Article
原 著

Japanese Journal of Administrative Science
Volume 34，No.1・2，2022 1-19
社内の評判と人事考課
経営行動科学第 34 巻第 1・2 号，2022，
1-19

社内の評判と人事考課―概念間の関係性と影響要因の探求―＊

神戸大学

服 部 泰 宏大阪産業大学

矢 寺 顕 行大阪公立大学

新 井 康 平＊＊＊＊＊The relationship between personal reputation and performance appraisal:
An exploration of the influencing factors
Yasuhiro HATTORI（Kobe University）
Akiyuki YATERA（Osaka Sangyo University）
Kohei ARAI
（Osaka Metropolitan University）
Organizations must make decisions about which resources to prioritize andto whom to allocate them. In order to do so, evaluation practices are used toclarify the quality of employees. The purpose of this study is to examine therelationship between performance appraisal and personal reputation, which
are two types of personnel appraisal practices used in organizations. Usingquestionnaire data and HR data analysis from a Japanese manufacturing
company, we empirically took on this problem. The results of questionnaire
data and HR data analysis from a Japanese manufacturing company showedthat the capital that affects the two evaluation scores was found to be different from each other. In addition, psychological capital was found to be anantecedent of both.
Keywords：performance appraisal, reputation, human capital, social capital,
psychological capital

1.

問

1.1

はじめに

与，パワー）の配分をめぐる競合相手でもある。

題

組織は誰に，どのリソースを優先的に配分するかということを検討するために，従業員を何ら

組織メンバーにとって同僚は，協働システム

かの基準において価値づけし，差異化あるいはにおけるパートナーであると同時に，組織の中序列化する評価を行ってきた。この評価の公式にある稀少なリソース（例えばポジション，給＊神戸大学大学院経営学研究科 准教授。
大阪産業大学経営学部 教授。
＊＊＊
大阪公立大学大学院経営学研究科 准教授。
＊＊の制度としての仕組みの１つが人事考課である（遠藤，1999；高橋，2010）。制度としての人事考課が持つ画期的な意味は，産業心理学の研究
成果に基づく客観的な測定を志向したことや，

－1－

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評価対象を職場における「働きぶり」に限定しもかかわらず，人事考課と評判とが，少なくとたことにあった（遠藤，1999）。しかしながら，も現時点では，全く別の問題として研究されて従業員を価値づけし，差異化・序列化するといきたことにも注目したい。

う実践は，人事考課のような公式的な制度以外

本研究の目的は，組織の中の 2 つの評価実践にも存在する。その一つが，社内の評判である。

である人事考課と評判の間にどのような関係が評判は，噂やゴシップを通じて集合的な知覚とあるのかということを，それらを規定する先行して形成される人材に対する価値づけである。

変数を比較することによって経験的に検討する

評判は，人事考課とは異なり，非公式なものでことである。特定の企業において人事考課と評

多分に主観的な性質を持つが，組織の中の個判を共に測定し，それらの関係性を検討するこ

人の評判に注目した研究（personal reputationとを通じて，これまで全く異なる文脈で行われ

research）では，評判が当該従業員にパワーやてきた人事考課と評判の研究を架橋することを業務上の自律性をもたらし，昇進などのキャリ目指したい。この目的を達成するために，本研

ア上の成果につながることが確認されている

究は以下のように議論を進める。まず人事考課（e.g. Foste & Botero, 2012; Zinko et al., 2012a;と評判のそれぞれの評価としての特徴と異同を

Zinko et al., 2012b; Zinko, 2013; Zinko & Rubin,

先行研究から明らかにする。その上で，上司が2015）。実証研究の蓄積が始まったばかりの分行う人事考課のスコアと評判とがどのように区野ではあるが，社内の評判が，人事考課と同様別可能であるのか，関西地方に本社を置く Aに，リソースの配分に影響していることがすで社における調査を通じて検討する。

に確認されているのである。
また近年，上司による人事考課を廃止あるい

1.2

人事考課研究の課題

はそれが給与水準に反映される際のウェイトを組織における評価の仕組みとして，最も代表下げ，その代わりに，当該従業員に対する社内的なものが人事考課（performance appraisal）の評判を測定する事例が国内外で現れ始めていである 。人事考課の定義に関しては，既に国る。例えば，各種のユニークな人事制度で注目

内外に数多くのものが存在する（e.g. Dessler,

されるサイボウズ株式会社は，給与水準や昇進

2003; 高 橋，2010）。 日 本 に お い て は， 高 橋の決定のための人材の「優秀さ」を測定する仕（2010）の「昇進・昇格，昇級，異動，能力開組みとしての人事考課を廃止し，その代わり，発などの目的に活用するために，仕事ぶり，成当該従業員の社内における評判を測定するとい果，業績，能力，適性，態度，意欲などいくつ

1

2

う試みをスタートさせている 。組織内の評判

かの評価要素に従って，上司その他が評価を行が上司による人事考課を本当に代替するものでう手続き」（p. 10）という定義に代表されるよあるのか，サイボウズのような取り組みが一時

うに，人事考課が，評価を行う目的（e.g. 昇進・的な流行であることを超えてより長期的なトレ昇格の参考情報とする）や，多様な評価要素

ンドになっていくのかという点については，今（e.g. 成果，能力，態度），さらには評価を行う

後の慎重な観察が必要である。本研究が注目し主体（e.g. 上司）といった複数の側面から定義たいのは，上司によって行われる人事考課の課されることが多い 。本研究においては，最も題がこのように実践の側からも，また以下で述

包括的な定義の 1 つである高橋（2010）のもの

べるように，人事考課研究の側からも提示されを採用し，人事考課を，昇進・昇格，昇給，異始めているということである。さらには，これ動，能力開発に使用することを目的として，主まで人事考課に期待されてきたリソースの配分として上司が，人的資源としての従業員の成果

機能を評判も果たす可能性を示し始めているにや能力などを測定することとして捉える。

3－2－

社内の評判と人事考課

人事考課は，経済学や経営学，とりわけ人的価の対象は，何よりもまず仕事の成果であった

資源管理論や産業心理学の中核的なトピックでが，1990 年代以降，従業員一人一人の業務内あり続けてきたが（高橋，2011），いくつかの容の変化に伴って，適切な評価指標を一義的問題が指摘されている。

に確定することができないという，評価項目

1 つ目の問題が，評価主体の妥当性である。

の不確定性の問題が指摘され始めている（高例えば Prendergast & Topel（1999）は，ある橋，2011; Cappelli & Tavis, 2016）。 そ の 代 表

従業員に対して人事考課を行う上司は，自らが的な議論が「動態的基準」（dynamic criteria）

気に入った部下と働く場合，そうでない部下とに 関 わ る も の で あ る（Cascio, 1995; Ilgen &働く場合に比べて，その部下に対する評価を甘Hollenbeck, 1991）。この議論の中で注目された

くつけることを明らかにした。彼らによれば，のは，どのような職務を担当したとしても高い

上司による人事考課には，こうしたバイアスが成果につながる個人の能力（competency）を不可避的に混入する可能性が高く，上司による特定し，それを評価の対象とするという考え方

人事考課を参照する人事部門がその情報に依拠である（Campbell, 1999）。ただし，こうしたして，本来昇進させるべきではない人の昇進を能力の特定もまた困難であり，どの要素を対象決定してしまう，いわゆる逆選択が起こりうとするかという測定項目の妥当性の問題は残さる。事実，Conway et al,（2001）のメタ分析れたままだといえる（高橋，2010）。

では，ある従業員に対して上司が行った評価よ

議論を要約しておきたい。人事考課は，主とりも，部下や同僚が行った評価の方が，当人のして上司が評価主体となり，公式的に定められ実際の生産性や利益と強い相関があることが確た期間において，業績をはじめとする基準にし認されている。同様に，小売店の管理職を対象

たがって行われるという特徴を持つ。ただし，と し た Erickson & Allen（2003） も， 利 益 と人事考課には現在，①評価主体の妥当性，②被売上といった店舗の財務的な成果に対して，上評価者の戦略的自己提示による信頼性の低下，司による人事考課よりも，周囲の他者による多③測定項目の妥当性といった問題が指摘されて面評価の方が正確な予測力を持つことを示している。

いる。主観的な成果との相関を見た場合であれ財務的な成果との相関を見た場合であれ，上司

1.3

個人の評判研究による人事考課は，必ずしも十分な基準関連妥

人事考課の普及にもかかわらず，組織にお当性を持たない，という結果が報告されている

いては評判のように人事考課以外の非公式的のである。

な評価が依然として行われ，組織内のリソー

2 つ目の問題は，被評価者側に，上司によるス配分に対して，一定の影響を与え続けてい評価を撹乱する戦略的な自己提示（strategicる（遠藤，1999）。この非公式な評価に焦点を

self-presentation）を行うインセンティブがあ当ててきたのが，個人の評判研究である（e.g.

るということである。例えば Wayne & Liden

Foste & Botero, 2012; Zinko et al., 2012a; Zinko（1995）は，部下が自身の印象を良くするべく

et al., 2012b; Zinko, 2013; Zinko & Rubin, 2015;

戦略的な自己提示行動をとる程度が高いほど，

Jazaieri et al., 2019）。社内での個人の評判（以上司によるその部下に対する好意の度合いが高下，評判）は，「他者の集合的な知覚によってまり，その結果，人事考課の結果も高まってし形成される，一種の知覚されたアイデンティテ

まうことを，実証的に確認している。

ィであり，顕在的な個人特性，達成，呈示され3 つ目の問題は，測定すべき要素の不確定性

た行動，そして当人によって意図的に提示されである。欧米においては，人事考課における評るイメージなどが複雑に絡み合ったものであ

－3－

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り，ある程度の期間にわたって，直接観察さ& Botero, 2012; Zinko et al., 2012a; Zinko et al.,

れたり，また / あるいは，二次的な情報源か

2012b; Zinko, 2013; Zinko & Rubin, 2015）。 例ら伝えられたりすることによって，（周囲の他

えば，高いポジティブな評判を享受する個人者にとって，ある個人の : 筆者補足）将来予測

は，より有能であり，より高いステータスを持される行動についての不確実性を削減するもち，信頼できる人間であると認識される傾向の」（Zinko et al., 2007, p. 165）と定義される。

に あ る（Hochwarter et al., 2007; Zinko et al.,Zinko et al.（2007）によれば，このような意味

2007; DeCremer & Sedikides, 2008; Zinko &での評判には，組織において成果をあげてい

Rubin, 2015）。その結果，当該従業員には，高ることに関わるもの（performance dimension）

度の自律性，パワー，昇進のようなキャリア上や個人の人格やモラルなど個人の人格的特性にの成果といった，種々のポジティブな結果がも関わるもの（character dimension），人当たりたらされる（Zinko et al., 2007）。

の良さや周囲の他者への接し方のような対人関

このように評判は，少なくとも組織の中にあ係に関わるもの（interpersonal dimension）とるリソースの配分という点でいえば，人事考課

いった，複数の次元がありうる。人事考課とのと類似した機能を果たしている可能性が高い。

比較検討を目的とする本研究においては，この冒頭で紹介したサイボウズの事例が示唆するようち成果をあげていることに関わる評判に注目

うに，評判が人事考課を代替する，あるいはそする。

れを補完するといった関係にあることもありう

この定義によれば，評判とは，上司や特定のる。にもかかわらず，組織における評価実践と同僚が「あの人は優秀である」と評価するのでしての人事考課と評判は，相互に独立した仕組はなく，そうした評価が組織内においてある程みとして別個に研究されてきた。評判研究は，度共有されたときに創発する。そのような評判

主として，高い評判が当該個人に何をもたらす

は，当該個人のある時点における，特定の行動かという点に焦点を当てたものであり，これがの観察の結果として即時的に形成されるのでは組織の中にあるリソースの配分のような人事管なく，その人の種々の行動や個人特性，何らか理の問題と結びつけて議論されることはあまりの達成，場合によっては，本人が意図的に発信なかった。人事管理の視点から評判に注目するした情報などが噂やゴシップなどのソーシャということで，組織における人材の評価実践とルトークを通じ，少しずつ，時間をかけて共しての人事考課と評判とがそれぞれどのような4有され，形成されていく 。またその帰結とし特徴を持った評価といえるのか，それらはそれて，組織内において誰に仕事を頼むべきか，パ

ぞれ，組織におけるリソースの配分をどのよう

ワーやポジションといった希少なリソースを誰に規定しているのか，といった問いを導出するに配分するべきか，といったことが明確になることができる。本研究が取り組むのは，このう（Zinko et al., 2007）。評判研究は，人事考課のちの前者の問いである。そこで以下では，人事研究では考慮されてこなかった非公式的な評価

考課と評判という異なる評価の異同について検の実践である評判に焦点を当てることで，これ討していく。

が従業員のパフォーマンスを予測する 1 つの要
1.4

因であることを検討してきたといえる。

人事考課と評判の異同

評判に関するこれまでの実証研究では，主に公式的な人事考課と非公式的な評判という組評判のアウトカムに焦点が当てられ，周囲の他織における 2 つの評価実践について比較しつ者にとってだけでなく，本人にも様々な便益

つ，その異同をまとめると以下の 3 点の違いがをもたらすことが明らかにされてきた（Foste

みられる。

－4－

社内の評判と人事考課

1 つ目の違いは，評価の内容である。組織内

ように，上司以外の複数の従業員によって評価で伝播される情報には，当人の現在の状態，さが行われることもあるが，この場合も，評価のらには未来の行動の予測までが含まれうる。例

ウェイトのかなりの部分を上司によるそれが占えば「あの人は優秀である」という評価が伝播めることになる。不特定多数の従業員が評価にされる時，その評価情報の受け取り手は，当人関わる評判と，極めて対照的である。

が過去に何らかの成果をあげたという情報だけ

上記の 3 つの違いから，評判が先行研究で指でなく，その人が将来時点においても成果をあ摘される人事考課の 3 つの問題を補完するとまげうる人であるという情報も同時に受け取ってではいえないものの，両者は従業員を価値づけいることになる。過去の行動がどれほど評価基し，差異化・序列化する評価実践として比較に準を達成したのかを評価する人事考課について値する。

も，情報が同じように受け取られる可能性はある。ある時点で高い評価を受けた人は，その情1.5

研究課題と仮説

報を知りうる他者から，将来の成果を期待され

本研究では，人事考課と評判という 2 つの評

るのかもしれない。ただし人事考課の場合，単価実践の関係性をより明確化するために，両者発の評価結果についてはかなりの変動が存在しを規定する先行変数を比較する。人事考課と評うるため（Dessler, 2003），その単発の評価結判とが，それぞれどのような要因によって規定

果を基に周囲の人々が当人の将来を予測するとされるかということがわかれば，両者の異同にいうことは，あまりないはずである。事実，現関する有益な理解を得られるだろう 。具体的

実の組織においては，時間を通じた評価の変動に，従業員の評価の先行変数となりうるものにを前提として，昇進・昇格の決定の際には，過は多様なものが考えられるが，本研究では従業去複数回の評価情報が参考にされることが多い

員の「資本（capital）」に注目する。

5（遠藤，1999）。その意味で人事考課，少なくとLuthans et al.（2004）によれば，企業の競も単発のそれについては，将来というよりは過争優位に貢献し，個人の雇用継続を説明する資去の達成にウェイトを置いていると言えるだろ本（capital）には，（ 1 ）金銭や土地，データ，う。対して評判は，Zinko et al.（2007）の定義

パテントなどの物理的 / 経済的な財である経済にあるように，過去の行動を判断材料とはしつ

資本，（ 2 ）知識，能力，スキル，その他の特つ，将来の行動を予測するものである。

性などの人的資本，（ 3 ）信頼や人的なつなが2 つ目の違いは，評価の時間幅である。人事りなど関係性の中に存在し，経済活動を行う際

考課の場合，給与や賞与，昇進の決定に用いらのリソースとして活用可能な社会関係資本，それることもあり，評価を行うスパンは長くともして（４）個人のポジティブな心理的発達状態

年単位と比較的に短期になる（遠藤，1999）。

であり，自己への自信や現在・未来へのポジテ

これに対して評判は，ある時点における特定のィブな帰属，目標に向かう力，問題や逆境への行動の観察の結果として即時的に形成されるの耐性などによって特徴付けられる心理的資本ではなく，その人の種々の行動や個人特性，何の 4 つがある。本研究においては，従業員の仕らかの達成，場合によっては，本人が意図的に事成果に直接的に影響を与えるとされる人的

発信した情報などに基づいて，少しずつ，時間

資本，社会関係資本，心理的資本（Luthans etをかけて形成されていく（Zinko et al., 2017）。

al., 2004）に注目し，これらがそれぞれ，人事

3 つ目は，評価の主体である。人事考課の場

考課と社内における個人の評判とに，どのよう合，ほとんどのケースにおいて，評価を行うのな影響を与えているのか，ということを検討すは当該従業員の直属の上司である。多面評価の

る。

－5－

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以下，これらの資本がどのように人事考課といることは先述の通りであるが，被評価者の人

評判へと影響する可能性があるのかについて確脈や周囲の他者との関係と，評価者の評価との認する。

間には特段の関係がないものと考えるべきであ

Becker（1962）によれば，機械設備などとろう。以上より，次の仮説が設定される。

同様に，従業員が持つ知識や能力やスキルなどの人的資本もまた，企業が投資を行う対象となH2. 1る。例えば高卒者と大卒者の間に賃金の差があ

社 会関係資本の保有量と評判の高さ
は正の関係にある

るとすれば，それは蓄積された人的資本ゆえにH2. 2起こる生産性の差であると考える。よって，あ社 会関係資本の保有量と人事考課のスコアには有意な関係がみられない

る個人の組織への貢献を共に評価する評判と人
事考課は人的資本と正の関係にあると想定される。以上より，次の仮説が設定される。

最後が心理的資本である。仮に人的資本や社会関係資本が個人の成果に影響する可能性を持つとしても，個人がそうした資本を活用

H1. 1
H1. 2

人 的資本の保有量と評判の高さは正し，それを組織的な成果につなげることができの関係にある

なければ意味がない。種々の不確実性や変化が人 的資本の保有量と人事考課のスコ生じる場合には，個人が保有するそうした資本

アは正の関係にあるがうまく活かされるどころか，タスクを遂行する中で，せっかく保有していた資本が摩耗した

社会関係資本は，端的にいえば，人と人のり，消滅したりしてしまうことすらありうる

関係性に埋め込まれた資本である（Adler &（Luthans et al., 2007a）。このように困難な状

Kwon, 2002）。その構成要素には，他者からの況においても繰り返し成果をあげ，組織に貢献

信頼（trust），特定のコミュニティで共有されし続けることを可能にする資本として注目された規範（normative），人々が保有するネット

るのが，心理的資本である。心理的資本は，自ワーク（network）など様々なものが含まれる

己効力感，オプティミズム，希望，レジリエン

が，本研究ではこのうち，ネットワークに注スといった複数の要素から構成される複合的な目する。先行研究によれば，個人が保有するネ概念である。

ットワークは，当人に多くの助言やアイディア

心理的資本の豊富さは，高い仕事成果や規律の獲得，また当人が人的資本を蓄積し，活用す

正しい従順な行動，組織市民行動といった，行るためのリソースへのアクセスを可能にする

動面でのポジティブな成果に対して正の影響を（Granovetter, 1973）。先に述べたように，評判与える（Avey et al., 2011）。そして，このようはソーシャルトークを通じた集合的な知覚としな行動面での成果は，周囲の従業員にとって，て形成されるものであるため，社会関係資本と当人の能力や特性の顕在性を高める。このよう評判には正の関係が期待される。被評価者の豊な行動に従事していること自体が，周囲の他者

富な人脈や周囲の従業員との良好な関係などのにとって，当人が高い心理的資本を有している

社会関係資本を有していれば，その人の成果はことの証左になるのである。よって，心理的資

多様な評価者によって発見されやすくなり，実本は人事考課のスコアや評判に正の影響を及ぼ際の評判に反映されやすくなる。

すと想定される。以上より，次の仮説が設定さ他方で，社会関係資本は人事考課の結果にはれる。

影響しないと想定できる。評価者・被評価者間の関係性が，評価主体の妥当性の問題を孕んで
－6－

H3. 1

心 理的資本の保有量と評判の高さは

社内の評判と人事考課

H3. 2正の関係にあるている」こと以外の評判をも，あわせて測定し心 理的資本の保有量と人事考課のスてしまう可能性が排除できるだろう。その一方コアは正の関係にあるで，彼らの方法にもまた，測定の妥当化に関わる重要な問題が残っている。端的にいえばそれ

1.6

評判の測定上の問題

は，彼らが，すべての回答者が他の人の名前「人事考課と評判という異なる評価の異同」

を提供することに等しい優先順位を持っていという理論的・経験的課題に加えて，本研究でると仮定していることである。例えば，Johnは，評判の測定に関わる方法上の課題にも取りSmith と Mike Davis がともに 10 人の従業員か組む。個人の評判に関わる研究においては，個ら名前を挙げられたとする。この時，John は

人 A に対して当人の上司など特定の個人がど自身も高い評価を受けている人から指名されのように評価しているのかということを質問票たのに対して，Mike は平均的な評価を受けてによって測定することで，個人 A の評判を操いる人ばかりから指名されたとする。Zinko et

作化することが多い（e.g. Tsui, 1984; Foste &al.（2012a）の方法によって操作化した場合，Botero, 2012; Zinko et al., 2012b）。評判を測定

この場合であってもこの二人は，全く同じレベするための 1 つの簡便な方法ではあるが，このルの評判を得ていることになる。

方法は，組織内の集合的な知覚としての個人的な評判を測定しているとはいえない。

組織内外のコミュニケーション・フローの研
究では，個々のアクターがコミュニケーショ

おそらく唯一の例外が，Zinko et al.（2012a）

ン・ネットワークの中で持つ他者への影響力にである。Zinko らの研究は，米国の公立大学のは明確な差があることが確認されている（Katz

交渉・紛争解決コースに登録しているビジネス& Lazarsfeld, 1955; Allen & Cohen, 1969）。あ系の学部生を対象としたものである。彼らは対る人は他の人よりも社会的伝染プロセスに著し

象者たちに，同じコースを受講している学生全く強い影響力を持っているということである

員の名前のリストを顔写真付きで配布した上（Katz & Lazarsfeld, 1955）。これと同様のこと

で，その中から「最高のネゴシエーター」と思が，組織内での個人の評判の形成においても言われる同級生を 5 人まで挙げるように指示してえるはずである。本研究では，以下に説明するいる。質問票には，いくつかのカテゴリー（「最ように，ネットワーク科学の手法を用いてこの高」から「最悪」まで）が明記されており，回測定と操作化に関わる問題を乗り越えたい。

答者たちは，5 人の学生の名前を，そのカテゴ
リーのいずれかに記入することになる。回答終了後，各学生について，他者から指名された回

２．研究方法2.1

数を合計し，回答者数で割ることで，各自の評
判スコアを算出している。

サンプリング

調査の対象は，関西エリアにある大規模製造
企業 A 社（1800 年代創業，総従業員数 10,000

Zinko et al.（2012a）の方法は，組織内の集人強）の従業員である。同社は，ハイテク機器

合的な認識としての個人の評判を測定しようとを数多く製造している企業である。他の多くのしたものであり，本研究にとって重要な示唆を日本の大企業と同様に，同社の社員のほとんど含んでいる。例えば「最高のネゴシエーターとが大学や大学院を卒業した後，同時にキャリ思われる同級生を 5 人まで挙げるように」といアをスタートさせる。入社後 10 年間の離職率

うようなインストラクションによって，「人格はわずか 1％程度であり，同時期に入社した約的に尊敬できる」とか「課題遂行中にしばし100 名の社員を，ほとんど脱落なく調査対象とば助けてくれる」といった，「高い成果をあげすることができる。また彼らのほとんどが，関

－7－

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西エリアにある本社あるいはその周辺のオフィ

2.2

変数の測定

スで働いているため，お互いをよく知る関係に

人事考課スコア：従属変数の 1 つである人事ある。こうした条件は，集合的な知覚としての考課は，同社の人事データから取得した。この

6

評判を測定する上で重要となる 。

企業では，直属の上司が半年ごとに従業員の業本研究では，2 つの異なる時期に入社した社

務上の成果を評価する。具体的には，業務上の員グループを対象として選択した。1 つ目のグ

成果が，仕事の質（役職，職群に照らして仕事

ループは 2013 年入社の 108 名（調査時点で在の出来栄えはどうであったか，仕事の処理や結職年数は約 5 年）
，2 つ目のグループは 1998 年

果は正確・適切かつ緻密で信頼のおけるもので入社の 96 名（調査時点で在職年数は約 20 年）

あったか，業務処理にあたって斬新な発想・手である。

段・方法等が用いられたか）という基準と，仕従属変数となる人事考課と評判および種々の事の量（業務の量的成果は役職・職群に照らし独立変数を測定するために，複数の独立したてどうであったか，決められた時間・期間内にソースから複数時点でデータを収集した。具体

仕事をやり遂げたか，計画通りに仕事が完成さ的に，変数の測定は，アンケート調査と人事記れたか）という，大きく分けて 2 つの基準で評録の 2 つのソースから，下記の Time1 および

価され，それぞれに 50％のウェイトが置かれTime2 の 2 時点で行った。1 次調査（2019 年 6る。上司が行う評価のレンジは 1 から 7 まで

月 3 日～ 17 日：Time1）は，社会関係資本やの 7 段階の幅を取り，1 点は極端に悪い成果で人的資本，心理的資本といった構成概念を測定あることを，4 点が平均的であることを，7 点するためのオンライン形式のアンケート調査では特に優れた成果をあげたことを意味する。本ある。その約 4 カ月後に，個人の人事考課とデ研究では，調査時点の直近 2 期分の人事考課

モグラフィック要因を同社の人事データより取（2019 年 12 月時点および 2019 年 6 月時点）の得した。同時に，Time1 のアンケートに回答

平均値をモデルに投入する従属変数として採用したすべての回答者を対象に，個人の評判を測

した 。

9

定するための 2 次調査（2019 年 12 月 2 日～ 15
日：Time2）を実施した。こうした複数ソース

個 人 の 評 判： 評 判 研 究 の 最 も 重 要 な 課 題からの，複数時点の測定を行うことにより，コの 1 つは，個人の評判を測定するための適切

モン・メソッド・バイアス問題を回避しているな方法の開発である。先に紹介した Zinko et7

al.（2012a）の方法は，組織内の集合的な知覚

すべてのソースからのデータを照合した結としての評判を測定してはいるが，未だ十分と果，116 のサンプルとなった。参加者のうち，は言えない。なぜなら，他者によってあげられ1998 年に入社したのは 48 名，2013 年に入社した被指名数から個人の評判スコアを求める際，たのは 58 名であった。欠損値のある回答者をすべての回答者を全く同じウェイトで扱ってい削除することで，最終的なサンプルは 100 名とるからである。そこで本研究では，評判の集合なった。その 100 名のうち，男性が 83.8％，修としての性格をより的確に捉えるために，ネッ

士・博士号取得者が 55.4％，技術職に該当する

トワーク科学の分野で注目されるページランク

人が 49.0％，販売職に該当する人が 14.7％であ（PageRank）のアルゴリズムを用いた。ページった。これは同社の母集団の分布をほぼ忠実に

ランクは，WWW（World Wide Web）上で複（Podsakoff et al., 2003） 。

8

反映している 。

数のリンクを持つウェブページの重要度を計算するために Google の創設者によって考案されたもので（Brin & Page, 1998），検索結果の表－8－

社内の評判と人事考課示の順番を決定するアルゴリズムである。具体用して評判スコアを算出しているし，Zhang et

的に，あるページ A の PageRank は次の式でal.（2017）ではある個別受注サービスにおける定義される。

ユーザーの評判をページランクを利用して算出
n

している。

∑
（ C（Ti））

PR（ A）＝（1－d）＋ dPR（Ti）

本研究では，この考え方に準じて，多くの従i＝1

業員から指名を受けた従業員を単純にランク付

PR（Ti）は，ページ A にリンクしているペー

けするのではなく，高ランクの従業員からの指ジ Ti のページランクである。例えば，5 つの名にウェイトを持たせて評判スコアを計算しページがページ A にリンクしている場合，T1た。これによって，局所的な仲間集団の中で人から T5 までの各ページのランクが含まれるこ気を集めている個人を過大評価してしまう危険とになる。C（Ti）は，ページ Ti 内の他のペー性を避けたり，ただ単にたくさんの個人を指名

ジ（ページ A と Ti 以外）へのリンクの総数でしたりする個人の評価を下げたりすることで，ある。d はダンピング係数と呼ばれる。既存の社内から評判を集めている個人をより頑健に抽研究では様々なダンピング係数が検証されてい出することが可能になる 。

10

るが，一般的にはダンピング係数は 0.85 程度

前述したように，本研究のサンプルは，2013に設定される（Brin & Page, 1998）。ダンピン

年に入社した 48 名の社員と 1998 年に入社した

グ係数は 1 から差し引かれ，この項がダンピン

58 名の社員である。Time2 において，同じ年

グ係数と入力された PageRank スコアの合計のに入社した人（つまり 1998 年と 2013 年）の中積に加えられる。

で「高い成果をあげている」という評価が高い

このようにして求められる PageRank アルゴ

人を最大で 5 名まで想起し，名前を記載するよリズムの特徴は，「他の高ランクのノードがそう回答者に求めた。その際，Messick（1995）のノードへの直接のリンクを含んでいれば，そのいう内容的な側面の担保，つまり本研究におのノードは高ランクであるべきだという考えいて測定しようとする評判が同社における人事に基づいている」（Ohnishi et al., 2008, p.158）。

考課と同一のものを測定している，ということ乱発されたリンクについて，その評価を下げるが重要になる。Zinko et al.（2012a）に従ってことができるなどのウェイト付けが可能な点

上記のようなインストラクションを用いること

で，単なるリンク数による測定方法よりも厳密によって，「人格的に尊敬できる」とか「課題な重要度の計算が可能になると期待されてい遂行中にしばしば助けてくれる」など，「高いる。本研究の文脈に則していえば，多くの社員成果をあげている」こと以外の評判をも，あわから高い評価を得ている社員を単純にランクせて測定してしまう可能性が排除可能になるは付けするのではなく，ランクの高い社員からずである。実際の測定に先立って，パイロットの評価をより重視するということである。こ

調査として，上記の回答者以外の社員 5 名に対れにより，組織内で幅広く評価されている個

しておよそ 1 ヶ月のインターバルをおいて 2 回人を，単にローカルグループ内で複数人からの測定を行った。その結果，上記のインストラ

評価されている個人よりも高くランク付けす

クションによって，調査者の意図が十分に理解ることが可能になる。このような特性のため，されていること，2 回の測定とも，記載されるページランクは，組織の中の従業員以外の分野

名前が一致していることが確認された。さらで，評判の測定のために用いられてきた。例えに，測定結果の妥当性については，ページラン

ば，Massucci & Docampo（2019）では学術的クの結果を人事担当者にフィードバックするこな評判を明らかにするためにページランクを利とで確認した。フィードバックされた結果につ

－9－

原

著

経営行動科学第 34 巻第 1・2 号

いて，2 名の人事担当者からみて，極端に異常っているか否かという情報を取得した。他社にな値がないかなどを確認し結果について説明の比べて多くの大学院卒業者が在籍している A

つかない部分がないことを確認している。これ社においては，学士号や修士号を取得しているは今回我々が測定する評判が，理論的な想定通だけでは，他者に比べて十分高い人的資本を保り，ある程度安定した現象であること，また有していることにはならないと考えたためであ

我々の提案する測定が組織内の評判を測定するる。これはダミー変数であり，1 は博士号を持のに適した方法であることを示すものといえっている，0 は博士号を持っていないことを示る。以上より，Messick（1995）の基準におけしている。加えて，大学卒業時点での自己申告

る内容的側面及び一般化可能性の側面が確認さの学業成績情報も取得した。これは，学業成績れたことになる。

が卒業学部あるいは大学院の上位 25% 以内であれば 4，上位 25-50% なら 3，上位 50-75% な

人 的 資 本： 人 的 資 本 の 測 定 は，Lepak &Snell（2002）による尺度を採用し，自己回答

ら 2，上位 75-100% なら 1 をとる自己申告の変数である。

により行った。この尺度は，企業内の人的資本を，企業にとって高い価値を持つかどうかを示

社会関係資本：社会関係資本の測定も自己回す人的資本価値（value of human capital）と，答により，2 つの観点から行った。1 つ目は，

企業特殊性が高いかどうかを示す人的資本独自

上司との関係の良好さである。これは Liden

性（uniqueness of human capital）という 2 つ& Maslyn（1998） の LMX 尺 度 を 採 用 し た。

の観点から測定することを目的として開発され上司と部下の交換関係を情緒（affect），忠誠たものである。人的資本価値については，回答（loyalty）， 貢 献（contribution），専門的敬意者が保有している知識・スキルについて，「イ（professional respect）の 4 次元で捉えようとノベーションに貢献しうるものである」「新たするものであり，本研究ではフルスケールであな市場 / 製品 / サービスなど，新たな機会の発る 12 項目により，測定した。探索的因子分析

展に貢献するものである」などの 12 項目がど

（最尤法，プロマックス回転）の結果，理論的の程度当てはまるかということを，「1．全くそに想定される 4 次元が抽出された。加えて，そう思わない」から「5．全くその通り」の 5 段

れぞれの次元のクロンバックのα係数が，情緒階で尋ねた。人的資本独自性については，回答

がα =.867，忠誠がα =.846，貢献がα =.871，

者が保有している知識・スキルについて「労働専門的敬意がα =.926 と，十分に高いものであ市場において容易に手に入るようなものではなったため，以下の分析ではこの 4 次元を用いる

い」「業務上の経験を通じて形成されたものでこととした。あわせて，組織内における人脈のある」などの 12 項目がどの程度当てはまるか

豊富さを，Subramaniam & Youndt（2005）のということを，「1．全くそう思わない」から「5．

尺度によって測定している。
「私は，会社の様々

全くその通り」の 5 段階で尋ねた。探索的因子

な分野の人と対話し，アイディアを交換してい分析（最尤法，プロマックス回転）の結果，理る」「私は，他の多くの社員と情報を共有し，論的に想定される 2 次元が抽出された。各次元

お互いから学び合っている」といった 3 項目かの信頼性係数（クロンバックのα係数）は，人らなる尺度であり，「1．全くそう思わない」か

的資本価値が .862，人的資本独自性が .846 でら「5．全くその通り」の５段階で尋ねた。

あった。また，仮説検証上，他者にとって顕在性の高い人的資本についても測定しておく必要

心 理 的 資 本： 心 理 的 資 本 は，Luthans etがある。そこで，人事データより，博士号を持

al.（2007b）の尺度を用いて自己回答により測－10－

社内の評判と人事考課定した。これは自己効力感，希望，レジリエン

における専攻が工学・理学であることに関わる

ス，オプティミズムの 4 次元から構成されるも変数を投入したのは，高度な理工学的知識を扱のである。自己効力感については，「長期的なう同社においては，こうしたバックグラウンド

課題について分析し，解決策を見出すことにを持っていること自体が，個人の評判に影響を自信がある」「自身の仕事に関わることについ与えている可能性があるためである。管理職でて，目標を自ら立てたり，ターゲット設定をすあることも評判などに影響を与える可能性はあることに自信を持っている」など 6 項目，希望

るが，管理職であることを表す管理職ダミーがは「現在自分は，仕事がかなりうまくいって1 である人の多くが，回答者の入社時点ダミーいると自負している」「現時点で，仕事上の目

変数が 0 の人，つまり 1998 年入社である人で標の達成を精力的に追求している」など 6 項もあったため，この変数は投入しなかった。

目，レジリエンスは「私は大抵，仕事上の困難をなんとかやりくりすることができる」
「過去

３．結

果

に困難を経験したことがあるので，困難な状況

分析結果は次のとおりである。まず，変数のでもなんとかやり過ごすことができる」など 6

記述統計および変数間の相関係数が表 1 のとお項目，オプティミズムは「仕事において，私はりとなった。人事考課と評判の関係性を記述的いつもものごとの明るい面を見るようにしていに確認するために，横軸を評判（対数変換後），

る」「どんな悪いことにも良い側面があるとい縦軸を人事考課スコアとした散布図を図示す

うスタンスで仕事に臨んでいる」など 6 項目かると次の図 1 のとおりとなった 。人事考課とらそれぞれ構成される。本研究ではこのフルス

評判に関して，ピアソンの積率相関係数が 0.18

ケール 24 項目を用いた。探索的因子分析（最であり，また，散布図から特段の非線形的な関尤法，プロマックス回転）の結果，理論的に想係が確認できるわけでもない。こうした結果か定される 4 次元が抽出された。それぞれのクロら人事考課と評判の異同を判断することは難し

ンバックのα係数を計算した結果，自己効力感

いが，これらが相互に独立した現象であること

はα =.823，希望はα =.800，レジリエンスはを示唆する結果ではある。

11α =.769，オプティミズムはα =.611 であった。

続いて，仮説検証のための回帰分析を実施しレジリエンスとオプティミズムについては，一た。個人の評判と人事考課スコアは，ともに厳般的に求められるクロンバックのα係数の水準

密には順序尺度であるが，順位の刻みが多い（>. 80）よりもやや低い値であったが，本研究点，両者を標準化することで結果の解釈がよりでは理論的に想定された通り 4 次元であること有用になることなどから最小二乗法（OLS）にを前提に分析を行った。

よる推定を行った。
分析結果は表 2 のとおりであり，それぞれのコントロール変数：代替的な説明を避ける

従属変数に対して，コントロール変数のみのモために，評判や人事考課に影響を与える可能デル（モデル 1 およびモデル 3）も参考までに性のあるいくつかの要因をコントロールした結果を掲載している。仮説検証結果の確認は，（Zinko et al., 2012a）。本研究では，回答者の入5% の有意水準のもと，フルモデルであるモデ

社時点ダミー変数（2013 年入社ならば 1），性ル 2 およびモデル 4 にもとづいて行う。

別（女性ならば 1），技術職ダミー変数，販売

まず，人的資本に関する H1. 1 および H1. 2

職ダミー変数，理系ダミー変数（学部か大学院の検証結果は次のとおりとなった。自主申告しが工学部，理学部などの理系ならば 1）を用いた人的資本の価値は，個人の評判については有た。2 種の職種，そして卒業した学部・大学院

意な影響を及ぼしていなかった。ただし，人事

－11－

－12－

0.63

0.6

3.01

2.82

12

13

14

3

2.83

3

3

0.01
4.67
3.25
3
0
2
3.67
3.33
3.33
3.67
3

0.61 － 0.01

0.14

0.32

0.80 － 0.05
0.77

0.21

－ 0.07

0.38

0.15

0.21

0.09

0.18

0.15

－ 0.05－ 0.010.14

0.82 － 0.08

1

2

0.14

1

－
1
－
0.18
0.86
0.05
0.87
0.07
－
0.22
－ － 0.04
0.87
0.16
0.85
0.17
0.87
0.06
0.93
0.26
0.67
0.13

α

1

0.39

0.36

0.43

0.48

0.30

0.19

0.24

0.35

0.34

0.43

0.43

0.23

0.30

0.13

－ 0.01
0.31

0.29

0.16

－ 0.01－ 0.11

1
0.17

4

0.04

0.45

3

1

0.16

0.11

0.02

0.04

0.00

0.07

0.08

0.02

0.00

－ 0.085

1－ 0.02

0.08

0.00

0.03

0.04

0.19

0.19

0.17

0.11

6

1

0.21

0.10

0.08

0.19

0.22

0.53

0.53

0.73

7

8

－ 0.03

0.13

0.03

0.01

0.34

0.31

0.26

0.29

0.35

－ 0.02

1
0.45

9

0.50

0.50

1

相関係数

注）n = 105。αはクロンバックのα。相関係数はピアソンの相関係数。コントロール変数は全てダミー変数であるため省略。

15

0.67

0.72

2.89

11

10

9

8

7

6

5

4

3

2

3.08

0.01
0.94
0.65
0.63
0.17
1.03
0.92
0.94
0.88
0.9
0.79

0.01
4.61
3.15
2.93
0.03
2.15
3.42
3.25
3.38
3.39
3.21

1

中央
値

変数の記述統計と相関係数

1

0.21

0.10

0.02

0.09

0.21

10

0.27

0.57

0.44

0.59

1

11

0.42

0.65

0.69

1

12

0.38

0.66

1

13

0.37

1

14

著

心理的資本
（オプティミズム）

個人の評判
人事考課スコア
人的資本価値
人的資本独自性
博士号ダミー
学業成績
LMX（情緒）LMX（忠誠）LMX（貢献）LMX（専門的敬意）
社内外人脈の豊富さ
心理的資本（自己効力感）
心理的資本
（希望）
心理的資本
（レジリエンス）

標準
偏差

平均

No.

表１

原
経営行動科学第 34 巻第 1・2 号

社内の評判と人事考課

人事考課スコア︵過去
期分平均︶

2

個人の評判（ページランクの対数変換）
図１

個人の評判と人事考課スコアの散布図

考課スコアについては，仮説の予測とは異な異なり，人事考課スコアに対して負の影響を及り，人的資本の独自性が有意に負の影響を及ぼぼしていた（β = －.430, p <.01）。以上から，していた（β = － 0.366, p < .05）。博士号ダミー

H3. 1 は支持されているが，H3. 2 については

は，評判に対して正の方向で有意となっている

部分的な支持にとどまっているといえる 。

一方で（β = 1.441, p < .05），人事考課については有意になっていない。以上より，H1. 1 は

13

４．考察と結論12

支持されたが，H1. 2 は支持されなかった 。

本研究では，公式的な人事考課と非公式に行

続いて，社会関係資本に関する H2. 1 およびわれる評判という，従業員を価値づけ，差異

H2. 2 の検証結果は，上司と部下の良好な関係化・序列化する 2 つの仕組みについて，両者のを表す LMX のうち，専門的敬意が評判に対し関係性と先行要因としてどのような資本が影響て有意な結果を示した（β = 0.273, p < .05）。

を及ぼしているかを検討した。相関係数や散布

対して，人事考課に対しては，いずれの社会関図といった記述的な結果にもとづけば，評価の係資本も，統計的に有意な影響を与えていなか仕組みとして両者がある程度独立したものであった。以上より，H2. 1 および H2. 2 はともにる可能性が示された。また人事考課と評判を従支持されたといえる。

属変数とした回帰モデルを推定した結果，それ心理的資本については，いずれのスコアに対ぞれに影響を与える資本が明らかに異なることしても，レジリエンスが有意な結果を示した。

が確認された。人的資本は，評判との間には正レジリエンスが高い従業員ほど，個人の評判がの関係が確認されたのに対して，人事考課との高く（β = 0.482, p <.05），人事考課スコアも間には負の関係が確認された。社会関係資本に高い（β = 0.662, p <.001）という結果となった。

ついては，評判との間には正の関係が確認され

ただし，オプティミズムについては，仮説とはたが，人事考課との間には統計的に有意な関係

－13－

原

著

経営行動科学第 34 巻第 1・2 号
表2

分析結果

モデル 1

個人の評判

モデル 2
モデル３
人的資本の価値
0.327(0.202)
人的資本の独自性－0.271(0.188)
人的資本
博士号ダミー
1.441*(0.593)
学業成績－0.046(0.106)
LMX(情緒)0.036(0.180)LMX(忠誠)0.239(0.191)社会
LMX(貢献)－0.235関係(0.153)
資本
LMX(専門的敬意)
0.273*(0.134)
社内外人脈の豊富さ
0.195(0.176)
心理的資本(自己効力感)－0.213(0.225)
心理的資本(希望)－0.222(0.239)
心理的資本
心理的資本(レジリエンス)
0.482*(0.241)
心理的資本(オプティミズム)－0.129(0.177)2013 年入社ダミー
0.019－0.126
0.405+(0.252)(0.272)(0.234)
性別－0.081－0.029－0.723*(0.322)(0.341)(0.299)
統制変数
エンジニアダミー－0.327－0.2940.217(0.294)(0.309)(0.273)営業ダミー
0.118－0.1680.06(0.378)(0.381)(0.350)
理系ダミー
0.18
0.136
－0.600**(0.239)(0.25)(0.222)定数項
0.052－1.62+
0.093(0.216)(0.881)
－0.2
決定係数
0.024
0.259
0.161
自由度調整済み決定係数－0.026
0.104
0.119
F値
0.47951.667+
3.799**
n = 105。+ p < .10, * p. < .05, ** p < .01。推定方法は OLS。( )内は標準誤差を示している。

人事考課

モデル４
0.144
(0.180)－0.366*(0.167)－0.192(0.527)0.11(0.094)0.193(0.160)－0.138(0.170)0.084(0.136)0.137(0.119)－0.099(0.156)－0.146(0.200)0.419+(0.213)0.662**(0.214)－0.430**(0.158)0.200(0.242)－0.454(0.303)0.246(0.275)－0.105(0.339)－0.397+(0.222)－1.924*(0.783)0.414
0.292
3.754**が見られなかった。そして心理的資本について

まず，人的資本については，学歴のような個は，レジリエンスが両者に影響している一方

人特性が組織における評判形成に影響を与えう

で，オプティミズムについては，人事考課に対るということは，これまでの評判研究の中で理してのみに負の関係が確認された。以下では，論的に示されていた（Zinko et al., 2007）。具体

分析結果についての考察を行い，本研究の貢献

的には，（ 1 ）高い学歴は本人が保有する能力と限界を述べる。

の高さの代理変数であり，それが高い仕事成果「特定の従業員が組織において成果をあげてをもたらすことを経由して当人の評判に繋がるいる程度」を共に測定することを目的とした 2というルートと，（ 2 ）当該従業員を評価する

つの評価実践のスコアに対して，なぜ異なった側が必ずしも当人のことをよく知っているわけ

資本が影響を与えていたのだろうか。

ではないという，いわゆる情報の非対称性が高－14－

社内の評判と人事考課

い中での評価においては，学歴のように観察可の関係の良好さとは独立した形で，部下の評価

能性の高い特性がシグナルとして機能しうる，を行っているといえそうである。上司との関係という 2 つのルートが想定されてきた（Zinkoの良好さが影響するのは，むしろ評判の方であet al., 2007; Zinko and Rubin, 2015）。博士号ダる。評判は，周囲の人々の集合的な知覚というミーが評判に対して有意に正の影響を及ぼすと性格を持つが，それは単に人脈の広さではな

いう結果は，このような先行研究の知見を裏付く，上司との良好な関係が影響する。この結果

けるものといえる。対して，人事考課に対してもまた，シグナルという観点からの解釈が可能

有意な結果を示さなかったことには，博士号のである。当該従業員と直接的なやりとりをする

有無が人事考課として測定される項目に反映さ機会の少ない従業員にとって，当該個人とそのれていないこと，すなわち高い学歴が仕事の成上司との良好な関係性は，当人の高い能力や成果の代理変数として機能していないことを表し果を推測するシグナルとして機能しうる。

ていると考えられる。先述のように，人事考課

心理的資本，特にレジリエンスは，個人のの結果は過去の当該個人の成果に注目すること

評判と人事考課スコアの双方に影響を及ぼしから，上司の評価には個人特性としての博士号ていた。心理的資本の豊富さは，高い仕事成の有無は影響しなかったのであろう。人的資本

果や規律正しい従順な行動，組織市民行動に正の独自性が評判に対しては影響を及ぼさず，人の影響を及ぼすことが知られている。これらの事考課に対して有意に負の影響を及ぼしていた

行動は，シグナルとしても，実際の業務成果とことは，先の（ 2 ）情報の非対称性による説明も関連しているといえ，両者に正の影響を及ぼが当てはまるだろう。すなわち，人的資本の独すものとなったと推察される。ただし，人事考

自性は，内部労働市場で評価され，社内で構築

課スコアには，オプティミズムが負の影響を及されるものであるが，社内では情報の非対称性

ぼしている。オプティミズムは，ネガティブなは低く，したがってシグナルとして機能せず，事象を外部の要因に帰属させることに関わって評価されない可能性がある。さらに，人事考課

おり，これは他者からすれば責任逃れとしてに対して負の影響を及ぼしていたことは，この理解されうることが，すでに指摘されている独自性が成果に結びついていないか，仕事の成（Seligman, 1991）。こうした理由から，業務の果（量や質）を低下させている可能性を示して公正かつ着実な遂行が社是にもなっている Aいる。またこれには，本研究が A 社の人事考社において，これが人事考課スコア上負の影響課のうち，成果にのみ注目した点も影響していを及ぼしていた可能性がある。

る可能性がある。人事考課の結果は評判に比べ以上より本研究の結論として，（ 1 ）人事考

短い時間幅で測定されるため，こうした人的資課と評判とは，完全に別のものであるとまでは本の独自性が成果に結びつくまでの時間によるいえないものの，相互に独立した評価である可影響が考えられる。

能性が高いこと，（ 2 ）学歴や上司との関係の次に，社会関係資本の影響の違いである。社

良好さといったシグナルの影響を受けるという会関係資本については，個人の評判と人事考課意味で，評判にはバイアスが働きうること，とスコアの相違がもっとも特徴的に表れているという 2 点を主張することができるだろう。ただいえそうである。少なくとも本研究が対象とししこうした結果には，A 社特有の事情が混入た A 社においては，上司は自らが気に入った

している可能性が高く，人事考課と評判の関係

部下の方をそうでない部下よりも甘く評価するについてのさらなる研究が必要であることはいという事実（Prendergast & Topel, 1999）は，

うまでもない。本研究の貢献は，第 1 に，これ確認されなかった。同社の上司たちは，部下とまでの研究において全く別個に扱われてきた個

－15－

原

著

経営行動科学第 34 巻第 1・2 号

人の評判と人事考課を，同一組織において共に測定し，両者の関係を検討したこと，第 2 に，評判の測定方法について，ページランクというネットワーク科学を利用した手法を提案したことである。研究課題に直接関連しない点ではあるが，集合的な知覚としての評判の測定方法の開発が急務である中で，この点もまた本研究の重要な貢献だといえる。
最後に，本研究の限界について述べておきたい。第 1 に，限定されたサンプルについての限界である。1 社の特定の入社年でサンプリングを限定していることによって，当該サンプルにおいてのみ成立する結果が得られている可能性
が完全には否定できない。第 2 に，本研究が検討し得たのは，両者の先行変数の違いという観点からの，人事効果と評判の関係性に過ぎない。Messick（1995）もいうように，2 つの概念がそれぞれ独立していると主張するためには，それらを規定する先行変数だけでなく，それらによって規定される成果変数についても検討することが必要である。本研究の文脈に即していえば，人事考課と評判とが，それぞれどのような成果変数を規定するのかという観点からの比較も必要になる。こうした検証を複数の企業において繰り返すことで初めて，人事考課と評判との間にはどのような関係があるのかという問いに答えることができる。第 3 の限界は，個人の評判を能力や成果についてのものに限定したことである。評判は，能力や成果についてのものだけでなく人格などのより広範な評価対象がある。このような限界は，今後の研究の方向性として，サンプルと評判のそれぞれの多様性を増加させる必要性を示しているといえるだ
ろう。
注
1

2

サイボウズ株式会社人事本部長青野誠氏へのヒアリング（2019 年 10 月）に基づく。
こ こでは performance appraisal の日本語訳として人事考課という言葉を用いているが，実務的には，人事評価や人事査定といった言葉を用いることも多い。また近年では，従業員の過去の業績を評価することにとどまらず，評価結果のフィード
バックを通じて，将来の業績の向上につなげるというニュアンスを込めて，パフォーマンスマネジ
メント（performance management）という用語が使われることが多い（Cappelli & Tavis, 2016）。
それぞれ違いはあるものの，本研究においてはこ
れらを同一のものとして扱い，その総称として人事考課という言葉を用いる。
3
国内外における人事考課の定義のバリエーション
については，高橋（2010）が詳しい。
4
評 判研究では，その形成メカニズムとして社会的伝染理論（social contagion theory）に依拠する（Zinko et al., 2007; Zinko & Rubin, 2015）。社会的伝染とは，「ある集団の間での感情的・行動的反応が自然発生的に広がること」（Yukl, 1998,
p. 307）を指す。組織の中の人々は，噂やゴシッ
プといった種々のソーシャルトークを相互に交わしており，これよって，組織内の事物に対して，
個人のそれぞれの解釈ではなく，集合的な知覚として理解することができるようになる（Degoey,2000）。
5
心 理 測 定 の 分 野 で は， あ る 構 成 概 念 の 妥 当 化（validation）に際して，いくつかの基準に基づいて総合的な確認を行う必要があることが指摘されている（Messick, 1995）。具体的に，今日の心理測定の議論に最も大きな影響を与えたとされる
Messick（1995）においては，内容的側面（測定
指標が構成概念を十分に代表しているか），本質的側面（測定指標への回答者の反応が説明可能であるか），構造的側面（因子構造などが理論と合致しているか），一般化可能性の側面（測定結果の信頼性が担保されているか），外的な側面（他の変数とどのように相関するか），結果的側面（測定結果の使用が社会的にどのような影響を与えるか）という 6 つの基準が提示されている。これら
は「特定の従業員が組織において成果をあげている程度」を表す 2 つの評価を比較するという本研究にとって，有用な枠組みを提供してくれる。まず内容的側面については，人事考課において測定しようとしているものと，評判において測定しようとしているものとが，ある程度一致していると理論的に想定できるかどうかが重要になる。全く別のものを測定しようとしているならば，これらを比較する意味はないことになる。その上で，外的な側面，つまり人事考課と評判とがそれぞれどのような先行変数によって規定されているかを確認することで，同じものを測定するために用いら－16－社内の評判と人事考課

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れる 2 つの評価の間に，どのような違いがあるか，ということを検討することができる。もし仮に，（内容的側面において両者が一致していると仮定できるにもかかわらず）2 つの評価が全く異なる要因によって規定されているならば，2 つの評価は，それぞれ人的資源の異なった側面を評価していることになる。複数の顕在項目の集合によって概念の測定を行う一般的な心理測定の場合であれば，2 つの概念の内容的な関係性を，因子分析などを用いて構造的に検討することも可能であるが，人事考課と評判という，測定のあり方が全く異なる概念を比較する場合には，このような方法を用いて 2 つの概念の異同を直接的に検討することができない。以下で行うように，2 つの変数の相関係数を計算することは可能であるが，その値の絶対値の大小から両概念の異同を判断することも難しい。また結果的側面については，後に述べるように，データセットの制約上，本研究においては検討することができない。今後さらに研究を継続し，人事考課や評判の結果として想定される変数を測定することができれば，こうした見当も今後は可能になるだろう。この点は，本研究の限界と言える。以上の理由により，本研究においては，主として Messick の基準における外的な側面に注目することで，人事考課と評判の異同を検討する。もちろん，このような検討が意味を持つためには，人事考課と評判の測定において，内容的側面と一般化可能性の側面が担保されていることが重要になる。この点については，改めて説明する。
評判の測定における調査対象の規模を考える上で1 つの参照点となるのが，霊長類研究者の Robin
Dunbar が提唱したダンバー数である。霊長類研究や社会心理学研究では，人々が安定した社会的関係を維持できる相手の数は，自身の認知限界によってある程度制限される。その数は論者ごとに異なるものの，おおよそ 100 人から 250 人の間に収まると言われており（Dunbar, 1992），本研究の調査対象の規模もこの範囲内にある。
すべての回答候補者は，人事部からアンケートを含むウェブページへのリンクが記載された電子メールを受け取った。回答は全員，勤務時間外に行うこととし，回答されたデータは人事部を経由することなく，研究者に送信された。
加えて，サンプルに系統的な偏りが見られるかど
うかを確認するため，本研究の質問票調査に回答
したサンプルと非回答サンプル，早期回答者サンプルと後期回答者サンプル，さらに，2013 年入社の従業員と 1998 年入社の従業員の間のそれぞ

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れについて 5% 水準で t 検定を行った。その結果，いずれにおいても有意差は認められなかった。
同企業の場合，このスコアと同時に，仕事のプロ
セスと仕事における態度・姿勢についても評価が行われる。年度の人事考課においては，成果とプ
ロセス，態度・姿勢が，およそ 60：10：30 の割合で賞与額に反映される仕組みになっている。本
研究はこのうち成果のスコアを用いている。評判と人事考課の異同を検討するという本研究の目的から，評判において測定しているものと，人事考課において測定しているものの中身を，可能な限り近いものにする必要があるためである。
評 判スコアは，R バージョン 3.6.2 の igraph パッ
ケージを使用して計算したページランクを用いる。参加者が他の参加者を指名した場合，その指名をリンクとみなした。
ページランクで計算される評判のスコアは，1 以
下の小数の数値として表現される。具体的には，最小値と第 1 四分位が 0.004 と同順位の数値が並んだ上で，平均値が 0.009，中央値が 0.006 となり，
第 3 四分位が 0.009，最大値が 0.093 という分布となっている。
な お，先行研究においては，LMX は人事考課に重要な影響を与える変数であることが指摘されてきた。この点について，追加的な分析として，コントロール変数を除いた場合の結果を確認した。
その場合，LMX の情緒は人事考課に有意な正の影響をあたえていた。このことから，先行研究では何らかの交絡関係の見落としなどがあったことが推察される。あるいは，なんらかの職種については，LMX が高い人材が優先的に配属されるなどの交絡が発生した可能性も排除しきれない。いずれの点も，本調査のサンプルでは結論づけることができないため，あくまでも可能性についての解釈となる。
入社時期に対して係数が頑健であるかを検証する
ために，入社時期との交互作用項について変数選択を行った。その結果，評判に対する影響は入社時期によらず頑健な結果であった。評価に対する係数については，人的資本の独自性については2013 入社サンプルでは負の影響を弱める方向に，
レジリエンスが 2013 入社サンプルでは正の影響を弱める方向にはたらいていたが，影響力自体が異なるものとは言えなかった。

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（令和 3 年 4 月 14 日受稿，令和 4 年 1 月 21 日受理）

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