Discussion Paper Series

University of Tokyo

Institute of Social Science
Panel Survey
東京大学社会科学研究所 パネル調査プロジェクト
ディスカッションペーパーシリーズ

女性のキャリアにおける小企業からの退職と再入職
Entries and exits from small enterprise among Japanese women

三輪哲（東北大学大学院教育学研究科）

Satoshi MIWA
March 2011
No.47

INSTITUTE OF SOCIAL SCIENCE

東京大学社会科学研究所
UNIVERSITY OF TOKYO東京大学社会科学研究所パネル調査プロジェクト
ディスカッションペーパーシリーズ No.47
2011 年 3 月

女性のキャリアにおける小企業からの退職と再入職
三輪哲（東北大学大学院教育学研究科）

１．問題の所在
日本において、女性、とりわけ若年女性たちの雇用労働化が定着して久しい。女性就業の趨勢を就業構造基本調査の結果から確認しておくと、1992 年時点では、約 2698 万人（当該年齢中の 51.0%）が就業し、うち 2053 万人（就業者中の 76.1%）が被雇用者であった。
それが、近年の 2007 年になると、就業者 2780 万人（当該年齢中の 48.8%）で、そのうち被雇用者は 2446 万人（就業者中の 88.0%）にまで増加した。20 歳から 39 歳までの年齢層に限ると、1992 年の女性就業者約 1062 万人（当該年齢中の 63.6%）、うち 928 万人（就業者中の 87.3%）が被雇用者であったのが、2007 年では、就業者 1116 万人（当該年齢中の67.2%）、そのうち被雇用者は 1067 万人（就業者中の 95.6%）にまで至った。これらの統計数値を概観するだけでも、若年層において、女性が被雇用者として働く傾向が強まっている基調をはっきりとうかがい知ることができる。
注目できるのは、男性に比べると、女性の被雇用者はより規模の小さい企業で働く者の割合が多いことである。官公庁やその他法人･団体に勤める者を除いた被雇用者に占める従業員数 30 人未満の小企業従事者の割合を男女で比較すると、男性が 32.9%なのに対し、女性のそれは 38.5%である（平成 19 年就業構造基本調査より）。では、何ゆえに、女性は小企業に勤めやすいのであろうか。
考えられる理由の 1 つは、女性にとって小企業が、働きやすい優良な選択肢となっていることであろう。実際、その見解を支持する調査結果は存在する。国民生活金融公庫総合研究所編（2008）は、小企業の雇用に焦点をあてた貴重な研究成果である。それによる最重要と思われる発見は、「小企業は、一般に『弱者』と位置づけられる人にとっては、必ずしも条件の悪い職場ではない」（国民生活金融公庫総合研究所編 2008, p.30）ことを見出した点にある。すなわち、労働市場において相対的に弱い立場にある女性に関してもそのことがあてはまり、働きやすい環境といえるのかもしれない。
そして、その見方を裏付けるかのように、女性に限って言えば、小企業は大企業よりも、勤続年数が長い傾向にあることが知られる。
「小企業の女性雇用に関する実態調査」（2010）によれば、規模が小さくなるほど、勤続年数が平均的には長くなる傾向がみられる。この事実は、先ほど述べた「女性にとって小企業が働きやすい環境だから、そこで就業を続ける」とする見解を補強するものとなるように一見思われるのではないだろうか。女性のキャリアにおいて、小企業へと入っていけば、就業継続されやすいということなのか。
だが、それを結論として確定するのは早計に過ぎる。なぜならば、分析に用いた資料が一時点のクロス・セクション・データであって、その性質ゆえにもたらされた結果である
怖れを排せないからだ。まず、小企業と大企業とのあいだの勤続年数の違いに、年齢の影響が交絡している可能性がある。同調査では、小企業のほうが従業員の平均年齢が高いことも明らかにされている。だとすると、高齢で会社に残り続ける人が小企業では多いゆえに、勤続年数が高めに出るのであって、若年女性の就業継続のしやすさという点に着目したときには異なる結果が得られるかもしれない。それから、小企業のほうが本当は辞めて無職になりやすく、就業継続の意思がとても強い人ばかりが小企業に残っており、それゆ
え平均的に勤続年数が長めになっている可能性もある。
とりわけ重要な批判は、一時点の調査データでは、これから職場を辞める可能性があるがそれがまだ起きていないこと（右センサーと呼ばれる）の影響を受け、偏りのない企業
規模効果の推計ができないとするものである。それに加えて、調査時点で就いている現在の職業以前のキャリアをまったく考慮できないことも、通常のクロス・セクション・デー
タの分析についての限界といえる。
これらの問題へと対処できる分析方法として適切なのは、イベントヒストリー分析であろう。イベントヒストリー分析についての詳細は後述するが、ライフイベントに関する多変量解析の手法であり、あるイベントの生起に至るまでの時間を分析対象とする。つまり、イベントの起こりやすさを、イベントの起きるまでの早さまたはイベントが起きないでいる時間の短さとしてとらえる。人口学、社会学、経済学などの分野で、死亡、結婚、出産、転職、失業などの分析にしばしば用いられる。そして、ここで関心のある女性の就業継続問題にせまる方法として、最適といえる。
そこで本稿の目的を、イベントヒストリー分析を適用しての、若年女性のキャリアにおける小企業の位置づけの解明におく。果たして、小企業へ勤めた女性たちは、大企業や中小企業の女性たちに比べて、就業継続しやすいといえるのだろうか。まずはこの点が解くべき最初の課題となる。それから、勤めていた企業を辞めることを「退職」、退職した上で別の企業へと移ることを「転職」、退職して無職になることを「離職」、そして無職から新たに勤め始めることを「再入職」と定義し1、それぞれメカニズムが異なることを想定しつ
つ、分析を進める。小企業を通るキャリアはいかなる特徴をもつのか明らかにすることがめざされる。

２．先行研究と分析枠組み
2.1

女性のキャリア

日本において、女性に関してのキャリア研究は、主に 1980 年代以降に進展をみた分野といえる。大規模調査データの収集が、その動因の 1 つであったことは疑うべくもない。リ
ードしたのは、雇用職業総合研究所（現：独立行政法人労働政策研究・研修機構）である。
同研究所は、女性個人の職業経歴の調査を実施し、個票データによる女性のキャリア研究の嚆矢ともいえる成果をあげたのである（たとえば、雇用職業総合研究所編 1987, 1988）。
その動きから少しだけ遅れて、日本の社会学を代表する大規模調査プロジェクトである
SSM 調査（社会階層と社会移動全国調査）でも、女性のキャリア研究に本格的に着手する
1

これらの定義は、渡邊（2008）に倣った。

ようになっていった。その初期には、夫の階層的地位が妻のキャリアパターンや就業年数へと影響することが見出され（岡本・直井・岩井 1990）、後には女性の M 字型就労パターンの定着したコーホートの特定（岩井・真鍋 2000）、そして最近の若年層における M 字型
パターンの変容と（岩井 2008）、研究伝統が築かれてきている。
経済学における研究に目を向けると、パネルデータを用いた女性のキャリア研究が盛んになされるようになっている。ここにおいても、良質なデータが研究を主導したといっても過言ではあるまい。樋口・阿部（1999）は、公益財団法人家計経済研究所による「消費生活に関するパネル調査」のデータを用いて、結婚によって就業が中断する傾向を裏付けたほか、夫の恒常所得と既婚女性の労働供給とのあいだに負の関連があるとする知見を得た。これは、「ダグラス=有澤の法則」として知られるパターンをミクロレベルのパネルデータで実証したものと評価しうる2。近年でも、女性のキャリアのパネルデータあるいは回顧的職業経歴データの分析結果は着々と積み上げられている（酒井・樋口 2004; 四方・馬2006; 佐藤・馬 2008 など）。
さて、それらの社会学や経済学における実証研究から、女性のキャリアに関して得られた知見をここで整理したい。ここでは範囲を広くとり女性の就業選択全般に関する知見について検討していこう。
女性の就業選択に影響を与えうるとされる要因群の 1 つは、家族的要因である。その中でもまず考慮すべきは、M 字型就労パターンの源とされる、結婚と、出産である。結婚をすれば就業が中断される傾向が強まることは、いろいろな論者により裏付けられている（たとえば、樋口・阿部 1999）。また、出産に伴って仕事から離れることも、ほぼ常識といってよいほどの当たり前の知見といえる（岡本・直井・岩井 1990; 中井・赤地 2000）。単に出産のタイミングだけが問題なのではなく、出産後、子どもが 3 歳になるまでは無職のま
ま居続けるという「3 歳児神話」も知られ、実際に 3 歳以下の子どもをもつと就業率を押し下げる傾向が観察されている（岩間 2008b）。
家族の一人でもある、夫の効果もいくつか指摘される。配偶者の学歴が高いほど就業しなくなることや（四方・馬 2006）、配偶者の恒常所得の高さが就業を抑制することが明らかにされている（樋口・阿部 1999）。全般的に、女性の就業とその夫の社会経済的地位の高さとは負の関連がみられるのである。
女性のキャリアが、母親のそれに類似すると見る立場もある。子ども時代に、母親の働く姿、あるいは専業主婦として家にいる姿を目の当たりにし、それをロールモデルとして就業に関するアスピレーション（野心、意欲）を形成するというのだ。女性の職業および結婚に関する意識は、母親から影響されるという分析結果はそれを支持するものといえる

2「ダグラス=有澤の法則」とは、夫の社会経済的地位が高くなると、妻が無職になる経験的傾向を説明する法則の体系をさす。川口（2002）による整理を参照されたい。日本においても、これまでさまざまな実証分析により支持されてきた（樋口 1995; 岩間 2008a など）。

（岩永 1990）。
そして、しばしば就業選択を説明する要因として投入されるのが、学歴である。しかし学歴の効果については、キャリアのうちどこをとらえるのか、あるいは分析対象とする集団をどこに絞るか、により結果が食い違う。高学歴であるほど就業継続するという結果（四方・馬 2006）、転職を抑制するという結果（中尾 2008）、大卒者は転職や再入職をせず同一企業にとどまりやすいとする結果など、学歴が高いほど、就業を続けやすく、しかも退職をしない傾向があるとする見方は数多い。だがその一方で、一部の職業を除くと、学歴の効果はなくなるとする田中（1997）の研究や、再入職に大卒と高卒の差がないことを結論付けた冨田・脇坂（1999）など、条件次第では異なる結果も併存している。
女性本人の働き方そのものも、就業選択と大いに関わる要因となりうる。パートや嘱託など、非正規雇用の仕事をしているのであれば、正規雇用と比べれば、相対的に退職しやすいのは明白であろう。先に述べた樋口・阿部（1999）のほか、ほとんどの先行研究で当然のように実証されている（平田 2008; Nakazawa 2008 など）。
さて、個人の働き方ではなく、勤めている企業についてみると、その企業規模は、就業
選択とやはり関連するとされる。男性における企業規模の効果に関しては、概ね、規模が大きいほど同じ企業に勤め続けやすいという結果が得られている（平田 2002; 中尾 2008）。
日本的な長期雇用慣行とも整合的であり、常識的な範囲内の知見といえよう。
だが、女性に関していうと、それほど結果は一貫してはいない。例えば、平田（2008）
は、女性の退職の起こりやすさについては、企業規模による有意な違いはないとした。だが同一のデータからも、女性の初職からの退職に限った分析によれば、企業規模が小さい
ほうが、初職の就業継続期間は短くなりやすいことが明らかにされている（中澤 2008）。
一方で、小企業では、大企業以上に女性の就業継続年数が長い傾向が見出されてもいる（「小企業の女性雇用に関する実態調査」（2010））。これらの混沌とした状況を抜け出すことが、
本稿のねらいでもある。
2.2

中小企業で雇用される女性

中小企業に関する研究では、日本政策金融公庫総合研究所による『新規開業白書』に、着実な研究成果が多々ある。だがそれらの多くは、開業者あるいは自営業者を対象としており、被雇用者に関する研究はどちらかといえばメインから外れた位置にある。
例外的に、国民生活金融公庫総合研究所（現：日本政策金融公庫総合研究所）が 2008 年に刊行した『小企業で働く魅力』は、小企業に勤務する被雇用者に光をあてた成書である。
同書によれば、小企業の賃金にはばらつきが大きく、皆々が低いわけではないことや、労働時間がそれほど長いわけでもないこと、つまり決して劣悪な労働環境とはいえない。
それよりも大きな発見は、正社員と非正社員とのあいだの労働条件の格差が、大企業に比べ、小企業では小さいことであろう。また、定年制度がないところも小企業では多く、年をとっても働き続けやすいことも明らかにされた。まさに、「小企業は、一般に『弱者』

と位置づけられる人にとっては、必ずしも条件の悪い職場ではない」（国民生活金融公庫総合研究所編 2008, p.30）とは言い得て妙である。
この知見をベースとしつつ、最近になって同研究所による新たな調査結果が報告された（「小企業の女性雇用に関する実態調査」（2010））。女性に着目した、本稿と関心の重なる調査報告であるといえる。それによれば、小企業は中小企業や大企業よりも、女性の勤務年数がやや長い傾向があるとされる。先に述べたように、労働市場では相対的には弱者にあたる女性にとっては、小企業こそが働きやすい、そして働き続けやすい雇用機会を提供しているのかもしれない。別の調査からは、企業規模が小さいほど、ワークライフバラン
スの改善が感じられやすいという結果も知られる3（日本政策金融公庫総合研究所編 2010）。
そこで、小企業が女性のキャリアにとって魅力のある「到達点」たるものではないかとの見方をしても不思議なことではない。
しかし、第 1 節で述べたデータ特性上の理由により、そう評価するにはさらなる分析を必要とする。女性のキャリアのなかで小企業がいかなる意味をもちうるか、この課題を、
先行研究の知見とつなぎあわせつつ、次のように分析枠組みを設定する。
2.3

分析枠組み

本稿では、女性のキャリアを扱う。ただし、就業選択を分析において従属変数にするのではない。その代わりに、勤めていた企業を辞めることを「退職」、退職した上で別の企業へと移ることを「転職」、退職して無職になることを「離職」、そして無職から新たに勤め始めることを「再入職」として、それらのイベントの起きやすさを従属変数とする。これ
は、キャリアにおける個々の局面を区別し、より豊かに情報を引き出すための措置である。
最重要の独立変数は、企業規模である。つまり、小企業に勤務していたことが、その後どのように影響していくのかとらえることに主眼を置く。前節で述べたように小企業が就業継続しやすいというのであれば、退職イベントに対する小企業の効果はマイナスとして顕現することだろう。仮に、小企業のほうが退職しやすいという知見が得られたとしても、この分析枠組みならば、退職後はどうなるのか、離職か、それとも転職か、さらには転職
先が再び小企業になるのか、それとも中小あるいは大企業なのか、判別できるというわけである。
さらに、無職にいったんなった人が、その後再入職するにあたり、再入職先の企業規模
や就業状態を考慮した分析へと拡張も可能である。そこにおいても、かつての小企業勤務
経験がどのように活きるのか、とらえることができる。
また、企業規模の効果を統制するため、それからライバルとなる仮説をつくり比較する
ために、就業状態、本人学歴、母親の就業状態、結婚、3 歳以下の子どもの存在、そして社

3

ただしこの調査結果は、小企業のなかでの規模の違いをみていること、新規開業者の意見のみを反映していること、の 2 点より、ここでの主張の論拠として過剰な信頼は慎まなけ
ればならないだろう。

会的要因としての失業率、以上の要因をモデルへと投入し、分析を進めていく。

３．方法
3.1

データ

ここでデータとして用いるのは、東京大学社会科学研究所により実施された「働き方とライフスタイルに関する全国調査」（Japanese Life course Panel Survey, JLPS）により得られたデータセットである．同調査は、2007 年の第 1 波調査時において、日本全国の 20
歳～34 歳の男女を対象とした若年調査と、35 歳～40 歳の男女を対象とした壮年調査からなる。これらは、対象母集団の年齢層だけ違うものの、調査方法がまったく同じであり、さらにすべて同一の質問項目をたずねている。したがって、両者は問題なく合併することができ、より年齢層が広がり、また有効標本規模が拡大したデータセットとして、分析をすることができる。
第 1 波の調査は 2007 年 1 月から 3 月にかけておこなわれたが、その後毎年同時期に同じ対象者に対して繰り返し調査がなされている、パネル調査である。第 1 波時の回収票数は4800（有効回収率 36%）であった4。その後、第 2 波は 3965、第 3 波では 3607 の回収票数を得た。前回調査の回答者のうち、ほぼ 8 割強以上から回収できていることになる。実査の方法は、訪問留置法5による。
本稿では、このうち、第 3 波の調査でたずねられた「職業経歴データ」を用いる。これは、学校卒業後最初に就いた仕事から始め、その後どのような仕事に就いていたかを、調査時点（2009 年）までずっと質問された情報である。そのような職業経歴のデータを使用
して、どのような要因が転職や離職をうながすのか、あるいは再入職をうながすのかを分
析する。
3.2

分析手法とモデル

さて、そのような職業経歴のデータを分析するためには、やや専門的な方法を適用することが求められる。それは、イベントヒストリー分析である6。イベントヒストリー分析とは、従属変数に打ち切りがある場合に、時間の長さに基づいて、あるイベントないし現象がどれだけ早く起きやすいか分析するための多変量解析手法である。
第 1 波では、ランダムサンプリングされた対象者に「翌年以降も継続的に調査をする」こ
とを依頼したこともあって、回収率が低めである。第 2 波以降は、既に調査へと回答した
対象者たちに再度協力依頼しているため、回収率が非常に高い。これらの回収率を、通常のクロスセクション調査のそれと同じ意味にとらえてはいけない。
5 ただし、一部のみ、郵送法を併用している。
6 この手法に関しては、Allison（1984）大橋・浜田（1995）、Yamaguchi（1991）などの解説書があるので、手法の詳細に関心がある向きはそちらを参照されたい。
4

打ち切りとは、観察期間中に、あるイベントは生起しなかったものの、途中で観察されなくなったり、そもそも観察自体が終了したことによって「生起しなかった」という記録が残るケースをさす。
なぜ打ち切りという考え方が重要なのか、退職というイベントを具体例として説明してみよう。人びとの職業経歴を調査すれば、中には退職をした人がいるだろう。その一方で、途中から調査に回答してくれなくなった人や、退職しないうちに追跡調査が終わるなどの人もいるだろう。これらが打ち切りのケースである。打ち切りケースには、ある時点までは退職をしていないという時間に関わる情報が残っているので、それを適切に処理しないと分析に偏りを生じさせ、結果を読み誤る危険性が出てくる。そこで、このような打ち切
りがあるデータを適切に処理する多変量解析手法として、イベントヒストリー分析が重要となるわけである。そのほかに、イベントヒストリー分析では、時間とともに値が個人内で変わりうる共変量（時間依存の共変量）を独立変数として使える、という好ましい特徴もある。
イベントヒストリー分析と総称される分析法の中にも、いくつかの手法がある。本稿では、競合リスクモデルと呼ばれる、多項ロジット分析をパーソン・ピリオド・データへと適用した分析モデルを使用する。
3.3

変数の測定

従属変数
本稿における分析では、転職、離職、再入職のイベントを従属変数とする。
退職後に、どこか別の企業へと移動したケースを転職とした。具体的には、1 年経過後に勤めている企業が変わった場合について、「転職」イベントとしてここでは操作定義される。
なお、転職先の企業の規模を区別して、大企業（従業員数 300 人以上）、中小企業（従業員数 30～299 人）、小企業（従業員数 30 人未満）という 3 つのカテゴリーへの移動をとらえるようにした。本来は、家族従業者や経営者に移った者や官公庁への移動も転職の範疇でとらえられうるが、本稿の目的があくまで民間企業における被雇用の従業員としてのキャリア移動にあるため、やや狭義に定義した7。
それとは別に、退職してから無職になったケースのことを、本稿では離職と呼ぶ。すな
わち離職のイベントとは、企業へと勤務していたがその 1 年後のデータでは無職であることが確認されたことになる。
これら、転職と離職は、キャリアの上では意味が異なるものの、ある企業への勤続が途絶え、別の状態へと遷移するという側面については同じである。そのため一度の分析で同時にとらえることが可能であり、1 つの従属変数として同時に分析した。
これまで説明した 2 つの従属変数は、被雇用として勤務している従業者を対象としたも
7

ここでは、これらの民間企業・被雇用以外への移動は、すべて打ち切られた観測値として扱われる。だがそれでも、イベントヒストリー分析を用いるならば推定の偏りは生じない。

のであった。これから述べる再入職は、無職の状態にある者を対象としている点が大きく異なる。
本稿における再入職とは、無職からどこかの企業へと被雇用で勤務し始めることをいう。
無職から民間企業の被雇用従業員へと移った者だけを再入職として狭くとらえているのは、先に述べた転職のそれと同様である。また、再入職先の企業の規模を区別して、大企業、中小企業、小企業という 3 つのカテゴリーへの移動をとらえるようにした。
独立変数
主たる独立変数は、従業している企業の規模である。本稿の関心は小企業従事者のキャリアに絞られているので、小企業（従業員数 30 人未満）であるか否かを示すダミー変数として用意した。また、再入職の分析においては、離職前に勤めていた企業が小企業であったか否かという情報を用いた。
その他の独立変数として、次のものを用いた。なお、変数名の後の括弧内には、変数のカテゴリーを示した。就業状態（正社員／非正社員）、本人学歴（高校以下／短大・高専・専門学校／大学以上）、過去8の母親の就業状態（経営者・家族従業者／正社員／非正社員／無職）、結婚（結婚 1 年前～1 年後／それ以外）、3 歳以下の子どもの存在（あり／なし）、である。これらをもとに、ダミー変数化して分析に投入した。これらのうち、本人学歴と母親の就業状態以外は、時間依存の共変量として取り扱っている。
さらに、キャリアそれぞれの時点での労働市場の状況をあらわす変数として、失業率を用いた。労働力調査の結果から、男性と女性それぞれについての年平均の失業率を求め、それらを時間依存の共変量としてデータに含めたわけである。
そのほかに、データの都合上必要な独立変数として、勤務年数と、経験した職場数、および年齢を用いた。勤務年数は、それぞれの企業へと勤めた年数を示す。この変数は、イ
ベントヒストリー分析においては、ベースラインとなる生存時間関数（何年目にイベントが生起しやすいか、時間に関わる基本パターンをとらえるためのもの）を推定するために必要である。無職からの再入職の分析では、勤務年数というものはないが、その代わりに、無職になってからの経過年数を生存時間関数の推定のための変数として用いた。
それから、イベント生起が繰り返されると仮定したモデルを使用するため、企業に入職するたびにデータに含まれるようになっている。つまり、同一個人でも、転職や再入職をするたびに何度もデータに登場することになるわけだ。そこで、経験した職場数を共変量として投入し、幾度目の職場だと転職や離職をしやすいかとらえるようにし、複数回データに登場することの効果を統制しようとしている。なお、無職からの再入職の分析においては、経験した職場数の代わりに、年齢を投入している。

8

具体的には、本人が 15 歳当時の母親の情報を利用した。

４．分析
4.1

若年期女性のキャリア・プロフィール

まず手始めに、女性の職業経歴データを年齢系列によって整理して、何歳くらいでどのような就業状態にある者がどれほどいるのか、それらのうち小企業への従事者はいかほどを占めるのか、グラフにより概観してみたい9。
図１から図４の４枚のグラフは、出生コーホート別に職業経歴データから年齢ごとの就業状態を求め、その割合の推移を描いた。18 歳以前のデータもあるのだが、高校卒業後となる 19 歳時点から図示することとした。累積割合を示す面グラフなので、面の積みあがった最上位の値が、当該年齢における就業率ということになる。個別の就業状態・企業規模については、各々の面のタテ幅をみることで、割合をとらえることができる。

70
60

家族従業者

50

経営者

40

非正社員・小企業

30

非正社員・中小以上

20
正社員・小企業
10
正社員・中小以
上

0
20

25

30

35

40

図１ 女性の働き方：1966-69年出生

図 1 は、データの中で最も古い 1966-69 年に出生したコーホートについての結果である。
このコーホートは調査時点で 40 歳を迎える層なので、19 歳から 40 歳までの就業状態の推移を追っている。全体的にみると、いわゆる M 字カーブに近い就業パターンが存在していることが読み取れる。25 歳くらいで就業率はピークに達し、その後減少していく。そして33 歳くらいを底にして、反転上昇してくるというパターンを描いている。

9

繰り返し調査をしていく過程で、どうしても属性に偏りが生じやすくなってしまう。本稿で用いた JLPS データも、比較的無職の者が過大になっており（三輪 2008）、ここでの就業率もその影響から低めに出ていることに留意すべきである。ここでの就業状態割合は、
あくまで同じデータ内でカテゴリー比較したりコーホート間比較をすることは許されるだ
ろうが、これらの数値を直接に他のデータのそれと比較することは困難かもしれない。

70
60

家族従業者

50

経営者

40

非正社員・小企業

30

非正社員・中小以上

20
正社員・小企業

100

正社員・中小以
上
20

25

30

35

図２ 女性の働き方：1970-74年出生

だが M 字カーブは、今や消えつつあるか、あるいは M 字の底が遅くなり浅くなり、とらえにくくなってきているかもしれない。M 字カーブ型の就業パターンは、図 2 に示した
1970-74 年出生コーホートでは、まだ維持されているようにみえる。しかしながら、図 3より 1970-74 年出生コーホートの結果をみると、20 代後半での就業率の減少という「M 字の左肩」を形成するパターンがまったくみられないのである10。それよりに若い 1980-86
年出生コーホートとなると、職業経歴が 25 歳までしか確定していないため、現時点ではっきりしたことは何もいえない。もう少し年数が経過しないとわからないが、1970 年代の前半に生まれた世代とその後の世代とのあいだに違いが出てきている可能性がある。
70

70
60

家族従業者

50

経営者

50

40

非正社員・小企業

40

30

非正社員・中小
以上

60

家族従業者
経営者
非正社員・小企業

30

非正社員・中小以上

20

20
正社員・小企業

100

正社員・中小以
上
20

25

30

図３ 女性の働き方：1975-79年出生

10

正社員・小企業

10
正社員・中小以
上

0
20

25

図４ 女性の働き方：1980-86年出生

もちろん、この世代の非婚化・晩婚化・晩産化の影響を受けていることは想像に難くない。

コーホート間比較でわかる顕著な特徴の 1 つは、正社員が減ったことである。1966-69
年出生コーホートだと、小企業と中小企業以上を合わせると、若い頃には半数以上が正社員として勤めていたのだが、その後のコーホートでは漸減している。
もう 1 つ、1966-69 年出生コーホートとそれに続く 1970-74 年出生コーホートを比べる
限り、家族従業者も減少しているように思える。これは、自営業そのものの減少を受けてのものであろう。
それらに代わって増加したのは、非正社員である。古いコーホートにおいては、非正社
員は主に、「M 字の右肩」つまり就業中断の後に労働市場に戻ってくる過程で増加する存在といえ、主婦層が中心を占めていた。だが若いコーホートとなると、労働市場に入った当初から非正社員として働くものも、少なからずいる。そのように意味の変容が非正社員割合の内部にはあると思われるが、いずれにせよ近年になって非正社員が増加趨勢にあることは間違いない。
さて、本稿の最大の関心事が、小企業の従業員であることは既に述べたとおりである。
その割合をグラフにより確認すると、2 つほど指摘すべき事実に気がつく。まず、正社員と非正社員とを合わせてみると、小企業へと勤務している女性は思いのほか多いことである。
どのコーホートの、どの年齢段階においても、ほぼ 10%程度は小企業従事者なのである。
この数値には、家族従業者のような、どちらかといえば小規模自営業層に典型的な就業状
態の値はカウントされていないことは注意を要する。小企業に被雇用で勤務する女性が、決してレアではないと評価できるからである。
さらに、小企業の正社員の割合に関して、である。小企業の正社員として働く女性の割
合は、だいたい数値が一定で、コーホート間で安定的に推移しているといえる。少なくとも、大企業の正社員と対比した場合には、特徴的に映るのではなかろうか。大企業の正社
員女性は、コーホートが若くなるにつれ、大きく減少している傾向がある。しかしながら、小企業の正社員はというと、そこまでの減少をみせてはいない。とはいえ、増加している
わけでもないので、安定的と表現されるべきである。
これは、小企業のほうが、女性の被雇用労働者が定着しやすいことを意味するのであろうか。この点こそが、次項以降の分析で問われる中心的な課題となる。
4.2

誰が職場を去り、どこへ行くのか

それでは、退職した後に、誰がどのような就業状態へと移るのか。あるいは誰が無職に移るのか。そのような関心に基づき、競合リスクモデルによる検討へと進む。従属変数は転職または離職の生起である。なお、ここで転職先の企業規模を分けてから分析をおこなった。
まず男性についての結果を、表 1 より確認したい。この表は女性の分析結果ではあるが、比較のため男性の結果も付してある（下段の太字ではない数値）。

表１ 女性の転職・離職に関するイベントヒストリー分析結果（競合リスクモデル）
大企業への転職

中小企業への転職

オッズ比係数-3.189(0.317)-0.097 0.907 †勤務年数(0.057) 0.949
0.003 1.003
勤務年数2乗(0.004) 1.001
何番目の職場か（参照基準：1番目）
2番目
0.087 1.091(0.148) 1.451
3番目以降
0.041 1.042(0.160) 1.384
就業状態（参照基準：正社員）
0.908 2.479 **非正社員(0.129) 2.352
企業規模（参照基準：中小企業以上）-0.016 0.984
小企業(0.133) 0.787
本人学歴（参照基準：高校以下）
0.087 1.091
短大・専門(0.137) 1.784
0.482 1.619 **大学以上(0.164) 1.979
母親の就業状態（参照基準：正社員）
経営/家族従業-0.255 0.775(0.181) 1.373-0.045 0.956
非正社員(0.159) 1.386-0.229 0.795
無職(0.172) 0.844
0.006 1.006
結婚(0.187) 1.053
3歳以下の子あり-1.599 0.202 **(0.507) 0.899-0.065 0.937
失業率(0.075) 1.169

係数
定数項

イベント生起数-2対数尤度

オッズ比

係数

オッズ比

係数

オッズ比

-3.283(0.307)-0.032(0.064)-0.006(0.006)

0.968
0.916
0.994
1.000

-3.141(0.296)0.017(0.073)-0.015(0.007)

1.017
0.946
0.985 *
0.994

-4.303(0.260)0.053(0.043)-0.005(0.003)

1.054
0.855
0.995 †
1.002

0.432
(0.137)0.372(0.151)1.540 **
1.091
1.451 *
1.064

0.142
(0.133)-0.136(0.154)

1.152
1.037
0.873
0.740

0.368
(0.108)0.255(0.123)1.445 **
0.915
1.290 *
0.771

0.512
(0.123)

1.669 **
3.271

0.498
(0.120)1.646 **
2.936

0.444
(0.101)1.559 **
2.630

0.148
(0.122)

1.160
1.158

0.777
(0.110)2.175 **
2.414

0.221
(0.098)1.247 *
1.153

0.397
(0.133)0.561(0.166)1.487 **
1.094
1.752 **
0.793

0.052
(0.121)-0.212(0.176)

1.053
1.091
0.809
0.583

-0.081(0.100)0.029(0.129)

0.922
1.687
1.030
0.997

0.074
(0.180)0.287(0.160)0.033(0.174)-0.177(0.188)-1.244(0.417)-0.144(0.070)

1.076
0.881
1.333 †
0.978
1.033
0.796
0.838
0.995
0.288 **
1.090
0.866 *
1.129

-0.265(0.171)
0.056(0.147)-0.246(0.164)-0.338(0.202)-1.388(0.455)-0.040(0.067)

0.767
0.808
1.057
0.841
0.782
0.591
0.713 †
1.592
0.250 **
0.858
0.961
1.069

-0.117(0.137)0.055(0.122)-0.077(0.130)1.492(0.092)0.566(0.133)0.198(0.058)

0.890
1.435
1.057
1.696
0.925
2.056
4.448 **
0.690
1.761 **
0.763
1.219 **
1.343

315

Nagelkerke R2
注：

離職

小企業への転職

351

367

596

13679.3
0.095

係数の下段括弧内には標準誤差を示した．
オッズ比の下段には男性サンプルの数値を参考値として示し，上段の女性の数値は太字にした．
† p <.1 * p <.05 ** p <.01

それまで働いていた企業の規模の効果は限定的である。従属変数カテゴリーのどこに対しても効果があるわけではなく、ただ 1 箇所、小企業への転職に対してのみプラスの効果をもつ。小企業は職務の分業の程度が小さく、そこでの勤務経験は総合的な職務能力を高めるといった、人的資本に関わるものと解釈できるように思われる。
それに対し、非正社員の効果は一貫している。すなわち、転職であろうと離職であろうと、すべてプラスで有意な効果がある。このことは、非正社員という立場に内在する本質的な不安定性に起因している。辞めさせられることも、自ら辞めていくことも、いずれもあるだろうが、早期の退職は、非正社員に集中して起きる現象なのだ。
そのほかでは、失業率の効果が注目される。基本的には、失業率が高いほど、転職や離職がなされやすいという傾向がみてとれる。しかしながら、小企業への転職だけは、失業率の影響を受けていない。労働市場が逼迫しているのか、それとも緩んでいるのか、そうした需給状況に左右されるのは一定以上の規模の企業の採用においてであって、小企業の人材採用に対しては関連がないことはないにせよ、比較的弱いのかもしれない。
次に同じく表 1 より、女性の転職・離職を促す要因を検討しよう。ここでイベント生起数をまず確認すると、これら従属変数の 4 つのカテゴリーのなかでは、離職が最頻である
ことがわかる。女性の離職率が一般に高いことと符合する。
女性でも、企業規模の効果は一部においてみられる。1 つは、男性同様に、小企業に勤めている者は、小企業への転職がより起こりやすいという結果である。そしてもう 1 つには、離職に対する効果をもつ。小企業で働いていた者のほうが、中小以上の規模の従業員よりも、離職しやすいのである。
失業率の効果は、男性のそれとは大きく異なる。離職に対してプラスなのは同じだが、後はすべて結果が違う。中小企業への転職に至っては、係数の符号が逆転さえしている。
女性の場合は、労働市場の状況と転職とがそれほど強く結びつかないのかもしれないし、中小企業への転職でみられたように、むしろ逆に労働市場が緩くなっているほうが転職行
動が抑制されるのかもしれない。
それ以上に男性と顕著に異なるのは、家族形成変数の効果である。男性の場合、結婚したことで離職しやすくなる傾向はまったくみられなかったが、女性では非常に大きな効果がある。結婚した前後の時期は、それ以外に比べ、オッズ比で 4 倍以上も離職が起きやすいのである。
それと、もう 1 つの家族形成変数である乳幼児の存在は、離職に対してプラスに効き、逆に転職に対してはマイナスに効いている。女性は、乳幼児がいると、離職しやすくなる
一方で、転職は控える傾向にあるということだ。労働市場で新たに職を探すことは、小さな子どもがいるときには難しいことを反映していると思われる。そして、乳幼児がいると離職しやすくなることは、日本の女性のキャリア中断の主要因として知られるものなので、自明の結果ともいえる。とにかく、このように小さな子どもの存在は、転職と離職とで逆方向に影響することが理解できた。

表２ 女性の再入職（企業規模）に関するイベントヒストリー分析結果（競合リスクモデル）
大企業への再入職
係数

オッズ比

中小企業への再入職
係数

オッズ比

定数項

-9.608-8.893(0.630)(0.570)-0.456-0.632
無職年数
0.634 **
(0.073)(0.075)
無職年数2乗0.013
0.020
1.014 **
(0.005)(0.005)
0.131
0.114
年齢
1.140 **
(0.017)(0.015)
無職になる直前職の就業状態（参照基準：正社員）
2.854
1.959
非正社員
17.353 **(0.229)(0.239)
経営/家族従業1.262
0.975
3.532 †
(0.669)(0.514)
無職になる直前職の企業規模（参照基準：中小企業以上）
1.265
2.070
小企業
3.542 **
(0.270)(0.252)
1.117
1.714
官公庁
3.055 *
(0.564)(0.573)
本人学歴（参照基準：高校以下）
0.168-0.392
短大・専門
1.183(0.198)(0.177)-0.142-0.700大学以上
0.868(0.233)(0.213)
母親の就業状態（参照基準：正社員）-0.290-0.283
経営/家族従業0.748(0.269)(0.254)
0.062
0.202
非正社員
1.064
(0.235)(0.218)-0.267-0.334
無職
0.766(0.259)(0.252)0.066-0.104結婚
1.068(0.268)(0.255)3歳以下の子あり-0.654-0.5500.520 **
(0.246)(0.229)
0.316
0.472
失業率
1.371 **
(0.112)(0.102)
イベント生起数-2対数尤度

150

Nagelkerke R2
注：係数の下段括弧内には標準誤差を示した．
† p <.1 * p <.05 ** p <.01

175
5101.40.253

0.532 **
1.021 **
1.121 **

7.091 **
2.650 †

7.929 **
5.550 **

0.675 *
0.496 **

0.754
1.224
0.716
0.901
0.577 *
1.603 **

小企業への再入職
係数-7.739(0.546)-0.592(0.078)0.019(0.005)0.114(0.017)1.529(0.241)-1.798(1.041)

オッズ比

0.553 **
1.019 **
1.121 **

4.612 **
0.166 †

3.427
(0.231)2.130(0.639)30.786 **-0.187(0.190)-0.448(0.232)0.829-0.138(0.262)0.019(0.236)-0.149(0.252)0.058(0.252)-0.909(0.246)0.072(0.104)

0.871

162

8.413 **

0.639 †

1.020
0.862
1.059
0.403 **
1.074

4.3

誰が職場に戻るのか

ここからは、いったん無職になった女性が、被雇用労働者としてどこかの企業へと戻るという、再入職の過程を分析したい。ここでも再入職先の企業規模により、大企業、中小企業、小企業と、従属変数が 3 つの値をとるようにして分析をおこなった。なお、男性については、ケースが過度に少ないため、残念ながら分析を断念した。
表 2 から結果を確認すると、かつて小企業へと勤務していた女性たちの再入職しやすい傾向が最も目立つものである。離職直前に小企業に勤めていると、中小や大企業に勤務していた人たちと比べて、オッズ比で測ると大企業への再入職では 3.5 倍、中小企業への再入
職ではほぼ 8 倍、そして小企業への再入職においては 30 倍も再入職しやすいのだ。特に小企業への再入職における際立った違いは驚くほどの水準といえる。イベントヒストリー分
析は、時間をも扱っているので、ここで再入職しやすいというのは、「再入職が早くなりや
すい」、という意味でも解釈可能である。そこで、小企業で勤務経験のある女性は、離職してもすぐにまた働き始める傾向があり、とりわけ小企業へと素早く移ることが特徴的としてまとめることができる。
離職前に非正社員として働いていた者は、比較的規模の大きい企業へと再入職していくようだ。もっとも、小企業含めすべての企業規模において有意にプラスの効果を示していることから、もとは非正社員だった女性が再入職しやすいことは間違いないだろう。そのうえで、特に大企業へと再入職する傾向が強いというわけである。もっともこれは、大企業といっても非正社員としての入職であるかもしれず、注意を要する。
再入職に関しては、結婚の効果はみられない。だが乳幼児の存在は、女性の就業復帰を妨げる要因となっているようだ。特に、小企業への再入職において、3 歳以下の子どもの効
果は比較的大きいものとなっている。それだけ、子育て期の母親が、小企業の職に就くのは困難であることを物語っている。大企業に比べて、子育てをしながら働く母親を支える制度が不足しているゆえかもしれないし、他の要因によるのかもしれない。この点は、稿を改めて別途検証が必要な課題と思われる。
それから、失業率の効果について、興味深い結果が観察されている。表 1 でみた男性の転職に対する失業率の効果と類似したパターンが、この表 2 にも表れている。すなわち、大企業や中小企業への再入職には、失業率の効果が出ているのに、小企業への再入職に限っては失業率とは関連が見出せないのである。繰り返し観察されたこの点は、小企業に特有の傾向とみてよいのではないだろうか。

５．まとめ
本稿では、女性のキャリアにおいて小企業がいかなる意味をもつか、計量分析結果に基づいて検討をしてきた。ここで、得られた知見を要約しよう。第 1 に、小企業に勤める若年女性は、流動的なキャリアを歩みやすいことである。小企業に雇用される女性は一定以

上の規模で存在するが、その中身たる個人は絶えず入れ替わっているものとして理解しうる。
第 2 に、小企業へと勤務していた経験は、離職後に活きることである。再入職の際に、小企業の出身者はキャリアの再出発をはかりやすいことが明らかにされた。
第 3 に、小企業でのキャリアは、労働市場の状況の影響を比較的受けにくいことである。
採用の規模や範囲が小さいことや、人材の紹介などで社会ネットワークを活用する点など、小企業の採用活動の特色ゆえであると思われる。
しかし第 4 に、仕事と育児を両立させる制度の不在ゆえか、小さな子を抱えた女性たち
にとっては、小企業へと再入職するには障壁があるという欠点もみえた。やはり、ワーク
ライフバランス実現のための制度を整備することが急務であるといえる。
中小以上の規模の企業と比べると、小企業からは退職しやすいという結果は確かにみられた。そして再入職のしやすさも顕著な特徴として見出された。したがって、女性のキャリアにおいて小企業がもつ意味は、流動性の高さとして語られるべきものであることは否めない。
しかしそれが、単純に、劣悪な環境を示唆するかといえば、必ずしもそれは明らかではない。むしろ、小企業でこそ、実態としての運用レベルで働き方の柔軟な調整が可能となる面があるのかもしれない。この点の検証は、女性のキャリアと小企業との関係を問う際のきわめて重要な課題といえ、解明が待たれる。

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川口明（2002）「ダグラス＝有澤法則は有効なのか」『日本労働研究雑誌』501、pp.18-21
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雇用職業総合研究所編（1987）『女子労働の新時代』東京大学出版会
雇用職業総合研究所編（1988）『女性の職業経歴―1983 年「職業移動と経歴（女子）調査」
再分析』
三輪哲（2008）『「働き方とライフスタイルの変化に関する全国調査 2007」における標本特性と欠票についての基礎分析』（東京大学社会科学研究所パネル調査ディスカッシ
ョンペーパーシリーズ 10）
中井美樹・赤地麻由子（2000）「市場参加／社会参加―キャリア・パターンの多様性とその背景」盛山和夫編『日本の階層システム 4

ジェンダー・市場・家族』東京大学

出版会、pp.111-131
中尾啓子（2008）「正規雇用者の転職と地位達成」谷岡一郎・仁田道夫・岩井紀子編『日本人の意識と行動―日本版総合的社会調査 JGSS による分析』東京大学出版会、
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Nakazawa, W.（2008）、”Has the Youth Labor Market in Japan Changed?―An Event
History Analysis Approach.” International Journal of Japanese Sociology, 17、pp.129-146
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直井優・川端亮・平田周一（1990）「社会的地位の構造」岡本英雄・直井道子編『現代日本の階層構造 4 女性と社会階層』東京大学出版会、pp.13-37
日本政策金融公庫総合研究所編（2010）『2010 年版

新規開業白書』中小企業リサーチセンター「 小 企 業 の 女 性 雇 用 に 関 す る 実 態 調 査 」（ 2010 ） 日 本 政 策 金 融 公 庫 ホ ー ム ペ ー ジ（http://www.jfc.go.jp/findings/gri/v_findings/sme_findings2.html）
岡本英雄･直井優･岩井八郎（1990）「ライフコースとキャリア」岡本英雄・直井道子編『現代日本の階層構造 4 女性と社会階層』東京大学出版会、pp.63-89
大橋靖雄･浜田知久馬（1995）『生存時間解析―SAS による生物統計』東京大学出版会
酒井正・樋口美雄（2004）「均等法世代とバブル崩壊後世代の就業比較」樋口美雄・太田清・

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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
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世代間移動と世代内移動』文部科学省科学研究費補助金（特別推進研究）

研究成果報告書、pp.257-278
Yamaguchi, K.（1991）Event History Analysis, Sage

東京大学社会科学研究所パネル調査プロジェクトについて
労働市場の構造変動、急激な少子高齢化、グローバル化の進展などにともない、日本社会における就業、結婚、家族、教育、意識、ライフスタイルのあり方は大きく変化を遂げようとしている。これからの日本社会がどのような方向に進むのかを考える上で、現在生じている変化がどのような原因によるものなのか、あるいはどこが変化してどこが変化していないのかを明確にすることはきわめて重要である。
本プロジェクトは、こうした問題をパネル調査の手法を用いることによって、実証的に解明することを研究課題とするものである。このため社会科学研究所では、若年パネル調
査、壮年パネル調査、高卒パネル調査の３つのパネル調査を実施している。

本プロジェクトの推進にあたり、以下の資金提供を受けた。記して感謝したい。

文部科学省・独立行政法人日本学術振興会科学研究費補助金
基盤研究 S：2006 年度～2009 年度、2010 年度～2014 年度
厚生労働科学研究費補助金
政策科学推進研究：2004 年度～2006 年度
奨学寄付金
株式会社アウトソーシング（代表取締役社長・土井春彦、本社・静岡市）：2006 年度～2008 年度

東京大学社会科学研究所パネル調査プロジェクト
ディスカッションペーパーシリーズについて
東京大学社会科学研究所パネル調査プロジェクトディスカッションペーパーシリーズは、
東京大学社会科学研究所におけるパネル調査プロジェクト関連の研究成果を、速報性を重視し暫定的にまとめたものである。

東京大学社会科学研究所パネル調査プロジェクト ディスカッションペーパーシリーズ

No.1

山本耕資

標本調査における性別・年齢による層化の効果：100 万人シミュレーション（2007 年 4 月発行）

No.2

石田浩
三輪哲
山本耕資
大島真夫

仕事・健康・希望：「働き方とライフスタイルの変化に関する調査（JLPS）2007」の結果から（2007 年 12 月発行）

No.3

中澤渉

性別役割分業意識の日英比較と変動要因：British Household Panel
Survey を用いて（2007 年 12 月発行）

No.4

戸ヶ里泰典

大規模多目的一般住民調査向け東大健康社会学版 SOC3 項目スケー
ル：(University of Tokyo Health Sociology version of the SOC3 scale:
SOC3-UTHS)の開発（2008 年 1 月発行）

No.5

戸ヶ里泰典

20～40 歳の成人男女における健康保持・ストレス対処能力 sense ofcoherence の形成・規定にかかわる思春期及び成人期の社会的要因に関する研究（2008 年 1 月発行）

No.6

田辺俊介
相澤真一

職業・産業コーディングマニュアルと作業記録（2008 年 2 月発行）

No.7

中澤渉

若年層における意識とライフスタイル：JLPS と BHPS における日英の家事労働と性役割意識の比較（2008 年 3 月発行）

No.8

深堀聰子

若者の働くこと・結婚すること・子どもをもつことに関わる意識
高卒パネル（JLPS-H）と NELS による日米比較（2008 年 3 月発行）

No.9

戸ヶ里泰典

若年者の婚姻および就業形態と健康状態、健康関連習慣との関連性の検討（2008 年 3 月発行）

No.10

三輪哲

働き方とライフスタイルの変化に関する全国調査 2007 における標本特性と欠票についての基礎分析（2008 年 3 月発行）

No.11

安藤理

公共政策支持の規定要因～公共事業と所得再分配に着目して～（2008 年 4 月発行）

No.12

長尾由希子

若年男女における性別役割分業意識の変化とその特徴：高校生のパネル調査から（2008 年 4 月発行）

No.13

伊藤秀樹

高校生の自信と卒業後の揺らぎ（2008 年 4 月発行）

No.14

相澤真一

誰が仕事をやめたがっているのか：重要なのは職場環境か、それとも家庭か？（2008 年 6 月発行）

No.15

元治恵子

若年層のキャリアデザイン・ライフデザインの変化―高校在学時から高卒 3 年目への変化―（2008 年 6 月発行）

No.16

橋本摂子

性別役割意識の揺らぎをたどる（1）―結婚アスピレーションから見た行動規範と現状追認の距離―（2008 年 6 月発行）

No.17

石田浩

世代間移動の閉鎖性は上昇したのか（2008 年 11 月発行）

No.18

石田浩
結婚・健康・地域：「働き方とライフスタイルの変化に関する調査
三輪哲（JLPS）2008」の結果から（2008 年 12 月発行）
村上あかね

No.19

SawakoChange in Living Arrangement of Unmarried Adults with Parents and
SHIRAHASE Income Inequality in Japan with Comparative Perspective（2009 年 2 月発行）

No.20

WataruInequality of Opportunities for Access to Universities among the Japanese
NAKAZAWA Young People: Focused on the Scholarship Loan Program（2009 年 2 月発行）

No.21

Hiroshi
ISHIDA

Educational Attainment and Social Background（2009 年 2 月発行）

No.22

大島真夫

大学就職部の斡旋機能とその効果（2009 年 3 月発行）

No.23

中澤渉

職業的地位の変容に関する基礎分析ら（2009 年 3 月発行）

No.24

戸ヶ里泰典

ストレス対処能力概念 Sense of Coherence の抑うつ傾向ならびに心理社会的な職場環境との因果関係の検証―構造方程式モデリングを用いた検討（2009 年 4 月発行）

No.25

戸ヶ里泰典

若年成人男女における慢性疾患の有病率の分布と就業、婚姻との関連の検討―自己報告を国際疾病分類（ICD-10）に基づいて分類した
データより（2009 年 5 月発行）

No.26

大島真夫

誰が大学就職部を利用するのか（2009 年 9 月発行）

JLPS wave1 と wave2 の比較か

No.27

Hiroshi
ISHIDA

Social Inequality in Health in Japan（2009 年 10 月発行）

No.28

菅万理

母親の就労が思春期の子どもの行動・学業に及ぼす効果：Propensity
Score Matching による検証（2009 年 11 月発行）

No.29

橋本摂子

未婚者層における結婚意識の変動と社会階層的要因：パネル・ロジ
ットモデルによるアスピレーション分析（2009 年 12 月発行）

No.30

石田浩
有田伸
田辺俊介
村上あかね

生活・交際・労働者の権利：「働き方とライフスタイルの変化に関する調査（JLPS）2009」の結果から（2009 年 12 月発行）

No.31

中澤渉

男女間のメンタルヘルスの変動要因の違いに関する分析（2010 年 2
月発行）

No.32

平沢和司

確率抽出データを用いた大卒就職機会に関する検討（2010 年 3 月発
行）

No.33

長尾由希子

短大進学率の変動にみる教育知のシフトとその支持層：教養知から職業知へ（2010 年 3 月発行）

No.34

山本耕資
石田浩

働き方とライフスタイルの変化に関する全国調査(JLPS)の欠票分類と回収状況に関する諸指標の検討：対象者「本人」の協力の度合いと調査員訪問の成功の度合い（2010 年 3 月発行）

No.35

有田伸

変化の方向とパターンを区別したパネルデータ分析の可能性：従業上の地位の変化がもたらす所得変化を事例として（2010 年 3 月発行）

No.36

村上あかね

パネル調査にみる若者の交際の現状（2010 年 5 月発行）

No.37

三輪哲

結婚活動の「成果」と「効果」（2010 年 10 月発行）

No.38

田辺俊介
吉田崇
大島真夫

希望・所得変動・自己啓発「働き方とライフスタイルの変化に関する全国調査（JLPS）2010」の結果から（2011 年 2 月発行）

No.39

中澤渉

若年層の不安定雇用に関する成長曲線モデル分析（2011 年 2 月発行）

No.40

鈴木伸生

大卒就職における OB 利用の効果と機会格差（2011 年 2 月発行）

No.41Hiroshi
ISHIDA

Social Inequality among Japanese Youth: Education, Work, and Marriage
in Contemporary Japan（2011 年 2 月発行）

No.42

Hiroshi
ISHIDAAre There Increasing Barriers to Intergenerational Mobility? Trends inIntergenerational Class Reproduction in Contemporary Japan（2011 年 2 月発行）

No.43

中澤渉

出身地域による高卒後進学機会の不平等（2011 年 3 月発行）

No.44

脇田彩

結婚による生活満足度の変化（2011 年 3 月発行）

No.45

戸ヶ里泰典

大規模多目的一般住民調査向け東大健康社会学版 SOC3 項目スケール(University of Tokyo Health Sociology version of the SOC3 scale)の信頼性と妥当性の検討～3 時点の JLPS 若年・壮年データより（2011年 3 月発行）

No.46

三輪哲

社会的ネットワークと自営業への移動（2011 年 3 月発行）

No.47

三輪哲

女性のキャリアにおける小企業からの退職と再入職（2011 年 3 月発行）

東京大学社会科学研究所 パネル調査プロジェクト
http://ssjda.iss.u-tokyo.ac.jp/panel/