第8章

正規雇用者の労働時間と勤務時間制度の関係

山下周平

第1節

はじめに

本稿では、正規労働者の長時間労働に焦点を当て、1988 年に導入された「弾力的労働時間制度」が、労働者の自発的な労働時間の決定にどのような影響を与えているのかに注目して、分析を行う1。
わが国では、従来から長時間労働が社会問題として議論されてきた。外部労働市場が未発達なうえ、準固定費が高く、残業割増率が低いと指摘されるわが国では、使用者側に労働時間を長くするインセンティブが働きやすく、長時間労働が構造的に生じやすい2。こうした問題に対処するため、政府は 1988 年に労働基準法を改正し、「労働時間短縮」を政策的に推進した。この政策介入によって、週 40 時間制が原則化されるとともに、労働者に勤務時間管理の裁量を委ねる「弾力的労働時間制度」（フレックスタイム制・変形労働時間制・裁量労働制）が導入された。その後、労働者全体の労働時間を減尐させることは成功した
一方で、正規労働者の労働時間は必ずしも減尐していない。それに加え、近年では新たに「労働時間の二極化」と呼ばれる事態が生じている3。
そもそも、経済学の枠組みでは、労働の供給主体である個人は、自らの効用を最大化するように、労働時間を自発的に選択するとされている。そのため、最適選択された労働時間に対して、政府が介入を行うことは資源配分の効率上、望ましくないと考える。ただし、こうした議論の前提には、労働市場における労使間の「交渉上の地歩」は同位であるとい

1「弾力的労働時間制度」という呼称は、朝倉・島田・盛（2008）に依拠。
樋口（1996）、樋口ほか（2005）、山口・樋口（2008）など。
3 戸田（2006）、山口・樋口（2008）、樋口（2008b）など。
2

137

第3部

労働市場と消費者行動の諸相と問題解決への糸口

う仮定が置かれている。しかし、実際にはこうした仮定は必ずしも成立せず、使用者が労働時間や仕事の配分などの決定権をもっている場合、労働者は自発的に労働時間を決定することができない。裏を返せば、労働者の自発的労働時間選択を支援する政策的な介入は、経済学的にも正当化されることになる。
では、労働者に労働時間の裁量を委ねることを目的に導入された「弾力的労働時間制度」
は、不本意な長時間労働を減尐させたのであろうか。労働時間の裁量を労働者に委ねる制
度の導入は、不本意な長時間就業の是正を期待させる。しかし、労働者に労働時間の裁量を任せたとしても、仕事の量に関する裁量を使用者側がもっている場合、労働時間は必ず
しも減尐しない。また労働市場改革の議論の中で、年棒制やホワイトカラー・エグゼンプ
ションといった労働時間の多寡で報酬を評価しない労務管理の在り方が注目されている。
こうした処遇のもとにある労働者は、時間外労働の適用が緩和されるため、過剰な就業状態に陥る可能性が従来から指摘されている。
1980 年代以降、構造的な長時間就業を是正するための労働時間規制が実施されてきたが、長時間労働の問題は必ずしも解決の方向に向かっていない。それに加え、「労働時間短縮」の過程で導入された「弾力的労働時間制度」が、労働者の自発的な労働時間決定を阻害し、長時間労働を助長してしまう可能性も存在する。しかし、長時間労働と勤務時間制度の関係について、経済学的に十分な検討がなされてきたとは言い難い。
そこで、本稿では慶應義塾大学「パネルデータ調査共同研究拠点」が実施した「日本家計パネル調査」を用いて、フレックスタイム制や変形労働時間制、裁量労働制などの「弾力的労働時間制度」が労働時間を増加させているのか否かを検証する。
主な結論は、以下に示す通りである。第一に、フレックスタイム制および、裁量労働・みなし労働時間制の適用を受ける者は、通常の勤務時間制度の者に比べて、短時間勤務制
度や時間単位の休暇などの勤務時間短縮を支援する制度を利用する確率が高い。第二に、「弾力的労働時間制度」のうち、裁量労働・みなし労働時間制および勤務時間管理を受けない者の労働時間は、通常の勤務時間制度の労働者に比べて長いことが示唆され、先行研究と整合的な結果が得られた。第三に、フレックスタイム制は労働時間に対して影響を与えないことが明らかとなったが、有意水準は低いものの有配偶男性においてのみ労働時間短縮に効果をもつことがわかった。
以下は、本稿の構成である。まず、第 2 節では労働時間に対する政策介入の経済学的正当性を論じる。第 3 節では、本稿の議論の中心となる「弾力的労働時間制度」の導入経緯を把握し、労働時間の推移を追うことにする。第 4 節で先行研究を概観し、第 5 節では推定手法の説明を行う。そして、第 6 節で使用するデータの説明、第 7 節で推定結果を述べ、
第 8 節で本稿のまとめを行う。

138

第8章

第2節

正規雇用者の労働時間と勤務時間制度の関係

労働時間規制の経済学的正当性

先述の通り、経済学の分析枠組みにおいて、労働者は完全情報にもとづき、所与の賃金率のもとで自らの効用を最大化するように所得と余暇の組み合わせ、つまり労働時間を選択するとされる。そのため、個人が自発的に選択した労働時間に対して、政府が上限の労働時間を定めるといった政策的な介入は経済学的には正当化されない。ただし、最適選択が行われる想定と現実の世界との間に、大きな乖離が存在することは多くの先行研究によって指摘されてきた（樋口 2007）（原・佐藤 2008）。
特に、樋口（2007）は、労働時間に対する政府介入が経済学的にも正当化される条件を提示しながら、労働時間規制の在り方について議論している。その中で、樋口は労使の「交渉上の地歩」に着目し、労働時間規制の必要性を指摘している。単純な経済理論に立脚す
れば、労働主体による労働時間の最適選択の意思決定の前提条件として、労働者と使用者の間における「交渉上の地歩」は同位であると仮定されている。しかし、現実的な問題として、労働者と使用者とでは、資本保有量に大きな差があり、交渉力が等しいという状況は生起しにくいだろう。こうした状況下で、労働者と使用者が一対一の交渉、つまり相対取引となった場合、「交渉上の地歩」が低位にある労働者は、自発的な労働時間選択を行う
ことは容易ではなくなる。
また、長時間労働が企業利潤の拡大を導く場合、労働主体の最適選択は実現されないと考えられる。Feldstain（1967）は、企業の生産関数の設定において、生産要素である労働（L ）を、労働者数(N )と労働時間(h )に分解し、雇用者数の変化が生産に与える効果よりも個々人の労働時間の変化が与える効果の方が大きいことを示した。わが国では、通勤手
当や訓練費などの準固定費が他の先進国に比べて高いことが指摘されており、企業には労働者を多く雇用するよりも、一人当たりの労働時間を長くするインセンティブの方が働きやすい。こうした状況のもとでは、「交渉上の地歩」が異なる場合、労働者が最適と考えるよりも長い労働時間が結果的に選択されてしまう。
以上のように、労使間の「交渉上の地歩」が同位でないという仮定の下では、労働者の自発的な労働時間選択は容易ではなく、自らの望む水準よりも長い労働時間を選択せざるを得なくなる可能性が存在する。
他方で、企業と労働者の個別交渉の結果、それぞれに最適な労働時間が選択された場合であっても、不本意な選択がなされるケースが存在する。「負の外部効果」が存在する場合である。たとえば、管理職にあたる上司がワーカホリック（労働中毒）である場合、職務遂行上の影響力によって、部下の労働時間は長くならざるを得ず、不本意な長時間労働を強いられてしまう可能性が存在する。
従来の分析の枠組みでは、個人は完全情報のもと、労働時間を自発的に選択すると考え、労働時間に対する政策的介入は正当化されてこなかった。しかし、労使間の「交渉上の地歩」が同位でない場合、労働者は最適な労働時間選択を行うことができず、政策的に介入
139

第3部

労働市場と消費者行動の諸相と問題解決への糸口する余地が生まれる。

第3節「弾力的労働時間制度」の導入経緯及び、総労働時間の変遷

本稿では、フレックスタイム制、変形労働時間制、裁量労働・みなし労働時間制のことを「弾力的労働時間制度」と呼称する。本節では、これら制度の導入経緯について述べる4。
労働時間の短縮は、労働基準法制定以来の課題となってきた。高度成長期以降、生産性の向上とともに労働時間は大幅に減尐した。その一方で、情報技術の進歩や国際競争の激化によって、工場法以来の労働時間規制の枠組みでは対応することが難しい業務が登場してきた。工場労働者が労働者モデルの中心であった時代には、一定数の労働者をチームとして労働時間を指定し、協同で生産活動にあたらせることが生産効率上、望ましかった。
しかし、産業構造の高度化に伴い、デスク・ワークが労働モデルの中心になると、労働時間を指定してチームで協同させることは、必ずしも効率的ではなくなる。こうした産業構
造変化への対応、またアメリカとの貿易摩擦への対応といった政治的要請も加わり、労働
時間短縮の在り方にも変化が求められるようになった。
1980 年代に入ると、労働省の労働基準法研究会や中央労働基準審議会における議論、および検討を経て、1988 年、労働時間短縮を主目的とする労働基準法の大幅な改正が実施された。この改正により、法定労働時間が 1 週 48 時間から 40 時間への段階的移行が決定され、労働時間短縮が強く推進されることになった。また同時に、産業構造の変化により多様化してきた業務内容や就業形態に対応するため、労働者が自身の裁量で労働時間を決定することを可能にする「弾力的労働時間制度」が導入された。制度導入にあたっては、使用者側からの要望が強く反映された。中央労働基準審議会による労使双方に対してのヒア
リングにおいて、使用者団体から労働時間を弾力的に管理できるようにする法整備が必要との意見が出される一方、労働者側からは規制強化の要望が出された。しかし、法定労働時間の短縮で労働者側の意向が強く反映されたこともあり、使用者側の意見が主に反映される形となって、弾力的労働時間制度の導入が決定された。
なお、「弾力的労働時間制度」の詳細については紙幅の制約により割愛する。制度の特徴については朝倉・盛・島田（2002）に詳しい。
それでは、こうした制度の導入以後、実際の労働時間はどのように変化したのであろうか。
図 8-1 は、労働者全体の総労働時間を時系列的に見たものである。図 8-1 によれば、1990
年以降、労働時間は着実に減尐し、いわゆる「前川レポート」が提言したように、労働時間の短縮は達成されたように思われる。しかし、90 年代後半の景気後退以後、一週間の労働時間が 60 時間を超える長時間就業者は増加し続け、2007 年には約 600 万人に上る（図4

以下の説明は、平賀（1988）、朝倉・盛・島田（2002）、厚生労働省労働基準局（2001）、社会経済生産性本部（2003）の説明に従う。

140

第8章

図 8-1

正規雇用者の労働時間と勤務時間制度の関係

労働者の平均総労働時間の推移

出所：厚生労働省『毎月勤労統計調査』をもとに筆者作成。
注：事業所規模 5 人以上、就業形態計、産業計の平均値。

図 8-2

一般労働者の総実・所定外労働時間の変化

出所：厚生労働省『毎月勤労統計調査』をもとに筆者作成。
注：事業所規模 5 人以上、産業計の一般労働者の平均値。
注：一般労働者とは、常用雇用者のうち、パータイム労働者以外の者のこと。

8-3 参照）。同様にパートタイム労働者を除いた常用雇用者（一般労働者）に限ってみれば、年間の総労働時間は必ずしも減尐していない5。図 8-2 を見ると、90 年代後半に労働時間
5「一般労働者」の定義は、事業所に使用され給与を支払われる労働者（船員法の船員を除く）のうち、①期間を定めずに、又は 1 ヵ月を超える期間を定めて雇われている者もしくは、②日々又は 1 ヵ月以内の

141

第3部

労働市場と消費者行動の諸相と問題解決への糸口

図8-3

週労働時間が60時間を超える労働者数

(千人）
5,000

（ 千人）
1,000

4,500

900

4,000

800

3,500

700

3,000

600

2,500
2,000

500

1,500

400
68

71

74

77

79

男性（左目盛）

82

87

92

97

02

07

女性（右目盛）注：非農林業、２００日以上従業者のうち、週労働時間が６０時間以上の有業者数。
出所：総務省『就業構造基本調査』をもとに筆者作成。

が短縮した期間はあるものの、2000 年以降はほぼ横ばいで推移していることがわかる。また近年では、所定外労働時間（残業時間）が増加している。黒田（2008）によれば、2000
年以降、男性の正規雇用者は、週休二日制の普及によって減尐した労働時間を相殺するために、平日の労働時間を増加させていることが分かっている。このように、労働者全体の労働時間は減尐している一方で、正規雇用者などの一部の労働者は依然として長時間就業の状態にあることがわかる。
では、なぜ労働時間が一部の労働者に集中するのだろうか。
「労働時間の二極化」に注目した戸田（2007）によれば、技術革新に伴い、高スキルな労働者に対する労働需要の増加
が、長時間労働を発生させる要因だとしている。この議論に即せば、制度の定義上労働時間管理がなじまない労働者に適用される「弾力的労働時間制度」が、長時間就業を助長している可能性はないのだろうか。たとえば裁量労働制の場合、適用業務が高い技術を有する職種に限定されているため、過重な仕事量が特定の労働者に集中した結果、労働時間が長くなる可能性が存在する。また変形労働時間制は、仕事上の都合が優先される制度設計であるため、労働者の意図とは関係なく労働時間は増加し得る。長時間就業の状態が長期化すると、心身の健康を害し、その結果「過労死」という最悪の事態を引き起こしかねない。厚生労働省の調査では、近年過労死として労災認定されるケースが高い水準で推移しており、労働時間規制の議論を活発にしている（図 8-4 参照）。

期間を定めて雇われている者のうち、調査期間の前 2 ヵ月にそれぞれ 18 日以上雇い入れられた者のいずれかに該当する者で、パートタイム労働者以外の者。

142

第8章

図8-4

正規雇用者の労働時間と勤務時間制度の関係

脳・心臓疾患を起因とする「過労死」に係る労災補償状況

1000
938

950

889

900

請
求
件
数

931

869

850

816

800
750

742

700
03

04

05

06

07

08

年度

出所：厚生労働省「平成２０年度における脳・心臓疾患及び精神障害等に係る労災補償状況について」より筆者作成。

労働時間短縮という目標に向かって、わが国では長年に渡り議論が続いてきた。その中にあって、1988 年の労働基準法の改正は、「法定労働時間の短縮」
・「弾力的労働時間制度の創設」というように労働時間規制の在り方を大きく変えた。しかし、一部の雇用者の労働時間は 1988 年改正以後、あまり減尐していない。従来の研究では、弾力的労働時間制度について、とりわけ制度が長時間労働に与える影響について、十分な検討されてきたとは言い難い。そこで、本稿では「弾力的労働時間制度」が長時間労働を助長させているかどうかについて明らかにする。

第4節

先行研究

わが国では労働時間に関する研究が、従来から盛んに行われており、研究の蓄積が進んでいる。本節では、とりわけ、長時間労働に関する先行研究について概観することにする。
1980 年代後半以降、いわゆる「前川レポート」によって、労働時間短縮が議論され始めるなか、樋口・阿部（1992）と早見（1995）は、企業経営の視点も含めて、労働時間を論じた。従業員の労働時間と企業定着率について分析を行った樋口・阿部（1992）では、労働時間短縮が男女問わず、企業定着率を高めるとして、労働時間短縮（「時短」）支援の推進を提唱している。公表統計を用いて、労働時間と作業効率の関係を論じた早見（1995）
は、1990 年時点における常用雇用者の労働時間は平均効率を最大にする労働時間よりも21.6％高いと指摘し、効率上昇のための「時短」の必要性を説いている。
近年では、ワーク・ライフ・バランスの観点や行動経済学の文脈から、労働時間を論じる研究が進みつつある。原・佐藤（2008）は、労働時間のような「外在的かつ統一的基準」
による分析では、自発的な労働時間選択が行えているのか否か把握できないとして、労働
143

第3部

労働市場と消費者行動の諸相と問題解決への糸口

時間における「希望」と「現実」の乖離、「ワーク・ライフ・コンフリクト」に焦点を当てている。その結果、正社員や週 50 時間以上働く労働者が、労働時間短縮を望んでいることが明らかになった。山口（2008）は、原・佐藤と同様の問題意識から、慶應義塾大学の実施した調査を用いて、労働時間短縮の希望が叶えられないことが、「常勤者」の不本意な長時間就業の要因だと指摘した。ワーカホリックの存在について論じた Harmermesh andSlemrod(2005)は、高所得であることが労働の不効用を小さくし、引退年齢を引き延ばす（ライフサイクルにおける長時間労働）と指摘している。これを受けた大竹・奥平（2008）は、
長時間就業（週労働時間が 60 時間以上）の決定要因を行動経済学の観点から分析している。
その結果、男性の管理職の中で、物事を後回しにする性格を有する者が、長時間労働をする傾向にあることを、実証的に明らかにし、職場に負の外部性をもたらしている可能性を指摘した。
長時間労働を社会構造の観点から分析した研究も蓄積されてきている。長時間労働を世代間の問題として議論した玄田（2009） は、近年になるほど、勤続年数の短い「短期勤続層」に業務が集中する傾向にあることを示した。わが国特有の労働問題であるサービス残業を扱った高橋（2005）は、不払いの報酬がボーナスに反映されているとし、企業と労働者の間に「暗黙の契約」が存在することを明らかにした。また近年、新たな労働時間規制の文脈において注目されているホワイトカラー・エグゼンプションに関しても、研究が進みつつある。労働時間規制の適用除外の政策効果を分析した黒田・山本（2009）は、慶應義塾家計パネル調査（KHPS）を用いて、ホワイトカラー・エグゼンプションが労働時間や賃金に与える影響を分析している。その結果、年収が低い者、サービス業従事者などの特定の属性の労働者に対して、ホワイトカラー・エグゼンプションの適用は労働時間を長くすると結論付けた。
他方、制度論の観点から、正規雇用者の長時間労働について分析したものに、大石（2009）と小倉ほか（2007）（2009）がある。大石（2009）は、国立社会保障・人口問題研究所が実施した調査を用いて、ワーク・ライフ・バランス施策が労働時間に与える影響を分析した。その結果、ワーク・ライフ・バランス支援策は男性労働者のサービス残業を抑制する効果をもつ一方、労働時間全般を抑制する効果がないことを指摘した。また興味深い点として、フレックスタイム適用者など労働時間の柔軟性が高い労働者の労働時間が長いことを示している。小倉ほか（2007）（2009）では、勤務時間管理の緩やかさや働く場所の数が労働時間に与える影響を分析し、裁量労働制や時間管理を受けない管理職などの「時間管理が緩やかな」労働者ほど、労働時間が長いことを明らかにした。管理職の業務量と労働時間に注目した小倉（2009）は、出退勤を自身の裁量で決められるか否かにかかわらず、
管理職の労働時間が一般社員に比べて長いことを統計的に示した。
このように、多角的な視点から労働時間についての研究が蓄積されてきている。しかし、「弾力的労働時間制度」と労働時間の関係について考察された先行研究は尐なく、十分に検討されたとは言い難い。
144

第8章

第5節

正規雇用者の労働時間と勤務時間制度の関係

推定手法

本稿の目的は、柔軟な労働時間決定を促す勤務時間制度が、長時間労働を助長しているのかどうかを統計的に明らかにすることである。そのため、労働時間関数を推定して、勤務時間制度が労働時間に与える影響を考察していくが、労働時間の長短を見るだけでは、「弾力的労働時間制度」適用者が柔軟に労働時間を決定できているのか否かを明示的には観察することができない。そこでまず、一日の内で労働時間短縮を支援する半日休暇や短時間勤務に関する利用決定要因を分析する。制度の性質上、「弾力的労働時間制度」適用者
は、柔軟な労働時間決定が可能な環境にいる可能性が高い。つまり、半日休暇や短時間勤務の利用の決定要因を分析することを通じて、弾力的労働時間制度が労働時間の柔軟な決定を促すのか否かを間接的にではあるが確認することができる。本稿では、短時間勤務制
度と育児休業制度の利用に関する規定要因を分析した武石（2008）を踏襲し、一日の労働時間短縮を支援する「短時間勤務制度」と「半日・時間単位の休暇制度」の利用に関する規定要因分析を、Probit モデルを採用して行う。
以下が、推定モデルである。

ただし、
さらに、

0

if

であるとする。
ここで、 は潜在変数、は観察可能な内生変数、は個人属性、家族属性など説明変数のベクトルを表す。
そして、その結果を踏まえて、労働時間関数を推定し、勤務時間制度が労働時間に与える影響を確認する。ただし、推定において、説明変数に（時間当たり）賃金を用いるため、労働時間との内生性が問題となる。労働時間の分析においては、こうした内生性の考慮が技術的な課題となることが多い。戸田（2007）では、時間当たり賃金を説明変数に用いることで発生する「見せかけの相関」を回避するために、月当たりの賃金を説明変数に採用しているが、根本的な解決とは言えない。小倉ほか（2007）（2009）は、所得・余暇選好に関する変数を説明変数に採用するにとどまっており、内生性を十分に考慮したと言い難い。
しかし、小倉（2009）は年収と労働時間の内生性を考慮するため操作変数の一種である二段階最小二乗法（2SLS；Two-Stage Least Squares）を採用している。説明変数に時間当たり賃金を用いた大石（2009）においても小倉（2009）同様、二段階最小二乗法を採用している。そこで本稿においても先行研究に従い、操作変数法を採用することで内生性を考
145

第3部

労働市場と消費者行動の諸相と問題解決への糸口

慮することにする。本稿では誤差項の不均一分散を考慮するために、誤差項と操作変数の直交条件を置いた一般化積率法(GMM)を用いる。一般化積率法は、直交条件に観測値のモーメントを用いることで、パラメータを求める推定手法であり、Hansen(1982)により紹介された。以下が推定モデルである。

(
)

第6節

データ

本稿で使用するデータは、「慶應義塾大学パネル調査共同研究拠点」が 2009 年に実施した「日本家計パネル調査」（Japan Household Panel Survey: JHPS）の初回調査である。
調査対象者は、2009 年 1 月 31 日時点で 20 歳以上の男女約 4,000 名である。
以下では、まず JHPS と『就労条件総合調査』（厚生労働省） 6において、勤務時間制度の適用者割合を比較する。JHPS と「就労条件総合調査」では、調査対象主体が異なるため、単純な比較はできないが、両者を比較することで、JHPS 標本の代表性を確認することにする7。その後で、推定に関連した集計を行う。勤務時間制度別に平均労働時間および平均残業時間を、JHPS を用いて集計する。最後に、推定に用いる変数の定義、及び作成方法について述べる。
JHPS の集計にあたっては、就業者に勤務時間制度を尋ねた「あなたの働き方（勤務時間制度）で一番近いものはどれですか」8という質問項目を利用する。ただし、この質問項目
は就業者全員に対して質問しているため、法制上「弾力的労働時間制度」の適用を受けない就業者（非正規労働者や自営業者など）も回答している。そこで、サンプルを正規雇用者で、かつ年齢が 59 歳以下の定年退職前と考えられる雇用者に限定する。
なお JHPS では、対象者に配偶者がいる場合、配偶者に対しても対象者本人と同じ質問をしている。そのため、配偶者を推定に用いるサンプルに加えることでサンプルサイズを拡張し、分析を行うことも可能である。しかし、JHPS は世帯を対象とした調査ではなく、あくまでも個人をベースにした調査であるため、配偶者に関しては無作為抽出されたサンプルではない。そこ「平成 20 年調査」の有効回答数は 4,047、回答率は 68.2％。
「就労条件総合調査」では年齢に基づく集計ができないため、この点においても単純比較はできない。
8 回答は、五肢「通常の勤務時間制度」「フレックスタイム制（一定の時間内で始業・終業時刻を自分で調整できるもの」「変形労働時間制（一定の期間だけ勤務時間が異なるもの・交代制(昼・夜シフト等)」「裁量
労働・みなし労働時間制(法律の適用を受ける専門・営業・企画職、在宅勤務等)」「時間管理なし（裁量労働・みなし労働時間制以外で残業手当の出ない管理職等）」の中からの選択になっている。
6
7

146

第8章

表 8-1

正規雇用者の労働時間と勤務時間制度の関係

勤務時間制度別の適用者数とその割合
ＪＨＰＳ

通常の勤務時間制度

就労条件総合調査

適用者
数

割合（％）

881

75.6

適用者割合（％）-

フレックスタイム制

61

5.2

7.0

変形労働時間制・交代制

121

10.4

42.3

裁量労働・みなし労働時間制

24

2.1

7.9

時間管理を受けない管理職など

78

6.7

-

出所：
「日本家計パネル調査」、「平成 20 年就労条件総合調査」より筆者作成。
注 1：「日本家計パネル調査」(JHPS)の数値は、2008 年における状況を、「就労条件総合調査」
は 2007 年の状況を示しているため、単純比較はできない。
2：「就労条件総合調査」の「変形労働時間制・交代制」の数値は、「変形労働時間制」のみの集計値。

で、標本の無作為性を保持するために、本稿では対象者本人のみを分析上のサンプルとする。
表 8-1 は、勤務時間制度別の適用者数、およびその割合を JHPS および『平成 20 年度就労条件総合調査』において集計したものである9。これを見ると、JHPS では通常の勤務時間制度適用者が 7 割を超えており、それ以外の者の割合は非常に低いことがわかる。一方で、「就労条件総合調査」における「弾力的労働時間制度」の適用者は 57.2％となり、JHPSのそれ（17.7％）とは大きな乖離がある。フレックスタイム制に関しては、大きな差は見られないが、変形労働時間制の適用者割合には大きな乖離が見られる。裁量労働・みなし労働時間制に関しても、約 6 ポイントの乖離がある。勤務時間制度の適用状況に関しては、
JHPS の数値は、公表統計による実態とやや異なる結果になっている。
この理由としては、調査対象がそれぞれ異なることが原因のひとつとして考えられる。
個人を調査対象とする JHPS と企業を調査対象とする「就労条件総合調査」とでは、調査対象者間に認識の齟齬が生まれ、それが適用者割合の乖離の原因となっている可能性がある。とくに、「就労条件総合調査」で示されているように、変形労働時間制の適用者は 42.3％となっており、正規雇用者全体の約半数を占めている。繁閑対応が必要とされる業務を営む企業では、多くの労働者に対して変形労働時間制が適用されているものの、当の労働者自身が制度適用を認識していない可能性は否定できない。とくに大型連休や、年末年始、年度末といった時期に繁忙期が重なる産業や企業においては変形労働時間制を利用している割合が高く、そうした企業に勤める労働者本人にとって、繁忙期が忙しいのは当然であって、変形労働時間制の適用のもと労働時間管理を受けているという実感もしくは、認識がないのかもしれない10。
適用者の「認識不足」という点では、裁量労働・みなし労働時間制にも同様の問題が存

9「就労条件総合調査」の対象としている労働者（回答主体は企業）は、いわゆる正規雇用者である。

10不動産業、医療・福祉、教育サービス業では、当該産業の正規労働者の約 5 割、運輸業、飲食・宿泊業

では 6 割以上が、変形労働時間制の適用を受けている。

147

第3部

労働市場と消費者行動の諸相と問題解決への糸口

表 8-2「裁量労働・みなし労働時間制」適用者の職種割合1112「裁量労働・みなし労働時間制」適用者の職種割合
販売従事

専門・技術的職業

事務従事

運輸・通信

裁量・みなし労働時間制
適用者数

6

6

4

3

適用者割合(%)

25

25

16.67

12.5

製造・建築・保
守・運搬

情報処理
技術者

管理的職種

計

2

2

1

24

8.33

8.33

4.17

100%

出所：
「日本家計パネル調査」より筆者作成。

在する。裁量労働・みなし労働時間制の適用者とその職種を集計した表 8-2 を見ると、法制上適用されるはずのない職種、たとえば「販売職」「事務職」に従事する裁量労働・みなし
労働制適用者が存在することがわかる13。また勤務時間制度において、労働時間管理を受けない管理職など（「時間管理なし」14）に回答した者で、職種の問いに対して、「管理的職種」に回答した者は 4 割に留まり、必ずしも勤務時間制度と職種における回答の一致は見られない15。なお、「時間管理なし」と回答した者の約 5 割は、「通常の勤務時間制度」に回答している。
以上のように、本稿に用いるデータには、制度適用と職種の関係が労働法制と整合的でないサンプルが混在している。JHPS では、企業における運用実態を把握できないため、これらの問題が回答者の単なる認識不足によるものなのか、あるいは企業側の法令順守に起因する問題であるのか、明らかではない。こうした回答上の起こり得る不備は、推定や分析結果の解釈に影響するため、望ましいものではないが、現在の JHPS の設計では、これ
ら回答上の不備を回避することはできない。調査設計を通じて、問題を解消していく工夫が求められるが、以降の分析結果を解釈する際には、一定の留保をもって臨む必要がある。
ここまで、勤務時間制度の適用状況に関して、JHPS の標本特性について概観してきたが、以降では統計的分析に関連するクロス集計を行う。
まず、勤務時間制度別に半日休暇・短時間勤務の利用割合を集計する。勤務時間制度の59 歳以下の正規雇用者で、職種と勤務時間制度の設問に回答のあったサンプルをもとに集計。
12 下段（適用者割合％）は、裁量労働・みなし労働時間制適用者が従事する職種の割合を
示す。
11

13

ただし、事務職の場合、企画立案に携わる者であれば、裁量労働制の適用対象となりうる。
ここでの「時間管理なし」の労働者とは、労働基準法 41 条 2 号により労働時間規制の対象から除外されている「管理監督者」を想定している。
15 小倉（2009）
・小倉ほか（2009）の分析に用いられた（独）労働政策研究・研修機構実施の調査においても、同様の傾向があることが指摘されている。役職の設問に「課長クラス」や「部長クラス」と答えた者であっても、勤務時間制度の設問では解答が予想された「時間管理なし」ではなく「通常の勤務時間制
度」を選択した者が多いという JHPS と同様の傾向がみられた。
14

148

第8章

表 8-3

正規雇用者の労働時間と勤務時間制度の関係

勤務時間制度別の「半日休暇・短時間勤務」利用割合16
通常の勤務時間制度

フレックスタイム制

変形労働時間制・交代制

男性

女性

男性

女性

男性

女性

各勤務時間制度適用者数

645

226

41

18

85

34

半日休暇・短時間勤務利用経験あり

62

26

6

6

13

2

（割合, %）

9.61

11.50

14.63

33.33

15.29

5.88

裁量労働・みなし労働時間
制

管理職など

計

男性

女性

男性

女性

男性

女性

18

5

71

7

860

290

3

3

7

1

91

38

16.67

60.00

9.86

14.29

10.58

13.10

出所：
「日本家計パネル調査」より筆者作成。

違いによって、労働時間を短縮することを支援する制度の利用の有無に違いがあるのかを確認する。表 8-3 を見ると、男女とも通常の勤務時間制度の労働者の約 1 割が半日休暇・短時間勤務を利用していることがわかる。しかし、弾力的労働時間制度の適用者では、利用割合が大きく異なる。フレックスタイム制では、男女とも 1 割を超え、女性では 3 割が半日休暇・短時間勤務の利用経験がある。裁量労働制においても、男女ともに利用割合は
通常勤務の者に比べて相対的に高い。変形労働時間制・交代制では、男性の利用割合が約15％と相対的に高い数値を示している。以上、クロス集計から制度の趣旨通り、弾力的労働時間制度の適用者は、柔軟に労働時間を決定しやすい環境にあることが間接的にではあるが、確認することができた。ただし、通常の勤務時間制度の適用者以外のサンプルが非常に尐ないため、単純に比較することは必ずしも望ましくない。
では、労働時間の柔軟な決定が比較的容易だと考えられる「弾力的労働時間制度」適用者の労働時間は相対的に長いのだろうか、それとも短いのだろうか。勤務時間制度別に週平均労働時間・残業時間を男女別に集計して、その傾向を把握しよう。なお、裁量労働制
や時間管理を受けない者に関しては、残業時間は原則的には発生しない。しかし、JHPS
では、就業上の地位や適用制度に関係なく、一律の質問形式で労働時間や残業時間を尋ねている。そのため、残業時間が職務上発生しない労働者であっても、本人が残業と判断した時間がデータに反映されることになる。この点に留意し、男女別集計の結果（表 8-4）の考察を行う。フレックスタイム制の適用者は、通常の勤務時間制度の者に比べて、週平均
労働時間は短いが、一方で残業時間は長い。裁量労働・みなし労働時間制の者は、週労働時間・残業時間ともに、通常勤務の者よりも長い。フレックスタイム制、裁量労働・みなし労働時間制に見られる傾向は、佐藤（2008）の行った集計結果と整合的である。また労16

勤務時間制度、および「短時間勤務制度」「半日・時間単位の休暇制度」の有無・利用経験に関する設問に回答のあったサンプルをもとに集計。
149

第3部

労働市場と消費者行動の諸相と問題解決への糸口

表 8-4

勤務時間制度別の週平均労働・残業時間1718
男性正規

女性正規

サンプル数

労働時間

残業時間

サンプル数

労働時間

残業時間

通常の勤務時間制度

612

47.0

5.2

223

41.6

3.2

フレックスタイム制

41

43.9

5.9

19

38.3

3.8

変形労働時間制・交代制

81

46.3

4.3

34

40.7

2.4

裁量労働・みなし労働時間制

18

55.3

6.8

5

50.0

8.4

時間管理を受けない管理職など

67

56.4

6.0

6

43.7

4.8

出所：
「日本家計パネル調査」より筆者作成。

働時間管理を受けない者は週労働時間・残業時間とも非常に長く、変形労働時間制の適用
者は週労働時間・残業時間ともに通常勤務の者よりも短いことが分かった。以上の傾向は
男女ともに共通して見られる。ただし、女性サンプルで裁量労働・みなし労働制や管理職の者は非常に尐なく、単純に比較することは適当でない。
クロス集計の結果、弾力的労働時間制度の適用者は柔軟な労働時間選択が比較的容易な環境にあるものの、労働時間もしくは残業時間が長いことが確認された。そこで、本人の勤務先企業や本人の学歴などの個人属性、仕事や家族に関する属性をコントロールした上で、半日休暇・短時間勤務制度利用の規定要因及び、勤務時間制度が労働時間に与える影響を分析していく。以下では、分析に用いる変数について述べる。
まず、弾力的労働時間制度の適用者は、法が意図とした通り柔軟に労働時間の選択を行えているのか確認するための予備的な分析として、勤務時間短縮を支援する制度利用の決
定要因分析を行う。そこでは、2 つの制度（短時間勤務制度、半日・時間単位の休暇制度）のうち、いずれかひとつでも利用した経験がある場合を 1、いずれも利用したことのない場
合を 0 とする二値変数を被説明変数として用いる。説明変数は、性別・配偶の有無・昨年 1
年間の入院・通院の有無などの本人属性を考慮する変数、子どもの人数などの家族属性を考慮する変数、勤続年数・企業規模・職種・労働組合への加入・勤務時間制度19など勤務先属性を表す変数である。
労働時間関数の推定には、小倉ほか(2007)(2009)、戸田（2007）で用いられている変数
を説明変数に採用する。これらに加えて、小倉ほか（2009）で考慮されていない配偶者の有無や、子どもの人数、昨年 1 年間の入院・通院の有無など、勤務先属性や仕事属性以外
で労働時間に影響を与える変数を採用する。また半日休暇・短時間勤務の利用決定要因分
17

勤務時間制度、労働時間、残業時間の全てに回答があったサンプルに限って集計。なお、労働・残業時間は、平均から標準偏差の 3 倍以上乖離した値を異常値として、集計の対象から除外している。
18 裁量労働・みなし労働時間制の残業時間は、本人が残業として認識している時間数。
19厚生労働省監修のフレックスタイム制の手引きによると、
フレックスタイム制の最終的な適用を労働者の意思に委ねている運用例も確認できる。そのため、フレックスタイム制と労働時間が同時決定されている可能性がある。しかし、労働基準法に従えば、原則として企業による「適用」が基本であるし、また JHPSの調査設計では企業ごとの制度運用実態は把握できないため、本稿では勤務時間制度、とくにフレックス
タイム制の適用は外生と仮定する。

150

第8章

正規雇用者の労働時間と勤務時間制度の関係

析の結果を踏まえ、勤務先におけるそれら制度の有無を説明変数に用いる。ただし、JHPS
では、制度の有無と利用経験を一括した設問で問うているため、「制度がある」と答えた場
合を 1 とするダミー変数では、「利用経験あり」に回答した者の勤務先に制度があるという効果を捉えることができない20。また、回答者本人が短時間勤務に対する関心が希薄な場合、企業に制度があったとしても、回答者本人が知らないために、制度の効果を純粋に把握できないといった問題もある21。
その他の変数として、時間当たり賃金を用いる。時間当たり賃金の算出には、サービス
残業や割増賃金を考慮して計算した時間当たり賃金を用いる。賃金と労働時間の内生性を考慮するための操作変数としては、大石（2009）を参考にしながら、一般的に賃金関数の推定に用いられる変数を採用する。また、本稿の特色として、自宅にインターネット環境があるか否かのダミー変数を操作変数に用いる。児玉ほか（2005）は、「雇用動向調査」や「ワーキングパーソン調査」を用いて、転職における入職経路の違いがマッチング効率に与える影響を分析している。その結果、インターネットなどの広告を利用して転職を行った方が、ハローワークを利用して転職するよりも、再就職までに要する期間が有意に短くなり、転職前よりも賃金が有意に高まることが分かっている。またインターネットを介した転職の方が、転職先における満足度が高まるという結果が得られている。自宅でインターネットが利用できることで、多くの選択肢からより良い条件の仕事を探すことが可能になり、その結果、Job Matching の効率性が高まりうる。以上の理由から、インターネット
環境ダミーを賃金に対する操作変数として採用する。

第7節

推定結果

1 「半日休暇・短時間勤務」利用の決定要因
まず半日休暇・短時間勤務利用の規定要因分析の結果を見ていく。職種と勤務時間制度の間には一定の対応関係があると考えられるため、職種と勤務時間制度を同時に投入したモデルと、それぞれ交互に投入したモデルを推定した（モデル(1)～(3)参照）。
紙幅の制約の鑑み、以下では勤務時間制度の効果についてのみ考察を行う。
フレックスタイム制及び、裁量労働・みなし労働時間制の適用を受けている労働者は、
通常勤務の労働者に比べて、半日休暇・短時間勤務の利用確率が有意に高いという結果が得られた。
「労働時間帯」の選択を柔軟にするフレックスタイム制は適用者の都合にあわせて、始業と終業の時間を決定できる。そのため本人の都合でその日の仕事を遅らせる、もしくは中断しなくてはならない場合に、フレックスタイム制の適用のもとでは、半日休暇・短時間勤務を利用することは比較的容易であろう。また、本人の都合で「労働時間の長短」

20 「あなたの会社では次のような制度はありますか。
」という質問に対して、四肢「ない」
「ある」
「利用経

験あり」
「わからない」の中から回答してもらっている。
21 労働政策研究・研修機構（2007）では、Employer-Employee Matching Data を用いて、ワーク・ライ
フ・バランス施策の有無に関する企業側と労働者の認識の乖離に着目し、そうした認識の齟齬が何によって規定されているのか分析している。

151

第3部

労働市場と消費者行動の諸相と問題解決への糸口

表 8-5「半日休暇・短時間勤務」利用に関する推定結果（Probit） [全サンプル]
被説明変数：(1)

半日休暇・短時間勤務の利用経験
男性

限界効果-0.070**限界効果-0.060**限界効果-0.075**有配偶[0.033]-0.022[0.030]-0.021[0.034]-0.021

0～2歳の子どもの人数[0.030]0.051**[0.030]0.052*[0.030]0.053**

3～5歳の子どもの人数[0.026]0.013[0.027]0.011[0.025]0.015[0.026]0.022*[0.013][0.027]0.020[0.013][0.026]0.024*[0.013]

同居の要介護者有無-0.021[0.047]-0.018[0.051]-0.020[0.047]

子ども以外の同居人数

0.024***[0.009]0.025***[0.009]0.023**[0.009]

昨年一年間の入院・通院経験有り

0.009[0.020]0.017[0.020]0.010[0.020]

他の都道府県への通勤

0.031[0.036]0.043[0.039]0.037[0.036]

勤続年数

0.002*[0.001]

0.002[0.001]0.002*[0.001]

労働組合加入

0.003[0.022]
0.015

0.006
[0.023]
0.010

0.002
[0.022]0.019[0.028][0.028][0.028]30～99人-0.009[0.033]-0.001[0.036]-0.007[0.034]100～499人

0.091**[0.042]

0.098***[0.043]0.100***[0.042]500人以上0.068**[0.037]0.075**[0.038]0.083**[0.038]

6～18歳の子どもの人数

週労働時間60時間以上

(2)

(3)

企業規模ダミー(ref：29人以下)

職種ダミー(ref：事務従事)
販売従事-0.0030.004

サービス職従事[0.038]-0.043[0.040]-0.037[0.033]0.028[0.053][0.038]0.032[0.054]

運輸・通信(鉄道・車などの運転)

0.065[0.070]0.076[0.070]

製造・建築・保守などの作業者

0.008[0.035]0.012[0.035]

情報処理技術者

0.135**[0.077]0.172***[0.084]

専門・技術的職業

0.037[0.036]0.048[0.037]

保安職

0.071[0.150]0.070[0.148]

その他の職種0.098[0.147]0.136[0.177]

管理的職種

勤務時間制度(ref：通常勤務）
フレックスタイム制

0.088**[0.055]0.115**[0.059]変形労働時間制・交代制

0.024[0.038]0.014[0.036]

裁量労働・みなし労働時間制

0.147*[0.102]0.176**[0.112]

時間管理を受けない管理職など

0.025[0.045]0.030[0.045]

都市規模ダミー
サンプル数

Yes

Yes

Yes

797

797

797

擬似決定係数

0.106

0.088

0.094

対数尤度

-240.008-244.700-243.308

注 1 ：***、**、* はそれぞれ 1％、5％、10％水準で統計的に有意であることを示す。
注 2 ：[ ]内は、White(1980)の頑健な標準誤差を示す。 限界効果は、PEA(the Partial Effect at the Average)
による（Wooldridge 2008）。なお、推定は、Stata/SE 10.1 を用いて行った。
注 3 ： 定数項の結果は、割愛する。

152

第8章

表 8-6

正規雇用者の労働時間と勤務時間制度の関係

労働時間関数の推定結果（GMM）
全サンプル

被説明変数：週労働時間(対数)時間当たり賃金（対数）
年齢
男性
学歴ダミー(ref：高等学校卒)
中学校卒

(4)

(5)

(6)

(7)

-0.125***-0.096***-0.123***-0.081**[0.036]0.001[0.034]0.001[0.034]0.001[0.032]0.000[0.001][0.001][0.001][0.001]0.205***[0.031]0.175***[0.028]0.193***[0.031]0.166***[0.027]

0.045

0.036

[0.044][0.048]

短大・高専卒0.095***

0.111***

大学・大学院卒[0.027]0.049**[0.027]
0.061***[0.024]0.041*[0.023][0.023]0.048**[0.023]0.036[0.023]0.042*[0.024]0～2歳の子どもの人数-0.020[0.025]-0.028[0.025]-0.022[0.025]-0.031[0.026]

3～5歳の子どもの人数

0.023[0.024]0.022[0.024]0.030[0.025]0.033[0.025]

6～18歳の子どもの人数-0.002[0.012]-0.004[0.012]-0.006[0.012]-0.011[0.012]

同居の要介護者の有無-0.007[0.051]

0.016[0.050]0.025[0.050]0.067[0.048]

子ども以外の同居人数
昨年一年間の入院・通院経験有り-0.021**[0.009]-0.007-0.020**[0.009]-0.002-0.024***[0.009]-0.003-0.025***[0.009]0.005

他の都道府県への通勤[0.021]-0.021[0.021]-0.019[0.021]-0.015[0.021]-0.007[0.031][0.032][0.031][0.032]

有配偶

職種ダミー(ref：事務従事)
販売従事-0.084**[0.043]-0.049[0.042]

サービス職従事
管理的職種-0.027[0.043]-0.013-0.034[0.044]0.000

運輸・通信(鉄道・車などの運転)[0.035]-0.014[0.035]-0.005

製造・建築・保守などの作業者[0.050]-0.073**[0.050]-0.086***

情報処理技術者[0.031]
0.004[0.029]0.018[0.042][0.042]

専門・技術的職業-0.005[0.026]0.007[0.025]

保安職-0.208*-0.198*[0.123][0.118]0.072[0.067]0.091[0.060]

その他の職種勤務時間制度(ref：通常勤務）
フレックスタイム制
変形労働時間制・交代制

0.022

0.029

0.027

0.029

[0.036]-0.042[0.038]-0.037[0.035]-0.039[0.038]-0.046*[0.029][0.027][0.029][0.027]

裁量労働・みなし労働時間制

0.140***[0.042]0.150***[0.040]0.139***[0.042]0.158***[0.039]

時間管理を受けない管理職など

0.162***[0.036]0.173***[0.035]0.175***[0.036]0.200***[0.035]

半日休暇・短時間勤務制度あり-0.021-0.022-0.020-0.024[0.019][0.020][0.019][0.020]3.740***[0.052]

3.727***[0.053]3.796***[0.049]3.810***[0.051]48.84(0.59)

60.48（0.28)

定数項
サンプル数
J統計量(p-value)

797
49.59(0.56)

797
61.08(0.27)

注1 ：***、**、* はそれぞれ1％、5％、10％水準で統計的に有意であることを示す。
注2 ：[ ]内は、White(1980)の頑健な標準誤差を示す。 推定は、Stata/SE 10.1を用いて行った。

153

第3部

労働市場と消費者行動の諸相と問題解決への糸口

表 8-7

労働時間関数の推定結果（GMM）
男性

被説明変数：週労働時間(対数)

有配偶男性

（8）

(9)

(10)

(11)

-0.098**-0.084**-0.083**-0.073*[0.042]0.000[0.039]0.000[0.039]-0.002[0.039]-0.002[0.001][0.001][0.001][0.001]0.100**

0.078

0.159**

0.112

短大・高専卒[0.049]0.118***[0.055]0.138***[0.076]0.086**[0.089]0.137***[0.035][0.034][0.035][0.034]

大学・大学院卒

0.065***

0.081***

0.049**

0.077***[0.023]0.038[0.022]0.049*[0.022][0.020][0.029][0.029]0.005[0.020]0.008[0.019]時間当たり賃金（対数）
年齢
学歴ダミー(ref：高等学校卒)
中学校卒

有配偶
配偶者有業（ref：配偶者無業）
0～2歳の子どもの人数-0.032[0.023]-0.043*[0.023]-0.040*[0.021]-0.048**[0.022]

3～5歳の子どもの人数

0.036[0.023]0.037[0.023]0.013[0.021]

0.012[0.021]

6～18歳の子どもの人数

0.017[0.012]0.012[0.011]

0.015[0.010]0.011[0.010]

同居の要介護者の有無

0.043[0.041]

0.061[0.039]0.074[0.048]0.077*[0.045]

子ども以外の同居人数
昨年一年間の入院・通院経験有り-0.025**[0.010]0.000-0.027***[0.010]0.007-0.024***[0.009]-0.005-0.024**[0.010]-0.001

他の都道府県への通勤[0.020]-0.043[0.020]-0.043[0.018]-0.051*[0.018]-0.048[0.031][0.032][0.030][0.031]

職種ダミー(ref：事務従事)
販売従事-0.021[0.034]0.012[0.034]

サービス職従事
管理的職種-0.040[0.049]
0.000

0.043
[0.045]-0.007

運輸・通信(鉄道・車などの運転)[0.035]0.015[0.036]-0.017

製造・建築・保守などの作業者[0.047]-0.073**[0.046]-0.083***

情報処理技術者[0.032]-0.025[0.032]0.005[0.044][0.048]

専門・技術的職業

0.011[0.029]0.018[0.028]

保安職-0.186-0.472***[0.118][0.106]0.090[0.084]0.092[0.073]

その他の職種勤務時間制度(ref：通常勤務）
フレックスタイム制
変形労働時間制・交代制-0.036-0.034-0.055*-0.056*[0.037]-0.027[0.039]-0.029[0.032]-0.034[0.031]-0.027[0.028][0.025][0.029][0.031]

裁量労働・みなし労働時間制

0.153***[0.044]0.167***[0.043]0.152***[0.052]0.174***[0.048]

時間管理を受けない管理職など

0.140***[0.032]0.155***[0.032]0.145***[0.027]0.157***[0.026]

半日休暇・短時間勤務制度あり-0.037*-0.042**-0.058***-0.056***[0.020][0.020][0.020][0.020]3.975***[0.054]3.930***[0.052]4.084***[0.063]4.045***[0.063]34.47(0.97)

39.59(0.88)

定数項

603

サンプル数
J統計量(p-value)36.60(0.95)

422
43.09(0.78)

注1 ：***、**、* はそれぞれ1％、5％、10％水準で統計的に有意であることを示す。
注2 ：[ ]内は、White(1980)の頑健な標準誤差を示す。 推定は、Stata/SE 10.1を用いて行った。

154

第8章

正規雇用者の労働時間と勤務時間制度の関係を決定できる裁量労働制のもとでは、半日休暇・短時間勤務といった労働時間を柔軟に決められる制度の利用がしやすいのだろう。労働時間を自身の都合で柔軟に決定できる制度の適用者は、半日休暇・短時間勤務も利用する確率が高い、つまり労働時間を柔軟に決定できる環境にある可能性が高いことが間接的にではあるが示唆された。
ただし、本稿には掲載していないが、男性にサンプルを限定すると、勤務時間制度の効
果は中立になる。よって、フレックスタイム制および裁量労働・みなし労働時間制の効果
は女性においてのみ発揮されることが予想される22。これは、弾力的労働時間制度は労働時間を短縮すべき男性の正規雇用者に対して、労働時間短縮を支援しない可能性を示唆する。
一方、変形労働時間制及び、労働時間管理を受けない管理職に関しては、制度利用に対して中立の結果となった。変形労働時間制の適用を受けている場合、繁閑に合わせて労働時間を管理されているため、労働時間を短縮する制度をあえて利用する環境にないのかもしれない。労働時間管理を受けない管理職などの場合においても、部下の管理監督に関する業務が過重であるために、制度を利用できる環境にない可能性がある。
以上の結果から、労働者本人の都合で労働時間を柔軟に決定できる勤務時間制度の適用を受けている者は、通常の勤務制度の者に比べて有意に半日休暇・短時間勤務を利用することが分かった。この結果は、間接的かつ暫定的にではあるが、フレックスタイム制と裁量労働・みなし労働制適用者が柔軟な労働時間選択を行える環境にあることを示している。
ただし、この点は男性の正規雇用者については確認できなかった。
それでは次に、この結果を踏まえて、弾力的労働時間制度が長時間労働に与える影響を確認する。

2 労働時間関数の推定23
労働時間関数の推定結果について考察する。推定において、前節と同様、職種ダミーと勤務時間制度との間に一定の関係があると考えられるため、職種ダミーを投入したモデルと除外したモデルを推定した。モデル(8)～(11)では、男女別の推定を行った。しかし、女性
サンプルにおける J テストの結果、推定量の一致性が得られなかったため、女性サンプルに限定した推定は断念する。モデル（8）（9）では男性サンプルに限定し、（10）（11）では男性の有配偶者に限定して推定を実施した。なお、一段階目の賃金関数の推定の結果（付
表 1 参照）、時間当たり賃金と操作変数の間に相関関係が確認された。また J テストの結果
から、すべてのモデルにおいて、外生変数と操作変数の直交条件は満たされている。
推定結果の考察に移る。本節でも前節同様、勤務時間制度についてのみ考察する。
すべてのモデルにおいて、裁量労働・みなし労働時間制の適用者は、労働時間が有意に長いという結果が得られた。これは、小倉ほか(2007)(2009)の結果と整合的で、職場の属性だ
22

女性に関しても推定を実施したが、サンプル数が尐ないため、統計的議論に耐えられないと判断し、本稿では結果の解釈を見送る。
23 本稿では GMM の結果を中心に考察する。2SLS を用いても、同様の結果が得られたため、推定結果は
割愛する。

155

第3部

労働市場と消費者行動の諸相と問題解決への糸口

けでなく、家族属性をコントロールしてもなお、「時間管理の緩やかな」者の労働時間は長くなることが改めて示された。本来、労働者本人の都合で労働時間を自律的に決定できる
はずの裁量労働・みなし労働時間制の適用者であっても、先行研究が指摘するように、仕事量の裁量権などをもたないために、不本意にも過剰な就業状態に陥っている可能性がある。また裁量労働制は、適用対象となる業務が限定されているため、適用者自体が尐なく、適用対象業務に就く者と使用者の交渉は相対取引になる可能性が相対的に高い。そのため、本来、高スキルで必ずしも「交渉上の地歩」が低位ではない裁量労働制の適用者であっても、使用者からの要請を断ることができずに、不本意にも長時間の就業状態にあるのかもしれない。また戸田（2007）の議論のように、裁量労働制適用者の業務内容が高度であるために、適用可能な人材がそもそも尐なく、尐数の適用者に対して多くの業務が割り当てられた結果、労働時間が長くなると考えることができる。前節の分析結果との関連で興味深いのは、裁量労働・みなし労働時間制の適用者は、労働時間を柔軟に決定できる制度を利用する確率が高いにもかかわらず、労働時間が長くなっていることである。労働時間が長いことにより生じる休息の要請が、制度の利用を促進しているのだろうか。ただし、男性に限って言えば、裁量労働・みなし労働時間制は半日休暇・短時間勤務利用に対して中立である。休暇制度を利用していない、もしくは利用できないために、必然的に労働時間が長くなっているのだろうか。
他方、「時間管理を受けない管理職など」の労働時間もまた有意に長い。時間管理のない
管理職が人材の採用や部下に対する管理監督に関する多くの業務を抱えていることは、小倉（2009）で指摘されている。こなさなければならない「業務量の多さ」が、時間管理を受けない管理職の労働時間を長くしているのだろう。なお、本稿ではホワイトカラー・エ
グゼンプションや「名ばかり管理職」といった現在注目されているトピックにまで議論を広げられなかった。またデータにおいても、業種と勤務時間制度で矛盾する回答が見られたため、さらなる検討が必要であろう。明らかにされていない点も多いだけに、今後の課
題としたい。
フレックスタイム制はほとんどのモデルにおいて、有意な結果は得られなかった。つまり、「労働時間帯」の選択を柔軟にするフレックスタイム制は、労働時間の長短には影響しないことが明らかとなった24。
「労働時間帯」を自由に選択できるというだけで、労働時間自体を長くする短くするという効果はないのであろう。また全社的にフレックスタイム制を導入している企業があることから、制度適用者の数が非常に多く、使用者との相対取引を回避できる可能性は相対的に高い。さらに、適用対象業務の幅も広いことから、裁量労働制のような過重な業務量を尐数の人数でこなすという状況も尐なく、過剰就業になりにくいのだろう。しかし、サンプルを男性の有配偶者に限定すると、10％有意ではあるが、24

男性のフレックスタイム制適用者の労働時間は有意に長いと結論付けた大石（2009）とは逆の結果を示している。ただし、大石（2009）で用いられたデータは、労働組合員を対象とした調査であり、サンプリ
ングの方法が本稿で用いた JHPS とは根本的に異なるため、結果の単純な比較は控えたい。

156

第8章

正規雇用者の労働時間と勤務時間制度の関係マイナスに有意な結果が得られる。
「時間帯」の柔軟な選択を支援するフレックスタイム制
は労働時間の長短に影響しないが、有配偶男性という限定された属性にのみ労働時間短縮の効果をもつ。
変形労働時間制については、モデル(10)を除いて労働時間に対して有意な影響を与えていない。繁閑対応や仕事上の都合に合わせて、適用者の労働時間が管理される制度であるために、長時間就業と短時間就業の時期が相殺された結果、労働時間に対して中立な影響しかもたらさないと考えられる。
以上の結果をまとめると、「裁量労働・みなし労働時間制」「時間管理を受けない管理職など」は、本人の属性に関係なく労働時間を有意に長くすることが明らかにされた。一方で、「フレックスタイム制」は有配偶男性を除き、労働時間に対して中立の効果しかもっていないことが示唆された。

第8節

まとめ

本稿では、長時間労働の規定要因として、勤務時間制度に焦点を当て、それらの制度が労働時間の自発的決定にどのような影響を与えているのか、実証的に明らかにした。法律の趣旨に則れば、1988 年に導入された「弾力的労働時間制度」は労働者の自発的労働時間選択を促し、不本意な長時間労働を抑制するはずであった。しかし、正規雇用者に限ってみれば、労働時間は制度導入時に比べてとあまり短縮していない。さらに近年では過労死による労災の請求件数が高い水準で推移している。それでは、我が国における構造的かつ恒常的な長時間労働に対して、「弾力的労働時間制度」は労働者の自発的労働時間選択を促さなかったのだろうか。
こうした問題意識に立ち、「日本家計パネル調査」（JHPS）の初回調査を用いて、勤務時間制度と労働時間の関係を統計的に分析した。その結果、「フレックスタイム制」や「裁量労働・みなし労働時間制」の適用者は、「短時間勤務制度」や「半日休暇制度」といった一日の労働時間短縮を可能にする制度を利用する確率が高いことがわかった。この結果は、「フレックスタイム制」や「裁量労働・みなし労働時間制」の適用者が、相対的に労働時間の自発的選択を行いやすい環境にあることを示唆する。ただし、こうした傾向は男性の正規雇用者においては観察されなかった。
そして労働時間関数の推定の結果、先行研究ではあまり考慮されてこなかった家族属性
や内生性を統御した場合でも、「裁量労働・みなし労働時間制」適用者の労働時間は、通常の勤務時間制度の者に比べて有意に長いことが明らかになった。適用要件が厳しい裁量労働制は適用者の数が限定されるため、労使の交渉が一対一の相対取引になりやすい。外部
労働市場が未発達のわが国においては、裁量労働制の適用を受けるような高度なスキルを有する労働者であっても、こうした相対取引の場合、使用者の要請を断ることは容易ではないだろう。労働時間の自発的選択が可能な裁量労働制の適用者であっても、労働市場の
157

第3部

労働市場と消費者行動の諸相と問題解決への糸口

構造的問題によって長時間就業を強いられている可能性が示唆される。
一方で、フレックスタイム制の労働時間に対する効果は、有配偶男性においてのみマイナスに有意である。しかし、有配偶男性という特定の属性を除いて、フレックスタイム制
は、労働時間の長短には影響を与えないことが示された。フレックスタイム制は、そもそも柔軟に「労働時間帯」を選択することを目的とする制度であるため、労働時間の長短には影響しないと考えられる。また適用業務に制限がなく、適用者の数も業種の幅も多いフ
レックスタイム制のもとでは、裁量労働制に比べて相対取引に陥る可能性が低い。その結果、労働時間に対する影響がないという結果が得られたと考えられる。
弾力的労働時間制度は導入に際しては、使用側の要望が強く反映された経緯がある。その結果、労働者の柔軟な労働時間選択という法の趣旨よりも、使用者の意図が優先される結果となり労働時間が増加するという可能性は従来から指摘されてきた。そして、本稿の分析結果からも、弾力的労働時間制度、とりわけ裁量労働制が長時間労働を助長していることが改めて示された。割増賃金率や外部労働市場の構築などを通じて、労使の交渉上の地歩を均等化することが、長時間労働是正において必要となるであろう。
最後に、本稿に残された課題について述べる。本稿の分析では、労働時間の「長短」だ
けにしか着目できておらず、長時間労働が本人に対して「不本意」であるか否かを識別することにまで議論を進められなかった。また使用したデータが、一時点の情報しか有していないこともあり、ワーカホリックといった観察できない属性を考慮することもできていない。JHPS の二年目以降において、パネルデータの特性を活かし、観察されない個人属性を除去することで、一時点では捉えられない勤務時間制度の効果が検出されることが望まれる。さらに、本稿で用いたデータからは、勤務先での制度の運用がどのように行われているかを把握できない。適用要件や運用の裁量が広いフレックスタイム制などの場合、企業ごとの制度運用の違いがあるとすれば、モデルの設定や分析結果の解釈に大きな影響を与えてしまう。しかし、非就業者・高齢者を含め、あらゆる個人を対象とした JHPS では、
こうした問題に対処することが難しい。労働者だけでなく、企業に対しても調査を実施す
る Employee-Employer Matching Data の設計を通じて、企業ごとの制度運用の実態を考慮した上で勤務時間制度が労働時間に与える影響を分析されることが望まれる。

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158

第8章

正規雇用者の労働時間と勤務時間制度の関係

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159

第3部

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160

第8章

付表 1

正規雇用者の労働時間と勤務時間制度の関係

賃金関数の推定結果（OLS）

被説明変数：時間当たり賃金

全サンプル

男性のみ

男性

0.175***-[0.041]
勤続年数
勤続年数の 2 乗

0.026***

0.030***[0.005][0.006]-0.0002-0.0003[0.0002][0.0002]

学歴ダミー(ref:高等学校卒)
中学校卒
短大・高専卒-0.088-0.046[0.108][0.129]-0.023-0.027[0.054][0.073]

大学・大学院卒

0.142***

0.142***[0.039][0.043]

労働組合加入-0.076**-0.069*[0.037][0.040]インターネット環境あり

0.074*

0.077[0.043][0.050]29 人以下-0.216***-0.179***[0.053][0.064]30～99 人-0.189***-0.161**[0.059][0.066]-0.115***-0.086*[0.040][0.047]0.348***

0.463***[0.084][0.093]

Yes

Yes

企業規模ダミー(ref:500 人以上)

100～499 人
定数項
都道府県ダミー
サンプル数

797

603

決定係数

0.377

0.333

注 1 ：***、**、* はそれぞれ 1％、5％、10％水準で統計的に有意であることを示す。
注 2 ：[ ]内は、White(1980)の頑健な標準誤差を示す。
注 3 ：推定は、Stata/SE 10.1 を用いて行った。

161

第3部

労働市場と消費者行動の諸相と問題解決への糸口

付表 2

基本統計量
全サンプル
平均

労働時間

標準偏差

47.28412.727

平均

標準偏差48.92212.764

時間当たり賃金（千円）

2.273

1.470

2.432

1.477

年齢

39.30510.44939.967

10.139

男性

0.757

0.429

-

-

中学卒

0.021

0.145

0.022

0.145

高等学校卒

0.420

0.494

0.428

0.495

短大・高専卒

0.118

0.323

0.073

0.260

大学・大学院卒

0.440

0.497

0.478

0.500

有配偶

0.656

0.475

0.710

0.454

0～2 歳の子どもの人数

0.147

0.391

0.166

0.418

3～5 歳の子どもの人数

0.129

0.364

0.143

0.386

6～18 歳以下の子どの人数

0.541

0.825

0.599

0.862

同居の要介護者有無

0.030

0.171

0.028

0.166

子ども以外の同居人数

2.664

1.143

2.617

1.122

昨年一年間の入院・通院経験

0.447

0.497

0.446

0.497

居住地以外都道府県への通勤

0.110

0.314

0.129

0.336

販売従事

0.118

0.323

0.131

0.338

サービス職従事

0.075

0.264

0.075

0.263

管理的職種

0.056

0.231

0.071

0.258

事務従事職

0.217

0.413

0.131

0.338

運輸・通信(鉄道・車などの運転)

0.054

0.226

0.071

0.258

製造・建築・保守などの作業者

0.218

0.413

0.265

0.442

情報処理技術者

0.050

0.218

0.055

0.228

専門・技術的職業

0.193

0.395

0.179

0.384

保安職

0.010

0.100

0.013

0.115

その他の職種

0.008

0.086

0.008

0.091

通常の勤務時間制

0.739

0.439

0.726

0.446

フレックスタイム制

0.060

0.238

0.058

0.234

変形労働時間制・交代制

0.102

0.302

0.100

0.300

裁量労働・みなし労働時間制

0.023

0.149

0.025

0.156

時間管理を受けない管理職など

0.077

0.266

0.091

0.288

時短支援制度経験あり

0.105

0.307

0.096

0.295

時短制度あり

0.474

0.500

0.458

0.499

労働組合加入

0.331

0.471

0.333

0.472

インターネット環境あり

0.750

0.433

0.755

0.431

企業規模 29 人以下

0.220

0.414

0.207

0.406

企業規模 30～99 人

0.171

0.376

0.164

0.371

企業規模 100～499 人

0.248

0.432

0.249

0.433

企業規模 500 人以上

0.361

0.481

0.380

0.486

勤続年数

11.3159.905

12.197

10.192

大都市（18 大市）

0.265

0.441

0.262

0.440

中規模都市（18 大市以外の市）

0.636

0.481

0.648

0.478

町村

0.099

0.299

0.090

0.286

観測数

162

男性

797

603