選択的訴訟仮説と 50%ルールの検証–我が国の整理解雇訴訟について–
小葉 武史∗

本多 康作†

概 要
本稿では，我が国の整理解雇に関する判例データを用いて，選択的訴訟仮説と 50%ルールが成立しているかどうかを検証した．Priest and Klein（1984）によって提唱されたこれらの仮説
からは，ルールの確定性が高まると，訴訟率が低下し，原告勝訴率が 50%に収束することが示唆される．本稿はまず，訴訟数と失業者数の間に長期的に安定した関係があることを明らかにし，失業者数を潜在的訴訟数の代理変数と見なすことで訴訟率を導出した．訴訟率の時系列的変動か
らは，1970 年代後半から 80 年代前半および 2000 年代に訴訟率が低下したことが分かった．労働法学では 70 年代後半から 80 年代前半の時期に解雇権濫用法理と整理解雇四要件が確立され，法ルールの確定性が高まったとされており，本稿で得たこの時期の訴訟率の低下は労働法学の標
準的な判例の理解に矛盾せず，これをサポートする実証結果である．
2000 年代には整理解雇に関わる様々な変化があったが，この時期に訴訟数を引き下げた原因
は，主として個別労働紛争処理制度や労働審判制度といった新しい紛争解決制度の導入であったと考えられる．なぜなら，訴訟に至る前に解決をはかるこれらの制度の導入は，法ルールの確定性を変化させることなしに訴訟率のみを引き下げると考えられるが，本稿で行った 50%ルールの検証において，2000 年代を含む後半期に，原告勝訴率が 50%へと収束することなしに訴訟率が低下したことが観察されたからである．

I

はじめに
我が国において，解雇権濫用法理および，整理解雇についてより具体的な解雇の基準である整理解雇四要件は，長らく判例法理として通用してきた．ここには判例の蓄積による法ルールの形成と確定を通じて，ルールの存在と内容が認識され，法制度の基盤が形成されるというプロセスが存在する．従来，このプロセスは法学者によって明らかにされてきたが，その手法は個々の判例を詳しく分析し解釈するというものであった．本稿はこのプロセスが合理的主体の訴訟行動に影響する点に注目し，訴訟行動の観察からさかのぼって法ルールの形成と確定のプロセスを数量的に明らかにする．
より具体的には，本稿は我が国の整理解雇に関する判例データを用いて，選択的訴訟仮説と50%ルールが成立しているかどうかを検証する．Priest and Klein (1984) によって定型化されたこ
れらの仮説は，法ルールの確定性が高まると訴訟率が低下し，原告勝訴率が 50%に収束するというものである．この仮説を用いることで，訴訟率と原告勝訴率の変動から法ルールの確定性についての手がかりを得ることができる．そうすることで本稿は，整理解雇に関わる判例が確定した時期を明らかにし，労働法学における判例の理解と整合的かどうかを検討する．
我が国の整理解雇に関する判例の数量分析では大竹・藤川 (2001)，大竹 (2004) による先駆的研究がある．本稿の分析においてもこれらを参考とした点が多いが，大竹・藤川論文以降に生じた
重要な変化が 2 点ある．一点目は，1990 年代から 2000 年代初めにかけて訴訟数が急上昇した後，∗ 神戸大学経済学研究科，koba@econ.kobe-u.ac.jp† 大阪経済法科大学 21 世紀社会研究所

12000 年代半ばから急低下するという激しい変動が観察されたことである．大竹・藤川は 1945 年から 1990 年代後半までの判例データを用いているが，その後の 10 年間で発生した訴訟数は，大竹・藤川が分析対象とした 50 年分の訴訟数に匹敵するほど多い．この時期に何が生じたのかについて
詳細な検討が必要である．二点目は，50%ルールの検証方法について技術面での改良があったことである．Priest and Klein 以来の初期の検証では，事件のカテゴリ別また地域別に原告勝訴率を求め，それが 50%であるか否かを検討してきた．しかし Eisenberg (1990) は正確なコインを投げても表ばかりが出ることがあるという喩えを用いて，仮に 50%ルールが厳密に成立する状況であったとしても，原告勝訴率が 50%から外れることがあり得ることに注意を促した．50%ルールは確率的に検証されるべきである．また Waldfogel (1995) は訴訟率と原告勝訴率の関係を同時に見ることを提案している．法ルールの確定性が高まると，選択的訴訟仮説により訴訟率が低下し，50%ルー
ルより原告勝訴率は 50%へと収束する．この訴訟率の低下と原告勝訴率の 50%への収束が同時に生じているかどうかを検討すべきである．訴訟数に急激な変化が観察された今，新しい分析手法を用いて法的ルールの確定性と訴訟率・原告勝訴率の関係を改めて検討することは非常に重要である．
本稿の以下の構成は次の通りである．II 節では選択的訴訟仮説と 50%ルールについて，これらの仮説が導出される過程を簡単に紹介し，その理論的背景とインプリケーションを確認する．III
節では我が国の整理解雇訴訟について得られた判例データを用いて，選択的訴訟仮説と 50%ルールが成立しているかどうかを検証する．IV 節は本稿の分析によって得られた知見をまとめる．

II

理論的背景

1

選択的訴訟仮説
争議のうち裁判所に提訴されて訴訟となるものはごく一部であり，大部分が和解によって解決されることが知られている．この理由について Landes (1971)，Gould (1973)，Shavell (1982) らは，和解と提訴の選択モデルを構築することで検討してきた1 ．Priest and Klein (1984) は，和解と提訴の選択モデルから得られる結果を整理することで，潜在的に存在する全ての争議数（潜在的訴訟数）と提訴される争議数（訴訟数）との関係を明らかにした．ここでは Priest and Klein に従い，潜在的訴訟数と訴訟数がみたすべき関係を整理する2 ．
モデルには（潜在的な）原告と被告が存在する．原告はある争議について被告との間で和解する
か裁判所に提訴するかを選択する．原告が和解を受諾する最低金額 A を次のように書くことができる．

A = Pp · J − Cp + Sp

(1)

ここで，Pp は原告が予想する裁判における原告勝訴率，J は原告勝訴の場合に得られる利得，Cpは裁判費用，Sp は和解費用である．(1) は提訴した場合の原告の期待利得を表している．提訴した
場合，原告は Pp の確率で勝訴して J を受け取る．裁判には費用 Cp が必要であるが，和解費用 Spを節約することができる．
一方，被告が和解のために提示できる最高金額 B を次のように書くことができる．

B = Pd · J + Cd − Sd(2)

ここで，Pd は被告が予想する裁判における原告勝訴率，J は原告勝訴の場合に支払う費用，Cd は裁判費用，Sd は和解費用である．(2) は提訴された場合の被告の期待費用を表す．提訴された場合，

2

被告は Pd の確率で敗訴して J を支払う．裁判には費用 Cd が必要であるが，和解費用 Sd を節約することができる．

A > B ならば，原告が和解を受諾する最低金額を被告が支払うことができないために，争議は裁判所へと持ち込まれて訴訟となる．この条件式を次のように整理することができる．
A > B ⇐⇒ Pp − Pd >

C −S
>0
J

(3)

ここで，C = Cp + Cd は裁判費用，S = Sp + Sd は和解費用である．現実には裁判費用は和解費は正である．
用よりも大きい（C > S ）と考えられるので C−SJ(3) より，以下 2 点のインプリケーションを得る．第一に，潜在的に存在する全ての争議が提訴されるわけではなく，また提訴される争議は全ての争議からのランダムサンプリングではない．提訴される争議は (3) によるスクリーニング過程を経る．第二に，裁判費用が和解費用よりも大きいという現実的な仮定の下で，提訴される争議は Pp > Pd をみたす場合に限る．すなわち，原告と被告が予想する原告勝訴率の間に乖離が存在し，かつ双方共に自らの勝訴率を楽観的に見積もっている場合に限る．二点目のインプリケーションは法ルールの確定性との関係で重要である．法ルー
ルが確定しており周知されているならば3 ，原告と被告の間で予想する原告勝訴率の乖離は生じず，訴訟数はゼロである．原告は自らが敗訴する争議を提訴しないし，逆に原告が勝訴する争議は被告が和解に持ち込むから，やはり提訴されない．よって，法ルールの確定性が高まると訴訟率が低下することが示唆される．

2

50%ルールPriest and Klein (1984) はまた，法ルールの確定性が高まると原告勝訴率は 50%に収束すると主張した．再び Priest and Klein に従い，この主張が得られた過程と主張が持つインプリケーショ
ンを整理する4 ．
潜在的に存在する全ての争議の集合を Y とする．Y の要素はある基準，たとえば被告の責任の大小によって数値に対応づけられ一次元数直線上に分布している．図 1 の右側ほど被告の責任が大きいとする．なお図 1 は Y を一様分布で表しているが，50%ルールの結論は Y の分布形状には依
存しない．
原告敗訴

原告勝訴

Y
y′

D

被告の責任

図 1: 潜在的に存在する全ての争議

D を裁判所がもつ裁判基準とする．D を境に y > D なる全ての y ∈ Y について裁判所は原告勝訴の判決を下し，y < D なる全ての y ∈ Y について裁判所は原告敗訴の判決を下す．たとえば図1 におけるある争議 y ′ が提訴されるならば判決は原告敗訴である．全ての潜在的訴訟 y ∈ Y が提訴されるならば，原告勝訴率は図 1 の斜線部の面積に等しい．図 1 では全ての潜在的訴訟が提訴される場合に原告勝訴率が 50%よりも小さく描かれている．しかし選択的訴訟仮説で見たように全ての潜在的訴訟が提訴されるわけではないことに注意しなければならない．ある争議 y ′ の当事者である原告と被告が裁判基準 D を確定的に知っているならば y ′ は提訴されない．なぜなら原告は3

提訴すれば自分が敗訴することを知っているからである．逆に y ′ > D の場合も D が確定的であれば提訴されない．なぜならこの場合には被告が自分が敗訴することを知っており，提訴される前に和解に持ち込むからである．よって y ′ が提訴されるのは，原告または被告あるいは双方が D を確率的にしか知らない場合に限る．原告が予想する裁判基準 Dp の分布を確率密度関数 fp ，被告が予想する裁判基準 Dd の分布を確率密度関数 fd でそれぞれ表す（図 2）．
原告

Pp

fp

Y

被告

fd

Pd

Y
y ′′

y′

D

図 2: 提訴される争議
この下で原告と被告が予想する原告勝訴率をそれぞれ，

Pp = Prob(Dp < y ′ ) = Fp (y ′ )(4)

Pd = Prob(Dd < y ′ ) = Fd (y ′ )(5)と書くことができる．ここで Fp , Fd はそれぞれ Dp , Dd が従う分布の累積密度関数である．図 2 では Fp , Fd を再び一様分布として描いてあるが，50%ルールの結論はこれらの分布形状に依存しな
い．選択的訴訟仮説より提訴が行われる必要条件は (3) で表されるから，図 2 のように Pp > Pdがみたされる場合は (3) がみたされ提訴に至る可能性が高い．
一方，図 2 において D から大きく離れた争議，たとえば y ′′ は提訴されない．原告は提訴すれば自分が敗訴することを予想 fp の下で確信しているからである．D に対する原告と被告の予測精度が上昇して分布が D に収束する過程では，D から遠い y から順に提訴されなくなる．図 1 では全ての潜在的訴訟が提訴される場合には原告勝訴確率が 50% よりも小さかった．しかし予測精度の上昇に伴い y ′′ のように確実に原告側が敗訴する争議ほど提訴されなくなるため，収束過程においては原告勝訴率が上昇する．fp , fd が D に収束する極限では y = D をみたす争議 y だけが提訴されることになり，原告勝訴率は 50%に収束する5 ．

III
1

実証分析
データ

本稿の分析で用いる訴訟数および原告勝訴数のデータは，TKC 法律情報データベース LEX/DBより得た．当該データベースは「明治８年の大審院判例から今日までに公表された判例を網羅的に収録したフルテキスト型（判例全文情報）データベース」である．このデータベースを対象として，サンプル期間を 1953 年から 2010 年とし6 ，「整理解雇」をキーワードとした全文検索を行って，「整理解雇」という文言が含まれる訴訟を抽出した．この段階でのサンプルサイズは 484 件であっ4

た．ただしこれだけでは整理解雇が争点でない訴訟を含むおそれがあるから7 ，抽出された訴訟について判例全文を精査することで，整理解雇が争点でない訴訟を排除した．また本稿で検討する整理解雇訴訟の性質から，企業側が原告である訴訟を排除した．個々の訴訟は裁判所に持ち込まれた
時点のデータを持っており，これをキーとして年ごとに集計することで訴訟数を得るが，高等裁判所または最高裁判所に持ち込まれた訴訟（控訴審・上告審）については，整理解雇が行われた時点と裁判所に持ち込まれた時点が大きく異なる可能性に注意が必要である．本稿ではこのタイムラグの問題を回避するために訴訟を第一審に限定し，控訴審と上告審を含まないこととした8 ．以上の処理の結果，実際に分析に用いた訴訟数は 359 件である．
選択的訴訟仮説，すなわち法ルールの確定性が高まると訴訟率が低下するという仮説を検証するには，実際に裁判所に持ち込まれた訴訟数とともに潜在的な訴訟数のデータが必要である．潜在的訴訟数を観察することはできないから代理変数を用いることになる．潜在的に訴訟を起こす可能性がある母集団は，不本意に解雇され失業している労働者であろう．利用可能なデータの中では，労働力調査の調査項目を組み合わせて得られる非自発的失業者数が潜在的訴訟数の代理変数に適している．しかし，労働力調査で失業が自発的であるか非自発的であるかの判断基準となる失業理由を問うているのは 1984 年以降の調査に限られる．労働法学の標準的な議論では，解雇権濫用法理と整理解雇四要件の成立時期を 70 年代後半から 80 年代前半としており，この時期を分析期間に入れることは本稿の目的にとって重要である．よって本稿では代理変数としての適切さには劣るが，自発的失業者を含めた失業者数（年平均完全失業者数）を潜在的訴訟数の代理変数とする．図 3 は非自発的失業者数と失業者数をプロットしたものであるが，非自発的失業者数のデータを得ることができる 1984 年以降，非自発的失業者数と失業者数はほぼ同じように変動しており，安定的な関係であるといえる．本稿の以下の分析について，データを失業者数から非自発的失業者数に差し替
えて分析を行った場合にも主要な結論は変わらないことを確認した．本稿で代理変数としての適切さに劣る失業者数を用いる理由は，より適切と考えられる非自発的失業者数のデータが 84 年以前に遡及することができないことと，失業者数と非自発的失業者数の間には安定的な関係が存在しており，いずれのデータを用いても結果が大きく異ならないことが確認されたことによる．失業者数と訴訟率および後に議論する原告勝訴率の記述統計量は表 1 のとおりである．
表 1: 記述統計量
変数
失業者数
訴訟数
原告勝訴率

（万人）
（件）
（％）

平均
157.08
6.095
0.660

標準偏差
94.73
5.126
0.160

サンプルサイズ（年）
58
58
58

図 3 には非自発的失業者数と失業者数の他に，潜在的訴訟数の代理変数として利用可能と思われるデータをプロットした．一つは雇用動向調査より得られる減少労働者数である．減少労働者数は雇用状態から失業状態へ移行した労働者の数を表すが，減少労働者数の動きは，代理変数として適切と考えられる非自発的失業者数の動きとは大きく異なっている．離職した後に直ちに再就職した
場合には失業者数には入らないことがその一因である．景気上昇期などの転職が活発な時期には減
少労働者数は増加するが失業者数は増加しない．これらの転職者は訴訟を行わないと考えられるので，減少労働者数は代理変数として不適切である9 ．もう一つは労働争議統計調査より得られる労働争議発生件数（春闘を除く）である．労働争議発生件数の動きも非自発的失業率の動きとは大きく異なる．これはここでの労働争議の中には整理解雇以外の争議が含まれるからである．高度成長期における賃上げ闘争が多く含まれていると考えられる．これも代理変数には適さない．

5

（万人）
700

（件）

600

10000

500

8000

400

6000

300

4000

200

2000

100

0

0
1950

12000

1960

1970

1980

1990

2000

非自発的失業者数

失業者数

減少労働者数

労働争議発生件数（右目盛）2010

出所：非自発的失業者数・失業者数は労働力調査，減少労働者数は雇用動向調査，労働争議発生件数は労働争議統計調査．

図 3: 潜在的訴訟数の代理変数

2

選択的訴訟仮説の検証
法ルールの確定性が高まると訴訟率が低下するという選択的訴訟仮説を検証するため，次の式を検討する．

Nt = Pt · Ut

(6)

ここで，Nt は訴訟数，Pt は訴訟率である．Ut は潜在的訴訟数であり，失業者数で代理する．図 4
は失業者数と訴訟数をそれぞれプロットしたものである．なお，整理解雇が生じた時点と争議が裁判所に持ち込まれた時点のラグを解消するため，訴訟数の時点を 1 期前にずらしている．また訴訟数が比較的小さな整数値しか取らないことから，訴訟数について前後各 1 年の移動平均を取っている．
図 4 を一見して両者の間に強い相関関係があることが分かる．相関係数は 0.915 である．ただし
両変数共にトレンドを持っているために単純な相関係数の確認だけでは見せかけの相関を判定する危険がある．拡張ディッキーフュラー検定により単位根の存在を確認したところ，両変数共に原系
列が単位根を持ち階差系列は単位根を持たない I(1) 変数であった．見せかけの相関を判定する危険を避けるため，階差系列どうしの相関係数を見れば 0.588 であり，階差系列においてもなお強い相関関係を持つことが分かった．
このように訴訟数と失業者数の間には強い関係が存在するが，図 4 をより詳しく見れば，長期的に安定した関係から乖離している時期がいくつか存在する．第一に 1970 年代後半から 1980 年
代前半の時期である．この時期には失業者数が増加しているにもかかわらず，訴訟数は減少している．第二に 2000 年代である．この時期には失業者数が減少しているが，訴訟数はさらに大きく減少している．これらの観察はこの時期に訴訟率が低下したことを示唆する．
訴訟数 Nt の変動に対する訴訟率 Pt の貢献をより詳しく見るため，以下の回帰分析を行った．まず (6) について，Pt を時間にかかわらず一定の P と仮定し，Nt を Ut に回帰して P の推定量 P̂ を

6

20

400

0

5
10
15
Number of Letigation

Number of Unemployed (x10^4)
100
200
300
0
1950

1960

1970

1980
year

1990

2000

2010

Number of Unemployed
Number of Letigation

図 4: 失業者数と訴訟数の関係求める．推計結果は表 2 に示される．表 2 より失業者数は訴訟数に有意なプラスの影響を与えている．また (6) の関係が示すように定数項とトレンド項は有意にゼロと異ならない．図 5 はここで推計された残差（訴訟数の変動のうち失業者数の変動では説明できない部分）をプロットしたものである．図 4 で簡単に見たように，1970 年代後半から 1980 年代前半および 2000 年代の時期の残差の動きは特徴的である．この時期には，失業者数をコントロールした上で訴訟数が低下しており，訴訟率が低下したことが分かる10 ．
表 2: 訴訟数と失業者数の関係
OLS
訴訟数
0.055***
0.007
80.26568.980-0.042
0.035
0.849
54

失業者数
定数項
トレンド項

R2
サンプルサイズ［］内は標準誤差
有意水準***1 ％，**5 ％，*10 ％3

労働法学との整合性
データからは 70 年代後半から 80 年代前半および 2000 年代に訴訟率の低下が観察された．選択的訴訟仮説によれば，法ルールの確定性が高まると訴訟率が低下するが，この時期に法ルールの確

7

1985

2000

−6

−4

residual
−2
0

2

4

1975

1950

1960

1970

1980
year

1990

2000

2010

図 5: 訴訟数を失業者数に回帰したときの残差定性が高まったと言えるだろうか．この点を考察するために，菅野 (2010) や水町 (2010) を通じて労働法学の議論を参照し，各期間において訴訟率に影響を与えた可能性がある判決や制度の変化を確認しよう．

70 年代後半から 80 年代前半に生じた整理解雇に関する変化として，解雇をめぐる判例法理の確立を指摘することができる．我が国の民法は，雇用契約について解約の自由を定めている（民法627 条１項）．解雇は使用者がその一方的な意思表示によって雇用契約を解約することであるが，労働者の生活に重大な影響を及ぼすため，解雇権の行使には判例による様々な制約が課せられてきた．終戦直後の時期には解雇は広く一般に行われていたが，高度成長期を経て日本的雇用慣行が成立すると，下級審裁判例の中で，正当な理由のない解雇は権利の濫用として無効とする，いわゆる解雇権濫用法理が形成された．この流れの中で最高裁は 1975 年の日本食塩製造事件（最二小判昭50・4・25 民集 29 巻 4 号 456 頁）において「使用者の解雇権の行使も，それが客観的に合理的な理由を欠き社会通念上相当として是認することができない場合には，権利の濫用として無効になる」と述べ，この法理の内容を定式化した．ただし大内 (2008) が指摘するように，これはユニオ
ンシップ協定という労働協約上の規定に基づくやや特殊な解雇のケースであった．1977 年の高知放送事件（最二小判昭 52・1・31 労判 268 号 17 頁）では，就業規則の解雇事由に基づくより一般的な解雇のケースについて最高裁が同様の判断を示し，ここに解雇権濫用法理が確立した．解雇権
濫用法理では「客観的に合理的な理由」および「社会通念上相当」という 2 つの要件が示されているが，特に整理解雇についてはこの 2 つの要件はより具体化され整理解雇四要件11 として定式化されてきた．1975 年の大村野上事件（長崎地大村支判昭 50・12・24 労判 242 号 14 頁）が初めて整理解雇四要件を明示し，1979 年の東洋酸素事件（東京高判昭 54・10・29 労判 330 号 71 頁）を経て，1983 年のあさひ保育園事件（最一小判昭 58・10・27 労判 427 号 63 頁）で，最高裁もこの整
理解雇四要件を実質的に踏襲した．
このように 70 年代後半から 80 年代前半の時期は，解雇権濫用法理と，整理解雇について解雇の正当性を判断する基準となる整理解雇四要件が確立したとされる時期である．選択的訴訟仮説によれば，法ルールの確定に伴い訴訟率が低下するはずであるが，データは確かにこの時期に訴訟率が低下したことを示している．本稿で得た訴訟率の低下という観察は，労働法学の標準的な判例の理解と矛盾せず，これをサポートするものである．

8

なお，70 年代後半から 80 年代前半にかけていったん低下した訴訟率は，そのまま低下し続けるのではなくて再び上昇に転じている．奥野・原 (2008) は解雇権濫用法理ないし整理解雇四要件が確立した後の整理解雇訴訟では，各要件についていかなる場合にそれらがみたされていると判断す
るかが論点となっていたことを指摘しているが，いったんは判例法理が確定して訴訟数が減少しても，再びそこからより詳細な論点が生じて訴訟数が増加するということが起きたのかも知れない．

Priest (1987)，Cooter (1987) は訴訟が増大しそれに対して裁判所が判断を下すことの積み重ねが法システムを効率化ないし進化させると指摘したが，そのような判断の積み重ねが我が国の整理解雇訴訟にも存在した可能性がある．
次に，2000 年代における整理解雇に関わる大きな変化として，以下 3 点を挙げることができる．
第一に，四要件から四要素へという整理解雇四要件の位置づけの変化である．第二に，これまで判例法であった解雇権濫用法理が立法化されたことである．第三に，個別労働紛争解決制度や労働審判制度という新しい紛争解決制度が導入されたことである．

(1) 整理解雇四要件の位置づけの変化

2000 年代には，整理解雇四要件を，四要件が成立しなけ

れば法律効果が生じないという意味での法律要件としてではなく，整理解雇の正当性を判断するために考慮される要素を類型化したものとして捉える判決12 が出されている．2001 年のナショナル・
ウエストミンスター銀行（3 次仮処分）事件（東京地決平 12・1・21 労判 782 号 23 頁），ワキタ事件（大阪地判平 12・12・1 労判 808 号 77 頁），2007 年の CSFB セキュリティーズ・ジャパン・リミテッド事件（東京高判平 18・12・26 労判 931 号 30 頁）などはかつての四要件を四要素と位置づけている．一方で九州日誠電気事件（熊本地判平 16・4・15 労判 878 号 74 頁）のように厳格な四要件説を堅持している判例もある．四要素説をとる判例においても，これまでの四要件が整理解雇の正当性を判断するための重要な要素であることに変わりはなく，四要件が四要素に変化した
こと自体が法的ルールの確定性に対してどのような影響を与えたかは明らかでない．ただし，過渡期においては四要件説をとるか四要素説をとるかで判例にぶれが観察された．この判例のぶれは法ルールの確定性の低下と見るべきであり，選択的訴訟仮説からは訴訟率の増加が示唆されるが，データからそれを読み取ることはできない．

(2) 解雇権濫用法理の立法化 外資系や中小企業など，我が国の法務知識を得ることが容易でない企業を中心に，その存在や内容が認識困難な判例法である解雇権濫用法理を立法化すべきとの主張があった．これに対応して，2003 年には労働基準法（18 条 2 項）に，先に掲げた 1975 年の日
本食塩製造事件で定式化された法理が法律上明文化され，2007 年の労働契約法の成立に伴い同法（16 条）に移し替えられた．判例法が立法化されたことで，法ルールの確定性が高まったと言えな
くはないが，ここで立法化された内容は，過去の判例そのものであって，新しい情報が付け加えられたわけではない．大内 (2004) は労働基準法（18 条 2 項）の立法化について，従来の解雇権濫用法理と比べて明確性という点でほとんど差がないとし，経営者等紛争当事者への法情報の周知に当たっては，法情報の源泉が判例であるか成文法であるかは重要でないと指摘している．ここでの立法化が法ルールの確定性に影響を与えたかどうかは定かでない．

(3) 新しい紛争解決制度の導入 人事労務管理や雇用形態の変化に伴い，個々の労働者と事業主との間の紛争（個別労働紛争）が増加してきた13 ．このことを背景に，2001 年 10 月施行の「個別労働関係紛争の解決の促進に関する法律」に基づいて，都道府県労働局（厚生労働省）が提供する無料の紛争解決支援サービスが個別労働紛争解決制度である．また，2006 年 4 月施行の「労働審判9法」に基づいて，地方裁判所において訴訟に移行する前に，裁判官である労働審判官一名と労使実務家である労働審判員二名からなる労働審判委員会が，争議の調停・審判を行う仕組みが労働審判制度である．これらの制度は行政または司法が提供する新たな個別労働紛争の解決手続であって，紛争の未然防止と迅速な解決を促進することを目的としたものである．これらの制度は訴訟に至る
前に解決をはかる制度であるから，制度の導入によって訴訟率は低下すると考えられる14 ．一方でこれらの制度の有無は法ルールの確定性に影響を与えるものではない．
以上より，この時期に観察された訴訟率の傾向的低下の原因としては，新しい紛争解決制度の導入が有力な候補と言える．四要件から四要素への変化はむしろ訴訟率を上昇させる効果を持つので観察事実に反しており，少なくとも訴訟率を反転上昇させるほどにはこの影響は大きくない．解雇権濫用法理の立法化は，その内容が過去の判例を再確認しただけであることから，法的ルールの確定性を高めたかどうか定かでない．特に訴訟を起こすかどうかの決定に重要な役割を果たす弁護士など法曹関係者にとっては，判例であるか成文法であるかの違いは重要ではなく，その内容こそが重要であるが，内容は過去の判例と変わらないのだから，訴訟率への影響は限定的と考えられる．
この予想を確認するため，次節では 50%ルールを検証する．仮に 2000 年代に観察された訴訟率低下の原因が，新しい紛争解決制度の導入によるものであれば，これらの制度の導入は法ルールの確定性には影響を与えないと考えられるから，原告勝訴率の 50%への収束は生じないはずである．
一方，解雇権濫用法理の立法化が法ルールの確定性を高めたのであれば，訴訟率の低下とともに原告勝訴率の 50%への収束が観察されるはずである．

4

50%ルールの検証

Priest and Klein (1984) によって 50%ルールが提唱されて以来，Wittman (1985)，Priest (1985)
らによる初期の検証では，事件のカテゴリ別，地域別，裁判官別に原告勝訴率を求め，それらが50%に等しいかどうかが検討されてきた．原告勝訴率が 50%に等しいという帰無仮説が棄却された場合は，そこで改めて 50%ルールからの乖離の原因を探るために，それぞれの事件や地域の特殊性が議論された．一方，Eisenberg (1990) は原告勝訴率が 50%から乖離した場合でも，乖離の原因を議論することは不必要だと主張した．Eisenberg は 50%ルールの下での判決をコイン投げにたとえている．原告勝訴率が 50%であるということは，裁判官がコインを投げて判決を決めたとしても量的には同じ結果をもたらす．ところで仮にコインが正確であったとしても，偶然に表ばかりが出る場合があり得る．同様に原告勝訴率が 50%でないという結果が観察されたとしても，それは 50%ルールを否定することにはならない．全ての事件のカテゴリにおいてまたは全ての裁判所において原告勝訴率が 50%である必要はなく，原告勝訴率が 50%でないという場合がコイン投げ
で表ばかりが出る場合と同様に生じにくければよい．つまり原告が勝つ回数が生起確率 50%の二項分布に従うことを示せばよい．Eisenberg の議論に基づけば，50%ルールが厳密に成立する状態（例えば法ルールが確定した状態）であっても，原告勝訴率が偶然 50%から外れることがあるし，50%ルールが成立しない状態（例えば法ルールが確定しない状態）であっても，原告勝訴率が偶然50%になることもある．50%ルールは多くのサンプルを集めることによって確率的に検証されるべきである．
Waldfogel (1995) は訴訟率と原告勝訴率とを同時に見ることを提唱した．すでに議論したように，法ルールの確定性が高まると，選択的訴訟仮説より訴訟率は低下し，50%ルールより原告勝訴
率は 50%へと収束する．よってクロスセクションあるいは時系列で訴訟率と原告勝訴率の関係をプロットすれば，図 6 に示すような図を描くことができる．ルールの確定性が高まると，訴訟率の10低下とともに原告勝訴率の 50%への収束が生じるから，これらをプロットすれば 50%を頂点とす
る錐状に分布しなければならない．50%ルールはこのような収束過程を見ることで検証されるべき
である．
原告勝訴率

50 ％

訴訟率
図 6: 訴訟率と原告勝訴率の関係
以上の 50%ルールの検証方法についての改良の経緯を踏まえ，我が国の整理解雇の判例を検討する．本稿でいう原告勝訴とは，神林 (2008) にならい，原告（労働者）の請求内容が（一部）認
められることをいう．例えば複数人で構成された原告のうち一部の解雇を無効とする判決は原告勝訴と数える．また解雇が有効とされた場合にも解雇手続き上の問題から労働者に金銭を支払うことを命じた判決も原告勝訴と数える15 ．図 7 は Waldfogel (1995) に従い，本稿で用いた整理解雇の判例から訴訟率と原告勝訴率との関係を年ごとにプロットしたものである．サンプル期間を等分割して，左パネルには法ルールの確定性が高まったとされる期間を含む前半期（1953-81 年）を，右パ
ネルには新しい紛争解決制度の導入期間を含む後半期（1982-2010 年）をプロットした16 ．プロッ
トされた円の大きさは，その年の訴訟数に比例する．これは同じ原告勝訴率であっても，訴訟数が少ない年に得られたデータは信頼できないことを表現したものである．

81

78

0

.01

.02

1982−2010
Prob of Verdict for Plaintiff
0 .1 .2 .3 .4 .5 .6 .7 .8 .9 1

Prob of Verdict for Plaintiff
0 .1 .2 .3 .4 .5 .6 .7 .8 .9 1

1953−1981

79 75
80
76

.03
.04
.05
Prob of Letigation

77

.06

.07

0

.01

.02

07
06

05

02
03
04

.03
.04
.05
Prob of Letigation

.06

08

.07

図 7: 訴訟率と原告勝訴率の関係
法ルールの確定性が高まったとされる前半期のプロットのほうが Waldfogel のいう錐状の分布に近いようではあるものの，サンプルサイズの不足により，錐状であると積極的に主張することはで

11

きない．Eisenberg (1990) に従い，原告勝訴率が生起確率 50%の二項分布に従うかどうかをコル
モゴロフ・スミルノフ検定を用いてテストしたところ，前半期，後半期また両者を併せた全期間の全ての場合において，原告勝訴率が生起確率 50%の二項分布に従うという帰無仮説は有意水準1%で棄却された．サンプル期間には原告勝訴率 50%への収束過程が含まれており，その収束先のように 50%ルールが厳密に成立する状況（法ルールが確定した状況）ではないと考えられる．
そこで収束先に注目するために，プロットに直線をあてはめて，その切片を収束先と見なし，収束先が 0.5 に一致するかどうかをチェックすることにした．直線の推計結果を表 3 に示す17 ．なお，
ここでの推計には年ごとの訴訟数で重み付けをした加重最小二乗法（WLS）を用いた．サンプル期
間全体を用いた推計において，切片の推計値は 0.673 であった．この切片ないし収束先が 50%ルー
ルが示唆する 0.5 に等しいかどうかをテストしたところ，有意水準 1% で切片が 0.5 に等しいという帰無仮説は棄却された．プロットに直線を当てはめた場合にその切片ないし収束先が 0.5 ではないという意味で，50%ルールはデータによってサポートされない．ただし，サンプル期間を二つに等分割した前半期（1953–81) では，切片の推計値は 0.597 であり，これが 0.5 に等しいという帰無仮説は棄却されなかった．つまりこの期間のデータを用いた場合に 50%ルールは棄却されない．
一方，後半期（1982–2010）のデータを用いた推計では，切片の推計値 0.702 は 0.5 と有意に異なり，データは 50%ルールを棄却した．
表 3: 訴訟率と原告勝訴率の関係
WLS

切片
傾き

全期間
1953–2010
0.673***[0.023]-0.004[0.502]
58
359
0.001
0.673***
0.000

サンプルサイズ（加重後）R2
H0 ：切片＝ 0.5
p値［］内は標準誤差
有意水準***1 ％，**5 ％，*10 ％前半期
1953–1981
0.597***[0.069]1.823[1.722]
29
77
0.016
0.597
0.165

後半期
1982–2010
0.702***[0.014]-0.648**[0.320]
29
282
0.009
0.702***
0.000以上の分析から，我が国の整理解雇訴訟について，前半期（1953–81）のデータは 50%ルールに少なくとも矛盾しないことが分かった．この期間には労働法学で整理解雇をめぐる判例法理が確立したとされる時期が含まれている．法ルールの確定性が高まると訴訟率が低下し原告勝訴率が50%に収束するという仮説と矛盾しない結果を得た．労働法学の議論を参考にして，法ルールの確定性が高まったとされる 70 年代後半のプロットを線で結ぶと，近似直線に沿って変動しているが，この近似直線の切片は 50%と有意に異ならない．
一方，後半期（1982–2010）のデータは 50%ルールをサポートしない．推計された近似直線の傾きは有意に負である．図 7 の右パネルに示されるように，この場合には訴訟率が低下すると原告勝訴率が 50%から外れることになる．この期間は新しい紛争解決制度が導入された時期を含む．新
しい紛争解決制度は，訴訟に至る前に解決をはかる制度であるから，訴訟率が低下することが予想され，確かにそうであったことが図 5 で確認されている．しかし新しい紛争解決制度の有無は法ルールの確定性に影響を与えるものではない．したがって訴訟率が低下したにもかかわらず，原告勝訴率については 50%ルールに反する結果が得られたものと考えられる．
解雇権濫用法理の立法化が法ルールの確定性を高めたという仮説については，この時期に原告勝訴率の 50%への収束が観察されないことから，本稿の分析に関する限り，この仮説をサポートす12

る結果は得られていない．ここで立法化された内容が判例法理としての解雇権濫用法理をそのまま条文化したものであり，法ルールの確定性を高める新たな情報が付加されたわけではないことが，立法化の影響が限定的であった理由と考えられる．言うまでもなく，本稿は立法化が無意味であったと主張するわけではなく，整理解雇四要件ないし四要素を立法化すべきであったと主張するわけでもない．立法化は新しい紛争解決制度と相互補完的な役割を果たしている可能性がある．限定的とはいえ，立法化によって法ルールの存在や内容が明確になったとすれば，それが新しい紛争解決
制度の迅速性などの機能を高めることになる．また条文化を前提としたうえで，立法化されなかった整理解雇四要件ないし四要素についての判断は，新しい紛争解決制度に委任されたと見ることもできる．司法制度改革の一環として，立法化は新しい紛争解決制度との相互補完的な機能において評価されるべきである．

IV

まとめ

本稿では，我が国の整理解雇に関する判例データを用いて，選択的訴訟仮説と 50%ルールが成立しているかどうかを検証した．Priest and Klein によって提唱されたこれらの仮説からは，ルールの確定性が高まると，訴訟率が低下し，原告勝訴率が 50%に収束することが示唆される．
本稿はまず，判例データベースより得られた訴訟数と失業者数の間に長期的に安定した関係があることを明らかにし，失業者数を潜在的訴訟数の代理変数と見なすことで，訴訟数を潜在的訴訟数に回帰し，その残差の動きを見た．残差は潜在的訴訟数の変動によっては説明できない訴訟数の変動であり，訴訟率の変動と考えることができる．訴訟率の時系列的変動からは，1970 年代後半から 80 年代前半および 2000 年代に訴訟率が低下したことが分かった．労働法学では 70 年代後半から 80 年代前半の時期に解雇権濫用法理と整理解雇四要件が確立され，法ルールの確定性が高まったとされており，本稿で得た訴訟率の低下は労働法学の標準的な判例の理解に矛盾せず，これをサポートする実証結果である．

2000 年代には整理解雇に関わる様々な変化があったが，この時期に訴訟数を引き下げた原因は，
主として個別労働紛争処理制度や労働審判制度といった新しい紛争解決制度の導入であったと考えられる．なぜなら，訴訟に至る前に解決をはかるこれらの制度の導入は，法ルールの確定性を変化させることなしに訴訟率のみを引き下げると考えられるが，本稿の後半で行った 50%ルールの検証において，2000 年代を含む後半期に，原告勝訴率が 50%へと収束することなしに訴訟率が低下したことが観察されたからである．2000 年代にはこのほかに解雇権濫用法理の立法化が行われているが，このことが法ルールの確定性に与えた影響は限定的であったと考えられる．立法化された
内容は過去の判例そのものであるので，そこに法ルールを確定させる追加的な情報はなく，また少なくともデータは原告勝訴率の 50%への収束を示していない．

注
1 初期の和解と提訴の選択モデルにおいては，期待効用理論を応用して危険回避的な行動が強調されている．すなわち裁判では勝つか負けるか分からないため，確実性同値額を受け取ることで和解に応じるという論理である．ただし，本稿のモデルもそうであるように，効用関数が線形であったとしても裁判費用が十分に大きいならば和解可能な領域は存在する．
2 同様のモデルは Posner (1992)，Miceli (2009) にも整理されている．
3 ここでの「法ルール」とは，法を解釈し適用する際の前提となる法命題のことを指しており，法ルールが「確定」する. .
とは，当該法命題の意味内容が一定のわくに収まることを意味している．すなわち，たとえある法命題の意味内容が一義的に定まっていなくとも，法律専門家であれば，当該法命題の意味内容の射程，換言すれば法ルールに含まれている語義の複数性を認識することが可能になっているということである．従って，本稿で「法ルールの確定性が高まる」との表現は，
法命題の意味内容の具体化（語義の複数性の収束）と，法命題それ自体の堅固化（法命題の変更し難さ）等を念頭において

13

使用している．なお、具体化と堅固化は判例の蓄積や立法化といった作用によって生じうると想定しており，本稿の分析は，この意味での「確定性の高まり」を検証することも目的としている．
4 Priest and Klein (1984) は原告と被告が裁判基準 D だけではなく，自らが関わる争議の性質 y ′ も知らないという不確実性の下で議論しているが，本稿では法ルールの確定性に注目するために裁判基準 D のみに不確実性を導入している．
この意味でここでの記述は Priest and Klein のモデルを本稿の議論に合わせて簡略化したものである．
5 原告が勝訴した場合に原告が得る利得と被告が支払う費用が等しくない場合には，収束先が 50%とはならない可能性が指摘されている．モデルではこれらの利得と費用は等しく J とされているが，たとえば B 型肝炎訴訟のように国を被告とした訴訟では，ひとたび国が敗訴すると同種の潜在的な原告も訴訟を提起し，被告は莫大な賠償金を支払わなければならなくなる．このとき被告はわずかにでも原告勝訴の可能性があれば，訴訟に至ることを恐れて和解しようとする．よって原告が敗訴する可能性が高い争議が提訴されることになり，原告の勝訴率は 50%を下回る．ただし，本稿で分析の対象とした整理解雇の事例はこのケースにはあたらない．整理解雇の事例では，ある特定の整理解雇の事件において企業が敗訴したとしても，当該企業を被告とする同様の訴訟が連続して提訴されるとは考えにくい．
6 データの開始を 1953 年としたのは，以下の分析で同時に使用する完全失業者数データの遡及限界にあわせたもの．ただし実際の分析ではラグおよび移動平均を計算するために 1951 年と 1952 年のデータも利用した．
7 紛争当事者の過去の経歴に「整理解雇」という文言が含まれているだけの場合等があった．たとえば交通事故にもとづく損害賠償請求事件（大阪地判平 14・3・29）における原告の経歴のなかに「整理解雇」といった文言が登場している．
ほかにも，いわゆる残留孤児が国を提訴した損害賠償請求事件（東京地判平 19・1・30）においても原告の経歴のなかに「整理解雇」の文言が登場する．
8 「整理解雇」をキーワードとした全文検索で抽出された訴訟 496 件の審級別内訳は，第一審 403 件（83.3%），控訴
審 72 件（14.9%），上告審 9 （1.9%）であった．
9 神林 (2008) では，雇用動向調査より作成した解雇者数（離職者数を離職理由で分類したもの）を訴訟数と比較する検討が行われている．神林の用いた解雇者数はフロー変数であるという点で本稿でいう減少労働者数に近い．一方本稿の分析で用いた失業者数はストック変数である．転職（再就職）を考慮するならば解雇された労働者が直ちに訴訟を起こす母集団にはならないので，減少労働者数ないし解雇者数を用いる場合は，転職が活発な時期の潜在的訴訟数を過大に評価する可能性がある．失業者数というストック変数を用いることで，再就職が容易であるかという労働市場の状況を併せて考慮することができる．
10 訴訟数 N の理論値を N̂ = P̂ U と定義すれば，(6) から片々引いて，残差は N − N̂ = (P − P̂ )U と書ける．こ
t
t
t
t
t
t
t
の式より訴訟数の変動のうち失業者数の変動では説明できない部分は訴訟率の変動によって表される．
11 整理解雇四要件は具体的には以下の 4 つの要件を指す．(1) 人員整理の必要性，(2) 解雇回避努力義務の履行，(3) 被解雇者選定の合理性，(4) 手続きの妥当性．
12 「いわゆる整理解雇の四要件は，整理解雇の範疇に属すると考えられる解雇について解雇権の濫用に当たるかどうかを判断する際の考慮要素を類型化したものであって，各々の要件が存在しなければ法律効果が発生しないという意味での法律要件ではなく，解雇権濫用の判断は、本来事案ごとの個別具体的な事情を総合考慮して行うほかないものである．
」ナ
ショナル・ウエストミンスター銀行（3 次仮処分）事件（東京地決平 12・1・21）
13 従来，労働組合と使用者との間の集団的労使紛争については，労働委員会（労働組合法 19 条 2 項）が当該紛争の解決を図ってきた．しかし，個別労働関係紛争についてはこれまで法律上特別な紛争解決制度が存在しなかった．
14 菅野他 (2007) によれば，実際に労働審判制度が施行された前後で訴訟数（労働仮処分，東京地裁）を比較すると，施行前 2005 年 4 月-12 月期の 168 件から施行後の 2006 年同時期 88 件へと大幅な減少が観察されている．なお，このような簡便な制度の導入を (3) 式の裁判費用 C の低下と解釈するならば，訴訟事件と労働審判事件を合わせた総事件数は上昇すると考えられるが，実際にこの数は 2005 年の 715 件から 2006 年 804 件（仮処分・個別労働訴訟事件・労働審判事件の和，東京地裁）へと増加しており，選択的訴訟仮説に整合的である．本稿で利用するデータは，これらの新しい制度によって解決された争議を訴訟数としてカウントしていない．春名 (2010) はさらに最近に至るまでの訴訟数の推移を検討し，労働関係民事通常訴訟と仮処分が労働審判によって少なくとも短期的には代替されたが，その後は訴訟件数・仮処分数ともに徐々に増加しており 2009 年までに制度導入前と同レベルに達したことを指摘している．リーマンショック等の影響による
個別労働事件自体の増加に加えて，低コストな制度の導入が裁判所の利用者を新規に掘り起こした可能性もある．
15 解雇が有効であるにもかかわらず，労働者に金銭を支払うことを命じた判決としては，企業が解雇の予告義務違反をした場合，例えば四日市カンツリー倶楽部事件（津地四日市支判昭 60・5・24）がある．また，ジャレコ事件（東京地決平
7・10・20）においては，「労働契約上の権利を有する地位にあること」は認められなかったが，本案確定判決が出るまでの賃金を受け取る権利は認められた．このような場合でも，請求内容の一部が認められているがゆえに，本稿では原告側勝訴と数えている．
16 ルールの確定性が高まったとされる 70 年代後半から 80 年代前半や，新しい紛争解決制度が導入された 2000 年代のみに注目することも考えられるが，サンプル期間を細かく分割するとサンプルサイズ不足の問題が深刻化する．Eisenberg(1990) が指摘するように 50%ルールの検証は多くの観察データから確率的になされるべきである．サンプル期間の意味を明確にすることとサンプルサイズの大きさを勘案した結果，本稿では全サンプル期間を前後半に等分割して議論することにした．なお頑健性のチェックのため分割位置を前後 3 年ずつ移動させて同様の分析を行い，主要な結論に変化がないことを確認した．
17 推計における決定係数 R2 は非常に小さい．これはサンプルサイズの不足とともに本来錐状であるものを直線で近似しているためであり，モデルの当てはまりが悪いことはやむを得ない．ただし錐であるという仮説が正しいならば，直線の傾きは決まらなくとも，切片については比較的正確な推計が行えるはずである．推計結果より，傾きの標準誤差が大きいことから直線の傾きが決まらない状況であることが分かる．一方で，本稿で議論した切片の標準誤差は比較的小さく，切片に関しては正確な推計が行われたと考えられる．

14

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