年功賃金は起業活動を抑制しているのか？
【論文】

年功賃金は起業活動を抑制しているのか？
Does the Seniority Based Wage Inhibit
Entrepreneurial Activities?
鈴

木

正

明

SUZUKI Masaaki

目次
1．はじめに
2．先行研究と仮説の提示
3．分析の概要
4．推計結果5．まとめと今後の課題（要旨）
日本の起業活動が低調である背景として年功賃金の存在（急な賃金プロファイルの傾き）が指摘されることがある。しかし，この指摘が妥当なのかについて十分な検証はなされていない。
そこで，本稿では，起業プロセスを四つの段階に分けて，賃金プロファイルの傾きが起業活動に与える影響を探った。検証にあっては，グローバル・アントレプレナーシップ・モニター（GEM）を主なデータソースとして，国レベル，個人レベルの変数を用いてマルチレベル・多項ロジット分析を行った。主として一般的，企業特殊的人的資本に基づき設定した仮説を検証したところ，賃金プロファイルの傾きが急な国では①潜在起業家（起業意図を有するが準備は行っていない）である確率が低下する傾向が弱いながらもみられること，②誕生期（開業直後）の起業家である確率が上昇すること，③起業に必要な知識・能力・経験を有すると認識する人が誕生期の起業家となる確率は低下することなどが明らかにされた。以上の結果は，年功的な賃金が日本の起業活動が不活発さの一因であるという通念には留保すべき点があることを示唆するものである。さらに，起業活動の活発さを評価するためには量的だけではなく質的な基準も検討すべきであることを本稿の結果は示している。

― 71 ―+鈴木正明氏.indd 71『商学集志』第 92 巻第 1 号（’22. 6）2022/06/16 9:34:51

年功賃金は起業活動を抑制しているのか？

文化，認知，信念の体系などと起業活動との1．はじめに関 係 が 分 析 さ れ て き た（Urbano et al.,2019）
。これらの研究からは，総じて親市場

日本の起業活動が英米と比べて不活発であ的な（market-friendly）な制度が起業活動をることは長年指摘されてきた。たとえば，促進することが明らかにされている。たとえ『2019 年版中小企業白書』は，単純な比較はば，Klapper et al. （2007）によるとガバナ

困難としつつも「国際的に見ると我が国の開ンスの質の高さや起業に必要な手続きの少な

廃業率は相当程度低水準である」と評価す

さは起業活動にプラスの影響を与える。

る。起業活動に関する国際調査，グローバ

起業活動への従事は職業選択に関する意思

ル・ ア ン ト レ プ レ ナ ー シ ッ プ・ モ ニ タ ー決定を通じてなされる（Lucas, 1978）。とす（Global Entrepreneurship Monitor, GEM）

れば労働市場に関する制度も起業活動に従事

1）の Adult Population Survey（APS） をみてするかどうかの意思決定に大きな影響を与えも，日本において起業活動に従事している成ると考えられる。なかでも先行研究が関心を人人口の割合は 2020 年には 6.5％，2021 年

寄せてきたのは雇用保護法制（Employmentには 6.3％とそれまでの 3 〜 5％程度を大きProtection Legislation, EPL）と雇用保険とく上回ったものの，10％を超える米国や 7いう二つの公式な制度である。このうち，〜 10％程度の英国と比べると依然として低EPL についてはその強さが起業活動を阻害い。

することが多くの研究で指摘されている

こうしたなか，日本政府は起業活動の活性（Robson, 2003）。ただし，EPL の強さを測定，化を政策目標として掲げている。成長戦略

数値化した OECD の employment protection

フォローアップ（令和 2 年 7 月 17 日）にはlegislation index（2019 年，regular contract,「開業率が米国・英国レベル（10％台）にな

version4, individual and collective）をみる

ることを目指す」と数値目標が示されるほどと，日本は OECD 加盟国 34 カ国中 25 位でである。2022 年は「スタートアップ創出元ある。また日本の EPL 指標は OECD 加盟

年」と位置付けられてもいる。その背景には，国の平均を下回っており，日本の法的な雇用起業活動の活発化によってイノベーションや保護が強いとは決していえない。以上の議論

雇用の創出，競争促進を通じた経済全体の生からは EPL の強さによって日本の起業活動

産性向上などの効果が生み出されるという期が不活発になっているというわけではないこ待がある。

とが示唆される。他方，寛大な雇用保険給付

起業活動の水準が国ごとに大きく異なるこも起業活動を不活発にする（Koellinger andとは GEM の APS をはじめ様々な調査で確Minniti, 2009）。しかし，OECD Stats によ認されてきた。このため，国ごとの差を生みると日本の雇用保険の代替比率（失業前の収出す要因について膨大な研究がこれまでに行

入に対する雇用保険給付額の割合）はわれている。その要因の一つは制度（institu-

OECD 加盟国の平均的な水準である。雇用tion）である。制度とは「社会におけるゲー

保険給付の寛大さが日本の起業活動の不活発

ムのルール」として，「個々人の選択集合をさの主な原因ともいいがたい。

定義，制限する」（North, 1990, 邦訳 pp.3-

起業活動を抑制する労働市場関連の制度要

4）。制度の内容は多様だが，公式な制度とし因としては雇用慣行も考えられる。たとえて政治構造，生産者に対する規制，契約，所

ば，日本については年功賃金（急な傾きの賃有権など，非公式な制度として社会的規範・

金プロファイル）が指摘される。もちろん，『商学集志』第 92 巻第 1 号（’22. 6）+鈴木正明氏.indd 72― 72 ―

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年功賃金は起業活動を抑制しているのか？

この慣行はすべての企業，すべての雇用者に果を提示し考察を行う。具体的には，そもそ適用されているわけではない。それでも，全も賃金の年功性と起業活動との間に相関はあ体としてみれば，起業活動に何らかの影響をるのか，あるとすればどの段階で影響を与え与えている可能性はある。

ているのかを検証する。加えて，年功性と起その一つが起業活動への従事に関する意思

業に対する態度（起業態度，entrepreneurial

決定である。実際，起業活動の現状や環境に

attitudes）との関係についても検証する。日

関する意見を専門家に尋ねる GEM の NES

本の起業活動が低迷している要因の一つとし（National Expert Survey）では，日本の起て起業態度の弱さが指摘されてきたこと，さ業活動の阻害要因として「大企業中心の年功らにマクロレベルとミクロレベルとの交互作

序列型雇用形態」やその帰結としての「労働用が十分検討されてこなかったという指摘

市場の硬直性」などが指摘されている。しか（仲，2018, p.73）を踏まえつつ，賃金の年し年功賃金と起業活動との関係についての分

功性が起業態度にどのような影響を与えてい析はあまりみられない。

るのかについても検討する。第 5 節では，本

そこで，本稿では，年功賃金に焦点を当てつつ，賃金プロファイルの傾きが起業活動に稿の発見をまとめつつ分析結果の含意を示すとともに，今後の課題を論じる。

与える影響を検討する。年功賃金とは「年齢や勤続年数とともに上昇する賃金」（清家，2．先行研究と仮説の提示2004）であり，長期雇用慣行と相まって起業活動の水準に特に強い影響を与える可能性（1）起業プロセスの段階がある。近年そのフラット化が指摘されるも起業活動への従事に関する分析においてのの，後にみるように日本の賃金プロファイ

は，従事しているかいないかという二つの段

ルの傾きは依然として大きい 2）。ただし，年階が設定されることが多い。しかし，起業プ

齢とともに賃金が高まる傾向は日本特有といロセスは，entrepreneurial ladder（van der

うわけではなく，多かれ少なかれ他国においZwan et al., 2009）と呼ばれるように，いくてもみられる。以上を踏まえ，国際比較を通つかの段階に分類することもできる。たとえじて賃金の年功性の影響を明らかにしていば，GEM の APS では，「起業準備」と「起く。その際，起業プロセスの段階によって業直後」という二つの段階に区分される。

様々な制度要因の影響は異なりうる（後述）van der Zwan et al.（2010）と van der Zwan

ことから，段階ごとに年功性の影響を検討すet al. （2012）では「起業を考えたこともなる。なお，本稿において「賃金の年功性」とい」「起業を考えている」「起業の準備していは，年齢別にみた賃金の差の程度（賃金プロる」「起業後 3 年以内」
「起業後 3 年超」といファイルの傾きの程度）を指す。このため，

う五つの段階が採用されている。一方，起業

本稿では，他国との比較という視点から，日活動の取り組みに着目した松田・松尾（2013）

本特有の賃金の決まり方や上がり方までは分

は，起業前の段階を「起業機会の発見」「起析対象とはしていない。

業の実行」「利益を上げる」という三つに区構成は次の通りである。第 2 節では先行研分する。起業プロセスを区分することで，究のレビューを行いつつ仮説を提示する。第様々な要因が与える影響の程度がそれぞれの3 節では，主要なデータである GEM の APS段階において異なることを明らかにできる。

の概要を紹介したうえで，分析に用いる変数

本稿の焦点である年功賃金が影響を与えると推計の概要を説明する。第 4 節では推計結段階については次項で議論するが，それに先― 73 ―+鈴木正明氏.indd 73『商学集志』第 92 巻第 1 号（’22. 6）2022/06/16 9:34:52

年功賃金は起業活動を抑制しているのか？

立ちまず制度が一般的に影響を与える起業プている。また，松田・松尾（2013）は，MBA

ロセスの段階を理論的に検討しておく。

という学位や勤務先での新規事業の立ち上げ

計画的行動理論（Ajzen, 1991）によると，

経験は「起業の実行」や「利益をあげる」で行動につながる意図は，行動に対する態度はなく「起業機会の発見」段階においてのみ（自らにとっての当該行動の望ましさ），主観影響を与えることを明らかにしている。

的規範の認知（当該行動をとることに対する

このように段階ごとに分けて検討すること身近な人たちからの社会的圧力），知覚されで，起業活動に影響を与える要因についてよ

た行動の統制可能性（当該行動の実行の容易

り豊かな知見を得ることができる。そこで，さについての評価）という三つの先行要因に

本稿では，GEM の区分をベースとしつつ，よって形成される。制度がこれらの先行要因

起業プロセスを 4 段階に分けて検討する。具に働きかけるとすれば，起業意図が形成され体的には，①起業意図を有しない段階，②起る段階に主として影響を与えることになる。

業意図を有するが準備を行っていない段階

また，同理論では，知覚された行動の統制可（潜在期），③起業準備を行っている段階（懐能性は意図から実際の行動への移行に対して

妊 期（nascent））， ④ 起 業 後 3.5 年 以 内（ 誕も影響を与えることが想定されている。この生期）である 3）。本稿の問題意識は日本におため，制度が知覚された行動の統制可能性をける起業活動が不活発さであるため，起業後左右するとすれば，意図が形成された後の段3.5 年以上経過した企業（起業家）は分析対階にも影響を与えることになる。

象とはしない。また，鈴木（2013）によれば，

他方，Bosma et al.（2008）は，事業機会

起業意図を有する人たちが他国と比べて少なの存在やそれを実現するためのスキルの保有いことが日本の起業活動の特徴である。そこの認識を通じて起業意図が形成された後機会で，本稿の分析では②の潜在期を明示的に設費用が考慮されるというモデルを提示する。

定した。なお，①から④の段階にある人をそ制度は事業機会を客観的に生み出すとともにれぞれ，非起業家，潜在起業家，懐妊期の起起業活動の機会費用も左右しうる。その場

業家，誕生期の起業家と呼び，②から④まで

合，制度は起業意図の形成段階から実際の起の段階を起業活動の範囲とする。

業に従事するまで広い段階に影響を与えるこ（2）年功賃金と起業活動とになる。
実証研究では制度によって影響を与える段

本稿が焦点を当てる年功賃金は非公的な制

階は異なることが確認されている。Hartog度である。年功賃金の合理性は主として次のet al. （2010）によると，雇用保険給付や法二つの理論から説明される（清家，2004）。

人税率などは起業後，ホフステード指標のう第 1 は人的資本論（Becker, 1962）である。

ち権力格差（それぞれの国において制度や組

この理論によると，訓練を受けることで労働織のなかで権力をあまり有しないメンバーが者の人的資本は高まり生産性は向上する。そ

権力の不平等な分布を予期しまた受け入れてして生産性向上に必要な訓練を受けている期いる程度）は起業準備の段階で影響を与え間には訓練費用の少なくとも一部を企業が負る。また van der Zwan et al.（2012）では，担する。その見返りとして訓練期間中労働者

起業に関する行政的手続きに関する知覚は準は低賃金を甘受し，その後生産性が高まった

備以前の段階，リスク耐性はほぼすべての段

結果として高賃金を受け取る。この結果年功階，失敗のスティグマは起業を考えるように賃金が生じる。

なる段階のみで影響を与えることが確認され『商学集志』第 92 巻第 1 号（’22. 6）+鈴木正明氏.indd 74

第 2 は，インセンティブ（後払い賃金）理― 74 ―

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年功賃金は起業活動を抑制しているのか？

論（Lazear, 1979）である。年功賃金の下で怖れから起業活動が抑制されるとともに，従は若い頃には生産性よりも低い賃金が，後に業員を雇用するような起業が阻害されるは高い賃金が提示される。この結果，継続勤（Robson, 2003）6）。賃金の年功性の強さも同務のインセンティブは高まる。ただし，途中様の効果をもたらすことが予想される。こので怠業すると解雇されてしまい，後に得られように賃金の年功性が強いほど起業意図を有るはずだった高い賃金を享受できなくなってしない傾向が強まり，その結果その後の段階しまう。このため，労働者の怠業が防止され，において起業活動が不活発になることが考え

その努力が引き出されるという機能を年功賃られる。
その一方，年功賃金が起業活動を促進する

金は果たすことになる。
いずれの見解をとるにせよ，年功賃金は長可能性もある。年功賃金が企業特殊的人的資期雇用と補完的であり（青木・奥野・村松，本の蓄積を通じて継続就業のインセンティブ

4）1996） ，長期雇用は企業特殊的人的資本のを高めるとすれば，企業間の転職をはじめ労蓄 積 を 促 進 す る（Milgram and Roberts,

働市場における流動性は低下する。その場

1992, 邦訳 p.403）。つまり，賃金の年功性が合，起業準備を始めたり実際に起業したりす強いほど一般的人的資本に比して企業特殊的るために離職すると雇用者に戻りにくくなる

人的資本の蓄積が進むことが想定される。一ことから，起業活動の機会費用が低くなりが般的人的資本とはどの企業においても有益なちである。この結果，期待できるまたは実際

人的資本，企業特殊的人的資本とは特定の企に得られる報酬が同じ程度であったとしても業での経験を通じて蓄積されそこでの仕事に起業活動を継続する傾向が強まることが予想

おいてのみ生産性を向上させる人的資本であされる 7）。この結果懐妊期や誕生期の起業家

る（Becker, 1962）。以下では主として一般は増加する。加えて，年功賃金や長期雇用に的，企業特殊的人的資本の観点から年功賃金

伴う遅い昇進によって，仕事における裁量をが起業活動に与える影響を検討する。

発揮できるようになるまでにより長い時間をまず，年功賃金は，企業特殊的人的資本へ要することになる。階層型組織に属していなの投資のリターンを高め，将来の賃金を増加

い自営業主は裁量が大きいことから効用を得させる（Becker, 1962）。この結果離職の金ており（Frey, 2008，邦訳 pp.90-92），また銭 的 な 機 会 費 用 は 上 昇 す る。 こ の 点 は自立や権力・影響力などコントロールの確保

Lazear（1979）でも指摘されているところ

は金銭と並んで主な起業動機の一つであるである。機会費用の高さは起業活動を抑制す（Wasserman, 2012，邦訳 p.40）。事実，日本る（Amit et al., 1995）5）。さらに，年功賃金に限った調査ではあるが，日本政策金融公庫の下で蓄積されやすい企業特殊的人的資本はが融資先に毎年行っている「2021 年度新規

一般的人的資本と比べて起業には役立ちにく

開業実態調査」によると，起業動機として最い。また，年功賃金が長期雇用を促進する結も 多 い の は「 自 由 に 仕 事 が し た か っ た 」

果企業内での昇進は遅くなりがちであり，そ（54.1％）であり，同様の結果は継続して確のため人的資本の蓄積が進みにくい可能性も認されている。とすれば，賃金の年功性の強ある（Liang, 2011）。これらは，起業活動をさは遅い昇進を通じて起業活動を促進する可

抑制する要因といえる。ちなみに，年功賃金

能性がある。さらに，EPL が強い国ではこと同様長期雇用を促進する EPL に関する研の規制を回避するためにアウトソーシングが究によると，EPL が強い国では，事業に失増加する結果受け皿となる自営業主が増加す

敗した際に雇用労働に戻りにくくなるというることも指摘されている（OECD, 1999）。

― 75 ―+鈴木正明氏.indd 75『商学集志』第 92 巻第 1 号（’22. 6）2022/06/16 9:34:53

年功賃金は起業活動を抑制しているのか？

年功賃金が暗黙の契約（清家，2004）とし

べて懐妊期の起業家である確率が高い。

て拘束力を有するとすれば，人的資源の蓄積

H2b：賃金の年功性が強い国では弱い国と比がそれほど求められない事業を中心にアウト

べて懐妊期の起業家である確率が低い。

ソーシングを積極的に活用しようとする企業

H3a：賃金の年功性が強い国では弱い国と比が増加，その分事業機会が多くなる可能性がべて誕生期の起業家である確率が高い。

ある。以上の議論は，賃金の年功性が強いほH3b：賃金の年功性が強い国では弱い国と比ど起業活動が促進される可能性を示唆するもべて誕生期の起業家である確率が高い。

のである。
では抑制，促進どちらの効果が大きいの（3）年功賃金と起業態度か。賃金の年功性と起業活動との相関を検証

起業態度は起業活動への従事の有無を左右した実証研究は管見の限り Liang （2011）がする（Arenius and Minniti, 2005; Koellinger

唯一のものである。同論文では国レベルの集

et al., 2007; 髙橋ほか，2013; Honjo, 2015;

計データを用いた推計を行っており，年功性Naiki and Ogane, 2021）。GEM ではいくつが強い国ほど起業活動率が高いという結果をかの起業態度が調査されているが，そのなか得ている。ただし，同論文は未定稿（Prelim-

で最も大きな影響を起業活動に与えるのは知

inary Draft）であり，かつ年功性と起業活動

識・能力・経験の有無に関する主観的認識との関係を直接に検討しているわけではな（ 以 下「 知 識・ 能 力・ 経 験 知 覚 」）であるい 8）。このほか，年功賃金に絞ってはいない（Arenius and Minniti, 2005; Koellinger et al.,

ものの間接的に日本の雇用慣行の効果を分析

2007; 髙橋ほか，2013; Honjo, 2015; Naiki

した研究もみられる。竹ノ内（2011）は，

and Ogane, 2021）。知識・能力・経験知覚は

韓国や台湾と比べて日本では人的資本が自営「新しいビジネスを始めるために必要な知識，業への移行に与える効果がより強いという推能力，経験を持っていますか」という質問に計結果を得ており，これは労働市場の流動性

対する回答（「はい」「いいえ」の二者択一）の低さと参入障壁の高さに起因すると解釈さに基づき測定されており，企業特殊的というれている。また，Naiki and Ogane（2021）は，よりも一般的人的資本に関する認識を反映し日本ではフルタイムの労働者はパートタイムていると考えられる。

労働者と比べて起業する確率が低いことを確

ただし，この起業態度が起業活動に与える認しており，この理由を雇用慣行に求めてい効果の大きさは国によって異なる（Honjo,

る。

2015; Naiki and Ogane, 2021）。この違いを

年功賃金はすべての段階において起業活動

生み出す要因の一つとして考えられるのが賃を阻害，促進する可能性があることが理論的

金の年功性である。年功性が強い国においてに示唆されるうえ，実証研究からも明確な仮は，継続勤務のインセンティブが高まる結説を導くことは難しい。そこで，本稿では探果，知識・能力・経験知覚を有していても起索的に次の仮説を提示する。

業しないことを選択するかもしれない。とす
れば，知識・能力・経験知覚の効果は小さく

H1a：賃金の年功性が強い国では弱い国と比べて潜在起業家である確率が高い。

のフルタイム労働者は知識・能力・経験知覚

H1b：賃金の年功性が強い国では弱い国と比べて潜在起業家である確率が低い。

+鈴木正明氏.indd 76を有していると思っていても起業活動を行わない傾向が示唆されており，この見解と整合

H2a：賃金の年功性が強い国では弱い国と比『商学集志』第 92 巻第 1 号（’22. 6）なる。Naiki and Ogane （2021）では，日本的である。こうした見解とは対照的に，年功― 76 ―

2022/06/16 9:34:54

年功賃金は起業活動を抑制しているのか？

性が強い国では，企業特殊的人的資本の蓄積て固定・移動電話を用いたインタビューが行が促進される結果，一般的人的資本の保有者われている。

が相対的に稀少である可能性もある。とすれ

次に変数を説明していく。被説明変数は起ば，競争相手が少なくなる分知識・能力・経業活動への従事状況であり，分析対象者は上

験知覚を有していれば起業しようとより強く述のように①非起業家，②潜在起業家，③懐

考えるかもしれない。つまり，年功性が強い

妊期の起業家，④誕生期の起業家の四つに分

国では，知識・能力・経験知覚の効果が高ま類される 9）。分析では賃金の年功性が起業活ることになる。これは，日本では知識・能力・動に与える影響に着目するため，前述の 3.5

経験知覚を有する人は他国よりも起業活動を年以上の企業（起業家）に加え，「引退者お開始しやすいという結果（Honjo, 2015）とよび障がい者」「学生」，職業不明者を対象か符合する。

ら除外する。また，日本においては 60 歳定

知識・能力・経験知覚の効果の違いを生み出す要因について十分な検証はなされていな

年が一般的であることから，推計対象は 18〜 59 歳に限定した。

い。そこで，起業活動に与える知識・能力・以上の被説明変数を作成するために必要な

経験知覚の効果が国ごとに異なっていること

データを取得できるのは 2008 年以降の APSを改めて確認したうえで，この違いが賃金のに限られる 10）。加えて，2019 年以降の APS

年功性によって説明されるのかを検証する。

では知識・能力・経験知覚に関する質問の選
択肢が変更されている。一方，後述する賃金

H4 ：知識・能力・経験知覚が起業活動に与の年功性に関する指標が得られるのは 2008

える影響は国によって異なる。

年以降では 2010 年，2014 年，2018 年である。

H5a：賃金の年功性が強い国では弱い国と比

そこで，説明変数についてはさしあたり 1 期

べて知識・能力・経験知覚が起業活動ラグをとることを考慮し，基本的な推計にはに与える影響が弱い。

2011 年と 2015 年の APS の個票を用いて，

H5b：賃金の年功性が強い国では弱い国と比それぞれ 2010 年，2014 年の賃金データをべて知識・能力・経験知覚が起業活動対応させることとする。また，賃金の年功性に与える影響が強い。

に関する変数を取得できるのはそれぞれの年
で 22 カ国，24 カ国にとどまる。データ取得
可能な国の数が限られることから，両年の3．分析の概要

データをプーリングして分析を行う（推計対象国は表 1 のとおり）。

（1）データと変数
以下では，上記の仮説を検証するための分

ここで被説明変数の記述統計を確認してお析方法を紹介していく。まず，主として用いく（表 1）。集計対象国全体の平均は，非起るデータは GEM の APS である。

業家が 80.2％，潜在起業家が 10.1％，懐妊

APS は 1999 年から毎年実施されており，期の起業家が 5.2％，誕生期の起業家が 4.6％

国際比較が可能となるように共通の定義に基となっている。これらの割合には国によってづき各国・地域の起業活動の水準を測定して大きな違いがみられる。たとえば，日本ではいる。参加国・地域は年によって異なるが，それぞれ 91.2％，3.0％，3.0％，2.8％である。

例年数十である。それぞれの国・地域では最

非起業家は全体の平均を約 11％ポイント上

低 2000 人の成人（18 〜 64 歳）を対象として，回り，集計対象国のなかで最も高い。一方，起業活動への従事状況や起業態度などについ

潜在起業家，懐妊期の起業家の割合は全体の― 77 ―+鈴木正明氏.indd 77『商学集志』第 92 巻第 1 号（’22. 6）2022/06/16 9:34:55

年功賃金は起業活動を抑制しているのか？

表1

集計対象国と起業活動の状況（単位：％，人）

非起業家
＊

潜在起業家

懐妊期起業家誕生期起業家

観測数
2098

ギリシャ

80.0

8.8

6.0

5.1

オランダ

77.0

11.3

6.7

5.1

946

ベルギー＊

80.2

11.5

5.2

3.1

1886

フランス

74.8

18.6

4.6

2.0

986
22,508

＊

スペイン

85.5

6.5

3.1

4.9

ハンガリー＊

73.4

16.4

7.1

3.1

2024

イタリア

84.9

7.7

5.0

2.4

1000

ルーマニア＊

59.8

23.9

8.4

7.9

1934

スイス

82.6

7.4

5.6

4.4

1710

イギリス＊

84.3

7.2

4.9

3.6

5596

デンマーク

87.2

6.7

3.9

2.2

1132

スウェーデン

77.6

11.2

6.8

4.5

1154

＊

ノルウェー

84.2

7.4

4.0

4.4

2177

ポーランド＊

63.2

23.1

7.9

5.9

1834

ドイツ＊

86.5

6.2

4.1

3.2

4489

91.2

3.0

3.0

2.8

2397
2168

＊

日本＊
＊

ポルトガル

73.1

14.3

7.1

5.5

ルクセンブルク

71.2

12.7

10.1

6.0

646

アイルランド

86.0

5.2

4.5

4.3

1194

フィンランド＊

79.9

9.9

6.0

4.3

1663

ブルガリア

87.7

6.9

3.1

2.3

837

リトアニア

70.3

14.4

8.4

6.9

993

ラトビア＊

60.6

22.8

9.7

6.9

2096

エストニア

60.7

16.4

14.6

8.3

835

クロアチア＊

73.3

16.4

6.8

3.6

2028

スロベニア＊

83.0

9.3

4.1

3.6

1921

北マケドニア共和国

65.1

24.9

4.7

5.2

972

チェコ

76.8

12.2

7.0

4.0

1006

スロバキア＊

67.6

14.9

10.6

6.8

2132

全

80.2

10.1

5.2

4.6

72,362体（注）＊は 2 年分のデータを合算して集計した国であることを示す。
出所：グローバル・アントレプレナーシップ・モニター APS（2011 年，2015 年）

平均をそれぞれ 7.1％ポイント，2.2％ポイン

は賃金の年功性に関する変数である。労働政

ト下回り，いずれも最も低い。誕生期の起業策研究・研修機構『データブック

家の割合は低い方から数えて 5 番目である。

統計』（各年版）には，EU 諸国と日本の勤量的にみると日本の起業活動は活発とはいえ続年数別賃金指数（勤続 1 〜 5 年を 100 とない。

する指数）が掲載されている。原データはそ他方，主要な説明変数は二つである。第 1『商学集志』第 92 巻第 1 号（’22. 6）+鈴木正明氏.indd 78

国際比較

れぞれ EU の Structure of Earnings Survey― 78 ―

2022/06/16 9:34:55

年功賃金は起業活動を抑制しているのか？

（SES），厚生労働省「賃金構造基本調査」

れがあり，起業を躊躇している」という記述である。前者は 2002 年以降 4 年ごとに，後に対して「はい」と回答した場合 1，「いいえ」

者は毎年実施されている。

と回答した場合に 0 をとるダミー変数であ

本稿では，同書のデータに基づき，また同る。GEM を用いた分析ではこれらの属性や書に掲載されていない国については原データ

起業態度は一般にコントロールされており，に基づき賃金の年功性を示す二つの指標を作

Honjo（2015）や Naiki and Ogane（2021）で成する。一つは各勤続年数区分の指数の最大は，年齢と女性はマイナス，大卒はプラス，

値と最小値との差，もう一つは各勤続年数区

失敗脅威はマイナス，それ以外の起業態度は分の指数の標準偏差である（以下，それぞれプラスの相関が起業活動との間に確認されて賃金指数差，賃金標準偏差とする）。これらいる（二つの研究では高卒ダミーが含まれての指標は国レベルのものであり，いずれも数いない）。ただし，高学歴者については大企値が大きいほど当該国において年功性が傾向

業での内部昇進の機会が与えられているの的に強いと見做すことができる 11）。ただし，で，自営業主になるというリスクの高い選択

SES では勤続年数は「1 年未満」
「1 〜 5 年」

は行わない傾向があるとする日本についての「6 〜 9 年」「10 〜 14 年」「20 〜 29 年」「30

研究（Ishida, 2004）もみられる。

年以上」という六つに区分されているが，「賃国レベルについては，分析対象国の経済の金構造基本調査」では勤続 1 〜 9 年が「1 〜発展段階やマクロ経済状況は大きく異なるこ4 年」と「5 〜 9 年」に分けられている。そとから，米ドル建て 1 人当たり GDP（con-れ以外は同じであるが，二つの統計の勤続年

stant price, 購買力平価）と失業率（過去 3

数区分は若干異なっていることに留意する必年間の平均）をコントロールする。年功賃金要がある。

に関する指標が得られる国が少ないことか

第 2 の主要な説明変数は知識・能力・経験ら，国レベルの変数は最小限にとどめてい知覚である。上述の「新しいビジネスを始める。これらの変数は IMF の World Economic

るために必要な知識，能力，経験を持っていOutlook Database（April, 2021）から取得しますか」という GEM の質問に対して「はい」ており，年功性に関する説明変数と同様 1 年と回答した場合に 1，「いいえ」と回答したのラグをとっている。起業活動関連の指標と場合に 0 をとるダミー変数を用いる。

の関係は，1 人当たり GDP は U 字型（所得このほか推計においては個人，国の状況をが低い国と高い国で起業活動が活発），失業

コントロールする。個人レベルの変数は，年率は正負両方が先行研究では指摘されている

齢（対数），性別（女性ダミー），学歴（大卒（鈴木，2021）。

ダミー，高卒ダミー），起業態度である 12）。

説明変数の記述統計と相関係数は表 2，3

大卒には大学院修了も含む。また，起業態度のとおりである。年功賃金に関する変数をみについては，知識・能力・経験知覚のほかに，ると，日本の賃金指数差は 85.49，賃金標準

事業機会認識，起業活動浸透，失敗脅威とい偏差は 33.23 であり，それぞれ全体の平均のう三つの変数を APS に基づき作成する。事52.94，19.27 を大きく上回る。日本の賃金

業機会認識は「これから半年のうちに住んでが他国と比べて年功的であることが確認できいる地域で事業を始める良い機会があるだろる。また，日本の知識・能力・経験知覚の平う」，起業活動浸透は「過去 2 年以内に新た

均値は 0.129（12.9％が起業に必要な知識・にビジネスを始めた人を個人的に知ってい能力・経験を保有と回答）であり，全体の平る」，失敗脅威は「失敗することに対する怖均の 0.431 を大きく下回る。日本では知識・― 79 ―+鈴木正明氏.indd 79『商学集志』第 92 巻第 1 号（’22. 6）2022/06/16 9:34:55

年功賃金は起業活動を抑制しているのか？

表2

記述統計

（1）個人レベル
平均

標準偏差

最小値

最大値

年齢

変数

39.5

10.9

18

59

女性

0.515

0.500

0

1

大卒

0.425

0.494

0

1

高卒

0.366

0.482

0

1

知識・能力・経験

0.431

0.495

0

1

事業機会認識

0.295

0.456

0

1

起業活動浸透

0.327

0.469

0

1

失敗脅威

0.497

0.500

0

1

平均

標準偏差

最小値

最大値

38,760.0

16,945.4

14,528.8

110,228.0（2）国レベル変数
1 人当たり GDP
失業率

10.08

5.81

3.04

29.34

賃金指数差

52.94

21.06

23.97

111.94

賃金標準偏差

19.27

7.88

9.06

38.75

（注） 表 4 のモデル 1 の推計に用いたサンプルについて集計した。個人レベル，国レベルの観測数はそれぞれ 72,362，46 である（表 3 も同じ）。

表3

相関係数

（1）個人レベル
1

2

3

4

5

6

7

8

1

年齢

1

2

女性

0.020

3

大卒

-0.010

0.035

1

4

高卒

-0.060-0.032-0.653

1

5

知識・能力・経験

0.040-0.151

0.094-0.0351

6

事業機会認識-0.058-0.0660.080-0.0020.105

7

起業活動浸透-0.080-0.0760.075-0.011

0.222

0.185

1

8

失敗脅威

0.007

0.096

-0.019-0.011-0.142-0.103-0.064

1

2

3

4

1

1
1

（2）国レベル1

1 人当たり GDP

2

失業率-0.555

1

3

賃金指数差

0.071

0.196

1

4

賃金標準偏差

0.091

0.151

0.992

『商学集志』第 92 巻第 1 号（’22. 6）+鈴木正明氏.indd 80

1

1― 80 ―

2022/06/16 9:34:56

年功賃金は起業活動を抑制しているのか？

能力・経験知覚を有しないと感じる人が多い

年功性によって説明しようとするものであという結果は先行研究と同様であり，日本のる。 10 は（1） 式 の  1 の 全 体 平 均， 11 は起業活動が不活発な背景の一つとして指摘さ 1 に国レベルの賃金の年功性が与える効果，
1 は国レベルの残差である。このように，
マルチレベル分析では，個人レベルの推計式の切片や係数の大きさが国によって異なり，その違いが国レベルの状況によって説明されることになる。
本分析では 4 段階の被説明変数を個人，国レベルの説明変数に回帰する。そこで，推計においてはマルチレベル多項ロジットモデル（multilevel multinomial logistic regression
model）を用いる 13）。推計に当たっては，マルチレベル分析の標準的な手法に倣い，個人レベルの連続変数である年齢はグループ平均（group-mean），国レベルの変数はすべて全体平均（grand-mean）で中心化する。分析
ソフトウエアには HLM8.2 を用いた。

れている（髙橋ほか，2013）。
（3）分析手法
説明変数は個人レベルと国レベルの二つに分類される。そこでマルチレベル分析を用いた推計を行う。
マルチレベル分析は，観測された個体が国などの集団にネストしている場合に生じる級
内相関などの問題（サンプルの独立性が確保されない）に対処するための手法であり，被説明変数に対する個人，集団の特徴の効果をと も に 分 析 す る こ と が で き る（ 石 黒，2014，p.129）。このため，国の制度要因が起業活動に与える影響を分析する際にマルチレ
ベル分析は近年広く用いられるようになっている（DeClerq et al., 2013; Schmutzler et

4．推計結果al., 2019; Aparicio et al., 2021）。
マルチレベル分析の基本的なモデルは次の（1）基本モデル通りである。

マルチレベル分析では，一般に，説明変数

 0
 1

0 1 *
 00  01 *
 10  11 *

2 *
 02 *
1
0（1）

なしのモデル（モデル 0）をまず推計したう（2）

えで切片が国ごとに異なるかどうかが確認さ（3）れる。そこで，非起業家の段階を参照カテゴ
リーとしてこのモデルを推計すると，潜在（1）式は個人レベルの推計式であり，期，懐妊期，誕生期のいずれについても切片は j 国の個人 i の起業活動の状況，suskilij はの分散は有意である（表 4）。つまり切片にij， はそれぞれ

は国レベルのばらつきがあるといえる。ま

個人レベルのコントロール変数，残差であた，ICC（ 級 内 相 関 係 数 ） は， 潜 在 期る。（2） 式 の  00 は（1） 式 の 知 識・ 能 力・

10.81％，懐妊期 7.10％，誕生期 5.55％となっ

経験知覚の係数  0 の全体平均，wslopej は賃ており，高いとはいえないものの最低基準とは国レベルのコ

される 5％をいずれも超えておりすべて有意ントロール変数， 01， 02 はそれぞれの係数，である。マルチレベル分析を用いることは適知識・能力・経験知覚，

金の年功性を示す変数，0は国レベルの残差である。
（2）式は（1）

切と考えられる。

式（個人レベルの推計式）の切片  0 を通じ

以下，次の手順で説明変数を徐々に加えてて国レベルの変数が起業活動の状況に影響をいく。まず，仮説 4 を検証するために個人レ与えることを示している。
（3）式は国ごとにベルの変数のみをモデル 0 に加えて，知識・

異なる知識・能力・経験知覚の効果を賃金の能力・経験知覚の効果が国ごとに異なること― 81 ―+鈴木正明氏.indd 81『商学集志』第 92 巻第 1 号（’22. 6）2022/06/16 9:34:56

年功賃金は起業活動を抑制しているのか？

表4

推計結果（国レベル変数投入前）
モデル 0

潜在期
固定効果
個人レベル変数
切片

モデル 1

懐妊期

誕生期

懐妊期

誕生期

-1.947 ＊＊＊ -2.583 ＊＊＊ -2.858 ＊＊＊(0.094)(0.076)(0.068)-2.687 ＊＊＊ -4.243 ＊＊＊ -4.722 ＊＊＊(0.118)(0.120)(0.166)-1.391 ＊＊＊ -0.720 ＊＊＊ -0.562 ＊＊＊(0.093)(0.111)(0.120)-0.206 ＊＊ -0.386 ＊＊＊ -0.410 ＊＊＊(0.084)(0.077)(0.090)0.019
0.259 ＊＊＊ 0.264 ＊(0.085)(0.069)(0.159)0.156-0.0690.150 ＊＊
(0.060)(0.069)(0.118)1.225 ＊＊＊ 2.014 ＊＊＊ 2.219 ＊＊＊(0.047)(0.056)(0.085)0.409 ＊＊＊ 0.738 ＊＊＊ 0.634 ＊＊＊(0.048)(0.059)(0.133)0.547 ＊＊＊ 0.990 ＊＊＊ 1.200 ＊＊＊(0.033)(0.043)(0.173)-0.256 ＊＊＊ -0.634 ＊＊＊ -0.797 ＊＊＊(0.042)(0.041)(0.051)0.399 ＊＊＊

0.477 ＊＊＊
0.067 ＊＊＊

年齢
女性
大卒
高卒
知識・能力・経験事業機会認識
起業活動浸透失敗脅威
変動効果（分散）
切片
知識・能力・経験

潜在期

0.251 ＊＊＊

0.193 ＊＊＊

0.399 ＊＊＊
0.045 ＊＊

0.424 ＊＊＊
0.123 ＊＊＊

（注）1．
（ ）内は robust 標準誤差である（以下同じ）。
2．＊＊＊，＊＊，＊はそれぞれ 1％，5％，10％の有意水準を示す（以下同じ）。
3．観測数は 46 カ国，72,362 である（表 6 まで同じ）。

（国によって傾きに違いがあること）を確認

国ごとに異なることが示されている（表 4）。

する（モデル 1）。次に，賃金指数差と賃金

これは仮説 4 を支持する結果である。さらに，標準偏差を交互に用いて，切片のばらつきをこのモデルに基づき個人レベルの変数の結果

国レベルの変数を用いて説明する二つのモデを確認していくと，いずれの段階においてもルを推計する（モデル 2，3）
。最後に，モデ

年齢，女性ダミーは有意に負である。年齢がル 2，3 をベースとしてさらに知識・能力・高いと，また男性と比べて女性の場合には起経験知覚の傾きのばらつきを賃金の年功性で業活動に消極的という結果であり，先行研究説明するモデルを推計する（モデル 4，5）。

と整合的である。ただし，年齢の効果は潜在順に推計結果を検討していく。モデル 1 を期で特に大きく，その後の段階では小さく

みると，知識・能力・経験知覚の変動効果（上なっていく。つまり起業意図が形成されにく，ただし年功賃金を示す変数

くなることが加齢に伴い起業活動が不活発とはこのモデルには含まれてない）の分散は三なる主要因といえる。意図が形成されにくい

つの段階とも有意であり，この変数の傾きはのは，適性にあった仕事を得ていることが多記（3）式の1『商学集志』第 92 巻第 1 号（’22. 6）+鈴木正明氏.indd 82― 82 ―

2022/06/16 9:34:57

年功賃金は起業活動を抑制しているのか？

く（Ahn, 2010），加えて起業に伴う投資から業家，誕生期の起業家であるかどうかが大き生じる成果を享受できる期間が短いためく左右されるといえる。逆に，懐妊期の切片（Hintermaier and Steinberger, 2005）と解釈の分散は他の段階ほどには低下していない。

できる。一方，女性の場合には潜在起業家と懐妊期の起業家であるかどうかについては個比べて誕生期の起業家である確率が男性と比人レベルの状況がより強く影響を与えるとみべて低い。つまり意図をもったとしても準備ることができるだろう。

や実際の起業という行動には踏み切らない傾

賃金の年功性をみていくと，賃金指数差，向がみられる。この背景には，実際の起業に

賃金標準偏差とも潜在期では有意にマイナ伴うリスクを回避しがちなことや性別役割分

ス，懐妊期ではプラスだが非有意，誕生期で業が行動に踏み出しにくくしていることは有意にプラスとなっている。つまり，賃金（Kepler and Shane, 2007）などが考えられの年功性が強い国では，潜在起業家となる確る。このように，起業プロセスを詳細に検討

率は低い一方，誕生期の起業家である確率はすることで，起業活動に消極的な要因をより高い。集計対象国全体でみた潜在起業家，誕

詳細に突き止めることができる。

生期の起業家それぞれの割合の平均値（表 1

また，大卒ダミーは懐妊期と誕生期，高卒でみた 10.1％，4.6％）における限界効果を

ダミーは懐妊期で有意にプラスとなってい算出すると，賃金指数差が 1 標準偏差上昇しる。意図の形成と学歴との相関はみられない

た場合，前者は 1.0％ポイントの低下，起業が，おおむね，最終学歴が高いと実際の行動直後の段階では 0.5％ポイントの上昇となる。

を伴う起業活動，特に準備に従事する傾向が経済的な有意性も決して小さなものではないうかがえる。起業態度については，いずれのと い え る だ ろ う。 仮 説 1 〜 3 の う ち 仮 説

段階においても知識・能力・経験知覚，事業

1b，仮説 3a が支持され，仮説 2a，b はいず

機会認識，起業活動浸透は有意に正，失敗脅れも支持されない。賃金の年功性の効果は段威は負となっており，先行研究と同様の結果

階が進むにつれてマイナスからプラスに転じが得られている 14）。これら四つの起業態度る。

のうち，係数が最も大きいのは，先行研究と国レベルのコントロール変数をみると，1

同様，知識・能力・経験知覚である。平均的

人当たり GDP はモデル 2，3 のいずれの段にみて，日本に限らず知識・能力・経験知覚階においても有意にマイナスであり，経済発

は起業活動への従事を大きく左右する。その展が進むほど起業活動に従事しなくなる傾向

係数からは，潜在期以上に懐妊期や誕生期でが明確に現れている。また高い失業率は潜在の効果が大きいことが分かる。

起業家，懐妊期の起業家となる確率を低下さ

次に，切片のばらつきを国レベルの変数でせる。誕生期については，符号はマイナスだ

説明したモデル 2，3 の結果を確認していくが有意な結果は得られていない。マクロ経済（表 5）。まず，切片の分散はいずれの段階にの状況が影響を与えるのは実際に起業する以

ついてもモデル 1 と比べて小さくなってい前であり，逆にいったん起業すると失業率がる。特に潜在期ではモデル 1 の 0.477 からモ

高いからといってすぐに起業活動を止めるとデル 2 の 0.282 へと約 41％，誕生期では 0.424

いうわけではないといえる。

から 0.282 へと約 33％減少している。モデ

最後に，知識・能力・経験知覚の傾きのばル 3 でも同様の結果が得られており，分析にらつきを賃金の年功性で説明するモデル 4，

用いた国レベルの変数によって説明される部5 をみていく（表 6）。賃金の年功性を示す

分は比較的大きい。国の状況によって潜在起

変数が切片に与える影響は，モデル 2，3 と― 83 ―+鈴木正明氏.indd 83『商学集志』第 92 巻第 1 号（’22. 6）2022/06/16 9:34:57

年功賃金は起業活動を抑制しているのか？

表5

推計結果（国レベル変数投入後，交互作用項なし）
モデル 2

潜在期
固定効果
個人レベル変数
切片
年齢
女性
大卒
高卒
知識・能力・経験事業機会認識
起業活動浸透
失敗脅威
国レベル変数
1 人当たり GDP
失業率
賃金指数差

モデル 3

懐妊期

誕生期

懐妊期

誕生期

-2.688 ＊＊＊ -4.241 ＊＊＊ -4.704 ＊＊＊(0.098)(0.113)(0.155)-1.390 ＊＊＊ -0.721 ＊＊＊ -0.559 ＊＊＊(0.093)(0.111)(0.120)-0.207 ＊＊ -0.385 ＊＊＊ -0.411 ＊＊＊(0.084)(0.077)(0.090)0.021
0.255 ＊＊＊ 0.270 ＊(0.086)(0.068)(0.159)0.162-0.0690.148 ＊＊
(0.061)(0.068)(0.117)
1.222 ＊＊＊ 2.018 ＊＊＊ 2.189 ＊＊＊(0.048)(0.056)(0.081)0.413 ＊＊＊ 0.735 ＊＊＊ 0.645 ＊＊＊(0.047)(0.060)(0.133)0.546 ＊＊＊ 0.990 ＊＊＊ 1.200 ＊＊＊(0.033)(0.043)(0.172)-0.255 ＊＊＊ -0.634 ＊＊＊ -0.800 ＊＊＊(0.042)(0.041)(0.051)-2.688 ＊＊＊ -4.242 ＊＊＊ -4.705 ＊＊＊(0.099)(0.113)(0.155)-1.390 ＊＊＊ -0.721 ＊＊＊ -0.559 ＊＊＊(0.093)(0.111)(0.120)-0.207 ＊＊ -0.385 ＊＊＊ -0.411 ＊＊＊(0.084)(0.077)(0.090)0.021
0.255 ＊＊＊ 0.270 ＊(0.085)(0.069)(0.159)-0.0690.147 ＊＊
0.163
(0.061)(0.068)(0.117)1.221 ＊＊＊ 2.019 ＊＊＊ 2.190 ＊＊＊(0.048)(0.056)(0.081)0.414 ＊＊＊ 0.734 ＊＊＊ 0.645 ＊＊＊(0.047)(0.060)(0.132)0.546 ＊＊＊ 0.990 ＊＊＊ 1.200 ＊＊＊(0.033)(0.043)(0.172)-0.255 ＊＊＊ -0.633 ＊＊＊ -0.800 ＊＊＊(0.042)(0.041)(0.051)-1.094 ＊＊＊ -0.881 ＊＊＊ -0.782 ＊＊＊(0.346)(0.321)(0.255)-0.037 ＊＊ -0.018-0.025 ＊(0.015)(0.016)(0.012)0.002
0.006 ＊＊
-0.005 ＊＊(0.002)(0.003)(0.003)-1.102 ＊＊＊ -0.874 ＊＊＊ -0.783 ＊＊＊(0.345)(0.32)(0.252)-0.026 ＊-0.036 ＊＊ -0.018(0.015)(0.016)(0.012)

賃金標準偏差変動効果（分散）
切片
知識・能力・経験

潜在期

0.282 ＊＊＊
0.069 ＊＊＊

0.314 ＊＊＊
0.047 ＊＊

0.282 ＊＊＊
0.112 ＊＊＊

-0.012 ＊＊(0.006)0.005(0.008)0.017 ＊＊
(0.007)0.282 ＊＊＊
0.068 ＊＊＊

0.316 ＊＊＊
0.047 ＊＊

0.283 ＊＊＊
0.115 ＊＊＊

同様，潜在期では有意にマイナス，誕生期で識・能力・経験知覚の効果は潜在期，懐妊期は有意にプラスとなっている。また個人，国では変わらないものの誕生期では低下する。

のクロスレベル効果をみると，年功性と知仮説 5a が部分的に支持される。

識・能力・経験知覚との交互作用項は誕生期

ここまで基本モデルの結果を確認した 15）。

でのみ有意でマイナスとなっている。その結賃金の年功性についての結果の解釈はその頑果としてモデル 4，5 とも誕生期については健性を確認した後に検討する。

知識・能力・経験知覚の傾きの分散は大きく低下している。賃金の年功性が強いと，知『商学集志』第 92 巻第 1 号（’22. 6）+鈴木正明氏.indd 84― 84 ―

2022/06/16 9:34:58

年功賃金は起業活動を抑制しているのか？

表6

推計結果（国レベル変数投入後，交互作用項あり）
モデル 4

潜在期
固定効果
個人レベル変数
切片
年齢
女性
大卒
高卒
知識・能力・経験事業機会認識
起業活動浸透
失敗脅威
国レベル変数
1 人当たり GDP
失業率
賃金指数差

モデル 5

懐妊期

誕生期

懐妊期

誕生期

-2.688 ＊＊＊ -4.240 ＊＊＊ -4.733 ＊＊＊(0.098)(0.113)(0.155)-1.390 ＊＊＊ -0.721 ＊＊＊ -0.560 ＊＊＊(0.093)(0.111)(0.120)-0.207 ＊＊ -0.385 ＊＊＊ -0.411 ＊＊＊(0.084)(0.077)(0.090)0.021
0.255 ＊＊＊ 0.270 ＊(0.086)(0.068)(0.159)0.162-0.0690.148 ＊＊
(0.061)(0.068)(0.117)1.223 ＊＊＊ 2.017 ＊＊＊ 2.219 ＊＊＊(0.048)(0.056)(0.078)0.413 ＊＊＊ 0.735 ＊＊＊ 0.645 ＊＊＊(0.047)(0.060)(0.133)0.546 ＊＊＊ 0.991 ＊＊＊ 1.201 ＊＊＊(0.033)(0.043)(0.173)-0.255 ＊＊＊ -0.634 ＊＊＊ -0.799 ＊＊＊(0.042)(0.041)(0.051)-2.689 ＊＊＊ -4.239 ＊＊＊ -4.733 ＊＊＊(0.098)(0.113)(0.155)-1.390 ＊＊＊ -0.721 ＊＊＊ -0.560 ＊＊＊(0.093)(0.111)(0.120)-0.207 ＊＊ -0.385 ＊＊＊ -0.411 ＊＊＊(0.084)(0.077)(0.090)0.021
0.255 ＊＊＊ 0.270 ＊(0.085)(0.068)(0.159)-0.0690.148 ＊＊
0.163
(0.061)(0.068)(0.117)1.223 ＊＊＊ 2.016 ＊＊＊ 2.219 ＊＊＊(0.048)(0.056)(0.080)0.414 ＊＊＊ 0.734 ＊＊＊ 0.645 ＊＊＊(0.047)(0.060)(0.133)0.546 ＊＊＊ 0.990 ＊＊＊ 1.201 ＊＊＊(0.032)(0.043)(0.173)-0.255 ＊＊＊ -0.634 ＊＊＊ -0.799 ＊＊＊(0.042)(0.041)(0.051)-1.079 ＊＊＊ -0.863 ＊＊＊ -0.762 ＊＊＊(0.339)(0.317)(0.251)-0.035 ＊＊ -0.017-0.024 ＊(0.014)(0.017)(0.012)0.003
0.015 ＊＊＊
-0.006 ＊(0.004)(0.004)(0.003)-1.098 ＊＊＊ -0.866 ＊＊＊ -0.766 ＊＊＊(0.341)(0.318)(0.251)-0.025 ＊-0.035 ＊＊ -0.017(0.014)(0.016)(0.012)

賃金標準偏差クロスレベル効果
知識・能力・経験×賃金指数差知識・能力・経験×賃金標準偏差
変動効果（分散）
切片
知識・能力・経験

潜在期

0.002
(0.003)0.279 ＊＊＊
0.068 ＊＊＊

-0.001(0.003)-0.017 ＊(0.010)0.006(0.010)0.040 ＊＊＊
(0.009)0.006(0.008)0.000(0.008)-0.027 ＊＊＊(0.009)0.279 ＊＊＊
0.068 ＊＊＊

0.308 ＊＊＊
0.045 ＊＊

0.259 ＊＊＊
0.054 ＊＊＊

-0.011 ＊＊＊(0.003)0.308 ＊＊＊
0.045 ＊＊

0.245 ＊＊＊
0.035 ＊＊＊

（2）頑健性の確認をとった推計を行い結果の頑健性を確認す

上記の推計では国レベルの変数について 1る。2 期 ラ グ を と っ た 推 計 に は 2012 年，

期ラグをとってきた。ここでは賃金の年功性2016 年の APS，3 期ラグをとった推計にはを含め国レベルの変数の 2 期ラグ，3 期ラグ2013 年，2017 年の APS を用いることになる。

― 85 ―+鈴木正明氏.indd 85『商学集志』第 92 巻第 1 号（’22. 6）2022/06/16 9:34:58

年功賃金は起業活動を抑制しているのか？

表7

推計結果（説明変数 2 期ラグ）モデル 6（2 期ラグ）
潜在期
固定効果
個人レベル変数
切片
年齢
女性
大卒
高卒
知識・能力・経験事業機会認識
起業活動浸透
失敗脅威
国レベル変数
1 人当たり GDP
失業率
賃金指数差
クロスレベル効果
知識・能力・経験×賃金指数差変動効果（分散）
切片
知識・能力・経験

懐妊期

モデル 7（2 期ラグ）

誕生期

潜在期

懐妊期

誕生期

-2.788 ＊＊＊ -4.241 ＊＊＊ -4.878 ＊＊＊(0.096)(0.105)(0.097)-1.347 ＊＊＊ -0.729 ＊＊＊ -0.510 ＊＊＊(0.078)(0.101)(0.105)-0.262 ＊＊＊ -0.466 ＊＊＊ -0.432 ＊＊＊(0.057)(0.069)(0.059)0.055
0.173 ＊＊＊ 0.171 ＊＊＊(0.056)(0.064)(0.067)0.178 ＊＊
0.034
0.123 ＊＊
(0.042)(0.061)(0.078)1.251 ＊＊＊ 2.061 ＊＊＊ 2.253 ＊＊＊(0.042)(0.048)(0.074)0.577 ＊＊＊ 0.794 ＊＊＊ 0.662 ＊＊＊(0.035)(0.051)(0.044)0.505 ＊＊＊ 1.059 ＊＊＊ 1.489 ＊＊＊(0.029)-0.040(0.123)-0.284 ＊＊＊ -0.685 ＊＊＊ -0.825 ＊＊＊(0.032)(0.052)(0.041)-2.787 ＊＊＊ -4.243 ＊＊＊ -4.883 ＊＊＊(0.095)(0.105)(0.098)-1.347 ＊＊＊ -0.729 ＊＊＊ -0.510 ＊＊＊(0.078)(0.101)(0.105)-0.261 ＊＊＊ -0.466 ＊＊＊ -0.431 ＊＊＊(0.057)(0.069)(0.059)0.056
0.173 ＊＊＊ 0.171 ＊＊＊(0.056)(0.064)(0.067)0.034
0.123 ＊＊
0.178 ＊＊
(0.042)(0.061)(0.078)1.250 ＊＊＊ 2.063 ＊＊＊ 2.259 ＊＊＊(0.042)(0.048)(0.075)0.577 ＊＊＊ 0.794 ＊＊＊ 0.662 ＊＊＊(0.035)(0.051)(0.044)0.505 ＊＊＊ 1.059 ＊＊＊ 1.490 ＊＊＊(0.029)-0.040(0.123)-0.284 ＊＊＊ -0.685 ＊＊＊ -0.825 ＊＊＊(0.032)(0.052)(0.041)-1.044 ＊＊＊ -0.977 ＊＊＊ -0.875 ＊＊＊(0.298)(0.265)(0.224)-0.013-0.041 ＊＊＊ -0.028 ＊＊＊(0.014)(0.013)-0.010-0.0010.004
0.005 ＊＊＊
(0.002)(0.002)(0.002)-1.052 ＊＊＊ -0.979 ＊＊＊ -0.875 ＊＊＊(0.303)(0.268)(0.227)-0.013-0.041 ＊＊＊ -0.028 ＊＊＊(0.014)(0.013)-0.010-0.0030.003
0.007 ＊＊
(0.003)(0.003)(0.003)0.002(0.002)0.233 ＊＊＊
0.043 ＊＊＊

0.232 ＊＊＊
0.017

0.146 ＊＊＊
0.095 ＊＊＊

0.228 ＊＊＊
0.041 ＊＊＊

-0.002(0.003)0.233 ＊＊＊
0.016

0.146 ＊＊＊
0.091 ＊＊＊

（注）1．モデル 6 では懐妊期における知識・能力・経験知覚の変動効果が非有意であり，その係数が国によって異なるという仮説が棄却されている。このため，モデル 7 の懐妊期には交互作用項を加えていない。
2．観測数は，49 カ国，86,742 である。

推計結果は表 7（2 期ラグ）
，表 8（3 期ラグ）まず 2 期ラグをとったモデル 6（表 7）をのとおりである。賃金の年功性に関する二つ

みると，1 期ラグをとったモデル 2（表 5）の変数を入れ替えて推計を行ったが，結果はとの違いは潜在期における賃金指数差の効果

ほとんど変わらない 16）。そこで，賃金指数である。モデル 2 では有意にマイナスだった

差の結果のみを掲載している。

が，モデル 6 では非有意である。一方懐妊期，『商学集志』第 92 巻第 1 号（’22. 6）+鈴木正明氏.indd 86― 86 ―

2022/06/16 9:34:58

年功賃金は起業活動を抑制しているのか？

表8

推計結果（説明変数 3 期ラグ）モデル 8（3 期ラグ）
潜在期
固定効果
個人レベル変数
切片
年齢
女性
大卒
高卒
知識・能力・経験事業機会認識
起業活動浸透
失敗脅威
国レベル変数
1 人当たり GDP
失業率
賃金指数差
クロスレベル効果
知識・能力・経験×賃金指数差変動効果（分散）
切片
知識・能力・経験

懐妊期

モデル 9（3 期ラグ）

誕生期

潜在期

懐妊期

誕生期

-2.715 ＊＊＊ -4.205 ＊＊＊ -4.785 ＊＊＊(0.112)(0.127)(0.105)-1.323 ＊＊＊ -0.685 ＊＊＊ -0.568 ＊＊＊(0.099)(0.121)(0.112)-0.166 ＊＊ -0.400 ＊＊＊ -0.341 ＊＊＊(0.072)(0.073)(0.078)-0.0350.230 ＊＊＊ 0.157 ＊＊(0.065)(0.068)(0.078)-0.0250.193 ＊＊＊ 0.033(0.055)(0.054)(0.076)1.205 ＊＊＊ 1.871 ＊＊＊ 2.171 ＊＊＊(0.058)(0.074)(0.106)0.518 ＊＊＊ 0.691 ＊＊＊ 0.646 ＊＊＊(0.037)(0.063)-0.0500.474 ＊＊＊ 1.070 ＊＊＊ 1.371 ＊＊＊(0.036)-0.060(0.067)-0.257 ＊＊＊ -0.544 ＊＊＊ -0.753 ＊＊＊(0.038)(0.059)(0.067)-2.713 ＊＊＊ -4.204 ＊＊＊ -4.796 ＊＊＊(0.109)(0.125)(0.108)-1.323 ＊＊＊ -0.684 ＊＊＊ -0.568 ＊＊＊(0.099)(0.121)(0.112)-0.166 ＊＊ -0.400 ＊＊＊ -0.341 ＊＊＊(0.072)(0.073)(0.078)-0.0350.230 ＊＊＊ 0.157 ＊＊(0.065)(0.068)(0.079)-0.0250.194 ＊＊＊ 0.034(0.055)(0.054)(0.076)
1.204 ＊＊＊ 1.869 ＊＊＊ 2.182 ＊＊＊(0.056)(0.074)(0.107)0.518 ＊＊＊ 0.691 ＊＊＊ 0.646 ＊＊＊(0.037)(0.063)-0.0500.474 ＊＊＊ 1.070 ＊＊＊ 1.371 ＊＊＊(0.036)-0.060(0.067)-0.258 ＊＊＊ -0.544 ＊＊＊ -0.753 ＊＊＊(0.038)(0.059)(0.067)-0.530 ＊(0.287)0.005(0.015)-0.002(0.002)-0.538 ＊(0.292)0.005(0.016)-0.007(0.004)-0.480 ＊(0.273)-0.020(0.012)-0.004(0.004)-0.621 ＊＊＊-0.200-0.009(0.008)0.005 ＊
(0.003)0.004(0.007)0.001(0.004)-0.006 ＊(-0.005)

0.315 ＊＊＊
0.109 ＊＊＊

0.374 ＊＊＊
0.199 ＊＊＊

-0.477 ＊(0.264)-0.020(0.012)-0.001(0.003)0.332 ＊＊＊
0.115 ＊＊＊

-0.628 ＊＊＊(0.198)-0.009(0.008)0.001(0.002)0.383 ＊＊＊
0.201 ＊＊＊

0.301 ＊＊＊
0.373 ＊＊＊

0.309 ＊＊＊
0.361 ＊＊＊

（注） 観測数は 44 カ国，78,306 である。

誕生期についての結果は変わらない。次にモ

なお，モデル 7 では懐妊期に交互作用項が含デル 7 をみると，賃金指数差の結果はモデル

まれていないが，これはモデル 6 では懐妊期

6 と同様であり，モデル 4 で有意だった潜在における知識・能力・経験知覚の変動効果が期の係数が符号は同じだが非有意になってい非有意（p = 0.278），つまりその係数が国にる。また，交互作用項の符号はすべてモデル

よって変わらないという結果が得られたため

4 と同じだが有意な結果は得られていない。

である。

― 87 ―+鈴木正明氏.indd 87『商学集志』第 92 巻第 1 号（’22. 6）2022/06/16 9:34:59

年功賃金は起業活動を抑制しているのか？

最後に 3 期ラグをとったモデル 8（表 8）な結果が得られた。ただし，その符号は一貫

をみると，賃金指数差の結果は，いずれの段

してマイナスである。企業特殊的人的資本の階においても有意な結果は得られていない。

蓄積の促進を通じて年功性が起業意図の保有

しかし，モデル 9 では 10％水準（p = 0.084）を阻害する効果と促進する効果が部分的に相ではあるものの，モデル 2 と同様，誕生期で殺されつつも，前者がやや強いことが反映さ

プラスになっている。交互作用項もやはり有れているものとみられる。その結果，賃金プ

意水準は必ずしも高くはないが（p = 0.095）

ロファイルの傾きが急である国では，非起業

マイナスという結果が得られている。

家との比較において潜在起業家である確率は

ちなみに，以上のモデルにおける個人レベ
ルの変数の係数の大きさや有意水準などはほ低下する傾向が弱いながらも存在するといえるだろう。

とんど変わっていない。女性や年齢の効果に一方，誕生期の段階においては 3 期ラグのついてもモデル 2 と同じである。やや異なる

モデル 8 を除きすべての推計において有意に結果が得られたのは，モデル 6，7 の高卒ダ

プラスである。賃金プロファイルの傾きが急

ミーが誕生期において 1 期ラグのモデルとはである国では誕生期の起業家である確率は高異なり有意であることのみである。国レベル

い。これは，労働市場の流動性の乏しさにの変数については，モデル 6，7 ではモデル

よって起業後の金銭的な機会費用が低下する

2 とは異なり，失業率が誕生期で有意にマイ結果，手がける事業を続けようとするインセ

ナス，潜在期ではマイナスであるものの非有ンティブが高まるためと解釈できる。また雇意である。2 期ラグをとったモデルの失業率

用者では得にくい仕事上の裁量の大きさが事は t-4 年から t-2 年の失業率の平均である。

業継続のインセンティブを高めていることも誕生期の結果については同期間のマクロ経済

考えられる。

状況に対応して実際の起業活動から退出した

これに対して，懐妊期ではすべてのモデル

起業家が存在する，潜在期の結果についてはで有意な結果が得られていない。これは，懐近い過去のマクロ経済状況が起業意図の保有

妊期が潜在期と誕生期の中間的な段階だからに影響を与えると解釈できるかもしれない。

ではないかと思われる。つまり，一部が準備

他方，3 期ラグを取ったモデルの失業率はすのためにすでに離職しており潜在期ほど賃金

べて非有意であり，3 年以上前の失業率は現の年功性の抑制効果が大きくないこと，他方在の起業活動への従事状況に影響を与えてい一部は離職せずに準備していることから誕生ないことがうかがえる。また，モデル 6 〜 9

期ほど年功性の促進効果が大きくないことににおける 1 人当たり GDP の結果は 1 期ラグ起因すると解釈できる。

の推計と同じであり，国の所得水準が高いほ

次に，知識・能力・経験知覚の効果を賃金

ど起業活動は不活発となることが示されていの年功性で説明した推計結果をみていく。両る。

者の交互作用項が有意だったのは 1 期ラグをとったモデル 4，5 と 3 期ラグをとったモデ（3）考察

ル 9 の誕生期で，いずれも符号はマイナスで

ここでは上記の結果を改めてまとめつつ主ある。2 期ラグをとった推計の誕生期では非として人的資本の観点から解釈していく。ま有意だったが，符号はやはりマイナスであず切片のばらつきに関して，潜在期におけるる。総じて，賃金プロファイルの傾きが急で賃金の年功性は 1 期ラグをとった推計では有ある国では知識・能力・経験知覚が誕生期の意，2 期，3 期ラグをとった推計では非有意起業家である確率を低下させる傾向があるこ『商学集志』第 92 巻第 1 号（’22. 6）+鈴木正明氏.indd 88― 88 ―

2022/06/16 9:34:59

年功賃金は起業活動を抑制しているのか？

とがうかがえる。

が与える影響を分析してきた。主な分析結果

この結果についても人的資本の観点から説は次の通りである。

明できるように思われる。起業に必要なのは第 1 に，賃金の年功性は起業活動に一定の一般的人的資本であり，知識・能力・経験知

影響を与えるが，その内容は段階によって異覚はその程度を測定していると考えられる。

なる。潜在期には賃金の年功性が起業活動を確かに，この変数は主観的な評価によるもの

抑制するという効果が働く傾向がみられた。

ではある。それでも，誕生期の起業家が現実

その背景には，賃金の年功性が低い国に比べの業績等を踏まえて判断しているとすれば，て高い国では企業特殊的人的資本の蓄積を通

その評価はある程度客観的ではないかと思わ

じて継続勤務のインセンティブが高まることれる。一般的人的資本を有していれば相対的が考えられる。しかし起業活動の段階が進むに雇用者に戻りやすく，誕生期の起業家ににつれてこうした傾向は反転し，賃金の年功とって事業を続けることの金銭的な機会費用性が強いほど誕生期の起業家である確率は上は上昇する。この結果，手がけている事業へ昇する。これは，年功性が強い国では起業後の要求報酬は上昇し，それを達成できなけれの金銭的な機会費用が低くなりがちであり，

ば雇用者に戻ることになる。

手がける事業を続けようとするインセンティ

もちろん，こうした効果は賃金の年功性のブが高まるためと解釈できる。さらに，仕事強弱に関わらず存在する。しかし，年功性が上の裁量の大きさが事業継続のインセンティ

弱ければ労働市場の流動性が高くなりがちでブを高めている可能性も考えられる。

あることから，一般的人的資本の高低によっ

第 2 に，知識・能力・経験知覚が起業活動て雇用者への戻りやすさは左右されにくいとに与える効果の大きさは少なくとも潜在期，みられる。逆に，年功性が強い国では，一般誕生期では国ごとに異なる。このうち誕生期

的人的資本を有していると，そうでない場合についてはこの違いが賃金の年功性である程と比べて雇用者により戻りやすく，起業活動

度説明された。具体的には，年功性が強い国に「滞留」する傾向が弱くなる。この結果，

ほど知識・能力・経験知覚の効果は低下，つ一般的人的資本である知識・能力・経験を有まり誕生期の起業家である確率は低下する。

していると知覚する場合に誕生期の起業家で知識・能力・経験知覚を有する誕生期の起業ある確率が低下すると考えられる。

家の一般的人的資本は高く，その結果起業の一方，誕生期以外では交互作用項は非有意機会費用が高くなったり仕事上の裁量が大きであり，知識・能力・経験知覚の効果についくなったりしていることが考えられる。一ての国のばらつきを賃金の年功性で説明する

方，他の二つの段階では知識・能力・経験知

ことはできなかった。潜在期では全員，懐妊覚の影響の国ごとの違いを賃金の年功性で説期では一部がまだ離職していない。離職して明することはできなかった。

いなければ一般的人的資本が高いと雇用者に第 3 に，コントロール変数について個人属

戻りやすいという上記の効果は現れないだろ

性，起業態度という個人レベルの変数についう。このため，潜在期や懐妊期では交互作用ては先行研究と整合的な結果が得られた。特項が非有意となっているものと考えられる。

に知識・能力・経験知覚の効果は大きい。ただし，年齢と性別についていずれも起業活動

5．まとめと今後の課題への従事を抑制する要因だが，起業活動の段階によってその影響が異なることが確認され本稿では，起業活動の段階ごとに年功賃金た。年齢については加齢に伴い起業意図をも― 89 ―+鈴木正明氏.indd 89『商学集志』第 92 巻第 1 号（’22. 6）2022/06/16 9:35:00

年功賃金は起業活動を抑制しているのか？

たなくなる傾向，女性については起業意図を期や誕生期への移行を橋渡しするような支援もったとして実際の行動に移行しない傾向がが求められる。たとえば，ロールモデルとな確認された。一方，国レベルの変数についてりうる女性起業家と起業意図を有する女性と1 人当たり GDP が高くなるほど，失業率がのマッチングを活発にすることによって，起高くなるほど，総じて起業活動に従事する確業プロセスの進め方を実地に体験できるよう率は低下するという結果も得られた。

な機会を増やすような支援が考えられる。こ以上の分析結果からは次の含意が導かれのような支援によって，女性の潜在起業家がる。第 1 に，日本の起業活動が不活発なのは知覚するリスクが低下し行動を伴う起業活動

賃金が年功的だからという通念には留意が必にいっそう従事するようになることが考えら要である。賃金の年功性の強さが潜在起業家れる。

を確かに少なくしているかもしれないが，懐今後の課題としては次の 4 点が挙げられ

妊期，誕生期の起業家の少なさにつながってる。第 1 に，本稿では取り上げたのは賃金プいるわけではないようである。賃金の年功性

ロファイルの傾き，つまり年功賃金一般であと起業活動との関係は複雑である。

る。日本においては，賃金プロファイルに限

第 2 に，起業活動の活発さを測定することらず日本型雇用慣行（Abegglen, 1958）と呼の困難さを改めて指摘できる。EPL の効果

ばれる様々な慣行が起業活動に影響を与えてを分析した Robson （2003）は，雇用規制のいる可能性がある。賃金の上がり方や決め方

回避目的で生じたアウトソーシング需要になど，日本特有の問題などとの関係の分析をよって誕生する自営業主を「偽の自営業主」

通じて，様々な慣行の関連性にも目を向けつとする。年功賃金の下で誕生期の起業家が多つ，より包括的な知見を導き出していくことくなるのが雇用者への移動の難しさの結果でが必要であろう。第 2 に，今回の分析はあくあるとすれば，その一部は「偽の起業活動従までも国レベルの賃金の年功性の効果の検証事者」といえるかもしれない。賃金の年功性にとどまる。1 国のなかでも従業上の地位やが強い日本では「偽の起業活動従事者」が他

就業形態，職種といった仕事の内容，学歴や国と比べて多い可能性がある。

性別，人種など個人の属性などによって賃金

現在日本政府は開業率の数値目標を掲げての年功性の程度や意義は異なる。個人が直面いる。しかし，「偽の起業活動従事者」が存している賃金カーブを推計することで，賃金在するとすれば，量的な基準だけではなく，の年功性の効果をより正確に把握できる。加

その質も合わせて検討する必要があるといええて，年功賃金と起業活動との関連を時代区るだろう。ただし，近年日本では，非製造業

分ごとに検討することも両者の関係に関するの大卒者（Hamaaki et al., 2010）や大企業に知見を深めていくうえで有効ではないかと考勤務の男性大卒者（Hamaaki et al., 2012）なえられる。第 3 に，EU と日本に限られていど，少なくとも一部では賃金プロファイルのる分析対象国を拡充する必要がある。今回の傾きが緩やかになってきている。こうした動推計において説明変数のラグを変えると有意向が広まっていけば，潜在起業家は増えつつ水準の違いなど若干異なる結果が得られた。

「偽の起業活動従事者」が減少していくのか

これはラグの問題というよりも推計対象国がもしれない。見かけ上，起業活動が不活発に変わることに起因する可能性がある。とすれなることも考えられる。

ば，特に米国や日本と同様に年功性が比較的最後に，副次的ではあるが，女性起業家を強いとされる東アジア諸国などを加えて，今増やそうとするのであれば，潜在期から懐妊回の結果がどの程度一般化できるのかを検証『商学集志』第 92 巻第 1 号（’22. 6）+鈴木正明氏.indd 90― 90 ―

2022/06/16 9:35:00

年功賃金は起業活動を抑制しているのか？

することが必要である。分析対象国を増やす

くいのかどうかパネルデータを用いて確認すことでプーリングを行わない推計も可能となる必要がある。以上の点を今後の課題としたる。第 4 に，分析結果の解釈の妥当性を検証い。

することである。本稿では，賃金の年功性の影響を人的資本の性質（一般的，企業特殊的）

謝辞と関連付けて解釈した。特に誕生期における2 名の匿名レフェリーから，的確かつ建設

結果の解釈の妥当性を検証するためには，実的なコメントをいただきました。ここに記し際に起業した人たちが本当に雇用者に戻りにてお礼申し上げます。

（注）

怖れを生み出す結果起業活動への従事を思いと

1） GEM は，英国のロンドン・ビジネス・スクール

どまらせるようになる可能性を示唆する。単なと米国のバブソン・カレッジが中心となって行っる恐れではなく現実にも戻りにくいのであれば，ている国際研究プロジェクトである。このプロ

いったん起業すると起業活動を継続する傾向がジ ェ ク ト で は 一 般 の 成 人 を 対 象 と し た Adult

強くなる可能性がある。この議論は賃金の年功

Population Survey（APS），起業に関する専門家

性にも応用できるように思われる。

を対象とした National Expert Survey（NES）と8） Liang （2011）は，マクロの観点から，若年層のいう二つの調査が毎年実施されている。起業活

割合が高いと，起業活動が活発化するとともに，動に関する分析において世界で最も頻繁に用い資金的な余裕が企業に生まれることから賃金られるデータの一つである。APS の説明は第 3

カーブの傾きは急になるとする。つまり，若年節を参照。

層割合が起業活動の活発化などを通じて最終的

2） 村田・堀（2019）には，日本における賃金プロに賃金の年功性に影響を与えるという関係であファイルが米国と比べて急であること，近年こる。これに対して，本稿は国レベルの変数（賃うした傾きが緩やかになっていることを検証し金の年功性）を所与としてこれらが個人の意思た数多くの先行研究の概要がまとめられている。

決定に与える影響というミクロレベルでの分析

3） 本稿で主として用いるデータは GEM の APS でである。本稿では国レベルの年齢構成と年功賃ある。本文中に記載のとおり，GEM では②の潜

金との関係まで含めた分析はされておらず，こ在期を明示的に設定してはいないが，この段階の点は今後の課題としたい。

を設定するための質問が尋ねられている。

9） 具体的な分類方法は次の通りである。ただし，

4） 青木・奥野・村松（1996）は日本の文脈におい「今後 3 年以内に，1 人または複数で，自営業・てこの議論を展開しているが，これは他国にお個人事業を含む新しいビジネスをはじめることいても該当するものと考えられる。

を見込んでいる」に無回答，起業活動にも従事

5） Amit et al.（1995）では，雇用者の所得との比較していない雇用者，3.5 年超の事業を所有・経営を通じて機会費用（自営業移行前の所得）の小しておらず，起業活動にも従事していない自営

さい人が自営業主に移行することが確認されて業主を対象から除外している。また，以下の③いる。

と④には勤務先を離職せず社内で新事業の立ち

6） Robson （2003）は，EPL の厳しさと起業活動の不活発さを媒介する要因としてリスク回避的な①非起業家：「今後 3 年以内に，1 人または複数で，国民の多さも指摘している。

自営業・個人事業を含む新しいビジネスをはじ

7） Robson（2003）は EPL が雇用労働に戻りにくい― 91 ―+鈴木正明氏.indd 91

上げに従事している人も含まれる。

めることを見込んでいる」という質問に「いい『商学集志』第 92 巻第 1 号（’22. 6）2022/06/16 9:35:01

年功賃金は起業活動を抑制しているのか？
え」と回答し，かつ起業活動にも従事していな

契約社員」が 3.1％だが，このなかの多くもフルい成人。

タイムである可能性が高い。同調査にはバイア②潜在起業家：「今後 3 年以内に，1 人または複スがあるかもしれないが，起業活動従事者の多数で，自営業・個人事業を含む新しいビジネス

くはフルタイムで働いている（働いていた）人をはじめることを見込んでいる」という質問に「はい」と回答し，かつ起業活動に従事していなといえるかもしれない。
13）起業活動は段階的に進む（entrepreneurial lad-

い成人。

der）という考え方に基づき van der Zwan et③懐妊期の起業家：独立・社内を問わず，新しal.（2010）の分析では順序ロジットが用いられいビジネスを始めるための準備を行っており，ている。しかし，それぞれの変数がすべての段

かつまだ給与を受け取っていないまたは受け階において同じ効果を有するという順序ロジッ取っている場合その期間が 3 カ月未満である成人。

トの平行性の仮定に反する可能性があること，④誕生期の起業家：「すでに会社を所有・経営しこれに関連して賃金の年功性がそれぞれの段階ており，当該事業からの報酬を受け取っているに与える影響を分析できないことから，本稿で期間が 3 カ月以上 3.5 年未満の成人。

は多項ロジットを用いた。また，データを国レ

10）2008 年以降の APS では回答者の職業をフルタ

ベルで集計した分析を行うことも考えられるが，イム（パートタイム兼業を含む），パートタイム

年功賃金に関連する指標が得られる国が少ない

のみ，引退者・障がい者，主夫・主婦，学生，ことから個人ベースの推計を行うこととした。

無業，自営業主，その他，不明の 9 つに分類し14）事業機会認識は今後半年以内に事業機会が訪れている。しかしそれ以前は自営業主が別区分さるかどうかに関する認識であり，誕生期には関れていない。

連しない起業態度とも考えられる。そこで，こ11）トルコの賃金指数差，賃金標準偏差は，平均を 3の変数を除いた推計も行ったが表 4 に示した結

標準偏差以上上回っている。このため外れ値として同国を分析から除外した。

果はほとんど変わらなかった。
15）スペインの観測数が他国に比べて多いため同国

12）起業活動の分析において雇用形態（フルタイム，

を除いた推計も行った。モデル 2 に対応する推パートタイム）は重要な個人属性である。しか計 に お い て 賃 金 指 数 差 の 係 数 は 潜 在 期 -0.004

し，懐妊期や誕生期の起業家のなかにはすでに（p = 0.078）， 懐 妊 期 0.003（p = 0.327）， 誕 生 期

離職した人がおり，これらの前職での雇用形態

0.005 （p = 0.029）である。モデル 4 に対応するは確認できない。このため，雇用形態をコント

推計ではそれぞれの係数は -0.006（p = 0.129），

ロールしていない。ただし，日本政策金融公庫

0.003（p = 0.400），0.016（p = 0.001），交互作用総合研究所「2021 年度新規開業実態調査」によ

項の係数は 0.002（p = 0.452），0.000（p = 0.966），

ると，開業直前の職業が「正社員・正職員（管-0.012（p = 0.001）である。スペインを除いても理職）」は 39.5％，「正社員・正職員（管理職以結果は変わらない。

外 ）」29.8 ％，「 会 社 や 団 体 の 常 勤 役 員 」 は16）3 期ラグをとるとモデル 5 に対応する推計におい10.7％となっており，開業者の多くはフルタイて賃金標準偏差が誕生期の切片，知識・能力・ムで働いていたことがうかがえる。他方「パー経験知覚の傾きに与える効果の有意水準が若干

トタイマー・アルバイト」は 9.2％，「派遣社員・低下する。p 値はそれぞれ 0.104，0.102 である。

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（Abstract）
Entrepreneurship in Japan is said to be low due to steep wage protiles. However, this claim
has not been fully tested. This paper analyzes the eﬀects of the seniority-based wage system,on entrepreneurship. In analyzing its eﬀects, the entrepreneurial process is divided into fourstages. The hypothesis is formed mainly based on the nature of the general and ﬁrm-speciﬁchuman resources. The multilevel multinomial logit is applied to the Global Entrepreneurship
Monitor to verify the hypothesis. The main ﬁndings are: in countries with a strong senioritybased wage system, (i) the probability of being a potential entrepreneur (those who haveentrepreneurial intention but have not started preparation for actual startup) tends to be lower
while the probability of being a baby entrepreneur (new entrepreneur up to 3.5 years old)
tends to be higher, and (ii) the probability of being a baby entrepreneur is lower for those withperceived knowledge and experiences necessary for entrepreneurship. These ﬁndings cast
doubt on the common belief that the seniority-based wage system is the cause of the low entrepreneurship in Japan. Also, it is implied that countryʼs entrepreneurship needs to be evaluatedby both quantitative and qualitative measures.

― 95 ―+鈴木正明氏.indd 95『商学集志』第 92 巻第 1 号（’22. 6）2022/06/16 9:35:03