「退職前行動」にみる発言メカニズム―勤続年数・愛着・多様性に注目して―法政大学キャリアデザイン学部教授

１

研究の目的と仮説（１）研究の目的と関連する先行研究松浦民恵110）と述べている。また、賃金水準、労働時間・休日・休暇、福利厚生、雇用調整、人事異動、年間経営・生産計画、長期経営・生産計画、経営の

Hirschman（1970）は、衰退する組織を回復

基本方針のそれぞれについて、労働者の発言度をさせる内生的諸力・反応メカニズムとして、「退出」

被説明変数とする分析を行い、雇用調整を除くすと「発言」双方の重要性を指摘するとともに、「退べての事項で、労働組合が発言度にプラスの影響

出」を抑制し「発言」を促す「忠誠」という概念を及ぼしていることを実証している。

を提示した。ただ、企業にとっては、人材流出をまた、小池（1983）は「長期雇用の慣行とそ伴う「退出」よりも「発言」による問題解決が望れへの信頼」に根ざした「深い内部化」のもとでましい面が大きく、従業員にとっても「発言」には「自分のキャリアが企業内に深くビルトイン」

よって問題が解決すれば「退出」リスクをとる必されることから「企業の経営に大いに発言せざる

要がなくなる。そこで本稿では、職場で退職を考をえない」（小池 1983：231-233）と主張していえるほど深刻な課題に直面した場合、すなわちまる１）。小池（1983）によると、内部化の程度は「技さに「退職」と「発言」の狭間での従業員の行動

能の企業特殊性度」と「技能の高さ」の積で示さを「退職前行動」と位置づけ、この局面での発言

れ、内部化の中核は内部昇進制とされる。

メカニズムについて検討する。

小 池（1983） の い う「 内 部 化 」 は、 前 述 の「発言」についてはこれまで、労働条件の改善、Hirschman（1970）の「忠誠」とも関連してい離職率の低下、生産性の向上等をアウトカムとしると考えられる。Hirschman（1970）は、「忠誠」てその有効性の検証が試みられ、日本でも貴重なについて「組織に対する特別な愛着」とも説明し先行研究が蓄積されてきた。しかしながらそれらており、「ある組織内でかなりの力を振るっていに比べると、「発言」そのものをアウトカムとしる（あるいは振るっていると思っている）メンて取り上げ、「発言」の要因について分析した先バー、したがって自分は組織を『正しい軌道に戻

行研究は少ない。

す』ことができると確信しているメンバーなら、その中で、都留（2002）は、「職場で問題が生

自分が力をもつ組織に強い愛着を抱く可能性が高じても誰にもいわない雇用者の比率」を組織労い」（Hirschman 1970：86-87）と述べている。

働者と未組織労働者で比較し、未組織労働者のつまり、両者の主張をあわせてみると、長期雇用

ほうが「誰にもいわない」割合が有意に高いことによって「内部化」されたメンバーは組織に「愛を明らかにしたうえで、「会社内部の発言への組着」を持ちやすく、それゆえに「発言」が促され合の効果は、きわめて明瞭である」（都留 2002：

るということになる。ただ、ここでは長期雇用と27

「内部化」と「愛着」がセットで捉えられているが、もし長期雇用でも「内部化」や「愛着」がない場
合があるとすれば、長期雇用は必ずしも発言を促進しない可能性がある。

２

使用するデータと分析方法（１）使用するデータ
本稿では、科研費基盤研究（B）の「ダイバーこの点について、松浦（2021）は、長期雇用

シティ経営と整合する人事権のあり方に関する研による同質化が同調圧力につながり、むしろ発言究」及び「性別というダイバーシティを成果につを抑制する面があるのではないかと指摘してい

なげる管理職の行動とその規定要因」において実る。また松浦（2021）は、多くの日系企業でみ施された「働き方に関するアンケート」のデータ

られる定期異動のもとでは、職場レベルの課題でを分析している２）。

あれば単に異動を待つことで自然と解決する可能

本調査は 2021年 1月に実施された登録モニター性があり、定期異動が「発言」の必要性を低下さに対する WEB 調査で、調査対象は 100 人以上規せているのではないかと問題提起している。ただ

模の企業に勤務するホワイトカラーの正社員（役し、これらの指摘や問題提起はインタビュー調査

職は課長代理以下、年齢は 60 歳未満、最終学歴による考察にとどまっており、定量的なデータには大卒以上）で、有効回答は 3,014 人（有効回答基づくものではない。

率 67.6％）である。
主 な 属 性 を み る と、 勤 続 年 数 は 20 年 以 上（２）仮説の設定

が 26.7 ％、5 年 未 満 が 25.9 ％、5 〜 10 年 未 満 が周知のとおり、日本的雇用慣行を取り巻く環境

19.7％で、平均は 13.6 年である（図 1）。平均年

は厳しさを増しており、Hirschman（1970）の

齢 は 41.1 歳 で、 男 性 が 50.6 ％、 女 性 が 49.4 ％、いう「忠誠」（組織に対する特別な愛着）や、小新卒入社が 54.6％、中途入社が 45.4％となって池（1983）のいう「長期雇用の慣行とそれへの信頼」

い る。 勤 務 先 の 規 模 は 100 〜 299 人 が 21.4 ％、に根ざした「深い内部化」という「発言」の前提

300 〜 999 人が 22.4％、1000 人以上が 56.2％で、条件は揺らぎつつある。長期雇用と「深い内部化」

勤務先の業種は製造業（33.2％）、金融・保険業と「愛着」の一体性は薄れており、
また、
松浦（2021）（13.6％）、
サービス業（12.3％）が上位 3 位である。

の指摘のとおり、長期雇用による誘発が懸念され役職は一般社員クラスが 65.2％、係長・主任クラる同質化・同調圧力には、むしろ「発言」を抑制

スが 26.8％、課長代理クラスが 8.0％である。まする面があることも否定できない。

た、勤務先に労働組合がある割合は 55.7％、労働そこで本稿では、「勤続年数」と「愛着」、さらに同調圧力を緩和する「多様性」に注目して、「退職前行動」における発言に関して以下の 2 つの仮図1

分析対象者の勤続年数説を設定した。これらの仮説に関して、従業員に対するアンケート調査データをもとに検証を行うこととしたい。

25.9

26.7

5-10年未満
10-15年未満

仮説 1：勤務先への「愛着」がある場合に限って、長期雇用が従業員の発言を促進する（長期15-20年未満

11.0

19.7

雇用だけでは従業員の発言は促されない）。
仮説 2：職場の多様性や多様性を受容する風土
は同調圧力を抑制し、従業員の発言を促進する。

28

5年未満

16.6

20年以上

n=3,014（出所）科研費研究「働き方に関するアンケート」より筆者作成。

「退職前行動」にみる発言メカニズム

組合にメンバーとして参加した経験がある割合はで相談・調整する」を純粋な意味での「発言」と41.2％となっている。

捉え、「退職前行動」として最初にこの行動をとったかどうかに注目することとしたい。
そこで「社内で相談・調整する」割合について、（２）「退職前行動」に関する結果
職場で退職を考えるほど深刻な課題に直面した

勤続年数別、さらには「メンバーの会社に対する場合の「退職前行動」については、「あなたがと愛着」に関する自職場の優位性をたずねた結果別

る全ての行動（ある行動で改善されなかった場にみていきたい。

合にとる行動も含め、可能性のある全ての行動）」

それに先立ち、「メンバーの会社に対する愛着」（複数回答）と「そのうち最初にとる行動」の双の程度を勤続年数別にみた結果も図 3 に示してお方をたずねている（図 2）。
「最初にとる行動」は、く。愛着の程度は、自職場の「メンバーの会社に「社内で相談・調整する」が 46.4％（全ての行動

対する愛着」が社内の他部門と比べて優位か劣位は 53.4％）、「社外に相談したり支援を求めたりす

かをたずねた結果である。全体として愛着の程度る」が 10.6％（同 26.7％）、「異動願いを出す」がが他部門と「同程度」とする割合が過半数を占め、6.6％（同 21.7％）「、転職活動をする」が 15.6％（同

優位と劣位は「やや優位」「やや劣位」とあわせ33.8％）、「何もしない」が 20.9％となっている。

てもそれぞれ 2 割強にとどまる。愛着の程度につ「異動願いを出す」は少なくとも職場からの離いて、「優位」を 5 点、「やや優位」を 4 点、「同脱を意味していること、「社外に相談したり支援

程度」を 3 点、「やや劣位」を 2 点、「劣位」を 1を求めたりする」には異動や転職に関する相談も点として数値化した得点でみると、勤続年数 5 年

含まれる可能性があることから、本稿では「社内未満は 3.01 点だが、勤続年数 20 年以上では 2.94

図 2 「退職前行動」に関する単純集計結果
（％）

100.0

全ての⾏動（複数回答）

最初にとる⾏動

80.0
60.0

53.4

40.0

46.4

33.8

26.7

21.7

20.0

15.6

20.9
何もしない

転職活動をする

6.6

異動願い を出す

求めたりする

社外に相談したり⽀援を

社内で 相談・調整する

0.0

10.6

20.9

n=3,014

注 1. 「職場で退職を考えるほど深刻な課題に直面した際に、あなたはどのような行
動をとりますか。①あなたがとる全ての行動（ある行動で改善されなかった
場合にとる行動も含め、可能性のある全ての行動）、②そのうち最初にとる行
動を、それぞれお選びください。
」とたずねた結果。
「全ての行動」は複数回答。
（出所）科研費研究「働き方に関するアンケート」より筆者作成。

29

図3
図３

勤続年数別にみた「メンバーの会社に対する愛着」の程度計（N=3,014）
5年未満（N=782）

5〜10年未満（N=595）
10〜15年未満（N=500）
15〜20年未満（N=332）
20年以上（N=805）

4.3

55.4

16.0

6.2

得点
2.98

22.4

47.1

18.0

7.2

3.01

19.0

53.4

16.0

6.2

3.01

60.6

13.0

5.6

2.99

18.1

5.4
5.4
2.6
4.5
3.5

18.2
15.4

57.5

16.6

6.0

2.96

14.4

60.7

15.5

5.8

2.94

0%

20%
優位

40%
やや優位

60%
同程度

80%
やや劣位

100%
劣位

注 1. 「あなたの職場は、社内の他部門に比べて、以下のような各項目が有意にあると思いますか、あるいは、劣位にあると思いますか。
」という質問で、「メンバーの会社に対する愛着」という項目に関してたずねた結果。
（出所）科研費研究「働き方に関するアンケート」より筆者作成。

点と、勤続年数が長くなるほど得点が低下する傾と「愛着」）を投入するモデル 1 と、交互作用効

向がうかがえる。

果をみるために「勤続年須×愛着」の交互作用項

次に、「社内で相談・調整する」割合を勤続年を追加投入するモデル 2 で回帰分析を行った。

数別にみると、5 年未満が 42.6％、5 〜 10 年未満

なお、勤続年数については、カテゴリーデータ

が 47.9 ％、10 〜 15 年 未 満 が 49.4 ％、15 〜 20 年をもとに、
「3 年未満」を 3 年、
「3 〜 5 年未満」を

未満が 45.5％、
20 年以上が 47.5％となっている（図4 年、「5 〜 10 年未満」を 7.5 年、「10 〜 15 年未満」

4）。

を 12.5 年、「15 〜 20 年 未 満 」 を 17.5 年、「20 〜

さ ら に、 愛 着・ 優 位 と 愛 着・ 劣 位 に つ い て

30 年未満」を 25 年、「30 年以上」を 30 年として「社内で相談・調整する」割合をみると、勤続数値化した。愛着については前述のとおり 5 段階

5 年 未 満 は 各 55.3 ％、27.4 ％、5 〜 10 年 未 満 は尺度をもとに数値化した。

各 60.0 ％、38.6 ％、10 〜 15 年 未 満 は 各 63.5 ％、仮説 2 に関連する「職場の多様性」については、

41.9 ％、15 〜 20 年未満は各 59.1 ％、29.3 ％、20

「あなたの職場には以下の方がいますか」（複数回

年以上は各 66.0％、28.5％となっている。つまり、答）という設問で提示された 6 つの選択肢（シニ

愛着・劣位は全般に愛着・優位を下回り、特に勤アの社員（60 歳以上）
、働き方に制約がある社員

続 15 年を境に「社内で相談・調整する」割合が（育児、介護、治療等）、派遣社員、障がいを持つ

大きく低下している（図 4）。

社員、外国籍の社員、LGBTQ 等（SOGI）の社
員）の選択数を変数として使用した。単純集計結（３）分析方法と使用する変数

果をみると、「シニアの社員（60 歳以上）」
（62.5%）、

仮説 1・2 を検証するために、「退職前行動」と「働き方に制約のある社員（育児、介護、治療等）」

して最初に「社内で相談・調整する」を選択した（61.4%）、「派遣社員」（50.3%）が上位 3 位となっ場合を 1、それ以外の選択肢を選択した場合を 0ている（図 5）。

とする「社内で相談・調整ダミー」変数を作成し、次に、「多様性を受容する風土」については「異これを被説明変数とする二項ロジスティック回帰

なる意見の受け入れ」に関する設問を活用した。

分析を行った。具体的には主効果のみ（「勤続年数」

具体的には「たとえ他のメンバーと異なるもので30

「退職前行動」にみる発言メカニズム

図4

愛着の程度・勤続年数別にみた「社内で相談・調整する」割合
100

計（n=3,014）
愛着・優位（n=676）80

60

愛着・同程度（n=1669）

40

愛着・劣位（n=669）

20

0
（％）

5年未満

5〜10年

10〜15年

15〜20年

未満

未満

未満

20年以上

計（n=3,014）

42.6

47.9

49.4

45.5

47.5

愛着・優位（n=676）

55.3

60.0

63.5

59.1

66.0

43.2

46.2

46.9

47.1

48.7

27.4

38.6

41.9

29.3

28.5

愛着・同程度（n=1669）
愛着・劣位（n=669）

注 1. 職場で退職を考えるほど深刻な課題に直面した際に、最初にとる行動として「社内で相談・調整する」を選んだ割合。
（出所）科研費研究「働き方に関するアンケート」より筆者作成。

図５

図 5 「職場の多様性」に関する単純集計結果
図６

シニアの社員（60歳以上）

62.5

働き⽅に制約がある社員

派遣社員

n=3,014 0

13.4

当てはまる
どちらともいえない
どちらかというと

27.3
45.2

5.7

当てはまらない
当てはまらない

n=3,014

15.7
20

どちらかというと
29.4

32.2

外国籍の社員

当てはまる

7.9

50.3

障がいを持つ社員

いずれもいない4.1

61.4（育児、介護、治療等）

LGBTQ等（SOGI）の社員

図 6 「多様性を受容する風土」に関する単純集計
結果

（％）

40

60

80

100

注 1. 「あなたの職場には以下の方がいますか。
」とたずねた結果。複数回答。
（出所）科研費研究「働き方に関するアンケート」より筆者作成。

注 1. 「あなたの仕事や職場に関するお考えについて、
以下のあげる項目はどの程度当てはまりますか。
」という質問で、「たとえ他のメンバーと異なるものであったとしても、私の意見は、職場で受け入れられている」という項目に関してたずねた結果。
（出所）科研費研究「働き方に関するアンケート」より
筆者作成。

31

あったとしても、私の意見は、職場で受け入れ「勤
関する結果をみると、モデル 1 では主効果（られている」に対する回答として、「どちらとも続年数」と「愛着」）が 1％水準でプラスに有意いえない」が 45.2％、当てはまる計（「当てはまとなった。その上でモデル 2 では交互作用項「勤る」と「どちらかというと当てはまる」）は 3 割強、続年数×愛着」が 10％水準で有意となっており、当てはまらない計（「どちらかというと当てはま

交互作用効果が認められた（表 2）。このため単らない」と「当てはまらない」）は 2 割強となっ

純傾斜の検定を行ったところ、「愛着が高い群」（愛ている（図 6）
。この結果から「当てはまる」を 5

着＋ 1 標準偏差）では「勤続年数」がプラスに有点、「どちらかというと当てはまる」を 4 点、「ど意（1% 水準）であった一方で、「愛着が低い群」（愛

ちらともいえない」を 3 点、「どちらかというと

着− 1 標準偏差）では「勤続年数」の効果が認め当てはまらない」を 2 点、「当てはまらない」をられなかった（図 7）。つまり仮説 1 は概ね支持

1 点として数値化した。

されたといえよう。

これらに加えて、従業員の属性及び労働組合参次に仮説 2「職場の多様性や多様性を受容する

加経験ダミーをコントロール変数として投入し風土は同調圧力を抑制し、従業員の発言を促進すた。各変数の記述統計量と変数間の相関係数は表

る」については、いずれのモデルにおいても「職1 のとおりである。

場の多様性」と「異なる意見の受け入れ」が 1％
水準でプラスに有意となっている（表 2）。つま３

り仮説 2 も支持された。

分析結果

その他には男性ダミーがマイナスに有意となっていることが注目される。この結果については、（１）二項ロジスティック回帰分析の結果
まず仮説 1「勤務先への『愛着』がある場合に前述の松浦（2021）が指摘した同質化・同調圧

限って、長期雇用が従業員の発言を促進する（長力が関係している可能性はあるが、「職場の多様期雇用だけでは従業員の発言は促されない）」に性」や「異なる意見の受け入れ」の影響を排除し

表1

各変数の記述統計量と変数間の相関係数
Pearson の相関係数
最 最ｎ

⼩ ⼤ 平均値
値 値

標準
偏差

社内で

勤続

相談・

年数

愛着

職場の

異なる

男性

新卒

製造業

係⻑・

労働組

多様性

意⾒の

ダミー

ダミー 〜999⼈ 1000⼈

等

主任・

合参加

ダミー

ダミー

課⻑

経験

代理

ダミー

調整

受け

ダミー

⼊れ

規模300

規模
以上
ダミー

ダミー
社内で相談・調整ダミー

3,014

0

1 0.464

0.499

1.000

0.025

0.196** 0.093** 0.250** -0.054** 0.048**

勤続年数

3,014

3 30 13.548

9.201

0.025

1.000

-0.037*

愛着

3,014

1

5 2.9830.873 0.196** -0.037*

1.000

0.016

0.464** -0.021

職場の多様性

3,014

0

6 2.390

1.691 0.093**

0.016

1.000

0.067** -0.063** 0.025

0.036*

0.003

0.023

0.006

0.030

0.095**

0.036* -0.072** 0.401** 0.352** -0.083** 0.184** 0.136** 0.329** 0.158**

異なる意⾒の受け⼊れ

3,014

1

5 3.083

0.949 0.250** -0.072** 0.464** 0.067**

男性ダミー

3,014

0

1 0.506

0.500 -0.054** 0.401** -0.021

新卒ダミー

3,014

0

1 0.546

規模300〜999⼈ダミー

3,014

0

1 0.224

規模1000⼈以上ダミー

3,014

0

1 0.5620.057** -0.028-0.0100.051** -0.005

0.004

0.099**

0.038*

0.056** 0.069**

0.111**

0.047** 0.098**

1.000-0.0300.048** -0.040* 0.049**

0.019-0.063** -0.030

1.000

0.040* -0.052** 0.047*

0.176** 0.321** 0.081**

0.498 0.048** 0.352** 0.057**

0.025

0.048**

0.040*

1.000

0.417

0.003

-0.083** -0.028-0.010-0.040* -0.052** -0.041*

0.496

0.023

0.184** 0.051** 0.099** 0.049**

0.047*

0.176** 0.098** -0.061** 0.099**-0.041* 0.155** 0.098** 0.082** 0.223**
1.000-0.609** -0.061** -0.033

0.155** -0.609** 1.000-0.131**

0.099** 0.061** 0.279**

製造業等ダミー

3,014

0

1 0.383

0.486

0.006

0.136** -0.005

0.038*

係⻑・主任・課⻑代理ダミー

3,014

0

1 0.348

0.476

0.030

0.329**

0.056** 0.047** 0.321** 0.082** -0.033

1.000

0.095**

労働組合参加経験ダミー

3,014

0

1 0.4120.492 0.095** 0.158** 0.111** 0.069** 0.098** 0.081** 0.223** -0.131** 0.279** 0.195** 0.095**

1.000

0.004

0.019

1.000

0.061** 0.091**

0.091** 0.195**

注 1. 規模 300 〜 999 人ダミー、規模 1000 人以上ダミーの基準は規模 100 〜 299 人、係長・主任・課長代理ダミーの基
準は一般社員。製造業等ダミーは「建設業、鉱業、採石業、砂利採取業」「製造業」「電気・ガス・熱供給・水道業」
を１としている。労働組合参加経験ダミーは現在の勤務先の労働組合があり、それに参加した経験がある場合を１としている。
注 2. ** は 1％水準、* は 5％水準で有意。
（出所）科研費研究「働き方に関するアンケート」より筆者作成。

32

「退職前行動」にみる発言メカニズム

表 2 「社内で相談・調整ダミー」を被説明変数とする二項ロジスティック回帰分析の結果
表２
モデル1（主効果のみ）
係数
仮説1

仮説2

標準誤差

オッズ⽐

勤続年数×愛着
勤続年数

0.014

0.005

モデル２（交互作⽤効果）
係数

標準誤差

オッズ⽐

0.010

0.005

1.010 +

1.014 **

0.014

0.005

1.014 **
1.307 **

愛着

0.255

0.051

1.291 **

0.268

0.051

職場の多様性

0.086

0.023

1.090 **

0.087

0.023

1.090 **異なる意⾒の受け⼊れ

0.458

0.048

1.582 **

0.456

0.048

1.578 **

男性ダミー

-0.3170.087

0.728 **

-0.3130.087

0.731 **

新卒ダミー

0.008

0.084

1.009

0.012

0.084

1.012

規模300〜999⼈ダミー

0.082

0.116

1.086

0.082

0.116

1.085

規模1000⼈以上ダミー-0.063

0.102

0.939

-0.061

0.102

0.941

製造業等ダミー-0.029

0.081

0.972

-0.028

0.081

0.973

係⻑・主任・課⻑代理ダミー

0.075

0.087

1.078

0.073

0.087

1.075

労働組合参加経験ダミー

0.271

0.083

1.312 **

0.274

0.083

1.315 **

定数

0.162

0.038

- **

0.158

0.038

- **

273.230 **χ2乗値

276.837**

⾃由度

11

12

N

3,014

3,014

注 1. 規模 300 〜 999 人ダミー、規模 1000 人以上ダミーの基準は規模 100 〜 299 人、係長・主任・課長代理ダミーの基
準は一般社員。製造業等ダミーは「建設業、鉱業、採石業、砂利採取業」「製造業」「電気・ガス・熱供給・水道業」
を１としている。労働組合参加経験ダミーは現在の勤務先の労働組合があり、それに参加した経験がある場合を１としている。
注 2. ** は 1％水準、* は 5％水準、+ は 10％水準で有意。
注 3. 清水（2016）の HAD を用いた分析。変数の値は全て中心化されている。
（出所）科研費研究「働き方に関するアンケート」より筆者作成。
図７

図 7 「勤続年数×愛着」の交互作用効果に関する単純傾斜検定の結果
0.500

差
**

0.400
社内で相談・� ����

0.300
0.200

「愛着＋1標準偏差」では

0.100
0.000
-0.100

愛着+1標準偏差-1標準偏差+1標準偏差愛着-1標準偏差「勤続年数」がプラスに有意（係数：0.023、p値：0.001）-0.200「愛着−1標準偏差」では-0.300「勤続年数」が有意でない-0.400（係数：0.006：、p値：0.410）-0.500勤続年数

注 1. 清水（2016）の HAD を用いた分析。

（出所）科研費研究「働き方に関するアンケート」より筆者作成。

てもなお、男性ダミーがマイナスに有意となって経験ダミーはプラスに有意（いずれも 1％水準）

いることから、さらなる精査が必要である。

となっている。この結果は前述の都留（2002）

また、重要な発言機構である労働組合への参加の研究結果と符合している。
33

（２）得られた示唆と今後の課題

リアデザイン学会第 17 回研究大会での発表内容

分析結果から、①長期雇用であることだけをを加筆・修正したものである。研究大会においてもって従業員の発言が促されるわけではなく、長も、浅野浩美事業創造大学院大学教授をはじめと期雇用は勤務先への愛着がある場合に限って、発する多くの方々に貴重なコメントを頂いた。この言にプラスの効果があること、②職場の多様性や場を借りてお礼申し上げたい。

多様性を受容する風土は、従業員の発言を促進す
ること、が示唆された。つまり、職場での課題解

もちろんもし本稿に誤りがあればその責はすべて筆者に帰する。

決に向けて従業員の発言を引き出すためには、単に長期雇用を促すのではなく、勤務先に対する愛着を高め、職場での多様性や多様性を受容する風
土づくりを行うことが重要である。
一方、分析には課題も残っている。特に、使用

注

1） 都留（2002）は、小池（1983）が「集団的発言」
を内部化による「離職率低下の結果」としていしたデータは課長代理クラス以下の層に限定される一方で、Freeman and Medoﬀ（1984）は「集たデータであり、「深い内部化」については十分団的発言」を「離職率低下の原因」としているに検討することができなかった３）。分析自体、本来は管理職も含めたデータで行うことが望ましい。ただ、管理職ポストが制約される中で、管理職にならずに長期勤続する層の発言の重要性も増しており、こうした層に関する分析結果として一定の意義はあると考えられる。また、愛着についても、本人ではなく自職場のメンバーの愛着について、他社ではなく社内の他部門との比較で優劣をたずねていることから、質問の仕方や計測方法を精査する必要がある。これらの点については今後の課題としたい。
＜謝辞＞
本文にもあるとおり、本稿では、科研費基盤研究（B）の「ダイバーシティ経営と整合する人事権のあり方に関する研究」（研究代表：武石恵美
子法政大学教授）及び「性別というダイバーシティ
を成果につなげる管理職の行動とその規定要因」（研究代表：坂爪洋美法政大学教授）において実施された「働き方に関するアンケート」のデータを分析している。
両科研費研究の代表の先生方及び調査設計でご支援いただいた佐藤博樹中央大学大学院教授にお礼申し上げる。また、坂爪洋美法政大学教授には分析手法に対しても貴重なアドバイスを頂いた。
なお、
本稿は、2021 年 9 月に開催された日本キャ34と指摘している。
２）本調査は、厳密には 2 回に分けて実施されている（1 回目：2021 年 1 月、2 回目：2021 年 2 月）
が、本稿の分析に使用したのはすべて 1 回目の調査データであり、分析対象は 1 回目の有効回
答者 3,014 名である。
３）厚生労働省「令和 2 年賃金構造基本調査」によると規模 10 人以上・課長級の平均勤続年数は20.3 年だが、前述のとおり愛着・劣位の層では勤続 15 年を境に発言の割合が低下しており、管理職がデータから外れている影響は限定的だとは推測される。
引用文献
小池和男（1983）「第 1 章 序説 ホワイトカラー化
組合モデル─問題と方法」日本労働協会編『80年代の労使関係』日本労働協会、pp. 225-246．
清水裕士（2016）「フリーの統計分析ソフト HAD：
機能の紹介と統計学習・教育、研究実践における利用方法の提案」『メディア・情報・コミュ
ニケーション研究』1、pp.59-73．
都留康（2002）『労使関係のノンユニオン化−ミク
ロ的・制度的分析』東洋経済新報社 .
松浦民恵（2021）「ダイバーシティのもとでの集団的労使コミュニケーション−少数派による『集団的発言』機能に注目して」『日本労働研究雑誌』

「退職前行動」にみる発言メカニズム

727 号、pp.89-99．
Freeman, R. B. and Medoﬀ, J. L.（1984）What Do

Hirschman, A. O.（1970）Exit, Voice, and Loyalty:

Unions Do?, New York: Basic Books（島田晴Responses to Decline in Firms, Organizations,and States, Harvard University Press（矢野修

雄・岸智子訳（1987）『労働組合の活路』日本一訳（2005）『離脱・発言・忠誠─企業・組織・生産性本部）．

国家における衰退への反応』ミネルヴァ書房）．

35

Employee Voice in “Pre-resignation Behavior”―Focusing on Years of Service, Attachment, andDiversity―
MATSUURA Tamie

Japanese employment practices are caught

encourages employees to speak up only if they

up in an increasingly severe environment, andhave an “attachment” to the workplace. Long-

the preconditions for both “loyalty” (attachment

term employment alone does not encourage

to the organization) as described by Hirschman

employees to speak up.

(1970) and “deep internalization” rooted in

Hypothesis 2: A workplace culture of diversity“long-term employment practices and trust in

and inclusion mitigates peer pressure andthem” as described by Koike (1983) are in a

encourages employees to speak up.

ﬂux. The bundling of long-term employment
with the feelings of “deep internalization” andA binomial logistic regression analysis was“attachment” is weakening, and, as Matsuura

conducted taking an “in-house consultation(2021) highlights, it cannot be denied that peer

and coordination” dummy variable as its

pressure, which is a potential inducement for

explained variable, which represents “pre-long-term employment, can inhibit people fromresignation behavior” when experiencing“speaking out” in certain situations.

a challenge serious enough to prompt theI assign the term “pre-resignation behavior”

consideration of resignation. Here, 1 represent

to the workplace behavior of employees when“in-house consultation and coordination” andconfronting a challenge suﬃciently serious to

0 represents other alternatives. In Model 1,

prompt them to consider resigning, that is, theonly the primary eﬀects (“years of service”

choice between “exit” and “voice.” This paperand “attachment”) were input, whereas in

examines the “voice” mechanisms for speaking

Model 2, the interaction term “years of service

out in such a situation. In particular, focusing× attachment” was added to examine theon years of service, attachment, and diversity;interaction eﬀect between these two factors.

I formulate the following two hypotheses
regardingFirst, examining the results for Hypothesis

behavior ”

1, in Model 1, the primary eﬀects (“years ofstatements and test these hypotheses by using

service” and “attachment”) were of positive

data from employee questionnaire surveys.

signiﬁcance at the 1% level. In Model 2,“ pre-resignation

the interaction term “years of service ×
Hypothesis 1: Long-term employment36

attachment” was significant at the 1 0%

「退職前行動」にみる発言メカニズム

level, thereby indicating an interaction(1) long-term employment alone does not

eﬀect. When I conducted a simple slope test,

motivate employees to speak out; In other“years of service” was signiﬁcant for thewords, long-term employment has a positive“high-attachment group” (attachment + one

inﬂuence on speaking out only when there

standard deviation), whereas “years of service”

is an attachment to the workplace, and (2)had no eﬀect on the “low-attachment group”

workplace diversity and a culture that accepts(attachment-one standard deviation). Therefore,

diversity encourages employees to speak

Hypothesis 1 was supported.

out. Thus, to get employees to speak up andFurther, for Hypothesis 2, “diversity insolve workplace problems, it is important not

the workplace” and “acceptance of diﬀerent

only to encourage long-term employment but

opinions” was of positive signiﬁcance at the 1%

also to increase employeesʼ attachment to thelevel in both models. Therefore, Hypothesis 2

workplace and create a culture that accepts

was also supported.

diversity and inclusion.

The results of the analysis suggest that37