労働組合が従業員のウェルビーイングに与える影響
研究課題 1

1

労働組合が従業員のウェルビーイングに与える影響

労働組合が従業員のウェルビーイングに与える影響

齋藤 隆志
1 ．はじめに我が国では，ここ数十年にわたって労働組合の影響力の低下が指摘されている。厚生労働省「労働組合基礎調査」によれば，労働組合の推定組織率は戦後すぐには50% を超えていたもののその後すぐ急激に低下し，高度成長期には横ばいだったものの，1970年以降は一貫して低下傾向
1）が続いて，直近の2021年度では16.9% にすぎない 。雇用者数と組合員数のトレンドを合わせてみると，1990年代中ごろまでは雇用者数の急激な増加に組合員数の増加が追い付いていないこと
が組織率低下の要因と考えられる。それ以後は，いったん組合員数自体が減少したが，2010年
代中ごろにはその傾向も止まって，1000万人程度で横ばいの状態になっている（図 1 ）。組織率の低下には，産業構造や労働者の構成が変化したというマクロ的要因と，労働組合がない企業で新たに結成したり，労働組合のある企業において組合員でなかった労働者を組合員にしたりする（組織化）という努力が十分になされなかった，あるいは阻害されたというミクロ的要因とがある（橘木（1992），都留（2002）など）。
組織率が低下することによって，労働組合の影響力が低下し，組合員・非組合員を問わず労働者が様々な面で不利になる可能性がある。その代表例としては，春闘の形骸化が挙げられる。
春闘は賃金の社会的な相場形成に貢献し，その恩恵は組合員のみならず，組合がない企業の労働者や組合があっても非組合員である労働者にも及んでいる。賃金以外の様々な労働条件につ2）

いても同様のことが指摘できる 。労働組合は不満を持った従業員の発言の経路を確保する重要な役割を持っている。この発言メカニズムは離職率の低下をもたらす（Freeman and Medoﬀ(1984)）。さらに，労使間の情報共有が企業の生産性を向上させるという議論がある（Freeman
1 ）2020年には11年ぶりに組織率が上昇したが，新型コロナウイルスの影響で雇用者数が大きく減ったことが影響しているという（「労組組織率17% 台に上昇」日本経済新聞，2020年12月17日朝刊）。減った雇用者は非組合員であったことを意味するが，これは労働組合のある企業においては雇用が維持されやすいことを示している。

2 ）池田心豪氏（労働政策研究・研修機構主任研究員）は，2017年 1 月施行の育児・介護休業法の改正において，厚生労働省の研究会において労働組合代表の委員が発言したことにより，育児休業対象要件が大幅に緩和された例を挙げ，労働組合が女性の声を吸い上げて労使の交渉や協議の場でとりあげることの重要性を説いている（「働く女性の悩み」日本経済新聞，2016年11月19日朝刊）。

研 究 所 年 報2
図1

雇用者数・労働組合員数・推定組織率の推移
7,000

60.0

6,000

4,000
30.0
3,000
20.0

2,000

10.0

1,000

0.0

労働組合員数・雇用者数(万人)

推定組織率（％）

推定組織率(%)

5,000

40.0

労働組合員数・雇用者数（万人）

50.0

1947
1949
1951
1953
1955
1957
1959
1961
1963
1965
1967
1969
1971
1973
1975
1977
1979
1981
1983
1985
1987
1989
1991
1993
1995
1997
1999
2001
2003
2005
2007
2009
2011
2013
2015
2017
2019
2021

0

年
推定組織率

労働組合員数

雇用者数

資料出所）厚生労働省「労働組合基礎調査」

and Lazear (1995））。ただし，労働者が生産性向上に資する情報共有を行うためには，組合が雇用主に雇用を守らせ，失業の不安を払しょくすることが重要な条件となる（野田（2017））。これらのことを通じて，労働組合は企業の生産性に正の効果を与えると考えられるため，組織率の低下は生産性の低下をも招きかねないといえる。
このように労働組合に所属しない労働者が増えていることは大きな問題だが，一方で労働組合に所属している組合員の活動レベルの低下も懸念材料である。労働組合がもたらす労働者や企業への有益な効果は，組合員の活動が活発に行われてこそ実現するのであって，単に所属しているだけのフリーライダーが増加すると，そうした効果は期待できなくなる。萩原（2016）は，高度成長期にはすでに組合活動に無関心な組合員の増加が懸念されてきたことを紹介したうえで，近年は24時間対応型の職場編成やシフトの複雑化，セキュリティの強化により，職場活動の継続が困難になるケースが出ていると指摘する。また，パート従業員など職場での未組織労働者の増加
が，正社員中心の企業別労働組合の代表性を揺るがしており，組合活動への信頼や支持を失わせていることを示唆する。
では，労働組合の存在する企業において，組合活動が活発に行われていることが，そもそも組合員自身のウェルビーイングに良い影響を与えているのだろうか。もしそうでなければ，組合員の活動レベルを引き上げたり，未組織企業に組合を広げていったりすることは，非常に困難だと言わざるを得ない。本研究では，国際経済労働研究所が1990年から収集を続けている，労働組合員を対象とした大規模調査のデータを用いて，労働組合単位で見た組合活動の活発さが，労働組合員個人のウェルビーイングにどのような影響を与えているかについて検証することが主な目

労働組合が従業員のウェルビーイングに与える影響

3的である。上記の問題意識からすれば，労働組合があってもそこに属しない従業員への影響も調査する必要があるが，現状ではそうした人々から多くのデータを得られているわけではないため，
本研究では断念している。しかし，組合員であっても労働組合への態度は様々であるため，その違いによって組合活動のウェルビーイングへの影響の仕方の違いが生じるかを，併せて検証することにする。
本稿の残りの部分の構成は以下のとおりである。 2 節では先行研究のレビューを行う。 3 節
では仮説と分析方法について説明したのち，その分析で用いるデータについて概観する。 4 節では，計量分析の結果を説明し，仮説の妥当性を検討したうえで，その解釈を行う。最後に 5 節では結論を提示するとともに，残された課題を述べる。

2 ．先行研究
まず，我が国の労働組合組織率低下の要因について概観した研究をとりあげる。橘木（1992）
は組織率低下の第一の要因として，Blanchﬂower and Freeman (1992) の国際比較に基づいて，労働者や産業の構成が変化したことを挙げている。すなわち労働組合への参加率が低い女性，高学歴，パートタイム，ホワイトカラーの労働者割合と，非製造業や（公企業や公的機関ではな
く）私企業という産業の割合が増えていることが，組織率低下に貢献しているという。第二の要因として，Freeman and Rebick (1989) が提唱した仮説である「労働組合設立数マイナス労働組
合解散数」の減少をとりあげ，「未組織企業の増加」も組織率低下に貢献していると評価すると同時に，これら 2 つの要因は実は同一の現象を異なった視点から評価している可能性を指摘している。なお，我が国の場合解散数はそれほど多くないが，企業が新設された場合に労働組合が結成されないことが多いため，未組織企業が増加すると考えられる。また中村（2004）では，既存の企業において従業員数が減少するのに伴い組合員数が減少していると指摘しているが，これは緩やかな形の「解散」といえる。
都留（2002）では，上記のマクロな要因の検討に加え，未組織企業において組織化が阻害される要因について，企業や労働者の労働組合への態度等のミクロ的な観点から考察している。我が国においては経営側の組合忌避よりは，正規従業員と非正規従業員との間の利害が異なることに
よって後者の組織化が進まないことや，未組織労働者が労働条件に対する不満解決の手段として
3）

労働組合を用いることへの関心が低い，低下していることを指摘している 。また，間淵（2004）
は，1973年から2003年に実施された各種の世論調査から「日本人の労働組合離れ」傾向を確認している。具体的には，有効性，意見反映感，必要性，存在感，信頼感，存在感が低下しており，その要因として業績主義・能力主義的人事管理の実施により労働者間の利害共有が困難になった
3 ）とはいえ，直近ではアメリカで若年層を中心に労働組合への支持率が上昇し，スターバックスや
amazon で労働組合が結成されている。低下傾向にあった労組結成の投票件数も2022年に急増している（「Z 世代，企業に変革迫る」日本経済新聞，2022年 7 月29日朝刊）。

研 究 所 年 報

4こと，そのことが連帯感を喪失させたことがあると推測している。
個々人の労働組合への支持に関して分析した研究としては，原・佐藤（2004）が挙げられる。
まず先行研究のレビューにより，労働者個人の労働組合支持に影響を及ぼす共通の要因として，金銭的・非金銭的労働条件への不満，組合効果に対する効果，身近な人たちの労働組合に対する評価や態度，労働条件に関する不満を自力で解消する手段が見つからないことを挙げている。そして実証分析により，未組織労働者の場合，労働者の権利に関する理解度が高いこと，組合が役に立つと考えていること，仕事上の不安や労働条件の低下を感じていることが，組合を支持する要因になっていることを示している。また，組合が実際に役に立っているのかを分析した研究の一つである梅崎・田口（2020）は，労働組合が職業生活の満足度，具体的には賃金，雇用の安定性，仕事の内容，職場の人間関係の満足度に対してどのような影響を与えているかについて，正社員と契約社員とを比較しながら実証分析を行い，その結果正社員では組合の存在は雇用の安定性にのみ正の影響を与えているのに対し，契約社員ではそれに加えて賃金，職場の人間関係にも正の影響を与えており，むしろ正社員より幅広い組合効果があることを示している。一方，組合
活動は，必ずしも労働環境や待遇に対する不満を解消するためのものではない。山本（2016）は，国際経済労働研究所の ｢ 第30回組合員共同意識調査 ｣ データを用いた分析により，労働環境や給与・地位に満足している方がむしろ組合活動意欲が高くなることを示している。また，事業の社会的意義や組合の社会的重要性を感じているほど，協力感や集団活動の楽しさを感じているほど，
組合活動意欲が高まることも発見している。
組合がウェルビーイングにもたらす影響については，海外では多くの研究が実施されてきた。
Laroche (2016) では1978年から2015年までの実証研究を収集してメタ分析を実施した結果，クロスセクションデータを用いた実証分析においては，労働組合に属していることと仕事満足度との間には有意に負の関係が見いだせるものの，パネルデータの固定効果モデルや操作変数法といった内生性に対処する手法を用いた場合にはそれが消滅することを指摘し，組合員の方が仕事満足度が低いという結果は組合が仕事満足度を低下させるという因果関係ではなく，職場環境により高い期待を持つ（したがって同じ環境でも仕事満足度が低くなりがちな）労働者が組合に参加するというセレクション効果で説明されるという解釈を提示している。一方 Blanchﬂower andBryson (2020) では，欧米では2000年代に入ってから，労働組合に属していることと仕事満足度
4）との関係が，負から正へと切り替わったという結果を提示している 。これは，労働組合員が不況の際に賃金や雇用保障などについて，相対的な意味でベネフィットを受けたことが要因であるとしている。
以上みてきたように，労働組合の影響力は組織率の意味でも，組合員の活動レベルの意味でも低下傾向にあるという厳しい状況である。また，労働組合は基本的には職場環境等への不満を発4 ）この論文の著者も含んだ Freeman et al. (2020) は Vox.eu のコラムであり，本論文の結果を簡潔に紹介している。

労働組合が従業員のウェルビーイングに与える影響

5

言によって解決するという存在意義を持っているとされてきたが，それだけではなくむしろ現状の仕事を肯定する人ほど組合活動への意欲が高まることも分かった。一方，組合に属していることが，従業員のウェルビーイングに対して与える影響は，欧米の研究によれば過去においては内生性を除去した場合には有意な結果は得ていなかった。ところが，近年の不況による雇用不安低下の状況においては正の結果に変わったことが分かった。本稿ではこの後，組合活動が活発な労働組合に属する組合員のウェルビーイングが高いのかどうかについて実証分析を行うことで，組合の影響力を存在の有無だけではなくて，活動レベルの差によって異なるかどうかを示したい。

3 ．仮説・分析手法・データ
3.1

仮説と分析手法

本研究の仮説は，「組合活動が活発な企業においては，組合員のウェルビーイングが高い」でされている。ただ、組合全体として活動レベルを高めた結果として成果が得られたり、成果ある。先行研究のサーベイから，労働組合を結成したり，組合活動が活発であったりする企業は，が得られる可能性が高まったりすれば、ウェルビーイングは高まる可能性がある。また、不労働者が職場環境等に不満を抱えているからこそ，そのような行動をとることが指摘されている。

満ではなくてむしろ現状の仕事に肯定的であるほど、活動を増やすという研究結果につい
ただ，組合全体として活動レベルを高めた結果として成果が得られたり，成果が得られる可能性ても見てきた。これは本研究で示したいこととはいわば逆向きの因果関係が想定されていが高まったりすれば，ウェルビーイングは高まる可能性がある。また，不満ではなくてむしろ現るが、本研究では組合活動は労働組合単位で集計されたものを用いるので、回答者本人が活状の仕事に肯定的であるほど，活動を増やすという研究結果についても見てきた。これは本研究動に不熱心であったとしても、組合全体の活動レベルが高い場合にウェルビーイングが高で示したいこととはいわば逆向きの因果関係が想定されているが，本研究では組合活動は労働組

まるかについて確認が可能である。そして、特に現状に大きな不満がなかったとしても、組合単位で集計されたものを用いるので，回答者本人が活動に不熱心であったとしても，組合全体
合活動の結果より良い職場環境になるという成果を得られることもありうるため、このケの活動レベルが高い場合にウェルビーイングが高まるかについて確認が可能である。そして，特ースでもウェルビーイングは高くなると予想できる。
に現状に大きな不満がなかったとしても，組合活動の結果より良い職場環境になるという成果を推定する式は以下のとおりである。
得られることもありうるため，このケースでもウェルビーイングは高くなると予想できる。
推定する式は以下のとおりである。

����𝑗𝑗𝑗𝑗 + 𝛽𝛽𝛽𝛽2 𝑈𝑈𝑈𝑈𝑈𝑈𝑈𝑈𝑗𝑗𝑗𝑗𝑗𝑗𝑗𝑗 + コントロール変数 + 𝜀𝜀𝜀𝜀𝑗𝑗𝑗𝑗
𝑊𝑊𝑊𝑊𝑊𝑊𝑊𝑊𝑗𝑗𝑗𝑗𝑗𝑗𝑗𝑗 = 𝛽𝛽𝛽𝛽0 + 𝛽𝛽𝛽𝛽1 𝑈𝑈𝑈𝑈𝑈𝑈𝑈𝑈

個人の番号を i ，組合の番号を j としている。εは誤差項である。被説明変数の WB はウェ
5）

ルビーイングで，具体的には仕事満足度，勤続意思，幸福度であり，すべて数値が大きいほど個人の番号を
i、組合の番号を j としている。εは誤差項である。被説明変数の
WB はウ
6）

それらが高いことを示している 。被説明変数はいずれも 55、幸福度であり、すべて数値が大き段階の順序尺度となっているため，ェルビーイングで、具体的には仕事満足度、勤続意思
順序プロビットモデルを用いて推定する。なお，係数の標準誤差は組合単位のクラスター頑健6
いほどそれらが高いことを示している。被説明変数はいずれも 5 段階の順序尺度となって
7）

標準誤差を用いて計算する。

いるため、順序プロビットモデルを用いて推定する。なお、係数の標準誤差は組合単位 7のクラスター頑健標準誤差を用いて計算する。

5 ）勤続意思はウェルビーイングとは異なる概念だが，ウェルビーイングが高まった結果勤続意思も高ま�����𝚥𝚥𝚥𝚥 は第 j 組合に所属する組合員の平均
説明変数のうちＵＡは組合活動レベルを指すが、UAると予想され，そのような結果は企業や組合にとっても重要であるため，用いることにした。

値であり、本研究で最も重視する説明変数である。UA
は具体的には以下の①〜③のうち一
6 ）主観的な項目の質問文は，付表のとおりである。
7 ）同一の組合が異なる年次で複数回調査に参加する場合がある。この場合は，別の組合であるとして計つを用いる。すなわち、①「組合員が組合の活動方針に従って行動」しているかという、他算している。

の組合員の活動レベルへの評価（数値が高いほど評価も高い） 8、②「組合活動が活発でない」という組合全体としての活動の活発さへの評価（逆転項目で、数値が低いほど活発であると評価している）、そして③30 の領域について労働組合を通じて自分の望みや考えが実現

研 究 所 年 報

6

説明変数のうち UA は組合活動レベルを指すが，UA は第 j 組合に所属する組合員の平均値であり，本研究で最も重視する説明変数である。UA は具体的には以下の①〜③のうち一つを用いる。すなわち，①「組合員が組合の活動方針に従って行動」しているかという，他の組合員
8）の活動レベルへの評価（数値が高いほど評価も高い） ，②「組合活動が活発でない」という組合全体としての活動の活発さへの評価（逆転項目で，数値が低いほど活発であると評価している），そして③30の領域について労働組合を通じて自分の望みや考えが実現しているかの評価の平均値（各項目は 5 段階評価，数値が高いほど高評価。分析には，その平均値を用いるので，最高が 5 点となる）である。組合活動について，活動時間等の客観的な指標は得られておらず，主観的指標で代用するが，組合ごとに平均値を計算して用いるので，個々人の測定誤差は相殺され，当該組合の活動レベルの代理変数として用いても大きな問題はないと考える。以下，①は「行動」，②は「不活発」，③は「実現度」と表記する。仮説が正しいとき，①と③の係数の符号は正となり，逆転項目の②の係数の符号は負となることが予想される。添え字に i と j の両方が付いた UA は，第 j 社の第 i 番目の組合員個人の組合活動レベルで，組合平均を計算したものと同じ変数を用いる。これは，活動の組合平均値の効果を見る際に，個人の活動レベルをコントロー
ルすることを目的としている。
その他のコントロール変数としては，ウェルビーイングに影響を与えると考えられる個人属性
として女性ダミー，年齢，年齢 2 乗，勤続年数，勤続年数 2 乗，大学・大学院卒ダミー， 5 種の職種（うち営業・販売・サービス職は基準とするので，残り 4 つをダミー変数とする），対数賃
金，対数残業時間を用いる。また組合の属性として，調査年次と業種ダミーを用いる。
追加分析として，労働組合への関心度の高低について場合分けして上記の推計を行う。労働組
合活動に対して関心がそもそもなかったり，参加するつもりがなかったり，組合に所属しているのに帰属意識が低かったりした場合，組合活動がウェルビーイングに与える効果が弱まるのでは
9）ないか，という懸念があるからである。労働組合への関心度については，「組合活動への関心」「組合活動に積極的に参加希望」「労働組合への帰属意識」の 3 つを用い，それぞれ高いグループ（ 5 段階評価の上位 2 つ）と低いグループ（下位 2 つ）とにサンプルを分割して推計する。以下，それぞれ「関心」「参加希望」「帰属意識」と表記する。
3.2

使用するデータ

本稿で用いるデータは，公益社団法人国際経済労働研究所が1990年から現在に至るまで実施
している ｢ 労働組合員総合意識調査 ｣ から得たものである。社会心理学者が中心となって設計したものであり，主観的な項目も多数収録されているが，組合員の基本的属性をとらえる項目も十8 ）なおこの項目は2004年以降の調査で採用されたため，これを説明変数に使う場合は，サンプルもそれ以後のものに限定される。

9 ）これはもともと「組合活動に無関心」であることを聞く逆転項目なので，関心がある高評価グループは，
この質問に対して実際は 1 または 2 と回答している。

労働組合が従業員のウェルビーイングに与える影響

7

分に含まれている。同調査への参加組織数は約300組織，対象人数は約200万人であるが，そのう
10）

ち本稿で用いるのは，上場企業の労働組合延べ235組織に所属する，役職についていない正社

員703,340人分のデータである。なお短時間勤務の正社員は分析対象外とした。調査に参加した
組織は，主として同研究所からのアプローチに応じたものであり，組織単位では無作為に調査票を配布しているわけではない。また，全労働組合員を対象に調査を行っている組織もあるが，一部の組合員のみが対象となっている組織もある。後者のケースでは，標本は従業員番号等によって無作為抽出されている。
11）

推計に用いたデータの記述統計量は表１
表1

変数名
被説明変数

仕事満足度
勤続意思
幸福度

主要説明変数

組合活動方針に従った行動（回答者）

組合活動方針に従った行動（組合平均）

組合活動が活発でない（回答者）
組合活動が活発でない（組合平均）

組合を通じた30領域の実現度（回答者）

組合を通じた30領域の実現度（組合平均）

場合分けの変数
組合活動に無関心
組合活動に積極的に参加希望
労働組合への帰属意識
コントロール変数
女性ダミー
年齢
勤続年数
大卒・大学院卒ダミー
営業・販売・サービス職
専門・技術・研究職
事務職（管理部門含む）
技能・現業職その他職種
対数賃金
対数残業時間のとおりである。仕事満足度の平均値は3.16 ，勤続

個人単位の記述統計表
サンプル
サイズ

平均値

標準偏差

最小値

最大値

618,092

3.16

1.07

1

5

663,375

3.28

1.13

1

5

639,349

3.35

1.06

1

5

551,644

3.02

0.83

1

5

553,109

3.02

0.12

2.50

3.46

507,869
666,187

2.96
2.96

0.96
0.18

1
2.40

5
3.61

505,677

2.70

0.61

1

5

667,175

2.71

0.14

2.17

3.00

700,918
654,771406,495

2.85
2.78
3.50

1.14
0.98
1.40

1
1
1

5
5
5

703,340
703,340
703,340
703,340
703,340
703,340
703,340
703,340
703,340
703,340
703,340

0.20
38.29
15.95
0.37
0.15
0.31
0.19
0.30
0.05
15.46
2.71

0.40
10.03
10.73
0.48
0.35
0.46
0.39
0.46
0.21
0.44
0.89

0
15
0
0
0
0
0
0
0
14.22
1.61

1
84
70
1
1
1
1
1
1
16.17
4.44

出所）筆者作成

10）調査に複数回参加している組織もある。

11）多くの組織の場合，回答者の負担を減少させるため，質問票が 2 〜 3 のパターンに分割され，ここの組合員に対してはそれらのうち 1 つがランダムで配布される。したがって，推定に用いる変数によってサンプルサイズは変動する。この記述統計表では，①被説明変数 3 つのうち少なくとも 1 つに答えている
こと，②主要説明変数 3 つのうち少なくとも 1 つに答えていること，③すべてのコントロール変数のデータがあることの 3 つの条件全てを満たすサンプルに絞って作成している。したがって，コントロール
変数のサンプルサイズが最も大きくなっている。

研 究 所 年 報

8

意思の平均値は3.28 ，幸福度の平均値は3.35であり，いずれも 5 段階尺度のおおむね中央の値からやや大きめの値であった。主要な説明変数の平均値については，「行動」「不活発」がいずれも3.0付近であったのに対し，「実現度」は2.70とやや低めであった。組合平均値の範囲を見ると，「行動」「不活発」は最小値が2.40〜2.50 ，最大値が3.46~3.61であって概ね3.0を中心とした分布になっているのに対し，「実現度」は最小値が2.17 ，最大値が3.00で組織平均の評価はやや低いところに分布している。場合分けの変数のうち「関心」「参加希望」の平均値はそれぞれ2.85 ，2.78
であり，前者は逆転項目であるため 3 をやや切る数値ということは平均的にはやや関心があると解釈できるが，後者の値からは積極的に参加を希望する回答者が多いわけではないといえる。
表2
調査年次 回答者数％

組合数

調査年次・業種の分布

％

業

種

回答者数

％

組合数

％

1990

2,366

0.34

5

2.13 食品

45,939

6.53

25

10.64

1991

30,5764.35

21

8.94 繊維

4,112

0.58

5

2.13

1992

6,697

0.95

7

2.98 化学工業

66,963

9.52

31

13.19

1993

5,300

0.75

4

1.7 医薬品

13,173

1.87

9

3.83

1994

2,461

0.35

1

0.43 ゴム

6,861

0.98

4

1.7

1995

1,338

0.19

1

0.43 窯業

11,131

1.58

7

2.98

1996

1,869

0.27

3

1.28 非鉄金属および金属製品

15,230

2.17

7

2.98

1997

2,463

0.35

3

1.28 機械

43,524

6.19

17

7.23

1998

15,3882.19

83.4 電気機器

235,927

33.54

43

18.3

1999

1,895

0.27

2

0.85 造船

698

0.1

1

0.43

2000

20,792

2.96

4

1.7 自動車・自動車部品

42,758

6.08

18

7.66

2001

34,7974.95

93.83 その他輸送用機器

2,958

0.42

1

0.43

2002

7,879

1.12

5

2.13 精密機器

24,715

3.51

11

4.68

2003

12,7941.82

72.98 その他製造業

29,512

4.2

8

3.4
1.28

2004

10,7801.53

52.13 水産

2,904

0.41

3

2005

34,1134.85

15

6.38 建設23,580

3.35

8

3.4

2006

25,8743.68

14

5.96 商社

22,459

3.19

5

2.13

15

6.38

2

0.85
0.43

2007

62,1658.84

12

5.11 小売業

40,043

5.69

2008

73,61010.47

198.09 その他金融業

68

0.01

2009

62,6528.91

15

6.38 鉄道・バス

1,780

0.25

2010

62,3068.86

15

6.38 陸運

239

0.03

2011

32,1294.57

12

5.11 通信

1,693

0.24

1

2012

46,4536.6

17

7.23 電力

52,724

7.5

4

1.7

2013

108,28015.4

145.96 ガス

5,036

0.72

2

0.85

2014

30,7774.38

13

5.53 サービス業

9,313

1.32

8

3.4

2015

7,586

1.08

4

1.7

703,340

100

235

100

703,340

100

235

100

計

注）回答者には所属企業と所属労働組合の双方のコードを付与している。一つの労働組合が，例えば親会社と子会社の両方の組合員をカバーしているケースがあり，そのとき子会社に所属する回答者の業種コードと，（親会社の業種に基づく）
所属労働組合の業種コードとが異なることがある。

出所）筆者作成

労働組合が従業員のウェルビーイングに与える影響
表3(1)
被説明変数→
主要説明変数→

(2)

(3)

9

全サンプルの推計結果
(4)

仕事満足度

(5)

(6)

(7)

勤続意思
実現度

(8)

(9)

幸福度

行動

不活発

行動

不活発

行動

不活発

主要説明変数・組合平均 0.373***-0.214***0.262***

0.423***-0.175***0.256***

実現度

0.235***-0.258***0.357***

実現度(3.766)(-3.845)(3.218)(4.652)(-2.827)(3.550)(3.065)(-5.000)(5.438)

主要説明変数・回答者 0.164***-0.127***0.346***

0.164***-0.109***0.299***

0.113***-0.101***0.244***(18.75)(-25.83)(41.34)(19.89)(-25.08)(41.40)(20.25)(-31.92)(34.88)

女性ダミー

0.149***

0.144***

0.127***

0.0672***0.0521***0.0371**0.439***

0.429***

0.420***(12.66)(11.49)(9.364)(4.524)(2.997)(1.993)(40.44)(42.13)(39.87)

年齢-0.0134**-0.00271

0.00236-0.00114

0.0205***0.0248***-0.0199***-0.0152***-0.0125***(-1.983)(-0.517)(0.398)(-3.683)(-2.686)

年齢 2 乗0.000255** 0.000166** 9.88e-05(2.513)(2.099)(1.102)(1.260)(-0.750)(-1.280)(2.154)(2.601)(1.747)

勤続年数-0.0168***-0.0193***-0.0191***-0.0212***-0.0243***-0.0241***-0.0174***-0.0180***-0.0177***(-5.941)(-9.630)(-8.493)(-6.737)(-11.49)(-10.61)(-8.616)(-12.96)(-11.69)

勤続年数 2 乗

0.000244** 0.000303*** 0.000272*** 0.000234** 0.000299*** 0.000271*** 0.000185** 0.000232*** 0.000205***(2.522)

大卒・大学院卒ダミー 0.0601***(3.944)
専門・技術・研究職ダミー 0.0379**(2.441)(-0.153)(3.336)(3.757)(-3.607)0.000146-6.87e-05-0.000126

0.000217** 0.000179*** 0.000136*(4.323)(3.485)(2.085)(4.002)(3.377)(1.970)(3.809)(3.058)0.0450***0.0808***-0.00515-0.01850.01160.0792***0.0623***0.0871***(3.837)(6.913)(-0.302)(-1.561)(1.002)(7.044)(6.588)(9.186)0.0448***0.0474***0.0490***0.0584***0.0602***-0.0407***-0.0400***-0.0452***(2.993)(3.431)(2.983)(3.712)(4.015)(-2.868)(-2.944)(-3.411)

事務職（管理部門含む）ダミー 0.0248-0.0196-0.0155-0.0259-0.0935***-0.0928***0.0418***0.0297**0.0271**(1.597)(-1.334)(-1.043)(-1.375)(-4.314)(-4.196)(3.829)(2.516)(2.322)-0.0407**-0.0475***-0.00813-0.00405-0.0115-0.0556***-0.0355**-0.0484***(-3.247)

技能・現業職ダミー -0.0466***(-2.805)(-2.444)(-2.842)(-0.420)(-0.225)(-0.646)(-4.147)(-2.386)

その他職種ダミー 0.115**

0.0933**0.0715**0.103***

0.0834**0.0635**0.212***

0.152***

0.127**(2.464)(2.349)(2.256)(2.946)(2.551)(2.245)(4.508)(2.751)(2.564)

対数賃金

0.225***

0.209***

0.215***

0.126***

0.0986***0.101***

0.444***

0.433***

0.441***(8.788)(10.14)(10.75)(5.264)(5.334)(5.308)(14.31)(18.00)(19.17)

対数残業時間-0.0359***-0.0398***-0.0375***-0.0324***-0.0347***-0.0322***-0.0404***-0.0491***-0.0481***(-3.796)(-5.217)(-5.172)(-3.200)(-4.696)(-4.568)(-3.839)(-6.218)(-6.356)閾値 1

3.314***

0.951***

3.681***

2.165***-0.3662.031***

5.703***

3.820***

6.604***(5.783)(2.722)(9.479)(3.909)(-1.142)(5.567)(9.831)(9.553)(16.95)

閾値 2

3.948***

1.587***

4.336***

2.692***

0.166

2.575***

6.300***

4.402***

7.196***(6.892)(4.539)(11.19)(4.862)(0.517)(7.068)(10.83)(10.98)(18.43)

閾値 3

4.901***

2.548***

5.314***

3.597***

1.062***

3.483***

7.237***

5.339***

8.139***(8.570)(7.326)(13.72)(6.484)(3.315)(9.539)(12.38)(13.29)(20.81)

閾値 4

6.100***

3.729***

6.501***

4.690***

2.131***

4.557***

8.462***

6.535***

9.337***(23.78)(10.68)(10.73)(16.86)(8.474)(6.668)(12.54)(14.41)(16.17)

業種ダミー

yes

yes

yes

yes

yes

yes

yes

yes

yes

年次ダミー

yes

yes

yes

yes

yes

yes

yes

yes

yes

サンプルサイズ 531,174

423,251

421,912536,961

468,570

466,955

488,879

504,349

504,040

疑似決定係数

0.01630.01420.02330.01400.01240.01900.01960.02050.0244対数疑似尤度-752594-600836-593258-774420-682323-675245-676482-704961-701877

注）カッコ内の数値は頑健 z 値である。
*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
出所）筆者作成

研 究 所 年 報10表4

被説明変数 = 仕事満足度
組合平均
回答者
被説明変数 = 勤続意思
組合平均
回答者
被説明変数 = 幸福度
組合平均
回答者

被説明変数 = 仕事満足度
組合平均
回答者
被説明変数 = 勤続意思
組合平均
回答者
被説明変数 = 幸福度
組合平均
回答者

被説明変数 = 仕事満足度
組合平均
回答者
被説明変数 = 勤続意思
組合平均
回答者
被説明変数 = 幸福度
組合平均
回答者

高群
(1)
0.377***(3.760)0.165***(15.79)(7)0.453***(4.738)0.170***(17.27)(13)0.225***(2.756)
0.117***(16.60)高群(19)-0.197***(-3.467)-0.124***(-24.62)(25)-0.153**(-2.150)-0.105***(-22.15)(31)-0.254***(-4.235)-0.102***(-28.21)高群(37)0.250***(3.193)0.384***(36.93)(43)
0.194**(2.488)0.327***(32.90)(49)
0.345***(4.736)
0.281***(30.38)

場合分けをした推計結果

関心

低群
(2)
0.290***(3.127)0.119***(17.77)(8)0.284***(3.456)0.111***(17.59)(14)0.163**(2.111)0.0772***(15.54)

関心

低群
(20)
-0.190***(-3.040)-0.0972***(-18.76)(26)-0.113**(-1.978)-0.0744***(-17.29)(32)-0.244***(-4.769)-0.0712***(-18.21)

関心

低群
(38)
0.230***(2.603)0.264***(33.99)(44)0.232***(3.328)0.223***(33.71)(50)
0.321***(5.182)0.181***(29.97)

説明変数＝行動

参加希望
高群
低群
(3)
(4)
0.450***
0.250***(4.656)(2.639)0.162***
0.111***(16.32)(18.22)(9)(10)
0.486***
0.298***(4.630)(3.438)0.168***
0.105***(17.83)(17.47)(15)(16)
0.262***
0.141**(3.074)(1.976)0.105***
0.0715***(15.34)(15.88)
説明変数＝不活発
参加希望
高群
低群
(21)
(22)
-0.213***-0.188***(-3.410)(-2.912)-0.126***-0.0914***(-22.71)(-18.59)(27)(28)-0.194**-0.163***(-2.455)(-2.642)-0.110***-0.0710***(-21.11)(-13.35)(33)(34)-0.263***-0.169***(-5.884)(-3.618)-0.102***-0.0632***(-23.17)(-14.73)
説明変数＝実現度
参加希望
高群
低群
(39)
(40)
0.381***
0.165*(4.968)(1.797)0.393***
0.262***(35.28)(30.78)(45)(46)
0.325***
0.182**(3.499)(2.159)0.329***
0.216***(28.30)(24.91)(51)(52)
0.307***
0.226***(4.399)(3.633)0.270***
0.166***(21.83)(24.44)高群(5)0.138*(1.762)0.125***(18.72)(11)
0.199**(2.399)0.125***(19.74)(17)
0.0953(1.330)0.0836***(16.04)高群(23)-0.209***(-3.396)-0.0923***(-20.04)(29)-0.126*(-1.938)-0.0785***(-18.83)(35)-0.263***(-4.932)-0.0751***(-18.89)

高群(41)
0.216**(2.418)0.322***(31.31)(47)
0.189**(2.387)0.259***(30.54)(53)
0.363***(5.066)0.209***(29.63)

帰属意識

低群
(6)
0.0911(1.205)
0.0934***(17.33)(12)0.155**(2.156)0.0831***(15.22)(18)
0.0623(0.978)0.0541***(11.50)

帰属意識

低群
(24)
-0.135**(-2.055)-0.0767***(-15.99)(30)-0.0846(-1.400)-0.0540***(-11.43)(36)-0.251***(-5.189)-0.0512***(-11.42)

帰属意識注）主要説明変数の係数と頑健 z 値（カッコ内）のみを抜粋している。他の説明変数は表 3 と同じである。
*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
出所）筆者作成

低群
(42)

0.121
(1.429)0.233***(29.23)(48)
0.139**(1.960)0.199***(27.42)(54)
0.258***(4.556)
0.155***(27.26)

労働組合が従業員のウェルビーイングに与える影響

11「帰属意識」の平均値は3.50であり，組合への帰属意識は平均的に見ると比較的高いことがうかがえる。
コントロール変数についても確認しておく。女性比率は20% ，大卒比率は37％，年齢の平均値は38歳，勤続年数の平均値は16年であった。職種については専門・技術・研究が37％で一番比率が高く，次いで技能・現業が30％，事務（管理部門含む）が19％，営業・販売・サービスが15％であった。営業系の構成比率がやや低く，専門・技術・研究や技能・現業の比率が高いこと
は，製造業の比率が高いことが原因であると考えられる。対数賃金の平均値は15.46（約516万円），
12）

対数残業時間の平均値は2.71（15時間）であった 。最後に，労働組合単位でみた特徴について，
まず調査年次を見ると，1991年と2000年代半ば以降が多いことから，比較的新しい時点の企業
データが多数を占めている（表 2 ）。産業は，日経産業中分類に基づいている。電気機器が43社（18.3%）で最も多く，次いで食品，化学工業，機械，自動車・自動車部品，精密機器，小売業がそれぞれ10社を超えており，製造業の占める割合が高い（表 2 ）。

4 ．推計結果
推計結果は表 3 にまとめたとおりである。⑴〜⑶は仕事満足度，⑷~⑹は勤続意思，⑺~⑼は幸福度を被説明変数とした推計式で，それぞれのモデルの違いは主要説明変数として①行動，②
不活発，③実現度を用いていることである。
まず主要説明変数の組合平均値の結果を確認すると，いずれも仮説で予想された係数の符号となっており， 1 ％水準で有意である。つまり，組合員が自分の属する組合の活動レベルを高いと評価しているほど，具体的な評価としては，組合員が組合の活動方針に従って行動しているほど，組合活動が活発であるほど，そして組合を通じて望みや考えが実現しているほど，組合員個人のウェルビーイング，ここでは仕事満足度，勤続意思，幸福度が，いずれも有意に高くなるということである。係数の絶対値を見ると，仕事満足度や勤続意思を被説明変数にした場合は，①行動が最も大きく，次いで③実現度，②不活発の順である。単に組合が活発であるというような主観的な意味の強い評価基準よりも，組合の方針に従って行動しているとか，実際に自らの望みが実現しているというように成果が得られているとの評価の方が，仕事満足度や勤続意思といったウェルビーイングでもより仕事に直接的に関連する指標に対しては，強い影響力を持っていることが示唆される。一方，幸福度を被説明変数とする場合は，係数の絶対値が一番大きいのは③実現度で，次いで②不活発，①行動となる。幸福度の場合は仕事も含んだ生活や人生全般のウェ
ルビーイング指標であり，③の実現度には付表にあるように仕事以外のかなり広範囲のものが含まれるので，影響が強く出たものと予想される。

12）賃金は年収で，残業時間は月当たりの数値である。ともに実際には選択肢形式の設問となっており，分析に当たっては選択肢の中間値（年収400万円〜500万円の場合は450万円）を当てはめた。

12

研 究 所 年 報

これらの説明変数については，回答者個人のデータもモデルに含めているが，それらの結果も組合平均値のものと符号や有意性は変わらない。つまり，回答者が個人的に組合の活動レベルを高く評価していると，ウェルビーイングも高いという結果が得られている。ただし，これは組合活動レベルを高く評価しているから，ウェルビーイングが高いという因果関係までは示せていない。山本（2016）が示したように，職場環境等に不満がないほどかえって組合活動意欲が増すという逆の因果関係もありうる。
他のコントロール変数の結果も簡単にまとめておくと，女性ダミーは全ての式において有意に正であった。年齢は，被説明変数を幸福度とした場合は， 1 次項が有意に負， 2 次項が有意に正という結果が得られた。下に凸の形の 2 次関数になっているといえ，こうした結果は幸福度研
究で比較的よく見られる。ただし他の説明変数の場合は，説明変数を変えた場合に異なる結果を得ており，頑健性があるとは言えない。勤続年数は，全ての式で 1 次項が有意に負， 2 次項が有意に正という頑健な結果が得られた。大卒・大学院卒ダミーは，仕事満足度と幸福度を被説明変数にした場合は有意に正の結果を得られたものの，勤続意思についてはいずれも非有意であった。
職種については，営業・販売・サービス職を基準とした場合，専門・技術・研究職ダミーは仕事満足度と勤続意思については有意に正の係数が得られたが，幸福度については有意に負であった。
事務職ダミーは，仕事満足度については非有意だが，勤続意思については一部の式で有意に負，
幸福度については全ての式で有意に正であった。技能・現業職ダミーは，仕事満足度と幸福度については有意に負，勤続意思については非有意であった。対数賃金は全ての式で有意に正，対数
残業時間は全ての式で有意に負であった。
労働組合への関心度の高低について場合分けをして推計を行った，追加分析の結果は表 4 にまとめたとおりである。ここでは主要説明変数の組合平均値のみに焦点を絞って結果を概観すると，一部で非有意になることもあるが，概ね仮説を支持する有意な結果が得られていることが確認できる。つまり，回答者の労働組合への関心度の高低にかかわらず，組合の活動レベルが組合員によって平均的に高く評価されている組合に所属している組合員ほど，ウェルビーイングは高くなるということが示された。なお例外もあるものの，全体的な傾向として，組合に対する関心の高い組合員は，関心の低い組合員と比較すると，組合活動レベルの平均値がウェルビーイングに与える影響力が強いということが示唆されている。組合への関心度が低い組合員にも，活発な組合
活動はウェルビーイングを高めるというベネフィットをもたらしてはいるものの，相対的には組合への関心の高い組合員に対するベネフィットの方が大きいということになる。

5 ．結論
本研究では，労働組合の存在する企業において，組合活動が活発に行われていることが，組合
員自身のウェルビーイングに良い影響を与えているかどうかを，実証分析によって明らかにすることを目的とした。国際経済労働研究所が1990年から現在に至るまで実施している ｢ 労働組合員

労働組合が従業員のウェルビーイングに与える影響

13

総合意識調査 ｣ から得た延べ200組織以上の組合員70万人強のデータを用いた順序プロビットモ
デルによる分析の結果，労働組合ごとに計算された組合活動レベルに対する組合員の評価の平均値が高いほど，組合員個人のウェルビーイングが高くなることが示された。この結果は，組合活動レベルへの個人評価と，性別や年齢などの組合員の個人属性，さらに業種や調査年次をコントロールした式から得られたものであり，さらに組合員個人の労働組合への関心の高低を問わず得られるものである。
これらの結果は，労働組合の存在する企業において，組合活動が活発に行われていることが，そもそも組合員自身のウェルビーイングに良い影響を与えているのかという問いに対して，肯定的な答えを与えるものと評価できる。労働組合の影響力が低下し，労働者の企業に対する相対的な交渉力が弱体化していると言われる現状ではあるが，組合員の活動レベルを引き上げたり，ひいては未組織企業に組合を広げていったりすることによって，労働者のウェルビーイングを高めていくことにつながることも十分可能であることが示唆される。
最後に，本研究に残された課題を述べる。まず，本研究で用いるデータに含まれているのは，労働組合員のみである。したがって，組合員と非組合員の違いは分からない。外生的に組合員になったサンプルの分析が必要となるが，今回は実現できなかった。組合活動の指標も客観的なものは用いることができず，主観的指標の組合平均値を用いることとなった。活動レベルの客観的な計測については，指標の開発を含めた検討が必要であるが，組合ごとの特色の違いを踏まえた客観指標を作成するのは困難であることが予想されるし，データの蓄積にも時間を要することになるだろう。
また，労働組合のある企業において，組合活動が活発になるとウェルビーイングが向上するのは良いが，それは組合員と非組合員との格差が大きくなる可能性があることを意味する。組合活動は場合によっては企業に対して賃金上昇や雇用保障に代表されるような追加的なコストを支払わせることとなり，賃金の下方硬直性のような効果をもたらす場合がある。つまり組合員というインサイダーは恩恵を受けるものの，アウトサイダーは新しい仕事を見つけたり，現状の雇用条件を良くしたりすることがむしろ困難になるのではないだろうか。本研究では，こうした問題に対する直接的な回答は得ることができないため，将来の研究課題としたい。
謝辞
本研究で用いたデータの使用をご許可いただいた公益社団法人国際経済労働研究所に対し，深く感謝申し上げます。同研究所の調査項目は，営利目的ではなく学術研究が目的の場合のみ使用可能であり，営利目的あるいは非学術研究での使用が目的の際は，同研究所からの書面による許可が必要となります。なお本研究は，明治学院大学産業経済研究所のプロジェクト助成を受けたものです。

研 究 所 年 報

14
参考文献

Blanchﬂower, D G and Bryson, A. (2020), “Now Unions Increase Job Satisfaction and Wellbeing”, NBER
Working Paper No. 27720.

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Freeman, R. B., Blanchﬂower, D. G., and Bryson, A. (2020), “Unions raise worker wellbeing”, VoxEU.org, 11November.

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労働組合が従業員のウェルビーイングに与える影響

15

付表：主要変数の質問項目
被説明変数
仕事満足度

あなたは次の事柄についてどの程度満足していますか：仕事全体（ 5 . 満足している〜 1 . 不満である）

勤続意思

今の仕事を続けたい（ 5 . そう思う〜 1 . そう思わない）

幸福度

私は今とても幸せだ（ 5 . そう思う〜 1 . そう思わない）

主要説明変数行動

組合員は組合の活動方針に基づいて行動している（ 5 . そう思う〜 1 . そう思わない）

不活発

組合活動が活発でない（逆転項目＝数値が低いほど活動が活発）（ 5 . そう思う〜 1 . そう思わない）

実現度

あなたは，以下の各問題や活動について，現在，労働組合を通じて，どの程度，自分の望みや考えが実現していると思いますか。その程度をご回答ください。（ 5 . 実現している〜 1 . 実現していない）
1 能力開発のための教育やセミナーの内容や企画

16 転勤や出向・転籍への対策

2 生活設計のための教育やセミナーの内容や企画

17 雇用の確保

3 教養を高めるための教育やセミナーの内容や企画

18 会社の属する産業全般に関わる問題

4 社会問題の教育やセミナーの内容や企画

19 生産性や経営効率のための QC・TQC 活動

5 老後対策のあり方

20 会社の経営全般に関わる問題

6 共済制度の内容

21 （税制・年金・医療・教育などの）制度・政策のあり方

7 住宅対策の充実

22 外交政策などの国の方針に関わる問題

8 介護・看護を支援する職場制度

23 様々な差別などの人権問題

9 男女共同参画を推進するための職場制度

24 社会的活動

10 基本的労働条件の充実

25 地域社会の問題

11 勤務形態の改善

26 私生活充実のための支援のあり方

12 働きがいを高めるための制度の改善

27 いろいろな人との交流を広げるための制度

13 福利厚生の充実

28 イベント活動の内容

14 安全衛生対策，職場環境の充実

29 いのちや生き方を見つめ直す取り組み

15 人事制度や要員確保に関わる問題

30 その他マスコミなどでも取り上げられている社会的な問題

場合分け変数関心

私は組合活動には関心を持っていない（ 5 . そう思う〜 1 . そう思わない）

参加希望

組合が行っている活動に積極的に参加していきたい（ 5 . そう思う〜 1 . そう思わない）

帰属意識

現在，あなたは組合に対してどの程度帰属意識（その一因であるという意識）を持っていますか。最高5 とした場合に該当する数字を選んでください。

出所）国際経済労働研究所「労働組合員総合意識調査」より筆者作成