明らかにした。
第 1 に、就職活動中の新規参入者の自律的キャリア形成態度が、職務探索行動及び職務探索結果に対して効果的な影響を及ぼすことを確認した。
第 2 に、自律的キャリア形成態度から職務探索結果へと至る独自の因果モデルを設定し、検討することによって、自律的キャリア形成態度から職務探索結果への影響メカニズムをより詳細に解明することができた。
第 3 に、実務的貢献として、就職活動中の新規参入者の自律的キャリア形成態度が職務探索― 353 ―

『商学集志』第 90 巻第 1 号（’20.7）

自律的キャリア形成態度と職務探索行動結果に関する因果モデル

行動・結果に対して有効性を持つことが確認されたため、自律的キャリア形成態度概念の促進を基軸にしたキャリア教育、キャリアカウンセリングの実践の可能性を示すことができた。

１．問題と目的双方から指摘されてきている中で、それが実際に主観的キャリア成功に対してどのような

近年、わが国企業における日本的雇用慣行

効果を及ぼすのかについても実証的解明がな

が転換しつつある中、そこで働く個人と組織されつつある。例えば、主観的キャリア成（企業）との関係についても徐々に変化して

功とは、個人が自身のキャリアに対して成功きている。具体的には、企業の終身雇用や年していると思うかについての程度を示す概念

功序列制の変容に伴い、それまで長期的かつであるが、その代表的な指標として用いられ安定的だと考えられてきた個人と組織との関るキャリア満足や職務満足などに対して、自係は、短期的かつ非安定的なものへと変わり

律的キャリア形成態度が有意な正の影響を及つつある。そのような中、自己のキャリアにぼすことが先行研究において報告されてい対して、個人が組織にキャリア形成を任せ、る（e.g., Baruch & Quick, 2007; Herrmann,

組織に個人のキャリアを管理してもらう「組Hirschi & Baruch, 2015; Volmer & Spurk,

織主導型キャリア形成意識」から、個人が自2010）。しかしながら、これらの研究は、実己で責任をもってキャリアをセルフマネジメ

際に働いている従業員を対象にしたものが多ントしていくという「自律的キャリア形成意

く、就職活動段階の求職者を対象にした検討

識」の必要性が指摘されている（e.g., 藤本 ,は必要性が指摘されながらも限定的であり

2018; 堀内・岡田 , 2016; 川崎・高橋 , 2015;（e.g., Li, Ngo & Cheung, 2019）、未だ議論の竹内 , 2006）。

余地が残されているといえる。すなわち、自その一方で、キャリア研究において欧米を律的キャリア形成態度を有することは、社会中心にして、プロテアンキャリア（protean

人だけでなく、就職活動段階の大学生や高校

careers）概念に関心が高まりつつある（e.g.,

生にとっても重要であると考えられるが、職Briscoe, Hall & DeMuth, 2006; Hall, Yip

務探索（job search）研究の中で、新規参入& Doiron, 2018; Steiner, Hirschi & Wang,

者 1） の自律的キャリア形成態度が職務探索

2019）。 プ ロ テ ア ン キ ャ リ ア と は、 個 人 の行動及び職務探索結果に対していかなる影響

自律的な職業行動をとおして主観的なキャを及ぼすのかについて、これまでほとんど検リア成功の達成に焦点を当てる概念である

討が行われていないのである。例えば、児美（Briscoe et al., 2006）。すなわち、このプロ川（2013）は、キャリア教育として自己理解

テアンキャリアモデルでは、個人は自己の価や職業理解、キャリアプランの策定などの非値観に基づき、自律的にキャリア自己管理を常に狭い範囲での活動や学習が行われておしていくという自律的キャリア形成への態度

り、今後個人が自己のキャリアを自律的に開を個人が高めることによって、その後の職業発していくという態度の醸成をキャリア教育

生活における主観的なキャリア成功を達成すの中で行うことの重要性を指摘している。こることが可能であることを指摘しているといのことから、学校場面でのキャリア教育におえる。

いて、学生に対して自律的キャリア形成態度

このように個人が自律的キャリア形成態度を高めるような取り組みを行うべきかについを高めることの重要性は実践面及び研究面のて模索が行われている中で、それがどのよう『商学集志』第 90 巻第 1 号（’20.7）― 354 ―

自律的キャリア形成態度と職務探索行動結果に関する因果モデル

な効果を有するのかを検証することは実践面

ルフマネジメントしていくという、キャリアにおいても意義があると考えられる。

上の自己責任、自己管理に着目するものであ

そこで、本研究では就職活動段階の新規参る。そのため、プロテアンキャリア態度の中入者の自律的キャリア形成態度に焦点を当でも「自律性」次元が概念的により適合するて、その自律的キャリア形成態度が就職活動といえる。また、Briscoe, Henagan, Burton

中の職務探索行動及び職務探索結果に対して& Murphy（2012） や Verbruggen & Sels

いかなる影響を及ぼすのかについて、独自の（2008）は、プロテアンキャリア態度の中で、因果モデルを設定し、実証的に検討すること

自律性次元のみを用いた検討をしており、こを目的とする。

のことは研究文脈に合致した概念操作化を行うことの重要性を意味するものといえる。し２．概念的枠組み

たがって、本研究における自律的キャリア形
成態度概念は、プロテアンキャリア態度の自⑴

自律的キャリア形成態度と職務探索行

律性次元に限定して把握し、それと同義とし

動て検討していくこととする。

プロテアンキャリア態度とは、個人が自身

職務探索研究では、新規参入者が就職活動のキャリアについて、自己の価値観に基づき、時に行う職務探索行動を把握するにあたっ

予期的かつ自律的に管理する意識の程度と定て、様々な概念が開発され、検討されてき義づけられる概念である（Waters, Briscoe,

た。その中でも、伝統的に検討されてきたHall & Wang, 2014）。先述のとおり、個人と職 務 探 索 行 動 概 念 と し て「 職 務 探 索 努 力

組織の関係がより短期的かつ非安定的になり（job search efforts）」（Blau, 1993; Hom &つつある中、不確実性の高まりや転職、組織

Griffeth, 1991; Hom, Griffeth & Sellaro, 1984;の境界を越えたキャリア形成に対処するた

Saks & Ashforth, 2002; Sun, Song & Lim,

めに、プロテアンキャリア態度の重要性が2013）がある。職務探索努力とは、職務探索

キャリア研究において指摘されてきている。

行動全般に対して、新規参入者がどの程度そ

このプロテアンキャリア態度には、大きく 2

れら活動を積極的に行なったかという努力につの下位次元がある。1 つは、「自律性（self-

焦点を当てるものである。

directed）」次元であり、もう 1 つは「価値観自律的キャリア形成態度と職務探索努力と（value-driven）」次元である。前者の自律性の関係は、自己制御プロセス（self-regulatory

次元とは、組織ではなく、個人が自身のキャ

process）の視点から検討することができる。

リアに対して責任を持ち、自己管理の中で職務探索努力を含む職務探索行動は、自己キャリア形成を図っていくことを意味するものキャリア目標の達成に向けて目的かつ意のである。後者の価値観次元とは、自己の主思に基づく個人行動であると捉えることが観的価値観を重視してキャリア上の決定をしできる。すなわち、職務探索行動は個人にていくことを意味し、他人や客観的な金銭報よる自己制御過程と考えることができ（e.g.,

酬等に基づいてキャリア上の意思決定を行う

Kanfer, Wanberg & Kantrowitz, 2001）、キャのとは異なるものである。

リア形成に対して、自身で責任を持ってマネ

プロテアンキャリア態度は上記のとおり、ジメントしていくことの重要性を認識してい2 つの下位次元を有するものである。そのよる新規参入者の方が、そうでない新規参入者

うな中、本研究で検討する自律的キャリア形に比べて、キャリア目標の達成に向けた自己成態度は、自己で責任をもってキャリアをセ制御が適切になされ、より職務探索行動を積― 355 ―

『商学集志』第 90 巻第 1 号（’20.7）

自律的キャリア形成態度と職務探索行動結果に関する因果モデル

極的に行っていくと考えられる。
したがって、人の有する職業的な知識・スキル度合いと職自律的キャリア形成態度と職務探索努力との業が要求する知識・スキル度合いとの主観的関係について、以下の仮説が設定された。

一致度を意味するものである。
職務探索努力と主観的な職務探索結果指標

仮説 1：新規参入者の自律的キャリア形成との関係について、職務探索努力によって個

態度は、職務探索努力に対して有人－組織適合及び個人－職業適合の双方が高

意な正の影響を与えるだろう。

められると考えられる。個人－組織適合は、個人の価値観と組織の価値観との間の主観的⑵

職務探索行動と職務探索結果

一致度合いを意味するものであるため、それ既存研究では、職務探索行動の結果指標とを高めるためには、新規参入者は自己分析等

して数多くの概念が検討されてきた。その中を通して自分自身が大事にしている考え方やで、職務探索結果には、主観的な結果指標と価値観を把握する必要がある。さらに、企業

客観的な結果指標があるため、双方を設定し研究などを通じて会社の社風や価値観も理解て包括的に結果指標への影響を検討することすることが新規参入者には求められ、その企の重要性が指摘されている（e.g., Saks, 2006;

業から内定を獲得した場合に、個人－組織適

竹内・竹内 , 2010）。

合が高まるといえる。自己分析や企業研究な

そこで、本研究では職務探索行動研究にどには多くの時間や労力を必要とするため、おいて客観的指標としてよく用いられる

就職活動に積極的に取り組んだ新規参入者で「内定企業数（number of job offers）」（e.g.,あるほど、そうでない新規参入者よりも結果

Brown, Cober, Kane, Levy & Shalhoop, 2006;

として個人－組織適合が高まると考えらえ

Cote, Saks & Zikic 2006; Saks, 2006; Saks &る。同様に、個人－職業適合を高めるために

Ashforth, 2000）を指標の 1 つとして用いる。

も自己の強みや弱み、能力要件などの棚卸（自主観的指標は、職務探索研究で古くから重要己分析）とインターンシップなどを通じた職性が指摘されてきた個人－環境適合（person-

業や職種の適切な把握が必要であり、職務探

environment fit）概念に着目し、個人一人ひ

索努力の程度がそれらに大きく影響してくる

とりによる主観的な個人と労働環境との適合と考えられる。

度合いを設定する。具体的には、個人－環境

職務探索努力と客観的な職務探索結果指標

適合概念の下位次元である「個人－組織適合である内定企業数との関係では、就職活動を（person-organization fit）
」 と「 個 人 － 職 業

積極的に行っている新規参入者ほど、先に述

適合（person-vocation fit）
」を用いることとべたように自己分析や企業研究、業界研究なする。この個人－組織適合と個人－職業適合どが適切にできているため、そうでない新規は、入社後の最初のキャリア発達課題である

参入者に比べて内定を獲得する可能性が高ま

組織社会化（organizational socialization）にると考えられる。また実質的に、就職活動を対しても有効であることが既存研究で明らか積極的に行っている新規参入者ほど企業エンになっており（e.g., Saks & Ashforth, 2002;

トリー数も多いことが考えられ、結果的に内竹内 , 2009; 竹内 , 2012）、入社後のキャリア

定企業数の多さに繋がる可能性がある。

発達をも予測する職務探索結果指標として有以上の議論を踏まえ、新規参入者の職務探効であると考えられる。前者の個人－組織適

索努力と職務探索結果に関する仮説が、以下合は、個人の価値観と組織の価値観との主観のとおり設定された。

的な一致度合いを示す概念であり、後者は個『商学集志』第 90 巻第 1 号（’20.7）― 356 ―

自律的キャリア形成態度と職務探索行動結果に関する因果モデル

仮説 2：新規参入者の職務探索努力は、職

なわち、3 概念間の関係性の中で、自律的キャ

務探索結果である個人－組織適合

リア形成態度から職務探索結果への直接的な（2a）、個人－職業適合（2b）、内パスを仮定するかどうかの違いになる。
一般従業員を対象とするものであり、新規定企業数（2c）に対して有意な正参入者を対象とするものではないが、先行研の影響を与えるだろう。

究において自律的キャリア形成態度は主観⑶

自律的キャリア形成態度と職務探索行

的キャリア成功に有意な正の影響を及ぼす動、職務探索結果

ことが明らかになっている（e.g., Baruch &上記の自律的キャリア形成態度と職務探索

Quick, 2007; Herrmann et al., 2015; Volmer

努力との関係性の議論から、自律的キャリア& Spurk, 2010）。また、本研究の職務探索結形成態度が職務探索努力に対して有意な正の果指標の 1 つとして設定した個人－組織適合影響を及ぼす可能性が示された。また、職務に近い概念である情動的組織コミットメント

探索努力と職務探索結果（個人－組織適合、に対して、自律的キャリア形成態度が有意な

個人－職業適合、内定企業数）との関係につ正の影響を与えることが既存研究で確認されいての議論から、新規参入者の職務探索努力ている（Çakmak-Otluoğlu, 2012）。これらのが職務探索結果を高めるという仮説が導出さ

既存研究結果を踏まえると、新規参入者を対れた。この仮説 1 と仮説 2 の内容を統合する象とする本研究においても自律的キャリア形と、「自律的キャリア形成態度→職務探索努

成態度が主観的な職務探索結果指標（個人－力→職務探索結果（個人－組織適合、個人－

組織適合、個人－職業適合）に対して直接的

職業適合、内定企業数）」という影響プロセな影響を及ぼす可能性を考えることができスを考えることができる。すなわち、職務探る。

索努力が自律的キャリア形成態度と職務探索

さらに、Waters et al.（2014）では、再就結果との関係を媒介する（mediate）という職の求職者を対象とする研究から、自律的

3 概念間の関係性についての仮説である。

キャリア形成態度が客観的な職務探索結果指媒介関係を検討するときに重要なのは、完標である就職先を確保したかどうかの指標で全媒介（full mediation）の仮説を設定するか、ある「雇用状態（employment level）」に対部分媒介（partial mediation）と仮説化する

して有意な正の影響を及ぼしていることを明かである。完全媒介は、自律的キャリア形成

らかにしている。Waters et al.（2014）と本態度と職務探索努力、職務探索結果の 3 概念

研究では、調査対象及び職務探索結果指標が間の関係性において、自律的キャリア形成態

異なるものの、本研究で設定した客観的な職度から職務探索結果への直接的影響が有意で

務探索結果指標である内定企業数に対してもなく、全て媒介変数（職務探索努力）
を介して、自律的キャリア形成態度が直接的に有意な影

自律的キャリア形成態度が職務探索結果に影響を及ぼすことが考えられる。

響を与えるというモデルである。
その一方で、

従って、自律的キャリア形成態度と職務探部分媒介は、自律的キャリア形成態度と職務

索努力、職務探索結果の 3 概念間の関係性に

探索努力、職務探索結果の 3 概念間の関係性

おいて、自律的キャリア形成態度から職務探において、自律的キャリア形成態度から職務索結果への直接的影響があることを仮定し、探索結果への直接的影響が有意な状態で、媒以下の仮説を設定した。

介変数（職務探索努力）を介しても職務探索結果に影響を与えるというモデルである。す― 357 ―

『商学集志』第 90 巻第 1 号（’20.7）

自律的キャリア形成態度と職務探索行動結果に関する因果モデル

仮説 3：新規参入者の職務探索努力は、自おりである。平均年齢は、20.1 歳（標準偏差律的キャリア形成態度と職務探索＝ 2.28）で、男女比は、男性が 63.1%（111 人）、

行動結果である個人－組織適合

女性が 36.9%（65 人）であった。学歴構成（3a）、個人－職業適合（3b）、内では、高校卒が 90 人（51.1％）と最も多く、定企業数（3c）との関係を部分媒

次いで大学卒 63 人（35.8％）、専門学校卒 15

介しているだろう。

人（8.5％）、大学院修了 6 人（3.4％）、短期
大学卒 2 人（1.1％）の順であった。被験者

上記の概念的枠組みの議論内容を踏まえ、の所属する会社の業種は、製造業が 140 人

本研究の分析モデルを設定すると、図 1 のと（81.4%）、サービス業が 19 人（11.0%）、建設・おりである。

不動産業 6 人（3.5%）の順になっており、製造業で働くサンプルが比較的多いという特徴

３．方法⑴

を持っている。
⑵

調査方法・対象

測定尺度

調査は 4 月初旬から上旬にかけて企業の新本研究では、尺度の妥当性を担保するため

入社員研修において実施された。
調査対象は、に、既存研究において高い信頼性や妥当性が4 月入社の新規学卒者である。調査方法は新報告されている尺度を用いた。

入社員研修を実施している複数の企業からの自律的キャリア形成態度

自律的キャリア

協力を得て、各調査対象者へ質問紙の配布、形成態度は、Briscoe et al.（2006）によって回答を依頼した（集合一括調査）。
結果として、開発されたプロテアンキャリア尺度の中から合計 192 部の回答を得ることができた。しか

自律性次元に関する尺度をもとにした 6 項目

し、上記の中に、欠損値の多い被験者ならびを用いた（項目例：「私自身のキャリア上のに中途採用者が含まれていたため、それらサ成功や失敗は、自己の責任によるものだと思

ンプルを除いた 176 部を本研究の最終的な分う」、「最終的に、自分のキャリアを前進させ析対象とした。

るかどうかは自分次第である」。被験者に対対象者のサンプル特性の詳細は、表 1 のと『商学集志』第 90 巻第 1 号（’20.7）

して、就職活動時の状況を想起した上で、上― 358 ―

自律的キャリア形成態度と職務探索行動結果に関する因果モデル

記測定尺度を回答するように求めた。回答尺る事柄と会社が重視している事柄とがとても度は、「そう思わない＝ 1」
から「そう思う＝ 5」

よく似ている」）。個人－職業適合は、Cable

までの 5 件法を用いた。これら 6 項目の信頼& DeRue（2002）を参考に、「職務」を「職業」

性係数αは .75 であり、尺度の内的一貫性がなどへの修正を行った 5 項目を用いた（項目

明らかになった。

例：「就いた職業から得られるものは、自分
職 務 探 索 努 力 は、Blau

が職業に期待していたものとぴったり一致す（1993）による 4 項目を用いて測定した（項る」、「就いた職業を遂行する上で必要な能力

目例：「就職活動に多くの時間を使った」、「就と自分の個人的なスキル（技能）とがとても職活動に対して多くの努力をした」）。被験者

よく合っている」）。被験者に対して、現在のに対して、就職活動時の状況を想起した上で、状況における個人－組織適合、個人－職業適上記測定尺度を回答するように求めた。回答

合の度合いを回答するように求めた。双方とは、「そう思わない＝ 1」から「そう思う＝ 5」も、回答尺度は「そう思わない＝ 1」から「そまでの 5 件法を用いた。この尺度の信頼性係

う思う＝ 5」までの 5 段階評定を用いて測定数は、α＝ .88 であった。

した。

職務探索努力本研究では、職務探索結果

個人－組織適合と個人－職業適合の弁別指標として、先行研究（e.g., Saks, 2006）で妥当性を明らかにするために、確認的因子の議論を踏まえ、内定企業数と個人－環境適分析（confirmatory factor analysis）を行っ合概念を設定した。具体的に、内定企業数た。その結果、個人－組織適合と個人－職業

は、就職先企業を含む内定獲得企業の実数を適合の質問項目がそれぞれの構成概念に寄与

被験者に尋ね、その回答結果を用いた。個人

していることを仮定した 2 因子モデルが高い－環境適合は、新規参入者の認知に基づく尺適合度を示していることが明らかになった

度を用い、個人－組織適合（P-O fit）と個人（χ2 ＝ 61.18, p < .001; IFI ＝ .93; TLI ＝ .90;

－職業適合（P-V fit）の二つの下位次元を設

CFI ＝ .93; RMSEA ＝ .11）。また、個人－組

定した。個人－組織適合は、Cable & DeRue

織適合と個人－職業適合が弁別されない 1 因（2002）による 3 項目を用いた（項目例：「私子モデルに対する確認的因子分析の結果、適の個人的な価値観は、会社の価値観や文化と合度指標が必ずしも高くないことが示された

一致している」、「私が人生の中で重視してい（χ2 ＝ 192.36, p < .001; IFI ＝ .72; TLI ＝ .60;

職務探索結果― 359 ―

『商学集志』第 90 巻第 1 号（’20.7）

自律的キャリア形成態度と職務探索行動結果に関する因果モデル

CFI ＝ .72; RMSEA ＝ .22）
。さらに 2 因子モと考えられる。また、相関分析結果を見ると、

デルと１因子モデルの比較を行ったところ、一番高い値で個人－組織適合と個人－職業適両概念の弁別性を仮定した 2 因子モデルの方合との相関係数 r ＝ .47 であり、特段高い概が、データとの当てはまりが有意に高いことが示された（Δ χ2 ＝ 131.18, Δdf ＝ 1, p <念間の相関係数は確認されなかった。

.001）。最後に、個人－組織適合と個人－職共分散構造分析による検討を行った。なお、

業適合の信頼性係数を算出したところ、それ共分散構造分析を行うにあたり、構成概念でぞれα係数が .84、.82 であり、高い内的一貫ある自律的キャリア形成態度及び職務探索努

性も確認された。

力、個人－組織適合、個人－職業適合は潜在

そこで、先に設定した分析枠組みに基づき、したがって、以下の分析では、内定企業数、変数を用い、内定企業数とコントロール変数

個人－組織適合、個人－職業適合を職務探索の性別と学歴については、観測変数をそのま結果指標として用いることとする。

ま用いた。

わが国において、性別その結果（表 3）、本研究で設定した仮説

あるいは学歴によって就職活動方法が異なるモデル（部分媒介モデル：モデル 1）が、デー

可能性があるため、性別（ダミー変数：「0

タとの高い適合性を示していることが明らか＝女性」「1 ＝男性」、）と学歴（「1 ＝高校卒」、になった（χ2 ＝ 263.93, p < .001; IFI ＝ .94;

「2 ＝専門学校卒」、「3 ＝短期大学卒」、「4 ＝

TLI ＝ .92; CFI ＝ .93; RMSEA ＝ .056）。 し大学卒」、「5 ＝大学院修了」）の 2 変数を統かしながら、上記の仮説モデルの妥当性を明制変数として設定した。

らかにするために、自律的キャリア形成態度

コントロール変数

から各職務探索結果変数（個人－組織適合、
４．結果

個人－職業適合、内定企業数）への直接的なパスを除外した完全媒介モデルを代替モデル

本研究で用いた全変数の記述統計と信頼性として比較することにした。その結果（表 3）、係数、相関分析結果は、表 2 のとおりであ

モデル 1 の適合度ほど高くはないが、このモる。記述統計の結果から、回答尺度として 5

デル 2（代替モデル：完全媒介モデル）もデー

件法を用いている各構成概念（自律的キャリ

タとある一定の高い適合性を有しているこア形成態度、職務探索努力、個人－組織適合、とが明らかになった（χ2 ＝ 280.07, p < .001;

個人－職業適合）の平均値は、3.11 から 3.65

IFI ＝ .93; TLI ＝ .91; CFI ＝ .92; RMSEAの間であり、極端な天井効果や床効果はない＝ .059）。そこで、両モデルの比較分析を行っ『商学集志』第 90 巻第 1 号（’20.7）― 360 ―

自律的キャリア形成態度と職務探索行動結果に関する因果モデル

た結果、本研究の仮説モデルであるモデル 1

就職活動に対して積極的に取り組んだ新規参の方が代替モデルであるモデル 2 よりも有意

入者は、職務探索結果である組織及び職業とにデータとの当てはまりが良いことが確認された（Δ χ2 ＝ 16.14, Δdf ＝ 3, p < .001）。

の適合感が高まり、内定企業数も多くなるこ

以上の結果より、本研究で仮説化した部分（「新規参入者の職務探索努力は、職務探索行

媒介モデルがデータと高い適合度を持ってい動結果である個人－組織適合（3a）、個人－

ることが示され、採択された。以下、仮説を職業適合（3b）、内定企業数（3c）に対して検証するために、具体的に各パスの結果（図有意な正の影響を与えるだろう」）は支持さ2）を見ていくこととする。

れたといえる。

とを示すものと言える。したがって、仮説 2

第 1 に、新規参入者の自律的キャリア形成

第 3 に、仮説 3（「新規参入者の職務探索

態度と職務探索努力との関係において、自律

努力は、自律的キャリア形成態度と職務探索的キャリア形成態度が職務探索努力に対し行動結果である個人－組織適合（3a）、個人て、有意な正の影響を与えていることが確認－職業適合（3b）、内定企業数（3c）との関された（β＝ .31, p < .01）
。つまり、自律的係を部分媒介しているだろう」）の検証にあにキャリアを形成していこうとする意識の高たり、大きく 2 つのことを確認する必要性がい新規参入者ほど、職務探索に積極的に努力ある。まず、第 1 段階として職務探索努力のしていることを示唆するものである。この結「部分」媒介を検証する必要があるため、自果は、仮説 1（
「新規参入者の自律的キャリ

律的キャリア形成態度から職務探索結果であア形成態度は、職務探索努力に対して有意なる個人－組織適合と個人－職業適合、内定企

正の影響を与えるだろう。
」）の内容に符合す

業数の 3 変数に対して有意な直接的影響を及るものであり、仮説 1 は支持された。

ぼしていることの確認である。ついで、第 2第 2 に、職務探索結果として設定した各変段階として職務探索努力の部分「媒介」を検数に対する職務探索努力の影響に関して、個証する必要があるため、第 1 段階において有人－組織適合、個人－職業適合、内定企業数

意な直接的な影響関係が確認された概念間のの全ての職務探索結果に対して職務探索努力

関係において、職務探索努力が有意な間接効が有意な正の影響を及ぼしていることが明ら果（indirect effect）を有しているかどうかかになった（それぞれ、β＝ .19, p < .05; βについて確認する必要がある。

＝ .23, p < .01; β＝ .19, p < .05）
。この結果は、― 361 ―

上記の手順に従い、第 1 段階の検証結果（図『商学集志』第 90 巻第 1 号（’20.7）

自律的キャリア形成態度と職務探索行動結果に関する因果モデル.942）を見ると、自律的キャリア形成態度が個形成態度―個人－職業適合」関係において、

人－組織適合と個人－職業適合に対して有意

職務探索努力が有意な間接効果を有しているな正の影響を及ぼしていることが明らかにことが明らかになった（それぞれ、M ＝ .051,

なった（それぞれ、β＝ .31, p < .01; β＝ .34,

BCLL ＝ .010, BCUL ＝ .117; M ＝ .058, BCLL

p < .01）。しかしながら、内定企業数に対す＝ .009, BCUL ＝ .123）。

る自律的キャリア形成態度の有意な影響力は以上の一連の結果より、自律的キャリア形

確認することができなかった（β＝ -.07, p >成態度と職務探索努力、職務探索結果の 3 概.05）。ついで、第 2 段階として、有意な直接念間の関係を考えた時に、「自律的キャリア

的影響が確認された「自律的キャリア形成態

形成態度―個人－組織適合」関係及び「自律度―個人－組織適合」関係及び「自律的キャ

的キャリア形成態度―個人－職業適合」関係

リア形成態度―個人－職業適合」関係においにおいて、職務探索努力が部分媒介しているて、職務探索努力が有意な間接効果を有してことが示された。また、表 4 の「自律的キャ

いるかを確認するために、ブートストラッ

リア形成態度―内定企業数」関係におけるプ

法（number of bootstrap resamples ＝

職務探索努力の間接効果の検定結果を見る

5000）を用いた間接効果の検定を行った。そと、こちらも職務探索努力が有意な間接効果の結果（表 4）、
「自律的キャリア形成態度―を持っていることが確認された（M ＝ .040,

個人－組織適合」関係及び「自律的キャリア

BCLL ＝ .004, BCUL ＝ .091）。しかしながら、『商学集志』第 90 巻第 1 号（’20.7）― 362 ―

自律的キャリア形成態度と職務探索行動結果に関する因果モデル

上述のとおり共分散構造分析の結果（図 2）、

探索結果に対して効果的な影響を及ぼすこと

自律的キャリア形成態度から内定企業数へのを確認した点である。具体的には、自律的直接的なパスは非有意であるため、「自律的キャリア形成態度が、職務探索努力に対してキャリア形成態度―内定企業数」関係におい有意な正の影響を与えるとともに、職務探索て、職務探索努力が完全媒介していることが結果として設定した個人－組織適合及び個人

明らかになった。

－職業適合に対しても直接的に有意な正の影仮説 3 は、自律的キャリア形成態度と職務響を及ぼすことが明らかになった。既存研

探索努力、職務探索結果の 3 概念間の関係に究において、自律的キャリア形成態度（プおける部分媒介を仮定したものであるため、ロテアンキャリア態度）と主観的キャリア

仮説 3a と 3b は支持されたが、仮説 3c は支

成功感などの結果変数との関係性が検討さ持されなかった。

れ、その有効性に関する経験的事実の蓄積がなされていることは既に述べた通りである

５．考察（e.g., Baruch & Quick, 2007; Herrmann etal., 2015; Volmer & Spurk, 2010）。しかしな本研究では、わが国の企業において、個人

がら、それらの研究の多くは、実際に働いてと組織との関係性が変化しつつある中で、近いる一般従業員を対象とするものであり、就年キャリア研究において注目を集める概念で職活動中の新規参入者の自律的キャリア形成

ある自律的キャリア形成態度に焦点を当て、態度が職務探索行動及び職務探索結果にいか

就職活動中の新規参入者の自律的キャリア形なる影響を及ぼすのかについては、必要性が成態度が職務探索行動及び職務探索結果にい指摘されながらも十分な議論がなされていなかなる影響を及ぼすのかについて、独自の因かった（Li et al., 2019）。そのような中、本果モデルを設定するとともに、新規参入者に研究において就職活動中の新規参入者の自律

対する定量調査データの分析を通して検討を的キャリア形成態度が、職務探索行動に対す試みた。その結果、特筆すべきこととして、る積極性をより高め、さらに入社時点での組

以下の諸点を指摘することができる。

織との適合感及び職業との適合感も高めるこ

第 1 に、就職活動中の新規参入者の自律的とを明らかにした点は、既存研究に対して新キャリア形成態度が、職務探索行動及び職務

たな発見事実を提供するものである。その意― 363 ―

『商学集志』第 90 巻第 1 号（’20.7）

自律的キャリア形成態度と職務探索行動結果に関する因果モデル

味において本研究結果は、重要な研究上の意えられる。実際に働いている従業員ばかりで義を持つものといえる。

なく、新規参入者を対象とする本研究におい第 2 に、自律的キャリア形成態度から職務ても、自律的キャリア形成態度が個人の「主探索結果へと至る独自の因果モデルを設定

観的」キャリア成功を重視し、その達成に寄し、検討することによって、自律的キャリア

与するという、自律的キャリア形成態度概念

形成態度から職務探索結果への影響メカニズの基底的な考え方が実証されたという意味に

ムを解明することができた点である。具体的

おいて、本研究結果は既存研究に対して一定には、新規参入者の自律的キャリア形成態度の意義ある知見を提供するものといえる。

が直接的に職務探索結果に影響を及ぼすだけ

第 3 に、本研究結果は理論的貢献ばかりででなく、職務探索努力を介して自律的キャリなく、実務的貢献も有するものである。具体ア形成態度が職務探索結果（個人－組織適合、

的には、就職活動中の新規参入者の自律的

個人－職業適合、内定企業数）に間接的に影キャリア形成態度が職務探索行動・結果に対響を及ぼすという、より詳細な影響プロセス

して有効性を持つものであることが確認されが明示化された。とりわけ、自律的キャリアたため、自律的キャリア形成態度概念の促進

形成態度と職務探索努力、職務探索結果の 3を基軸にしたキャリア教育、キャリアカウン

概念間の関係において、職務探索結果指標のセリングの実践の可能性を指摘することがで中で主観的指標である個人－組織適合と個人きる。キャリア教育において、自己分析や企－職業適合に対しては、職務探索努力が「部

業研究、業界研究のやり方などの具体的な職分媒介」をしている一方で、他方職務探索結

務探索行動の指導なども重要であるが、一方

果指標の中の客観的指標である内定企業数にでキャリア形成の主体は誰なのか、自身の対しては、自律的キャリア形成態度が直接的

キャリア形成に対して誰が責任を持つべきなに影響を及ぼしていないが、職務探索努力をのか、という基本的なキャリア形成に対する

介して内定企業数を自律的キャリア形成態度

個人態度を育成することが肝要であると考えが高めるという「完全媒介」であるという違られる。すなわち、自律的キャリア形成態度

いを明らかにした点は、興味深いものである。

を高めることによって、新規参入者は就職活

本来、自律的キャリア形成態度（プロテア

動段階に直面した際に、就職活動に向けた行

ンキャリア態度）概念は、主に働く個人の主動が自発的、内発的に行われていく可能性を観的キャリア成功を重要視し、その達成に向指摘することができる。また、個人一人ひとけて提唱された概念である（e.g., Briscoe et

りの自律的キャリア形成態度の度合いも測る

al., 2006）。そのことを踏まえて、上記の職務ことができるため、教育効果の測定も可能で探索結果指標によって部分媒介と完全媒介ある。これまで、キャリア教育として自己理の違いがあったという結果を解釈すると、主解や職業理解、キャリアプランの策定などの観的な職務探索結果指標である個人－組織適非常に狭い範囲での活動や学習が行われてお合、個人－職業適合に対しては、自律的キャ

り、今後個人が自己のキャリアを自律的に開リア形成態度が職務探索努力を介して間接的発していくという態度の醸成をキャリア教育に影響を及ぼすことに加えて、直接的にも影の中で行うことの模索が行われている中（児響を及ぼす。その一方で、客観的結果指標で

美川 , 2013）、キャリア教育及びキャリアカ

ある内定企業数に対しては、新規参入者の自ウンセリング場面において、個人の自律的律的キャリア形成態度は職務探索努力を媒介

キャリア形成態度の促進に向けて取り組んでして間接的にしか影響を及ぼさなかったと考いくことの実践的重要性を本研究結果から指『商学集志』第 90 巻第 1 号（’20.7）― 364 ―

自律的キャリア形成態度と職務探索行動結果に関する因果モデル

る縦断的調査（longitudinal survey）に基づ摘することができるといえる。
最後に、本研究はいくつかの研究上の限界

く検討の必要性が指摘されている。ついで、を有している。以下、本研究の課題を述べ、本研究では調査サンプルが企業に入社した新

本稿の終わりにしたい。

規参入者を対象にしており、入社していない

第 1 に、本研究では、就職活動中の新規参（内定を獲得できていない）サンプルは除外

入者における自律的キャリア形成態度の有効されてしまっている。職務探索結果指標に客性を明らかにすることができたが、それがど観的指標ばかりでなく、主観的指標を用いるのような要因によって高められるのかにつとなると、必然的に内定を獲得しているサン

いては検討することができていない。つまプルのみに限定されてしまい、本研究では結り、自律的キャリア形成態度の規定要因を明果指標に客観的指標と主観的指標の双方かららかにすることの重要性を指摘することがで検討することを重視し、企業に入社した新規

きる。Rodrigues, Butler & Guest（2019）で参入者を対象にした。しかしながら、調査サ

は、個人が自分自身の価値や能力、有能さにンプルとして限界があることは否定すること対して抱く基本的評価を意味する中核的自ができない。最後に、本研究において主観的己評価（core-self evaluation）が社会的資本

結果指標として設定した個人－環境適合（個（social capital）と雇用可能性知覚（perceived

人－組織適合と個人－職業適合）が、入社直

employability）を介して自律的キャリア形

後の新規参入者を対象としているため、職務成態度を高めることを明らかにしている。し

経験を経た上での評価ではないことである。

かしながら、自律的キャリア形成態度の規定

既存研究において、新規参入者の入社前の個要因の検討は、結果変数との関連を検討す

人－環境適合を測定し、それが入社後の組織る研究ほど行われてはおらず（Rodrigues et

適応に効果的な影響を及ぼすことが明らか

al., 2019）、今後どのような要因が自律的キャになっている（Cable & Judge, 1996; Saks &リア形成態度を高めたり、低めたりするのか

Ashforth, 2002）。それゆえ、新規参入者のについての解明がより重要性を持つものとい

職務探索結果指標として、実際の職務経験前える。

における個人－環境適合を設定し、検討する

第 2 に、調査研究方法論上の問題点であことは一定の意義があると考えられる。しかる。まず、本研究では、新規参入者に対すし、職務経験後の個人－環境適合に対して就る横断的調査（cross sectional survey）によ

職活動時の自律的キャリア形成態度がいかな

る検討結果である。横断的調査データによる影響を及ぼすのかを検討することも今後のる因果関係の検討では、共通方法バイアス

重要な研究課題である。したがって、今後新（common method bias）が影響する問題点が

規参入者に対して、就職活動段階から複数回指摘されている（e.g., Podsakoff, Podsakoff,の時系列的な大規模縦断的調査を実施し、内MacKenzie & Lee, 2003; Siemsen, Roth &定獲得サンプルと内定非獲得サンプルを混在

Oliveira, 2010）。それに対処するためには、化させたうえで、本研究結果が再現できるの同一の被験者に対して複数回の調査を実施すかについて検証することが必要である。

（注）という用語を新卒採用者に限定して捉え、

1 ）新規参入者は、新卒採用者と中途採用者を用いる。

含む概念であるが、本研究では新規参入者― 365 ―

『商学集志』第 90 巻第 1 号（’20.7）

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