査読付き論 文

地方自治体における不祥事に関する実証分析－不祥事の動機の違いに着目して－*
米 岡

秀 眞**

（山口大学経済学部准教授）

江 夏

幾多郎***（神戸大学経済経営研究所准教授）
梗

概本研究の目的は，近年の公務員改革に伴う人事管理・給与上の処遇の変化を踏まえた上で，地方自治体における不祥事の目的の違いに着目して，その発生要因を定量的な実証分析により明らかにすることにある。
実証分析では，2006 年度から 2013 年度までの都道府県パネルデータを用いて分析を行ったところ，①金銭的な利得を目的とした不祥事と金銭的な利得を目的としない不祥事のいずれについても，地方公務員の給与水準が相対的に低くなる状況下でより多く発生する，②金銭的な利得を目的としない不祥事は，全職員に占める管理職比率が低くなる，もしくは管理職適齢期にある 50 歳代職員に占める非管理職比率が高くなる状況下でより多く発生するものの，退職金の水準を高く維持することでその増加が緩和される，との二つの主要な結論を得た。
得られた結論から，金銭的な報酬の多寡が不祥事の発生要因となる一方で，職員の年齢構成の偏りや組織変革の進展に伴う昇進可能性の低下が，特に勤務不良などの金銭的な利得を目的としない不祥事の発生要因となっていることが示唆される。既存の実証研究では，わが国の地方公務員による汚職や不祥事の発生に対して，給与水準の多寡が一般的に影響を与えるものと考えられてきたが，本研究によって給与水準以外の要因が不祥事の発生要因となり得ること，並びに不祥事の原因と結果の関係が複数存在していることが明らかとなった。
以上，わが国の地方自治体における不祥事の発生メカニズムに関して，新たな発見事実がもたらされており，学術上の少なくない貢献があるものと考えられる。

2020 年 7 月 27 日受付 2021 年 7 月 28 日掲載決定
 本稿は，
山口大学基金，一般社団法人鳳陽会鳳陽基金，日本計画行政学会中国支部のそれぞれから助成を受けた研究成果の一部である。また，論文を改訂するにあたり，本誌の2 名の匿名レフェリーから非常に有益なコメントを頂いた。記して，感謝を申し上げたい。
**
1995 年 横浜市立大学 商学部卒業，2008 年3 月 名古屋大学大学院 経済学研究科 博士課程（前期課程）修了，2017 年3 月 名古屋大学大学院 経済学研究科 博士課程（後期課程）修了。1995 年4 月－1998 年6 月 財務省（旧大蔵省）東海財務局，2001 年4 月－2018 年3 月 三重県庁，2018 年4月－2020 年10 月 山口大学経済学部 専任講師を経て，2020 年11 月より現職。日本地方財政学会，公共選択学会，日本行政学会，日本地域政策学会などに所属。主要著書は『知事と政策変化―財政状況がもたらす変容－』（勁草書房，2022 年，単著），「都道府県における中央官僚の出向人事に関する要因分析」（『季刊行政管理研究』171 号，2020 年），「わが国の地方自治体における汚職の要因分析」（『年報行政研究』55 巻，2020
年）など。
***
2003 年 一橋大学 商学部 卒業，2005 年 3 月 神戸大学大学院 経営学研究科 博士課程（前期課程）修了，2008 年 3 月 一橋大学大学院 商学研
究科 博士課程（後期課程）修了。2008 年 4 月－2011 年 3 月 名古屋大学大学院 経済学研究科 専任講師，2011 年 4 月－2018 年 7 月 名古屋大学
大学院 経済学研究科 准教授を経て，2019 年 8 月より現職。日本労務学会，経営行動科学学会，組織学会，Academy of Management などに所属。
主要著書は『人材育成ハンドブック』（人材育成学会編，金子書房，2019 年），『日本の人事システム：その伝統と革新』（同文舘出版，2019 年，
共著），『デジタル・ワークシフト：マーケティングを変えるキーワード30』（産学社，2018 年，共著）など。

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1. はじめにわが国では厳しい財政事情のもとで，公務員人件費の削減が大きな課題となっている。従来から，給与水準の官民格差の是正が大きな社会的問題となり，公務員給与の引き下げが行われてきた。近年の地方自治体では職員の高齢化も深刻であり，総人件費の削減へ向けて年功序列型の給与体系の見直し，あるいは
職員数の削減などを同時に進めなければならないという厳しい状況に置かれている。また，各地域の民間
賃金の反映，年功的な給与上昇の抑制と職務・職責に応じた給与構造への転換なども進められてきた。こうした変革に伴って，当然のことながら個々の職員レベルでは給与水準の低下や昇進機会の減少など，人事管理・給与上の処遇にも大きな変化が生じている。
就業における処遇が低下すると，労働者のモチベーションが低下することを通じて，怠業や努力水準の切り下げ，場合によっては汚職などの不正行為すら発生することがある。そうした行為を抑止することが組織にとって重要な理由は，国民や地域住民からの信頼を失いかねないというだけでなく，組織に経済的な損失をもたらすためである。組織がこの種の問題を抱えてしまうこと自体が，人事・労務管理上の対策を講じる必要を生じさせることとなり，結果としてコストの増大につながる。ただし，公益の実現を図る
ことを目的とした国や地方自治体の公務員には厳しい服務規律も課されており，公務遂行には高い職業的な倫理観も要求される。そのようにして公務員が職務に勤しむのであれば，内発的に動機付けられること
で，就業における処遇の低下が必ずしも怠業や努力水準の切り下げには結びつかないということも考えられる。実際に，公務部門における人的資源管理の問題を扱う公共経営論の分野では，そうした捉え方をする研究が主流を占めている。
ところが近年，わが国の地方公務員を分析対象として，汚職や不祥事などの不正行為の発生と給与水準との間に負の因果関係が存在すると指摘する定量的な実証研究がいくつか現れてきた（石田・當銘，2017；
米岡，2020a；米岡・石田，2020 など）。これらの研究により，これまで金銭的報酬に興味が低いと捉えられてきた公務員が給与水準の多寡に反応し，不正行為の発生要因となる可能性が明らかにされた。
しかし，冒頭でも述べたように，近年の公務員改革では給与のみならず，昇進・昇格など人事管理上の処遇にも大きな変化が生じている。
そうした処遇の変化が個々の職員のモチベーションに影響を与えることを通じて，不正行為の発生要因となることは十分に考えられるものの，こうしたメカニズムを念頭に置いて検討を行った実証研究は，管見の限りでほぼ皆無の状況である。
本研究の目的は，以上のような先行研究の動向に問題意識を持ちつつ，近年の公務員改革に伴う処遇の変化を踏まえた上で，地方自治体における不祥事に関して金銭的な利得が目的であるか否かに着目し，その発生要因を定量的な実証分析により明らかにすることにある。その際，主に経営学や公共経営論における人的資源管理に関する知見を踏まえた上で，検討を進めていく。
実証分析では，2006 年度から 2013 年度までの都道府県パネルデータを用いて分析を行ったところ，次の二つの主要な結論を得た。①金銭的な利得を目的とした不祥事と金銭的な利得を目的としない不祥事のいずれについても，地方公務員の給与水準が相対的に低くなる状況下でより多く発生する，②金銭的な利得を目的としない不祥事は，全職員に占める管理職比率が低くなる，もしくは管理職適齢期にある 50 歳代
職員に占める非管理職比率が高くなる状況下でより多く発生するものの，退職金の水準を高く維持することでその増加が緩和される。
得られた結論から，金銭的な報酬の多寡が不祥事の発生要因となる一方で，職員の年齢構成の偏りや組織変革の進展に伴う昇進可能性の低下が，特に勤務不良などの金銭的な利得を目的としない不祥事の発生－ 10 －

地方自治体における不祥事に関する実証分析

要因となっていることが示唆される。既存の実証研究では，わが国の地方公務員による汚職や不祥事の発生に対して給与水準の多寡が一般的に影響を与えるものと考えられてきたが，本稿の定量分析により給与水準以外の要因が不祥事の発生要因となり得ること，並びに不祥事の原因と結果の関係が複数存在していることが明らかとなった。
本稿の構成は，以下のとおりとなる。続く第 2 節では，研究の背景について概観する。第 3 節では，実証分析を行う。最後に，第 4 節で結論を示す。

2. 研究の背景
2.1 先行研究
民間部門の企業を主な分析対象とした経営学の分野では，組織の不祥事は実証研究の対象とすることが極めて困難な現象の一つであるとされている1)。なぜならば，以下の三点がその原因として考えられる。
（1）不祥事が発覚する頃には，その原因たる重要な情報源が隠滅されてしまうことが多く，組織や個人も不祥事に関する情報を外部へ公表することについては，消極的になる。
（2）民間部門の企業では，不祥事が原因で組織が倒産に追い込まれやすい。
（3）仮に，不祥事を起こした（あるいは，将来起こすかもしれない）対象者に対して，アンケート調査などを行うことができたとしても，その回答者の不正行為に関する真の意図を引き出すこと自体が，そもそも極めて困難なことである。
これらを主な理由として，組織の不祥事研究には多くの制約が付きまとっているのが実情となる。しかし近年，経営学の分野では，海外を中心として組織における不祥事についての議論が活発に行われ始めている。その契機ともなった Ashforth, Gioia, et al.（2008）では，組織における不祥事研究について五つの視点により分類した上で，不祥事研究が組織の中の負の連鎖の原因を究明するという意味で，非常に挑戦的
かつ魅力的な研究対象であるとしている。
国内研究では，わが国の公務部門については情報公開が比較的進んでいるということもあり，地方自治体で起きた汚職や不祥事を分析対象とした定量的な実証研究が盛んに行われている。石田・嘗銘（2017）では，2007 年度から 2013 年度までの市町村パネルデータにより，汚職に関する定量的な実証分析を行っている。市と町村を区分けした分析により，市部では給与水準が高い団体ほど，汚職事件の発覚確率が低下する傾向にあることを指摘している。また，米岡（2020a）では，全地方自治体を分析対象として都道府
県ごとに集計を行ったパネルデータを用いて，各地域の公務部門と民間部門における人材の入れ替わりを考慮した汚職に関する定量的な実証分析を行っており，給与水準が高いほど汚職事件の発生が平均的に少なくなる傾向にあることが指摘されている。
汚職以外の不正行為に関しては，米岡・石田（2020）が 2011 年 3 月の東日本大震災に起因して 2013 年度に実施された地方公務員給与の減額措置に着目し，市町村における懲戒処分者数を分析対象とした定量的な実証分析を行っている2)。2012 年度から 2013 年度にかけて国家公務員の給与が平均して 7.8％減額さ
1）

福原・蔡（2012）では，組織における不祥事の発生当時の因果関係，事後的な対処行動，不祥事防止の取り組みについて，過去に不祥事を起こした企業 5 社に対してヒアリングの申し入れを行ったところ，4 社については門前払い，1 社については担当者が前向きに検討してもらえたものの，組織において稟議の段階で断られてしまうなど，定性調査に関する障壁はかなり高いことが指摘されている。組織における不祥事の調査困難性について，同様の指摘をしている研究としては，中原（2013）などがある。
2）
この研究では，汚職を分析対象とした従来の研究とは若干異なる視点で分析が行われている。その前提として，法令上，公務員には公益実現を図るために職務上の義務が一般的に課されているところであるが，職務上の義務に反した懲戒処分が発生することはその義務が履行されていない状態を意味しており，その状態のまま賃金を得ていることが公務員による努力水準の切り下げ行為になると捉えている。

－ 11 －

会計検査研究 No.65（2022.3）

れたことを受け，国から地方自治体に対して給与減額の措置要請があったが，国と同様の減額措置を行った団体と減額措置を行わなかった団体とに対応が分かれることとなった。この研究により，給与減額が行われた団体において職務上の義務に反した懲戒処分者数が増加する傾向にあることが指摘されている。
以上の先行研究では，概ね一貫して，わが国の公務員に関して汚職・不祥事など不正行為の発生と給与水準との間に負の因果関係があると結論付けている。ただし，こうした実証研究においては，不祥事の種別の違いを区別せず一括りで扱うがゆえに，給与水準が低下すると汚職や不祥事の発生確率が一般的に高まるというように，単に一つの原因と結果の関係を示すにとどまっている。実際には，不祥事の種別には様々なものが存在し，それぞれの目的もかなり異なり得るであろう。あるいは，不祥事の行為者の属性（例
えば，年齢や性別など）にも異なる傾向が存在しているかもしれない。しかし，これらの点について検討を行った定量的な実証研究は，管見の限りで見当たらない。
公共経営論の分野では，多くの先行研究が公務員は金銭的な報酬など外発的に動機付けられるのではな
く，内発的に動機付けられやすいと捉えている（田尾，2007，2010；Behn, 1995；Buchanan, 1975；Perry andPorter, 1982；Perry and Wise, 1990；Rainey, 1982；Romzek, 1990；Terry, 1998 など）。また，民間労働者よりも公務員の方が金銭的報酬を含めた外発的な動機付けに応答しづらいとも指摘されている（Buelens and den
Broeck, 2007 など）。
しかし，
わが国の地方公務員を分析対象とした定量的な実証研究の動向を踏まえると，
これら既存研究の議論にそもそも偏りがあったという可能性も考えられる。
ところで，地方自治体において最大の歳出費目は人件費である。その仕事の多くは労働集約的であることから，当然に人材という資源を重視せざるを得なくなる。このため，人的資源管理は民間部門のみならず公務部門の地方自治体においても，最も重視すべきものとされる（稲継，2006，2009；田尾，
2007；Pichault，
2007 など）。公務員として望ましい人材を単に獲得するだけでなく，人材を活かすシステムを考えなければならず，適材適所の人事管理以外にも給与や昇進・昇格などに関する適正な処遇が相互に関連しあって，
地方自治体における人的資源管理の基本的な枠組みをなしている（田尾，2010）。そうすることで，個人と組織が互いに信頼し合う関係を雰囲気として醸し出すような組織を形成し，個々の職員が積極的に動機付けられていくようになる。
人的資源管理を考える上で，経営学や公共経営論の分野には「心理的契約（psychological contract, Schein,
1980；田尾，2010）」と呼ばれる概念がある。心理的契約とは，雇用契約を結ぶ労働者と組織の双方が相互に果たすべき義務についてほとんど暗黙裡に多くのことを期待・理解する状況を表す（Rousseau, 1995）。
雇用者は労働者に「これだけの条件であれば，この程度は働いてくれるはずだ」と考え，労働者としては「雇用者は，当然こうしてくれるはずだ」と暗黙的に期待するものと考える。例えば，労働者が組織に入職する際に，労働の対価として報酬制度の全体（給与水準，昇進・昇格，あるいは退職金など）について
心理的契約が交わされる。
Guest（1998）では，組織が労働者と前向きな心理的契約を結ぶことは，労働者が組織へのコミットメン
トとモチベーションにおいて良い結果を出すための基礎になると指摘している。Rousseau and Ho（2000）によると，労働者が組織に対して心理的契約を生み出したり，満たしたり，変化させたり，もしくは違背され得るものの中で，報酬は最も重要な人事施策の一つとなり，雇用関係の中心に位置付けられる。報酬
は心理的契約を形作る上で，二つの重要な役割を担う。第一の役割は，金銭的インセンティブを通じ，当該組織が価値を置く行動が何であるのかを労働者に知らせる。第二の役割は，昇進・昇格など組織と労働者の結び付きに関わる他の人事施策とともに，報酬制度の全体が送るシグナルをベースとして，それぞれの組織において独特の雇用関係を構築する。

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地方自治体における不祥事に関する実証分析

では，こうした心理的契約が違背された時，労働者にどのような影響を及ぼすのであろうか。Morrison
and Robinson（1997）では，心理的契約への違背とは契約の違反が生じた際に経験する怒りや裏切りの感情
に関するものであると指摘している。労働者が期待していたものと異なる（望ましくない）ことが明らかになった場合などが，心理的契約への背信につながる。また，組織で働く労働者の報復行動に関する研究によれば，組織から好ましくない扱いを受けた個人は，そうした扱いが不公正であり報復に値するとみなし，しばしば組織に対する不正行為を実行することがある（Bies and Tripp, 1996, 2005；Tripp and Bies, 2015など）
。雇用状況に変化が生じることで人々は戸惑い，不正義や不公正を知覚した場合に反生産的行動に至ることもある（Coyle-Shapiro, 2002；DiMatteo, Bird, et al., 2011；Kickul, Neuman, et al., 2001 など）。不正行為
は公正知覚の三つの側面，すなわち成果への対価として職員が手にする自身の給与や処遇についての公正（分配的公正），組織内の昇進・昇格システムや苦情処理の手順といったプロセスについての公正（手続き的公正），上司などが自分に配慮したり，誠意ある接し方をしたかどうかについての公正（対人的公正），
これら三つのいずれか，もしくはすべてを欠く時に起こりやすいとされる（Greenberg and Scott, 1996）。
さらに，ある個人が組織から受けた扱いにより，組織に対する態度と感情に強く影響を及ぼす時，それは単に個人の問題だけにとどまるとは限らない。Folger（1998）によると，人々には自分も含めた人間一般が尊厳ある扱いを受けることを望むような根源的な欲求がそもそも備わっている。そのため，人々は自らが身を置く状況が正義に適ったものであるかどうか，より具体的には人々が公正な関わり合いをしているかどうかを気にかける。また，ある個人が不正義や不公正と感じる扱いにより生じる態度と感情は，同じ職場や所属組織で働く同僚のモチベーションにも影響を与える（Herriot, Manning, et al., 1997）。人々は自己と所属集団を同一化する傾向もあり，その度合いが強ければ同一集団に属する仲間に対する扱いを自分が同様の扱いを受けているかのように知覚することがある（Tajfel and Turner, 1979；Turner, 1985）。職場内の労働者は相互に依存しあうのが通常であり，相互に意思疎通を行っているため，ある個人の知覚が職場内で伝播し，労働者間に共有されていく場合もある（Degoey, 2000）。
以上，先行研究の議論をまとめると，①汚職や不祥事などの不正行為の発生要因を考える上で，公務員が金銭的な報酬など外発的に動機付けられるか否かについては論争がある，②労働の対価として報酬制度の全体（給与水準，昇進・昇格，あるいは退職金など）について暗黙的な心理的契約が交わされている時，それに対する違背や公正感の欠如が労働者個人の態度と感情に強く影響を及ぼし，時として不正行為に至ることもある，③その影響は単に個人の問題だけにとどまるとは限らず，ある個人の組織に対する態度と感情が同じ職場や所属組織で働く同僚のモチベーションにも広く影響を及ぼし，集団に伝播し共有されていくことさえある，との三点を主にあげることができる。
ただし，こうした論点を踏まえつつ，個人に対するアンケート調査によって不正行為に至るプロセスを解明することは，本節の冒頭でも述べたように容易なことではなく，極めて難しいものとなる3)。そのため，わが国の公務部門で公表される給与水準などの報酬制度の変化と外形的に観察された不祥事の発生件
数データを利用することで，その解明に近接することは有力なアプローチの一つになると考えられる。中でも，都道府県データは組織ごとに詳細なデータが得られやすい4)。

3）

筆者らが，3 つの地方自治体（都道府県レベルの団体に 1 つ，市区町村レベルの団体に 2 つ）に対して，過去に発生した不祥事に関してのアンケート調査及びヒアリング調査を申し入れたところ，すべての団体で断られるという状況であった。民間部門の企業と同様に公務部門の組織でさえ，不祥事に関する定性調査の障壁は高いといえる。
4）
わが国の地方自治体のデータの特徴として，市区町村よりも都道府県データの方が職員の年齢構成など，より詳細なデータを得ることができ，実証分析上の利点となる。この点は，都道府県の人件費問題を扱った米岡（2019）でも指摘されているので，あわせて参照されたい。なお，民間企業ではこの種のデータですら一般向けには秘匿情報となることが多い。

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会計検査研究 No.65（2022.3）

次節以降では，地方自治体で働く職員の心理的契約や公正知覚にも少なからぬ影響を与えることが想定される，近年の公務員改革による処遇の変化について，詳しく考察を加えていく。

2.2 近年における公務員改革
第 1 節の冒頭でも述べたように，近年のわが国では厳しい財政事情のもとで官民格差の是正が問題となり，地方公務員の給与は抑制されてきた。
図 1 は，47 都道府県におけるラスパイレス指数（一般行政職の給与水準の高低を相対的に測る指標）の平均値の時系列推移を表したグラフである5)。この図からも明らかなように，都道府県のラスパイレス指数は 2003 年度までは平均値で 100 を超えていたが，2004 年度以降は 100 以下の状況が続いている。このような現象が観察されるのは，総務省から地方自治体に対する指導・助言が行われてきたことによる影響が大きい6)。また，2001 年に「聖域なき構造改革」を掲げて成立した小泉政権期には，様々な公務員改革が行われている。例えば，2005 年に人事院勧告を受けて「公務員の給与改定に関する取扱いについて」を閣議決定している。地方自治体に対しては，定員の削減，国家公務員や民間の給与水準を上回る場合の給与水準の適正化，さらに地域の民間給与の状況を適切に反映することなどが決められている。
図 1 都道府県におけるラスパイレス指数の推移
120
115
110
ラ
ス 105
パ
イ
レ 100
ス
指 95
数
90
85

年度

80

1
9
7
3

1
9
7
8

1
9
8
3

1
9
8
8

1
9
9
3

1
9
9
8

2
0
0
3

2
0
0
8

2
0
1
3

2
0
1
8

注）以下の資料をもとに，図は筆者作成
出所）総務省『地方公務員給与実態調査』

5）

ラスパイレス指数とは，国家公務員（行政職俸給表（一）適用）の学歴別，経験年数別の職員数を基にして，各地方自治体における行政職の俸給表に当てはめて算定され，毎年公表されるものである（米岡, 2020b）。国家公務員の場合，人事院が従業員規模 50 人以上の民間企業に対して職種別の民間給与実態調査を行い，この調査結果から官民較差を算定して給与勧告が行われている。この調査では，全国における対象
企業をランダムに抽出した上で実施されている。このため，国家公務員の給与水準は全国の従業員規模 50 人以上の民間企業の平均賃金と均衡した水準と解することができる。また，地方公務員法上，国家公務員の給与よりも地方公務員の給与を高くしないことが「国公準拠の原則」により求められており，ある団体のラスパイレス指数の値が 100 であれば，その団体における職員給与は国家公務員の給与と同じ水準にあるものと解される。ラスパイレス指数の値が 100 を超えた場合には，国家公務員の給与よりも高いということを意味するだけでなく，間接的にその算定根拠となる全国の民間企業の平均賃金水準よりも高い状態にあることを同時に意味する。なお，ラスパイレス指数の定義については、米岡（2019, 2020b）や米岡・石田（2020）などでも説明されているので，あわせて参照されたい。
6）
2000 年以降，総務省から地方自治体に対しては助言（技術的助言）が行われるようになった。

－ 14 －

地方自治体における不祥事に関する実証分析

2000 年代に入ってからは，職員年齢構成のボリュームゾーンとなる団塊の世代が高年齢化するにつれ，
多くの地方自治体で総人件費が増大し，中には東京都や大阪府などのように財政危機に陥る団体が出てきた（喜多見，2010；米岡，2019）。このような総人件費の増大の要因の一つとなっているのが，給与制度における年功主義的な運用である（米岡，2019）。経営学分野の先行研究によれば，年功主義的な運用を行っている場合には，全職員に占める上位等級者の比率の上昇により総人件費の増大を招くのみならず，それ以外の年齢層の昇格スピードの鈍化やモチベーションの停滞を引き起こすことが指摘されている（平野・江夏，2018）。
2000 年代の後半には，公務員の給与構造の抜本的な見直しが検討され，様々な改革が実施されている。
各地域の民間賃金の反映，年功的な給与上昇の抑制と職務・職責に応じた給与構造への転換などである7)。
ただし，こうした変革は必ずしも正の側面を持つだけとは限らない。
第 2.1 節で述べたような職員が抱く公正・不公正に関する知覚とは，個々の経験の中で培われるものであると同時に主観的なものでもある。そのため，たとえ給与改革が実施主体である組織の側にとってみれば公正なものであったとしても，職員の側からは自身がこれまで受けてきた適切な処遇を，組織が一方的に違背してきたものとも捉えられかねない。先行研究の議論によれば，公正な人材マネジメントが組織への信頼感やモチベーションを高め，法令順守や成果志向の行動をもたらすなど職員の様々な反応を引き出すとされる一方で，不公正感が高まる場合には，離職，欠勤，怠慢などの非生産的な態度や行動を蔓延させる要因ともなり得ることが指摘されている（Conlon, Meyer, et al., 2005；関口・林，2003，2009；田中，2008 など）。
また，2010 年代に入ってからは，公務員の退職金水準の妥当性についても議論が行われている。人事院
が民間企業の退職金と企業年金の水準を調査して官民較差を算定したところ，国家公務員の退職金と共済年金の上乗せ分を合わせた退職給付が民間よりも約 400 万円高いことが判明したため，政府は 2013 年 1 月
から 2014 年 7 月にかけて三段階で国家公務員の退職金を約 15％引き下げることを決定した。地方公務員法の趣旨に基づくと，こうした国の動きに伴って各地方自治体でも退職金を減額する必要性が生じてくる。
退職金の引き下げによる影響に関しては，労働者の不正行為や怠業の抑止という観点をより強調した理論
モデルとして，Lazear（1979）の「後払い賃金」モデルと呼ばれるものがある。そのアイデアの先駆となっ
た Becker and Stigler（1974）
では，
司法警察員が賄賂を受領するのを防ぐために，
雇用開始時に保証金（bond）
を雇用主に預け，不正行為が無く雇用期間を満了できれば利子付きでそれが返還され，不正行為があれば没収の上で解雇される，という雇用契約の有効性を提示している。これらの理論モデルを踏まえると，退職金の減額が公務員の不正行動の発生に影響を与えることが考えられる。
以上，種々の公務員改革が実施されたことにより，地方公務員に対する人事・給与政策は年を追うごとに厳しさを増してきた。しかし，このような一連の公務員改革は，世間一般からみれば確かに妥当なものであったのかもしれないが，実際に地方自治体で働く多くの職員にとってみれば，入職時の就業条件とは異なる形となり，心理的な側面からそのすべてが納得できるものであるとは言い切れないであろう。結果
として，公務員改革による処遇の低下が生じる際に，地方自治体における不祥事の発生に影響を与える可能性が考えられる。
7）

こうした動きの背景には，以下のことがある。地方公務員の人事評価制度については，2004 年 12 月 24 日付けの閣議決定により，より客観的な評価制度の導入を通じた能力・実力重視の人事制度の確立が「今後の行政改革の方針」として決定されている。2005 年 3 月 29 日付けの総務省通知では，各地方自治体に対して，公正かつ客観的な人事評価システムの構築へ向けて積極的に取り組むべきことが，また 2005 年 9月 28 日付けの総務省通知では，昇給・勤勉手当の成績率などの決定においても国と同様に勤務成績を反映すべきことが，それぞれ求められた。そして，最終的には 2016 年の地方公務員法の改正によって，地方公務員に成果主義的な人事評価制度が導入されるに至っている。

－ 15 －

会計検査研究 No.65（2022.3）

2.3 職員の高年齢化と昇進可能性の低下
本節では，都道府県における職員年齢構成の変化と処遇の状況について考察を加えていく。
図 2 は，1988 年から 2018 年にかけての 47 都道府県における職員年齢構成の変化を示したものである
8)。1988 年においては，職員年齢構成は 20 歳・30 歳代が最も多かったが，これは 1970 年代における行政需要の増大に伴う職員の大量採用による結果である（山崎，1998；米岡，2019 など）。そして，30 年ほど経った 2000 年代から徐々に職員の高齢化が進み，2008 年から 2013 年において 50 歳代が最も多くなっている。当然のことながら，組織における昇進ポストはより高い職位になるほど徐々に少なくなっていくピ
ラミッド型の構造であるため，職員年齢構成が高年齢層に偏ると，管理職適齢期にある職員を管理職ポストに昇進させることが困難になってくる。一つの事実として，都道府県における職員年齢構成が高年齢層に偏り出したのが 2008 年から 2013 年におけるいずれかの時点であったことは，重要な点といえる。
図 2 都道府県における職員年齢構成の変化
300,000

（人）

1988年

1998年
250,000

2003年
2008年
2013年

200,000

2018年
150,000

100,000

50,000
（歳）
0

2
0
未
満

2
0
～
2
3

2
4
～
2
7

2
8
～
3
1

3
2
～
3
5

3
6
～
3
9

4
0
～
4
3

4
4
～
4
7

4
8
～
5
1

5
2
～
5
5

5
6
～
5
9

注）以下の資料をもとに，図は筆者作成
出所）総務省『地方公務員給与実態調査』

表 1 は 47 都道府県の管理職適齢期にある職員（一般行政職）に対する処遇の状況をまとめたものである9)。2003 年から 2018 年を通じて，管理職の平均年齢が 55 歳前後，平均勤続年数が 32 年程度となってい8）図における職員の年齢構成の変化のデータは，全職種のものを用いている。
本稿における管理職とは，内閣府「地方公共団体における男女共同参画社会の形成又は女性に関する施策の推進状況」における管理職の定義と同じであり，本庁の課長相当職以上の職員を意味する。表に示した項目に関して，当該資料を出所としているものは 2003 年以降しかデータを得ることができない。また，総務省『地方公務員給与実態調査』を出所としているデータについては，5 年に一度の基幹（指定）統計
調査であり，かつ全職種に関するデータを得ることができないため，ここでは一般行政職に関するものを例示的に示している。
9）－ 16 －

地方自治体における不祥事に関する実証分析

表 1 都道府県の管理職適齢期にある職員に対する処遇

2003年

2008年

2013年

2018年

出所

管理職の平均年齢 (歳)

54.6

54.7

54.5

55.0

①

管理職の平均経験年数 (年)

32.8

32.6

32.2

32.7

①

管理職の平均給料 (円)

477,935

447,815

428,982

429,061①

経験年数30年以上職員の平均給料 (管理職を除く) (円)

462,478

443,959

422,112408,245①

管理職手当（円）

8,399

7,885

7,815

8,416

①

時間外勤務手当（全職員平均）（円）28,56827,85432,07031,644①

50歳代職員に占める非管理職比率 (％)

90.9

92.5

92.6

91.5 ①②

経験年数30年以上職員に占める非管理職比率（％）

88.7

90.4

90.7

89.6 ①②注）以下の資料をもとに，表は筆者作成
出所）①総務省『地方公務員給与実態調査』②内閣府「地方公共団体における男女共同参画社会の形成又は女性に関する施策の推進状況」<http://www.gender.go.jp/research/kenkyu/suishinjokyo/suishin-index.html> 2021年5月3日参照

る。近年では地方自治体の人事管理上，管理職に初めて登用されるのは 50 歳を超えた頃からとなるのはご
く一般的なことである。また，新卒者の採用年齢をあわせて踏まえると，採用後に勤続年数が 30 年を超えるのは，概ね 50 歳を超えてからと考えられるが，これらのデータの限りでは，新卒採用者が 30 年程の勤続年数を経て管理職に登用されているのではないかと推察される。
50 歳代職員に占める非管理職比率については，2013 年時点で 92.6％と最も高くなっている。経験年数
30 年以上職員に占める非管理職比率についても，2013 年時点で 90.7％と最も高くなっている。わが国の地方自治体では，従前より増加傾向にあった高年齢層の職員に対する処遇として，スタッフ職の管理職を増加させるという人事管理がしばしばみられたが，2014 年の地方公務員法の改正を受け，各地方自治体では給与条例により等級別基準職務表を定め，等級別に職名ごとの職員数を公表することが義務付けられた。
これにより管理職ポストが安易に増やせず，管理職登用が限定的になった。ただし，管理職への登用がより狭き門となったことで，50 歳代職員に占める非管理職比率が高まった一因とは考えられるものの，先の図 2 で示したように 50 歳代の職員がそもそも職員数の多い年代であったということを踏まえると，その母数が大きくなったことの方が非管理職比率の推移に大きく影響しているのではないかと推察される。以上，民間企業のように子会社への出向や整理解雇などの慣行も無い地方自治体においては，管理職適齢期にある非管理職の方がむしろ多数を占めているというのが実情となってくる。
一方で，給与上の処遇についてみると，2003 年から 2018 年まで管理職と経験年数 30 年以上職員（管理職を除く）の平均給料にはほとんど差がみられないが，いずれも低下傾向にあることがわかる。地方自治体において管理職適齢期にある職員の間で，管理職と非管理職に給与上の処遇にほとんど差が見られないという現象をどのように理解すればよいであろうか。人的資源管理論で言われる「遅い昇進」に関しては，
民間企業を分析対象とした実証研究（小池・猪木編，2002 など）で指摘されているところであるが，地方
自治体の昇進人事管理に関しては，行政学分野で稲継（1996）が詳細な検討を行っている。事例分析ではあるものの，この研究の主要な貢献は，民間企業と公務部門である地方自治体の昇進人事管理に関して，－ 17 －

会計検査研究 No.65（2022.3）

実際の人事データを用いた上で比較検討を行い，「遅い昇進」が地方自治体の昇進人事管理においてもほぼ同様に観察されることを明らかにした点にある。
稲継（1996）では，地方自治体における「遅い昇進」がもたらす効果として，すべての職員の組織に対する強い忠誠心やコミットメントを引き出すこと，並びに様々な職務分野を抱える公務労働全体の円滑な運営に資するものであると指摘されている。つまり，管理職適齢期になるまでは，同年齢，同学歴である
同期入庁者の人事・給与上の処遇について極力平等性に配慮しつつ，すべての職員のモチベーションを高めることで，公務労働全体の運営に支障をきたすことのないようにする。これに加えて，本人の意に反して解雇が原則として行われないという公務員の身分上の保障が，職員のモチベーションを維持する上で一定の効果を有していたものと捉えられる。
しかし，このようなモチベーションの維持施策は，人事管理上，潜在的な問題を抱えているともいえる。
職位上の差が付き始めるのは給与・役職上の平等期間が長く続いた後であり，管理職ポストはかなり狭き門となる。昇進期待を満たされなかった管理職適齢期にある職員の多くは，実際に昇進できなかったことに加え，年齢構成の偏りに伴い，結果として職員の能力や頑張りを軽視することになる当局の人事管理に不満を抱き得るであろう。また，そうした不満が組織全体の中で，他の職員のモチベーションにも少なからぬ影響を与えることも考えられる。その場合の不満は，管理職への昇進の有無自体が給与水準の高低とそれほど連動しているわけではないことから金銭的なものではなく，特に組織や業務に関わるところで，勤務不良などの金銭的な利得を目的としない行為として発現しやすいという可能性が考えられる10)。

2.4 地方自治体における不祥事の実態（岩手県の事例に基づいて）
第 2.1 節でも述べたように，組織における不祥事を実証研究の対象とする場合，そのデータにアクセスすることさえ一般的に難しい。しかし，わが国では情報公開が諸外国と比較してかなり進んでいることもあり，民間企業を分析対象とした場合に通常は秘匿データとされるようなものであっても公表されていることがある。
地方公務員の懲戒処分事案については，不正を犯した者の年齢などの属性情報と事案の概要について地域住民に対し一般的に公表されている。その趣旨として，国民や地域住民の税金拠出により組織運営が行われる地方自治体において発生した不祥事は，広くその税を負担している者に対して情報が提供されるべきであり，またそのような情報の公開が地域住民の利益に資するとの考え方に基づいているといえる。中でも，岩手県では 2006 年度から職員に対するすべての懲戒処分事案についての公表が行われており，組織における不祥事の全体像が把握可能なデータとしてかなり貴重なものである11)。以下では，このデータをもとに地方自治体における不祥事の実態について考察を加えたい。

10）

一方で，行政学の分野では大部屋主義をとる日本の公務職場において仕事ぶりや人柄を縦横に評価し合うことができ，人事評価に関しては漠然とした総合的な相場が形成されるとの指摘がある（礒崎・金井 他，2020；稲継，1996；大森，2006；圓生，2019 など）。この場合，
管理職登用が実際になされなかった適齢期にある職員が必ずしも不満を抱くとは限らないという可能性も考えられる。ただし，管理職への登用が早くから望めない職員であったとしても，果たして公務員として入職する前からそのことを前提として公務員を希望していたのか，あるいは「心理的契約」が雇用者と労働者との間でいつの時点で結ばれ，労働者にとってそれがいつまで前提とされるのか，といった論点も少なからず存在すると考えられるが，行政学分野でこうした点が指摘されることは少ないようである。また，関連する学術分野の動向を踏まえると，この種の議論の妥当性については既存の実証研究では定かでなく，不正行為についてはアンケート調査などにより真の意図を引き出しにくいとの前提も考慮すると，外形的に観察された各種データにより検討を進めることには，一定の意義を見出せるのではないかと考える。
11）
地方自治体における不祥事に関しては，総務省が「地方公務員の分限処分者数，懲戒処分者数，刑事処分者数等に関する調」により悉皆調査を行っているが，不祥事を犯した職員の人数について把握可能なものの，年齢属性などについてまでは調査されていない。なお，ここで用いるデータは，以下の岩手県総務部人事課 HP「職員の懲戒処分の公表：過去の懲戒処分の内容」を参照している。
<https://www.pref.iwate.jp/kensei/jinji/kyuuyo/jinji/1011022.html> 2021 年 5 月 3 日参照。

－ 18 －

地方自治体における不祥事に関する実証分析

表 2 では，岩手県において 2006 年度から 2018 年度までに発生した不祥事の発生件数と職員あたりの発生率について，金銭目的であるか否か，及び不祥事を犯した職員の年齢で区分してクロス集計を行っている。ただし，非正規・再任用職員による不祥事や交通事故など偶発的な不祥事については除外している。
不祥事件数の合計値をみると，金銭的な利得を目的とした不祥事よりも金銭的な利得を目的としない不祥事の方が多く，職員あたりの発生率でみた場合でも同様の傾向にあることがわかる。
ここで，金銭的な利得を目的とした不祥事とは，公金や私費を費消したり，給与・手当の不正受給などの不正行為となる。表からは，金銭的な利得を目的とした不祥事は 50 歳代以外の年齢層の職員によって引き起こされていることがわかる。件数は少ないものの，岩手県では公金費消が 2009 年度（不正行為者の属性：25 歳・男性），私費会計の費消が 2006 年度（同：24 歳・男性），2013 年度（同：34 歳・男性），2020
年度（同：42 歳・男性），給与等の不正取得が 2011 年度（同：41 歳・男性），利害関係者に対する金銭借用行為が 2006 年度（同：31 歳・男性）に，それぞれ発生している。
一方で，金銭的な利得を目的としない不祥事とは，金銭の利得を目的としたもの以外で職務に関連した不祥事となる。具体的には，職務命令違反，職務専念義務違反，勤務態度不良など職務上の義務に違反した行為である。この表から若年層の職員が引き起こすことは少ないものの，高年齢層になるにつれてより多くなり，特に 50 歳代の職員による不祥事が最も多い傾向にあることが見受けられる。岩手県についての一事例ではあるものの，不祥事の目的の違いにより犯した職員の年齢属性には傾向の違いがあるといえる。
ここで，本研究で特に着目するのは，なぜこのような傾向の違いが生じるかである。
一般的に，労働者が金銭的な報酬について不足していると知覚した際，個々の合理的な行動を前提とするならば，利得計算に基づきその不足分を埋め合わせるよう金銭の利得を目的とした不正行為が行われやすくなるであろう。その一方で，第 2.1 節であげた人的資源管理に関する先行研究の議論を踏まえると，
不祥事とみなされる行動のすべてが，必ずしもそうした合理的な利得計算のみによって生じるわけではな
いということも十分に考えられる。
場合によっては利得計算を無にするような強い感情的な衝動・動機が，特に勤務不良などの金銭的な利得を目的としない不祥事発生の背景に存在しており，結果として職員の年
齢属性に関して，表 2 で見出されるような傾向の違いを生じさせているのかもしれない。
表 2 不祥事の発生状況（岩手県の事例，2006 年度から 2018 年度）

金銭的な利得を金銭的な利得を目的とした不祥事 目的としない不祥事
20歳代
30歳代
40歳代
50歳代
計

2
2
2
0
6

1
12
13
19
45

計
3
14
15
19
51

職員数あたりの発生率 職員数あたりの発生率（金銭的な利得を（金銭的な利得を目的とした不祥事） 目的としない不祥事）
0.027
0.013
0.013
0.076
0.010
0.067
0.000
0.109
0.010
0.075

注）以下の資料をもとに，表は筆者作成
出所）①岩手県総務部人事課HP「職員の懲戒処分の公表：過去の懲戒処分の内容」<https://www.pref.iwate.jp/kensei/jinji/kyuuyo/jinji/1011022.html> 2021年5月3日参照②総務省『地方公務員給与実態調査』－ 19 －

計
0.040
0.089
0.078
0.109
0.085

会計検査研究 No.65（2022.3）

3. 実証分析
3.1 仮説設定
前節までの検討で，地方公務員を取り巻く給与政策が従前よりも厳しい環境となってきたこと，並びに管理職適齢期の職員に対する昇進機会の提供が減少していることを示した。繰り返しになるが，一連の人
事行政上の措置は，職員による二種類の不満を引き起こし得る。第一が，管理職に登用されなかった職員の昇進に関する処遇への不満である。そして第二に，幅広い職員の金銭上の処遇に対する不満である。
それぞれの詳細なモデルに関する仮説の検証に先んじて，既存の実証研究（石田・嘗銘，2017；米岡，
2020a；米岡・石田，2020 など）により議論されてきたわが国の地方公務員による不祥事と給与水準との関係性について，予備的考察を行う必要がある。この予備的考察により，不祥事の種別を問わず給与水準との間に先行研究で指摘されるような負の関係性が見出されるのであれば，実証分析上そのことを考慮した上で，さらに管理職に登用されなかった職員の昇進に関する処遇への不満，あるいは退職金の多寡がもたらす不祥事への影響を明らかにすることができる12)。
まず，給与政策の転換によりラスパイレス指数が低下し，国家公務員もしくは間接的に全国の民間企業の従業員よりも地方公務員の給与水準の方が相対的に低くなるような状況を想定する。この場合，金銭的要因に基づく職員の不公正感が組織の中で金銭的な利得を求める不正行為によって解消されると考えるな
らば，金銭的な利得を目的とした不祥事は増加することになるであろう。あるいは，相対的に低くなった
給与水準に見合う労働を提供するという観点から考えると，給与水準の低下は勤務不良などの金銭的な利得を目的としない不祥事を引き起こすことも考えられる。そこから，次の仮説が導出できる。
仮説 1：金銭的な利得を目的とした不祥事と金銭的な利得を目的としない不祥事のいずれについても，
地方公務員の給与水準が相対的に低くなる状況下でより多く発生する。
次に，前節までの検討から，地方自治体の職員は年功序列型で安定した給与上の処遇には比較的満足しやすい環境下にあると考えられる。一方で，それほど多くない管理職ポストが行政改革の流れの中で，さらに少なくなり昇進機会が限られるような状況下では，管理職適齢期にあるにも関わらず登用されない非管理職が多くなり，その不満は職場や組織全体の士気にも少なからぬ影響を与えるであろう。特に，地方自治体のような職種では自身の職務に関して他の職員と類似した業務を遂行する中で，同期で同学歴区分であれば通常同じように昇進していく。しかし，実際には管理職ポストには限りがあるのも事実であり，管理職適齢期に近づくほど個々の昇進期待を満たすことがより困難となる。もしくは，入庁時に同年代の同僚が多いことは認識できていたとしても，その後の景気動向により不景気となれば公務員人気が高まる
ことで同年齢の者がさらに追加的に採用される場合もある。
それらは採用人事政策による結果であり，個々
人にとっては与件でしかない。経年変化により，同じような業務を遂行してきた中でごく少数の者だけが管理職になれる状況下では，部下となる同年代の非管理職は管理職に対して不服従や非協力の態度を取りやすいであろう。こうした行動の背景にあると考えるのが，個々の職員の抱く心理的契約への違背や公正12）

こうした予備的考察を行わずに，実証分析上，管理職に登用されなかった職員の昇進に関する処遇への不満，あるいは退職金の多寡がもたらす影響を明らかにすることができたとしても，それは給与水準の多寡を分析モデルにおいて考慮していないことに影響を受けているという可能性を排除することはできない。そのため，実証分析全体の枠組みの中で考えた場合に，先行研究の議論に基づいた予備的考察を先んじて行うことは，重要な点となる。

－ 20 －

地方自治体における不祥事に関する実証分析感の欠如である。
この場合，自身が服すべきと予め定められている職務命令や職務専念義務に従事しない，
勤務態度不良となり管理職の指示に従わない，といった金銭的な利得を目的としない行動を取ることが考えられる。そこから，次の仮説が導出できる。
仮説 2：金銭的な利得を目的としない不祥事は，全職員に占める管理職比率が低くなる状況下でより多く発生する。
仮説 3：金銭的な利得を目的としない不祥事は，管理職適齢期にある 50 歳代職員に占める非管理職比率が高くなる状況下でより多く発生する。
最後に，退職金に関する検討を行う。既存の実証研究では，わが国の地方公務員による汚職・不祥事の発生要因に関して，退職金についてはほとんど検討されてこなかった。しかし，第 2.2 節で示した先行研
究（Becker and Stigler, 1974；Lazear, 1979 など）の理論モデルを踏まえるならば，退職金の多寡が不祥事の発生に影響を及ぼすことは十分に考えられる。この場合，金銭的な利得を目的とした不祥事と勤務不良などの金銭的な利得を目的としない不祥事のいずれに対しても，負の影響を与える可能性が考えられる。退職金が毎月受け取る給与と同じ金銭であるという側面を強調するならば，退職金の多寡が金銭的な利得を目的とした不祥事の発生に影響を与えるであろう。あるいは，定年に近づくほどより多く受け取ることのできる退職金に対して反応しやすいのは若年層の職員というよりも，その受け取りがより近い高年齢層の職員であることも考えられる。この場合，仮説 2 や仮説 3 のようなメカニズムが仮に存在するとして，組織において昇進可能性が低くなる状況下で金銭的な利得を目的としない不祥事が増加する際に，退職金の存在がその発生を緩和させる方向に作用することを想定できる。以上より，次の仮説が導出できる。
仮説 4：金銭的な利得を目的とした不祥事と金銭的な利得を目的としない不祥事のいずれについても，
退職金の水準を高く維持することでその増加が緩和される。

3.2 データと推定法
以下，仮説検証のための実証分析を行う。分析対象となるのは，筆者らが総務省に対する情報公開請求により入手した 2006 年度から 2013 年度までの 47 都道府県における不祥事に関するデータとなる。地方
自治体の中でも特に都道府県に着目するのは，既述のとおり職員年齢構成に関する詳細なデータが市町村よりも得られやすいことによる。ここで，本稿の分析における不祥事の定義としては，特別職を除いた一般職の地方公務員に対する懲戒処分事案を指す。金銭的な利得を目的とした不祥事とは，収賄・横領や諸給与の不正取得など金銭的な利得を得たことによる懲戒処分件数の合計値と定義する。金銭的な利得を目的としない不祥事とは，職務に関連した一般服務違反に分類される懲戒処分の中で，職務命令違反，職務専念義務違反，勤務態度不良などによる各処分件数の合計値と定義する13)。
データの記述統計は，表 3 のとおりとなる。この表において特に注目されるのは，被説明変数となる金銭的な利得を目的とした不祥事件数，金銭的な利得を目的としない不祥事件数の各値である。金銭的な利得を目的とした不祥事の平均値は 1.112 件，金銭的な利得を目的としない不祥事の平均値は 3.561 件それ
13）

職務命令違反と職務専念義務違反による各処分件数に関して，筆者らが総務省に対して情報公開請求した「地方公務員の分限処分者数，
懲戒処分者数，刑事処分者数等に関する調」では，2014 年度から調査項目の見直しによりデータが存在していない。そのため，本稿では分析
対象期間を 2013 年度までとしている。

－ 21 －

会計検査研究 No.65（2022.3）

表 3 データの記述統計
変数名
1 金銭的な利得を目的とした不祥事件数 (件)2 金銭的な利得を目的としない不祥事件数 (件)
3 ラスパイレス指数 (ポイント)
4 職員の平均年齢 (歳)5 職員一人あたりの歳出総額 (対数)6 経常収支比率 (％)
7 実質公債費比率 (％)
8 人口密度 (対数)9 住民一人あたりの県内総生産額 (対数)10 失業率 (％)
11 60歳定年退職金（対数）12 全職員に占める管理職比率 (％)
13 50歳代職員に占める非管理職比率 (％)
14 全職員数 (対数)

標本数

平均値

標準偏差

最小値

最大値

376
376
376
376
376
376
376
376
376
376
376
376
376
376

1.112
3.561
99.11843.36817.23794.09314.5045.798
15.0754.135
17.0892.874
90.54910.1872.271
11.475
2.662
0.757
0.162
3.118
3.099
0.990
0.178
0.940
0.036
0.997
3.485
0.594

0.000
0.000
90.50041.10016.87680.2000.600
4.239
14.7042.200
16.9620.876
79.7659.353

22.000①
101.000①
104.400②
44.900③
18.194 ③④⑤
103.500④
24.100④8.713④
15.885 ④⑤7.600⑥
17.160②
5.646 ③⑦97.609 ③⑦
12.060③

出所注）データについて，①から⑦の資料名は以下のとおりとなる。
出所） ① 総務省「地方公務員の分限処分者数、懲戒処分者数、刑事処分者数等に関する調」② 総務省HP「給与・定員等の調査結果等」<https://www.soumu.go.jp/main_sosiki/jichi_gyousei/c-gyousei/teiin-kyuuyo02.html> 2021年5月1日参照③ 総務省『地方公務員給与実態調査』④ 総務省『統計でみる都道府県のすがた』⑤ 内閣府『県民経済計算』<https://www.esri.cao.go.jp/jp/sna/data/data_list/kenmin/files/contents/main_h28.html> 2021年5月3日参照⑥ 厚生労働省『労働統計年報』⑦ 内閣府「地方公共団体における男女共同参画社会の形成又は女性に関する施策の推進状況」<http://www.gender.go.jp/research/kenkyu/suishinjokyo/suishin-index.html> 2021年5月3日参照

ぞれ発生している。いずれも最小値は 0 であるが，最大値は金銭的な利得を目的とした不祥事件数では 22
件，金銭的な利得を目的としない不祥事件数では 101 件発生している。金銭的な利得を目的としない不祥事件数の方が，より多く発生していることがわかる。
これに加えて，説明変数としてラスパイレス指数を採用する14)。ただし，2012 年度と 2013 年度には東
日本震災に伴いラスパイレス指数の算定基準となる国家公務員の給与減額が行われている。この影響を除外するため，本稿で用いるラスパイレス指数は，米岡・石田（2020）の分析と同様に総務省が公表している「仮に国家公務員の給与減額が行われなかった場合におけるラスパイレス指数（参考値）」を用いる。また，全職員に占める管理職比率，50 歳代職員に占める非管理職比率，60 歳定年退職金（対数）を説明変数として採用する15)。全職員に占める管理職比率は組織における管理職ポストの相対的な大小を，50 歳代職員に占める非管理職比率は組織における昇進の目詰まり感を表す代理変数として捉えている。
本稿の実証分析では，まずわが国の地方自治体のデータを用いた先行研究（石田・嘗銘，2017；米岡，
2020a；米岡・石田，2020 など）と同様にラスパイレス指数を投入した回帰モデルを推定し，次にこれら先行研究で検討されていない人事管理上の処遇に関する変数群と退職金を同時に追加投入した回帰モデルを
14)

石田・嘗銘（2017）や米岡・石田（2020）では，給与水準についてはラスパイレス指数を用いて汚職や懲戒処分の実証分析を行っており，
本稿でもこれらの先行研究と同様に変数投入を行う。
15）
地方公務員の退職金の算定にあたっては，各地方自治体で条例が制定された上で，退職金額＝（ア）退職時の給与水準×（イ）在職期間に応じた月数×（ウ）退職事由による調整率という算定式により計算されることになる。
（ア）では各地方自治体でラスパイレス指数による水準の適正化が行われている。そのため，退職金の実額にはラスパイレス指数に相当する要素がすでに含まれており，国家公務員と地方公務員との間の比較が織り込まれたものとなる。
また，退職金そのものについては，ラスパイレス指数に相当するような指数化は行われておらず，公表値自体が存在していない。以上のこと
から，60 歳定年退職金（対数）を用いることには，一定の妥当性があると考えられる。

－ 22 －

地方自治体における不祥事に関する実証分析

推定した上で，分析結果を比較する。さらに，この比較を不祥事が金銭目的であるか否かで区分けした上で検討を進めていく。
コントロール変数としては，次のものを回帰モデルに投入する16)。分析モデルにおいて各地方自治体における固有の要因をコントロールするために職員の平均年齢を，地方自治体の財政的要因をコントロール
するために職員一人あたりの歳出総額（対数），経常収支比率，実質公債費比率を，各地域の社会・経済的な要因をコントロールするために人口密度（対数），住民一人あたりの県内総生産額（対数），失業率をそれぞれ投入する17)。これらのコントロール変数を用いる理由は，以下のとおりとなる。
不祥事の発生は金銭の利得を目的とするか否かを問わず，それを犯す職員の資質や人材としての質の高低が，やはり大きな要因の一つになるであろう。各地域で比較的優秀な人材が採用され，地方自治体の職員がそれによって構成されるのであれば，不祥事の発生は一般的に抑制されることが予想される。優秀な人材が地方自治体で働くことに誘因される要因の一つとして，民間と比較した場合の地方公務員の給与水準の高さがあげられるが，各地方自治体における給与水準の決定にあたっては，各地域における社会・経済的な諸要因，あるいは地方自治体の財政状況などの要因も影響をもたらすことになる18)。以上のことを踏まえて，本稿の実証分析では，不祥事の発生と給与水準の両方に影響をもたらすコントロール変数として職員一人あたりの歳出総額（対数），経常収支比率，実質公債費比率を，各地域の社会・経済的な要因をコントロールする変数として人口密度（対数），住民一人あたりの県内総生産額（対数），失業率をそれぞれ用いる。
なお，各年度に共通するショックを捉えるために各年度ダミーを投入する。被説明変数はすべて非負の整数値をとるカウントデータであることから，オフセット項として全職員数（対数）を用いる。
各変数間の相関係数は，表 4 のとおりとなる。全職員に占める管理職比率と 50 歳代職員に占める非管理職比率の相関が－0.945 と最も高いが，これらを同時に回帰モデルに投入することはない。その他，各変数間の相関係数は，概ね多重共線性を懸念すべき程の水準には達していないと判断できる。
推定にあたり事前に VIF の値を計算したところ最大でも 3.09 となり，いずれの回帰モデルにおいても基準となる 10 を下回っていることが確認された。さらに，記述統計から被説明変数について分散（標準偏差の二乗）の値が平均値よりも高いこと，Greene（1994）や Hilbe（2007）などで提案される Vuong 検定及びLR 検定を行ったところ，被説明変数においてゼロの値が無視できないほど多数あると判断されたことか
ら，ゼロ過剰負の二項回帰モデル（zero inflated negative binomial regression model）を用いて推定を行う19)。
推定にあたっては，ロバスト標準誤差（robust standard error）を用いる。
16）

コントロール変数の投入については，基本的にこれまでの先行研究（石田・嘗銘，2017；米岡，2020a；米岡・石田，2020）を参考としている。
17）
職員一人あたりの歳出総額と住民一人あたりの県内総生産額については，県内総生産デフレーターで実質化した後に対数変換したものを用いる。なお，これら変数の作成については，別所（2010）を参考にしている。
18）
地方自治体で働くことに対して優秀な人材が誘因される要因の一つに，民間と比較した場合の地方公務員の給与水準の高低があることを指摘している実証研究として，川崎・長嶋（2007）をあげることができる。また，各地域における社会・経済的な諸要因，地方自治体の財政状況などの要因が各地方自治体における給与水準の決定に影響を与えることを考慮した実証研究としては，石田（2015），山本・林（2016），
米岡（2017）などをあげることができる。
19）
被説明変数について，ゼロが過剰なデータを扱う際の分析方法としては，ハードル・モデル（hurdle model）とゼロ過剰モデル（zeroinflated model）の二種類が主にある。ハードル・モデルでは，1 段階目のステップとしてベルヌーイ分布による選別を行い，一定の確率で被説
明変数の値が 0 になる。そして，値が 0 にならなかった場合にのみ 2 段階目へ進むことになる。ハードルをクリアしなければ次のステップに進むことはない。一方で，ゼロ過剰モデルでは，第 1 のステップで離散分布からのサンプリングを行う。第 2 のステップではベルヌーイ分布
による選別を行い，一定の割合で値が 0 になる。ハードル・モデルと異なるのは，すべてのデータが両方のステップを通過することになる。
結果として，0 の値をとるサンプルの中にはベルヌーイ分布により選別されたものと，離散分布からたまたま選択された 0 の値が混在することになる。以上のことを踏まえた上で，本稿における実証分析では，不祥事件数を分析対象としており，例えば，収賄を行うという行為を試みる職員とそもそも試みない職員が存在することになる。しかし，収賄を行う職員でも必ずしも収賄を行うことに成功するとは限らないことから，収賄件数が 0 の値をとる地方自治体においては，そもそも収賄を行わない職員と収賄を試みたが収賄できなかった職員が混在することになる。このような場合には，ゼロ過剰モデルに従うものと考えるのが自然である。なお，本文中でも説明したように，ゼロ過剰ポアソン回帰モデルとゼロ過剰負の二項回帰モデルの選択に関しては，被説明変数の平均値よりも分散の値が大きい場合，ゼロ過剰負の二項回帰を用いるべきとなる。以上のことから，ゼロ過剰負の二項回帰モデルを用いる。

－ 23 －

会計検査研究 No.65（2022.3）

表 4 相関係数

1
2
3
4
5
6
7
8
9 10 11 12 13 14
1 金銭的な利得を目的とした不祥事件数 1.000
2 金銭的な利得を目的としない不祥事件数 0.355 1.000
3 ラスパイレス指数-0.007 0.065 1.000
4 職員の平均年齢-0.285 -0.243 0.116 1.000
5 職員一人あたりの歳出総額 (対数)-0.032 0.143 -0.051 0.191 1.000
6 経常収支比率0.034 -0.204 0.019 -0.057 -0.178 1.000
7 実質公債費比率-0.091 -0.209 -0.483 0.135 0.204 0.158 1.000
8 人口密度 (対数)0.332 0.345 0.321 -0.232 -0.240 0.086 -0.452 1.000
9 住民一人あたりの県内総生産額 (対数) 0.280 0.519 0.236 -0.199 0.147 -0.102 -0.253 0.469 1.000
10 失業率0.057 0.111 -0.100 -0.085 0.108 0.054 0.027 0.162 -0.297 1.000
11 60歳定年退職金（対数）-0.113 -0.153 0.008 0.028 -0.087 0.124 0.066 -0.060 -0.078 0.148 1.000
12 全職員に占める管理職比率-0.269 -0.201 -0.141 0.246 0.198 -0.129 0.040 -0.467 0.014 -0.369 -0.045 1.000
13 50歳代職員に占める非管理職比率
0.224 0.188 0.195 -0.023 -0.125 0.098 -0.033 0.519 0.047 0.318 0.016 -0.945 1.000
14 全職員数 (対数)0.417 0.505 0.203 -0.369 -0.098 0.187 -0.176 0.717 0.460 0.253 0.028 -0.654 0.640 1.000
変数名注）表は，筆者作成

以上の分析枠組みにより，
仮説 1 から仮説 4 までの検証を通じて，
地方自治体における不祥事に関して，
金銭目的であるか否かに着目して，その発生要因を定量的に明らかにしていく。

3.3 推定結果
推定結果は，表 5 のとおりとなる。被説明変数は，ケース 1 からケース 4 では金銭的な利得を目的とした不祥事件数となり，ケース 5 からケース 8 では金銭的な利得を目的としない不祥事件数となる。ケース
1 とケース 5 をそれぞれベースとして，ケース 2 とケース 6 では 60 歳定年退職金（対数）を，ケース 3 とケース 7 では 60 歳定年退職金（対数）と全職員に占める管理職比率を，ケース 4 とケース 8 では 60 歳定
年退職金（対数）と 50 歳代職員に占める非管理職比率を説明変数として投入している点が，それぞれ異なる。
ケース 1 からケース 8 のいずれにおいても，ラスパイレス指数の推定係数の符号は負となり，5％水準
で有意となっている。この結果を解釈すると，金銭的な利得を目的とした不祥事と金銭的な利得を目的としない不祥事のいずれについても，地方公務員の給与水準が相対的に低くなる状況下でより多く発生している。このことから，仮説 1 は支持される。
その他の説明変数について，ケース 2 からケース 4 では 60 歳定年退職金（対数），全職員に占める管理職比率，50 歳代職員に占める非管理職比率のいずれについても，推定係数は有意な結果を得ていない。その一方で，ケース 6 では 60 歳定年退職金（対数）の推定係数の符号は負となり，1％水準で有意な結果を得ている。ケース 7 では，全職員に占める管理職比率の推定係数の符号は負となり，1％水準で有意な結果を得ている。それと同時に，60 歳定年退職金（対数）の推定係数の符号は負となり，1％水準で有意な結果を得ている。ケース 8 では，50 歳代職員に占める非管理職比率の推定係数の符号は正となり，1％水準で有意な結果を得ている。それと同時に，60 歳定年退職金（対数）の推定係数の符号は負となり，1％水準で有意な結果を得ている。これらの結果を解釈すると，勤務不良などの金銭的な利得を目的としない不祥事は，全職員に占める管理職比率が低くなる，もしくは管理職適齢期にある 50 歳代職員に占める非管理－ 24 －

地方自治体における不祥事に関する実証分析

表 5 推定結果
ケース1
ラスパイレス指数
職員の平均年齢
職員一人あたりの歳出総額 (対数)
経常収支比率
実質公債費比率
人口密度 (対数)
住民一人あたりの県内総生産額 (対数)失業率
60歳定年退職金（対数）
全職員に占める管理職比率
50歳代職員に占める非管理職比率
定数項
全職員数（対数）ln_alphaalpha
Log pseudolikelihood
Wald chi2
Prob > chi2
Likelihood-ratio test of alpa=0
Vuong test of zinb vs. standard negative
binomial
Zero-samples

係数
標準誤差-0.0780.026-0.054
0.107
0.211
0.484
-0.0120.025-0.0270.019-0.0610.090-0.5730.363-0.093
0.090

ケース2
p値
0.003 ***
0.612
0.664
0.623
0.146
0.501
0.114
0.304

100.180 56.417
0.076 *
1.000 (offset)-1.3860.430
0.001 ***
0.250
0.107
-324.965
72.1200.000
chibar2(01) = 47.43
Pr>=chibar2 = 0.0000
z = 21.67
Pr>z = 0.0000
195

376

376

ケース3

Likelihood-ratio test of alpa=0
Vuong test of zinb vs. standard negative
binomial
Zero-samples
Number of samples

p値
0.012 **
0.645
0.796
0.726
0.244
0.363
0.048 **
0.237
0.121

7.774 12.080
0.520
1.000 (offset)-1.3080.391
0.001 ***
0.270
0.106
-327.008
55.2400.000
chibar2(01) = 55.32
Pr>=chibar2 = 0.0000
z = 21.13
Pr>z = 0.0000
195

Number of samples

ラスパイレス指数
職員の平均年齢
職員一人あたりの歳出総額 (対数)
経常収支比率
実質公債費比率
人口密度 (対数)
住民一人あたりの県内総生産額 (対数)失業率
60歳定年退職金（対数）
全職員に占める管理職比率
50歳代職員に占める非管理職比率
定数項
全職員数（対数）ln_alphaalpha
Log pseudolikelihood
Wald chi2
Prob > chi2

係数
標準誤差-0.0680.027-0.050
0.109
0.129
0.498
-0.0090.027-0.0220.019-0.0760.083-0.7220.365-0.1040.088-5.278
3.407

係数
標準誤差
-0.0640.027-0.078
0.102
0.042
0.480
-0.0110.027-0.0100.017-0.0230.091-0.741
0.355-0.0640.084-4.709
3.299
0.118
0.075

ケース4
p値
0.018 **
0.446
0.930
0.697
0.576
0.797
0.037 **
0.442
0.153
0.114

92.223 55.133
0.094 *
1.000 (offset)-1.4000.444
0.002 ***
0.247
0.109
-324.384
82.3600.000
chibar2(01) = 46.40
Pr>=chibar2 = 0.0000
z = 21.45
Pr>z = 0.0000
195376

注 1）表において，*は 10％水準，**は 5％水準，***は 1％水準で有意であることをそれぞれ示す。
注 2）推定にあたっては，ロバスト標準誤差を用いている。
注 3）各年度ダミーの結果の記載については省略している。

－ 25 －

係数
標準誤差-0.0650.027-0.042
0.111
0.015
0.480
-0.011
0.027-0.004
0.018
0.011
0.093
-0.6950.347-0.0650.082-4.3273.206

p値
0.016 **
0.704
0.974
0.691
0.811
0.902
0.046 **
0.428
0.177

-0.0440.024
0.061 *
88.065 53.944
0.103
1.000 (offset)-1.4150.453
0.000 ***
0.243
0.110
-323.958
85.1200.000
chibar2(01) = 45.00
Pr>=chibar2 = 0.0000
z = 21.87
Pr>z = 0.0000
195376

会計検査研究 No.65（2022.3）

表 5 推定結果（続き）

ラスパイレス指数
職員の平均年齢
職員一人あたりの歳出総額 (対数)
経常収支比率
実質公債費比率
人口密度 (対数)
住民一人あたりの県内総生産額 (対数)失業率
60歳定年退職金（対数）
全職員に占める管理職比率
50歳代職員に占める非管理職比率
定数項
全職員数（対数）ln_alphaalpha
Log pseudolikelihood
Wald chi2
Prob > chi2
Likelihood-ratio test of alpa=0
Vuong test of zinb vs. standard negative
binomial
Zero-samples
Number of samples

ラスパイレス指数
職員の平均年齢
職員一人あたりの歳出総額 (対数)
経常収支比率
実質公債費比率
人口密度 (対数)
住民一人あたりの県内総生産額 (対数)失業率
60歳定年退職金（対数）
全職員に占める管理職比率
50歳代職員に占める非管理職比率
定数項
全職員数（対数）ln_alphaalpha
Log pseudolikelihood
Wald chi2
Prob > chi2
Likelihood-ratio test of alpa=0
Vuong test of zinb vs. standard negative
binomial
Zero-samples
Number of samples

ケース5
係数
標準誤差
-0.0780.029-0.065
0.099
0.805
0.544
-0.0730.020-0.041
0.025-0.236
0.100
1.212
0.547
0.149
0.097

p値
0.007
0.511
0.139
0.000
0.092
0.019
0.027
0.126

-22.4169.040
0.013
1.000 (offset)-0.715
0.149
0.000
0.489
0.073
-525.086
122.2100.000
chibar2(01) = 396.98
Pr>=chibar2 = 0.0000
z = 19.00
Pr>z = 0.0000
150
376
ケース7
係数
標準誤差 p値-0.0620.027
0.021-0.062
0.093
0.504
0.629
0.475
0.185
-0.0660.019
0.001-0.0500.024
0.037-0.410
0.107
0.000
1.157
0.498
0.020
0.099
0.093
0.287
-11.161
2.432
0.000-0.282
0.092
0.002

***

***
*
**
**

**
***

**

***
**
***
**
***
***

171.946 42.721
0.000 ***
1.000 (offset)-0.8900.143
0.000 ***
0.410
0.059
-511.042
158.680
0.000
chibar2(01) = 347.32
Pr>=chibar2 = 0.0000
z = 18.08
Pr>z = 0.0000
150376

注 1）表において，*は 10％水準，**は 5％水準，***は 1％水準で有意であることをそれぞれ示す。
注 2）推定にあたっては，ロバスト標準誤差を用いている。
注 3）各年度ダミーの結果の記載については省略している。

－ 26 －

ケース6
係数
標準誤差 p値-0.0580.026
0.024-0.079
0.094
0.398
0.402
0.510
0.431
-0.0620.019
0.001-0.0250.024
0.295-0.294
0.094
0.002
1.123
0.527
0.033
0.149
0.097
0.123
-10.726
2.388
0.000

166.893 41.945
0.000
1.000 (offset)-0.815
0.162
0.000
0.442
0.071
-513.672
178.330
0.000
chibar2(01) = 365.07
Pr>=chibar2 = 0.0000
z = 19.46
Pr>z = 0.0000
150
376
ケース8
係数
標準誤差 p値-0.061
0.027
0.022-0.147
0.093
0.112
0.678
0.480
0.157
-0.0670.019
0.001-0.0530.024
0.030-0.436
0.113
0.000
1.045
0.493
0.034
0.103
0.093
0.269
-11.457
2.445
0.000

**

***
***
**
***

***
***

**

***
**
***
**
***

0.080
0.027
0.003 ***
173.724 42.990
0.000 ***
1.000 (offset)-0.8870.143
0.000 ***
0.412
0.059
-511.176
156.760
0.000
chibar2(01) = 349.35
Pr>=chibar2 = 0.0000
z = 18.34
Pr>z = 0.0000
150
376

地方自治体における不祥事に関する実証分析

職比率が高くなる状況下でより多く発生しているが，退職金の水準を高く維持することでその増加が緩和されているといえる。以上のことから，仮説 2 と仮説 3 は支持され，仮説 4 は部分的に支持される。
その他，コントロール変数について，ケース 5 からケース 8 では，経常収支比率の推定係数の符号は負となり，1％水準で有意となっている。ケース 7 とケース 8 では，実質公債費比率の推定係数の符号は負となり，5％水準で有意となっている。ケース 5 からケース 8 では，人口密度（対数）の推定係数の符号は負となり，5％水準で有意となっている。ケース 2 からケース 8 では，住民一人あたりの県内総生産額（対数）の推定係数の符号は正となり，5％水準で有意となっている。ただし，いずれのコントロール変数についても，ケース 1 では有意な結果を得ておらず，すべてのケースで一貫した傾向までは見出せない。
以上の分析結果を結論に向けてまとめてみると，仮説 1 から仮説 3 まで支持され，仮説 4 が部分的に支持されるという結果を得た。既存の実証研究では，わが国の地方公務員による汚職や不祥事の全般に対して給与水準の多寡が影響を与えるとされていたが，分析モデルにおいてそのことを考慮した上で，さらにこれまで検討されてこなかった変数を分析モデルに追加投入することで有意な結果を得たことについては，
本稿の分析における新たな発見事実となる。

4. 結論
本稿では，わが国の地方自治体における不祥事を題材に，近年の公務員改革に伴う処遇の変化を踏まえた上で，不祥事の発生要因に関する定量的な実証分析を行った。各仮説の検証を通じて，以下の結論を得た。
（1）金銭的な利得を目的とした不祥事と金銭的な利得を目的としない不祥事のいずれについても，地方公務員の給与水準が相対的に低くなる状況下でより多く発生する。
（2）金銭的な利得を目的としない不祥事は，全職員に占める管理職比率が低くなる，もしくは管理職適齢期にある 50 歳代職員に占める非管理職比率が高くなる状況下でより多く発生するものの，退職金の水準を高く維持することでその増加が緩和される。
得られた結論から，金銭的な報酬の多寡が不祥事の発生要因となる一方で，職員の年齢構成の偏りや組織変革の進展に伴う昇進可能性の低下が，特に勤務不良などの金銭的な利得を目的としない不祥事の発生要因となっていることが示唆される。
本研究の貢献としては，主に経営学や公共経営論の分野における知見を踏まえ，地方自治体で発生した不祥事の目的の違いに着目した定量分析により，不祥事の原因と結果の関係が複数存在することを実証的に示したことがあげられる。これまで，公共経営論の分野では公務員は金銭的な報酬など外発的に動機付けられるのではなく，内発的に動機付けられやすいものと捉えられてきた。また，これまでわが国の地方公務員の不正行為に関する実証研究では給与水準の多寡に主な焦点が当てられてきたため，人事管理や退職金などそれ以外の発生要因について検討されることが少なかった。既存の実証研究でも，概ね一貫して給与水準の多寡が汚職や不祥事の全般に対し一般的に影響を与えることが指摘されてきたが，本研究ではこれまで検討されてこなかった変数をモデルに追加投入することで，既存研究とは異なる帰結を得た。この結果は直ちに既存研究の主張を否定するものではないが，地方自治体の不祥事を分析するにあたり，本来考慮すべき変数が見逃されていた可能性がある。以上，本研究によりわが国の地方自治体における不祥事の発生メカニズムの解明に関して新たな発見事実がもたらされており，学術上の少なくない貢献があると思われる。

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会計検査研究 No.65（2022.3）

実務上の含意としては，以下のことがあげられる。本稿の分析結果の限りでは，地方自治体において終身雇用を前提とした公務員の健全な昇進上のモチベーション形成に関して，特に職員の年齢構成が偏っており，経年変化により職員が高齢化した際に昇進機会が限られてしまうような状況下では，現実には想像以上に難しいものであるのかもしれない。組織運営上，管理職適齢期にある職員に占める非管理職の比率に十分留意していく必要があるであろう。そのためには，事前にバランスのとれた人員構成とするための新規採用，あるいは中途採用など種々の人事政策の必要性が指摘できるであろう。また，退職金については受け取りのより近い年齢層の職員に対して，勤務不良などの金銭的な利得を目的としない不祥事の増加を緩和させていることも類推される。わが国で地方財政が悪化する中で難しい問題ではあろうが，この点についても今後一定の配慮をする必要性が出てくるのではないかと思われる。
最後に，残された課題として次の点があげられる。一つ目として，行政学の分野では大部屋主義をとる
わが国の公務部門の職場において，仕事ぶりや人柄を縦横に評価し合うことができ，公務員の人事評価に関しては漠然とした総合的な相場が形成されるとの見解があることについては，
既に述べたとおりである。
この場合，仕事ができる人とできない人は結果的にほぼ衆目の一致するところとなり，管理職適齢期にありながら昇進できない人もある程度納得している可能性があることは否めないであろう。また，職務命令や職務専念義務に従事しない，勤務態度不良となり管理職の指示に従わないような行動を取る者が，早くから出世コースを外れているのだとすれば，そもそも管理職を狙えるような存在とはならず，それをいつの時点で自覚するかという問題も出てくるのではないかと考えられる。本来，こうした点が汚職や不祥事の発生にどう結びつくかについては，定量的な実証分析のみならず，アンケート調査などの定性分析による検証が必要不可欠となってくる。本稿では，用いるデータの性質上，職員の認知プロセスにまでは迫ることができていないが，不祥事の発生メカニズムの解明に関して一つの手がかりを得ることができたのではないかと考えている。今後は，地方自治体内部の各部署や職員個人を分析単位とした上で，職員に対す
るどのような処遇管理がどのような不正行為を発生させているのか，そしてそこにはどのような職員の認知プロセスがあるのか，
地方自治体の人事担当課へのインタビュー調査，
あるいは関連する公表記事など，種々の情報リソースを活用しつつ，より詳細な解明を試みたい。
二つ目として，地方自治体の人事管理に関しては，2016 年に地方公務員法が改正され，成果主義に近い
考え方に基づいて人事評価制度の導入が進められている。本稿ではデータの制約もあり，この点について
は分析の射程外としたが，こうした組織特性への変革が不祥事の発生に影響を与える可能性は十分に考えられる。この点についても，今後の検討課題としていきたい。
三つ目として，組織による防止措置の強度についての検討を行うことの必要性があげられる。本稿の分
析では，上記の二つの課題と同様に分析の射程外としており，この点を踏まえた検討が行えていない。石田・嘗銘（2017）や米岡・石田（2020）などの先行研究は主に市町村を分析対象としているが，都道府県のように比較的規模の大きい組織では，不祥事が度重なって生じるケースが多い。発生した各不祥事に対して，組織により防止措置が幾度か重ねられるような場合には，適切な変数処理を行った上で，それぞれの防止措置の効果を的確に識別する必要性が出てくると考えられる。この点に関しては，今後克服していかなければならない最も重要な課題の一つであると捉えている。
以上，いくつかの課題が残されているものの，本稿で得られた知見を踏まえた上で，不祥事の発生メカ
ニズムの解明に向けて，今後さらに研究を深めていきたい。

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地方自治体における不祥事に関する実証分析

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