Japanese Journal of Applied Psychology
2023, Vol. 48, No. 3, 168-178

資 料

学生用イラショナルキャリアビリーフ尺度作成の試み 1）
森本康太郎＊Development of Irrational Career Beliefs Inventory for University Students
Kotaro MORIMOTO＊

This study was aimed at developing the Irrational Career Beliefs Inventory for university students.
The participants who included 579 fourth grade university students who had experienced employment
seeking activities completed the questionnaire. The following four factors emerged from factor analysis:
unrealistic optimism, lack of confidence and self-underestimation, social evaluation prejudice, and persistence of ideal employment. Also, the inventory was shown to have reliability through internal consistency and confirmatory factor analysis, and validation through correlation with irrational beliefs, job
search stress, and career decision-making self-efficacy as external criteria. These findings suggest thatthe inventory appears to have adequate psychometric reliability and validity. For further consideration,balance of participants, socio-economic factor of employment, test-retest reliability and predictive validity need to be examined.
key words: university students, career support, seeking employment activities, irrational career beliefs

問題と目的が停滞する事態に陥る（小杉，2005；浦上，1994）。
これを踏まえると，就職活動を行う学生が円滑に就

青年期において就職は，心理的・経済的自立に向職活動を進めていけるよう，有効な支援を行うことけた重要な発達課題の一つであり，最大のライフイが必要であるといえる。効果的な支援を具体化する

ベントとも呼べるものである。大多数の大学生に上では，個人の就職活動の進行を妨げる要因や，そのとって，学生から職業人への移行を達成し，大学卒業

要因が就職活動に対して及ぼす影響について，具体後のキャリアを形成していくためには，就職活動は的な方法論をもって検討することが重要だと考えら避けて通れないものである。大学生は就職活動を通れる。それでは，どのような概念に着目すればよいのじて様々な経験をするが，その中で，精神的な過酷さであろうか。これまでの進路選択研究では，個人の認（輕部・佐藤・杉江，2015）や，心身共に大きな負担

知 的 要 因 が 重 要 視 さ れ て き た（安 達，2001；

を強いられる（藤里・小玉，2011）。そのため，多く

Mitchell，Jones，＆ Krumboltz，1979；Hackett ＆の大学生は，就職活動の進行に困難を覚えたり，活動

Betz，1981；佐藤，2014）。その理由は，認知的要因

1）

調査の実施にあたり各大学の先生方，学生の皆様にご協力を頂戴しました。また，本論文の執筆に際し，関西大学社会学部の脇田貴文教授にご助言をいただきました。ここに記して厚く御礼申し上げます。

＊

大阪国際大学基幹教育機構（現所属：福井県立大学）
Institute of Liberal Arts and Proactive Learning, Osaka International University, 6-21-57 Toda-cho, Moriguchi-shi,
Osaka 570-8555, Japan.

森本：学生用イラショナルキャリアビリーフ尺度作成の試み（ 169 ）

が操作可能な変数であり，進路選択行動の変容を実1994）。ゆえに，不適切なキャリア行動はイラショナ

現する上で大きな役割を持つことが示されているか

ルビリーフによって引き起こされ，キャリアに関すらであろう。一方で，実際の支援においては，修正可

る非機能的認知（Beck，1976），認知の歪みや自己破能な認知的要因に対してアプローチする具体的な方

滅的な思考パターン（Burns，1989）も同様に位置づ

法論を参照する必要がある。これらを踏まえ，本研究けられる。Krumboltz によるキャリアビリーフの定ではキャリア発達やキャリア上の目標達成に関する義はその構成概念の示す範囲がかなり広い支援を検討する上で，キャリアについてのビリーフ（Turner ＆ Conkel Ziebell，2011）という指摘も踏まという概念を取り上げることとする。

えれば，問題を引き起こす原因となるビリーフや非Krumboltz（1991；1994）は，キャリアビリーフを機能的認知を特定し介入を行う上では，ビリーフが「経験に基づいて形成された，自身や職業世界に対す

どのように良い・悪い，正確・不正確，合理・不合る信念，思考，一般化」として概念化し，Career Be-

理，機能的・非機能的であるかを明確にする必要が

liefs Inventory（以下，CBI とする）を開発している。

あるといえる。加えて，CBI の内的整合性，弁別的妥

キャリアビリーフの構成概念は，Ellis（1994）の Ra-

当性，因子的妥当性の課題もあげられる（Fuqua ＆tional Emotive Behavior Therapy（以下，REBT とす

Newman，1994；Walsh，Thompson，＆ Kapes，る）に代表される認知的アプローチから理論的影響1997）。CBI 日本語版作成の試み（森本，2020b）にを受けており，当人にはそれだと気づかないほど深おいても，信頼性，妥当性，因子構造の安定性が不十く浸透して，何の疑問を持たない自明の理のような分であることが課題として確認されている。

ものを含む（Krumboltz，1994）。

CBI は，キャリア上の目標達成の妨げとなるもの，

先行研究によって，キャリアビリーフがキャリア

すなわちキャリアビリーフを直接捉えようとする点

発達に影響を及ぼすことが明らかにされてきた。例において優位性がある（Levinson，Ohler，Caswell，＆

えば，キャリアビリーフがキャリアに関するスキル

Kiewra，1998）。つまり，ビリーフへの介入による新の獲得，キャリア目標の設定，意思決定，キャリアのたな思考パターンの提示や，自己分析による新しい

目標達成に与える影響（Krumboltz，1996）や，不合

ビリーフの獲得を通じて，教育指導的なキャリア支理なキャリアビリーフは進路不決断を有意に予測す

援の実践を行うことが可能であるといえる。本研究る（Peng ＆ Herr，2002）ことが示されてきた。このでは，このような利点を生かしつつ，
先行研究で指摘

ように，キャリアビリーフの中でも特に有益でないされてきた尺度の構成概念等の妥当性や信頼性の課

ビリーフが，個人の建設的なキャリア行動を妨げる

題に対応することで，キャリア支援の実践場面で適（Krumboltz ＆ Vosvick，1996）ことを踏まえると，切に扱えるよう，不合理なキャリアビリーフとしてキャリアビリーフへの介入による問題解決が期待での構成概念を整備する意義があると考える。

きるといえよう。しかしながら，キャリアビリーフをまた，不合理なキャリアビリーフの概念を検討す

キャリア支援における重要概念として扱う上では，る際，キャリアを就職活動や就職を移行期の一時的

次のような課題が残されている。

な出来事ととらえるのみならず，就職活動から就職

まず，キャリアビリーフの構成概念に関する点でに至る段階，就職後の段階を含めて中長期の過程をある。Krumboltz（1994）は，キャリアビリーフには有するととらえることが重要であろう。したがって，

良い・悪いというものはなく，カウンセラーはクラ

わが国の大学生の移行期において非常に大きな出来

イエントが間違ったビリーフを持っているというよ事である就職活動や就職に焦点を置きつつ，就職後

うな伝え方を避けるべきだと主張している。しかし，のキャリア形成に関する観点も含めた検討が必要とWalsh（1994）が指摘するように，ここにキャリアビいえる。このような前提に立った上で，本研究では，

リーフの定義の曖昧さがある。すなわち，不適応的な

REBT に基づいたキャリア教育プログラムを介入

感情や行動を引き起こす原因について，その適切性

研 究 と し て 行 っ た Ogbuanya，Eseadi，Orji，Ihe-の判断は行わないという点である。認知的アプロー

buzoaju，Joachim，＆ Otu（2017）のビリーフの定チの枠組みに基づけば，クライエントの目標達成の義も参照し，職業の選択や決定，その後のキャリア形障害となるのがイラショナルビリーフである（Ellis，成の妨げとなるような，自身，就職活動，職業選択，

（ 170 ）応用心理学研究

Table 1Vol. 48, No. 3

調査協力者の内訳
機縁法

方法

調査会社パネル

男性

女性

男性

女性

調査手続き

10
24
0
0

28
16
0
1

24
65
33
8

152
107
88
23

を求めた。調査協力者は，（a）日本国内各大学の教員

人文科学系学部
社会科学系学部
自然科学系学部
その他

インターネットアンケートシステムを用いて回答を通じた機縁法による協力者，（b）インターネット
調査会社のパネル登録者であった。参加者は初めに教示文を読み，匿名性が保障される点，回答は任意で就職についての不合理な信念，思考，思い込みを，大ある点，協力しないことによる不利益は一切ない点

学生の有するイラショナルキャリアビリーフと定義を確認したうえで調査協力に同意し，回答に進んだ。

する。その上で次のような目的を設定する。

本調査の実施にあたり，所属機関による承認を得て

本研究は，大学生のイラショナルキャリアビリー
フを測定する尺度を作成し，信頼性と妥当性を確認することを目的とする。構成概念妥当性については，
イラショナルキャリアビリーフと一般的なイラショいる（承認第 141 号）。
調査時期
2020 年 5 月下旬から 6 月下旬に実施した。
調査協力者

ナルビリーフならびに進路選択に対する自己効力と調査は就職活動（一般企業への就職，教員を含む公の関連，基準関連妥当性については，イラショナル

務員への就職）を経験した，または経験している全国

キャリアビリーフと就職活動ストレスとの関連につの大学 4 年次生 579 名（男性 164 名，女性 415 名，平いての検討を行う。イラショナルビリーフには，事実均年齢 21.4 歳，SD = 0.67）を対象として実施した。

に基づいていない，論理的必然性がない，気分をみじ

調査協力者の所属学部については，①人文科学系（文めにさせる，といった特徴がある（森・長谷川・石学部，外国語学部，人文・教養・人間科学部，教育・

隈・嶋田・坂野，1994）。キャリアについてのビリー

教員養成系学部など），②社会科学系（法学部，経済・フもイラショナルであるとすれば，同様の特徴が見

経営・商学部，社会学部，国際関係学部，社会福祉学られると考えられることから，イラショナルキャリ部など），③自然科学系（工学部，理学部，農・獣医

アビリーフ尺度の構成概念妥当性を確認するための

畜産・水産学部，医歯薬学部，看護学部など），④そ

外的基準として使用する。また，積極的な就職活動をの他，のいずれかに該当するか尋ねた。調査協力者の導く自己効力（浦上，1996）と，就職活動の妨げとな

内訳を Table 1 に示す。

るイラショナルキャリアビリーフは相反する概念と調査項目考えられる一方で，一般的なイラショナルビリーフ

学生用イラショナルキャリアビリーフ尺度（原の「自己期待」から自己効力へ有意なパスが示されて案） 尺度原案の作成にあたり，事前段階でキャリアいる（Morimoto，2018）。これを踏まえて，構成概念

ビリーフの構成概念を検討するために，国内外の妥当性を検討する指標として進路選択に対する自己キャリアに関連するビリーフの尺度項目を収集して効力を用いる。また，一般的なイラショナルビリーフ

ビリーフのカテゴリーを概念的に分類した結果（森は，大学生の就職活動におけるストレス反応（森本，本，2020a），ならびに大学 4 年次生を対象としたイン

2019），看護学生のストレス反応（井上・江藤・清野，

タビューデータからイラショナルキャリアビリーフ

2008）と関連を持つことから，イラショナルキャリアの構成概念を探索的に検討した結果（森本，2020c）をビリーフと就職活動ストレスとの関連も予想され参照した。その結果，49 項目からなる項目リストをる。そのため，イラショナルキャリアビリーフ尺度の作成した。そして，学会認定 REBT 心理士および基準関連妥当性を検討する指標として，就職活動ス

キャリアコンサルタントの有資格者でキャリア心理

トレスを使用する。

学を専門とする大学教員と，心理測定学を専門とする大学教員によって項目の確認が行われた。その際，ビリーフの概念内容と項目の整合性および，ビリー
フの不合理さが明示的である点に留意した。
「あなた森本：学生用イラショナルキャリアビリーフ尺度作成の試み（ 171 ）

は，進路や就職に関してどのように考えていますか。

因子解よりも 4 因子解が妥当であると考えられた。

以下の文を読んで，強くそう思う（6）―全くそう思

すべての項目が因子に対して.40 以上の負荷量を示

わない（1）の選択肢の中から，最もあてはまるもの

し，複数の因子に.25 以上の負荷量を示した項目を除を選んでください」と教示し回答を求めた。

外して分析を繰り返し，最終的に 24 項目から構成さ不合理な信念測定尺度短縮版「自己期待」，「依れる 4 因子解の結果を得た。4 因子での説明できる

存」，「倫理的非難」，「問題回避」，「無力感」の 5 下位

分散の割合の総和は 47.4％ であった。因子負荷量と尺度（各 4 項目）で構成されている（森他，1994）（以

因子間相関を Table 2 に示す。

下，JIBT-20 とする）。当該尺度は REBT における中

第 1 因子は，事実に即してはいないが，自分は厳し

心概念であるイラショナルビリーフの程度を測る尺

い環境においてもよい就職ができる，確たる根拠は度である。非常にそう思う（5）―全くそう思わない

ないが最終的には就職活動で成功を収めることがで（1）の 5 件法で回答を求めた。

きるだろう，という思い込みを表す項目が含まれる

就職活動ストレス尺度 「就労目標不確定」，「採用

ことから，「非現実的な楽観」と命名した。第 2 因子

未決」，「時間的制約」，「他者比較」の 4 下位尺度（各は，自分に自信がなく，自己を過小評価し，自分には4 項目）で構成されている（北見・茂木・森， 2009）。

能力がないと感じ，進路就職の実現を悲観的に捉えとても気になった（5）―経験しない・経験したがるという項目が含まれることから，「自信不足・自己

まったく気にならなかった（1）の 5 件法で回答を求

過小評価」と命名した。第 3 因子は，就職先の社会的めた。

評価と自己の人間的価値を同一視して捉えてしま
10 項

い，価値のある人間として評価されるためには対外目 1 因子で構成されている（浦上・脇田，2016）。非的な評価の高い就職をしなければならない，という

常に自信がある（4）―全く自信がない（1）の 4 件法項目が含まれることから，「社会的評価へのとらわ

で回答を求めた。

れ」と命名した。第 4 因子は，自分の能力を発揮し，進路選択に対する自己効力尺度 10 項目版

結

果

尺度の構成

やりたいことをできる職業に就くことや，就職活動
を完璧に準備して進めたいという項目が含まれることから，「理想追求の就職観」と命名した。

まず，学生用イラショナルキャリアビリーフ尺度

次に，各因子の信頼性を確認するため，α 係数お

原案 49 項目のデータの正規性について確認した。折よび ω 係数を算出した。その結果，非現実的な楽観

笠（2017）によると，歪度の絶対値が 1 以上で正規分（α ＝ .881，ω = .886），自信不足・自己過小評価（α布から「ひどく歪んでいる」，0.5 以上で「やや歪んで＝ .829，ω = .838），社 会 的 評 価 へ の と ら わ れ（αいる」と評価し得る。この基準に照らすと，ひどく歪＝ .813，ω = .826），理想追求の就職観（α ＝ .754，

んでいると評価し得るのが 2 項目，やや歪んでいるω = .759）であった。尺度全体の信頼性係数は，αと評価し得るのが 13 項目該当した。この結果より本

＝.837， ω ＝.837 を示した。因子間相関については，

研究のデータの分布に偏りがあることが示されたた

非現実的な楽観と自信不足・自己過小評価との間にめ，本研究における因子分析の因子推定法は主因子中程度の負の相関（r = ­.432），非現実的な楽観と理法を採用することとした。次に，床効果が見られた

想追求の就職観との間に弱い正の相関（r = .216），自3 項目（項目 4，13，18）を除外し，残りの 46 項目に

信不足・自己過小評価と社会的評価へのとらわれと対して，主因子法，プロマックス回転による探索的因の間に中程度の正の相関（r = .453），社会的評価への子分析を行った。固有値の推移は，5.75，4.02，2.42，

とらわれと理想追求の就職観との間に弱い正の相関

1.25，0.88，0.77，…，となっていた。固有値の推移（r = .314）が示された。また，4 因子解での因子構造からは 3 因子解の採用も可能であったが，3 因子解を確認するために，探索的因子分析で得られた 4 因を採用した場合は，自己の対外的な評価への固執を子 24 項目に対して確認的因子分析を行った（Table

表す項目と自信の無さを表す項目が同じ因子に属す2）。その結果，適合度指標は χ 2 = 723.417，df = 246，

ることになり，解釈が困難になる事態が生じた。そのp ＜ .001，GFI=.907，AGFI=.886，CFI = .907，

ため，因子の理論的な解釈可能性の視点からは，3

RMSEA = .058，SRMR = .068 であった。

30
40
21
35
16

49
44
48

因子間相関
因子 1
因子 2
因子 3
因子 4

第 1 因子：非現実的な楽観 α ＝ .881，ω ＝ .886
いい就職ができるはずだと，なんとなく自信がある。
状況が厳しくても，自分は就職できるに違いない。
私は人よりも，採用されるだけの優れた人材だ。
面接の本番ではうまくできるに違いない。
普通に就活すれば，就職先は決まる。
自分なら希望どおりの就職ができるはずだ。
公平な選考であれば，自分は必ず内定を得られる。
最終的には，どこかに就職できるはずだ。
第 2 因子：自信不足・自己過小評価 α ＝ .829，ω ＝ .838
自分は活躍できる社会人になることはできない。
自分に合う職業などない。
常に指示してくれる人がいないと就活は進められない。
倍率が高いところはエントリーをやめるべきだ。
自分の学歴では，希望する就職はできない。
ありのままの自分では就活で通用しない。
第 3 因子：社会的評価へのとらわれ α ＝ .813，ω ＝ .826
自分の社会的評価は，どのような就職先かによって決まる。
どのようなところに就職できたかによって，自分に対する評価が決まる。
友人と比べて知名度が高い就職先だと，高い評価を得られる。
内定が取れることは，社会で必要とされていることを意味する。
内定を得ずに卒業したら，社会から認められない。
第 4 因子：理想追求の就職観 α ＝ .754，ω ＝ .759
自分の能力を最大限発揮できる職業を選ぶべきだ。
自分が何をやりたいか明確でなければならない。
自分にとって最適な職業を知らなくてはならない。
就活に対する準備は万全にできていなければならない。
自分が完全に満足できる職業に就くべきだ。
因子 2

.453
− .183− .432.054.216− .090− .024
.085
.037
.015

− .007− .041.240− .107
.079

.780
.715
.706
.638
.629
.588

.040
.035
.023
.099
.107
− .120− .066− .137

因子 2

.314

因子 3

.055
.000
− .033− .030
.025

.695
.567
.533

.835
.709

− .081− .059− .028
.028
.043
.102

.027
− .017.134− .044.005− .056− .004− .029因子 3探索的因子分析因子 1.046− .128.101− .046
.097

.081
.042
− .101− .011− .019− .049− .087
.110
.181
.005
− .132

.829
.803
.707
.702
.672
.647
.641
.522

因子 1

因子 4

.692
.640
.612
.611
.533

− .092.143.036− .041
.033

.001
.043
.082
− .143− .060.115− .045− .020− .116− .043
.081
.045
.088
.120

因子 4

.759
.720
.617
.578
.659
.683

.656
.591
.660

.748
.768

.749
.581
.613
.572
.574

− .448.036.484.259 − .191

.318

因子 1 因子 2 因子 3 因子 4

.803
.788
.664
.649
.644
.702
.683
.613

因子 1 因子 2 因子 3 因子 4

確認的因子分析

学生用イラショナルキャリアビリーフ尺度の因子分析の結果

.552
.394
.378
.346
.322

.457
.384
.491

.604
.575

.593
.525
.414
.398
.435
.482

.650
.614
.487
.428
.429
.520
.486
.401

共通性

4.38
4.30
4.28
4.29
4.07

3.24
3.77
3.20

3.38
3.64

2.70
2.53
2.51
2.56
2.72
3.27

3.36
3.58
3.10
3.13
3.72
3.71
3.92
4.54

平均

1.13
1.23
1.16
1.12
1.30

1.39
1.27
1.48

1.30
1.36

1.29
1.40
1.30
1.28
1.34
1.48

1.35
1.30
1.28
1.31
1.34
1.33
1.33
1.24

標準
偏差

応用心理学研究

47
41

22
3
14
36
27
31

43
46
20
34
42
5
10
9

項目
番号

Table 2（ 172 ）
Vol. 48, No. 3

森本：学生用イラショナルキャリアビリーフ尺度作成の試み

Table 3（ 173 ）

各尺度の基本統計量

学生用イラショナルキャリアビリーフ尺度
非現実的な楽観
自信不足・自己過小評価
社会的評価のとらわれ
理想追求の就職観
不合理な信念測定尺度短縮版
自己期待
依存
倫理的非難
問題回避
無力感
就職活動ストレス尺度
就労目標未確定
採用未決
時間的制約
他者比較
進路選択に対する自己効力

各尺度の基本統計量

n

M

SD

α 係数

579
579
579
579

3.64
2.71
3.45
4.26

1.31
1.35
1.36
1.19

.881
.829
.813
.754

579
579
579
579
579

2.91
3.07
3.80
2.92
3.69

0.78
0.76
0.72
0.69
0.72

.725
.689
.702
.593
.697

579
579
579
579
579

3.45
3.24
2.92
3.18
2.64

1.00
1.08
0.89
0.96
0.58

.789
.779
.606
.717
.890

度の正の相関（r = .471，p ＜ .001），依存，倫理的非妥当性の検討を行う準備として，各尺度の得点の難，問題回避，無力感との間に弱い正の相関（r =平均，標準偏差，α 係数を基本統計量として算出し.253，p ＜ .001；r = .205，p ＜ .001；r = .313，p ＜た（Table 3）。各尺度の平均には，素点を加算し項目.001；r = .250，p ＜ .001）を示した。理想追求の就職数で除した値を用いた。また，各尺度と本研究のデー

観は，自己期待，倫理的非難，無力感との間に弱い正タとの適合度を確認するための因子分析を行ったとの 相 関（r = . 254，p ＜ .001；r = .399，p ＜ .001；r

ころ，全尺度においてオリジナルと同様の因子数と= .357，p ＜ .001）を示した。社会的評価へのとらわ

尺度構成が再現された。適合度指標は JIBT-20 におれとの間では，強い関連は見られなかった。また，進い て χ 2 = 798.65，df = 166，p ＜ .001，GFI = .865，

路選択に対する自己効力との間では，非現実的な楽AGFI = .829，CFI = .765，RMSEA = .081，就職活動

観は中程度の正の相関（r = .546，p ＜ .001），理想追2

ストレス尺度において χ = 987.89，df = 104，p ＜求の就職観との間に弱い正の相関（r = .264，p ＜.001，GFI = .805，AGFI = .745，CFI = .688，RMSEA.001）を示し，自信不足・自己過小評価は中程度の負= .121，進路選択に対する自己効力において χ 2 =の相関（r = −.505，p ＜ .001）を示した。社会的評価

100.20，df = 35，p ＜ .001，GFI = .965，AGFI = .945，

へのとらわれは強い関連を示さなかった。

CFI = .973，RMSEA = .057 であった。これらの結果

基準関連妥当性より，各尺度とデータの適合度は一部は十分でない

学生用イラショナルキャリアビリーフ尺度の各下ものの全体としては許容可能であると判断した。

位尺度と就職活動ストレス尺度の相関係数を算出し構成概念妥当性た（Table 4）。その結果，自信不足・自己過小評価，

学生用イラショナルキャリアビリーフ尺度の各下

社会的評価へのとらわれが就労目標不確定と弱い正位尺度の得点と JIBT-20 との相関係数を算出したの相関（r = .302，p ＜ .001；r = .220，p ＜ .001），自（Table 4）。非現実的な楽観は JIBT-20 との間にほと信不足・自己過小評価，社会的評価へのとらわれがんど関連がみられなかった。自信不足・自己過小評

採用未決と弱い正の相関（r = .207，p ＜ .001；r =価は，問題回避との間に中程度の正の相関（r = .402，.335，p ＜ .001），自信不足・自己過小評価が時間的制

p ＜ .001），自己期待と依存との間に弱い正の相関

約と弱い正の相関（r = .308，p ＜ .001），社会的評価（r = .232，p ＜ .001；r = .284，p ＜ .001）を示した。

へのとらわれが他者比較と弱い正の相関（r = .291，

社会的評価へのとらわれは，自己期待との間に中程

p ＜ .001）を示した。一方，非現実的な楽観は就労目

応用心理学研究

標不確定，他者比較と弱い負の相関（r = ­.314， p.546＊＊＊− .505＊＊＊− .057.264＊＊＊＜ .01；r = ­.213，p ＜ .001）を示した。
考察

因子分析結果と信頼性の検討
因子分析の結果，学生用イラショナルキャリアビ− .314＊＊− .198＊＊＊ − .129＊＊− .213＊＊＊.302＊＊＊.207＊＊＊.308＊＊＊.193＊＊＊
＊＊＊
＊＊＊
＊＊＊
.220
.335
.151
.291＊＊＊.127＊＊.141＊＊− .004.117＊＊

他者比較
時間的
制約
採用未決

就職活動ストレス尺度

就労目標
不確定

Vol. 48, No. 3

リーフ尺度は 4 因子で構成されることが明らかになり，各因子の α 係数および ω 係数より，一定の内的整合性を満たしているといえる。また，確認的因子分析を行った結果，RMSEA は.06 未満，SRMR は.08未満である場合，データに対する当てはまりが良好であるとされることから（Hu ＆ Bentler，1999），一定の適合度を有すると判断した。以上より，本尺度は一定の信頼性を有するといえる。
構成概念妥当性の検討
非現実的な楽観は，JIBT-20 との間にほとんど関連がみられなかった。これは，不確定な状況下にあっても，自らを動機づけるポジティブな意味合いが含な構えにつながっている可能性が考えられる。この
非現実的な楽観は，事実に即しておらず根拠に基づ
かず，就職活動で成功できるだろうという自己過信
的な思い込みを示す項目で構成されているため，イ
ラショナルなビリーフとして概念化されたが，同時に，適度な前向きの思い込みが，就職活動や職業決定をめぐる厳しい状況に対処する上でポジティブに働くという機能を持ち合わせていることが推察される。この点は，現実の情報を歪め自分に都合よく認知する「ポジティブ幻想」（Taylor，1983），あるいは，自身や未来に対する非現実的な楽観，個人のコントロール可能性に対する過剰な認識を示す「ポジティブイラショナルビリーフ」（Collard，2009）と類似し
p＜ .05，＊＊p＜ .01，＊＊＊p＜ .001

た構成概念であると考えることができる。ポジティ＊.092＊＊− .102＊＊.008− .112＊＊− .072.232＊＊＊.284＊＊＊ − .088＊＊.402＊＊＊
.106＊
＊＊＊
＊＊＊
＊＊＊
＊＊＊
.471
.253
.205
.313
.250＊＊＊.254＊＊＊.107＊.399＊＊＊.041.357＊＊＊
非現実的な楽観
自信不足・自己過小評価
社会的評価のとらわれ
理想追求の就職観

問題回避
依存

倫理的
非難

不合理な信念測定尺度短縮版

無力感

まれ，積極的に就職活動に取り組もうという肯定的

自己期待

Table 4

イラショナルキャリアビリーフと不合理な信念，就職活動ストレス，進路選択に対する自己効力との相関係数

進路選択に対する自己効力（ 174 ）

ブイラショナルビリーフは，精神的健康や主観的幸福感に寄与していることが示されている（Collard，2009；Collard ＆ OʼKelly，2011）。このことは，非現実的な楽観が，一般的なイラショナルビリーフとは異なる「イラショナルではあるがポジティブに機能するビリーフ」としての側面を持つがために，就職活
動ストレスと負の関連を持つと解釈することができる。
一方で，このビリーフを強く持つことと適切な自己評価との関連も考慮しておく必要があるだろう。

森本：学生用イラショナルキャリアビリーフ尺度作成の試み（ 175 ）

例えば，実際の能力が低い人ほど自分の能力を過大致」が内的無力感に対して正の有意な関連を示した

評 価 す る ダ ニ ン グ・ク ル ー ガ ー 効 果（Kruger ＆結果（五十嵐・中野，2011）を支持するものと考えら

Dunning，1999）のように，自己評価には認知バイアれる。ゆえに，理想追求の就職観の構成概念がイラスが伴うことが知られている。自己過信的な偏りをショナルさを表しているといえるだろう。

持つイラショナルキャリアビリーフをどの程度持つ

上述のように本研究では JIBT-20 を外的基準としことがポジティブに機能するかについて，今後の検て検討したが，一方で，JIBT-20 のうち α 係数が比討が必要であろう。

較的低い下位尺度が見られた（依存は.689，問題回避

自信不足・自己過小評価は，問題回避と依存とのは.593）。この点について，例えば人に頼ることは自間に正の相関を示していた。一方で，自己期待と自信

然なことであるという社会的了解の広まりや，トラ

不足・自己過小評価との間に弱い正の相関が示されブルに巻き込まれることを未然に防ぐための方略はた。これは，望むような就職を実現するためには，自社会的に価値がある行動であると認知されているこ分は能力があり優秀な人物であることを示さなけれとが理由として考えられる。そのため，イラショナル

ばならないと考えているにも関わらず，現実にはそキャリアビリーフと JIBT-20 との関連が理論的予測の水準に達するほど自信を持てていないがために覚と異なる結果を示す可能性は否めない。人々は社会える不安感を示していると読み取れる。また，無力感

から直接間接に様々な影響を受けながらイラショナとの間にほとんど相関がみられなかったことは，

ルビリーフを作り上げていく（Ellis，1994）ことを踏JIBT-20 の無力感（物事がうまくいかない時の情動

まえると，イラショナルビリーフの構成概念妥当性

コントロールのできなさ）に対し，当該尺度項目が，について社会的価値観の影響を考慮した検討も必要

希望する進路就職やキャリア選択を実現できそうにであろう。

ないという，自信を持てていないことや進路に対す
る悲観的な思考を表しているからであろう。
社会的評価へのとらわれは，自己期待と依存との加えて，進路選択に対する自己効力との関連では，
非現実的楽観が自己効力と中程度の正の相関関係を示した。進路選択に対する自己効力とは，進路を選間に正の相関を示していた。一方，問題回避，無力感

択・決定する過程で必要な行動に対する遂行可能感との間に弱い正の相関が示されていた。これは，当該（Taylor ＆ Betz，1983）を指す概念であり，根拠は尺度項目が含む，人からの見られ方に対する懸念が，ないが自己に対する自信を示す項目が含まれている

無難な人間であるべきとの信念を表す問題回避と関

非現実的楽観が，遂行可能感を意味する自己効力と連し，人からの評価がなければ自分は価値のない人の正の相関関係は理解可能であろう。他方，自信不間だという表現が無力感と関連していることが考え

足・自己過小評価は，自分は望むような就職はできられる。この点は，JIBT-20 の自己期待，問題回避，ない，自分は選考において通用しないといった自信

無力感の各下位尺度が，「他者からの否定的評価に対の無さを含んでいる。浦上（1995）は，進路選択に対する恐れ」と有意な正の相関を示した結果（森他，

する自信の無さは進路選択に対する自己効力が低い

1994）を考慮すれば，社会的評価へのとらわれがイラと読み替え可能であるとしている。したがって，自信

ショナルな構成概念であることを示しているといえ不足・自己過小評価と自己効力の間の負の相関につるだろう。

いては，自信の無さという観点から理解することが理想追求の就職観は，自己期待，無力感との間に弱できる。また，社会的評価は自らの行動による影響がい正の相関を示している。これは，理想を実現するた及ばない範疇のものであり，受け入れるほかないもめには自分は有能でなければならないという思考のとして学生が捉えていると考えるならば，自らのや，理想とする就職を実現できなければ精神的に混行動である進路就職に関する選択や情報探索などを乱するのも当然だという思考のつながりによるもの

実行できるという自信を持つことと，社会的評価へと考えられる。この点は，重回帰分析によって，のとらわれが関連を持たない点は解釈可能であろNakano（2009）の完全主義尺度の下位尺度「高い要う。

求水準」が，JIBT-R（福井，2003）の自己期待に対して正の有意な関連を示し，「行動と要求の不一以上より，本尺度は構成概念妥当性を有しているといえよう。

（ 176 ）応用心理学研究

基準関連妥当性の検討

Vol. 48, No. 3

ビリーフを測定する尺度が作成された。一方で，本研就職活動ストレスとの関連では，自信不足・自己究は以下に示すような限界と反省点を持つことも否

過小評価が就職活動ストレス 4 下位尺度すべてとのめない。第一に，調査協力者が女性に偏っている点が間に有意な正の相関を示した。自分には能力がないあげられる。学生用イラショナルキャリアビリーフと自信を持てずに悲観的に考えることで，やりたい尺度の因子構造に性別での差異が生じるかについことが分からないまま就職活動を行うものの，不採て，本研究で得られた結果と比較した検証が今後必用を経験する中で混乱状態に陥ってしまうというつ要である。また，就職に至るまでのプロセスが異なるながりを読み取ることができよう。低い自己評価に医療や介護等，専門性の高い学部に所属する学生もよって他者と自分を比較した際に感じるストレスが協力者に一定数含まれている可能性がある。そのた大きくなることも解釈可能である。また，社会的評価

め，今回得られた結果の解釈や一般化には十分な注

へのとらわれが 3 下位尺度と中程度の有意な正の相

意を要する。第二に，調査を実施した時期は新型コロ関を示した。これより，対外的に評価されるような進

ナウイルスの感染が拡大していたが，この影響を考路就職を重視しているにもかかわらず，なかなか採慮した検討ができていない点があげられる。学生が用に至らない自分の状態にストレスを感じる学生の就職内定に至るプロセスにはその時代の社会的背景

姿や，企業の知名度で職業を選んでもそれが自分のが大きく影響することはもちろんであるが，その時職業適性に合っているか確証を持てない，という姿

代の社会的要因と学生の内的要因とを同時に評価でが浮かび上がる。

きる研究デザインの構築は容易ではない。そのため

この結果は，キャリアに関するイラショナルなビ

本研究は，1 回の横断調査で現実的に測定できる範リーフ（B：Belief）が就職活動ストレス（C：Conse-

囲として学生の心理的な内的要因にフォーカスしquence）を引き起こすならば，就職活動ストレス尺た。これは，
本研究が認知的要因であるビリーフに焦度得点がイラショナルキャリアビリーフと正の関連点を当てて深く検討できた意義を持つ反面，明らかを持つという，REBT の ABC モデルに基づいた理な限界でもある。第三に，本研究では尺度の再検査信論的予測が，これら 2 つのビリーフについて整合す

頼性と予測的妥当性については検討できていない限ると解釈できる。一方で，非現実的な楽観は就労目標界がある。就職活動や進路選択において，イラショナ

不確定，他者比較と中程度の負の相関，時間的制約，

ルキャリアビリーフがどのような問題を引き起こす

他者比較とも弱い負の相関を示した。森本（2019）は，のか，特にネガティブな感情的問題との関連を含め

JIBT-20 の自己期待が，大学生の就職活動の遂行にて，本尺度の信頼性・妥当性についての更なる検証

正の影響を与えていることを示しているが，この結が求められる。

果を，自己の能力に対する自信や前向きな過信が，厳しい現実に向き合う際にもポジティブな働きを持つ

付記

すでに森本（2022）にて公表されている。

と理解するならば，非現実的な楽観同様に，上述のポ引用文献

ジティブイラショナルビリーフとしての側面を有すると考えることもできる。これらを踏まえると，非現実的な楽観は，本来はイラショナルなキャリアビ
リーフであるが，就職活動ストレスを軽減し，就職活動に対して前向きな姿勢を支える可能性を持つことが推察される。

本研究で作成された尺度を用いた研究は，

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