2016 年度年次大会共通論題：アントレプレナーシップの定量的な把握と分析

第 1 報告：「就業構造基本調査」から見た
1）
起業の希望と準備の要因
松 田

尚 子

経済産業研究所研究員

土屋 隆一郎
東洋大学助教て低い状態である。さらに「就業構造基本調

Ⅰ

序

論

査」によれば，日本の開業者（1 年以内に自営業に移行した人）は 1997 年からの 15 年間で 29

本稿は，日本の就業に関する大規模な政府統万人から 22 万人に減少している。このような計である総務省「就業構造基本調査」の個票デ

開業率の状態について政府の「日本再興戦略」

2）

3）を用いて，どのような人が開業を希望

は，開業率の改善，すなわち開業者を増やすこ

し，あるいは準備4） するのかを計量的に明らとが，日本の持続的経済成長に不可欠であるとかにするものである。

指摘している。

ータ

本稿の推計では，日本の就労に関する政府統

本稿は，特に開業の希望と準備に着目してい計の中から特に開業の希望と準備について，有る。この着眼点は，「日本の開業者数の少なさ

業者と無業者を合わせた約 30 万人のデータをは，開業希望者の少なさに起因する」という用いている。開業の準備の後で，「開業を実行（鈴木，2013）の指摘を前提にしている。鈴木はした」というデータを収集し分析した先行研究

世界的に行われている開業調査である Global

は数多くあるが，その前の段階である開業希望，

Entrepreneurship Monitor（GEM）のミクロデまたは開業準備についてはデータ制約があり，ータを用いて，日本の開業希望者，開業準備者，

これらについて情報を収集し分析している研究

開業実現者の人数を分け，それぞれの人数の割は世界的に見て稀である。また日本だけを見て合を日本と他の先進各国で比較し5），日本の開も，「就業構造基本調査」のように網羅的に就業希望者が開業準備者になる割合や，開業準備

業実態を調査した統計の個票を用いて日本の開者が開業実行者になる割合は，他の先進諸国以業について論じるのは，本稿の研究が初めてで上であることを明らかにした。つまり日本の開ある。このような点で，本稿の研究には重要な業希望者による開業の実現率は高く，むしろ日新規性がある。

本の開業数の少なさは，開業希望者の少なさに『2014 年版中小企業白書』（中小企業庁）によ起因することになる。これは日本政府による開れば，近年の日本の開業率（既存の有雇用者事

業支援について開業希望者の開業実行を支援す

業所に対する新規の有雇用事業所の比率） は 4％

るより，そもそも開業希望者を増やす支援の方

台にとどまっている。これは米国の 10％ の半が開業率の改善に有効であるという重要な示唆

分程度であるなど，他の先進諸国に比べて極めを与えている。

年次大会共通論題

第 1 報告：「就業構造基本調査」から見た起業の希望と準備の要因［松田尚子・土屋隆一郎］

73

次に本稿の政策的貢献について述べる。開業

識と就労に関する調査の結果を用いて，14 歳には，希望から準備，実現というプロセスが存から 23 歳までの間で年齢が上がるにつれて，在する。本稿は，人数の比較だけでなく，希望

開業希望（willingness） は低くなること，既婚と準備という 2 つのプロセスについて，どのよ

者は開業希望が低いことを明らかにした。しかうな人がどの段階に到達しやすいのかを明らか

し希望以外の準備については言及されておらず，する。開業を支援する政策の観点からは，どのまた調査対象となる年齢層が極めて限定的であような人に対し，どのプロセスに向けての支援

り，年齢層による違いも考慮されていない。

が必要であるかを明らかにすることに意義があ

次に高橋他（2013） は，GEM 調査の結果をる。開業の要因に対する分析だけでは，個人が用いて，「起業態度」の国際比較を行っている。

開業を希望し，準備し，実行するというプロセ

GEM における「起業態度」とは，「3 年以内にスの中の，どこで誰を対象に支援するべきかと起業したいと思うか」「起業家になることは望いう問いに対して答えを示すことはできない。

ましい職業だと思うか」「成功している起業家

本稿はさらに，開業の希望と準備の要因につは，あなたの国で高い社会的ステイタスを得ていて年齢層の比較を行っている。開業希望者といると思うか」など複数の質問に対する回答を開業者を年齢層別に分けてみると，約 30 年間総合した指標である6）。高橋らは「起業態度」

で開業希望者と開業者の高齢化は顕著である。

を各国間で一定と置いた場合，開業率の有意差

このような高齢化の原因を明らかにするには，がなくなることを示し，先進国間の開業率の違

若年層と中高年層の開業希望の要因がどのよういは「起業態度」の違いに起因することを明らに異なるのかを検証した上で，さらにその要因かにした。この「起業態度」と本稿におけるが時代を経てどのように変化しているかを明ら「開業希望」や「開業準備」の定義は異なるが，

かにすることが必要である。本稿は，前者の検彼らの指摘は，日本における開業希望や準備の証を行っている。

要因分析の重要性を示唆している。

以上が本稿の着眼点とその背景である。次のまた本稿では総務省の提供する「就業構造基

第Ⅱ節では，関連する先行研究を参照しながら本調査」の個票データを用いている。同調査を開業希望と準備の要因について述べる。第Ⅲ節

用いた日本の開業に関する研究として Harada

では「就業構造基本調査」のデータの概要とサ（2005）と Masuda（2006）を挙げることができ

ンプルの抽出方法を説明する。次の第Ⅳ節では，る。これらの研究では，開業希望や開業準備を分析対象サンプルと推計モデルと説明変数を示

都道府県別に集計したデータを用いて，希望とす。第Ⅴ節では，全世代における開業希望と開準備に対する地域的要因の影響を分析している。

業準備に関する推計結果を明らかにし，さらにしかし個票データは用いられておらず，個人の

年齢層別の比較，有業者と無業者の比較，男女開業の希望と準備に対する要因は明らかにされの比較を行う。最後に第Ⅵ節で，推計結果につていない。

いて結論を述べる。

個人の開業希望や開業準備の要因の中で，我々は特に学歴に着目する。学歴と開業につい

Ⅱ

先行研究

ては，Van der Sluis et al.（2008） が，学歴が高いと自分の経営能力が高いことを自覚すると第Ⅰ節で述べたとおり，開業の前段階であるいうセルフセレクションの効果を通じて，開業

開業希望や開業準備についての研究は稀である。

する確率が高くなることを明らかにしている。

数少ない先行研究として，Van Praag and Van

学歴以外の要因として Ardagna and Lusardi

Ophem（1995） を 挙 げ る こ と が で き る。Van（2008）と Ardagna and Lusardi（2009）は，年

Praag らは，アメリカの若年層に対する労働意

齢，性別，学歴や就学中であることが個人の開74

企業家研究〈第 14 号〉 2017.7

図 1

開業希望と開業準備の構造
準備する
転職希望者及び追加就業希望者／
就業希望

有業者

転職希望及び追加就業希望なし／
就業希望なし開業希望
準備しない
開業以外を希望

就業を休止したい

業確率に与える影響を，GEM のデータを用いいる。次に有業者に対しては，現在の勤め先のて 明 ら か に し て い る。 ま た Evans and Jova-

状況，就業開始時期，転職希望の有無，副業，

novic（1989） は，賃金雇用されていた年数が，前職，初職の情報を，無業者に対しては，就業

個人が開業する確率に正の影響を与えることを希望の有無，求職期間の長さ，就業経験の有無，明らかにしている。

前職と初職の情報を調査している7）。

Ⅲ

データとサンプル⑵

開業希望と開業準備の分類

このような調査項目に基づき，「開業希望」⑴ 「就業構造基本調査」と「開業準備」を図 1 のように識別・抽出する。

本稿では 2007 年と 2012 年の総務省「就業構調査対象者はまず有業者と無業者に分けられる。

造基本調査」の個票データを用いている。「就有業者は，「この仕事を今後も続けますか」と

業構造基本調査」は統計法に基づくいわゆる基いう質問に基づき，① 転職希望者及び追加就

幹（指定）統計調査で，日本全国の就業，不就

業希望者，② 転職希望及び追加就業希望をし業の状態を把握するために 5 年毎に行われていない者（現在の就業をそのまま継続したい者），

る。調査対象の抽出方法としては，国勢調査の③ 就業を休止したい者，の 3 つに分けられる。

調査区から約 3 万調査区を抽出し，さらにそれ

なおここで言う「追加就業」とは，本業の他にらの調査区から約 45 万世帯を抽出する層化 2

追加的な職業に就くことを指す。無業者は「あ段階抽出法が用いられている。調査標本はこのなたは何か収入になる仕事をしたいと思ってい抽出された世帯の 15 歳以上の世帯員全体であますか」という質問によって，④ 就業希望者

り，有業者と無業者を合わせた約 100 万人であと，⑤ 就業を希望しない者の 2 つに分けられる。

る。なお，調査対象となる地区と世帯は調査毎この分類に基づき，有業者では，①の「転職希に異なるため，パネルデータを構築することは望者及び追加就業希望者」を，無業者では④の不可能であり，本稿では上記 2 回の調査のデー「就業希望者」を抽出する。本稿では紙幅の関タをプールした約 200 万人分のデータを元に分係で，これ以降の議論と分析の対象を有業者に析を行っている。

限定する。

「就業構造基本調査」の調査項目は概ね以下

なお，分析対象を転職・追加就業希望者に限のとおりである。まず有業者と無業者に共通し定するのは，開業者に見られる「現状への不て，性別，年齢，婚姻，教育，世帯状況，居住満」というバイアスに対応するためである。

地，就業状況，現在の収入等について調査して「転職・追加就業希望者」は，現在の仕事・勤年次大会共通論題

第 1 報告：「就業構造基本調査」から見た起業の希望と準備の要因［松田尚子・土屋隆一郎］

75

表 1 開業希望と開業準備に関する観測数
データ総数
1,963,152

有業者
1,106,124（単位：人）

転職・追加就業希望者
147,682

開業希望あり18,270

開業準備
している
8,283
開業準備
していない
9,984

開業希望なし129,412
継続就業希望者
910,864
就業休止希望者
47,578
無業者
857,028

就業希望者
170,786

開業希望あり
5,626

開業準備
している
2,969
開業準備
していない
2,653

開業希望なし165,160
就業休止希望者
686,242（注） 各質問の回答に「不詳」とされるものが含まれているため，データの合計値が一致しない場
合がある。

務先に明確な不満を持ち，仕事や勤務先を変えの集団に対しては，「その仕事を探したり開業たいと思っている人である。それに対して「継の準備をしていますか」という質問も同時に用続就業希望者」は，現在の仕事や勤務先に特に意されている。本稿ではこの質問に基づき開業

強い不満のない人である。これまでのさまざまを準備している者と準備していない者を分類しな調査や研究から，開業者は現在の仕事の内ている9）。なお同調査では開業準備を「事業を容・報酬や働き方に明確な不満を持ち，その解始めるための資金，資材，設備の調達などの準決のために開業を希望するという傾向があるこ

備をしている場合」と定義している。また，本とが分かっている。したがって，現状への不満

稿では，開業準備者が完全に開業希望者に包含を明確に識別できない限り，有業者全体を対象されるように，「開業を希望していないけれどとする分析にはバイアスが生じる。「転職・追開業の準備をしている」という人を分析対象か

加就業希望者」に対象を限定することによってら除いている。これに該当する人は「（開業を現状に不満のない人を予め除外し，現状に不満

希望していないけれど） 家業を継ぐことを希望を持つ人が転職を選ぶか開業を選ぶかという明して開業準備を行っている人」である。本稿に確な選択を提示できる。

おける開業の定義は家業を継ぐことを含まない

次に転職希望者及び追加就業希望者（有業ため，上記のように回答者を整理することで，者）は「どのようなかたちで仕事をしたいので「開業を希望しないけれど開業準備を行っていすか」という質問に基づき，開業を希望する者る人」を分析対象から除外する。

8）と希望しない者に分類される 。さらにこれら

76

企業家研究〈第 14 号〉 2017.7

表 1 によれば，「就業構造基本調査」の 2 回

分の対象者約 196 万人のうち有業者は約 111 万⑵

開業希望と準備の要因の推計人で，そのうち転職・追加就業希望者は約 14.8

本稿では推計対象となるサンプルを有業者の万人（有業者の約 7 分の 1），そのうち開業希望

うち転職希望者及び追加就業希望者に限定し，者は約 1.8 万人（転職・追加就業希望者の約 8 分

どのような個人が開業希望者となり，開業準備の 1）である。開業希望者のうち開業を準備し者となるかを計量的に明らかにする。開業希望ている人は 8,283 人（45％） を占める。これはの有無と開業準備の有無をそれぞれ被説明変数

有業者全体の 0.7％ にすぎない。無業者を合わとし，個人と世帯の状況および地域属性を説明せて，開業希望者は調査対象者の 1.2％，開業

変数とする推計モデルを用いる。

準備者は 0.6％ である。

推計においては，有業者の全ての年齢層と20～50 代の 4 つの年齢層のそれぞれについて，

Ⅳ

実証分析

開業希望と開業準備の要因の比較分析を行う。
開業希望の要因の推計では，有業者の全ての⑴

サンプルの比較

年齢層の転職希望者及び追加就業希望者を抽出

以下，図 1 で示された調査項目の構造に従っしたサンプルを用いて，全年齢層のプール及びて分析対象者を限定して推計を行う。年齢層別

年齢層別に開業希望の要因について推計する。

にサンプルを比較すると，有業者の開業希望者

また男性と女性に分けた推計も行う。

の割合は 20 歳代では転職希望者及び追加就業

次に開業準備の要因に関する推計については，希望者の 7.0％ に過ぎないのに対し，30 代以降

有業者の転職希望者及び追加就業希望者の中で，は約 2 倍の 13.6％～15.6％ である。同じく開業

開業希望者の全年齢層を分析対象サンプルとし準備者の割合も，20 歳代では 3.3％ であるのにて用いて，全年齢層のプール及び年齢層別に推対し，30 代以降は 5.8％～7.5％ と約 2 倍である。

計する。また開業準備についても，男性と女性

開業希望者のうち実際に準備する人の割合は，に分けて推計を行う。

どの年齢層に於いても約 50％ である。つまり，どの年代においても開業希望者の半数は，実際⑶に開業の準備に着手している。これは，開業希

開業希望と開業準備の有無についての説明変

説明変数

望者の準備までの到達可能性に年齢による差は

数は，主に個人と世帯の状況及び居住地の属性

無く，年齢層別の開業準備者割合の違いは，むを示す変数である。個人については，年齢，学

しろ開業希望者の割合の違いに起因していると歴，性別，婚姻，現職の職種・業種，収入等をいう可能性を示唆している。また第Ⅵ節におい用いる。世帯については，世帯収入，未就学児ては大卒であることの開業希望や準備への影響の数を用いる。

について述べているが，有業者の大卒ダミーの

まず個人の状況を示す変数は，年齢，学歴

20 代の平均値は 50 代の 2 倍近いことに注目す（大卒以上ダミー），教育（就学中ダミー），性別

るべきである。

（女性ダミー），婚姻（既婚ダミー），世帯主ダミ

観測数だけを比較すると，有業者の女性のうーである。年齢については，第 1 節で述べたと

ち 50 代が他の年代に比べて約半数である。有おり年齢によって開業希望や開業準備の確率が業者の男女を比較すると，大卒比率（大卒ダミ変化することが考えられる。単位は 1.0 歳であー）と年収に違いがある。男性の大卒以上の割る。学歴については，大学卒業者を 1 それ以外

合は 30 代以上の年代で常に女性の 2 倍以上でを 0 とするダミー変数を，個人の能力を示す代ある。また年収も 30 代以上の年代で常に女性

理変数としている。教育については，就学中での 2 倍以上である。

あれば 1 それ以外を 0 とするダミー変数を用いる。特に 20 代の個人については，学業と就業

年次大会共通論題

第 1 報告：「就業構造基本調査」から見た起業の希望と準備の要因［松田尚子・土屋隆一郎］

77

のどちらを主な活動としているかによって，開数），現在の年間収入額（万円）12），現在就業し業の希望や準備の割合が異なると考えられる。

ている企業の規模，転職希望ダミーを用いる。

性別（女性を 1，男性を 0 とする） や婚姻（既婚

まず就業年数は，1 年単位の変数である。現在者を 1，それ以外を 0 とする）についてもコントの年収は調査票では 16 カテゴリーに分けられロールする。また Georgellis and Wall（2005）ているが，本稿では各カテゴリーの中央値にあは，同一世帯に他の給与所得者がいる場合，非たる金額をそれぞれあてはめて，万円単位の連

金銭的な理由で開業する確率が高くなることを続変数としている。ただし年収 1,500 万円以上指摘している。世帯主以外の給与所得者が世帯の最大カテゴリーについては，収入の分布を元内にいることは考えられるが，逆に世帯主でなに 2,000 万円の値をあてはめている。また現在

い人のほとんどは同一世帯，給与所得者を持つ

就業している企業の規模を，同調査は従業員数ということになる。世帯主ダミー（世帯主の場

で 11 のカテゴリー変数に分けている。本稿で合は 1 それ以外を 0 とする）は世帯内に他に給与はそれぞれのカテゴリーの観測数がほぼ等しく所得者がいるかどうかの違いをコントロールしなるように，従業員数 1～9 人，10～49 人，50ている。

～99 人，100～299 人，300 人以上の 5 つのダ

居住地については，市町村単位での人口密度，

ミー変数を設けた。比較基準は中央のカテゴリ

大卒者比率，対事業所サービス密度を用いる。

ーとなる 50～99 人のカテゴリーである。大企居住地の違いは，事業機会の違いや開業支援イ

業に勤務する人はリスク回避性向により開業確

ンフラの違いを表すものと理解できる。具体的率が低いことが指摘されており，この従業員数

2には，人口密度すなわち 1 km 当たりの人口，のダミー変数はこのような勤務先の企業規模に大卒者比率すなわち労働力人口 1 人当たりの大よる違いをコントロールしている。また有業者卒者の人数，対事業所向けサービス密度すなわ

は，勤務先を変えたいという転職希望者と現在

ち全事業所のうち対事業所向けサービスを提供の仕事に加えて新しい仕事も追加的に探したいする事業所の割合である。

という追加就業希望者の 2 つのタイプに分ける

さらに有業者の現職の職種と業種を示す変数
として，具体的には，専門職10） ダミー，正職ことができ，それらの違いをコントロールする
ため，転職希望ダミーを設ける。

員ダミー，役員ダミー，IT 業（情報通信業，以世帯の状況を示す変数としては，世帯内の未下「IT 業」） ダミー，卸小売業ダミー，金融業

就学児の数，世帯年収（万円）13）を用いる。未ダミー，公務員ダミーを用いる。専門職ダミー

就学児の数は，世帯に未就学児がいる，またはは，現職が専門職である場合に 1 それ以外を 0

その数が多い場合，特に女性では，子育てと仕とする。役員ダミー，正職員ダミーについても事との両立を実現するため，仕事の裁量性が高同様である。IT 業ダミーは，現職が IT 業であいという理由で開業を希望・準備する確率が高る場合に 1，それ以外を 0 とする。卸・小売業

くなることが考えられる。世帯年収は，開業資

ダミー，金融業ダミー，公務員ダミーについて金の額の代理変数となる。開業に必要な資金は，も同様である。これらの変数は，就業者の現在自己資金や家族に頼ることが多いからである。

の職種や業種が，開業希望や開業準備の確率に

調査票では世帯年収は 14 カテゴリーに分けら影響を与えるという仮説に基づいて用いる。な

れているが，それぞれのカテゴリーの中間値にお本稿，就業者がどのような業種や職種で開業あたる金額をあてはめて，万円単位の変数としを希望・準備しているかは統計調査の質問項目ている。ただし年収 2,000 万円以上の最大カテに含まれないので，そのような情報を分析に用

ゴリーについては，収入の分布に基づき 2,500

いることはできない。

万円の値をあてはめている。
11）

また現在の職業に就いている年数 （就業年78

企業家研究〈第 14 号〉 2017.7

これらの説明変数以外に，2007 年のサンプ

ルを 1，2012 年のサンプルを 0 とする説明変数

規模である場合に開業希望と準備の確率が高く，を設けている。2007 年と 2012 年の観測数はほ

10～49 人の規模より 10 人未満の規模の企業にぼ同じであり，また各説明変数のカテゴリー区

属する就業者の方が，開業希望と準備の確率が分やダミー変数についても大きな違いは見られ共に高い。この結果は，起業家に向いているのなかった。しかし 2007 年より 2012 年の方が開は一部分のスキルに特化したスペシャリストで業希望と開業準備の割合が高いため，調査年にはなくバランスの良いスキルを持つジェネラリ

関するダミー変数によって，この違いをコントストであるという Lazear（2004）の指摘と整合ロールする。

的である。分業体制が確立している大企業と比較すると，小規模企業においては個々の就業者

Ⅴ

推計結果

14）

は幅広い職務を行うことが求められ，結果としてバランスの良いスキルを持つジェネラリスト

開業希望と開業準備の各変数の係数の有意性とその変数が被説明変数に与える効果についてになる確率が高くなると考えられる。
続いて就業年数と個人の収入額について結果をまとめる。就業年数については，開業準備に述べる。
まず開業希望と開業準備に異なる効果を与え対して全ての年代において負の効果がある。例

る説明変数として，女性ダミー変数が挙げられ

えば 30 代において 10 年間同じ企業で勤務してる。他の要因をコントロールすると，全ての世いる就業者は，今年転職したばかりの就業者に代において女性の開業希望の確率は男性より有比べて開業準備者になる確率が約 8％ 低くなる。

意に（5～10％） 低いが，開業準備については個人の年収については，開業希望に対して全て

男女間に有意な差は無い。この結果は，女性のの年代において正の効果を持つのに対し，開業

開業傾向について重要な示唆を与えている。す準備に対しては，逆に負の効果を持つことが明

なわち開業を希望するか否かについては女性でらかとなった。個人年収が 100 万円違えば，開あることに負の効果があるが，いったん開業を

業準備の確率は 1～4％ 変化することになる。

希望し，準備をするか否かというプロセスに至高収入の就業者が，開業を希望はするが，準備った場合には，男女で行動に差は無いのである。

する段階になると現在の収入と比較して躊躇す

日本の開業者に占める女性の比率は 13％ に過るという行動を起こしている可能性がある。

ぎず，労働力人口における女性比率 41％ と比Evans and Jovanovic（1989） による「流動性較すると著しく低い。本稿の推計結果と合わせ制約モデル（Liquidity Constraints Model）」，す

ると，仮に開業準備から開業実現に至る割合がなわち「開業資金を持たないことが開業しない

男女で同じであれば，開業者数における著しい要因の 1 つである」という指摘は，本稿におい男女差は，女性の方が開業を希望する割合が低て開業準備より開業希望の要因をよく説明していことによって生じると考えることができる。

いると考えられる。しかし開業準備については

次に現職の職種と業種を示す変数についてで

この「流動性制約モデル」はあてはまらず，むある。専門職ダミーや会社役員ダミーには開業

しろ「現在の職業から得られる収入と比較して，希望に対して正の影響があるが，開業準備に対より高い収入を開業によって得られる場合にのしては一部の年齢層を除いて有意な影響が見らみ開業する」という「職業選択モデル（Occupa-

れない。

tional Choice Model）」（Jovanovic, 1979 など） と

現職の業種は，開業希望と準備に対して総じ整合的である。

て顕著な影響をもたらしていない。現職の企業

世帯の状況を示す説明変数の効果について言規模は開業希望と準備の両方に負の影響を与え及しておく。世帯主であることは，20～40 代ている。特に 10 人未満もしくは 10～49 人の小の就業者の開業希望に対して正の影響を与えて

年次大会共通論題

第 1 報告：「就業構造基本調査」から見た起業の希望と準備の要因［松田尚子・土屋隆一郎］

79

いる。ただし正の効果は，個人収入程には大き

準備の両方の確率が高くなる。また小規模企業

くない。また逆に世帯主でない場合には，開業に就業している場合も同様に，開業希望と開業を希望する確率は低い。これは，同一世帯内に準備の両方の確率が高くなる。

本人以外に給与所得者がいる場合には非金銭的

次に年齢層による違いについてである。大卒な理由で開業する確率が高くなるという Geor-

以上の学歴は有業者の 50 代の就業者について

gellis and Wall（2005） による指摘とは矛盾しのみ，開業希望と準備の両方に正の影響がある。

ているように見える。「就業構造基本調査」でこの結果は特に男性について見られるものであは，非金銭的な理由による開業と金銭的な理由

り，大卒で定年退職間近の男性有業者に開業希による開業を区別できないため，このような結望が強く現れる。女性の有業者については，大果が出た理由については不明である。

卒以上であることが 30 代，40 代，50 代のすべ

最後に転職希望ダミーについては，転職希望者の方が追加就業希望者より開業を希望する割ての年齢層で開業希望に正の影響を与えることとは対照的である。

合が高いのに対し，開業準備については逆に追開業希望を持つ確率が高い人は，有業者の場

加就業希望者の方が転職希望者より準備する割合，「男性の会社役員で，世帯収入と個人収入合が高いことが分かった。

も高く，小企業に勤務していて，追加就業でなく転職を希望している人」ということになり，

Ⅵ

結

論

特に 50 代ではこれらの条件に「大卒であること」が加わる。また開業希望者の中で準備をす

本稿では，就業構造基本調査の約 30 万人分る確率が高い人は，有業者の場合，「世帯収入のデータを用いて，どのような就業者が開業をが高いが個人収入は低く，現職就業年数が短く，希望し準備を行っているかを明らかにし，さら小企業に勤務していて，追加就業を希望していに希望と準備の要因について年齢層，男性と女る人」ということになる。

性の違いも明らかにした。

以上の研究の独自性は，開業を希望し，準備

前節の推計結果より，開業希望に対してのみし，実行するというプロセスの中で実行の前段

顕著な影響がある変数として，性差と会社役員階である希望と準備の要因を明らかにしたといであることを挙げることができる。女性である

う点にある。他の先行研究ではデータの制約もことは開業希望に対して強い負の効果を持つ。

あり，実行することだけに焦点があてられていまた会社役員であることには強い正の効果がある。またこれらの要因について，20 代から 50る。一方開業準備に対してのみ顕著な影響があ代という幅広い年齢の人々を対象に，年齢層のる変数として就業年数を挙げることができ，年違いを明らかにしたという点でも学術的な価値

数が長くなるにつれ開業準備率が低くなる。開がある。

業の希望と準備に対して正負の効果が逆転するのは，個人の収入と追加就業希望である。個人の収入は開業希望に正の影響を与えるが，準備には逆に負の影響を与える。また転職希望者の方が開業を希望する傾向にあるが，開業準備については，逆に転職希望者ではなく追加就業希望者の方が準備する傾向にある。開業希望と開業準備の両方に正の効果を持つ変数としては，世帯年収と小規模企業に就業していることが挙げられる。世帯年収が高いと，開業希望と開業

80

企業家研究〈第 14 号〉 2017.7

注1） 本節の内容は，独立行政法人経済産業研究所の特定研究「起業活動に関する経済分析」の研究成果の一部であり，経済産業研究所のディスカッション・
ペーパー「開業希望と開業準備の要因に関する計量分析」（http://www.rieti.go.jp/jp/publications/summary/16020017.html） に 基 づ い て い る。 分 析
結果の詳細は，こちらを参照されたい。
2） 本稿で用いた総務省「就業構造基本調査」の個票
データは，統計法第 33 条（調査票情報の提供）に

基づき提供を受けた。

務省）」で定義される「専門的・技術的職業従事者」

3） 本稿における「開業希望者」とは，就業構造基本に基づき設定している。具体的には，研究者，技術調査における有業者の転職希望者のうち，「自分で者，医療従事者，法務従事者，教員，芸術家等であ事業を起こしたい」，又は無業者のうち「自分で事業を起こしたい」と回答した者をいう（注 4）参る。
11） 自営業主・開業者の場合は現在の自営業または企業の経営を始めてから現在までの年数，給与所得

照）。
4） 本稿における「開業準備者」とは就業構造基本調査における有業者の転職希望者で，かつ「自分で事者の場合は現在就業している企業に勤務し始めてから現在までの年数に該当する。

業を起こしたい」，又は無業者で「自分で事業を起

12） 個人の収入（年収）は，収入なし，50 万円未満，こしたい」と回答した者のうち，「開業準備を行っ

50～99 万 円，100～149 万 円，150～199 万 円，200ている」と回答した者を言う（注 5）参照）。

～249 万円，250～299 万円，300～399 万円，400～

5） 鈴木（2013）は，「今後 3 年間に，1 人または複499 万 円，500～599 万 円，600～699 万 円，700～

数で，自営業・個人事業を含む新しいビジネスを始799 万 円，800～899 万 円，900～999 万 円，1,000～

めることを見込んでいる」人を「起業計画者」，次

1,249 万円，1,250～1,499 万円，1,500 万円以上，にに「起業準備に取りかかった」人を「誕生期」の起区分されている。

業家，実際に起業してから 42 カ月以内の人を「乳13） 世 帯 の 収 入（ 年 収） は，100 万 円 未 満，100～

幼児期」の起業家と定義している。本稿では，これ199 万 円，200～299 万 円，300～399 万 円，400～

らをそれぞれ「開業希望者」「開業準備者」「開業実499 万 円，500～599 万 円，600～699 万 円，700～

現者」にあてはめている。

899 万 円，800～899 万 円，900～999 万 円，1,000～

6）「起業態度」の定義の詳細については，http://
www.gemconsortium.org/wiki/1152 を参照。

1,249 万円，1,250～1,499 万円，1,500～1,999 万円，2,000 万円以上，に区分されている。

7） 詳しい調査項目については，以下の総務省 HP を

14） 紙幅の制約により，分析結果の表は掲載しない。

参 照。http://www.stat.go.jp/data/shugyou/2012/

注 1）のディスカッション・ペーパーを参照された

2.htm#p1

い。

8）「どのようなかたちで仕事をしたいのですか」という質問には，以下の 8 つの選択肢が用意されている。1．正規の職員・従業員，2．パート・アルバイ

参考文献

ト，3．労働者派遣事業所の派遣社員，4．契約社員，

鈴木正明（2013）「日本の起業活動の特徴は何か」『日5．自分で事業を起こしたい，6．家業を継ぎたい，
7．内職，8．その他，である。本稿では，「5．自分で事業を起こしたい」を選択した人を，「開業希望者」と定義している。
9）「その仕事を探したり開業の準備をしていますか」という質問には，以下の 3 つの選択肢が用意されている。1．探している，2．開業の準備をしている，
3．何もしていない，である。このうち本稿では，「2．開業の準備をしている」を選択した人を「開業準備者」と分類している。1 を選択した人は，正規の職員やパート・アルバイト等，開業以外の被雇用者となることを選択し，雇用先を探している人であり，3 を選択した人は，漠然と転職希望はあるものの，実際に転職活動は何も行っていない人である。
また同調査における「探している」の定義は，「インターネットの求人・求職サイトや新聞広告の求人欄・求人情報誌を見て応募したり，公共職業安定所
や民間職業紹介所に申し込んだり，直接人に頼んで仕事を探してもらっている場合やその結果を待っている場合，また，労働者派遣事業所に登録して仕事がくるのを待っている場合」とされている。
10） 本稿の専門職ダミーは，「日本標準職業分類（総年次大会共通論題

本政策金融公庫論集』19 号，17─33 頁。
高橋徳行・磯辺剛彦・本庄裕司・安田武彦・鈴木正明（2013）「起業活動に影響を与える要因の国際比較分
析」RIETI Discussion Paper Series，13─J─015，
経済産業研究所。
中小企業庁（2014）『2014 年版中小企業白書』。
Ardagna, Silvia and Lusardi, Annamaria（2008）“Explaining International Differences in Entrepreneurship : The Role of Individual Characteristics andRegulatory Constraints,” NBER Working Paper
Series, 14012.
Ardagna, Silvia and Lusardi, Annamaria（2009）“Where does Regulation Hurt? Evidence from
New Businesses,” NBER Working Paper Series,
14747.
Evans, David S. and Jovanovic, Boyan（1989）“AnEstimated Model of Entrepreneurial Choice under
Liquidity Constraints,” Journal of Political Economy, 97/4, 808─827.
Georgellis, Yannis and Wall, Howard J.（2005）“Gender Differences in Self-employment,” International
Review of Applied Economics, 19/3, 321─342.

第 1 報告：「就業構造基本調査」から見た起業の希望と準備の要因［松田尚子・土屋隆一郎］

81Harada, Nobuyuki（2005）“Potential Entrepreneurship in Japan,” Small Business Economics, 25/3,
293─304.
Jovanovic, Boyan（1979）“Job Matching and theTheory of Turnover,” Journal of Political Economy, 87/5, 972─990.
Lazear, Edward P.（2004）“Balanced Skills and Entrepreneurship,” American Economic Review,
94/2, 208─211.
Masuda, Tatsuyoshi（2006）“The Determinants of
Latent Entrepreneurship in Japan,” Small BusinessEconomics, 26/3, 227─240.
Van Praag, C. Mirjam and Van Ophem, Hans（1995）“Determinants of Willingness and Opportunity toStart as an Entrepreneur,” Kyklos, 48/4, 513─540.
Van der Sluis, Justin, Van Praag, Mirjam and Vijverberg, Wim（2008）“Education and Entrepreneurship Selection and Performance : A Review of the
Empirical Literature,” Journal of Economic Surveys, 22/5, 795─841.

82

企業家研究〈第 14 号〉 2017.7