政策効果分析レポート№3

規制改革分野における雇用再配置の動向

平成 12 年 9 月

経 済 企 画 庁 調 査 局

はじめに
規制改革の効果については、これまで、日本経済を活性化させる起爆剤として、もっぱら中長期的な面が注目されてきた。実際、そうした予測の多くは、規制緩和の推進などに
より生産性の向上、コストの低下、新規需要の創出が実現するということを試算の前提としている1。
ところが、こうした帰結に至る過程では、資本や労働などの生産要素が産業間、企業間を活発に移動することが求められる。すなわち、規制改革は一方で新たなビジネスチャン
スをもたらし、それに使用される生産要素への需要を生み出す。他方、競争の激化のなかで閉鎖に追い込まれる事業所も現れ、そうした場面では生産要素への需要が減少する。こうして解放された生産要素がそれを必要とする事業所へ円滑に移動すれば問題はない。しかし、現実にはミスマッチの解消に時間がかかることもあり、特に労働の場合に発生する
摩擦的失業は大きな社会的コストになりうる 2。その意味で、規制改革が一定の進捗を見せた 90 年代について、改革の対象となった分野の雇用がどのように変化したかを検証することが重要である。
以上のような問題意識から、本レポートでは、事業所の開廃業を鍵として、まず産業別の雇用創出（ジョブ・クリエーション）・雇用喪失（ジョブ・ディストラクション）の動きを見る。次に、入職、離職に関するデータを用いて個人サイドから労働移動の実態を明らかにする。概念的には入職者数と離職者数の差がおおむね就業者数の増減になるので、これらの動向を分析することは間接的ながら失業率への影響を見極めることにつながる。具
体的には、開業率、廃業率の変動から入職率、離職率がどの程度説明できるかを調べた上で、問題となることの多い規制改革分野からの離職者に特徴的な動き、属性を抽出していくこととする3。
1

開廃業に伴う雇用創出・雇用喪失
ここでは、事業所の開廃業に関するデータとそれに直接伴う雇用の変動を検討する。このアプローチは既存事業所への波及効果を無視するというデメリットがある反面、後半で扱う個人サイドからの分析と違い機械的に結果が得られるというメリットがある。
（開業率・廃業率の動向）
最初に、本報告書における分析の共通の鍵となる、事業所の開廃業の動きを総務庁『事1

例えば、経済企画庁（1997、2000）など。
もちろん、資本の場合も円滑に移動しない場合にはコストが生じうる。Ramey and Shapiro(1998)参照。
ここでは、データの制約などから、労働面での調整コストを考える。
3 この分析を行うにあたり、総務庁統計局労働力統計課にはマイクロデータの提供に多大なご協力をいた
だいた。ここで、謝意を表したい。
21

業所・企業統計調査』等をもとに概観しよう。ここでいう事業所とは商店、工場、事務所等の単位をいい、1 つの企業が複数の事業所を持つ場合も少なくない。
さて、ある期間に新設又は廃止された事業所数が期首の事業所数に占める割合をそれぞれ「開業率」、「廃業率」と定義し、その推移を示したものが図表 1−1 である。これによれば、長期的すう勢としては開業率は低下傾向、廃業率は上昇傾向にある 4。製造業では 1981
年までは開業率が廃業率を上回っていたが、80 年代には開業率と廃業率はおおむね等しくなり、80 年代末以降には関係が逆転してその後両者の差は拡大している。また、非製造業についても 80 年代末以降に両者がおおむね等しくなり、96 年 10 月〜99 年 7 月には廃業
率が開業率を上回っている。なお、事業所の数は卸売・小売業、飲食店が全体の約 4 割を占めることから、全体の動きはこの産業の動きに影響される度合いが比較的大きい。
ここで、開廃業率と景気との関係を確認しておこう。まず、開業率は成長率の低かった
81 年 7 月〜86 年 7 月、91 年 7 月〜94 年 4 月及び 96 年 10 月〜99 年 7 月にむしろ高くなっており関係を見出しにくい。他方、廃業率もこれらの期間には高くなっているが、この点は「景気の悪化は廃業率を押し上げる」という自然な解釈が可能である。
次に、開廃業に伴う事業所数の増減全体の動きを把握するため、開業率・廃業率の合計に着目してみよう。それによると、90 年代前半まではほぼ横ばいであったが、94 年 4 月〜
96 年 10 月にはいったん落ち込んでいる。しかし、96 年 10 月〜99 年 7 月には廃業率の上昇により、開廃業率の合計は初めて 10％を超えている。
（産業別就業者数の動向）
ところで、産業別の雇用動向を論ずるには、その年々の就業者のストック及びそのネッ
ト増減に着目するのが一般的である。例えば、1990 年代の就業者数の動きを見ると（図表1−2）、その伸び率はバブル崩壊後から低下を続け、96、97 年には若干上向いたものの 98、99 年と再び減少に転じている。99 年の就業者数は、年平均で 6,462 万人である（総務庁『労働力調査』）。
これを産業別に見ると、93 年以降は製造業が減少を続け、最近では建設業も減少に寄与している。これに対し、卸売・小売業・飲食店、サービス業は増加を続けている。特に卸売・小売業・飲食店は個人消費の低迷にもかかわらず増加している。
しかしここでは、労働移動のダイナミズムを分析するため、ネットではなくグロスの産
業別雇用の変動を調べたい。そこで着目するのが開廃業に伴う雇用創出・雇用喪失である。
（開業に伴う雇用創出・廃業に伴う雇用喪失の推計）

4

ここでは、開廃業率と雇用創出・雇用喪失の動きをみるために、総務庁『事業所・企業統計調査』等のデータを用いたが、雇用保険のデータからも入手可能である。雇用保険のデータは、毎年データが入手可能であること、同様の方法で開廃業率のデータを作成しているアメリカと比較可能であることなどのメリットがあるが、一方で、雇用者のいない事業所を含まないなどカバレッジが低いというデメリットもある
ために、ここでは総務庁のデータを用いた。

2

『事業所・企業統計調査』等を用いてネットの就業者数の増減を、①新規開業に伴う雇用創出、②既存事業所における就業者数の増減、③廃業に伴う雇用喪失に分解してみよう5。
その結果を見ると（図表 1−3）、例えば、96 年 10 月〜99 年 7 月には全産業で年平均 137
万人の就業者数の純減があったが、このうち開業に伴う雇用創出（グロス）が 228 万人、既存事業所における就業者数の純減（ネット）が 28 万人、廃業に伴う雇用喪失（グロス）
が 338 万人と推計される。
雇用創出と雇用喪失（絶対値）の差が開廃業に伴う就業者数の純増減であるが、過去においてはこれが就業者数全体の純増減に占める割合は低かった。例えば、80 年代にはその寄与度は 4 割前後で推移していた。いいかえれば既存事業所における就業者数の増減が全体の動きを決めていたわけである。ただし、足元（96 年 10 月〜99 年 7 月）では開廃業に伴う就業者数の動きが全体の動きに大きく寄与している（8 割程度）。
雇用創出と雇用喪失（絶対値）の合計は「雇用再配置」の程度を示している。この指標も足元で特に高まっており、開廃業に伴うダイナミックな動きが生じていることが見てとれる。
（規制改革分野の開廃業率と雇用創出率・雇用喪失率：相関分析）
では、規制改革はこのような開廃業率とそれに伴う雇用創出率・雇用喪失率とどのような関係にあるのだろうか。規制改革は既存の分野での競争を激化させ、非効率な企業が市場から退出することで、雇用が喪失してしまう一方、規制改革によって生まれた新規市場において、新たに雇用が創出されることになる。
そこで、90 年代に規制改革が進展した分野から 10 業種を選んで開廃業率と雇用創出・喪失率の動きを見よう（図表 1−4）。分野の選択については、「政策効果分析レポート」No.1（「近年の規制改革の経済効果−利用者メリットの分析」、2000 年 1 月）で対象とした電気通信業等6及び同レポート No.2（「90 年代の雇用政策が失業率に与えた効果について」、2000
年 5 月）で対象とした労働者派遣業等を含む「その他の事業サービス業」を基本としている。なお、業種によっては 90 年代後半になって改革が動き出したものがあることに注意さ
れたい7。

5

雇用創出率・雇用喪失率の推計は平成 6 年度経済白書の方法を参考にした。本来、雇用創出は新規開業に伴う雇用増加と既存事業所における雇用増加の合計、雇用喪失は廃業に伴う雇用削減と既存事業所における雇用削減を指すが（樋口（1998）などを参照）、データの制約から既存企業の雇用の増減はネットでしか分からないため、ここでは開業に伴う雇用創出と廃業に伴う雇用喪失に絞って分析を行った。
6 同レポートの対象でありながら取り上げなかった業種として石油精製業があるが、特石法廃止の雇用への影響はもっぱら小売業において生ずると想定した。他方、同レポートでは放送業は扱っていないが、電気通信業の隣接分野であるのでここでは取り上げている。
7 電気通信業、金融業に係る規制緩和は 80 年代後半から始まり 90 年代に効果発現が顕著となっている。
航空業も同様に 80 年代後半以降、順次競争促進策が追加されている。また、大店法（小売業）の緩和は
90 年から進められてきた。電力（95 年卸売自由化）、ガス（94 年地域独占緩和）、タクシー（97 年ゾーン運賃制）、車検（95 年）、労働分野（96 年労働者派遣事業分野拡大、97 年有料職業紹介ネガティブリスト
化）はむしろ 90 年代後半になって規制改革が動き出している。

3

まず、89〜91 年では開業率・廃業率、あるいは雇用創出率・雇用喪失率がともに全産業
平均あるいは非製造業平均を上回る業種は、上記 10 業種の中には存在しなかった。これに対し、96 年 10 月〜99 年 7 月について見ると、規制改革分野のうち 7 業種で開業率、廃業率ともに全産業あるいは非製造業平均より高い。特に、電気通信業についてはいずれの指標も突出して高くなっている。雇用創出率、雇用喪失率もこれに対応して同様の傾向にあるが、航空運輸業や道路旅客運送業などでは雇用創出率が全産業平均より低くなっている。
なお、ガス業、自動車整備業は開業率・廃業率、あるいは雇用創出率・雇用喪失率が全産
業平均より低い。
すなわち、90 年代においてこれらの業種の多くで全産業平均と比べて開廃業の活発化が観察されるわけで、事業所の開廃業を鍵として規制改革の効果を析出しようとする我々のアプローチの妥当性が確認されたといえよう。
（規制改革分野における雇用創出・雇用喪失：延べ人数）
以上の 10 業種のデータを合計して雇用創出率を見ると（図表 1−5）、89 年 7 月〜91 年
7 月にはそれぞれ非製造業合計を下回っていたが、91 年 7 月〜94 年 4 月には非製造業合計と同水準となり、その後はこれを超えている。また、雇用喪失率についても、非製造業との差が拡大してきている。具体的な数字を雇用創出率と雇用喪失率（絶対値）の合計である「雇用再配置率」で見ると、規制改革分野全体では 96 年 10 月〜99 年 7 月で 12.2％となっている。これに対し、製造業合計は 6.8％、非製造業合計は 10.7％である。規制改革の効
果が浸透するにつれてダイナミックな雇用の再配置が強まってきたことが、この結果からも確認できる。
さて、これを延べ人数ベースで見てみよう。91 年 7 月〜99 年 7 月の 8 年間について合計
すると、全産業では 1,762 万人の雇用創出（雇用創出率 4.0％）、2,145 万人の雇用喪失（雇用喪失率 4.9％）があった。規制改革分野ではこれはそれぞれ 537 万人（全産業合計の 30.5％、雇用創出率 5.1％）、571 万人（同 26.6％、雇用喪失率 5.6％）であり（図表 1−6）、同分野における雇用創出が厳しい雇用情勢の緩和に寄与したことが分かる。ちなみに、既存事業所における就業者数の増減を含めた就業者数の変化（ネット）では、全産業でこの間 119
万人の減少に対し、規制改革分野では約 40 万人の増加であった。
ところで、規制改革分野における雇用創出・雇用喪失の動きは、量的にはかなりの部分が小売業によって説明される。そこで、小売業について規模別に見ると（図表 1−7）、雇用創出に最も寄与しているのは 5〜29 人の事業所である。この規模の事業所では雇用喪失も多いが、雇用創出より低い水準にある。これに対し、1〜4 人の事業所では常に雇用創出を上回る雇用喪失がある。また、30 人以上の事業所では総じて雇用創出のほうが多く、96 年
10 月〜99 年 7 月には 30〜99 人規模における雇用創出が 1〜4 人規模のそれを上回っている。こうした動きは、大規模店舗に係る規制改革の影響が現れたものと考えられる。
また、ウェイトは低いものの規制改革の動きが目立つ電気通信業では、8 年間で 16 万人、4足元では年平均 3.9 万人の雇用創出があった。
2

開廃業の動きと労働移動以上の分析は、企業サイドから見たマクロの雇用変動の動向であった。ここでは、個人

サイドから入職・離職に代表される労働移動のフローを観察してみよう。入職・離職は前節で扱った雇用創出・雇用喪失と比べカバーする範囲が広く、既存事業所への波及効果を含めた分析の出発点としてはより適切である。
データとしては、失業者や非労働力人口を含め個人の属性に関する豊富な情報が把握できる総務庁『労働力調査特別調査』を活用する8。同調査では、「1 年以内にある産業へ入職（から離職）した者」が分かるので、これを入職者（離職者）と定義している 9 。入職率（離職率）は入職者数（離職者数）を当該産業の期首における就業者数で除したものである。
全産業ベースの入職者数と離職者数の差は、概念的にはおおむね就業者数の増減となる10 。
（労働移動と雇用創出・雇用喪失：概念の整理）
個人サイドから見た「労働移動」と、事業所サイドから見た「雇用創出・雇用喪失」はどのような関係にあるのだろうか。図表 2−1 は、両者の関係を簡単な数値例とともに概念図にしたものである。
ある産業を考え、昨年は A〜F の 6 人が一つの事業所に、G、H の 2 人がもう一つの事業所に働いていたとしよう。また、I〜N の 6 人はその他の産業で働くか、失業中か、あるいは非労働力人口のいずれかであったとしよう（これらを「他産業等」と呼ぶ）。
さて、今年になって 6 人が働いていた事業所は存続し、2 人が働いていた事業所は廃業となる一方、新たに別の事業所が 1 つ開業したと考えよう。新たに開業した事業所には D が
既存事業所から出向、M、N が他産業等から入職し、3 人体制でスタートする。廃業した事
業所からは G が他産業等へ移り、H は既存事業所へ転職する。既存事業所へは H に加え他産業等から I〜L の 4 人が入職し、代わりに E、F が他産業等へ転出して 8 人体制となるとしよう。
以上のような場合、前節のアプローチでは、既存事業所での就業者の純増が 2 人、開業に伴う雇用創出が 3 人、廃業に伴う雇用喪失が 2 人となる。他方、労働移動の観点からは、他産業等から I〜N の 6 人が入職し、この産業から E、F、G の 3 人が離職したことになる。
ところで、この産業全体での就業者数は、昨年 8 人から今年 11 人と 3 人増加している。これを企業サイド（事業所におけるポスト数の変化）から見ると、
8事業所間の労働移動のデータとして労働省『雇用動向調査』が挙げられる。
同調査にはもともと「離職者」の定義はあるが「入職者」の定義はない。しかし、1 年以内の新規就業者及び転職者のデータがあるので、その合計を入職者と捉えることができる。なお、『雇用動向調査』では両方の概念が定義されている。
10 ただし、実際のデータでは無視しえない程度のかい離が生ずる場合もある。
95

雇用創出(3 人)＋既存部分の純増(2 人)−雇用喪失(2 人)＝

就業者数の純増(3 人)

であり、個人サイド（この産業に出入りした人の数）から見ると、入職者(6 人)−離職者(3 人)＝

就業者数の純増(3 人)という関係が成り立っている。
（労働移動と雇用創出・雇用喪失：統計的関係）
図表 2−2 は、入職率・離職率と前節で試算した雇用創出率・雇用喪失率を対比させている。それによれば、以下のような観察が可能である。
第一に、入職率と雇用創出率はかなり密接に関連しているようであるが、離職率と雇用喪失率の関係は安定的でない。これは、開業の場合は新規採用が比較的多いが、廃業の場
合には同一企業内で配置転換をすることが多いことを反映しているのではないかと見られる。
第二に、入職率・離職率のほうが総じて雇用創出率・雇用喪失率より大きい。人数ベースでも、例えば 98 年の離職者（全産業計）が 696 万人に対し、96 年 10 月〜99 年 7 月の年平均雇用喪失は 338 万人となっている。これは、入職率・離職率には事業所の開廃業に伴わない労働移動が含まれているためと考えられる。逆に、開廃業があっても同一企業内で労働者をやりくりして終わる場合もありうるが、そうした割合は結果としてそれほど多くないと見られる。
ちなみに、雇用創出率と雇用喪失率（絶対値）の合計を、入職率と離職率の合計で除した比率は、労働移動のうちどの程度が開廃業によるものかを示す指標になる。この指標を調べると、製造業、非製造業とも比較的安定しており 30〜40％程度となっている。
（開業率の上昇で説明される入職者の増加）
上記で雇用創出率と入職率との密接な関係を確認したが、ここではさらに遡って開業率と入職率の関係を調べよう。
図表 2−3①はプールしたデータによりその相関を見たものであるが、要約すれば開業率
が 1％ポイント上昇すると入職率が 1.3％ポイント程度上昇するという関係があることが分かる。これは開業が必要なほど需要の量的又は質的変動が見られる場合、既存事業所でも雇用の拡大が行われることを示している。その一部には、例えば、子会社として開業した事業所をサポートするための本社要員の増加も含まれるであろう。
こうして得られた関係を用いて、90 年代における規制改革分野について、開業率の上昇の影響を推計してみよう。開業率は景気循環との関係が明瞭ではないので、ここでは 89〜
91 年をベンチマークとして 91 年以降に単純にその水準を超えた部分を「規制改革の効果」と近似的に考える。ただし、ここでの「規制改革分野」は、データの制約から産業大分類
で定義されるため前節より範囲が広いことに注意する必要がある。
その結果、例えば、92〜94 年及び 98〜99 年に卸売・小売、飲食店で延べ約 58 万人、運6

輸・通信業で約 33 万人、さらに 90 年代半ば以降に規制改革が進展したサービス業では 98〜99 年に延べ 19 万人の入職者拡大効果があったと推計される。これらを合計すると、金融・保険業を除く規制改革分野全体として 92〜94 年及び 98〜99 年に延べ 110 万人前後（92〜99 年の 8 年間の年平均 14 万人前後）の入職者の増加が説明されたことになる（図表 2−4）。なお、95〜97 年については開業率がベンチマークと同程度かそれより低いので試算の対象外とした。不良債権問題を抱える金融・保険業の除外も同様の理由による。
（離職確率の決定要因）
開業率の場合と異なり、廃業率と離職率には単純な関係は見られない（図表 2−3②）。これは、雇用喪失率と離職率の関係を調べた前述の結果からも十分推察されることである。
すなわち、ある事業所が閉鎖されても別の事業所への配置転換、あるいは子会社への出向 11などが行われ、離職を求めるのは最後の手段と考えられるからである。
しかし、集計された統計ではなくマイクロデータを利用すれば、隠された関係も検出される可能性がある。具体的には、総務庁『労働力調査特別調査』のマイクロデータを独自に分析し、離職者の行動を詳細に明らかにする。その過程で、所属産業の廃業率が離職率にどのように影響しているかを推測することとする。
これまでの主たる関心は集計量である「離職率」（就業者であったが 1 年以内に離職した者の割合）であったが、これは一個人の立場からすれば「離職確率」（1 人の就業者が 1 年以内に離職する確率）ということになる。そこで、離職確率が前職の産業の廃業率とどのように関係しているかを分析しよう。その際、マイクロデータの特性を生かして労働者の属性の違いによる確率への影響を考慮する。労働者の属性としては、性別、年齢、学歴、従業上の地位、配偶者の有無、業種（第二次産業か第三次産業か）を用いた。
その推計結果を見ると（図表 2−5）、離職確率は男女ともまず 50 歳前後までは低下し、その後上昇に転ずる形となっている。また、前職の産業の廃業率が高いほど高くなる傾向が読み取れる。廃業率の「限界効果」（廃業率が 1％ポイント高まると離職確率が何％ポイ
ント上昇するか）は 92〜94 年、98〜99 年に大きな値となっており、それぞれ男性で 0.6、
0.2、女性で 1.5、1.0 である。高等教育を終えない者も離職確率が高い。さらに男性の場合は配偶者のない者の離職確率が高いが、女性では反対に配偶者のある者の離職確率が高い。
（廃業率の上昇で説明される離職者の増加）
これまでの分析で離職確率に対する廃業率の限界効果が分かったので、廃業率の上昇分を与えれば離職者数の押し上げ効果が得られる。
ところで、廃業率は前述のように景気循環との関係が比較的強いように見える。そこで、ベンチマークを一時点とせずに 80 年代の平均とし、その水準と比べた 90 年代における廃11『労働力調査特別調査』では、出向した者が自分は「離職した」と回答するかどうかは特に指示していない。しかしながら、一般的には出向は離職とは扱われないものと考えられる。

7

業率の高まりを「規制改革の効果」によるものと考える（試算 1）。さらに、回帰分析によって景気循環の影響を除いたものを同様の効果と考えることもできる（試算 2）。我々が着目する 92〜94 年及び 98〜99 年は景気が悪かったため、試算 2 の結果は試算 1 より小さくなる傾向にある。
推計結果を見ると、92〜94 年及び 98〜99 年に卸売・小売、飲食店で延べ約 37 万人（試算 2）〜68 万人（試算 1）、運輸・通信業で約 31〜37 万人、さらに 90 年代半ば以降に規制改革が進展したサービス業では 98〜99 年に延べ 24〜34 万人の離職者の増加が説明される。
これらを合計すると、金融・保険業を除く規制改革分野全体として 92〜94 年及び 98〜99
年に 90 万人（試算 2）〜140 万人（試算 1）程度の離職者数の押し上げ効果があったということになる（図表 2−6）。
3

規制改革分野からの離職者の「その後」
マイクロデータはまた離職者の「その後」を追うことができる。すなわち、離職した者

は引き続き労働市場にとどまり職探しを行うか、非労働力化するかの判断を迫られる。職探し中の者がまさに失業者であるが、その後職が見つかれば再び就業者となる。その様子を追跡してみよう。ここでは離職した者だけに着目することとし、入職者全体の観点からは分析しない。したがって、本節における分析の雇用へのインプリケーションは、ネット
ではなくグロスの効果であることに注意されたい。
（失業確率が決まる仕組み）
就業者が 1 年後に失業者となっている割合を「失業確率」と呼ぶと、離職確率との間には以下のような関係が成り立つ12。
失業確率 = 離職確率×労働力継続率×転職不成功率
ここで、労働力継続率は離職者のうち非労働力化する部分を除いた労働力として継続す
る割合、転職不成功率は労働力に留まった者のうち転職できなかった者の割合を示す。
図表 3−1 は、これらの確率の推移を示したものである。これによると、失業確率は 90
年代を通じて上昇し、99 年がピークとなった（2.9％）が、2000 年には低下している。労働力継続率は 60％台で推移しており、全体としてみればやや上昇している。一方、転職不成功率は 90 年代の初めには 20％程度であったが、その後上昇し、99 年、2000 年には約12

清家他（1997）、労働省（2000）も同様の方法で分析を行っている。アメリカのデータを使った分析としては、Farber(1997)を参照。失業確率をｕt、期首の就業者数をＥt-1、離職者数をＱt、労働力継続者数をＳt、転職不成功者数をＵt（これはフローの失業者数に等しい）とすると、以下の関係が得られる。第 1 項が離職確率、第 2 項が労働力継続率、第 3 項が転職不成功率となっている。なお、通常用いられる失業率はストックの概念であり、フロー概念である失業確率とは別物である（後述）。

ut = (Ut
Q
S
U) =( t )∗( t ) ∗( t )Et−1
Et−1 Qt
St
8

36％まで上昇している。離職確率も 90 年代後半に高まりがみられることから、90 年代の失業確率の上昇には、離職確率と転職不成功率の動きが密接に関係していることが分かる。
（離職者の増加から計算される失業率の上昇）
こうして得られた離職確率の押し上げは、失業率換算ではどの程度になるのだろうか。
そのために、まず、離職確率に平均的な労働力継続率、転職不成功率を乗ずることにより失業確率の押し上げ分を計算すると、例えば、98〜99 年では男性 0.1〜0.2％ポイント、女性 0.3〜0.4％ポイント程度となった。
次に、フローの概念である失業確率とストックの概念である失業率を結びつける指標として、平均失業期間（失業が完了するまでの平均期間）の動向を見よう 13。失業率が捉えよ
うとするある時点での失業者数と、失業確率が捉えようとする「新たに失業した者」の数
の間には、
失業者数

＝

1 年間に新たに失業した者の数×平均失業期間（年）という関係がある14。ただしこの場合の「新たに失業した者」には、離職者のうち失業者となった者だけでなく、非労働力人口から失業者になった者を含んでおり注意が必要である。
『労働力調査特別調査』では、失業期間について 1 ヶ月未満、1 ヶ月以上 3 ヶ月未満、というように集計がなされているが、各期間の中央値でこれを代表させて大まかな試算を行うと15、90 年代半ばまでは上記の意味での「平均失業期間」は男女計で 15〜16 ヶ月程度であったが、最近では長期化が進み 2000 年には約 20 ヶ月となっている。男女ではおおむね8 ヶ月程度の差があり、2000 年では男性約 23 ヶ月、女性約 15 ヶ月となっている。
ここで、離職により失業者となった者と非労働力人口から失業者となった者の平均失業期間が同じであるとの前提を置く16。そうすると、上記のような関係式から離職率の上昇に対応する 92〜94 年、98〜99 年における失業率の押し上げは、0.0〜0.2％程度となることが分かる（付注 3）。
もちろん、同分野では廃業率とともに開業率が高まっており、そのことが失業率を押し下げる効果があるのはいうまでもない17。したがって、ここで得られた失業率押し上げ効果
はいわばグロスの効果であり、ネットの効果ではむしろ失業率を押し下げている可能性が13

失業者のうち 1 年間に就職に成功するか非労働力化する割合（失業者の就職成功確率＋非労働力化確率）を考えると、その逆数が失業者の平均失業期間（年）となることは容易に分かる。例えば、1 年間に失業者の半分が就職に成功するか非労働力化するとすれば、1 人の失業者は平均して 2 年間失業しているわけである。
14 厳密には、右辺の両変数が時間によらず一定である定常状態で成立する関係である。
15 2 年以上失業している者の失業期間は平均 3 年と仮定。なお、同調査における失業期間は失業途中の者に現在までの失業期間を尋ねたものであり、上記の失業率の計算式における平均失業期間の概念に合わせるには 2 を乗ずる必要がある。
16 非労働力人口から失業者となった者は離職により失業者となった者と比べ極めて少ないと考えられることから、この仮定が試算結果に決定的な影響を及ぼす可能性は低いと見られる。
17 平均失業期間＝失業者／（入職者＋非労働力化した者）であるから、規制改革分野での開業率の上昇が入職者を増加させるならば平均失業期間の引き下げを通じて失業率押し下げに働く。

9

ある。さらに、規制改革分野におけるビジネスチャンスの拡大は製造業など他の産業にも波及し、もっぱら雇用を増加させる方向に働くと考えられる。
（開業率が転職成功確率に及ぼす影響）
前述のように開業率の上昇は入職率を押し上げるという関係がある。ここでは、そのう
ち離職者の転職成功率に関わる面を検討したい。まず、離職者が失業する確率（離職者失業確率）を産業別に確認しよう（図表 3−2）。規制改革分野のうち、運輸・通信業、卸小売・飲食店の離職者失業確率は、90 年にはそれぞれ 19.8％、11.7％であった。これに対し、製造業の離職者失業確率は 17.6％となっていた。ところが 2000 年になると、運輸・通信業
25.5％、卸小売・飲食店 20.2％に対し、製造業は 32.0％に上昇しており、前二者の相対的なパフォーマンスが良いことが分かる。
その背景として、これらの産業では雇用創出が維持されている点が考えられる。一般に、労働移動が行われる場合、同一産業内での移動のほうが、異なる産業間での移動より円滑に行われる。これは、労働者の持っているスキルが同一産業内で通用する度合いが高いことなどによる。そうであれば、同一産業内での雇用創出の多寡が当該産業の離職者の就職に決定的に重要ということになる。
実際、同一産業内での移動割合（対角成分）を見ると、製造業のそれはバブル崩壊直後の 20％台半ばから、最近では 10％台に低下している。これに対し運輸・通信業では、90年代を通じて 10％台、卸小売・飲食業も 20％台前半から半ばと安定しており、離職者の受け皿が維持されてきたことが確認できる。
（規制改革分野からの離職者の属性）
規制改革分野からの離職者が失業者となった場合、その失業期間はどうなるのであろうか。同分野で相対的に開業率が高いとすれば、産業内移動が維持されることにより失業を抑制する働きがある。これに加え、同分野からの離職者が失業しやすいかどうかについて
は、もう一つ、これらの離職者の属性が関係している可能性がある。中高年、教育年数の短い者は一般に転職が難しく失業期間が長くなる傾向にあるので、離職者の属性を調べる
ことによりこの点が推察できる（図表 3−3）。
2000 年について、まず、規制改革分野からの離職者を全産業平均と比べると、男女とも
中高年（45 歳以上）、教育年数の短い者の割合が少ない。しかし、産業をやや詳しく見ると、金融・保険・不動産業では中高年の離職者が特に高く、運輸・通信業ではこれに加えて教育年数の短い者の割合も相対的に高い。
90 年と 2000 年を比べると、総じて離職者に占める中高年、教育年数の長い者の割合が高まっている。例えば、全産業の男性ではこの間に中高年の割合が 11.0％ポイント、大卒者の割合が 1.5％ポイント上昇している。これに対し規制改革分野では、それぞれ 8.9％ポ
イント、2.3％ポイントの上昇となっている。すなわち、規制改革分野のほうが、離職者に10

占める中高年の割合がそれほど高まっていない上、大卒者の割合が若干速いテンポで上昇している。
他方、入職者に占める中高年や教育年数の短い者の割合は、全産業平均と規制改革分野
平均でほとんど差がない。例えば、男性では中高年の割合は全産業 90 年 24％→2000 年 29％、
規制改革分野 22％→27％であった。当然ながらこれらの割合は離職者の場合より低く、若返りと教育年数の長期化が見られる。しかし、若返り等就業者構成の変化が、特に規制改革分野で急激に生じている、とはいえないことが分かる。
むすび
以上、規制改革が推進された分野について、企業サイドの視点で「雇用創出・雇用喪失」
を、個人サイドの視点で「労働移動」の動向を調べてきた。
「雇用創出・雇用喪失」については、99 年 7 月までの 8 年間に規制改革分野で 537 万人の雇用が開業に伴い創出され、571 万人の雇用が廃業に伴い喪失された。ただし、開廃業は
日常的な産業の新陳代謝の一環として生ずるものでもあり、また、特に廃業率は景気循環の影響を受けるため、規制改革の効果はその一部にすぎないことはいうまでもない。いずれにせよ、これらを合計して規制改革分野の「雇用再配置率」を見ると、全産業と比べて高い水準にあることは確かである。
入職、離職に代表される「労働移動」も開廃業の動きと関係がある。そこで、92 年以降の規制改革分野での開業率の高まりで説明される入職者の増加を推計すると、延べ 110 万人前後であった。廃業率と離職率の関係は弱いものの、最近の廃業率の上昇幅が大きいこともあって、離職者の増加への影響は 90〜140 万人程度と推計された。すなわち、90 年代における規制改革の進展は労働移動を活発化させたものの、入職者数と離職者数への影響はおおむねバランスしていると考えられる。
さらにいえば、本レポートの分析は規制改革分野における雇用再配置の動向に着目している。ところが、改革の成果は製造業など他の産業における需要の拡大等につながり、そこでの雇用の下支えになったはずである。
したがって、90 年代における規制改革の進展が雇用に対しマイナスのインパクトをもたらしたといえないことはもちろん、製造業等へのメリットの波及を考えば全体としてプラスに作用した可能性も高いと考えられる。このことから、規制改革の着実な推進を図ることにより、成長分野へ向けダイナミックな雇用再配置がなされ、経済全体のパイの拡大を通じて雇用環境を改善していくという戦略が引き続き有効であるといえよう。
また、規制改革分野からの離職者については、同分野での開業率の高さもあって、産業内移動の受け皿が維持されてきている。さらに、同分野全体としては、一般に失業期間の長い中高年や教育年数の短い者が離職者に占める割合も低い。ただし規制改革分野の一部
で、失業期間が長期化しやすいタイプの離職者が多い場合があり、こうした人々への教育

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訓練等を進めていくことも重要な課題である。
なお、本レポートでは規制改革が就業者数に及ぼす影響に着目したが、我が国の労働市場における調整は就業者数よりも賃金の変動による部分が先行しかつ程度も大きいと考えられる。したがって、賃金面での調整がどのように行われているかの分析も重要であり、今後は賃金面からの分析も試みて雇用面からの分析と両面から評価することが求められよう。そのためには、これら両面からの分析が同時に可能となるようなデータの整備も図っていく必要がある。

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