Panel Data Research Center, Keio University
PDRC Discussion Paper Series

日本の高齢者の就業行動・引退行動：
パネルデータを用いた属性要因・政策効果の実証分析
佐藤一磨、深堀遼太郎、樋口美雄

2020 年 5 月 11 日
DP2020-002
https://www.pdrc.keio.ac.jp/publications/dp/6412/

Panel Data Research Center, Keio University
2-15-45 Mita, Minato-ku, Tokyo 108-8345, Japan
info@pdrc.keio.ac.jp
11 May, 2020

日本の高齢者の就業行動・引退行動：パネルデータを用いた属性要因・政策効果の実証
分析
佐藤一磨、深堀遼太郎、樋口美雄
PDRC Keio DP2020-002
2020 年 5 月 11 日
JEL Classification: J08, J14
キーワード: 高齢者就業;サバイバル分析;公的年金制度【要旨】
日本では高齢者の就業意欲が強く、企業の雇用促進に対する施策への期待が個々人の視点からも、また政府の視点からも強まっている。だがその一方で、高齢者の就業行動・引退行動は多様であり、それぞれのプロセスやこの選択に与える要因は必ずしも、十分に明らかにされているとはいえない。例えば、それまでの就業経験や所得・資産状況、健康・メンタルヘルスの状
況、さらには企業における仕事の内容、や雇用制度、そして雇用政策や年金制度が個々人の就業行動や引退行動にどのように影響しているかを検討することは、高齢者雇用をさらに促進
し、人々のウエルビーイングを高めるためにも必要である。本稿では、これらの点を明らかにするために、厚生労働省のパネルデータである「中高年者縦断調査」を使い、サバイバル分析を行うことによって、個人や世帯の経済要因、企業の人材活用の在り方、年金や雇用政策といった政策要因が高齢者の就業行動・引退行動に与える影響について検証する。そしてさらに個人の資産状況や所得・賃金等の高齢者雇用に与える影響を特に取り上げ、公的統計等を使うことによってその変化を見通し、今後の高齢者雇用の在り方について検討する。 分析の結果、個々人の経済状況や主観的健康状態、メンタルヘルス、金融資産・実物資産、さらには仕事の中身である人的資産の活用方法が高齢者就業や引退行動には大きな影響を及ぼすことが明らかにされる。厚生年金の受給資格要件の変更や資格の有無、受給年齢の引上げは高齢者の就業行
動・引退行動に影響を与えると同時に、企業の高齢者雇用制度、そしてそれに変化をもたらす
高年齢者雇用安定法の 2013 年改正は、個々人の高齢者就業や労働市場からの引退行動に統計的に有意な効果をもたらす。特に定年制の廃止や定年年齢の引き上げ、再雇用制度の導入は個人の引退行動に有意な影響を及ぼす一方で、勤務延長制度の実施企業は多くはなく、引退抑制効
果は限定的であることが明らかにされる。そして、それまで培ってきた職業能力を勤務先で十分に活用し、発揮できることによる満足度の高い労働者は継続就業しやすいことも明らかになった。 我が国では、平均寿命が延びる一方、以前に比べ、収入や実物資産が減る中で、老後の備えを十分持たず、退職金や公的年金収入に頼り、支出を切り詰めている高齢者が増えることが予想される。多様な経済状況や価値観を持つ高齢者のウエルビーングを高めるためにも、多様で柔軟な働き方を認める雇用機会を用意していく必要があり、企業は若い時からの人材育
成・キャリア形成を可能にする雇用管理制度に変えていく必要がある。今後の財政状況を加味すると、高齢者の雇用促進は益々もって重要となり、その実現のためには企業や政府は有効な諸施策を講じていく必要がある。

佐藤 一磨拓殖大学政経学部〒112-8585
東京都文京区小日向３丁目４−１４
ksqwt864@gmail.com
深堀 遼太郎中京大学経済学部
准教授〒466-8666
愛知県名古屋市昭和区八事本町101-2
fukahori@mecl.chukyo-u.ac.jp
樋口美雄
独立行政法人 労働政策研究・研修機構〒177-8502
東京都練馬区上石神井4-8-23
yo.higuchi379@jil.go.jp

謝辞：本研究は厚生労働省との「行政・研究者連携強化プロジェクト」の研究成果の一部である。本研究で使用した「中高年者縦断調査」の調査票情報は統計法第33条の規定に基づき、厚生労働省より提供を受けた。提供データの管理と推計は佐藤が一括して行った。また、本研究は、（独） 日本学術振興会『科学研究費助成事業（科学研究費補助金）特別推進研究』「長寿社会における世代間移転と経済格差：パネルデータによる政策評価分析」（17H06086）の助成を受けたものである。ここに記して深く謝意を表する次第である。本研究は科学研究費助成事業（科学研究費補助金）特別推進研究（17H06086）による研究成果である。ここに記して謝意を表したい。

日本の高齢者の就業行動・引退行動：
パネルデータを用いた属性要因・政策効果の実証分析†
佐藤一磨*・深堀遼太郎**・樋口美雄***要約
日本では高齢者の就業意欲が強く、企業の雇用促進に対する施策への期待が個々人の視点からも、また政府の視点からも強まっている。だがその一方で、高齢者の就業行動・引退
行動は多様であり、それぞれのプロセスやこの選択に与える要因は必ずしも、十分に明らかにされているとはいえない。例えば、それまでの就業経験や所得・資産状況、健康・メンタ
ルヘルスの状況、さらには企業における仕事の内容、や雇用制度、そして雇用政策や年金制
度が個々人の就業行動や引退行動にどのように影響しているかを検討することは、高齢者雇用をさらに促進し、人々のウエルビーイングを高めるためにも必要である。本稿では、これらの点を明らかにするために、厚生労働省のパネルデータである「中高年者縦断調査」を使い、サバイバル分析を行うことによって、個人や世帯の経済要因、企業の人材活用の在り方、年金や雇用政策といった政策要因が高齢者の就業行動・引退行動に与える影響について検証する。そしてさらに個人の資産状況や所得・賃金等の高齢者雇用に与える影響を特に取り上げ、公的統計等を使うことによってその変化を見通し、今後の高齢者雇用の在り方について検討する。
分析の結果、個々人の経済状況や主観的健康状態、メンタルヘルス、金融資産・実物資産、さらには仕事の中身である人的資産の活用方法が高齢者就業や引退行動には大きな影響を及ぼすことが明らかにされる。厚生年金の受給資格要件の変更や資格の有無、受給年齢の引上げは高齢者の就業行動・引退行動に影響を与えると同時に、企業の高齢者雇用制度、そしてそれに変化をもたらす高年齢者雇用安定法の 2013 年改正は、個々人の高齢者就業や労働市場からの引退行動に統計的に有意な効果をもたらす。特に定年制の廃止や定年年齢の引き上げ、再雇用制度の導入は個人の引退行動に有意な影響を及ぼす一方で、勤務延長制度の†本研究は厚生労働省との「行政・研究者連携強化プロジェクト」の研究成果の一部である。本研究で使用した「中高年者縦断調査」の調査票情報は統計法第 33 条の規定に基づき、厚生労働省より提供を受けた。
提供データの管理と推計は佐藤が一括して行った。また、本研究は、（独） 日本学術振興会『科学研究費助成事業（科学研究費補助金）特別推進研究』「長寿社会における世代間移転と経済格差：パネルデータによる政策評価分析」（17H06086）の助成を受けたものである。ここに記して深く謝意を表する次第である。
*

拓殖大学政経学部 准教授**

中京大学経済学部 准教授***

慶應義塾大学名誉教授・労働政策研究研修機構

理事長

1

実施企業は多くはなく、引退抑制効果は限定的であることが明らかにされる。そして、それまで培ってきた職業能力を勤務先で十分に活用し、発揮できることによる満足度の高い労働者は継続就業しやすいことも明らかになった。
我が国では、平均寿命が延びる一方、以前に比べ、収入や実物資産が減る中で、老後の備えを十分持たず、退職金や公的年金収入に頼り、支出を切り詰めている高齢者が増えることが予想される。多様な経済状況や価値観を持つ高齢者のウエルビーングを高めるためにも、多様で柔軟な働き方を認める雇用機会を用意していく必要があり、企業は若い時からの人
材育成・キャリア形成を可能にする雇用管理制度に変えていく必要がある。今後の財政状況を加味すると、高齢者の雇用促進は益々もって重要となり、その実現のためには企業や政府は有効な諸施策を講じていく必要がある。

2

1. 問題意識
近年、我が国では高齢者雇用を促進することへの人々の期待が高まっている。その背景には、大きく分けて 3 つの社会的要因があると指摘される。
1 つ目は、少子高齢化のもとで、労働力が縮小していることである。総務省統計局の「労働力調査』によれば、60 歳未満の労働力人口のピークは 1997 年の 5,877 万人であったが、2012 年には 5,327 万人まで減少した。直近の 2019 年は 5,436 万人まで回復しているが、これは女性の労働参加によるところが大きい。今後のさらなる労働力人口の減少を考慮す
るならば、高齢者の労働参加に対する社会的要請は強い。
2 つ目は、健康寿命の延伸1や経済環境の変化から、就業を希望する高齢者が増えていることである。
「労働力調査」の労働力人口比率を見ると、60～64 歳の数値は 2000 年には男性 72.6％、女性 39.5 であったが、2019 年にはそれぞれ 84.4％、59.9％と、沖縄の本土復帰以降の統計で最も高い水準にまで拡大した。65～69 歳においても、2019 年の数値は男性が60.7％、女性が 39.0％となっている。男性は沖縄本土復帰以降最も数値が高かった 70 年代と同程度のものであり、女性は 2012 年からの 7 年間で 10 ポイントあまり増加し、過去最高水準となっている。
3 つ目は、財政安定への寄与である。高齢者の就業拡大によって、高齢化が年金財政等に与える負荷を和らげ、むしろ財政を負担する人を増やすことに対する期待である2。
このような高齢者の雇用促進への期待に沿って、様々な政策的対応が取られてきたが、その代表的なものが高年齢者雇用安定法の改正である。
2006 年の改正施行では、年金の受給開始年齢の引き上げを受けて、65 歳までの雇用確保措置（定年の引き上げ、継続雇用制度の導入、定年の定めの廃止の 3 つの中からいずれか）の導入が企業に義務付けられた3。ここで継続雇用制度としては再雇用制度や勤務延長制度

1

2016 年の健康寿命は男性が 72.14 歳、女性が 74.79 歳であり、2001 年のそれと比べてそれぞれ 2.74

歳、2.14 歳増進している（内閣府『平成 30 年版高齢社会白書』）。
2

マクロ計量モデルのシミュレーションを行った佐藤（2016）は、65 歳や 70 歳までの雇用延長によって我が国の年金保険料収入・年金給付の増加が実現するとしている。ただし、高齢者の雇用延長が若年労働者との代替を伴う場合は、これらの効果が相殺されうることも指摘している。中沢他（2015）は、長寿化によって健康な期間や就労期間が長期化するだけでなく、それに応じて医療保険・介護保険・公的年金制
度が改正されるという想定で財政を長期推計すると、国民医療費・介護総費用の増加が抑制され、年金財政も改善すると指摘している。さらに、高齢者の就業に対して健康状態は外生ではなく、人々に信じられている通り高齢期の就業が健康づくりにも一役買う可能性もある。例えば、厚生労働省政策統括官（統計・情報政策、政策評価担当）（2019）は、本稿と同じく「中高年者縦断調査」を用いた分析によって、高齢期の就業が健康の維持・改善に繋がる可能性を示唆している。就業が健康に繋がるならば、労働供給や財政安定化がさらに促進される可能性がある。
3

義務化後数年でほぼ全ての企業が雇用確保措置を導入した。厚生労働省「高年齢者の雇用状況」集計結果によれば、51 人以上規模企業のうち 2006 年 6 月時点（改正法施行は同年 4 月）での雇用確保措置の実

3といったものがある4。雇用確保措置実施企業の 8 割程度の企業が継続雇用制度を選択し、その多くが再雇用制度を導入している5。ただしこの継続雇用制度については、労使協定によって基準を定めた場合、希望者全員を対象にしないとすることも可能とされた6。
2013 年 4 月改正施行ではこの点が改められ、希望者全員を対象とすることになった。これにより、既に労使協定によって基準が存在する企業に対しては、基準を廃止するか、もしくは廃止せずに厚生年金の報酬比例部分の支給開始年齢の段階的な引き上げに足並みを揃えて、支給開始年齢まで継続して雇用する制度への改訂が求められた7。加えて、自社以外
で 65 歳までの継続雇用を確保する場合には、子会社だけでなく関連会社であっても可能となった8ほか、国の指導に従わない場合には個別指導・勧告だけでなく企業名の公表も認められることになった。さらに、企業が講ずるべき雇用確保措置の実施・運用に関する指針を政府が策定することも定められ、厚生労働省は労働政策審議会での議論を経て「高年齢者雇用確保措置の実施及び運用に関する指針」を 2012 年 11 月 9 日に告示した。こうした改正への対応前後で、定年引き上げを採用する企業が微増し、継続雇用制度を採用する企業が微減した（労働政策研究・研修機構編 2014）9。

施済み割合は 84.0%であったが、2007 年には 92.7%、2012 年には 98.0%、2019 年には 99.9%を占めている。31 人以上規模企業については 2009 年から調査されているが、実施企業割合は 2009 年時点で95.6%、2012 年時点で 97.3%、2019 年時点で 99.8%である。
4

再雇用制度と勤務延長制度の両方とも定年到達者の雇用を延長する制度である。再雇用制度は、定年時に退職金が支払われ、その後の雇用条件も変更可能であるのに対し、勤務延長制度は、定年時に退職金が支払われず、その後も役職や雇用条件の変更はされないままとなる。
5

厚生労働省「高年齢者の雇用状況」の 2017 年の集計結果によると、雇用確保措置の内訳（31 人以上規模企業）は、定年制の廃止が 2.6%（2009 年集計では 2.9%）、定年の引き上げが 17.1%（同 15.1%）、継続雇用制度の導入が 80.3%（同 82.1%）であった。他方で、厚生労働省「就労条件総合調査」の 2017 年
調査では、一律定年制を定めている企業のうち継続雇用制度（勤務延長制度・再雇用制度）がある企業は92.9%（2009 年調査では 90.1%）、そのうち勤務延長制度があるのが 9.0%（同 11.3%）、再雇用制度のみ
は 72.2%（同 64.6%）、両制度併用が 11.8%（同 14.2%）であった。併用も含めると一律定年制の企業のおよそ 8 割が再雇用制度を導入している。
6

厚生労働省「高年齢者の雇用状況」の 2012 年の集計結果（31 人以上規模企業）によれば、継続雇用制

度導入企業のうち 57.2%が基準を設けていた。
7

支給開始年齢まで継続して雇用する場合、2013 年 4 月から 2016 年 3 月の間は 61 歳まで雇用すれば良く、その後 3 年おきに 1 歳ずつ上がっていき、65 歳に達するのは 2025 年 4 月である。
8

ただし、実際に雇用確保先に関連会社も含めている企業は多くない。厚生労働省「高年齢者の雇用状

況」の 2012 年の集計結果（31 人以上規模企業）によれば、継続雇用制度導入企業のうち 94.1%（301 人
以上規模企業では 83.4%）が「自社のみ」であり、関連会社まで含めている企業は 2.1%（同 6%）である。
9

労働政策研究・研修機構編（2014）によると、対応前に継続雇用制度を導入していた企業のうち、94.4%は対応後もそのまま継続雇用制度を採用していたが、4.3%は定年引き上げに移行していた。他方で、他の制度から継続雇用制度に移行した企業も若干存在する。

4

さらに、2020 年には 70 歳まで働く機会の確保を企業の努力義務とする改正高年齢者雇用安定法10が成立し、21 年 4 月より施行されることが予定されている。70 歳まで働けるよ
う、企業の努力義務の選択肢として、定年廃止、定年延長、契約社員などで継続雇用、他社への再就職、フリーランス契約、起業支援、社会貢献活動支援の 7 つの選択肢が認められている。
しかしながら、高齢者の引退行動は多様であり、また変化しており、分析上、いまだ十分解明されていない点も多い。その１つが、引退のプロセスである。横断面データを用いた多くの先行研究は、特定の年齢の就業率について分析を加えている。しかし、この方法は引退に至るタイミングや、そのタイミングの変動要因を分析するのにはあまり向いておらず、どの程度タイミングを早めるのか、あるいは逆に遅くするのかといったことは十分にわかっていない。もう１つは、高齢者の雇用を促進するための政策や、様々な企業施策が実行されている中で、仕事の内容や雇用条件、個人の資産状況の影響を評価する研究は必ずしも十分とはいえないことである。例えば、高齢者雇用安定法の 2013 年改正については、継続雇用者の雇用条件等について明確な規定がないため、就業率を上げる効果があるのか、制度上は自明ではない11という指摘がある（近藤 2017）。ところが、研究蓄積はあまり見当たらない。
加えて、政策要因や様々な属性要因の相対的な効果の大きさについては分からないことも多い。さらにはこれを検討するうえで重要となる仕事の内容や雇用条件、そして年々変更される年金制度との関連についても、必ずしも十分な検討が行われているとはいえない。
そこで本稿では、厚生労働省「中高年者縦断調査」の個票データを用いたサバイバル分析を行い、雇用就業から無業への移行イベント、さらには正規雇用からの離脱というイベントに関して、政策要因や個々人の属性要因のハザードレートを推計することによって、個々人の労働市場からの引退行動への影響について検討する。
「中高年者縦断調査」は、2005 年に50～59 歳であった日本全国の男女 33,815 人を毎年追跡調査したものである。
本稿では 2005年から 2016 年までのデータを使用することにより、高齢者の就業・引退イベントを捉えるための十分なサンプルサイズを確保する。加えて、高年齢者雇用安定法の改正前後で観測可能であるため、改正効果をコーホート効果として分析の俎上に載せることができ、他の変数の係数の大きさとも比較可能となる。
本稿の構成は次の通りである。第 2 章では先行研究を概観する。第 3 章では分析に使用

10

現行の①定年の引き上げ、②継続雇用制度の導入、③定年の定めの廃止だけでなく、④他社への再就

職支援、雇わない場合は、⑤フリーランス契約への資金提供、⑥起業支援、⑦社会貢献活動参加への参加
支援し、70 歳まで収入があるように企業が資金提供することも選択肢に加えられた。企業には 7 つのう
ちのいずれかの選択肢を設けるよう努力義務を課し、どれを選ぶかは企業と労働組合が話し合って決めることになっている。
11

2006 年の改正以後、企業には継続雇用者の賃金引き下げという対応手段があり、賃金が引き下げられると継続雇用を希望する労働者が減少するため雇用継続措置を事実上ある程度回避可能である、ということを示唆する研究がある（山田 2007; 山田 2008; 山田 2009）。

5

する「中高年者縦断調査」のデータについて触れ、第 4 章では推計手法について説明する。
第 5 章では記述統計を示すとともに、これを用いた分析結果について述べる。第 6 章では得られた結果を踏まえて、我が国の高齢者を取り巻く経済環境について公的データ等を用いて補足的に議論する。最後に第 7 章では分析結果について取りまとめる。

2. 先行研究
高齢期の就業に関しては様々な研究蓄積があるが、ここでは本稿で着目する制度政策要
因と個人属性要因になるものに限って関連研究を概観する。なお、本稿と同様にパネルデー
タを用いている分析は、原則としてその旨を明記する。
はじめに、高年齢者雇用安定法の近年の改正が高齢者の就業に与えた影響に関して確認する12。2006 年改正について分析した研究としては、山本（2008）や Kondo and Shigeoka（2017）がある。両者とも、改正の対象となる人々の就業率が上昇したことを示している。
さらに Kondo and Shigeoka（2017）は、改正の効果が大企業で強く現れていることも指摘した。山本（2008）は、「慶應義塾家計パネル調査」（KHPS）13を用いて差の差（DD）や差の差の差（DDD）推定を行ったものであり、Kondo and Shigeoka（2017）は「労働力調査」
を用いたものである。
2013 年改正に関しては、北村（2018）や内閣府政策統括官（経済財政分析担当）（2018）
が本稿と同じく「中高年者縦断調査」を用いた分析を行っている。北村（2018）は、就業率の回帰式から雇用形態・コーホート・年別に理論値を求め、それを DD 分析することで厚生年金の支給年齢引き上げと高年齢者雇用安定法の改正効果について分析を試みている。
その結果、改正高年齢者雇用安定法と特別支給の老齢厚生年金（報酬比例部分）の支給開始
年齢の引き上げの両方の影響があったコーホートでは有意に就業率が高まった14ものの、改正高年齢者雇用安定法の効果のみの影響があったコーホートには有意な効果が見られなかったことを示した。
他方で、内閣府政策統括官（経済財政分析担当）（2018）は北村（2018）とはやや異なる

12

定年制の廃止といった企業への規制が高齢者雇用を促進させるかについて、海外を対象とした研究例

としては Shannon and Grierson（2004）や von Wachter（2002）などがあるが、結果は分かれている。
13

KHPS は慶應義塾大学パネルデータ設計・解析センターによるものである。同センターは KHPS と並行して後発の「日本家計パネル調査」（JHPS）も実施していたが、2014 年に KHPS と JHPS を統合し、その際に名称を「日本家計パネル調査」（JHPS/KHPS）に変更した。その後、現在に至るまで調査は継続されている。
14

山田（2017）は、2013 年改正および特別支給の老齢厚生年金（報酬比例部分）の支給開始年齢の引き上げの効果について DD 分析を行っている。60 歳時点の男性就業率についての分析では、59 歳時 に正
規職員・従業員の場合に 7％、59 歳時に 300 人以上規模企業に勤めていた場合に 10％上昇したことを示しており、北村（2018）の結果と整合的である。

6

結果を得ている。この研究では、就業形態選択関数をプロビットや多項ロジットで分析し、定年経験者のフルタイム就業確率が 2013 年以降に高まっていることが示された。定年退職
経験者の就業確率が有意に低いことは先行研究で繰り返し確認されてきたことであり（清家 1993; 安部 1998; 大石 2000; 清家・山田 2004）、この傾向に多少なりとも変化が起きているという事実は着目に値すると筆者は考える。この変化の背景には、高齢者雇用安定法の改正や同時期（2013 年）に行われた特別支給の老齢厚生年金（報酬比例部分）の支給開始
年齢の引き上げ（60 歳から 61 歳へ）があると解釈されている。このどちらが大きいのかについて、続いて行われている就業率の理論値による比較分析によれば、支給開始年齢の引き上げの効果は一部に留まることから、その他の要因（高齢者雇用安定法の改正効果を含む）の寄与が大きかった可能性が示唆された。
上記でも一部触れたが、高齢者の労働供給に影響を与える制度として、年金の存在も忘れてはならない。ここで考慮に入れておくべきなのは、年金の受給資格・受給年齢や在職老齢年金制度の存在である。清家・山田（2004）では、厚生年金の受給資格があると 60 代の就業確率が 10～15%程度有意に低いことが確認されている。ダイナミック・プログラミング・
モデルに基づく分析を行った樋口・山本（2002）は、シミュレーションの結果、国民年金や厚生年金などの各種年金の支給開始年齢が 60 歳から 65 歳に引き上げられると 60～64 歳のフルタイム雇用者が 9％ポイント程度増加することを示している。石井・黒澤（2009）のシミュレーションにおいても、厚生年金の定額部分の受給年齢を引き上げると 60～64 歳のフルタイム就業率が上昇することを示している。具体的には、60 歳から 62 歳への引き上げで 1.44％ポイント、60 歳から 65 歳への引き上げで 4.93％ポイント増加し、報酬比例部分も含めて 60 歳から 65 歳まで引き上げられると 9.81％ポイント増加するとしている。海外
でも、公的年金制度における標準引退年齢の設定を引き上げると引退年齢が遅れる傾向がある（Mastrobuoni 2009; Behaghel and Blau 2012 など）。
在職老齢年金制度15については、勤労報酬によって年金給付額が減額されることに起因して予算制約線が屈曲することが以前から知られており、この分野の研究の初期段階から、この屈曲と労働時間の均衡点の関係に関する研究の蓄積がある（清家 1983; 大竹・山鹿
2001）。就業率という観点から見ても、在職老齢年金制度の存在が就業率を抑制すると指摘されている（安部 1998; 岩本 2000）。ただし、近年では一部の年齢を除き抑制効果が確認できないという指摘もある（山田 2012）。ここまでの研究と被説明変数がやや異なるもの
では、大石・小塩（2000）は引退について複数の定義を行ってデータから変数を作成した上で分析を行っているが、同様に在職老齢年金が 60 代前半の引退確率を上昇させていることを示している。ただし、高齢者雇用継続給付によって 60 歳における在職老齢年金の就業抑制効果が半分以上相殺されるという点も指摘している。

15

在職老齢年金制度は 1965 年の導入以来、適用年齢の変更や、年金が支給停止されるルールの変更が加

えられてきた。これらの概要と改正効果に関して詳しくは山田（2012）を参照されたい。

7

上記でも明らかな通り、高齢者の労働供給と年金受給額は同時決定的であり、年金受給が労働供給に与える影響を分析する上では、この同時決定バイアスを考慮することが求められる。先行研究では、受給額ではなく受給資格の有無を説明変数に用いたり（清家 1993; 清家・山田 2004 など）、減額前の年金受給額（「本来年金額」とも呼ばれる）を算出して説明変数に用いたり（小川 1998; 安部 1998; 樋口・山本 2002 など）といった変数への工夫が見られる。
2000 年以降の研究における就業形態別のシミュレーションに目を向けても、在職老齢年
金の就業抑制効果が指摘されている。樋口・山本（2002）によるシミュレーションによれ
ば、在職老齢年金制度による減額がなくなれば、通常の 60 歳での急激なフルタイム雇用就
業率の落ち込みは 65 歳までなくなるほか、非就業者やパートタイム雇用就業者のフルタイ
ム雇用就業への転換が生じる。具体的には、60～64 歳のフルタイム雇用就業率が 12.14%ポイント上昇し、パートタイム雇用就業率と非就業率がそれぞれ 3.15％ポイント、3.74％ポイ
ント減少する。また石井・黒澤（2009）のシミュレーションでは、フルタイム就業率が 3.05の上昇、パートタイム就業率と非就業率がそれぞれ 0.69％ポイント、1.27％ポイントの減少となる。
続いて、制度政策以外の要因に関して概観する。まず重要な変数は健康状態である。健康状態の悪化は、複数の経路で就業を抑制すると考えられている。Blundel et al（. 2016）は、健康悪化が引退行動に影響を与える理由として 4 つを挙げている。すなわち、①働くことが一層辛くなる、②本人の生産性低下と、それによる賃金低下、③期待余命の短縮による必要貯蓄額の減少、④就業不能時の保障がなされた場合に、受給中は規定により就業できない、の 4 つである。
これまでの我が国の実証分析では、健康が高齢期の就業にとって無視できない要因であることが示されてきた。清家・山田（2004）は健康に問題があると 60 代男性の就業率が 30％
ポイント余り低いことを示している。樋口・山本（2002）でも、55～69 歳男性において健康状態が悪化するとフルタイム雇用就業率が 14.56％ポイント、パートタイム雇用確率が1.2%ポイントそれぞれ減少し、非就業率が 20.73％ポイント増加すると推計されている。同じように、石井・黒澤（2009）でも 57 歳から 69 歳男性サンプルを用いた分析において、
フルタイム就業確率が 22.31%ポイント、パートタイム就業確率が 3.71％ポイント減少し、非就業確率が 31.59％ポイント増加すると推計している。
一方、海外においては健康状態の悪化が労働供給に与える影響は限定的との指摘もある。
例えば、アメリカの Panel Study of Income Dynamics (PSID)を用いた分析を行った French（2005）が挙げられる16。なお、就業状態の分析においては健康状態の内生性の問題が指摘されており（大石 2000）、その点の留意も必要である。

16

就業と健康の関係に関する海外の研究動向は French and Jones（2017）のサーヴェイを参照されたい。

8

健康以外の要因に関しても様々な分析が行われている。それまでの職業経験もその１つである。例えば、三谷（2002）は、60 歳前半男女の短時間勤務と普通勤務の選択について
プロビット分析し、男性の場合、55 歳時点の職業や企業規模が 60 代になったときの就業形態に影響を与えることを示している。具体的には、専門的・技術的職業と比べてサービス・
保安関係、建設作業・その他労務関係、運輸・運搬・通信関係は短時間勤務しやすく、逆に管理・事務・販売関係は普通勤務しやすい。また、企業規模については、規模が大きいほど普通勤務を選択しやすいという結果であった17。また、Sauré and Zoabi（2012）は職種の分布の違いで各国の平均引退年齢を説明することを試みている。
相対的に見て蓄積は少ないが、非経済的な要因を検討した研究も存在する。永野（2018）
は、60 代前半の民間企業就業者のデータを用いて、現在働く理由として「社会とのつながりを維持したいから」や「自分の経験や能力を発揮したいから」を挙げた人の希望する就業
上限年齢が高い傾向にあることを見出している。ただし、有意水準は 10％であり留意が必要である。他方で、孫（2019）は、リクルートワークス研究所の「全国就業実態パネル調査」
を用いて、「働きがい」が定年後の就業継続に影響するのか検証した。
「これまでの職務経験」
に対する満足度を「働きがい」の代理変数と仮定18して分析しているが、統計的に有意な結果は得られていない。
本稿と問題意識の近い研究としては、戸田（2016）がある。戸田（2016）は、「中高年者
縦断調査」を用い、中高年の就業意欲と就業状況の両側面について分析を行い、専門的な職業の人ほど就業意欲が高く、勤続年数が長い人や大企業に勤める人ほど就業意欲が低いことを指摘した。加えて、就業意欲が実際の就業継続に大きく影響することも示している。その他、それまでの先行研究と同様に学歴、持ち家や住宅ローンの有無、預貯金といった変数も有意となっている。
以上のレビューからは、高齢者雇用安定法の 2013 年改正の効果について評価が一致していない点、それまでの資産形成や雇用条件、仕事の内容や周囲の労働者との関係について分
析が十分なされていない点、パネルデータ等を用いて各年齢時点の豊富な情報から企業からの退職イベント、労働市場からの引退イベントを分析した研究はまだ多くない点が指摘できる。高齢単身世帯が増える中で職場での人との繋がりは高齢者にとってより重要になると考えられる。加えて、高齢雇用者が増える中で、企業の人材活用の質も問われるようになるであろう。それらが就業選択に及ぼす影響も明らかにするべきである。
これらの疑問に答えるため、本稿では最近のデータを用いて、高齢者就業を促進する要因
を既存政策も含め評価する。そのためには政策・労働需要・労働供給の様々な要因が引退イ

17

さらに三谷（2002）は、定年経験は男女とも短時間就業確率を上昇させること、また勤務延長・再雇

用で継続雇用された場合は女性の短時間就業確率が大きく減少すること、年齢が高くなるにつれて短時間勤務確率が上昇すること、健康であると短時間就業確率が低下することも示している。
18

この仮定の妥当性については一層の議論が必要だと考えられる。

9

ベントに与える影響を検証する必要がある。

3. データ
使用データは厚生労働省が 2005 年から 2016 年までの「中高年者縦断調査」である。この調査は、2005 年に 50-59 歳であった日本全国の男女 33,815 人を継続調査している。質問
項目は、家族の状況、健康の状況、就業の状況、住居・家計の状況等となっている。分析では 2005 年から 2016 年までのプールしたパネルデータを使用している。
本稿の分析対象は、59 歳時点で雇用就業または正規雇用についていた男女である。分析
では、これら男女の非正規雇用を含む労働市場からの引退、および正規雇用からの離脱にどのような要因が影響を及ぼしているのかを検証する。使用する変数の欠損値を除外した結果、雇用就業からの離脱に関する分析対象の観測数は 32,442 であり、このうち男性が 19,184
であり、女性が 13,258 であった。また、正規雇用からの離脱に関する分析では、観測数は13,182 であり、このうち男性が 10,549 であり、女性が 3,263 であった。

4. 推計手法
この分析では、59 歳時点で非正規も含めた全雇用就業または正規雇用に就いていた男女の退職行動・就業行動・引退行動を分析する。この分析の目的は、個人の退職行動に政策、労働需要側の要因、労働供給側の要因がどのような影響を及ぼすのかを検証することにある。推計にはサバイバル分析を用いるが、中でも比較的制約の少ない Cox の Proportional
Hazard Model を使用する。推計式は以下のとおりである。

𝜆(𝑡; 𝑋) = 𝜆0 (𝑡)𝑒𝑥𝑝(𝑋𝛽)(1)(1)式のうち、𝜆(𝑡; 𝑋)はハザード関数を示す。このハザード関数は、t 期まで雇用就業または正規雇用を継続するという条件のもと、次期にその就業状態から離脱する確率を示している。今回は①59 歳時点に雇用就業で働いていた男女のその後の無業への移動と②59 歳時
点に正規雇用で働いていた男女のその後の正規雇用以外(無業または非正規雇用)への移動の 2 つを分析する。𝜆0 (𝑡)は各主体において共通のハザード関数であるベースライン・ハザードを示す。
𝑋は説明変数を示しており、今回の分析ではコーホートダミー、厚生年金の受給資格あり
ダミー、特別支給の老齢厚生年金(定額部分)の受給開始年齢、特別支給の老齢厚生年金(報酬比例部分)の受給開始年齢、男性ダミー、学歴ダミー、59 歳時点での個人属性(配偶状態、
メンタルヘルス、主観的健康度、1 か月の収入額、週間労働時間、雇用形態、職種、企業規
模、定年の有無または再就職のあっせんの有無、住宅状況、ローン残高、金融資産残高)、10

1 期前の仕事満足度ダミー、そして、各時点における失業率を使用する。
コーホートダミーは、2013 年以降に 59 歳になる場合に 1、それ以外で 0 となる変数である。この変数は 2013 年に施行された改正・高年齢者雇用安定法の影響を検証するための変数である。2013 年の改正では、年金開始年齢までの希望者全員の雇用義務化となったため、雇用就業や正規雇用からの離脱を抑制すると予想される。
厚生年金の受給資格ありダミーは、高齢者の労働供給に厚生年金が及ぼす影響を検証するための変数である。清家(1993)や小川(1998)で指摘されるように、高齢者の労働供給には厚生年金の受給金額が大きな影響を及ぼす。しかし、その扱いには注意が必要となる。厚生年金の受給額が小さい場合、所得効果を通じて労働供給が増加する反面、在職老齢年金制度の下では、労働からの所得額が増加するほど、厚生年金の一部あるいは全額が停止してしまう。つまり、高齢者の労働供給と厚生年金の実際の受給額は、相互に影響を及ぼす同時性が存在する。この場合、厚生年金の受給額の推計結果にはバイアスが生じるため、適切にその影響を検証することは難しい。この課題に対して清家(1993)は、就業決定に影響を及ぼさない「厚生年金の受給資格」を使用することで対処している。本分析でも清家(1993)に倣い、実際の年金受給額ではなく、「厚生年金の受給資格」を変数として使用する。なお、今回使用する「中高年者縦断調査」には厚生年金の受給資格に関する質問項目は存在していない。
このため、内閣府政策統括官（経済財政分析担当）（2018）と同じく、調査第 1 回目の 2005
年時点で勤続年数が 20 年以上のサンプルに厚生年金の受給資格があると想定し、分析する。
厚生年金の受給資格がある場合、退職後の収入源が確保されていると考えられるため、退職を促進すると予想される。
特別支給の老齢厚生年金(定額部分及び報酬比例部分)の受給開始年齢は、特別支給の老齢厚生年金の受給開始年齢の引き上げが高齢者の労働供給に及ぼす影響を検証するために使用する。特別支給の老齢厚生年金は、段階的に引き上げられており、定額部分及び報酬比例部分の両方とも、最終的には支給開始年齢が 65 歳となる。男性の場合、定額部分の支給開始年齢は、2001 年から 2013 年までの間に 60 歳から 65 歳に引き上げられ、報酬比例部分
は 2013 年から 2025 年までの間に 60 歳から 65 歳に引き上げられる。女性の場合、男性から 5 年遅れる形で支給開始年齢が引き上げられることになる。このような特別支給の老齢厚生年金の引き上げは、所得低下につながるため、それを補填するためにも、高齢者の引退を抑制すると予想される。
男性ダミー、学歴ダミー、そして、59 歳時点での個人属性(配偶状態、メンタルヘルス指標、主観的健康度、1 か月の収入額、週労働時間、就業形態、職種、企業規模、定年および再就職のあっせん等、住宅状態、ローン残高、金融資産残高)は、先行研究の中でも使用されてきた変数であり、本分析で得られた結果が先行研究と整合的であるかどうかを確認する。なお、本稿の分析では、これらの個人属性の中でも資産状況(住宅状況、ローン残高、金融資産残高)が及ぼす影響に注目する。十分な資産があれば雇用就業や正規雇用から退職しやすくなると予想されるが、先行研究では必ずしもこの点が十分に検証されていない。本11

分析では「中高年者縦断調査」の豊富な情報を用い、資産状況と引退の関係を明らかにする。
1 期前の仕事満足度ダミーは、働いている職場に関する主観的な満足度を計測した変数である。今回の分析では「能力の活用・発揮」と「職場の人間関係」の満足度を変数として使用する。両変数とも「1 満足」から「5 不満」の 5 段階の値をとり、分析では「1 満足」、
「2 やや満足」と回答した場合に 1、それ以外で 0 となるダミー変数を使用する。現在働く企業での能力活用や人間関係が良好である場合、就業継続意欲が高まると考えられるため、引退が抑制されると予想される。
表 1 基本統計量
雇用就業からの離脱
コーホートダミー

正規から離脱

男女

男性

女性

男女

男性

女性

2012年以前に59歳

0.907

0.918

0.891

0.898

0.902

0.884

2013年以降に59歳

0.116

0.093

0.082

0.109

0.102

0.098

厚生年金の受給資格ありダミー

0.380

0.528

0.167

0.512

0.565

0.342

特別支給の老齢厚生年金(定額部分)の受給開始年齢

63.436 64.251 62.256

63.79464.26462.273

特別支給の老齢厚生年金(報酬比例部分)の受給開始年齢

60.093 60.158 60.000

60.14160.18560.000

男性ダミー

0.591

0.764

中高卒

0.671

0.627

0.735

0.625

0.607

0.685

専門・短大卒

0.132

0.079

0.209

0.108

0.072

0.226

大卒以上

0.197

0.294

0.056

0.266

0.321

0.089

59歳時点での有配偶ダミー

0.864

0.910

0.799

0.868

0.915

0.719

59歳時点でのメンタルヘルス指標

21.118 21.306 20.845

21.24521.32920.970

学歴ダミー

59歳時点での主観的健康度

4.300

4.305

4.309

4.302

4.329

59歳時点での1か月の収入額

36.978 50.021 18.104

4.297

51.56158.28129.83839.495 44.595 32.116

44.60345.80240.727

会社・団体の役員

0.120

0.162

0.058

0.226

0.243

0.172

正規の職員・従業員

0.527

0.690

0.291

0.774

0.757

0.828

パート・アルバイト

0.272

0.059

0.582

派遣社員

0.008

0.008

0.008

契約社員・嘱託

0.074

0.082

0.062

専門的・技術職

0.197

0.233

0.145

0.237

0.241

0.225

管理職

0.139

0.213

0.033

0.224

0.270

0.075

事務職

0.113

0.069

0.177

0.130

0.067

0.332

販売職

0.098

0.080

0.124

0.078

0.075

0.086

サービス職

0.141

0.072

0.240

0.074

0.059

0.125

保安職

0.020

0.033

0.000

0.016

0.021

0.001

運輸・通信職

0.054

0.089

0.004

0.059

0.077

0.002

生産工程・労務作業職

0.158

0.159

0.156

0.142

0.152

0.111

その他

0.071

0.043

0.111

0.031

0.028

0.039

99人以下

0.560

0.520

0.617

0.595

0.571

0.672

100-999人

0.278

0.285

0.267

0.255

0.257

0.247

1000人以上

0.163

0.195

0.116

0.150

0.172

0.081

定年ありダミー

0.668

0.761

0.532

0.752

0.768

0.701

再就職会社のあっせんありダミー

0.068

0.096

0.028

0.081

0.096

0.034

再雇用制度ありダミー

0.385

0.475

0.255

0.444

0.466

0.374

勤務延長制度ありダミー

0.291

0.320

0.249

0.329

0.329

0.329

能力の活用・発揮できている

0.330

0.336

0.322

0.365

0.361

0.380

職場の人間関係に満足

0.317

0.308

0.331

0.330

0.321

0.360

持ち家

0.854

0.870

0.831

0.880

0.886

0.857

賃貸

0.120

0.104

0.145

0.095

0.088

0.117

社宅等

0.011

0.015

0.006

0.017

0.020

0.007

その他

0.014

0.011

0.018

0.008

0.005

0.018

59歳時点でのローン残高(百万円)

4.176

4.795

3.280

4.892

5.061

4.346

59歳時点での金融資産残高(百万円)

9.754

9.467

10.16910.89810.17613.232

4.123

4.131

4.111

4.172

4.180

4.148

32,442 19,184 13,258

13,812

10,5493,263

59歳時点での週労働時間
59歳時点での就業形態ダミー

59歳時点での職種ダミー

59歳時点での企業規模ダミー

59歳時点での定年関連ダミー

1期前の仕事満足度ダミー

59歳時点での住宅関連ダミー

各時点の失業率
サンプルサイズ12出所：厚生労働省「中高年者縦断調査」 (2005 年-2016 年)

各時点における失業率は、景気の影響をコントロールするため使用する。景気が悪化し、労働需要が減退した場合、企業が雇用者数を削減するよう雇用調整を行う可能性が高まる
ため、高齢者の引退が促進されると予想される。
以上が今回の分析で使用する推計手法及び変数の概要である。今回使用する各変数の基本統計量を表 1 に掲載する。

5. 分析結果
5.1. 記述統計からみた 60 歳以降の就業、労働条件、仕事への満足度の変化
本節では記述統計を用い、高齢者の企業からの退職行動、労働市場からの引退行動を取り巻く環境について確認する。図 1 および図 2 は、59 歳時点で正規雇用者であった労働者のその後の 1 歳刻みの就業形態を示している。なお、図中の折れ線は、無業者の比率を示している。また、これらの図では 2013 年に施行された改正・高年齢者雇用安定法の影響を見るために、2013 年の前後で 60 歳を迎えるサンプルに分けている。
図 1 の男性の結果と図 2 の女性の結果を見ると、次の 3 つの特徴がある。1 つ目は、59歳時点で 100%であった正規雇用者比率が男女とも 60 歳になると 60%台まで落ち込み、その代わりに非正規雇用者比率が 20%前後まで増加していた。この結果は、日本の正規雇用者が 60 歳で定年退職を経験した後、非正規雇用で再就職し、働き始める傾向があることを示唆する。2 つ目の特徴は、いずれの年齢層でも男性の無業率が女性よりも低かった。この
結果は、男性の方が労働市場で長期にわたって働き続けることを意味する。3 つ目の特徴は、2013 年以降に 60 歳となる労働者ほど、それ以前の労働者と比較して、正規雇用者および非正規労働者比率が高くなっていた。この結果は、2013 年に施行された改正・高年齢者雇用安定法の影響によって、雇用就業者の退職が抑制されたためだと考えられる。

13

図 1 59 歳時点で正規雇用者であった人のその後の 1 歳刻みの就業形態（男性）男性

2012年以前
2013年以降

2012年以前
2013年以降

2012年以前
2013年以降

2012年以前

2012年以前

2012年以前

2012年以前

2012年以前

2012年以前

2012年以前

59歳

60歳

61歳

62歳

63歳

64歳

65歳

66歳

67歳

68歳

69歳 70
歳

正規雇用

非正規雇用

自営業・他

無業

2012年以前

2012年以前
2013年以降

100%
90%
80%
70%
60%
50%
40%
30%
20%
10%
0%

注：2012 年以前とは、2012 年以前に 59 歳になるコーホートを示し、2013 年以降とは、2013 年以降に 59
歳になるコーホートを示している。
出所：厚生労働省「中高年者縦断調査」 (2005 年-2016 年)

図 2 59 歳時点で正規雇用者であった人のその後の 1 歳刻みの就業形態（女性）女性

2012年以前

2012年以前

2012年以前

2012年以前

2012年以前

2012年以前

2012年以前

2012年以前

2012年以前
2013年以降

2012年以前
2013年以降

2012年以前
2013年以降

2012年以前
2013年以降

100%
90%
80%
70%
60%
50%
40%
30%
20%
10%
0%

59歳 60歳 61歳 62歳 63歳 64歳 65歳 66歳 67歳 68歳 69歳70歳
正規雇用

非正規雇用

自営業・他

無業

注：2012 年以前とは、2012 年以前に 59 歳になるコーホートを示し、2013 年以降とは、2013 年以降に 59

14歳になるコーホートを示している。
出所：厚生労働省「中高年者縦断調査」 (2005 年-2016 年)

次の図 3 は、59 歳時点に正規雇用であった男性のその後の就業形態の変化と 1 か月の収入の推移を示している。図中の【正規雇用】とは、各年齢の時点において、正規雇用で働き続きている労働者を示している。また、【非正規雇用】とは、前年まで正規雇用で働いていた男性が翌年に非正規雇用者となった場合をさす。このように【正規雇用】と【非正規雇用】に分けたのは、60 歳以降に正規雇用で働き続けた場合と非正規雇用に再就職した場合で、どの程度収入に差が生じるのかを確認するためである。
【無業】とは、前年まで正規雇用で働いていた男性が翌年に無業者となった場合をさす。なお、図 4～10 における正規雇用、
非正規雇用、無業も同じ定義となっている。また、「中高年縦断調査』では仕事からの収入を直接質問していないため、図 3 における収入とは「1 か月の年金以外の収入」と「1 か月の年金以外の収入＋年金」を示している19。
図 3 59 歳時に正規雇用の男性における1 か月の年金以外の収入額と年金収入を含む収入額の推移（万円）【正規雇用】 1か月の年金以外の収入

70

（万円）

【正規雇用】 1か月の年金以外の収入＋年金【非正規雇用】 1か月の年金以外の収入【非正規雇用】 1か月の年金以外の収入＋年金

60【無業】1か月の年金以外の収入＋年金

年金【正規雇用】

50

40

無業
30

年金【非正規雇用】

20

10

59歳

19

60歳

61歳

62歳

63歳

64歳

65歳

66歳

「中高年縦断調査』では、2008 年以降からしか年金による収入を調査していないため、図 3 の分析対象期間を 2008 年以降に限定している。

15

注：分析対象は、59 歳時点において正規雇用で働き、かつ、その後の各時点の前年に正規雇用で働いていた男性サンプルである。例えば、62 歳で非正規雇用であれば、61 歳まで正規雇用で働き続け、62 歳に非正規雇用で新たに働きだした場合をさす。
出所：厚生労働省「中高年者縦断調査」(2008 年-2016 年)

図 3 の結果から、次の 3 つの特徴が見られた。1 つ目は、60 歳以降の各時点において、正規雇用の収入が最も高くなる場合が多かった。特に、1 か月の年金以外の収入＋年金の値
はすべての時点で最も高く、正規雇用で働き続けることが経済的な安定につながることを示している。2 つ目の特徴は、非正規雇用の場合、年金による 1 か月の収入の増加幅が正規雇用の場合よりもやや大きかった。この背景には、非正規雇用だと 1 か月の収入が正規雇用よりも低く、在職老齢年金制度による年金の支給停止を受けない可能性があるためだと考えられる。3 つ目の特徴は、多くの場合、無業の収入が最も低くなっていた。
図 4 は、59 歳時点に正規雇用で働いていた男性のその後の 1 週間の平均就業時間の推移
を示している。図 4 の値を見ると、雇用形態に関わらず、加齢とともに労働時間が減少する
傾向が見られた。ただし、その減少幅は非正規雇用で大きく、60 歳時点と比較して、66 歳になると就業時間が約 9 時間減少していた。
図 4 59 歳時に正規雇用の男性における 1 週間の平均就業時間の推移

50
（時間）

正規雇用

45

40

非正規雇用

35

30

25
59歳

60歳

61歳

62歳

63歳

注：分析対象は、図 3 と同じである。
出所：厚生労働省「中高年者縦断調査」(2008 年-2016 年)

16

64歳

65歳

66歳

図 5 59 歳時に正規雇用の男性における 1 か月の家計支出額の推移（万円）
（万円）

34
正規雇用

非正規雇用

無業

33
32
31

非正規雇用

正規雇用

30
29
28

27
26

無業

25
59歳

60歳

61歳

62歳

63歳

64歳

65歳

66歳

注：分析対象は、図 3 と同じである。
出所：厚生労働省「中高年者縦断調査」(2008 年-2016 年)

図 5 は、59 歳時点に正規雇用で働いていた男性のその後の 1 か月の家計支出額の推移を示している。図 5 から明らかなとおり、正規雇用とその他の間で家計支出額に大きな差がある。非正規雇用や無業と比較して、正規雇用で働き続ける男性の世帯における家計支出額は多く、30 万円前後となっていた。この結果から、高齢期においても正規雇用で働き続け
ると、収入が安定し、支出額も増加する傾向にあるといえる。
図 6、7、8 は、59 歳時に正規雇用で働いていた男性における、能力の活用・発揮、職場の人間関係、仕事の内容・やりがいへの満足度を示している。図中の値はいずれも各指標に対して「やや満足」または「満足」している人の割合を示す。いずれの図でも正規雇用と非正規雇用を比較しているが、ほとんどの場合において、満足している割合は正規雇用の方が高かった。この結果は、職場のさまざまな環境面において、正規雇用の方が非正規雇用よりも恵まれているといった実態を示すと考えられる。なお、これらの中でも特に明確な差が見られるのは、仕事の内容・やりがいへの満足度であり、60 歳以降において正規と非正規ではその仕事内容に大きな格差が生まれていると考えられる。

17

図 6 59 歳時に正規雇用の男性における能力の活用・発揮に満足している人の割合の推移
50%

45%

正規雇用
40%

35%

30%

非正規雇用

25%

20%
59歳

60歳

61歳

62歳

63歳

64歳

65歳

66歳

注：分析対象は、図 3 と同じである。
出所：厚生労働省「中高年者縦断調査」(2008 年-2016 年)

図 7 59 歳時に正規雇用の男性における職場の人間関係に満足している人の割合の推移
43%

41%
39%

正規雇用

37%
35%
33%
31%

29%

非正規雇用

27%
25%
59歳

60歳

61歳

62歳

63歳

注：分析対象は、図 3 と同じである。
出所：厚生労働省「中高年者縦断調査」(2008 年-2016 年)

18

64歳

65歳

66歳

図 8 59 歳時に正規雇用の男性における仕事の内容・やりがいに満足している人の割合の推移
43%
41%

正規雇用
39%
37%
35%
33%

非正規雇用

31%
29%

27%
25%
59歳

60歳

61歳

62歳

63歳

64歳

65歳

66歳

注：分析対象は、図 3 と同じである。
出所：厚生労働省「中高年者縦断調査」(2008 年-2016 年)

図 9 と図 10 は 59 歳時点に正規雇用で働く男性の賃金・収入に対する満足度と就業時間・休日に対する満足度を示している。図中の値はいずれも各指標に対して「やや満足」または「満足」している人の割合を示す。図 9 の賃金・収入に対する満足度を見ると、いずれの時
点でも正規雇用の方が非正規雇用よりも高くなっていた。やはり正規雇用の賃金の方が高く、満足している人の比率も高い。これに対して、図 10 の就業時間・休日に対する満足度を見ると、非正規雇用の方が正規雇用よりも高くなっており、図 9 とは対照的な結果となった。非正規雇用では収入が低い反面、労働時間が短く自分の都合に合わせて働くことができるため、正規雇用よりも満足度が高くなったと考えられる。

19

図 9 59 歳時に正規雇用の男性における賃金・収入に満足している人の割合の推移
35%

正規雇用

30%

25%

20%

15%

非正規雇用
10%
59歳

60歳

61歳

62歳

63歳

64歳

65歳

66歳

注：分析対象は、図 3 と同じである。
出所：厚生労働省「中高年者縦断調査」(2008 年-2016 年)

図 10 59 歳時に正規雇用の男性における就業時間・休日に満足している人の割合の推移
39%

37%

35%

非正規雇用
33%

31%

29%

27%

正規雇用

25%
59歳

60歳

61歳

62歳

63歳

64歳

65歳

66歳

注：分析対象は、図 3 と同じである。
出所：厚生労働省「中高年者縦断調査」(2008 年-2016 年)

以上、簡単に 60 歳以降の高齢者を取り巻く就業環境について概観したが、大きな特徴が2 つあった。1 つ目は、60 歳以降の就業率は近年になるほど増加しており、その背景には改20

正・高年齢者雇用安定法が影響していると考えられる。2 つ目は、60 歳以降の高齢者の客
観的、主観的な労働条件は、ほとんどの場合、60 歳以降も正規雇用で働き続けた方がより良いものとなっていた。収入額、家計支出額、能力活用・発揮への満足度、職場の人間関係の満足度、仕事の内容・やりがいの満足度、賃金・収入への満足度は、いずれも 60 歳以降も正規雇用で継続就業した方が非正規雇用や無業の場合よりも高くなっている。

5.2. 雇用就業からの離脱（労働市場からの引退）に関するサバイバル分析結果
表 2 は 59 歳時点で雇用就業についていた男女の無業への移動(労働市場からの引退)20に関するサバイバル分析の推計結果を示している。表中の値はハザードレートを示すため、値が 1 よりも大きければ、雇用就業からの引退が促進されることを意味し、値が 1 よりも小さければ、引退が抑制されることを意味する。また、ハザードレートの推計値の解釈であるが、ハザードレートが 0.800 であれば、レファレンスグループと比較して、雇用就業からの引退率が 0.8 倍となり、20%減少することを意味する(Brody 2016)。ハザードレートが 1.200であれば、レファレンスグループと比較して、雇用就業からの引退率が 1.2 倍となり、20%増加することを意味する(Brody 2016)。なお、表 2 では男女計だけなく、男女別の推計も行っているが、ハザードレートの傾向は同じである場合が多いため、主に男女計の推計結果に注目する。
まず、改正・高年齢者雇用安定法の代理変数であるコーホートダミーの推計値を見ると、(1)列において有意な値を示し、ハザードレートは 0.804 であった。この結果は、年金開始
年齢までの希望者全員の雇用義務化を定めた 2013 年の改正・高年齢者雇用安定法は、雇用者の引退率を約 20%低下させることを意味する。年金開始年齢までの希望者全員の雇用義
務化によって、高齢者の引退が抑制されたと考えられる21。

20

この分析では 59 歳時点で雇用就業についていた高齢者がその後退職したかどうかに関するサバイバル分析を行っているが、分析対象が一度退職した後、ある一定の期間をおいた後、労働市場で再就職している可能性もある。このため、必ずしも労働市場からの完全な退出を分析しているわけではない点に注意する必要がある。
21

ただし、厚生年金関連の変数をコントロールすると有意でなくなるため、これらの効果を拾って過剰に推計された可能性がある。

21

表 2 59 歳時点で雇用就業についていた男女の無業への移動に関するサバイバル分析

コーホートダミー

2013年以降に59歳

ref：2012年以前に59歳

(1)

(2)

(3)

(4)

(5)

(6)

男女計

男女計

男性

男性

女性

女性

0.804***

1.000

0.764**

0.909

0.798**

0.968(0.064)(0.094)(0.088)(0.144)(0.088)(0.126)1.286***

1.183***(0.051)(0.058)(0.098)

特別支給の老齢厚生年金(定額部分)の受給開始年齢

0.939***

0.931**

0.927**(0.020)(0.031)(0.029)特別支給の老齢厚生年金(報酬比例部分)の受給開始年齢

0.766***

0.864(0.062)(0.095)

厚生年金の受給資格ありダミー

男性ダミー

学歴ダミー

専門・短大卒

ref：中高卒
大卒以上

59歳時点での有配偶ダミー

59歳時点でのメンタルヘルス指標

59歳時点での主観的健康度

59歳時点での1か月の収入額

0.886**

0.996(0.043)(0.070)1.472***

0.894**

0.906*

0.757*** 0.769***

1.001

1.018

(0.049)(0.049)(0.069)(0.071)(0.069)(0.070)

0.984

1.004

0.912*

0.928

1.333*** 1.341***(0.047)(0.048)(0.049)(0.050)(0.145)

1.017

1.007

0.861*

0.846**

1.121

1.124

(0.053)(0.053)(0.066)(0.066)(0.080)(0.080)0.987*** 0.986***

0.987**

0.986**

0.988*

0.987*(0.004)(0.006)(0.006)(0.007)(0.007)(0.004)(0.148)0.949*** 0.948*** 0.926*** 0.925***

0.968

0.972

(0.019)(0.019)(0.024)(0.023)(0.032)(0.032)

1.000

1.000

1.000

1.000

0.999

0.999

(0.000)(0.000)(0.000)(0.000)(0.001)(0.001)0.989*** 0.988*** 0.988*** 0.988*** 0.988*** 0.987***

59歳時点での週労働時間(0.002)59歳時点での就業形態ダミー(0.052)(0.075)0.754**

0.746*** 0.797***(0.042)(0.073)(0.046)(0.049)(0.087)(0.091)(0.057)1.228

1.348*

1.611**

1.746***

0.885(0.062)
0.976

1.228

(0.227)(0.323)(0.343)(0.264)(0.289)

契約社員・嘱託

0.913

0.973

0.893

0.937

0.899

0.958

(0.061)(0.065)(0.074)(0.079)(0.102)(0.111)

専門的・技術職

0.856**

0.868**

0.919

0.923

0.732*** 0.754***(0.052)(0.053)(0.079)(0.080)(0.071)

0.984

0.995

1.036

1.042

1.050

1.068

(0.066)(0.067)(0.091)(0.092)(0.167)(0.164)0.837**

0.854**

0.948

0.948

0.805**

0.840*(0.059)(0.061)(0.102)(0.102)(0.077)(0.081)

管理職

販売職

サービス職

保安職

運輸・通信職生産工程・労務作業職

その他

100-999人

ref：99人以下1000人以上(0.074)

0.786*** 0.822***

0.918

0.946

0.749*** 0.803***(0.052)(0.055)(0.102)(0.106)(0.062)(0.067)

0.835

0.899

0.820

0.859

3.744*

4.415**(0.110)(0.120)(0.119)(0.125)(2.869)(3.103)0.687*** 0.723*** 0.657*** 0.678***

1.249

1.205

(0.067)(0.071)(0.075)(0.078)(0.376)(0.398)

1.023

1.040

0.973

0.979

1.121

1.161*(0.062)(0.064)(0.089)(0.089)(0.094)(0.099)

0.937

0.972

0.927

0.948

0.938

1.001

(0.071)(0.074)(0.121)(0.124)(0.089)(0.096)1.140*** 1.136*** 1.262*** 1.253***

1.055

1.070

(0.047)(0.065)(0.066)(0.046)(0.070)(0.069)1.288*** 1.250*** 1.498*** 1.453***

1.079

1.090

(0.061)(0.088)(0.090)(0.060)(0.093)(0.091)

定年ありダミー1.327*** 1.290*** 1.346*** 1.301*** 1.350*** 1.310***(0.060)(0.059)

再就職会社のあっせんありダミー

1.181***

1.143**

1.131*

1.110

1.317*

1.236(0.074)(0.073)(0.081)(0.080)(0.186)(0.181)

0.992

0.977

0.964

0.960

1.038

1.027

(0.040)(0.039)(0.049)(0.049)(0.070)(0.069)

再雇用制度ありダミー

勤務延長制度ありダミー能力の活用・発揮できている

職場の人間関係に満足

59歳時点での住宅関連ダミー(0.003)(0.053)

ref：事務職

1期前の仕事満足度ダミー(0.003)0.778*** 0.818*** 0.728***

派遣社員

59歳時点での定年関連ダミー(0.002)

パート・アルバイト(0.042)59歳時点での企業規模ダミー(0.002)

0.588*** 0.578*** 0.666*** 0.653*** 0.411*** 0.409***

ref：正規の職員・従業員

59歳時点での職種ダミー(0.002)

会社・団体の役員

賃貸

ref：持ち家
社宅等

その他(0.093)(0.091)(0.081)(0.079)

0.944

0.957

1.015

1.021

0.830***

0.851**(0.037)(0.038)(0.050)(0.050)(0.057)(0.058)0.828*** 0.824*** 0.781*** 0.777***

0.884*

0.886*(0.037)(0.036)(0.047)(0.046)(0.058)(0.058)0.900**

0.896**

0.861**

0.860**

0.947

0.938

(0.040)(0.039)(0.052)(0.051)(0.062)(0.061)0.781*** 0.794***

0.886

0.890

0.707*** 0.728***(0.046)(0.070)(0.070)(0.063)(0.047)(0.065)

1.132

1.136

1.072

1.087

1.271

1.169

(0.150)(0.153)(0.156)(0.161)(0.385)(0.375)

0.789

0.815

0.692

0.712

0.878

0.921

(0.119)(0.126)(0.170)(0.177)(0.172)(0.186)59歳時点でのローン残高(百万円)

0.982*** 0.982*** 0.985*** 0.984*** 0.978*** 0.979***(0.003)(0.005)(0.005)(0.005)59歳時点での金融資産残高(百万円)

1.004*** 1.004***

1.003**

1.003**

1.004*** 1.004***(0.001)(0.001)(0.001)(0.001)(0.001)

各時点の失業率

1.193*** 1.137*** 1.193*** 1.143*** 1.172***

1.123**(0.039)(0.058)(0.003)(0.001)(0.040)(0.052)(0.053)(0.058)(0.005)

Cox's proportional hazard model

推計手法

32,442

サンプルサイズ22

32,442

19,184

19,184

13,25813,258

注：()内の値は不均一分散に対して頑健な標準誤差を示す。また、***は 1%水準、**は 5%水準、*は 10%水準で有意であることを示す。
出所：厚生労働省「中高年者縦断調査」(2005 年-2016 年)を用いて筆者推計。

厚生年金の受給資格ありダミーの推計値を見ると、(2)列において有意な値を示し、ハザードレートは 1.286 であった。この結果は、厚生年金の受給資格を有している場合、雇用者の引退率が約 29%増加することを意味する。厚生年金の受給資格がある場合、退職後の収入が増え、経済的な安定が得られるため、引退が促進されやすいと考えられる。なお、本結果は同じ変数を使用した石井・黒澤(2009)や内閣府政策統括官（経済財政分析担当）（2018）の結果と整合的である。
特別支給の老齢厚生年金(定額部分または報酬比例部分)の受給開始年齢の推計値を見ると、いずれも有意な値を示し、定額部分のハザードレートは 0.939 で、報酬比例部分のハザードレートは 0.766 であった。この結果は、老齢厚生年金（定額部分）の受給開始年齢が１歳引き上げられると、引退率が約 6%低下し、老齢厚生年金（報酬比例部分）の受給開始年
齢が１歳引き上げられると、引退率が約 23%低下することを意味する。特別支給の老齢厚生年金の引き上げは、所得低下につながるため、高齢者の引退を抑制すると予想されたが、この予想と整合的な結果が得られた。
次に男性ダミー、学歴ダミー、そして、59 歳時点での個人属性の推計結果を見ていく。
(1)列の男性ダミーは有意な値を示し、ハザードレートは 0.886 であった。この結果は、女性と比較して、男性であると引退率が約 11%低いことを意味する。女性と比較して、男性の方が引退せずに働き続ける傾向がある。
学歴ダミーを見ると、男女で対照的な結果となっていた。(3)列と(4)列の男性では、専門・短大卒がいずれも有意であり、ハザードレートは 1 よりも小さくなっていた。この結果は、専門・短大卒の男性高齢者だと、引退が抑制されることを意味する。また、(3)列では大卒以上の男性の引退が抑制される傾向にあることを示していた。これに対して、(5)列と(6)列の女性の学歴の結果を見ると、いずれも大卒以上の推計値が有意であり、ハザードレートが1 よりも大きくなっていた。この結果は、大卒女性の場合、引退しやすいことを意味する。
これらの結果から、性別によって高学歴者の引退行動に違いがあると考えられる。
59 歳時点の有配偶ダミーの結果を見ると、男性のみにおいて有意な値を示しており、ハザードレートが 1 よりも小さかった。この結果は、女性では配偶状態によって引退行動に差が見られないが、男性では有配偶者ほど引退が抑制されることを意味する。男性の有配偶者の場合、世帯の主な稼得者となることが多いため、収入を維持することを目的に就業継続する意欲が高いことが背景にあると考えられる。
59 歳時点でのメンタルヘルス指標や主観的健康度の結果を見ると、多くの場合で有意であり、ハザードレートが 1 よりも小さかった。メンタルヘルス指標と主観的健康度は値が大きいほど健康であることを意味するため、精神および主観的な健康度が高いほど、引退し23

にくいといえる。この結果は、高齢者就業における健康の重要性を指摘した先行研究(石井・黒澤 2009; 清家 1993; 清家・山田 2004)と整合的な結果となっているが、メンタルヘル
スについてもその影響を明らかにした点が新しい。
次に 59 歳時点の就業状態や労働条件が及ぼす影響について見ていく。まず、1 か月の収入額の影響について見ると、いずれの場合も有意ではなく、所得水準は引退に影響を及ぼしていなかった。これに対して、週間労働時間は有意であり、ハザードレートも 1 より小さい。この結果から、59 歳時点での労働時間が長いほど、引退が抑制されるといえる。
次に就業状態について見ると、会社・団体の役員とパート・アルバイトで働いていた場合、引退が抑制される傾向にあった。これは、会社・団体の役員の場合、定年退職の集中する 60
歳をすぎても企業に残り、指導的な立場で働き続けるためだと考えられる。また、パート・
アルバイトの場合、そもそも定年がない場合も多く、引退が遅くなると考えられる。これらに対して、派遣社員で働く男性の場合、逆に引退しやすい傾向にあった。また、契約社員・
嘱託ではいずれも有意な値となっておらず、正規の職員・従業員と引退行動に違いは見られない。
次に職種の影響について見ると、専門的・技術職、販売職、サービス職、そして、運輸・通信職で働く場合、事務職と比較して、引退する可能性は低い。これらの職種の場合、高齢期において退職せず、継続就業しやすくなっている。この背景には、これらの職種の場合、職種特殊的な人的資本が蓄積されており、高齢期においても働く場が確保されている可能性が考えられる。なお、これらの職種の中でも運輸・通信職のハザードレートは最も小さく、引退率が 28～34%ほど低くなっていた。
次に企業規模の影響を見ると、企業規模が大きくなるほど、引退しやすくなっていた。企業規模が 100-999 人の場合、99 人以下と比較して、引退率が約 14～26%高く、企業規模が100-999 人の場合、引退率が約 25～50%高くなっていた。この背景には、企業規模別の人
手不足の状況が影響を及ぼしている可能性がある。厚生労働省の「一般職業紹介状況』で指摘されるように、企業規模が小さいほど新規求人数が多く、人手不足となっている。このため、高齢者であっても引退せず、継続就業しやすくなっている可能性がある。
次に定年の有無または再就職のあっせんの有無の影響について見ると、定年がある場合、引退が増加する傾向があった。ハザードレートを見ると、定年がある企業で働く場合、引退率が約 29～35%高くなっていた。また、意外なことに再就職会社のあっせんがある場合も引退しやすくなる。ただし、その影響は定年制の存在よりも小さい。さらに、再雇用制度は引退行動に影響を及ぼしておらず、勤務延長制度の存在も女性においてのみ引退を抑制する効果が見られた。この結果から、同一企業内における継続就業を促進する制度の影響は、限定的だと考えられる。
次に 1 期前の仕事満足度の影響を見ると、企業の能力活用・発揮に満足している人の引退率は、そうでない人に比べ、約 11～22％低かった。また、職場の人間関係に満足している人の引退率は、約 10～14％低かった。これらの結果から、企業の能力活用・発揮、職場24

の人間関係が良好であるほど、高齢者が引退せず、継続就業しやすいと考えられる。この結果は、高齢者就業における職場環境の重要性を示唆している。
次に住宅、ローン残高、金融資産額といった経済状況の及ぼす影響について見ていく。まず、59 歳時点の住宅状況の影響を見ると、賃貸に住む高齢者の引退率は、持ち家がある場
合と比べ、約 21～29%低かった。また、ローン残高が多いほど引退が抑制され、金融資産額が多いほど引退しやすくなる傾向があった。これらの結果から、持ち家があり、経済的に安定している高齢者ほど、引退しやすいといえる。
最後に各時点における失業率の影響を見ると、いずれの推計値も有意であり、ハザードレ
ートも 1 より大きかった。この結果は、失業率が高く、労働市場の需給状況が悪化すると、高齢者の引退が増加することを意味する。労働市場の需給状況も高齢者の引退に無視できない影響を及ぼすといえる。
以上、59 歳時点で雇用就業についていた男女の引退行動について分析したが、ほとんどの場合、各変数の予測された影響と整合的な結果が得られた。この結果から、高齢者の引退
行動は、直面する社会保障制度や労働需要、労働供給側に要因を考慮し、合理的に決定されていると考えられる。

5.3. 正規雇用からの離脱に関するサバイバル分析の結果
表 3 は、59 歳時点に正規雇用で働いていた男女のその後の正規雇用以外(無業または非正規雇用)への移動（離脱）に関するサバイバル分析の推計結果を示している。表中の値は表2 と同じくハザードレートを示す。
表 3 の年金制度に関する変数を見ると、有意となっている変数が表 2 の雇用就業の場合よりも少なくなっていた。改正・高年齢者雇用安定法の代理変数であるコーホートダミーを見ると、いずれも有意ではなかった。この結果は、2013 年の改正・高年齢者雇用安定法が正規雇用からの離脱に影響を及ぼしていないことを示す。また、厚生年金の受給資格ありダミーも有意ではなく、厚生年金受給資格を有する人の正規雇用からの離脱は、資格のない人と差がなかった。また、老齢基礎年金(報酬比例部分)の受給開始年齢の引上げも正規雇用からの離脱に影響を及ぼしていない。これに対して、老齢厚生年金(定額部分)の受給開始年齢の１歳の引上げは、正規雇用からの離脱に有意な影響を及ぼしており、離脱率を約 6%引き下げていた。以上の分析結果が示すように、正規雇用に限定すると年金制度の影響が弱まったが、この背景には、経済的に安定しやすい正規雇用では年金制度の影響が小さくなる可能性が考えられる。

25

表 3 59 歳時点に正規雇用で働く男女のその後の正規雇用以外への移動に関するサバイバル分析

コーホートダミー

2013年以降に59歳

ref：2012年以前に59歳

(1)

(2)

(3)

(4)

(5)

(6)

男女計

男女計

男性

男性

女性

女性

0.949

1.037

0.934

1.003

1.078

1.295

(0.062)(0.089)(0.068)(0.100)(0.167)(0.278)

厚生年金の受給資格ありダミー

特別支給の老齢厚生年金(定額部分)の受給開始年齢

特別支給の老齢厚生年金(報酬比例部分)の受給開始年齢

0.987

1.017

0.836*(0.038)(0.044)(0.081)0.938***

0.946*

0.922(0.022)(0.030)(0.046)

0.993

0.983

(0.057)(0.073)1.225*** 1.397***

男性ダミー(0.064)
学歴ダミー

専門・短大卒

ref：中高卒
大卒以上

59歳時点での有配偶ダミー

59歳時点でのメンタルヘルス指標

59歳時点での主観的健康度

59歳時点での1か月の収入額

59歳時点での週労働時間

59歳時点での就業形態ダミー

会社・団体の役員

ref：正規の職員・従業員
59歳時点での職種ダミー

専門的・技術職

ref：事務職
管理職

販売職

サービス職

保安職

運輸・通信職生産工程・労務作業職

その他

59歳時点での企業規模ダミー

1.060

1.105

1.118

0.934

0.960

(0.062)(0.063)(0.078)(0.079)(0.103)(0.106)

0.945

0.949

0.971

0.977

0.716*

0.729*(0.043)(0.043)(0.047)(0.047)(0.123)(0.127)

1.147**

1.145**

1.201**

1.191**

1.026

1.030

(0.068)(0.068)(0.094)(0.093)(0.096)(0.097)

0.999

0.999

1.002

1.002

0.988

0.987

(0.005)(0.005)(0.006)(0.006)(0.012)(0.012)

1.034

1.033

1.024

1.023

1.081

1.075

(0.022)(0.022)(0.023)(0.023)(0.059)(0.059)

1.000

1.000

1.000

1.000

0.999

0.999

(0.000)(0.000)(0.000)(0.000)(0.001)(0.001)

1.000

1.000

1.000

1.000

1.005

1.006

(0.002)(0.002)(0.002)(0.002)(0.006)(0.006)

0.591*** 0.586*** 0.528*** 0.522***

1.054

1.043

(0.041)(0.173)(0.172)(0.040)

1.085

1.089

1.103

1.105

1.162

1.144

(0.070)(0.085)(0.085)(0.151)(0.149)

0.928

0.929

0.938

0.938

0.992

0.975

(0.066)(0.066)(0.075)(0.076)(0.190)(0.189)

1.128

1.124

1.249**

1.244**

0.873

0.849

(0.094)(0.094)(0.119)(0.119)(0.175)(0.172)

1.188**

1.192**

1.110

1.121

1.425***

1.372**(0.097)(0.099)(0.118)(0.120)(0.191)(0.186)1.304**

1.302**

1.331**

1.336**(0.146)(0.148)(0.158)(0.160)

1.069

1.073

1.076

1.084

1.259

1.288

(0.091)(0.092)(0.100)(0.102)(0.568)(0.624)

1.072

1.071

1.072

1.073

1.192

1.167

(0.075)(0.075)(0.089)(0.089)(0.169)(0.167)1.325*** 1.328*** 1.392*** 1.393***

1.251

1.221

(0.132)(0.256)(0.247)(0.133)(0.164)(0.165)1.307*** 1.311*** 1.299*** 1.299*** 1.324*** 1.314***(0.065)(0.130)1000人以上

1.299*** 1.301*** 1.335*** 1.329***

1.022

1.026

(0.066)(0.178)(0.178)

定年ありダミー

再就職会社のあっせんありダミー

再雇用制度ありダミー

勤務延長制度ありダミー能力の活用・発揮できている

職場の人間関係に満足

59歳時点での住宅関連ダミー(0.040)(0.069)(0.058)

1期前の仕事満足度ダミー(0.041)100-999人

ref：99人以下

59歳時点での定年関連ダミー(0.100)1.041

賃貸

ref：持ち家
社宅等

その他

59歳時点でのローン残高(百万円)

59歳時点での金融資産残高(百万円)

各時点の失業率(0.058)(0.067)(0.065)(0.073)(0.074)(0.129)1.178*** 1.168*** 1.216*** 1.200***

1.173

1.187

(0.069)(0.138)(0.140)(0.068)(0.083)(0.082)

1.042

1.041

1.007

1.003

1.304

1.336

(0.060)(0.060)(0.061)(0.060)(0.255)(0.268)1.371*** 1.388*** 1.389*** 1.403***1.264**

1.284**(0.058)(0.060)(0.066)(0.068)(0.124)(0.127)0.918**

0.918**

0.922*

0.923*

0.931

0.914

(0.037)(0.037)(0.041)(0.041)(0.093)(0.093)0.888**

0.882***

0.892**

0.889**

0.921

0.911

(0.042)(0.042)(0.047)(0.047)(0.103)(0.102)

0.995

0.997

0.989

0.990

0.972

0.983

(0.048)(0.048)(0.053)(0.053)(0.107)(0.108)

0.937

0.926

0.947

0.941

0.917

0.889

(0.060)(0.060)(0.070)(0.070)(0.126)(0.122)

0.860

0.855

0.724*

0.722*

2.094**

2.026**(0.133)(0.133)(0.126)(0.127)(0.648)(0.615)1.559*** 1.534***

1.569**

1.576**

1.595*

1.470(0.250)(0.293)(0.296)(0.428)(0.401)(0.248)

1.000

1.000

1.000

1.000

0.999

1.000

(0.002)(0.002)(0.002)(0.002)(0.005)(0.005)

1.000

1.000

1.000

1.000

0.999

0.999

(0.001)(0.001)(0.001)(0.001)(0.002)(0.002)

1.033

1.043

1.010

1.021

1.132

1.117

(0.035)(0.038)(0.038)(0.044)(0.096)(0.095)

13,812

13,812

Cox's proportional hazard model

推計手法
サンプルサイズ26

10,54910,549

3,263

3,263

注：()内の値は不均一分散に対して頑健な標準誤差を示す。また、***は 1%水準、**は 5%水準、*は 10%水準で有意であることを示す。
出所：厚生労働省「中高年者縦断調査」(2005 年-2016 年)を用いて筆者推計。

次に男性ダミー、学歴ダミー、そして、59 歳時点での個人属性の推計結果を見ていく。
(1)列と(2)列の男性ダミーは有意な値を示し、ハザードレートは 1 よりも大きくなっていた。この結果は、正規雇用の場合、女性と比較して、男性であると離脱しやすくなることを意味する。また、学歴ダミーを見ると、女性の大卒ダミーのみが有意となり、ハザードレー
トが 1 より小さくなっていた。この結果は、大卒女性の場合、高卒女性と比較して、離脱しづらいことを意味する。なお、この結果は、同じ大卒女性でも非正規雇用をサンプルに含む
場合だと引退率が高くなることを示す表 2 とは対照的であった。この違いの背景には、59歳まで正規雇用で働く表 3 の大卒女性の能力は高く、その能力を生かして継続就業しやす
いといったメカニズムが存在する可能性がある。
59 歳時点の有配偶ダミーの結果を見ると、男女計と男性のみにおいて有意な値を示しており、ハザードレートが 1 よりも大きかった。この結果は解釈が難しいものの、主に有配偶
男性だと離脱しやすくなることを意味する。
59 歳時点でのメンタルヘルス指標や主観的健康度の結果を見ると、すべての係数が有意ではなかった。この結果は、精神的、主観的な健康度の違いによって、正規雇用からの離脱率に差が生じないことを意味する。先行研究では健康関連の変数が高齢者の退職行動に大きな影響を及ぼすと指摘されてきたが、正規雇用に限定するとその影響が弱まっていた。
次に 59 歳時点の就業状態や労働条件が及ぼす影響について見ると、1 か月の収入額と週間労働時間はいずれも有意な値を示していなかった。また、就業状態について見ると、表 2の結果と同じく、会社・団体の役員で働いていると離脱が抑制されていた。職種については、販売職、サービス職、保安職で働く場合、正規雇用からの離脱率が高くなっていた。企業規模の結果を見ると、表 2 と同じく、比較対象の 99 人以下よりも企業規模が大きいと離脱率が高くなる傾向があった。
次に定年の有無または再就職のあっせんの有無の影響について見ると、定年制度や再雇用制度があると離脱率が増加し、勤務延長制度があると離脱率が低下していた。中でも再雇用制度の影響は大きく、離脱率が約 26～40%増加していた。これに対して勤務延長制度は離脱率を約 8%しか抑制しておらず、同一企業内における継続就業を促進する制度の影響は、正規雇用でも小さいといえる。
次に 1 期前の仕事満足度の影響を見ると、企業の能力活用・発揮に満足している人の離脱率は、そうでない人に比べ、約 11～12％低かった。これに対して、職場の人間関係に満足している人の離脱率は、そうでない人と比べて差がなかった。正規雇用の場合、特に能力の活用・発揮ができているかどうかが退職の決定に重要だといえる。
次に住宅、ローン残高、金融資産額といった経済状況の及ぼす影響について見ていく。5927

歳時点の住宅状況の影響を見ると、表 2 の結果とは違い、賃貸と持ち家に住む際の離脱率に差はなかった。また、ローン残高の多寡による正規雇用からの離脱率に有意な差はないだ
けでなく、金融資産残高の多寡によっても正規雇用からの離脱率に差は見られなかった。この結果の中でも、ローン残高や金融資産残高が正規雇用からの離脱に影響を及ぼしていない点が興味深い。この背景には正規雇用の場合に受領できることの多い退職金が経済的な安定を労働者に与え、金融資産の影響を低下させている可能性が考えられる。

6. 高齢者を取り巻く経済環境の変化
ここまでの分析で明らかになったように、59 歳時点において非正規雇用で働く労働者も分析対象に含めた場合、金融資産に代表される本人の経済状況が引退行動に大きな影響を及ぼしている。経済状況が安定しているほど引退しやすく、逆に経済状況が不安定であるほど引退を引き延ばし、働き続ける傾向が見られた。これらの結果が示すように、高齢期における経済状況は、60 歳以降の就業決定に無視できない影響を及ぼす。それでは、我が国の高齢者が置かれている経済状況はどのようなものであろうか。そしてそれは、近年どのように変化してきたのだろうか。これらの点を明らかにするために、公的統計等のデータを用いて確認する。

6.1. 年齢階級別の年間収入・月間消費支出・実物資産額・金融資産額の推移
はじめに、年間収入・消費支出・実物資産・金融資産の各側面について、1994 年から 2014年までの 20 年間の推移を確認したい。データは、総務省統計局「全国消費実態調査」の 2人以上世帯（全世帯）の公表値を用いる。
図 11 は、年間収入の推移について示している。横軸は世帯主の年齢であるが、50 代で年収がピークを迎え、その後は減少するのはこの 20 年間共通している。しかし、2000 年代以
降はそれ以前に比べ 40 代以降の年間収入が大きく低下している。加えて、時間経過とともにその傾向がより顕著になっている。1994 年と 2014 年を比較すると、50 代・60 代・70 代以上の各年齢層でそれぞれ実に 140 万円・100 万円・88 万円の減収となっている。この数
値は名目値であるが、実質値に直しても大きな減少であることは変わらない。
こうした大きな収入の減少の中で消費支出も縮小している。1 か月間の消費支出額の推移を示した図 12 を確認すると、各年齢層で消費支出額が減少したことがわかる。特に、40 代と 50 代の落ち込みが顕著で 20 年間で 5 万円以上減少している。60 代・70 代以上においても 2 万円程度減少している。

28

図 11 年間収入の推移（2 人以上、全世帯）

出所：総務省統計局「全国消費実態調査」

図 12 消費支出の推移（2 人以上、全世帯）

注：数値は 1 か月間の支出
出所：総務省統計局「全国消費実態調査」

さらに、資産形成にも大きな変化が見られる。実物資産の推移を示した図 13 を見ると、
この 20 年間で実物資産の保有額が大きく減少していることがわかる。年齢層が上がるにつれてその減少幅は拡大している。特に、70 歳以上の保有額は、20 年間で 4,600 万円ほど減
29

少した。
バブルの影響を考慮して直近 10 年間に限って見ても 1,000 万円以上減少している。
他方で、金融資産は実物資産とは全く異なる推移を見せている。図 14 はその推移を示しているが、40 代までは金融資産の保有額は減少したものの、50 代以降は以前とほとんど変わらない。ただし、この 20 年間は同一年齢層内でも金融資産格差が拡大している（Kitao
and Yamada 2019）という点には留意が必要である。
図 13 実物資産の推移（2 人以上、全世帯）

出所：総務省統計局「全国消費実態調査」

図 14 金融資産の推移（2 人以上、全世帯）

出所：総務省統計局「全国消費実態調査」

30

6.2. 退職金制度の有無/退職金・企業年金額の推移
退職給付の有無も老後の蓄えへの不安を大きく左右すると考えられる。企業における退職給付制度の整備状況について確認してみよう。図 15 は、退職給付（一時金・年金）の制
度がない企業の割合を企業規模別に示したものであるが、これを見ると 2013 年まで全体的に増加傾向にあったことがわかる。2018 年には 1000 人以上の大企業以外はやや減少しているが、2008 年より高い水準に留まっていることがわかる。制度のない企業が増えた背景には、適格退職年金の廃止や、厚生年金基金の縮小によって、退職年金制度を持つ企業が減少したことがある。
図 16 は支給あるいは支給が確定した退職給付の平均額を示しているが、これもこの 20 年で 500 万円以上減少している。
図 15 退職給付（一時金・年金）制度がない企業の割合（企業規模別）

出所：厚生労働省「就労条件基本調査」

31

図 16 退職給付額の推移（大卒・定年退職）

注 1：大卒（管理・事務・技術職）で勤続 20 年以上かつ年齢 45 歳以上の定年退職者に対する給付額。
注 2：退職一時金制度のみの場合は退職一時金額、退職年金制度のみの場合は年金現価額、退職一時金制度と退職年金制度併用の場合は退職一時金額と年金現価額の合計。
出所：厚生労働省「就労条件基本調査」

6.3. 老後の生活費比較：日本・アメリカ・ドイツ・スウェーデン
ここで、他の先進国では老後の生活にどのように対応しているのか、我が国と比較してみたい。参照するのは、内閣府「第８回高齢者の生活と意識に関する国際比較調査」（2015 年）の結果である。この調査では、日本、アメリカ、ドイツ、スウェーデンの 4 か国の 60 歳以上の男女に対して調査されているため、これらの国々について国際比較を行いながら我が国の特徴を整理する。具体的には、老後の生活費の蓄えの状況、老後の１ヶ月当たりの平均
収入額、老後の生活の主な収入源について見ていく。
第一に、老後の生活費に対する 50 歳代までの備えの有無と内容について確認する。これを示すのが図 18 である。これを見ると、我が国の特徴は大きく 2 つある。1 つ目は、「特に何もしていない」という全く備えの無い人が、他国と比べ際立って多いことである。他国では 20～30％の範囲に収まっている一方、我が国では 4 割以上存在する。2 つ目は、我が国では 4 割以上が預貯金で備えており、備えとしてはこれが最も多い一方で、それ以外の方法による備え、特に投資活動が少ないということである。他国においては、債券・株式の保有、投資信託、不動産取得といった預貯金以外の資産形成の割合が我が国よりも高い。さ
らに、アメリカでは老後のために職業能力を高めている人が 15%程度存在し、人的資本投資による自己防衛意識も強いことがわかる。我が国においても、これらの備えを拡充させる
余地は十分にあるといえる。
32

図 17 老後の生活費に対する 50 歳代までの備えの有無・内容（男女別）

出所：内閣府「平成 27 年度 第８回高齢者の生活と意識に関する国際比較調査結果」（https://www8.cao.go.jp/kourei/ishiki/h27/zentai/pdf/kourei_h27_3-4.pdf）

33

図 18

60 歳以降の１ヶ月当たりの平均収入額（税込）（男女別）

出所：内閣府「平成 27 年度 第８回高齢者の生活と意識に関する国際比較調査結果」（https://www8.cao.go.jp/kourei/ishiki/h27/zentai/pdf/kourei_h27_3-4.pdf）

第二に、60 歳以降の１ヶ月当たりの平均収入額（税込）について確認する。これを示すのが図 18 である。これを見ると、大きく 2 つのことがいえる。1 つ目は、我が国では 30 万円未満が全体の 7 割以上を占めるのに対し、他の 3 国ではその割合がより小さいということである。それが顕著なのがスウェーデンであり、男性では 3 割強程度しかいない。アメリカやドイツでも 4 割強～5 割であり、3 国とも我が国より収入が多いことがわかる。注目すべきは 5 万円未満や 5 万円～10 万円未満といった特に低所得である層の小ささであり、収入なしを含めて我が国が男女計で 15.3％であるところ、アメリカは 10.3%であり、ドイツ34

は 6.5％、スウェーデンに至っては 1.5％である。もう 1 つは、ボリュームゾーンの違いである。我が国におけるボリュームゾーンは 10 万円から 30 万円未満の範囲であり、このゾーンが全体の 6 割程度を占めている。ドイツは我が国に近いところがある。他方で、アメリカでは収入層の偏りは見られない。スウェーデンではむしろ 40 万円以上あるいは 30 万円
以上といった高所得域がボリュームゾーンとなっている。
図 19

60 歳以降の生活の主な収入源（男女別）

出所：内閣府「平成 27 年度 第８回高齢者の生活と意識に関する国際比較調査結果」（https://www8.cao.go.jp/kourei/ishiki/h27/zentai/pdf/kourei_h27_3-4.pdf）

最後に、60 歳以降の生活の主な収入源（男女別）について確認する。これを示すのが図35

19 である。前述の通り、収入面では我が国よりも多い 3 国であったが、その収入源には違いが見られる。我が国においては、男女計で見るとおよそ 7 割が公的年金によるもので、さらにおよそ 2 割が仕事によるものである。加えて、男性の方が女性に比べて公的年金の割合が少なく、仕事による収入の割合が多い（それぞれ 10%ポイント程度）。他方で、他の 3国のうちドイツとスウェーデンは仕事による収入の割合が相対的に小さい。特に小さいのがドイツであり、およそ 1 割程度に過ぎない。日本・アメリカ・ドイツが男性の方が女性よ
りも仕事による収入の割合が高い（特に日本では 10％ポイント以上差がある）のに対して、
スウェーデンでは女性の方の割合が若干高いこともまた特徴といえる。公的年金への依存度で見ると、アメリカが低く 5 割程度である。他の 2 国は我が国と同程度か若干高い程度であり、7 割台である。
したがって、ドイツやスウェーデンでは、我が国に比べて仕事による収入に依存せずとも、
公的年金その他の収入で我が国以上の収入を得ているということがわかる。アメリカは、それ以外にも私的な年金や預貯金などの引き出し、財産からの収入が合わせて 2 割程度あり、日本より多い収入はこれらの寄与も無視できないといえる。

6.4. 小括以上より、我が国の高齢者の置かれた経済状況は大変厳しくなっているといわざるをえない。日々の収入が減少し、他国と比べても収入面で劣っているだけでなく、企業からの退職給付も縮小されてきた。さらに、公的年金を主な収入源としており、私的年金や財産からの収入は他国に比べて少ない。その背景には、60 歳以上の日本人のうち 4 割以上が老後の生活費の備えをしないままに 50 歳に到達していたことや、それ以外の人であっても資産形成や老後を見据えた能動的な職業能力蓄積を行っていないことがある。
これらを踏まえると、本稿の推計結果からさらにどのようなことがいえるだろうか。ここでは 3 点を考えてみたい。
1 つ目は、実物資産の形成と就業との関係である。我が国の高齢者の実物資産保有額はこの 20 年間で大きく減った。最近の 60 代以上の人々は若い頃に不動産や貴金属といった実物資産の取得をほとんど行っていないこともそれを裏書きしている。本稿の推計では持ち家よりも賃貸物件に住む人の方が引退せず就業継続する傾向が強かったことを考えれば、実物資産保有が衰退してきたことで就業が促進された可能性がある。
2 つ目は、金融資産の形成と就業との関係である。近年では我が国の 30 代や 40 代の
人々の金融資産がそれ以前の世代に比べて少なくなっており、今の世代がこのまま高齢化すると老後の金融資産の窮乏が危惧される。我が国では、他国に比べて個人年金への加入や債券・株式・投資信託への投資が少ないという特徴もあることから、老後資金のための積極的な金融投資は重要性を増しつつある。他方で、本稿の推計結果からは、金融資産保有額の違いは就業継続にそれほど大きく影響しないこともわかっている。したがって、個々人の金
36

融資産投資の促進と高齢期の就業促進を政策として両立させることは可能と考えられる22。
3 つ目は、職業能力開発と高齢期の就業の関係である。職業能力の蓄積に対する消極的な態度は、裏を返せば個人が自分の能力開発を企業任せにしていたともいえる。結果として、企業での職業経験が高齢期の就業に及ぼす影響力が増したであろうと考えられる。本稿の推計結果で得られた、59 歳時点の職種が高齢期の就業継続にとって重要であるということは、こうしたことが背景の１つになっている可能性がある。さらに、自らに備わっている能力が活用・発揮できる仕事であれば、就業継続に結びつきやすいことも推計結果からわかっている。したがって、若い時から老後の仕事を考慮に入れて職業能力を身に付けることが、高齢期の就業促進のために重要といえるかもしれない。個々人が自らの責任で長期的キャ
リアプランを考え、そしてそれを企業の人材育成戦略と調和させていく仕組みづくりが今
まさに求められているのではないだろうか。

7. 結論
本稿では、我が国の高齢者の就業を促進させるために何が重要な要因となるのかを明らかにするために、高齢者の退職行動・引退行動の要因を政策面と個人属性の面から分析した。
具体的には、「中高年者縦断調査」を用いて、①「59 歳時点で雇用就業についていた男女の無業への移動(労働市場からの引退)」と、②「59 歳時点に正規雇用で働いていた男女のその後の正規雇用以外(無業または非正規雇用)への移動（離脱）」という 2 種類のイベントについて、それぞれサバイバル分析を行った。その結果、次のことが明らかとなった。
第一に、年金開始年齢までの希望者全員の雇用義務化を定めた 2013 年の改正・高年齢者
雇用安定法は、雇用者の引退率を約 20%低下させていた（①）
。その一方、正規雇用からの離脱には影響は確認できなかった（②）
。
第二に、厚生年金の受給資格を有している場合は雇用者の引退率が約 29%上昇するほか、老齢厚生年金の定額部分の受給開始年齢が１歳引き上げられると引退率が約 6%低下し、それが報酬比例部分の場合は約 23%低下する（①）。他方で、正規雇用からの離脱については、厚生年金受給資格の有無や老齢基礎年金(報酬比例部分)の受給開始年齢の引上げで差が見られず、老齢厚生年金(定額部分)の受給開始年齢の引上げのみが有意で、１歳の引上げが正規雇用からの離脱率を約 6%引き下げた（②）
。
第三に、女性と比較して、男性であると労働市場からの引退率は約 11%低い（①）一方、正規雇用からの離脱率は逆に男性の方が高い傾向がある（②）。
第四に、性別によって高学歴者の引退行動に違いがある（①）。また、大卒女性の場合、高卒女性と比較して正規雇用から離脱しにくい（②）。
第五に、女性では配偶状態によって引退行動に差が見られないが、男性では有配偶者ほど22蓄えた金融資産を途中で持ち家に置き換える場合はこの限りではない。

37

引退が抑制される（①）
。他方で、正規雇用からの離脱を見ると、逆に主に有配偶男性だと離脱しやすくなる（②）
。
第六に、メンタルヘルスおよび主観的な健康度が良好なほど、労働市場からの引退はしに
くい（①）ものの、正規雇用からの離脱率には差が生じない（②）
第七に、59 歳時点での職種・就業状態・企業規模で引退率に違いが見られるほか、労働時間が長いほうが引退は抑制される（①）。しかし、正規雇用からの離脱では、職種・就業状態では違いが観察されるが、週間労働時間では有意な違いはなかった。また、59 歳時点
での 1 か月の収入額は引退率・正規雇用からの離脱率に対してともに有意ではなかった（①・②）。
第八に、定年がある企業で働く場合、引退率は 29～35%高くなる。加えて、再就職会社のあっせんがあっても引退は促進されるが、定年制よりも効果は小さい。他には、再雇用制
度は引退行動に影響を及ぼしておらず、勤務延長制度の存在も女性においてのみ引退を抑制する効果が見られた（①）
。正規雇用からの離脱では、定年制度や再雇用制度があると離脱率は増加し、勤務延長制度があると離脱率は低下する。中でも再雇用制度の影響は大きく、離脱率は 26～40%増加する。これに対して勤務延長制度は離脱率を約 8%しか抑制しない（②）
。したがって、同一企業内における継続就業を促進する制度の影響は、限定的といえる。
第九に、企業の能力活用・発揮、職場の人間関係が良好であるほど、高齢者は引退せず、継続就業しやすい（①）
。しかし、正規雇用からの離脱に限定すると、企業の能力活用・発揮に満足する人の離脱率は、約 11～12％低かったのに対して、職場の人間関係に満足しているかどうかは離脱率には影響していない（②）
。
第十に、持ち家があり、豊富な金融資産がある高齢者ほど、引退しやすい（①）。しかし、正規雇用からの離脱では、賃貸と持ち家に住む際の離脱率に差はなく、またローン残高の多寡や金融資産残高の多寡による差も見られない（②）。
以上より、高齢者の引退行動・退職行動に対して、政策は一定程度の影響が認められる。
特に、年金の受給について、受給資格の有無や受給年齢の引き上げは、引退行動に影響を与えていた。正規雇用からの離脱率には影響が小さかったが、これは高齢者雇用安定法によって雇用確保措置の整備が進み、65 歳まで働くことを労働者の多くが既に受け入れていたためと考えられる。
加えて、性別、配偶状態、学歴、持ち家の有無、55 歳時点の就業状態・職種・企業規模
といった個々人の経済的属性や資産も重要であることが再確認された。さらに、多くの先行研究で使われてきた主観的健康度だけではなく、メンタルヘルスの悪化も無業化に繋がりやすいことも確認された。
企業内の施策の影響としては、定年制の廃止や定年年齢の引き上げ、再雇用制度の実施は労働市場からの引退に大きな影響を与える一方で、勤務延長制度の引退および正規雇用からの離脱に対する抑制効果は限定的であった。加えて、労働者が勤務先での能力活用・発揮
38

に満足することは就業の継続を促進することを確認した。
この 20 年間、我が国の高齢者を取り巻く経済環境は厳しくなってきた。収入や実物資産の蓄積が減る中において、老後の備えは十分になされておらず、引退後の収入は公的年金に頼り、支出を切り詰めている傾向が強まっている。財政の安定を図りつつ、引退後の収入を増やしていくには、高齢者がモチベーションを持って溌溂と働き続けられる企業の存在が欠かせない。若い頃からの能力開発、人材の活用・管理を一層長期的な視点から見直し、心身の健康管理、労働者本人の長期的キャリアプランとの調和、高齢者のやりがいに繋がる制度・施策の整備などが企業に期待されるし、政府の支援も必要となろう。
このほど、高年齢者雇用安定法が再度改正され、70 歳まで働けるよう企業の努力義務が求められた。だが、そこでは企業のとるべき対応として７つの選択肢が示されたが、まさに高齢者の働き方は多様であり、定年までの正社員の働き方をそのまま 70 歳まで引き上げていけばよいという単純な話ではない。企業が労働者に正社員としての一律の画一的な働き方を求めた場合、高齢者の雇用管理は難しく、費用の拡大ばかりではなく、逆に労働者にとってもすべてそれが望ましいわけではない。年齢が高まるにしたがって、心身の変化が生じ、さらには経済状況やそれぞれの価値観は多様化し、求める能力の活かし方も異なってくる。
働く場の確保には、単に量的な就業率の引き上げだけではなく、質的にもウエルビーイングの向上が求められる。個々人の持っている意欲と能力を発揮できる、労働条件の良い、多様で柔軟な働き方のできる場が確保されてこそ、実際の就業率は上昇するのであって、このための政策や社会の在り方の検討が求められる。特に高齢者の就業行動を考える場合、それが必要になる。
本稿では、政策・労働需要・労働供給と視野を広く取った分析を加えて、高齢者の就業促進の課題について検討してきた。しかし、データ制約の関係から、より詳しい分析ができな
かった部分がある。例えば、高齢者の職場での役割や職場の年齢構成、企業の長期的な視点に立った具体的な人材活用策と継続就業との関係については分析されていない。今後は、こうした企業の内部に関する雇用管理や人材活用、労働者のキャリア形成等の情報をも活用
して、有効な具体的施策や諸政策について検討していく必要がある。

参考文献
Behaghel, Luc, and David M. Blau（2012）“Framing Social Security Reform: Behavioral
Responses to Changes in the Full Retirement Age,” American Economic Journal:

Economic Policy, Vol.4, No.4, pp.41-67.
Blundell, Richard, Eric French, and Gemma Tetlow（2016）“Retirement Incentives and Labor
Supply,” John Piggott and Alan Woodland(eds.) Handbook of the Economics ofPopulation Aging, Vol.1B, Amsterdam: North Holland, pp. 457-566.
Brody, Tom (2016) Clinical Trials Study Design, Endpoints and Biomarkers, Drug Safety,
39and FDA and ICH Guidelines, London: Academic Press.
French, Eric（2005）“The Effects of Health, Wealth, and Wages on Labour Supply andRetirement Behaviour,” Review of Economic Studies, Vol.72, No.2, pp.395–427.
French, Eric and John Bailey Jones（2017）“Health, Health Insurance, and Retirement: A
Survey,” Annual Review of Economics, Vol.9, pp.383–409.
Kitao, Sagiri and Yamada Tomoaki（2019）“Dimensions of Inequality in Japan: Distributionsof Earnings, Income and Wealth between 1984 and 2014,” RIETI Discussion Paper

Series, 19-E-034, pp.1-96.
Kondo, Ayako, and Hitoshi Shigeoka（2017）“The Effectiveness of Demand-side Government
Intervention to Promote Elderly Employment: Evidence from Japan,” ILR Review,
Vol.70. Issue.4, pp.1008-1036.
Sauré, Philip and Hosny Zoabi (2012) “Retirement Age across Countries: The Role ofOccupations,” Swiss National Bank Working Papers, 2012-6, pp.1-47.
Shannon, Michael, and Diana Grierson (2004) “Mandatory Retirement and Older Worker
Employment,” Canadian Journal of Economics, Vol.37, Issue.3, pp.528–551.
Mastrobuoni, Giovanni（2009）“Labor Supply Effects of the Recent Social Security Benefit
Cuts: Empirical Estimates Using Cohort Discontinuities,” Journal of public Economics,
Vol.93, Issue.11-12, pp.1224-1233.
Von Wachter, Till （ 2002 ） “The End of Mandatory Retirement in the US: Effects on
Retirement and Implicit Contracts,” Center for Labor Economics Working Paper,
No.49, pp.1-59, University of California, Berkeley.
安部由起子（1998）「1980～1990 年代の男性高齢者の労働供給と在職老齢年金制度」『日本経済研究』No.36, pp.50-82.
石井加代子・黒澤昌子（2009）「年金制度改正が男性高齢者の労働供給行動に与える影響の分析」『日本労働研究雑誌』No.589, pp.43-64.
岩本康志（2000）「在職老齢年金制度と高齢者の就業行動」『季刊社会保障研究』Vo.35, No.4,
pp.364-376.
大石亜希子（2000）「高齢者の就業決定における健康要因の影響」『日本労働研究雑誌』No.481,
pp.51-62.
大石亜希子・小塩隆士（2000）「高齢者の引退行動と社会保障資産」『季刊社会保障研究』
Vo.35, No.4, pp.405-419.
大竹文雄・山鹿久木（2003）「在職老齢年金制度と男性高齢者の労働供給」国立社会保障・人口問題研究所編『選択の時代の社会保障』東京大学出版会, pp.33-50.
小川浩（1998）「年金が高齢者の就業行動に与える影響について」『経済研究』Vol.49, No.3,
pp.245-258.
40北村智紀（2018）「厚生年金の支給開始年齢引き上げと 2013 年高年齢者雇用安定法改正の高齢者雇用に与える効果」『統計研究彙報』, 第 75 号, No.1, pp.1-20.
厚生労働省政策統括官（統計・情報政策、政策評価担当）（2019）「中高年者縦断調査（中高年者の生活に関する継続調査）特別報告」（ https://www.mhlw.go.jp/toukei/saikin/hw/judan/chukou18tokubetu/dl/08.pdf ）[2020 年 4 月 12 日最終閲覧]
近藤絢子（2017）「高齢者雇用の現状と政策課題」川口大司編『日本の労働市場―経済学者の視点』有斐閣, pp.128-149.
佐藤格（2016）「雇用延長による競合の可能性と年金財政のマクロ計量モデルによる分析」『社会保障研究』Vol.1, No.2, pp.431-445.
清家篤（1983）「年金の収入制限の効果」『季刊社会保障研究』Vol.19, No.2, pp.198-211
清家篤（1993）『高齢化社会の労働市場：就業行動と公的年金』東洋経済新報社.
清家篤・山田篤裕（2004）『高齢者就業の経済学』日本経済新聞社.
孫亜文（2019）「働きがいは定年後の就業継続に影響を与えるのか」Works Discussion Paper,
No.29, pp.1-14
戸田淳仁（2016）「中高年の就業意欲と実際の就業状況の決定要因に関する分析」『経済分析』No.191, pp.165-182.
内閣府政策統括官（経済財政分析担当）（2018）「60 代の労働供給はどのように決まるのか？
－公的年金・継続雇用制度等の影響を中心に－（政策課題分析シリ－ズ 16）」（https://www5.cao.go.jp/keizai3/2018/09seisakukadai16-0.pdf）[2020 年 4 月 20 日
最終閲覧]
中沢伸彦・中澤正彦・佐藤潤一・酒井才介・米田泰隆（2015）「平均余命の伸長と社会保障の 長 期 推 計 : 長 寿 化 に よ る 財 政 再 建 」 KIER Discussion Paper Series, No.1503.
（http://hdl.handle.net/2433/198611）[2020 年 4 月 12 日最終閲覧]
永野仁（2018）「高齢者の就業希望の分析 : 働き続けたい年齢についての調査結果を用いて」『政経論叢』Vol.86, No.5-6, pp.549-569.
樋口美雄・山本勲（2002）「わが国男性高齢者の労働供給行動メカニズム―年金・賃金制度の効果分析と高齢者就業の将来像―」『金融研究』Vol.21, No.2, pp. 31-78.
三谷直紀（2002）「高齢者雇用とワークシェアリング : 高齢雇用者の短時間就業について」『国民経済雑誌』Vol.185, No.1, pp.83-103.
山田篤裕（2007）｢高年齢者の継続雇用義務への企業の対応―賃金・年収水準調整を中心に―｣ 労働政策研究・研修機構『高齢者継続雇用に向けた人事労務管理の現状と課題（労働政策研究報告書 No. 83）』, pp.69-90.
山田篤裕（2008）｢就業条件の変化が高年齢者の継続雇用に与える影響―従業員調査に基づく大幅な賃金・年収水準引き下げ効果の測定―｣ 労働政策研究・研修機構『高齢者の就業実態に関する研究―高齢者の就労促進に関する研究中間報告―（労働政策研究
41

報告書 No. 100）』pp.163-185.
山田篤裕（2009）「高齢者就業率の規定要因―定年制度, 賃金プロファイル, 労働組合の効
果」『日本労働研究雑誌』No.589, pp.4-19.
山田篤裕（2012）「雇用と年金の接続: 在職老齢年金の就業抑制効果と老齢厚生年金受給資格者の基礎年金繰上げ受給要因に関する分析」『三田学会雑誌』 Vol.104, No.4,
pp.587(81)-605(99).
山田篤裕（2017）「年金支給開始年齢引上げに伴う就業率上昇と所得の空白─厚生労働省「中高者縦断調査（2014 年）」に基づく分析」労働政策研究・研修機構編『人口減少社会における高齢者雇用（第 3 期プロジェクト研究シリーズ No.2）』pp.194-229.
山本勲 (2008)「高年齢者雇用安定法改正の効果分析」樋口美雄・瀬古美喜・慶應義塾大学
経商連携 21 世紀 COE 編『日本の家計行動のダイナミズム［IV］制度政策の変更と就業行動』慶應義塾大学出版会, pp.161-173.
労働政策研究・研修機構編（2014）『改正高年齢者雇用安定法の施行に企業はどう対応したか―「高年齢社員や有期契約社員の法改正後の活用状況に関する調査」結果―（調査シリーズ No.121）』
労働政策研究・研修機構編（2015）『60 代の雇用・生活調査（調査シリーズ No.135）』

42