Discussion Paper No.289

日本の中小企業における労働組合が雇用条件に与える影響
中央大学経済学部
松浦司

December 2017

INSTITUTE OF ECONOMIC RESEARCH
Chuo University
Tokyo, Japan日本の中小企業における労働組合が雇用条件に与える影響

中央大学経済学部
松浦 司1

要旨
本稿では中小企業のデータを用いて、労働組合が週所定労働時間、従業員一人当たりの年次
有給休暇の付与日数、取得日数、賃金上昇、残業時間などに与える効果を分析した。その結果、労働組合が存在すると、週所定労働時間を減少させ、有給休暇の付与や取得を促進し、賃金を上昇させる効果が存在した。一方、労働組合が残業時間を減少させる効果は全く観察されず、むしろ労働組合が存在することと、残業時間が月 60 時間を超える人が毎月いることには正の相関すら観察される。この結果は、労働組合は従業員の労働条件の一律的な向上に対しては有用であるが、残業時間のように職務の再配分を伴うような従業員同士の利害調整に関しては十分な機能を有していない可能性を示唆する。

Keyword: 中小企業、労働組合、残業時間

1t-matsu@tamacc.chuo-u.ac.jp
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1. イントロ
かつて、日本においてだけでなく欧米においても労働組合が労使関係分析の中心であった。しかしながら、グローバル化、サービス産業化に代表される産業構造の転換といったマ
クロの経済構造の変動だけでなく、この動きと相俟って雇用関係のインフォーマル化が進
み、労使関係も変化してきた。つまり、雇用関係が労働組合と経営者によって決定される集団的労使関係から、労働組合を介さずに経営者と従業員が雇用条件について、直接的に交渉する個別的人的資源管理政策へと企業の雇用政策が変化してきた。これらの要因によって、労働組合の力は失われつつある。図１は日本の労働組合組織率の推移を示したものである。
1990 年には 25％であった労働組合組織率は 2009 年、2010 年の例外を除き低下傾向が続き、2016 年には 17％まで低下した。労働組合員数も 1993 年をピークにして低下傾向が続いている。労働組合の意義としては、Koike(1988)は労働組合を通じて経営者と労働者の双方向のコミュニケーションを活性化することを挙げている。また、Morikawa(2010)は日本の従業員数 50 人以上の企業データを用いて、労働組合の生産性に与える効果を分析している。その結果、組合には生産性を上昇させる効果があり、アメリカでの労働組合は生産性を上昇させるがそれ以上に賃金を上昇させるために、利益に対しては負の効果があるという議論が当てはまらないとする。そのうえで、労働組合が減少しているのは労働組合の少ない
サービス産業の比重が増えたからであるとする。しかしながら、労働組合組織率が低下している要因が外在的要因だけにあるとは限らない。
そこで、本稿は労働組合の労働時間、賃金、有給休暇に与える影響を分析することで、労働組合の意義について再検証を行いたい。労働組合のこれらの雇用条件に与える分析は
Freeman and Medoff(1984)以降、膨大な研究が蓄積されており、既に分析がされ尽くした
ようにも見える。それにも関わらず、本研究を行う意義は以下のとおりである。
第１に、本研究は日本の中小企業の労働組合を分析対象とする。日本に限らず、欧米においても労使関係の分析は大企業が中心であり、中小企業が注目されることは少ない。特に、中小企業の労働組合に対する分析はさらに少ない。その理由は以下の２つが考えられる。第１に、中小企業には労働組合が存在する比率は低い。Forth et al(2006)は中小企業では３％しか組合が組織されていない一方で、大企業では 31％の企業で組合が組織されているとする。この傾向は日本でも同様である。表１は企業規模別の労働組合組織率の推定値である。
従業員数 1000 人以上の企業では労働組合組織率が 44.3％であるのに対して、従業員数 100
人以下の企業では組織率が 0.9％と企業規模によって著しく異なることが分かる。このため中小企業の労働組合分析を実施するためには大規模な調査が必要である。第２に、大企業の雇用慣行は中小企業にも影響するために大企業の雇用慣行分析を通じて可能であると考えられてきた。しかしながら、表１が示すように、従業員数 1000 人以上の雇用者数は民間企業全体の 23.8％に過ぎず、従業員数 1000 人以上の企業のみを分析しても、日本の雇用慣行を十分に分析したとはいえない。そこで、日本企業の雇用者の大部分を占める中小企業を対2

象に労働組合の効果を分析することで、日本の労使関係分析が明らかにしてこなかった部
分に焦点を当てたい。
第２に、本稿は労働組合の効果に関して、フォーマルな集団的労使交渉によって成果を得られやすい労働条件と得られにくい労働条件について焦点を当てる。本稿では、労働組合は一律的な労働時間削減や給料の増加という労働条件の成果に対して有効であることを確認したうえで、残業時間のように、業務内容の見直しや従業員同士の利害調整が必要となる成果に関しても同様に労働組合が有効であるかを検証する。このことを検証することで、労働組合組織率が低下した要因として、グローバル化やサービス産業化という外在的要因だけ
でなく、労働組合が一律的な条件改善という項目では有益であっても、従業員の利害調整が必要な柔軟性、個別的な労働条件の改善には十分な役割を果たすことが出来ていないことを定量的に明らかにしたい。その結果、経営者が組合を介すことなく、インフォーマルかつ
直接的に従業員と交渉する状況2に労働組合は有効に対応できず、このことが組合組織率低下の一因になっている可能性が示唆される。
2. 背景
労働組合の雇用条件に与える研究は膨大に存在し、労使関係研究の中心ともいえる。例えば、労働組合の賃金や生産性に与える影響に関しては、日本の企業ベースのデータを用いたものとして Brunello (1992)、Tsuru and Rebitzer (1995)、Tachibanaki and Noda(2000)、
Morikawa(2010)などが存在し、個人ベースのデータを用いた研究としては Hara and
Kawaguchi(2008)が存在する。それに対して、労働時間に対する分析については Trejo(1993)も指摘するように少ない。Trejo (1993)はアメリカの個人データを用いて、労働組合
は残業時間を 17％も減らすとしている。ただし、残業時間の賃金プレミアムを変数に入れると労働組合の効果は非有意になる。それに対して、Bell and Hart (1998)はイギリスの個人データを用いて、労働組合は有意な影響がないとする。さらに、Kalwij and Gregory(2005)はイギリスのデータを用いて、労働組合は男性の場合は残業時間を増やし、女性では有意な効果が無いとする。ただし、男性の場合も係数は非常に小さく、労働組合の効果はほとんどないとする。しかし、これらの研究はいずれも中小企業を対象にした分析ではない。
中小企業に関しては、労働組合に対する研究だけでなく、中小企業の労使関係全般の研究ですら大企業の研究に比べると著しく少ない。中小企業の労使関係に関しては、Wilkinson(1999)は”Small is beautiful”と”Bleak house”という全く相反する見方があるとする。前者は中小企業では経営者と従業員の関係が親密で、労使関係が良好であるという意見である。この立場の初期の例として、Bolton committee report(1971)がある。後者は、Rainnie(1989)が前者の立場を批判して、中小企業では低賃金、長時間労働、前近代的な労使関係が続いていると主張する。

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Moule(1998)は中小企業ではインフォーマルな交渉が日常的であるとする。

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中小企業における労働組合研究の多くでは、労働組合は中小企業では大企業と比べて組織されないとする(Bouquin et al.,2007; Forth et al.,2006; Holten and Crouch.,2014; VanGyes, 2006; Wilkinson, 1999)3。その理由の１つとして、経営者は自分の意思決定に組合などの組織が干渉することを嫌うために、中小企業の経営者は労働組合に対して敵意を持つ傾向にあることを主張する。例えば、Forth et al.(2006)は小規模の企業経営者は組合と交渉するよりも、従業員との直接コミュニケーションを好み、労働組合の意義に否定的になることを示す。また、Marlow(2003)は 93％の経営者は組合ではなく、インフォーマルな経路を通じた労働条件に対する問題を解決することを好むとする。Ram et al(2001)は中小企業の経営者は組合が企業内の家族的雰囲気を壊すことを嫌うと主張する。さらに、Van
Gyes(2006)は労働組合や労働評議会を含めた従業員代表制の EU 各国の制度比較を行っている。その結果、中小企業では組合に対する敵意が強く、労働条件が大企業に比べて低い一方で、仕事満足度や組織への忠誠心は高く、従業員を代表する機関が組織されない傾向にあるとする。Wilkinson(1999)は中小企業では経営者が労働組合に対する敵意があるために、労働組合が形成されにくいことを示している4。
近年では雇用関係が労働組合の集団的意思表示から直接的コミュニケーションの流れを背景に、労働組合の効果に着目した研究の蓄積が進んでいる。例えば、Bryson(2004)では組合の“Voice”は公平処遇に有効であるという仮説を検証している。ただし、この論文では
この仮説は有意な結果ではない。Bryson et al.(2013)はイギリスの私企業を対象に無組合の直接的意思表示の動きを従業員の様々なタイプの“Voice”と仕事場の成果の関係を分析す
ることを通じて明らかにする。その結果、組合“Voice”は低い離職率をもたらし、無組合“Voice” 5 は高い財務パフォーマンスをもたらすことを示した。さらに、Pohler andLuchak(2014)は労働組合と High involvement work practices(HIWPs)が代替的であるという理論や実証研究を背景に、実際に代替的かを検証している。その結果、労働組合企業で
HIWPs が機能しており、補完的な関係を有することを示している。
以上の先行研究のサーベイの結果、以下のことが示された。中小企業では日本に限らず欧米でも労働組合が存在しない傾向があり、その要因として経営者の労働組合に対する敵意が背景にあるとする。さらに、近年では経営者が労働組合を経由しない直接コミュニケーシ
ョンを志向している。特に中小企業の経営者はインフォーマルで直接的なコミュニケーシ
ョンを志向する傾向にある。また、従業員参加などが労働組合と代替的な関係にあり、労働Bouquin et al. (2007) はヨーロッパ各国を対象とした中小企業の従業員代表制を分析している。その結果、スウェーデンでは企業規模による組合組織率の差が小さいものの、一般にはヨーロッパのほとんどの国では中小企業では組合が形成されないとする。
4 Kirton and Read(2007)は中小企業の労使関係における女性やマイノリティーの処遇の平等の問題を分析し、公的な平等政策が経営者の柔軟かつインフォーマルな従業員への対応の阻害要因になると忌避する傾向にあることを示す。
5 Bryson et al.(2013)では組合”Voice”を労働組合による Voice が存在すること、無組合”Voice”を労働評議会など諮問委員会などの従業員組織による Voice が存在することと定義している。
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組合の役割が低下しているという議論もある。一方、HIWPs6は労働組合と補完的で、依然として有効だとする主張もある。
それに対して、本稿では中小企業に焦点を当てて、労働組合の雇用条件に対する効果を分析する。その際に、労働組合がどのぐらい柔軟に従業員の雇用問題に対応できているか、インフォーマルで直接的なコミュニケーションに対抗しうる機能を持っているのかを明らかにするために、一律の条件改善が可能である労働条件と柔軟な従業員同士の調整が求められる労働条件に分けて、それぞれに対する効果を分析する。
3. 日本的労使関係
前節では、欧米の中小企業の経営者は労働組合が彼らの経営に干渉することを嫌うために、組合を介したフォーマルな集団的労使交渉によって労働条件を議論するのではなく、組合を経由しないインフォーマルかつパーソナルな形で労働条件を議論することを好むことが示された。ただし、この議論を日本の労使関係に対して当てはめるに際して、考慮すべき点がある。欧米とは異なり、日本の労働組合は企業別に形成されており、敵対的労使関係とはいえないという議論がある。例えば、Aoki, et al(1997)では、日本的雇用慣行は日本的コーポレートガバナンスと制度的補完性を有して、株主の短期的利益の主張を抑制して長期
的安定的な労使関係を構築することが可能となり、生産性の上昇に繋がっていると主張する。また Jacoby(2005)は、日本の多くの経営者はかつて組合役員を務めるなど、労働組合
で重要な役割を果たした経験を有する。このように、日本では労働組合が外部組織であり、労働組合が存在することで外部からの干渉を招くという欧米での議論が当てはまらない。
このような労使協調のもとで、先行研究では日本の労働組合は労使コミュニケーションを活性化させて、柔軟な労働資源の再配分の調整機能を有しており、この結果、生産性上昇に寄与するという議論がなされていた。例えば、Koike(1988)や Kato and Morishima(2002)
は労働組合の労使コミュニケーションの有効性を実証している。また Morikawa(2010)は、
日本で労働組合が労使協調を促進し、生産性を上昇させて利益にも負の影響をもたらしていない可能性を指摘する。
しかしながら、これらの分析は日本の大企業を想定しており、中小企業に直接的に当てはめることは難しい。もちろん、日本の中小企業の多くは系列化されており、大企業の影響を強く受けている。このため、大企業の雇用慣行の影響がないとは言えない。一方で、日本においても労働組合組織率が低下し、中小企業では組織率が非常に低い。この原因として、非正規労働比率の上昇などの外在的要因が挙げられて、組合に内在する問題点を挙げられる
ことが少ないが、外在的要因だけで全てが説明できるとは限らない。
本研究では日本の中小企業を対象にして、労働組合がいかなる労働条件の改善に寄与しているのかを分析することを通じて、中小企業における労働組合の意義を明らかにしたい。
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この論文では HIWPs を、どのぐらい自分の仕事に対して自己決定権があるか、上司に対して改善の提案をできるかといった 5 つの項目の質問に対する従業員の意識を用いている。

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4. データ
本分析では中小企業団体中央会が実施した『平成 25 年度中小企業労働事情実態調査』、『平成 28 年度中小企業労働事情実態調査』を用いた。本調査は従業員 300 人以下（卸売業は 100 人以下、小売業は 50 人以下、サービス業は 100 人以下）の事業所を対象とする7。
平成 25 年は調査対象事業所数が 40,606、有効回収数が 19,091（回収率：47.0％）、平成
28 年は調査対象事業所数が 40,846 有効回収数が 18,873（回収率：46.2％）である。大規模調査であるにも関わらず回収率が 50％近くあり、信頼性が高いデータである。先ほども指摘したように、中小企業には労働組合が少ないために、中小企業の労働組合を分析するためには十分なサンプルサイズが必要である。中小企業の労働組合を分析するために、本調査は有用なデータである。
次に推定モデルについて説明をする。本分析では以下のような推定モデルを用いた。

yi =β0+β1Unioni +β2Xi +β3industry dummy +β4district dummy + ui
yi は成果変数であり、本分析では週所定労働時間、従業員１人当たりの平均有給付与日数・取得日数、賃金上昇ダミー、従業員１人当たりの月平均残業時間（時間外労働・休日労働）、
時間外労働が 45 時間、65 時間を超える人がいる月の割合を用いる8。これらを成果変数とすることで、労働組合の雇用条件に与える影響を分析する。X は説明変数ベクトルであり、男性常用労働者数、女性常用労働者数、現在の経営状態、事業拡大予定、経営の障害、新卒採用予定の有無に加えて、地域ダミーと産業ダミーを用いた。産業ごとの相関を考慮したク
ラスターロバスト標準誤差を用い推定を行った。
記述統計量は表２に示される。所定労働時間、有給付与、有給取得、賃金上昇ダミーに関しては組合企業の方が非組合企業よりも有意に高い。一方、月平均残業時間や月 45(60)時間を超える人がいる割合に関しても組合企業の方が多い。ただし、この結果は平均の差であって、企業規模が大きいほど労働組合も残業時間も大きくなるという可能性や、残業時間が増えると労働組合が形成されるなどの逆の因果関係は考慮していない。このため、以下の分
析でこれらの可能性を考慮した推定を行う。常用労働者数は男性、女性ともに組合企業の方が多い。一方、正社員比率は有意水準 10％で有意な差が観察される。
5. 推定結果
5. 1. 労働組合の所定労働時間、有給休暇、賃金上昇に与える影響
はじめに労働組合の所定労働時間に与える影響を分析した。その結果が、表３に示される。
労働組合の係数は負に有意であり、労働組合が存在すると所定労働時間は低下する。この結標本抽出は、「平成 26 年経済センサス－基礎調査」に基づき、従業員 300 人未満の民営事業所数（農業、林業、漁業を除く）に応じて、都道府県ごとに数を割り振り、また業種別・従業者規模別の抽出比率を用いて抽出している。調査地域は全国（福島県、栃木県、静岡県、福井県、大分県を除く）である。
8 ただし、この項目は 2013 年(平成 25 年)調査のみで、質問がなされている。
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果は頑健であり、およそ週 0.33 時間程度の所定労働時間を低下させる。この結果は、変数に依存しない頑健な結果である。次に有給日数についてみてみたい。その結果が表４に示される。[1]～[3]は平均付与日数であり、[4]～[6]は平均取得日数である。いずれも正に有意であり、労働組合は有給休暇の平均付与日数を 0.80 日～0.86 日、平均取得日数を 0.68～0.73
日上昇させる。さらに、労働組合の今期の賃金上昇に与える影響については、表５に示される。いずれの式も正に有意で、労働組合の存在は 13％から 15％の賃金上昇確率を高める。
以上の結果から、労働組合が存在すると週所定労働時間を下げ、有給付与日数、有給取得
日数、賃金上昇確率を高くする。この結果は頑健であり、Freeman and Medoff(1984)をはじめとする多くの先行研究の結果と合致し、日本の中小企業でも同様の効果が確認され、中小企業においても労働組合は一律の労働条件改善に有効であることが示された。
5. 2. 労働組合の残業時間に与える影響
次に労働組合の残業時間に与える影響を分析した。残業時間は 0 である割合が多く、打ち切りを考慮して Tobit 分析を行った。その結果が、表６[1][2]に示される。σの係数は有意であり、切断が存在し、Tobit 推定が妥当であることを示唆する。また、先ほどの結果と異なり、いずれの場合も労働組合の係数は有意でない。
労働組合と残業時間の正の相関という結果から、推測されるのは内生性の問題である。残業時間が高い企業では労働組合が存在するという逆の因果関係である。そこで、高齢者の採用の経緯を質問している 2013 年のデータを用いて操作変数法を使用することで内生性の問題を考慮した分析を行う。操作変数としては、高年齢者の採用の経緯と 2009 年の衆議院
選挙と 2010 年の参議院選挙の比例代表の地域別得票率を使用した。高年齢者の採用の経緯
として、取引企業からの紹介、親会社等のグループ会社からの紹介、ハローワークを通じた採用をした場合をそれぞれ１9としたダミー変数である。このように外部からの労働者を採用すると、取引企業、親会社に労働組合があるならば、採用された人を通じて組合形成のノウハウを得られるなど、労働組合の促進のための外部性があると想定されるが、残業時間とは直接的な関係が想定しにくい。また、直近の衆議院選挙、参議院選挙で、労働組合からの支援もあり、比較的労働者寄りと考えられる、民主党、社民党、共産党の地域別得票率を用いた。これらの政党得票率が高いと、これらの党から選出された国会議員が多くいることで、労組の結成を促進しやすいことなどが考えられる。また、労働者寄りの政党支持率が高いことは、労働組合に対する好意的な雰囲気がその地域に存在し、この雰囲気が労働組合を促進するとも考えられる。
それらを操作変数法に使用した結果が、表６[3]-[5]である。[3]は６つ全ての操作変数を使用した結果である。過剰識別検定は非有意であり、操作変数が過剰であるという検定は棄却されない。ただし、除外された操作変数の F 値は 10 未満であり問題が残る。労働組合の係数は負に有意であり、内生性をコントロールすると符号が逆転し労働組合が残業時間を減
9

ベースは自社従業員を継続した、その他、雇用していないである。

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らすという直観に合致する結果である。ただし、労働組合の係数が大きく F 値が 10 未満である点から結果の解釈は慎重にすべきである。そこで、過剰識別の条件を満たしつつ、F 値が高くなるように操作変数を選択した。[4]は衆議院と参議院の地域別政党得票率のみを使用した結果である。F 値が上昇する一方、労働組合の係数は低下し、有意水準も 10％になる。さらに、社民党と共産党の得票率のみを使用した結果が[5]である。F 値は 9.67 と 10 に近づくものの、係数は-9.38 とさらに低下して有意ではなくなる。
これらの結果から、残業時間が高いと労働組合の結成を促進するという、逆の因果関係を考慮すると、労働組合があると残業時間が多くという関係はなくなるものの、それでも労働組合が残業時間を減らすという結果は示されなかった。
5. 3. 労働組合の残業時間改革に与える影響
先ほどの分析では、労働組合と残業時間は有意でないものの正の相関があり、内生性を考慮しても労働組合が残業時間を減らす頑健な結果は得られていない。次に考えられるのは、平均的な残業時間を労働組合は減らすことは出来なくても、極端な残業時間を抑制することや残業時間削減の改革に影響力を与えている可能性も考えられる。
そこで、被説明変数を時間外労働が月 45 時間（60 時間）を超える人がいる月がどの程度存在するかを分析した。被説明変数は「貴事務所では、時間外労働（残業・休日労働）が次の時間(45 時間、60 時間)を超える人がいる月はどの程度ありますか」であり、選択肢は「1.
ほぼ毎月、2. ３ヶ月に１回程度、3. ごくまれにある、4. 全くない」である。つまり、値が高くなるほど、残業がないことを意味する。
その結果が、表７[1][2]である。いずれも有意でないが係数は負であり、労働組合が存在すると p 値が 0.11 や 0.12 と有意水準 10％でも有意でないものの、残業時間が 45 時間や60 時間という非常に多くの残業をしている人がいる月が多くなる傾向にある。少なくとも、労働組合が極端な残業を減らす効果は全く観察されない。さらに、45 時間（60 時間）を超える人がいる月がほぼ毎月と回答した人を１、それ以外を０とする二値変数を使用して分析した。その結果が[3][4]である。[4]の結果から、労働組合が存在すると時間外労働が 60 時
間を超える人がいる月がほぼ毎月であると回答する傾向が高いことが示された。つまり、労働組合が存在すると極端に労働時間が多い人を抑制するという傾向は観察されず、むしろ労働組合は月平均の残業時間が 60 時間を超える人が多いことに正の相関があることを示唆する結果となった。
この結果に対して、やはり内生性の問題があって、極端な長時間労働があるとその問題を解決するために労働組合が形成されるという可能性はある。そこで、2013 年のデータを使用し、労働組合が時間外労働の削減の取り組みに与える影響を分析した。質問項目は「貴事
務所では時間外労働削減に取り組んでいますか」であり、回答は「１．積極的に取り組んでいる、２．ある程度取り組んでいる、３．取り組みはしていない、４．時間外労働はない」
である。このうち、「４．時間外労働はない」を除外して、順序プロビットを行った。その8

結果が、表６[5][6][7]である。いずれの式においても係数は負であるものの有意でない。このため、労働組合が時間外労働削減に対しても影響力があるとはいえない。
6.

Discussion
以上の推定結果をまとめると以下のようになる。労働組合は所定労働時間を低下させ、有給休暇の付与と使用の増加、さらに賃金上昇に影響を与えることが示された。一方、労働組合は諸変数でコントロールしても残業時間と非有意だが正の関係が観察された。内生性を考慮して操作変数法を用いても、労働組合が残業時間を低下させることは観察されなかった。また、月 60 時間を超える残業をしている人が毎月いることと労働組合は正の有意な関係が観察された。さらに、労働組合が残業改革への効果に関しても有意な影響は観察されなかった。つまり、労働組合の残業時間への効果は所定労働時間、有給休暇、賃金への効果とは全く異なっている。
労働組合の残業時間に与える影響に関しては、Trejo (1993)はアメリカのデータを用いて、組合が残業時間を減らすことを示したが、一方、Bell and Hart (1998)や Kalwij and Gregory(2005)はイギリスのデータを用いてほとんど影響がないとする。本研究の分析は後者に近い結果が得られた。ただし、Trejo (1993)の分析でも残業時間の賃金プレミアムをコントロー
ルすると労働組合の効果がなくなる。これらの個人ベースのデータを用いた先行研究とは異なり、特に中小企業のデータを用いた分析であるが類似した結果が得られた。
この理由としては、３つ考えられる。第１に、所定労働時間、有給休暇、賃金に関しては従業員間での利害対立はほとんど存在しなく、従業員が団結して経営者に要求することが可能である。しかしながら、残業時間に関しては必ずしもそうではない。本分析で対象とした中小企業は他企業からの下請け業務なども多いために、大企業に比べて仕事量の調整が難しく、仕事の総量は所与である傾向が強い。そうすると、残業時間の調整は従業員間での利害調整が必要となる。労働組合は統一的な要求をすることには有効であるが、個別利害の調整は優れていないために、残業時間の削減には有効ではない可能性が考えられる。さらにRam et al.(2001)が指摘するように、中小企業では家族の事情による労働時間の調整が大企
業よりも柔軟であるために、労働組合を経由しないインフォーマルな解決が図られている可能性もある。先行研究で指摘されるように、労働組合の影響力の低下を背景に、集団的労使交渉（IR）から個別的人的資源管理（HRM）へと雇用関係が変化してきたことが指摘される。日本の中小企業の労働組合も個別利害の調整には十分に対応できない可能性が本分
析から明らかになった。
第２に、日本の労働組合は雇用の安定を主な目的としており、残業時間を減らすことを重視していない可能性もある。そもそも、労務費は労働時間当たり賃金と雇用者数と労働時間の積で決定される。労務費の調整を行うためにはこれらのいずれかを調整することが必要となる。日本では、雇用を守るために労働時間で調整し、このことを労働組合も許容している可能性が考えられる。また、日本では職務という概念が弱く、従業員の職種や就業場所の9

決定に対する経営者の裁量を広く認めている一方で、職務がなくなったことを理由とした解雇が認められにくい。労働組合も曖昧な職務と、それに伴う残業時間の高さを雇用の保障とのバーターとして暗黙のうちに、長時間の残業を許容している可能性がある。Noda andHirano(2013)は日本の労働組合が解雇を抑制する傾向にあることを実証しているが、これは長時間残業の黙認とのバーターとなっている可能性もある。
第３に、日本の労働基準法第 36 条では企業が時間外労働を従業員に命令できるのは、使用者と、その事業場の労働者の過半数で組織する労働組合（ない場合は事業場の労働者の過半数の代表者）とが時間外労働、休日労働について書面で締結しなければならない。このため、従業員の過半数が加入している労働組合が存在すると、その労働組合と協定を結ぶことができる。このため、労働組合が存在すると逆に「三六協定」を結びやすく、残業を促進する機能を果たしている可能性もある。さらに、中小企業では労働組合が「御用組合」化しているために、むしろ残業時間と組合に正の相関すら発生している可能性もある。ただし、本分析の結果では、賃金、所定労働時間、有給休暇に対し頑健な形で効果が確認されている。
7. 結論
本稿の分析の結果、以下のことが示された。日本の中小企業を対象とした実証分析の結果、労働組合が所定労働時間、有給休暇の付与・取得、賃金上昇に対する効果が認められた。これらはその多くが大企業を対象としている先行研究と同様の結果が観察された。一方、残業時間を減らすという結果は観察されなかった。むしろ、労働組合と残業時間の長さが正に相関する可能性すら示された。
本論文の貢献は以下のとおりである。第１に、労働組合の賃金や生産性に与える影響の分
析に関しては、多くの研究が存在するものの、労働時間に関してはほとんど存在していなかった。特に、中小企業を対象にした企業データを用いた大規模調査による分析はほとんど存在しない。本研究は中小企業の大規模調査を用いて、労働組合が残業時間を削減する有意な効果はないことを示した。第２に、労働組合組織率の低下の要因としては、労働組合組織率の低いサービス産業や非正規従業員の比率が高まってきたことなどが挙げられる。しかしながら、それとは別にして、本稿では労働組合が IR から HRM へと雇用関係が変化しつつあることを背景に、従業員の利害調整には十分に対応できていないという内在的要因がある可能性を示唆する。ただし、本分析においては生産性上昇を分析対象としてないものの、賃金上昇に対する効果は示している。生産性への貢献なしに賃金上昇の成果が得られるとは考えにくいために、本研究においても Koike(1988)、Kato and Morishima(2002)、
Morikawa(2010)を始めとする労働組合の労使コミュニケーションを否定するわけではない。第３に、企業別組合の日本的特徴や意義という、従来は大企業の組合を想定した議論に対して、中小企業の労働組合の意義と限界を提示することが可能となった。第４に、現在、日本ではワークライフバランスの推進と、その障害となっている残業時間を改革するために、働き方改革が進められている。つまり、残業時間の削減は日本の重要な課題である。し10

かしながら、少なくとも中小企業の労働組合はこの問題に対しては十分に機能していない可能性があり、残業削減を考えるうえで、この結果は政策的な含意があると考える。
今後の課題は以下のとおりである。第１に、本研究は中小企業の労働組合を対象としたが、本研究の結果が大企業にも同様に当てはまるかを分析するのは有用である。なぜならば、労働組合が残業時間に対して有効でない１つの要因としては、中小企業は大企業からの下請け業務も多く仕事量が固定化されており、大企業とは異なる可能性がある。第２に、同じ中小企業でも同族企業と非同族企業では異なるといったガバナンス要因に注目して、さらに詳細な分析が必要となる。第３に、本研究では内生性に注意を払ったものの、データの制約もあり十分でない。これらは今後の課題としたい。

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14図 1 日本の労働組合組織率の推移
14,000,000

30.0

12,000,000

組合員数

組織率

25.0

10,000,000

20.0

8,000,000
15.0
6,000,000
10.0

4,000,000

5.0

0

0.0

1990
1991
1992
1993
1994
1995
1996
1997
1998
1999
2000
2001
2002
2003
2004
2005
2006
2007
2008
2009
2010
2011
2012
2013
2014
2015
2016

2,000,000

出所：『平成 28 年労働組合基礎調査の概況』厚生労働省

表 1 企業規模別労働組合比率
労
企

業

規 模

働

組

合

員

対前年差

数
構成比

雇用者数

推定組織率

千人

千人

％

万人

％

計 2)

8,491

87

100

5,234

16.2

1,000 人 以 上

5,517

64

65

1,244

44.3

300 ～

999 人

1,160

3

13.7

100 ～

299 人

610

-6

7.2

30 ～

99 人

196

-5

2.3

29 人 以 下

28

-1

0.3

他 3)

981

32

11.6

そ

の

出所：『平成 28 年労働組合基礎調査の概況』厚生労働省

15

12.2

1,456

2,456

0.9
…

…

Table 2 記述統計量

2013

2016

Variable

Mean

SD

Mean

SD

Mean

SD

Mean

SD

所定労働時間39.062

1.497

39.5241.441

39.1881.458

39.466

1.484

有給付与

17.151

4.224

15.5545.064

16.9224.341

15.490

5.226

有給取得

7.906

4.371

7.208

4.521

8.068

4.265

7.262

4.502

賃金上昇

0.617

0.486

0.383

0.486

0.676

0.468

0.480

0.500

月残業時間

16.34515.259 11.644 13.061

15.47313.321 12.133 13.779

45 時間外労働

2.692

1.187

3.203

1.004

60 時間外労働

3.178

1.079

3.611

0.762

時間外労働削減

1.992

0.781

2.282

0.924

常用労働者男性

61.75755.144 23.192 29.929

58.65755.087 22.556 29.942

常用労働者女性

16.73222.9629.867

17.91816.54922.6019.743

18.135

正規比率

0.792

0.191

0.798

0.228

0.783

0.199

0.795

0.228

経営状況

2.217

0.645

2.199

0.661

2.145

0.657

2.161

0.650

経営方針

0.344

0.475

0.284

0.451

0.343

0.475

0.311

0.463

労働者不足

0.106

0.308

0.120

0.325

0.284

0.451

0.272

0.445

人材不足

0.325

0.468

0.339

0.474

0.518

0.500

0.470

0.499

労働者過剰

0.145

0.352

0.131

0.338

0.154

0.361

0.162

0.368

競争激化

0.409

0.492

0.418

0.493

0.364

0.482

0.349

0.477

新卒採用予定

0.320

0.467

0.200

0.400

0.405

0.491

0.254

0.436

サンプルサイズ

1164

12662

16

1092

13613

Table 3 所定労働時間の決定要因

[1]

[2]

[3]

-0.33

-0.327-0.327[0.051]**[0.063]**[0.065]**-0.001-0.001-0.001[0.001][0.001][0.001]0.001-0.0010.000[0.001][0.001][0.001]

0.27

0.29

0.307

[0.054]**[0.053]**[0.054]**-0.023-0.026-0.034[0.018][0.017][0.017]+-0.015-0.056-0.06[0.021][0.022]*[0.021]*

0.072

0.143

0.156

[0.024]**[0.033]**[0.031]**

0.014

0.03

0.033

[0.022][0.021][0.020]

0.052

0.079

0.081

[0.037][0.039]+[0.038]*-0.009

0.033

0.042

[0.025][0.033][0.035]-0.041-0.052-0.063[0.038][0.045][0.044]

Region dummy

yes

yes

no

Industry dummy

yes

no

no

Observations

28531

28531

28531

R-squared

0.03

0.02

0.01

労働組合ダミー
常用労働者男性
常用労働者女性
正規比率
経営状況
方針
労働者不足
人材不足
労働力過剰
競争激化
新卒採用予定Note: +p<0.10; *p<0.05; **p<0.01
Cluster robust standard error in parentheses

17

Table 4 有給日数の決定要因

[1]

[2]

[3]

[4]

[5]

[6]

付与

付与

付与

取得

取得

取得

0.796

0.842

0.858

0.707

0.730

0.681

[0.161]**[0.150]**[0.151]**[0.157]**[0.161]**[0.163]**

0.011

0.015

0.015

0.000

0.003

0.003

[0.002]**[0.002]**[0.002]**[0.002][0.003][0.003]

0.003

0.000

0.000

-0.003-0.006-0.007[0.004][0.003][0.003][0.003][0.003]+[0.003]+

1.957

2.120

2.141

0.355

0.500

0.363

[0.197]**[0.222]**[0.215]**[0.122]**[0.143]**[0.139]*

0.060

0.076

0.087

0.107

0.109

0.125

[0.030]+[0.036]+[0.036]*[0.050]*[0.051]*[0.052]*-0.063-0.044-0.043-0.251-0.266-0.253[0.082][0.114][0.109][0.075]**[0.079]**[0.080]**-0.244-0.379-0.393-0.188-0.240-0.269[0.066]**[0.061]**[0.061]**[0.060]**[0.099]*[0.104]*-0.208-0.255-0.260-0.300-0.298-0.306[0.076]*[0.094]*[0.095]*[0.074]**[0.083]**[0.083]**-0.443-0.557-0.561

0.177

0.113

0.130

[0.085]**[0.103]**[0.103]**[0.106][0.113][0.118]

0.159

0.073

0.057

-0.133-0.272-0.279[0.062]*[0.107][0.105][0.088][0.112]*[0.116]*-0.203-0.227-0.240-0.112-0.123-0.130[0.028]**[0.031]**[0.031]**[0.023]**[0.026]**[0.025]**

0.281

0.227

0.247

-0.280-0.210-0.228[0.165][0.152][0.153][0.089]**[0.113]+[0.118]+

Region dummy

yes

yes

no

yes

yes

no

Industry dummy

yes

no

no

yes

no

no

Observations

28531

28531

28531

28531

28531

28531

R-squared

0.05

0.04

0.03

0.03

0.02

0.01

労働組合ダミー
常用労働者男性
常用労働者女性
正規比率
経営状況
方針
労働者不足
人材不足
労働力過剰
競争激化
所定労働時間
新卒採用予定Note: +p<0.10; *p<0.05; **p<0.01
Cluster robust standard error in parentheses

18

Table 5 賃金改訂決定要因の分析

[1]

[2]

[3]

wage

wage

wage

0.147

0.131

0.134

[0.019]**[0.018]**[0.016]**

0.002

0.002

0.002

[0.000]**[0.001]**[0.001]**

0

0.001

0.001

[0.000]+[0.001][0.001]

0.119

0.114

0.115

[0.025]**[0.028]**[0.027]**-0.076-0.073-0.071[0.006]**[0.006]**[0.006]**

0.066

0.078

0.079

[0.009]**[0.009]**[0.009]**0.013-0.017-0.02[0.012][0.021][0.021]

0.053

0.05

0.049

[0.008]**[0.010]**[0.010]**

0.043

0.028

0.026

[0.010]**[0.011]*[0.012]*

0.023

0.008

0.006

[0.008]**[0.011][0.012]-0.005-0.009-0.01[0.004][0.004]*[0.004]*

0.151

0.164

0.166

[0.013]**[0.024]**[0.023]**

Region dummy

yes

yes

no

Industry dummy

yes

no

no

Observations

28531

28531

28531

Log likelihood-17906.45-18168.88-18249.73

労働組合ダミー
常用労働者男性
常用労働者女性
正規比率
経営状況
方針
労働者不足
人材不足
労働力過剰
競争激化
所定労働時間
新卒採用予定Note: +p<0.10; *p<0.05; **p<0.01
Cluster robust standard error in parentheses

19

Table 6 残業時間の決定要因

[1]

[2]

[3]

[4]

[5]

Tobit

Tobit

IV

IV

IV

0.191

0.131

-14.199-12.286-9.382[0.538][0.548][6.312]*[6.672]+[7.368]

0.075

0.075

0.103

0.098

0.09

[0.005]**[0.005]**[0.017]**[0.018]**[0.019]**-0.005-0.006-0.045-0.043-0.041[0.017][0.017][0.009]**[0.009]**[0.009]**

1.317

1.158

-1.027-0.967-0.877[1.372][1.352][0.565]+[0.564]+[0.569]-1.516-1.508-0.839-0.845-0.855[0.246]**[0.250]**[0.173]**[0.171]**[0.169]**

1.708

1.721

1.011

1.009

1.005

[0.243]**[0.242]**[0.252]**[0.249]**[0.245]**

2.9

2.88

1.912

1.943

1.988

[0.575]**[0.565]**[0.413]**[0.413]**[0.411]**

2.12

2.118

1.413

1.435

1.47

[0.313]**[0.314]**[0.254]**[0.252]**[0.251]**

2.072

2.09

1.956

1.961

1.968

[0.424]**[0.430]**[0.351]**[0.348]**[0.343]**

0.868

0.873

0.352

0.357

0.365

[0.383]*[0.377]*[0.233][0.231][0.227]

3.014

2.999

2.074

2.082

2.095

[0.391]**[0.380]**[0.310]**[0.306]**[0.302]**

0.889

0.894

0.417

0.443

0.482

[0.162]**[0.161]**[0.115]**[0.119]**[0.128]**

Region dummy

yes

no

no

no

no

Industry dummy

yes

yes

yes

yes

yes

14.74214.749

‐

‐

‐

0.737

0.737

‐

‐

‐

Wald

‐

‐

6.513

8.309

9.673

Hansen J test

‐

‐

9.903

5.12

3.418

Observations

28531

28531

13826

13826

13826

労働組合ダミー
常用労働者男性
常用労働者女性
正規比率
経営状況
方針
労働者不足
人材不足
労働力過剰
競争激化
新卒採用予定所定労働時間σNote: +p<0.10; *p<0.05; **p<0.01
Cluster robust standard error in parentheses

20Table 7

月 45 時間(60 時間)以上残業割合と残業対策

[1]

[2]

45 時間

60 時間

-0.093-0.096

0.022

0.017

-0.02

-0.032-0.033[0.060][0.061][0.015][0.007]*[0.034][0.039][0.043]

-0.01

-0.01

0.001

0.000

-0.003-0.003-0.003[0.001]**[0.001]**[0.000]**[0.000]**[0.000]**[0.000]**[0.000]**-0.002-0.001

0.000

0.000

-0.003-0.004-0.006[0.001]+[0.001][0.000][0.000][0.001]**[0.001]**[0.001]**

0.067-0.022-0.011

0.008

0.084

0.145

[0.077][0.095][0.013][0.007][0.070][0.080]+

0.073

0.09

-0.007-0.002

0.031

0.016

[0.021]**[0.015]**[0.003]*[0.002][0.020][0.021]-0.086-0.089

0.001

0.005

-0.2

-0.236[0.030]**[0.031]**[0.005][0.002]*[0.023]**[0.023]**-0.061-0.074

0.002

0.004

0.039

0.075

[0.029]*[0.040]+[0.006][0.004][0.040][0.039]+-0.203-0.202

0.036

0.011

-0.034-0.027[0.024]**[0.027]**[0.006]**[0.002]**[0.022][0.023]-0.164-0.174

0.014

0.017

-0.135-0.138[0.034]**[0.036]**[0.008]+[0.004]**[0.031]**[0.033]**-0.021-0.032-0.004-0.004-0.072-0.053[0.027][0.026][0.007][0.003][0.026]**[0.026]*-0.213-0.195

0.036

0.013

-0.166-0.15[0.033]**[0.038]**[0.008]**[0.004]**[0.026]**[0.027]**-0.084-0.055

0.013

0.004

0.027

0.029

[0.011]**[0.011]**[0.003]**[0.002]*[0.009]**[0.007]**

Region dummy

yes

yes

yes

yes

yes

no

no

Industry dummy

yes

yes

yes

yes

yes

no

no

Observations

13826

13826

13826

13826

12146

12146

12146

労働組合ダミー
常用労働者男性
常用労働者女性
正規比率
経営状況
方針
労働者不足
人材不足
労働力過剰
競争激化
所定労働時間
新卒採用予定

[3]

[4]

[5]

[6]

[7]

45 ダミー 60 ダミー 残業対策 残業対策 残業対策

Note: +p<0.10; *p<0.05; **p<0.01
Cluster robust standard error in parentheses

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