【目次】問題設定I先行研究の検討II分析データIII IV基本的な変数の分布の確認・検討分析V精論VI
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学業に関する自己PR頻度、内定獲得率、能力シグナルの社会的構成説、「就職レリバンス」、社会科学分野
I問題設定
本稿の目的は、４年創大学の社会科学分野の学部に所属している学生に対する質問紙調査によって、学業に関する自己PR頻度は内定獲得率を高めるのかという問いを明らかにすることである。 1990年代以降、就職環境の急速な悪化に伴い、大学では、キャリア形成・就職支援の文脈で学生の汎用的な能力をいかに脊成するのかという点が切迫した課題となっている。例えば、経済産業省編（2008, 2010)は、「社会人基礎力」の脅成を大学教育の中に取り込むための手法や実践例を提供している。一方、日本学術会議（2010）は、大学教育の職案的意義の向上を踏まえた専門分野別の大学教育の質保証の必要性を説き、その後、法学分野や経営学分野等で「大学教育の分野別質保証のための教育課程編成上の参照基準」が公表された。このように、近年の大学教育の質保証に関する議論は、キャリア形成・就職支援という視点から論じられ小　山治阿志社大学商学部商学科助教ている点に特徴があるといえる。そこでは、汎用的な能力に重点を置くにせよ、専門分野に特有な能力に重点を置くにせよ、育成する能力像を明確化すれば、学生が大学教育を通じて能力を習得し、大学によるキャリア形成・就職支援が達成されるという暗黙の前提がある。確かに、この前提は疑う余地がないようにみえる。しかし、新規大卒労働市場における大学教育の就職活動に対する有効性を意味する「就職レリバンス」 (小山2010a)を把握する上では、この前提自体を批判的に再検討しなければならない。なぜなら、上西(2012)によれば、企業は学生がどこで知的能力を身につけたのかという点にこだわっていないからである。このことは、大学教育の「就職レリバンス」が発揮される学生と企業等の相互作用過程自体に目を向ける必要があるということを示唆している。換言すれば、大学が学生の能力を育成するための教育環境を単に整備するだけでは、大学教育の「就職レリバンス」は顕在化しえないということである( 1 )。本稿では、上述した相互作用過程を捉えるために、苅谷（1997）が唱えた能力シグナルの社会的構成説を理論的な視座として接用する。この説は、能力は、実体として存在しているのではなく、シグナルとして表出されることによって初めて構成されると考える立場である。このように、能力の代理指標として外部に表示される要素が能力シグナルである。能力シグナルの社会的構成説は、学生と企業等の相互作用過程を直視することを意味するため、大学教育の「就職レリバンス」を把握する上で有効な視座である。本稿では、大学教育の「就職レリバンス」に関連する能力シグナルとして、小山（2010b）が指摘する「注力エピソード」に着目する。「注力エピソード」とは、学生が大学時代に「熱心に取り組んだ活動内容、そこでの行動とその理由、そこで学んだ内容とそれをどう会社で活かしたいのか等」に関する経験談である（小山2010b、p.209)。「注力エピソード」は、学生が自己PRの対象とし、企業等が学生の能力評価の対象とする能力シグナルの１つであると解釈できる。本稿では、「注力エピソード」を自己PR頻度によって測定し、学薬に関する自己PR頻度が内定獲得率に対してもたらす効果を実証的に明らかにする。なお、本稿が、大学教育の中でも社会科学分野に着目するのは、当該分野は量的にみて大学卒業者の最大多数を占めているからである。文部科学省の学校基本調査によれば、本稿の分析データの調査時期である2010年度における社会科学分野の大学卒業者は、実数で約20万人、構成比率で約36％を占めており、最大多数となっている（2011年３月時点）。また、本稿が従属変数として内定獲得率に着目するのは、内定の獲得は初期キャリアの出発点を意味する決定的に重要な指標の１つであるからである(²)。本稿の構成は次の通りである。 II章では、先行研究の暗黙の前提を批判的に検討し、能力シグナルの社会的構成説の有効性を論証する。皿章では、分析データである、４年制大学の社会科学分野の学部に所属している学生に対する質問紙調査の結果について説明する。IV章では、分析で使用する基本的な変数の分布を薙認・検討する。Ｖ章では、学楽に関する自己PR類度が内定獲得率に対してもたらす効果を分析する。その際は、学楽以外に関する自己PR頻度の効果も踏まえる一方で、活動経験自体の効果も考慮に入れた分析を行う。VI章では、分析結果をまとめ、その含意について考察した上で、今後の課題を指摘する。
II   先行研究の検討
大学教育の「就職レリバンス」に関連する研究には、既に一定数の蓄積がある。大学から職案への移行に関する実証研究をレビューした小山（2010a）によれば、複数の先行研究によって、大学の成績は内定獲得の有無等の就職活動結果に対して正の効果をもたらすということが確認されている。この傾向は、梅崎・田澤（2012, 2013)、田澤・梅崎（2013）といった近年の実証研究でも同様に確認されている。こうした点を踏まえた上で、大学教育の「就職レリバンス」を把握するための視座を検討する。先行研究の多くは、社会化モデルに立脚してきたと考えられる。ここでいう社会化モデルとは、大学が教育によって学生の能力を育成しさえすれば、大学教育の「就職レリバンス」が発生するという視座である。 ①大学生活に着目した永野(2004)、小杉(2008)、平沢(2010)等、②「アクション」と「ビジョン」といった（広義の）能力に着目した田澤・梅崎（2013)、③学力に着目した小方(2011)、④コンピテンシーに着目した小方(2001)、⑤コンピテンスを批判的に再検討した小方(2010, 2013)のいずれにおいても暗黙の前提とされているのは、社会化モデルである。篠かに、社会化モデルは、常識的であり、経済学の人的資本理論と親和的であるため、(特に大学人にとって)疑う余地がないようにみえる。しかし、当該モデルは大学教育の「就職レリバンス」を把握する上では大きな問題点を手んでいる。その問題点は、社会化モデルが新規大卒労働市場における学生と企業等の相互作用過程を軽視しているという点である。企業への聞きとり調査を実施した上西(2012、p.17)によれば、企業には「知的能力へのニーズはあっても、その知的能力の開発を大学が担っているか否かへのこだわりはない」。このことは、仮に大学教育が学生の能力を育成しても、そのことが学生だけではなく、企業等に認識される保証はないということを意味する。むしろ、大学教育が学生の能力の育成に貢献したと認識される可能性は相当低いと考えるのが妥当であろう。なぜなら、日本経済団体連合会等による企業に対する各種質問紙調査の結果によれば、 「専門性」等の大学教育の中身は選考でほとんど重視されていないということが継続的に確認されているからである。本稿では、上述した社会化モデルの問題点を克服するために、苅谷（1997）が唱えた能力シグナルの社会的構成説を理論的な視座として援用する。能力シグナルの社会的構成説では、「どのようなシグナルと結びつくか、シグナルを通じて外に見えるチャンスが与えられるかどうかで、能力があるのかないのかも違ってくる」と考える（期谷1997、p.107）。換言すれば、能力シグナルは「人びとの間のやりとりや取り決めの中でつくられる、すなわち、『社会的に構成される』」と考えるわけである（苅谷1997、p.115)。こうした視座が有効なのは、企業等が新規大卒労働市場で評価しているのは、学生の能力自体ではなく、能力シグナルであるからである。本稿では、前述したように、新規大卒労働市場における能力シグナルとして最も重要なものの１つである「注力エピソード」に着目する(³)。この能力シグナルを測定するために、本稿では、後述する自己PR頻度という変数を設定し、その中でも特に学楽に関する自己PR頻度に着目する。
Ⅲ　分析データ
本稿の分析で使用するのは、全国の４年制大学の社会科学分野の学部に所属している１年生・４年生に対して笑施された質問紙調査のうち、４年生に関するデータである(4)。この調査の母集団は、社会科学（ただし、福祉と二部・夜間は除外）に分類される全学部に所属している学生である。母集団の確定には次のような手続きを採った。まず、文部科学省の学校基本調査に準拠した専門分野と『全国大学一覧』（文教協会）に準拠した学部別の入学定員数をまとめたリスト（2009年度）によって、全国の社会科学分野の学部の入学定員数を整理した。次に、このリストに対して、ベネッセコーポレーションが2009年11月に实施した「進研模試　高２生総合学力テスト11月」の評価基準（A～Eの５段階評価）がＢであった受験者の平均偏差値を入力し、母集団のデータベースとした。この大学入試偏差値は高校２年生対象の国語・数学・英語のみの試験から算出されているという点では限界がある。しかし、国公私立大学の大学入試離易度の比較が可能であるという点では相当程度の意義があるように思われる。続いて、このデータベースを大学入試偏差値順に並び替え、定員数ができるだけ均等になるように、Aケループ（偏差値60以上）・Bグループ（偏差値47～ 59)・Cグループ（偏差値46以下）に3等分し、大学の設置主体、大学の所在地、社会科学分野内の専門分野を考慮して、各グループから調査対象校を抽出した(16校18学部)。調査時期は、2010年10月から12月までである。調査方法は、原則として、各学部の大学教員（ごく一部は学生自治団体）に調査を依頼し、授業等で質問派を配布してもらい、授薬時間内外で回収を行うという形を採用した。確かに、この調査は有意抽出法を採用しており、分析結果の安易な一般化には慎重になる必要がある。しかし、この調査には、既存の大卒就職に関する質問紙調査とは異なり、母集団を明確に想定している一方で、社会科学分野を相当程度網羅的に把握しているという利点がある。全体の有効回収数は1886ケースであり、有効回収率は630％である。１年生については、それぞれ1131ケースと64.2％であり、４年生については、それぞれ755ケースと61.1％である。本稿では、留学生と留学生か否か不明な者を除外した４年生である658ケースを分析対象とし、標本が無作為抽出されたと仮定して統計的検定を行う。留学生を除外するのは、就職活動の状況等が日本人学生とは異なると考えられるからである。分析対象（N=658）の性別の分布を確認すると、男子が72.5％、女子が27.5％、無回答が0.0％となっている。文部科学省の学校基本調査（2010年度）によれば、社会科学分野（昼間・計）の４年次の学生の男女比率は男子が69.4％、女子が30.6％となっているので、本稿の分析データは相当程度適切なデータになっているように思われる。
IV 基本的な変数の分布の確認・検討
分析に入る前に、分析対象（N=658）の基本的な変数の分布を確認・検討する。
日無回答従属変数である内定獲得率は、内定獲得企業数に関する質問文の回答から作成する。内定獲得企業数が0社の者は37.7 %、１社の者は29.0 %、２社の者は13.7%、３社の者は5.3%、４～10社の者は3.8%、無回答の者は10.5％となっている。ここから、内定ありの者は51.8%となり、内定なしの者は37.7%となる。独立変数の中で最も重要なのは、自己PR頻度である。自己PR頻度は、１社以上面接を受けた者を対象にした「どれくらい自己PRとして話しましたか」という質問文によって測定されている（質問項目数は7個)。図1は、自己PR頻度の分布をまとめたものである。それによれば、「入社後にやりたい仕事」に関する自己PRについては、「ひんぽんに話した」と「ときどき話した」の割合が合わせて約60％にも達している一方で、「大学の専門分野」と「ゼミ・卒論」に関する自己PRについては、同様の割合がそれぞれ約40％であることがわかる。確かに、「大学の専門分野」と「ゼミ・卒論」に関する自己PR頼度は相対的に低い。しかし、絶対値をみれば、社会科学分野の学部に所属している学生であっても「大学の専門分野」と「ゼミ・卒論」を自己PRとして話す頻度は決して低くはないように思われる。自己PR頻度に関する7個の質問項目には類似するものがあるとともに、個々の質問項目をそのまま分析すると煩雑になるため、因子分析を行う。表1は、自己PR頻度に関する7個の質問項目それぞれについて、「ひんぱんに話した」＝４～「まったく話さなかった」＝１として因子分析（主因子法、プロマックス回転）を行った結果をまとめたものである。それによれば、次の３つの因子が抽出された。第１因子は、「希望する職種（法務など）」、「入社後にやりたい仕事内容」「楽界・受験先についての知識」から構成される。第２因子は、「ゼミ・卒論」、「大学の専門分野」から構成される。第３因子は、「アルバイト」、「部・サークル活動」から構成される。因子分析の結果をみると、第３因子の「部・サークル活動」の因子負荷量が低いため、３つの因子の因子得点をそのまま分析に使用することは適切ではないと考えられる。そこで、以降では、「ひんぱんに話した」 = 4 ～「まったく話さなかった」＝ 1として、①第1因子に該当する３つの質問項目の合成変数（範囲は３ ～12、 α係数は0.714)、②第２因子に該当する２つの質問項目の合成変数（範囲は２～８、 α係数は0.729)、③「アルバイト」に関する自己PR頻度（範囲は１～４)、①「部・サークル活動」に関する自己PR類度（範囲は１～４）を分析に使用する。以降では、上述した①を仕事に関する自己PR類
注2：N=463。度、②を学楽に関する自己PR頻度、③をアルバイトに関する自己PR類度、④を部・サークル活動に関する自己PR頼度と呼称する。こうして作成した自己PR頼度の平均値と標準偏差をみると、学楽に関する自己PR類度が5.153と1.651、部・サークル活動に関する自己PR頻度が2.737と1.188、アルバイトに関する自己PR類度が2.928と1.017、仕事に関する自己PR頻度が8.390と1.993となっている。ここで、自己PR類度に対して想定される批判に対してあらかじめ反論を提示しておく。自己PR類度に対しては、①プレゼンテーション能力のような汎用的な能力の代理変数に過ぎないという批判と②各自己PR類度では、対象となる活動に取り組んだ効果なのか、PR自体の効果なのかを判別できないという批判が想定される。 1つ目の批判に反論するために、自己PR類度とプレゼンテーション能力の直接的な代理変数となりうる「自分の意見を筋道を立てて人に説明する」という能力の自己評価に関する変数（「とてもあてはまる」＝ 4 ～「まったくあてはまらない」＝１とした）の相関係数を確認した。その結果、４つの自己PR頻度は、この変数とほとんど相関関係にはなかった。特に学楽に関する自己PR頻度は、この変数と無相関であった。したがって、自己PR頼度はプレゼンテーション能力を指すとはいえない。 2つ目の批判に対しては、自己PR頻度とそれに該当する活動経験自体を同時に独立変数に投入すれば、前者の効果を識別することが可能であるという反論ができる。したがって、少なくとも統計的には自己PR頻度自体の効果を抽出することは可能である。もちろん、以上の反論によって「注力エピソード」としての自己PR頻度の妥当性が完全に裏づけられるというわけではないだろう。しかし、管見の限り、先行研究では、大学の成績や能力（自己評価）が独立変数になることはあっても、学生と企業等の相互作用過程を捉える自己PR頻度が独立変数になることはなかったように思われる。自己PR頻度に着目したこと自体が挑戦的な試みであり、その妥当性の検証には課題が残されているという点には留意が必要である。
V分析
1 自己PR頻度と内定獲得率の関連
まず、自己PR頻度と内定獲得率の関連を分析すえ。以降のクロス集計では、変数の分布を考慮し、学業に関する自己PR類度については、「６～８」を「高い」、「２～５」を「低い」とする。部・サークル活動
とアルバイトに関する自己PR頻度については、それぞれ「３・４」を「高い」、「１・２」を「低い」とする。仕事に関する自己PR頻度については、「９～12」を「高い」、「３～８」を「低い」とする。表２は、自己PR頻度を独立変数とし、内定獲得の有無を従属変数としたクロス集計の結果をまとめたものである。それによれば、学衆に関する自己PR頻度が高い者の内定獲得率は79.0％にも達している一方で、当該自己PR頻度が低い者の内定獲得率は65.0％に留まっていることがわかる。両者の差は、１％水準で有意であり、順位尺度の変数間の関連性の強さを表すy係数は0.340となっている。一方、部・サークル活動に関する自己PR頻度は、内定獲得率と最も強い正の関連があり(0.1％水準で有意)、アルバイトに関する自己PR頻度は、内定獲得率と無相関であることがわかる。また、仕事に関する自己PR頼度は、内定獲得率と明確な関連がないこともわかる。ここで注意してもらいたいのは、すべての自己PR頻度に有意な強い正の効果がみられるわけではないという点である。仮に自己PR頻度がプレゼンテーション能力の代理変数であるとしたら、すべての自己PR頼度が内定獲得率に対して強い正の効果をもたらすはずである。しかし、そのような結果は観察されていない。このことは、本稿の自己PR類度がプレゼンテーション能力そのものではないということを示す傍証となっている。表３は、就職活動結果に対して影響を及ぼすと予想される最も重要な変数の１つである大学入試離易度(母集団における分布を考慮し、偏差値54以上を上位校とし、偏差値53以下を下位校とする）を統創変数とした上で、自己PR頻度を独立変数とし、内定獲得の有無を従属変数としたクロス集計の結果をまとめたも
のである。それによれば、ここでも学楽に関する自己PR頻度は、大学入試離易度にかかわらず、内定獲得率とほぼ有意な正の関連があることがわかる。確かに、大学入試難易度上位校では、学楽に関する自己PR頼度と内定獲得率の関連は10％水準で有意に留まっている。しかし、γ係数をみると、0.373となっており、大学入試雛易度下位校の当該係数よりも高い値となっている。ここから、大学入試離易度上位校のケース数が少ないため、独立性の検定では５％水準で有意にはならなかったと解釈するのが妥当であると考えられる。一方、部・サークル活動に関する自己PR頻度は、大学入試離易度にかかわらず、内定獲得率と有意な正の関連があり、アルバイトに関する自己PR頻度は、大学入試離易度にかかわらず、内定獲得率と無相関であることがわかる。また、仕事に関する自己PR頻度は、大学入試離易度下位校のみで内定獲得率と有意な正の関連があることがわかる。
２　内定獲得の有無の規定要因
最後に、ロジスティック回帰分析によって学楽に関する自己PR頻度が内定獲得率に対してもたらす効果を分析する。表４は、ロジスティック回帰分析で使用する変数の操作的定義をまとめたものである。表５は、学薬に関する自己PR頻度等を独立変数とし、内定獲得の有無を従属変数としたロジスティック回帰分析の結果をまとめたものである(5)。ここでは、基本的な属性等に加えて、ゼミ・演習等の活動経験のみを独立変数に投入したモデル1 、自己PR類度のみを独立変数に投入したモデル2、活動経験と自己PR頻度を同時に独立変数に投入したモデル３を設定している。表５によれば、次の４点がわかる。第１に、学楽に関しては、ゼミ・演習に参加しているというだけでは内定獲得の有無に対して効果はみられない一方で、自己PR頻度には内定獲得の有無に対して有意な正の効果がみられるという点である。モデル１では、ゼミ・演習参加ダミーには何ら効果はみられない。しかし、モデル２では、学楽に関する自己PR頻度に有意な正の効果がみられ、モデル３でも同様の結果となっている。学薬に関しては、活動をしただけでは内定獲得率を高める効果はなく、自己PRを
することによって初めて、内定獲得率が上昇するという結果になっている。この結果は、前述したクロス集計の結果と整合的である。第２に、部・サークル活動に関しては、モデル１の参加ダミーとモデル２の自己PR頻度には内定獲得の有無に対して有意な正の効果がみられる一方で、両者を同時に独立変数に投入したモデル３では自己PR頻度のみに内定獲得の有無に対して有意な正の効果がみられるという点である。自己PR頻度に有意な正の効果がみられるという点は、前述したクロス集計の結果と整合的である。第３に、アルバイトに関しては、学期中に定期的にしたダミーには内定獲得の有無に対して有意な強い正の効果がみられる一方で、自己PR頻度には効果はみられないという点である。これは、学楽に関する活動・自己PR頻度の変数とは逆の傾向である。自己PR類度に有意な効果がみられないという点は、前述したクロス集計の結果と整合的である。第４に、仕事に関する自己PR頻度には有意な効果はみられないという点である。この結果は、前述したクロス集計の結果と整合的である。
３　考察
以上の分析結果について考察する。
まず、ゼミ・演習参加ダミーには有意な効果はみられず、学楽に関する自己PR頼度には有意な正の効果がみられたという結果は、前述した苅谷（1997）による能力シグナルの社会的構成説という理論的な視座から解釈できる。すなわち、新規大卒労働市場においては、大学における学業は、取引相手である企業等に対して「注力エピソード」という形で表出されない限り、交換価値が発生しないと考えることができる。こうした結果になったのは、企業側の能力評価のあり方や能力観が影響しているからであると考えられる。小山(2009)によれば、企業は、「注力エピソード」を基軸として学生の能力評価を行うものの、その内容自体を問うているわけではない。また、上西（2012、 p.18）によれば、大学で学んだ内容を面接で問うことがあっても、それは高い知的能力を測るための手がかりに過ぎないと認識する企業、大学時代の学びの場は授業以外にもあると認識する企業の事例が記述されており、総じて、企業は学生の知的能力が大学教育を通じて育成されたのか否かという点にこだわりがない。以上から、学薬は、自己PRという能力シグナルとして称極的に発信されることで初めて、内定獲得に結びつくと解釈できる。次に、部・サークル活動において、モデル３で参加ダミーの有意な効果が消え、自己PR頻度に有意な正の効果がみられたという結果は、部・サークル活動の経験が自己PRを媒介して内定獲得の有無に対して正の効果をもたらしたと解釈できる(6)。小山(2012)によれば、学生は、部・サークル活動等の課外活動の経験を自己PRとして頻繁に選択する。部・サークル活動は、学生にとって自己PRとして身近な話題である一方で、ほぼ同世代の中での活動に過ぎない。そのため、自己PRという形で表出されないと、新規大卒労働市場では効果を発揮しないと解釈できる。さらに、アルバイトについては、学期中に定期的にしたダミーのみに有意な正の効果がみられたという結果は、就薬経験としてのアルバイトの特徴を示唆しているように思われる。アルバイトの場合、顧客に対する適切な言葉遣いや立ち振る舞い等が求められるため、そうした対人的なスキルが身体化され、就職活動の場で自然と発揮されやすくなると考えられる。そのため、アルバイトという就楽経験は、自己PRとして表出されなくても、それ自体で内定獲得に結びつきやすくなると解釈できる。最後に、仕事に関する自己PR頻度に有意な効果がみられなかったのは、就職活動において仕事に関する自己PRを行うことは当然であるとともに、仕事経験のない学生にとっては当該自己PRで他人との差別化を図ることは困難であるからであると解釈できる。
VI 結論
本稿では、４年制大学の社会科学分野の学部に所属している学生に対する質問紙調査によって、学薬に関する自己PR頻度は内定獲得率を高めるのかという問いを明らかにしてきた。本稿の主な知見は、次の４点にまとめることができる。第１に、ゼミ・演習に参加していることは内定獲得率と無相関であった一方で、学薬に関する自己PR頻度は内定獲得率を高めたという点である。第２に、部・サークル活動に関しては、活動経験が自己PR頻度を媒介して内定獲得率を高めたという点である。第３に、アルバイトに関しては、活動経験自体が内定獲得率を高め、自己PR頻度は内定獲得率と無相関であったという点である。第４に、仕事に関する自己PR頻度は、内定獲得率に対して有意な効果をもたらしていなかったという点である。以上の知見には、大学教育の「就職レリバンス」を検討する上で、重要な含意がある。小山（2010a）によれば、従来の先行研究では、①大学教育のアウトカムに関する研究と②大学から職業への移行に関する研究が分断的な状況にあり、大学教育のアウトカムが就職活動結果に対してもたらす効果自体が十分に検証されてこなかった。本稿の知見は、小山（2010a）の指摘を発展的に再検討することにつながる。すなわち、少なくとも社会科学分野の大学教育においては、そのアウトカムを測定し、就職活動結果との相関関係を分析するだけでは不十分であり、大学教育のアウトカムが新規大卒労働市場で自己PRとして表出される過程自体にも着目する必要がある。換言すれば、大学は、学生の能力を育成するという視座に立つだけでは不十分であり、(学生を通じて)いかに能力の育成結果を企業等の外部に対して発信していくかという点まで射程に入れなければならない。近年、大学教育の質保証や学生の能力の育成において、アクティプ・ラーニングや学生の主体性といった言葉がマジックワードのように使われているように思われる。確かに、アクティブ・ラーニングや学生の主体性を踏まえた教育実践は必要なのかもしれない。しかし、それが前述した社会化モデルを暗黙の前提とした思考俘止を続ける限り、大学教育の「就職レリバンス」が大学の外部に認識される契機は絶たれたままになるだろう。社会に対する教育責任を果たし、大学教育の「就職レリバンス」を顕在化させるために、大学は、学生が大学の外部に対して自信をもって発信できる学習経験を提供しなければならない(7)。本稿の意義は、社会科学分野という限られた視点からではあるものの、能力シグナルの社会的構成説を理論的な視座として接用することによって社会化モデルを無批判に受容することの問題性を実証的に明らかにし、教育実践に付加しなければならない新たな視座を提出した点にある。最後に、今後の課題として、次の３点を指摘する。第１に、学薬に関する自己PR頻度の規定要因を分析する必要があるという点である。本稿では、能力シグナルの社会的構成説を理論的な視座として採用し、大学教育の「就職レリバンス」を自己PR頻度に着目しながら実証的に明らかにした。今後は、ピのようにすれば、学生が学楽に関する自己PRをするようになるのかという点を明らかにする必要がある。第２に、自己PRの中身に踏み込んだ研究が必要であるという点である。本稿では、自己PR頼度という変数しか分析を行えなかった。大学教育が「就職レリバンス」を発揮する過程をより精緻に分析し、その結果を教育実践に活用するためには、自己PRの中身にも着目した实証研究が求められる。第３に、社会科学分野以外の大学教育の「就職レリバンス」の研究を行う必要があるという点である。本稿では、学生の最大多数を占める社会科学分野に着目したが、例えば、工学等の自然科学分野では専門性の育成が（自己PRという表出を伴わなくても）「就職レリバンス」の発揮につながるかもしれない。
【注】
(1)本稿は、大学教育の「就職レリバンス」を現状よりも顕在化させることが望ましいという立場に立っている。この立場に対して否定的な見方もあろう。しかし、飯吉（2008）が明らかにしたように、産業界の大学に対する教育要求は、1990年代以降、高まっており、古典的な大学教育観は大きく揺らいでいる。また、小方（2013）が指摘するように、学生側の変化も古典的な大学教育観の素朴な維持を困難にしている。亜要なのは、大学教育の「就職レリバンス」を顕在化させることは、大学の就職予備校化を直ちに意味するわけではないということである。 (2)なお、文部科学省・厚生労働省の「大学等卒業予定者の就職内定状況調査」によれば、2011年２月１日時点の大学卒業予定者（文系）の就職内定率は76.8%であり、過去最低となっている。 (3)もちろん、学校歴も重要な能力シグナルの１つである。しかし、学校歴は学生と大学にとって外在的な変数であるため、操作困難である。それに対して、「注力エピソード」は学生と大学の双方にとって操作可能性があり、大学の教育実践に関する含意を導き出せる変数である。 (4)この調査の詳細については、東京大学教育学部総合教育科学科比較教育社会学コース(2011)、東京大学教育学部比較教育社会学コース・Benesse教育研究開発センター編（2012）を参照されたい。 (5)独立変数間に強い相関関係はない。また、ゼミ・演習参加ダミーの代わりに、他人と協力して研究や作案を進める授業を受けたダミーを投入しても、分析結果に大きな違いはない。 (6)分析結果は省略するが、部・サークル活動等参加ダミーは、部・サークル活動に関する自己PR頻度に対して有意な強い正の効果をもたらしている。 (7)なお、このことは、学習経験自体の質よりも、その発信の仕方が内定獲得率の向上にとって重要であるという趣旨ではない。大学は、両者を二項対立図式で捉えるのではなく、発信に値する学習経験を提供する必要があると考えられる。
【引用文献】
飯吉弘子(2008) [戦後日本産業界の大学教育要求──経済団体の教育言説と現代の教義論」東信堂.上西充子（2012）「採用選考における文系大学生の知的能力へのニーズと評価」「生涯学習とキャリアデザイン』第９巻、pp.3-21.梅崎修・田澤実（2012）「大学教育と初期キャリアの関連性——全国大学４年次と卒業後２年目の継続調查」「日本労働研究雑誌」第619号、pp.64-76.梅崎修・田澤英（2013）「教育効果の大学問格差──全国の大学４年生と卒業後２年目の継続調査」梅崎修・田澤実編『大学生の学びとキャリア――入学前から卒業後までの継続調査の分析」法政大学出版局、pp.77-97.小方直幸（2001）「コンピテンシーは大学教育を変えるか」『高等教育研究』第4集、pp.71-91.小方直幸(2010)  「コンピテンス・アプローチ再考」  [大学論集』第41集、pp.43-57.小方直幸（2011）「大学生の学力と仕事の遂行能力」 『日本労働研究雑誌』第614号、pp.28-38.小方直幸（2013）「大学における職業準備教育の系譜と行方──コンピテンスモデルのインパクト」広田照幸・吉田文・小林傳司・上山隆大・濱中淳子編『教育する大学──何が求められているのか』岩波書店、pp.49-75.河谷閘彦（1997）「能力の見え方・見られ方」天野郁夫編『教育への問い――現代教育学入門』東京大学出版会、pp.97-123.経済産業省編（2008） [今日から始める　社会人基礎力の育成と評価──将来のニッポンを支える若者があふれ出す！』角川学芸出版.経済産業省編（2010） 『社会人基礎力　育成の手引き──日本の将来を託す若者を育てるために』朝日新開出版.小杉礼子（2008） [大学生の進路選択と就職活動」 [高等教育研究』第11集、pp.85-105.小山治（2009）「大卒就職に関する質問紙調査における採用重視・評価項目の再検討──事務系総合職採用の能力評価のあり方に着目して」院教育学研究科紀要』第48巻、pp.69-79.小山治（2010a）「新規大卒労働市場における大学教育の就職レリバンス——学習理論に着目した新しい分析モデルの提出」「大学教育学会誌」第32巻第２号、 pp.95-103.小山治(2010b)「なぜ企業の採用基準は不明確になるのか──大卒事務系総合職の面接に着目して」対谷剛彦・本田由紀編『大卒就職の社会学――データからみる変化』東京大学出版会、pp.199-222.小山治(2012) 「学生による企業の採用基準の認識過程──社会科学分野に着目して」『年報社会学論集』第25号、pp.73-83.田澤実・梅崎修(2013)「初期キャリアの決定要因——全国の大学４年生の継続調査」梅崎修・田澤実編 [大学生の学びとキャリア──入学前から卒業後までの継続調査の分析』法政大学出版局、pp.59- 76.東京大学教育学部総合教育科学科比較教育社会学コース（2011）  [大学生なう。——全国の社会科学分野の大学生に関する調査報告書』東京大学教育学部総合教育科学科比較教育社会学コース.東京大学教育学部比較教育社会学コース・Benesse教育研究開発センター編(2012) 『社会科学分野の大学生に関する調査報告書』ベネッセコーポレーション.永野仁（2004）「大学生の就職活動とその成功の条件」永野仁編『大学生の就職と採用――学生1,143名、企業658社、若手社員211名、244大学の実証分析』中央経済社、pp.91-114.日本学術会議（2010）「大学教育の分野別質保証の在り方について」平沢和司（2010）「大卒就職機会に関する諸仮説の検討」苅谷剛彦・本田由紀編 『大卒就職の社会学――データからみる変化』東京大学出版会、pp.61-85.本稿の分析で使用した質問紙調査のデータは、東京大学教育学部で開講されている教育社会学調査実習という授業の一環として採取されたものである。データの利用にあたり、東京大学大学院教育学研究科の本田由紀教授、ベネッセ教育総合研究所から許可を得た。ここに厚くお礼申し上げる。 Does the Self-promotion of Academic Experiences Increase the Probability of Getting a Job?: From a Viewpoint of the Social Construction of Signal of Employability ※  Osamu KOYAMA self-promotion of academic experiences, probability of getting a job, social construction of signal of employability, "university-to-work relevance," social science The purpose of this paper is to examine whether the self-promotion of academic experiences increases the probability of getting a job from a viewpoint of the social construction of signal of employability. The data used in this paper was collected by questionnaire survey to Japanese university students who were in the faculty of social sciences. Main findings are fourfold: First, students who self-promoted their academic experiences had a higher probability of getting a job, although attendance at a seminar had no significant effects on getting a job. Second, participation in extracurricular activities had positive indirect effects on getting a job through the direct effects of the self-promotion. Third, experiences of part-time working had positive effects on getting a job. However, the analysis revealed that the self-promotion of the experiences had no correlation with success rate of getting a job. Fourth, students who self-promoted their desirable jobs did not have a higher probability of getting a job. These findings provide us with meaningful insights to improve "university-to-work relevance" through university education and to encourage students to survive in a job screening process. Universities have responsibility for developing their curricula to satisfy the demand of society. Furthermore, universities have to make a huge effort to ensure "university-to-work relevance" through their education. To achieve these goals, university education is expected to provide students with more learning experience which enables students to appeal their competency at a job interview.