No.12

雇用契約期間不明に関する考察―全国就業実態パネル調査を用いて―
玄田 有史

Works Discussion Paper No.12

雇用契約期間不明に関する考察―全国就業実態パネル調査を用いて―
玄田

有史

東京大学社会科学研究所
2016 年 5 月

要旨
本稿では、雇用契約期間の不明が労働者に及ぼす影響と、不明に至る背景について考察した。労働基準法は、雇用契約期間を書面で明示することを使用者に義務付けている。ところが実際は、調査に対し自らの雇用契約期間が「わからない」とする雇用者は多く、正社員以外では約 2 割が不明である。リクルートワークス研究所実施の「全国就業実態パネル調査」（2016 年）を分析したところ、正社員以外の学卒雇用者のなかでも、雇用契約期間の不明者は、時間当たり賃金、新しい知識・技術の習得機会、仕事への満足度など、いずれも劣ることが明らかとなった。さらに女性、未婚、若年、低学歴層、成績下位層など、企業に対する交渉力が相対的に乏しい雇用者ほど、契約期間が不明になる傾向もみられた。加えて経営者の裁量による雇用管理も多い小規模企業や、事業への参入コストが低
い、もしくは社会的認知の低い業種でも、契約期間の不明は頻繁に生じていた。一方、職場に労働者の利益を代表して企業と交渉する組織がある他、人材紹介会社やハローワークなど、専門的な知識を有する仲介者を通じて入職した場合に、契約期間の不明は回避されやすいことも、データから示された。雇用契約期間を軸に安定した就業機会の拡大と正社
員以外の待遇改善を図るには、その一つとして、契約期間不明の雇用者が存在する状況を極力解消していくための諸方策の推進が求められる。

本ディスカッションペーパーの内容や意見は、全て執筆者の個人的見解であり、所属する機関およびリクルートワークス研究所の見解を示すものではありません。
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Ⅰ

はじめに
本稿では雇用契約期間に着目した実証分析を行う。なかでも自らの契約年数が「わからない」という雇用者を重点に、不明な雇用契約期間が及ぼす影響と、そのような契約が生じる
背景を、2016 年に実施された調査により明らかにする。
2000 年代以降、雇用形態の考察として注目を集めてきたのは、言うまでもなく正規・非正規の区分を用いた研究である。そこでは正規雇用に比べて、正規以外の賃金の低さや能力開発の機会の乏しさなどが、数多く指摘されてきた（阿部 (2010)、有田 (2016)等）。
今や一般化した正規・非正規という区分だが、その区分けは、実際のところ、勤め先における呼称でしかなく、厳密な定義は存在しない。労働政策も法律上「正規雇用者」が表記されることはなく、パートタイム労働法の成立以降、用いられているのは、専ら「通常の労働者」という表現である。
社会的に明確な合意がない「正社員」概念を法律に明記するのを避けた苦肉の策でもあるが、「通常」とは何かという曖昧さがそこには残る。この点に関し佐藤 (2015)も、企業として、自社における「通常の労働者」を特定することは難しく、正社員や正職員に関して世間
一般の共通理解が存在するわけではないのが現状と、課題を指摘する。
では、曖昧さの残る「正規・非正規」に代わり、安定的な働き方の度合いを客観的に論じ得る指標があるとすれば何か。それは「無期・有期」に基づく雇用契約の期間である。
労働基準法では、労働契約の締結に際し、雇用契約期間を含む労働条件の明示が義務付けている。賃金、勤務地、業務内容、始業・終業時間、休日、退職と並び、雇用契約期間は、書面での明示が求められる。契約期間は、期間の定めの有無に加え、有期雇用の場合は、契約年数の他、契約更新の有無や更新の基準も明確にする必要がある。
会社で正社員と呼ぶべきか否かといった法規範は存在しないのに対し、契約期間は労働基準法により、原則 3 年を超えてはならないという明確な基準が存在する。同時に特定事業の完了や長期の訓練に必要な場合、3 年を超えた契約が特例で認められる他、高度な専門職や満 60 歳以上の有期契約は 5 年まで可能とするなど、具体的配慮もある。
2013 年に施行された改正労働契約法でも、雇用期間に関するルールが定められた。そのルールとは、有期労働契約が繰り返し更新され通算 5 年を超えたとき、労働者からの申し込みがあった場合、使用者には無期労働契約への転換を義務化したものである1。
2015 年施行の労働者派遣法改正でも、雇用期間契約がポイントとなった。改正では派遣労働者が派遣先の同一組織（課など）で働ける期間の上限を原則 3 年と定められた。その上で 3 年経過後の雇用安定化措置として、派遣元への直接雇用や新たな派遣先の提供に加え、派遣元への無期雇用などが義務付けられた。
さらに労働契約法には有期雇用の期間中解雇に関する定めがある他、改正労働契約法では最高裁判例で確立してきた有期雇用に関する「雇い止め法理」も条文化されている。
2014 年改正では、大学や研究開発法人の教員、有期プロジェクトに就く高度専門職、定年後に継続雇用される高齢者等には転換までの期間を、10 年に変更する特例も設けられた。
12このように安定雇用の拡大を図る政策の多くは、雇用契約期間という概念に沿って展開されているのが、実際である2。客観的な議論や政策を評価する上でも、雇用契約期間は重要な含意を持つ3。にもかかわらず、契約期間を中心に据えた労働研究の蓄積は、正規・非正規研究に比べて乏しいのが現状だった。その理由の一つとして、雇用契約期間に関する公的統計の整備が進んでこなかったことが挙げられる。
総務省統計局が実施する労働力調査および就業構造基本調査では、役員を除く雇用者の従業上の地位として「一般常雇」「臨時雇」「日雇」区分が長年採用されてきた。臨時雇は１
か月以上１年以内の期間を定めて雇われている者であり、日雇も日々又は１か月未満の契約で雇われている者として、契約期間に対応してきた。ところが一般常雇は、１年を超える
有期雇用と、期間を定めない無期雇用が混在のまま、調査が続けられてきた。
反面、雇用形態の多様化が進み、無期雇用のパート社員や、反対に有期雇用のフルタイム
社員など、新たな雇用形態が広がり始めると、就業時間と併せて、より詳細な雇用契約期間に関する実態把握の必要性が意識されるようになる4。そこで 2012 年に実施された就業構造
基本調査では、雇用契約期間の定めの有無、ならびに１回あたりの雇用契約期間、さらには更新回数をたずねる調査票が採用された。労働力調査も、2013 年 1 月以降の基礎調査票は、常雇を無期の契約と有期の契約にさらに分けてたずねるよう変更されている。
現在、両調査について公表されている集計では、雇用契約期間に関する情報が豊富に掲載されている。今後は公表集計のみならず、これらの政府統計の特別集計を通じ、雇用契約期間に関する様々な実態が明らかにされることだろう。
近い将来展開されるはずの政府統計を用いた本格的な分析に先立ち、本稿では民間企業が新たに開始した調査を用いて、雇用契約期間に関する研究の嚆矢を目指す。
本稿の構成は以下の通りである。次節では 2012 年実施の就業構造基本調査より明らかになった雇用契約期間の不明に関する事実を確認し、その意味するところを考える。第 3 節ではリクルートワークス研究所が実施した「全国就業実態パネル調査（第 1 回）」について述べる。第 4 節では、契約期間の不明であることが雇用者の処遇にもたらす影響を実証分析する。第 5 節では、契約期間が不明となる状況が生じる個人や職場の背景を考察する。第 6 節は入職・離職という観点から契約不明を検討する。最終節で本稿を要約し、課題を整理する。

ただし「正規雇用労働者」を規定した政策はある。キャリアアップ助成金は正規雇用労働者を(1)無期雇用、(2)派遣以外、(3)勤務地・職務が非限定、(4)通常の労働者と同一の所定労働時間、(5)長期雇用を前提とした待遇に該当するものと定義する。ただこの定義に拠れば、限定正社員
は概念上正社員ではあるが政策上は正規雇用労働者でないなど、今後の混乱が懸念される。
3
不安定雇用の比較でも非正規雇用を規定する国際標準のないことが問題視されてきた。現在
ILO は従業上の地位に関する国際分類改訂ワーキンググループを設置、検討を行っている。そこ
では雇用者の分類を「雇用期間の定めなし」「雇用期間の定めあり」「オンデマンド/非常に短期の雇用」とする等、雇用期間を軸にした分類が有力視されている（総務省統計局 (2016)）。
4 労働力調査は 2013 年以降、月末 1 週間の労働時間に加え、週間および月間の就業日数を調べることで年間の総労働時間を把握できるよう整備している。
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3

Ⅱ

就業構造基本調査からの発見
雇用契約期間に関する状況を把握した 2012 年実施の就業構造基本調査からは、いかなる新たな事実が発見されたのだろうか。
本稿に関連する最も重要な発見は、自分の勤め先での雇用契約期間が「わからない」という雇用者が、444.7 万人に達する事実である5。その規模は役員を除く雇用者全体 5353.8 万
人の 8％に相当する。
雇用契約期間が不明の人々のうち、73％にあたる 323.4 万人は「正規の職員・従業員」以外で呼ばれている雇用者である。正規雇用以外に分類される人々では 16％が自分の雇用契約期間を「わからない」としている。正規以外の雇用には「正規の職員・従業員の仕事がないから」今の仕事に就いているという「不本意非正規」が 2015 年平均で 17％に及ぶと言われる6。契約期間不明の正規以外割合は、不本意非正規と遜色のない水準にある。呼称別では、パートは 14％、アルバイトは 29％、派遣社員が 13％、契約社員が 7％、嘱託社員が 5％、その他では 17％が、雇用契約期間が不明である。
冒頭で述べたとおり、労働基準法では雇用契約期間は書面明示が義務付けられている。にもかかわらず、実際には雇用者全体の 1 割近くが自らの雇用契約期間を認識していない。この事実は何を意味しているのだろうか。
経済理論では、労働者の配置や処遇は企業との間に明示的に結ばれた雇用契約に基づいて決定される7。Malcomson (1999)によれば、個別の雇用契約はリスクの適切な配分、熟練などの投資の保護、雇用者に対する動機付けなどを目的に、経済合理的に設定されることにな
る。にもかかわらず、雇用契約が不明なことは、労働者と企業のいずれか、もしくは双方に対し、明確な契約に比べ、何らかの損失を引き起こす可能性がある。
だとすれば、雇用契約期間の不明が存在する現実を解釈する一つとして、企業に比べた労働者の交渉力の乏しさに着目することが考えられる。企業内での雇用や賃金の決定が競争的な労働市場における資源配分とは異なる場合、代わって労使間での直接的な交渉が重要な役割を果たす8。Becker (1967)を代表とする企業特殊熟練に関する人的資本理論、Lindbeck
and Snower (1986)によるインサイダー・アウトサイダー理論、Layard, Nickell, and Jackman(1991)、Mortensen and Pissarides (1994)等の失業理論など、賃金や雇用はいずれも労使間での交渉(bargaining)により決定する。その際、労働者の交渉力が弱ければ弱いほど、労働者は不利な状況に甘んじざるを得ない。
総務省統計局ホームページ「就業構造基本調査」から 2012 年「調査の結果」「統計表一覧」を選択、人口・就業に関する統計表・表番号 11 に数値は確認できる。
6 総務省統計局「労働力調査（詳細集計）」（平成 27 年平均）第Ⅱ-16 表。
71970 年代、企業と労働者のリスク選好の違いから、景気変動に対する安定的な賃金契約が結ばれる「暗黙の契約」理論に注目が集まった(Azariadis (1975))。暗黙の契約は、書面のかたちこそ取らなくても、労使間で賃金や雇用に関する何らかの妥結が生じる可能性を示している。
8 玄田 (2008)は、独自調査と就業構造基本調査の分析の結果、非正規雇用の多くは、外部労働市場で単純労働に終始する不安定雇用のイメージとは異なり、内部労働市場下位層の労働者像により合致することを指摘している。
54実際には、交渉力の違いがもたらす影響は、賃金や雇用だけにとどまらないかもしれない。
企業の有する交渉力が労働者に比べて著しく強い場合、雇用や賃金のみならず、前提となる
雇用契約そのものを曖昧にしたまま、企業の自由裁量によって運用する余地が生じる可能性がある。契約年数の不明が存在している事実は、乏しい交渉力のために不安定な状況に置かれた雇用者が少なからず存在することを物語る。
だとすれば、不明な雇用契約期間は、いかなる処遇につながるのか。契約期間が不明な雇用は、いかなる個人や職場において発生しやすいのか。以下、これらの問いを実証分析する。
Ⅲ

データ

1 全国就業実態パネル調査
以下の実証分析に用いるデータは、リクルートワークス研究所が 2016 年 1 月に実施した「全国就業実態パネル調査」である。対象は全国の 15 歳以上男女であり、事前に登録されたモニターに対するインターネット調査として行われた。
パネル調査の第一回目となった 2016 年 1 月調査では、41,000 件のサンプル目標数に対し、
145,102 人の登録者に調査依頼がなされ、調査会社による回答品質チェックならびにデータ
クリーニングの結果、49,131 人から有効回答が得られた。現在、日本ではすぐれたパネル調
査が蓄積されているが、本調査は、無業者を含め、従来のパネル調査より大規模の標本を確保しようとする点に一つの特徴がある9。
これまでインターネットモニター調査の回答には、一般に学歴、職業等への偏りがみられることが指摘されてきた（本多 (2006)）。そこで本調査では、総務省統計局「労働力調査」
による推計人口構成比に極力近づけるべく、回答者の分布を性別、年代、学歴、労働力人口・
非労働力人口ごとにウェイトバックが行われた10。以下で示される各種構成比もウェイト付けを施した上で求めたものである。
調査では、雇用契約期間について、以下のように設問されている。まず 2015 年 12 月時点
で会社・団体等に雇われていた雇用者11に対し、結ばれていた雇用契約について「有期雇用契約（パート・アルバイト、派遣社員、契約社員など、期間に定めのある契約）」、「無期雇用契約（正規の職員・従業員など、期間に定めのない契約）」、および「わからない」から 1
つを選択する。
その上で、有期雇用契約であると回答した雇用者に対しては、1 回あたりの雇用契約期間が問われる。回答は「1 か月未満」、「1 か月以上 6 か月未満」、「1 年以上 3 年未満」、
「3 年以

パネル調査の回収数は「消費生活に関するパネル調査」（家計経済研究所）が約 2100 件、「慶
応義塾家計パネル調査(KHPS)」「日本家計パネル調査(JHPS)」は約 4000 件、「働き方とライフス
タイルの変化に関する全国調査（JLPS）」（東京大学社会科学研究所）の若年パネル調査が約 2700
件、壮年パネル調査が約 1400 件となっている。
10
データでは X997、X998、X999 の 3 種類のウェイトバック変数が各サンプルに付されている。
以下では労働力調査の雇用者分布との乖離が小さい X998 によるウェイト付けを行った。
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雇用者に会社などの役員は含まれない。
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上 5 年未満」、「5 年以上」、「わからない」から 1 つを選ぶこととされた。
以下ではこれらの 2 つの設問を整理し、雇用者を「無期雇用」、「有期雇用 1 年未満」、「有
期雇用１年以上」、「契約期間不明」に 4 分類する。このうち分析の中心となるのは「契約期間不明」であり、それは有期か、無期かの契約が「わからない」場合と、有期契約ではあるが、具体的な契約年数が「わからない」場合の両方から構成される12。
2 契約期間の構成
表 1 は、上記の雇用契約期間の分類に基づき、それぞれの構成比を示したものである。
雇用者全体のうち、無期雇用が 58％、有期雇用が 1 年以上、1 年未満ともに 16％であるのに対し、契約期間不明は 10％を占める。2012 年の就業構造基本調査では、役員を除く雇用者全体に占める契約期間が「わからない」割合は 8％であったが、それに匹敵する不明割合となっている。
全国就業実態パネル調査では、有期契約か、無期契約であるかが「わかからない」との回
答えは雇用者の 2％程度だった。一方、有期契約のうち、具体的な契約年数は「わからない」
場合が約 20％に達しており、それが契約期間不明を全体で 10％程度にまで引き上げている。
回答した雇用者の 98％は学校を卒業しているが、学卒者に限定しても、契約期間不明は10％弱存在する。一方、学校に在学中でありつつ働いている回答者も、全体の 2％程度含まれている。在学雇用者の契約期間不明割合は 36％まで達する。高校の生徒や大学の学生など、学校の傍らにアルバイトで働いている場合、労働基準法が求めている労働条件の明示は、多くで等閑な状態に置かれていることが示唆される13。
契約期間不明の割合が高いのは、勤め先の呼称として「正規の職員・従業員」以外が用いられている場合である。正社員以外では、契約期間不明の割合は 19％に及ぶ14。就業構造基
本調査（2012 年）でも正社員以外は 16％が契約期間を「わからない」と回答しており、ほぼ合致した割合となっている。就業構造基本調査では、正社員のうち 4％が契約期間不明としていたが、ここでも正社員の不明割合が 5％と近い値を取った。
調査では、2015 年 12 月時点で就業していた仕事について、平均的な 1 週間の総労働時間もたずねている。そこで法定労働時間を基準に、週 40 時間以上と 40 時間未満に区分した上で、雇用契約期間の構成を求めた。表からは、パートタイムやアルバイトなど短時間で働
く正社員以外が多くを占める週 40 時間未満で、契約不明割合が 18％と高くなっている。
総務省統計局「就業構造基本調査」（2012 年）は政府統計として初めて雇用契約期間が「わからない」を調査した。全国就業実態パネル調査が契約期間の不明を 2 段階でたずねたのに対し、就業構造基本調査では雇用契約期間を「定めがない（定年までの雇用を含む）」、「1 か月未満」、「1 か月以上 6 か月以下」、「6 か月超 1 年以下」、「1 年超 3 年以下」、「3 年超 5 年以下」、「その他」、「わからない」と 1 段階で設定し、一つを選択する構造となっている。
13 この点について、ブリントン (2008)も日本の高校生のアルバイトの実態を労働条件がいい
かげんな職場で働く「影の世界」（183 頁）と指摘している。
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正社員以外の雇用契約期間不明割合は「パート・アルバイト」(24.5%)、「労働者派遣事業の派遣社員」(9.1%)、「契約社員」(7.6%)、「嘱託」(5.0%)、「その他」(17.6%)である。
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全国就業実態パネル調査では、雇用保険の加入状況も調べている。選択肢には、加入の有無に加えて、ここでも加入状況が「わからない」が設けられた。その結果、雇用者のうち、11％が雇用保険に加入しているかどうかが「わからない」と回答している。契約期間不明の割合は、雇用保険に未加入の場合も 14％と高いが、それ以上に高いのが雇用保険への加入が不明の場合であり、34％にまで達する。
加入不明と期間不明の多くが重なることは、曖昧で不明確な雇用契約が、社会保障や雇用安定などの多方面に及んでいる可能性を物語っている。
Ⅳ

契約期間不明が及ぼす影響

1 賃金関数の推定
契約期間が不明であることは、雇用者に対していかなる影響を及ぼしているのか。在学中を除く学卒の雇用者を対象に、いくつか分析する。
労働条件にもたらす影響を把握するため、まず賃金関数を推定した。被説明変数は時間当たり賃金の自然対数値である。時間当たり賃金は 2015 年 12 月の一週間の平均的な総労働時間を 52 倍した値に対する、2015 年 1 年間を通じた主な仕事からの年収の比率として計算した。過去一年間の仕事を現在と同一とするため、対象サンプルは 2014 年以前に就職した
雇用者に限定する。説明変数は、性別、婚姻状況、6 歳以下の第一子の存在有無、年齢区分、卒業歴、職場での呼称に関するダミー変数に、雇用契約期間に関するダミー変数を加えて推定した。推定方法はウェイト付き最小二乗法であり、その推定結果が表 2 である。
表 2 左側の学卒雇用者全体を対象とした推定からは、女性、未婚者、若年層、低学歴者ほ
ど賃金が有意に低くなるという、従来の賃金関数と同様の結果が観察される。職場の呼称についても、正社員はそれ以外よりも相対的に高い時間当たり賃金を得ていることが、本調査からも確認できる。
その上で特筆すべきは、雇用契約期間が賃金にもたらす影響である。契約期間は 1 年以上の有期契約をリファレンスとしているが、契約期間不明はそれに比べて統計的に有意に賃金が低くなっている。1 年以下の有期契約についても、推定された係数は有意にマイナスとなったが、絶対値は契約期間不明の場合の方が約 3 倍大きい。無期雇用と 1 年以上の有期契約で有意な差が存在しないことと合わせると、契約期間不明の雇用には突出して低い賃金しか支払われていないことが見て取れる。
期間不明の影響は、正社員以外に限っても顕著に観察される。表 2 の右側は、対象を正社員以外の学卒雇用者に限定した上で、賃金関数を推定した結果である。正社員以外のなかで比べても、女性、若年、低学歴ほど、賃金は有意に低い。その上で推定には、雇用保険の加入状況も説明変数としてコントロールした。その結果、雇用保険加入者に比べて、未加入者
ほど賃金は低かった。ただし、それにもまして、雇用保険への加入状況が不明な場合ほど、賃金は有意に低くなった。
さらにこれらの状況を踏まえた上でも、契約期間が不明な場合には、正社員以外の間でも、
7

賃金は統計的に有意なかたちで低くなっている。雇用保険の状況もあわせて、曖昧な雇用契約に置かれた正社員以外の雇用者ほど、相対的に低い賃金が支払われていることがわかる。
正社員以外の賃金状況の改善には、低賃金に置かれた契約不明の雇用者に関する処遇の底上げこそ効果的であることが、ここからは示唆される。
2 能力開発の機会
契約期間不明の雇用者が、低賃金に甘んじざるを得ない理由は何だろうか。一つの可能性
は、契約期間不明の雇用者に、職場における能力開発の機会が確保されていないことである。
これまで非正規雇用研究では、正社員以外に対する能力開発機会の乏しさが、しばしば指摘されてきた（原 (2014)等）。無期雇用が前提とされる正規雇用者には、企業特殊熟練的な投資を企業が行うことで、長期に渡る収益の獲得が期待できる。一方、短期雇用が多い正社
員以外では、収益の回収が見込めないことから、企業による熟練形成は制限される。
ただ、ひとくちに正社員以外といっても、雇用契約期間はけっして一様ではない。表 1 に示されたように、正社員以外には 1 年以下の短期の有期雇用こそ最も多いものの、それでも1 年以上の有期雇用や、無期雇用も存在する15。正社員以外で見込まれる雇用期間にばらつきがみられるとき、契約期間により能力開発にいかなる違いがあるのか。
全国就業実態パネル調査から、職場における能力開発について 2 つの指標を作成した。調査では、2015 年の仕事の実務を通じた、上司や先輩等から指導を受けた機会の有無と、新しい知識や技術を習得する機会の有無を尋ねている。そこで指導機会と習得機会の有無をそれぞれ被説明変数に、雇用契約期間がもたらす影響を推定した。推定は、勤続 1 年以上の正社員以外の学卒雇用者に限り、性別、結婚、子ども、年齢、卒業歴と、就業時間および契約期間を説明変数とするウェイト付きプロビット分析とした。その結果が表 3 である。
表 3 左側の上司・先輩等からの指導有無をみると、労働者の個人属性と就業時間の違いをコントロールしても、雇用契約期間が少なからず影響を与えている。1 年以上の有期雇用と比べ、1 年未満の有期雇用ほど上司や先輩等からの指導を受けている確率は有意に高い。仕事に不慣れなことも多い短期間就業者には、それだけ必要な指導が行われるのだろう。
反対に無期雇用では、1 年以上の有期雇用に比べると、指導を受けている確率は有意に低くなっている。長期雇用も多い無期雇用者は、既に仕事の内容に精通していることも多く、上司や先輩等からの指導は改めて必要としないのかもしれない。
問題は、ここでも契約期間が不明な雇用者である。雇用契約期間が不明な場合ほど、指導を受ける確率は、他に比べて有意に低い。さらに指導を受けていないことは、新しい知識や技術を獲得する機会も遠ざける。表 3 右側にある新しい知識や技術の獲得機会の規定要因

就業構造基本調査（2012 年）では、正社員以外の無期雇用の割合は 30％に達する。それに対し全国就業実態パネル調査では、正社員以外で無期雇用の割合は 9％程度と少ない。理由として、有期雇用には括弧で「パート・アルバイト、派遣社員、契約社員など、期間に定めのある契約」
が設問に付された結果、正社員以外の多くが実際以上に有期雇用を選択した可能性はある。

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をみても、契約期間の不明はその確率を有意に大きく低下させている。
指導機会や習得機会には、週 40 時間未満の労働時間であることも、抑制的な影響をもたらしていた。ただ、表の限界効果の大きさから見ても、不明な契約期間の負の影響は、それ以上に甚大なものといえる。
3 仕事に対する主観的評価
全国就業実態パネル調査では、仕事に対する自己評価をいくつかたずねている。具体的には 2015 年 1 年間で「仕事そのものに満足していた」「職場の人間関係に満足していた」「仕事を通じて「成長している」という実感を持っていた」「今後のキャリア見通しが開けていた」、「これまでの職務経歴に満足していた」「生き生きと働くことができていた」という設問を設けている。
これらの設問それぞれに対し、「あてはまる」もしくは「どちらかといえばあてはまる」と答えた場合を１、それ以外を 0 とする変数を被説明変数としたウェイト付きプロビット推定を行った16。対象はここでも勤続 1 年以上の正社員以外の学卒雇用者に限り、推定における説明変数も表 3 に示した変数と同一とした。表 4 は各主観的評価に対する雇用契約期間の推定結果である。
表をみると、1 年以上の有期雇用に比べて、無期雇用では、仕事への満足、職場の人間関係、仕事を通じた成長実感、職務経歴への満足、生き生きとした働きといった項目において、適合度が有意に高くなっている。正社員以外の雇用者のなかで、今後、無期雇用が拡大・普及していくならば、就業満足度の改善につながる可能性は大きい。
一方、1 年未満の有期雇用は、1 年以上有期雇用に比して、いずれの主観的評価項目についても、あてはまる確率が有意に低い。仕事からの満足や充足感を向上させるには、有期雇用の正社員以外であっても、できるだけ長い期間の契約の確保が効果的である。
その上で、ここでも契約期間不明の影響は抜きん出ている。契約期間不明は、いずれの主観的評価に対しても、影響は有意にマイナスである。限界効果の絶対値を比べると、契約期間不明は、1 年未満の有期雇用よりもすべての評価で劣っている。
正社員以外の雇用者について、契約期間の不明は、賃金や能力開発といった客観的状況のみならず、仕事満足などの主観的評価も著しく引き下げている。正規外雇用の就業の全般的改善には、雇用契約期間が不明な状況の解消に向けた労働政策が重要といえる。
Ⅴ

契約期間不明の規定要因
ここまで正社員以外の雇用者の間でも、契約期間不明の人々ほど、不利な就業状況に置かれやすいことを見てきた。では、契約期間不明に陥りやすいのは、どのような人々であり、またどのような職場環境にある場合だろうか。

16

それ以外は「あてはまらない」「どちらかといえばあてはまらない」「どちらともいえない」。

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1 雇用者属性
以下、契約期間不明を被説明変数として、その規定要因を明らかにしていく。
具体的には、正社員以外の学卒雇用者のうち、契約期間が不明である場合を１、それ以外
を 0 とする変数を被説明変数としたウェイト付きプロビット推定を行う。まず雇用者の個人属性との関係を明らかにすべく、性別、結婚の有無、6 歳以下の長子の有無、家計の主な担い手の是非、年齢、卒業歴を説明変数に推定した。その結果が表 5 左側の推定(1)である。
推定結果から、男性に比べて女性ほど契約期間不明になりやすいことがわかる。未婚であり、家計の主な担い手でない場合も、契約期間が不明になることが多くなっている。さらに
6 歳未満の長子がいる人々も、契約期間が不明である確率は有意に高い。
年齢では、30 代以上に比べて、10 代後半や 20 代前半の若年層ほど、雇用契約期間が不明である場合が有意に多かった。卒業歴は、高校卒と比べて、短大・高専卒、大学卒、大学院卒などの進学層で、契約期間が不明となりにくい。
表 5 右側の推定(2)は、卒業歴に代わり、中学 3 年の成績に関する自己相対評価を説明変数に加えた場合である。真ん中あたりの成績だった場合と比べて、成績が下のほうだったと評価をしている人々ほど、契約期間が不明である確率は有意に高い。一方、成績が上のほうだったり、やや上のほうだったと評価している人々ほど、契約期間は不明になりにくかった。
これらの結果は総じて何を意味するのか。女性、若年層、低学歴層などは、一般的に労働市場で得られる賃金が相対的に低い人々とされる。留保賃金が低く、現在の仕事を辞めた場
合、低賃金しか得られないことは、雇用契約を企業との間で取り決めようとする際の交渉力の低下につながる。幼児を抱え、仕事を他にみつけることが困難な場合も、雇い主に対する交渉力は弱くならざるを得ない。ここでの結果は、企業に対する交渉力の乏しさが、契約期間が不明なまま働く状況を招きやすいという解釈と、整合的である。
対照的に、契約の明確化には、交渉を有利に進めるための知識や経験の蓄積、さらには説得的な交渉の技術を労働者が有する必要がある。多くの教育による知識や、学校で良い成績を得てきた自信、長年働いてきた経験は、労働者の交渉力を支える基盤となる17。さらには、結婚して家計の主な担い手として支えるべき家族があるなど、働くことに強い責任を感じている人々ほど、契約期間不明のまま、不利な状況に置かれ続ける状況をよしとしないだろう。進学経験、学業優秀、年齢経験、既婚、世帯主といった状況が、契約期間不明の回避につながる理由も、相対的に強い交渉力を有することから解釈可能である。
2 企業規模と業種
ただし、雇用者が契約期間不明の状況に置かれやすいのは、労働者の交渉力の弱さにのみ起因するわけではない。労働者が働く職場環境も、契約不明の生じやすさに影響を及ぼしている。その環境の一つは、勤務先の企業規模である。
原・佐藤 (2004)は中高年、大学・大学院卒、ホワイトカラーほど労働者の権利に関する法知識に精通していると指摘する。
1710

表 6 は、表 5 の推定(1)に用いた雇用者属性の説明変数に加え、勤め先の会社全体の企業
規模区分をダミー変数としてプロビット推定した場合の企業規模に関する結果である。ここから小規模企業であるほど、正社員以外の雇用者が契約期間不明となる確率は統計的に有意に高いことがわかる。限界効果からは、従業員 1000 人以上の大企業と比べ、10 人未満の小規模企業では、正社員以外の雇用契約期間が不明である確率は 20％ポイント以上高い。
従業員数が多い企業では、雇用管理を効率化するために、人事・労務専門の部署や人員体制を組織的に整備し、ルールに基づく雇用契約の設定と運用を行うことが合理的であろう。
このような雇用の組織的管理の結果として、大企業や官公庁などでは雇用契約期間が不明
な状況は比較的生じにくくなっている。
反対に、従業員数が少ない小規模企業では、人事労務管理を組織的に行っていくことのセ
ットアップコストは大きく、個別の労働者ごとに適宜対応することが選択されやすい。ときには人事・労務担当といった専門的な人員や部門をあえて設けず、契約よりは経営者の裁量によって雇用者の評価や処遇を行うこともあろう。法知識が十分でない経営者であれば、雇用契約期間の明確化の必要すら認識していないことも考えられる。だとすれば、契約期間不明の解消には、中小企業経営者に対し、労働法に関する知識を有する雇用管理責任者の設置を促すなどの対応が求められる。
ただ、雇用契約期間の不明をもたらしやすい職場環境は、企業規模だけにとどまらない。
表 5 の推定(1)の個人属性に関する説明変数に、全国就業実態パネル調査が独自に設定した業種に関するダミー変数を説明変数に加え、正社員以外学卒雇用者に関する契約期間不明の規定要因をプロビット推定した。その業種ダミーに関する推定結果が表 7 である。表中の限界効果は、推定の結果、契約期間が不明である確率が最も小さかった「郵便局（郵便事業のみ）」を基準としたときの値である。
推定された限界効果からは「コンビニエンスストア」や「理美容、エステ、クリーニング、浴場」が、契約期間の不明である確率が高い最上位に挙げられる。「その他の飲食料品小売業」「飲食店」などの小売業関連の業種も、不明の上位に位置している。
上位に属する業種から一般的傾向を見出すのは容易でないが、上記に掲げた業種は、事業への参入コストが低い部類といえるかもしれない。労働条件明示などの法知識を十分に有しない状態で事業を始める経営者も、そこには含まれよう。その場合、新規に開始された事
業では、契約が曖昧なまま採用が行われる事態が少なからず生じることになる。
契約期間が不明の相対的上位に位置する業種には「その他の飲食料品小売業」に加え、「その他の生活関連サービス業」「その他の運輸業」「その他の電気機械器具製造業」「他に分類されないもの」「その他の事業サービス業」など、「他」の付く業種も多い。「その他」は、新規参入の業種であることを含め、既存の業種に位置付けにくいことを意味する。これらの社会的認知が十分でない業種も、契約期間不明の温床となっている可能性がある。
一方で、雇用契約期間が不明である確率が低い業種には「証券業、商品先物取引業」「その他の金融」「貸金業、投資業等非預金信用機関」「銀行・信託業」「信金、信用組合業」な
11

どの金融関連が多いことも特徴的である。信用が重視される金融業界では、曖昧な契約によるトラブルを回避しようとする誘因が働きやすい等、契約概念が業界に普及していること
も雇用契約の明確化につながっているのかもしれない。
3 職場の質的特徴
全国就業実態パネル調査では、政府統計などからは把握できない職場の状況を考察するための設問も設けられている。
2015 年に勤めていた職場が「処理しきれないほど仕事であふれていた」「性別・年齢・国
籍・障がいの有無・雇用形態によって差別を受けた人を見聞きしたことがあった」「パワハ
ラ・セクハラを受けたという話を見聞きしたことがあった」「労働者の利益を代表して交渉してくれる組織がある、あるいは、そのような手段が確保されていた」「身体的な怪我を負う人が頻繁に発生していた」「身体的な怪我を負う人が頻繁に発生していた」かという設問
が、調査には含まれる。これらから職場の質的特徴と雇用契約期間不明の関係を考察する。
具体的には、説明変数として表 5 の推定(1)と企業規模ダミーに、上記の設問への回答のあてはまりについてのダミー変数を加え、勤続年数 1 年以上の正社員以外の学卒雇用者を対象に、それぞれに契約期間不明に関するウェイト付きプロビット推定を行った。推定結果のうち、職場の質的特徴に関する結果を示したのが表 8 である。
「処理しきれないほど仕事であふれていた」かという問いに対して、「あてはまらない」
および「どちらかというとあてはまらない」と回答している場合、雇用契約期間が不明である確率は、「どちらともいえない」に比べて、統計的に有意に低い。その結果は、業務量が適切に管理されている職場ほど、雇用契約期間も明確化されていることを物語る。
同様に、職場で差別やハラスメントを見聞きするような状況がない職場ほど、契約期間の不明は生じにくくなっている。身体的な怪我や精神的な病気が頻繁に発生するような職場でないほど、契約期間の不明は発生しにくい。これらの結果は、的確な雇用管理が雇用契約
期間の明確化に直結していることを意味している。
一方で表 8 の予想外の結果として、雇用管理が的確といえない職場においてもまた雇用
契約期間の不明が避けられている事実がある。差別やハラスメントを見聞きしたり、身体的な怪我や精神的な病気の頻繁な発生に「あてはまる」「どちらかというとあてはまる」と回答している場合も、「どちらともいえない」に比べ、契約期間不明の確率は有意に低い。
その結果は、いかに解釈できるのか。その一つとして、不適切な職場の状況が労働者の危機意識を結果的に強め、雇用契約の明確化を求めた交渉を企業に対して働きかけている可能性がある。差別やハラスメントの犠牲や、心身の病気になる恐れを感じる場合、考えられる労働者の対応は二つある。一つは職場からの「退出」（exit）であり、もう一つは職場での「発言」（voice）を強めることである（Hirshman (1970)）。ここでの結果は、職場の危険を感じ取った労働者は、後者の発言効果を通じ、雇用契約期間の明確化など、自らに困難が迫ることを回避しようとする傾向が生じることを示唆している。
12

労働者を代表する組織的な発言機会を通じて契約期間の明確化が促進されることを支持する結果は、表 8 に別途含まれる。設問のうち「労働者の利益を代表して交渉してくれる組織がある、あるいは、そのような手段が確保されていた」に対し「あてはまる」「どちらかというとあてはまる」と回答している場合、契約期間が不明である確率は有意に低い。交渉力を高めるべく労働組合や従業員代表の組織を確保・強化することは、雇用契約の不明による労働者の不利益を減じる上で有効な手立てとなることを、この結果は物語っている。
Ⅵ

入職と離職

1 入職経路
契約期間が不明の人々および職場の特徴を分析してきたが、それらの人々はそもそもどのような経路を通じて入職したのだろうか。不明な雇用期間契約の回避には、どのような経路を通じた入職が効果的なのだろうか。
全国就業実態パネル調査では、卒業後に転職をした経験がある有業者に対し、現在の勤務先に至る入職経路をたずねている。そこで入職の際に最も影響力の大きかった経路について、雇用契約期間の不明に及ぼす影響をプロビット推定した。ここでも表 5 の推定(1)に用いた説明変数はすべてコントロールしている。
推定結果から、入職経路に関する結果を示したのが表 9 である。尚、入職経路の選択肢のいくつかは正社員採用を想定したものとなっているため、ここでは正社員を含んだ転職経
験を有する学卒雇用者のサンプルを用いて推定した。
入職経路のうち、人材職業紹介会社を通じて就職した場合ほど、契約期間が不明である確率が最も低くなっている。人材派遣会社やハローワーク（公共職業安定所）を通じた就職でも、雇用契約期間が不明である確率は、統計的に有意なかたちで低い。
これらの経路に共通するのは、入職に際し、仲介役を果たす人材が存在したことである。
求職者が求人企業に対して十分な交渉力を持たない場合でも、雇用契約に専門的な知識を有する仲介人材がいれば、労働者に代わって契約の明確化を企業に求めることもある。このように仲介者が労働者の交渉力を補うことで、不明な雇用契約を回避可能となる。
一方、無料の求人情報誌やタウン誌などを通じた採用では、雇用契約が不明である確率は有意に高い。そこでは、就職を希望する労働者本人と人材を募集する企業の直接交渉で採用は決まる。求職者ならびに求人企業が労働法に関する知識に乏しいと、雇用契約が曖昧だったり、ときには雇用契約が締結されないまま採用されているのが実情だろう。
表では、SSN（ソーシャルネットワーキングサービス）を用いた採用の場合も、契約期間が不明である確率は高かった。SSN による採用も、ハローワークや人材紹介会社のように、仲介者が労働者の交渉力を個別に補完する仕組みにはない。今後、SSN および AI やビッグ
データを用いた就職のマッチングサービスが拡大し、専門人材を介さない採用が増えていく可能性はある。そのマッチング過程において、労働条件が不明瞭なままの雇用契約の締結が広がらないよう、労働市場全体のチェック体制の整備も検討されるべきだろう。
13

2 転職希望と就職活動
労働条件が望ましくないと感じられた場合、労働者は状況の改善を求めて発言を強める以外に、より良い条件の職場を求めて転職の選択をすることも考えられる。低賃金や低い仕事満足に置かれていることも多い契約期間が不明の雇用者は、転職を希望していたり、新たな仕事を求めた就職活動に積極的なのだろうか。
表 10 左側は、正社員以外の学卒雇用者に関する転職希望の規定要因をプロビット推定した結果である。男性や未婚者の他、6 歳以下の長子がいる場合ほど、転職希望が有意に強い。
年齢は 20 代の若年層で転職希望が多い一方で、50 代以上では転職希望は少ない。大学院を卒業して正社員以外に就いている人も転職を希望する意識は強い。
雇用の契約期間では、1 年未満の有期雇用者ほど、転職を希望する意識は強いことがわかる。短期の雇用契約者ほど、契約終了後の新たな仕事を求めて転職の実現を強く希望していることは想像に難くない。
一方、表からは、契約期間が不明な人々ほど転職希望が強いとはいえないことがわかる。
1 年以上の有期雇用や無期雇用と比べて、契約期間不明者の転職希望に有意な違いはない。
表 10 右側は、転職希望に代わって、実際に就職活動をしていると回答する確率の規定要因をプロビット推定した結果である。就職活動についても、契約期間に関する結果は同様であり、契約期間が不明な人々ほど転職活動に積極的であるという証拠は観察されない。
これらの結果の解釈として、契約期間不明の背後には、長期にわたる雇用の可能性が排除されていないと捉える労働者が、少なからずいるのかもしれない。すなわち、無期雇用が明示こそされてはいないものの、状況次第では長く雇用機会が確保できることを期待する労働者も、不明に含まれている可能性がある。
契約期間が不明の低賃金も、長期にわたる雇用の可能性を補償するための代償として、労働者が甘んじて受け入れていることも考えられる。企業も、長期雇用の期待を抱くことを促
すよう、契約期間が不明な労働者の定着意識を巧みに誘導しているのかもしれない18。
無論、契約期間が不明なことで不利な条件に置かれてきたことに納得しない労働者もいたはずである。そんな労働者のなかには、既に転職に踏み切り、新たな職場で明確な雇用契約を実現している場合もあろう。過去に不明な契約期間にあった人々のその後の状況は、今回の調査だけから把握することは不可能である。今後、全国就業実態パネル調査が継続されることで、契約期間が不明な人々のその後の状況は明らかにされていくだろう。
Ⅶ

むすび
本稿は、リクルートワークス研究所が 2016 年より開始した全国就業実態パネル調査を用いて、雇用契約期間不明による影響と、不明が発生する背景を考察した。
就業構造基本調査（2012 年）と同様、雇用契約期間が不明である雇用者は、約 1 割にの
18

雇用契約期間が不明な正社員呼称ほど、その種の誘因が強く働いているかもしれない。

14

ぼっていた。正社員以外に限ると、契約期間の不明者は 2 割近くまで増大する。契約期間が不明の正社員以外雇用者は、賃金が低水準にある他、能力開発の機会に乏しく、仕事の満足度や達成感なども得にくい状況に置かれている。契約期間の不明には、企業に対する交渉力が相対的に乏しい、女性、未婚、若年の他、低学歴層や学業成績の評価が低い雇用者ほど、陥りやすい。ただし契約期間の不明は、労働者個人にすべて起因するのではなく、経営者の裁量による雇用管理もみられる小企業や、事業への参入が頻繁な業種で生じ易いことなども示唆された。
冒頭で述べたとおり、安定的な雇用機会の確保には、法規範も明確で客観的な雇用期間に基づいた政策の着実な展開が望まれる。そこでは無期雇用の拡大や有期雇用の長期化を促す政策が重要となる。そのためには、すべての労働者が自らの雇用契約期間を明確に認識していることが大前提である。それゆえ、本稿から示された最大の政策含意とは、契約期間が不明な雇用者が存在する状況を解消していくことの必要性に他ならない。
現在、いわゆる非正規雇用労働者の待遇改善が、緊急的課題として取り上げられている。
だとすれば、まずもって展開すべきは、非正規のなかでも、賃金、能力開発、仕事満足など、あらゆる面で劣位に置かれる契約期間不明の人々を最少化する具体的な方策だろう。
その解消に向けたヒントも本稿からは垣間見られた。労働に関する十分な知識や経験を持たないことから交渉上不利な状況に置かれる人々には、職場で満たされるべき条件に関する情報提供や、法や制度に関する学習機会が求められる。新規参入の事業主や小規模企業の経営者には、専門知識を有する雇用管理責任者の設置を促す方策なども一考に値する。
加えて契約期間不明の解消には、交渉力の乏しい労働者を孤立状態に放置しないことも必要となる。労働組合など、労働者の利益を代表して企業と交渉する組織や体制の整備の他、転職に際し専門的な見地から適切に支援を行う仲介人材の存在は、雇用契約期間の明確化
にとって効果的である。
不安定雇用に関する研究のさらなる深化に向け、契約期間を軸足に置いた考察を充実させるための試論が本稿である。今後は雇用契約期間の情報が整備された政府統計を用いた検証や、全国就業実態パネル調査の継続による新事実の発見が期待される。

15

参考文献
阿部正浩 (2010)「非正規雇用増加の背景とその政策対応」、樋口美雄編『労働市場と所得分
配』第 13 章、慶應義塾大学出版会．
有田伸 (2016)『就業機会と報酬格差の社会学：非正規雇用・社会階層の日韓比較』、東京
大学出版会．

玄田有史 (2008)「内部労働市場下位層としての非正規」、『経済研究』59 巻、340-356 頁．
佐藤博樹 (2015)「改正パートタイム労働法と企業の人材活用の課題」、『ジュリスト』1476
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第 6 回雇用失業統計研究会・参考資料．
原

ひろみ (2014)『職業能力開発の経済分析』、勁草書房．

原

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ブリントン、メアリー・Ｃ (2008)『失われた場を探して：ロストジェネレーションの社会学』、池村千秋訳、NTT 出版．
本多則惠 (2006)「インターネット調査・モニター調査の特質：モニター型インターネット調査を活用するための課題」、『日本労働研究雑誌』551 号、32-41 頁．
Azariadis, C. (1975) “Implicit Contracts and Underemployment Equilibria,” Journal of Political
Economy 83, pp.1183-1202.
Becker Gary S. (1975) Human Capital, Second edition, Chicago: The University of Chicago Press.
Hirshman, Albert O. (1970) Exit, Voice, and Loyalty: Response to Decline in Firms, Organizations,and States, Cambridge: Harvard University Press.（A.O.ハーシュマン（2005）『離脱・発言・
忠誠―企業・組織・国家における衰退への反応』、矢野修一訳、ミネルヴァ書房）
Layard, Richard, Nickell Stephen, and Jackman, Richard. (1991) Unemployment, Oxford: Oxford
University Press.
Lindbeck, Assar. and Snower, Dennis. (1986) “Wage Setting, Unemployment, and Insider-Outsider
Relations,” American Economic Review Vol.76, pp.235-239.
Malcomson, James M. (1999) “Individual Employment Contracts” in Handbook of Labor Economics
3B, edited by Ashenfelter, Orley C. and Card, David, pp.2291-2372.
Mortensen Dale T. and Pissarides, Chiristopher A. (1994) “Job Creation and Job Destruction in the
Theory of Unemployment,” Review of Economic Studies Vol.61, pp.397-415.

16表１ 雇用のあり方と雇用契約期間

単位（％）

構成

無期雇用

有期雇用（１年以上）

有期雇用（１年未満）

契約期間不明

雇用者全体

100.0

57.7

15.7

16.3

10.3

学卒者

97.8

58.7

15.6

16.0

9.7

在学中

2.2

16.1

17.1

31.1

35.7

正規の職員・従業員

61.1

88.5

5.9

0.9

4.7

正社員以外

38.9

9.3

31.1

40.5

19.1

週40時間以上就業

62.4

75.7

9.9

8.5

5.9

週40時間未満就業

37.6

28.0

25.2

29.2

17.6

雇用保険加入

58.8

69.1

12.8

14.1

4.0

雇用保険未加入

30.2

42.0

22.2

21.7

14.1

雇用保険加入不明

11.0

39.9

13.2

13.3

33.6

資料：リクルートワークス研究所「全国就業実態パネル調査（2016年）」。以下もすべて同様。
注：2015年12月時点での有業者のうちの役員以外の雇用者。契約期間不明は、有期雇用契約か、無期雇用契約かが「わからない」と、有期雇用契約ではあるが、雇用契約期間が「わからない」の両方を含む。構成比はデータに含まれるX998変数によりウェイトバックしている。

17

表２ 雇用契約期間に着目した賃金関数の推定（学卒雇用者）
学卒者全体
係数
性
結婚
子ども

年
齢
区
分

女性

-0.2588

既婚
６歳以下の長子あり

0.10850.0161

19歳以下-0.3025

20-24歳-0.182225-29歳-0.1086

30-34歳40-44歳-0.06820.050145-49歳0.119650-54歳0.178855-59歳0.217360-64歳65-69歳0.11230.0615

標準誤差

正社員以外・学卒者
係数

標準誤差0.0105 ***0.0102 ***0.0168-0.1806
0.02640.00620.0199 ***0.01840.04850.1233 **0.0275 ***-0.2504

0.1774-0.08370.0205 ***0.0172 ***0.0163 ***-0.12450.0496 *0.0432 ***-0.0980-0.0159

0.0377 ***0.03100.0169 ***0.0179 ***0.04270.03090.02000.03190.0172 ***0.0203 ***0.0329 *0.05680.0302 *0.0313 ***0.0438 **0.11090.0921

70歳以上

0.12450.0436 ***0.18090.0454 ***小学・中学卒-0.1779-0.1363

卒
業
歴

専修各種学校（専門学校）

0.04740.0308 ***0.0141 ***0.07260.0422 ***0.0266 ***短期大学・高等工業専門学校
大学

0.05290.16250.0144 ***0.0102 ***0.06480.16560.0211 ***0.0185 ***大学院

0.34760.0242 ***0.41800.0889 ***

呼称

正社員以外

-0.49760.0203 ***-0.0898-0.1476

0.0165 ***0.0323 ***

雇用保険

契約期間

雇用保険未加入
雇用保険加入不明
無期雇用-0.00250.0190-0.02700.0315

有期雇用１年未満-0.0371-0.0328

雇用契約期間不明-0.11220.0166 **0.0228 ***0.0170 *0.0251 ***定数項-1.80990.0244 ***-2.2183

サンプル・サイズ
決定係数-0.1035

25,4730.23390.0324 ***8,155
0.0677

注：被説明変数は時間当たり賃金の自然対数値。時間当たり賃金は、2015年12月の一週間の平均的な総労働時間を52倍した値に対する、2015年1年間の主な仕事からの年収として計算。対象は、現在の仕事に2014年以前に就職した雇用者に限定。リ
ファレンスグループは、女性（性別）、35-39歳（年齢区分）、高校卒（卒業歴）、正規の職員・従業員（呼称）、雇用保険加入（雇用保険）、有期雇用1年以上（契約期間）。推定では、X998変数をサンプリング・ウェイトとして用いた。***, **, *は１、５、１０パーセ
ント水準で有意であることを示す。推定方法は、ウェイト付き最小二乗法。標準誤差はrobust standard error。

18

表３ 上司・先輩からの指導および新しい知識・技術の習得機会の規定要因（正社員以外学卒者）
上司・先輩からの指導あり
限界効果
性
結婚
子ども

年
齢
区
分

卒
業
歴
就業時間
契約期間

女性

0.0619既婚
６歳以下の長子あり

0.00930.0098

標準誤差

新しい知識や技術の習得機会あり
限界効果

標準誤差

0.0118 ***0.01200.0236

0.06270.0152 ***0.03930.01930.0146 ***0.03050.0626 ***0.0294 ***19歳以下

0.48170.1120 ***0.466020-24歳0.2246

0.268925-29歳0.10720.0326 ***0.0283 ***30-34歳40-44歳0.04400.00270.0234 **0.0196

0.05720.006245-49歳-0.0006

0.02010.00850.025650-54歳-0.02100.0199-0.0100

0.026355-59歳-0.0192

0.01890.00960.024860-64歳-0.0675-0.0292

0.025865-69歳
70歳以上-0.0782-0.06290.0178 ***0.0225 ***0.0282 **0.0021-0.0060

0.03320.0389小学・中学卒-0.03100.0268-0.1026

専修各種学校（専門学校）

0.02490.01630.06960.0328 ***0.0194 ***0.10690.0305 ***0.0276 **0.0248

短期大学・高等工業専門学校

0.04150.0151 ***0.09180.0182 ***大学
大学院

0.01930.05570.01220.03970.08220.12590.0147 ***0.0452 ***0.0138 ***0.0221

週間就業時間40時間未満-0.02290.0111 **-0.0408

無期雇用-0.0476-0.0163
0.02300.0140 *-0.12290.0173 ***

有期雇用１年未満

0.02440.0157 ***0.0114 **雇用契約期間不明-0.0699

0.0128 ***サンプル・サイズ

8,280

8,280

擬似決定係数

0.04120.0284

注：指導に関する被説明変数は、2015年1年に仕事の実務を通じて、上司や先輩から指導を受けた場合に１、そうでない場合に0とする変数。新しい知識や技術の習得についても、1年を通じて、教育プログラム、上司・先輩からの指導、他者の仕事観察、マ
ニュアルなどを通じて、新しい知識や技術を習得する機会があった場合に１、そうでない場合に0とする変数。対象は、現在の仕事に2014年以前に就職した雇用者に限定。リファレンスグループは、女性（性別）、35-39歳（年齢区分）、高校卒（卒業歴）、週間
就業時間40時間以上（就業時間）、有期雇用1年以上（契約期間）。推定では、X998変数をサンプリング・ウェイトとして用いた。
***, **, *は１、５、１０パーセント水準で有意であることを示す。推定方法はウェイト付きプロビット推定。標準誤差はrobust
standard error。

19

表４ 仕事に関する主観的評価（正社員以外・学卒者）
無期雇用

主観的評価項目

限界効果

標準誤差

有期雇用１年未満
限界効果

仕事そのものに満足していた

0.06290.0222 ***-0.0484

職場の人間関係に満足していた

0.0416-0.0305

仕事を通じて「成長している」という実感を持っていた

0.03900.0225 *0.0204 **今後のキャリアの見通しが開けていた

0.00400.0126

これまでの職務経歴に満足していた

0.06040.0204 ***生き生きと働くことができていた

0.05160.0218 **

標準誤差

雇用契約期間不明
限界効果

標準誤差

0.0140 ***0.0141 **-0.0776-0.0727-0.02210.0119 **0.0077 ***-0.0356

0.0143 ***0.0092 ***-0.02160.0117 *-0.05180.0145 ***-0.04160.0136 ***-0.05250.0173 ***-0.0292-0.06400.0178 ***0.0180 ***注：被説明変数は、該当する項目について「あてはまる」「どちらかといえばあてはまる」を１、「あてはまらない」「どちらかというとあてはまらない」「どちらともいえない」を0とする変数。2015年1年間の仕事に関する評価であるため、2014年以前に現在の職場に就職した雇用者に限定。推定はウェイト付きプロビット推定（x998をサンプリング・ウェイトに使用）。標準誤差はrobust standard error。説明変数には、表中の契約期間（リファレンスは有期雇用1年以上）以外は、表3と同一の変数をすべて含む。標本数は、いずれの推定も8280件。

20

表５ 雇用契約期間不明の雇用者属性に関する推定（正社員以外・学卒者）
推定(1)
限界効果
性
結婚
子ども
生計の担い手

年
齢
区
分

卒業歴

中学3年成績

女性
既婚

推定(2)

標準誤差

0.0239-0.0533

0.0099 **0.0113 ***

限界効果

標準誤差

0.0311-0.05080.0097 ***0.0113 ***６歳以下の長子あり

0.04000.0197 **0.04460.0199 **自分自身-0.0601-0.0569

19歳以下

0.14010.0102 ***0.0599 ***0.0102 ***0.0612 ***20-24歳0.04030.053825-29歳0.01270.0190 **0.01810.01750.0196 ***0.018430-34歳40-44歳-0.0406-0.02710.0145 ***0.0142 *-0.0408-0.0204

0.0145 ***0.014645-49歳-0.0425-0.0795

0.0141 ***0.0128 ***-0.032250-54歳0.0146 **0.0133 ***55-59歳-0.0544-0.0787

0.0136 ***0.0134 ***-0.042760-64歳-0.051065-69歳-0.0712

70歳以上
小学・中学卒-0.04860.08070.0179 ***0.0244 *0.0256 ***専修各種学校（専門学校）-0.00020.0118

短期大学・高等工業専門学校-0.0307

大学-0.05210.0111 ***0.0087 ***大学院-0.0738

0.0222 ***0.1747-0.07200.0142 ***0.0144 ***-0.0649-0.01510.0199 **0.0279上のほうやや上のほう-0.0440-0.0347

0.0111 ***0.0101 ***やや下のほう0.00370.0119下のほう

0.06470.0177 ***サンプル・サイズ

10,871

10,871

擬似決定係数

0.04370.0432

注：被説明変数は、雇用契約期間が不明な場合に１、そうでない場合に0とする変数。リファレンスグループは、女性（性別）、35-39歳（年齢区分）、高校卒（卒業歴）、真ん中あたり（中学3年成績）。推定では、X998変数をサンプリング・ウェイトとして用いた。***, **, *は
１、５、１０パーセント水準で有意であることを示す。推定方法はウェイト付きプロビット推定。標準誤差はrobust standard error。

21

表６ 企業規模と雇用契約期間不明の関係（正社員以外・学卒者）
雇用契約期間不明

企業規模（会社全体）

限界効果

標準誤差

4人以下

0.15290.0272 ***5～9人

0.138110～19人0.13370.0226 ***0.0209 ***20～29人0.10050.0232 ***0.0189 **30～49人

0.0361100～299人-0.0484

300～499人
500～999人-0.0602-0.0701

1000～1999人-0.08122000～4999人-0.0908

0.0137 ***0.0139 ***5000人以上-0.07180.0123 ***公務（官公庁）-0.10360.0152 ***0.0130 ***0.0168 ***0.0151 ***注：被説明変数は、雇用契約期間が不明な場合に１、そうでない場合に0とする変数。企業規模（2015年12月時点）のリファレ
ンスは50～99人。説明変数には表中の企業規模ダミー変数の他、表5の推定(1)の全ての変数を含む。X998変数をサンプ
リング・ウェイトとして用いた。***, **, *は１、５、１０パーセント水準で有意であることを示す。推定方法はウェイト付きプロ
ビット推定。標準誤差はrobust standard error。

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表７ 業種と雇用契約期間不明の関係（正社員以外・学卒者）
業種
コンビニエンスストア
理美容、エステ、クリーニング、浴場

限界効果

標準誤差

0.63100.63010.0718 ***0.0758 ***

非鉄金属製造業

0.59120.1112 ***その他の飲食料品小売業

0.53850.0920 ***

重電・産業用電気機器
自動車整備業

0.50500.49300.2507 **0.1463 ***

繊維工業、衣服・繊維製品製造業

0.48880.1141 ***

医療業（病院、歯科診療所など）

0.48480.0875 ***飲食店
職別工事業（大工、とび、左官、石工など）

0.47990.47730.0858 ***0.1145 ***その他の生活関連サービス業

0.47500.0966 ***その他の運輸業
その他の電気機械器具製造業

0.46550.4523

0.0981 ***0.1346 ***

物品賃貸業

0.44790.1444 ***旅館、ホテル、レジャー

0.43250.0997 ***

精密機械器具製造業
他に分類されないもの

0.42820.40410.1527 ***0.0848 ***その他の事業サービス業

0.3996

0.0919 ****

広告代理業

0.39370.1836 **化学工業、石油・石炭製品、プラスチック製品製造業
織物・衣服・身の回り品小売業

0.39190.39130.1144 ***0.0960 ***専門サービス業

0.38590.1004 ***農林漁業

0.38510.1227 ***不動産業
一般機械器具製造業

0.38420.38020.1057 ***0.1035 ***金属製品製造業

0.36210.1143 ***その他の製造業

0.35180.1287 ***その他の小売業
社会保険、社会福祉（保育所、託児所、訪問介護など）

0.34400.34090.0939 ***0.0915 ***その他のサービス業

0.33880.0961 ***道路貨物運送業
食料品製造業0.31820.30980.1092 ***0.0927 ***教育（小・中・高等学校、短大、大学、専修学校など）

0.30590.0911 ***

設備工事業

0.30460.1279 ***総合工事業
コンピュータ・通信機器・ＯＡ機器関連

0.29390.29210.1046 ***0.1544 **倉庫業

0.2891

0.0954 ***自動車・鉄道・航空機等製造、同部品製造

0.28460.1193 ***卸売業
映像・音声・文字情報制作業

0.28430.2825

0.0968 ***0.1362 **家電・ＡＶ機器

0.28020.1401 **スーパー・ストア

0.27980.0911 ***

木材・木製品、家具、紙・パルプ
インターネット付随サービス業

0.27150.2576

0.1596 **0.1223 **百貨店、ディスカウントストア

0.22250.0951 ***印刷・同関連業

0.21990.1194 **

保険業
通信業（電気通信業、信書送達業など）

0.21890.1871

0.0999 ***0.0994 **半導体・電子・電気部品

0.18210.1281 *電気・ガス・熱供給・水道業

0.17830.1124 *情報サービス・調査業
放送業

0.16550.1612

0.0940 **0.2126

旅行業および運輸に付帯するサービス業

0.13950.1233

鉄道、道路旅客運送業
ゴム、革、窯業・土石製品製造業

0.13490.11730.12530.1410

信金、信用組合業

0.11340.1873

鉄鋼業

0.09720.1697

公務
総合電機

0.0766
0.06200.07610.1530

銀行・信託業

0.05430.0869

貸金業、投資業等非預金信用機関

0.05060.1476

その他金融
証券業、商品先物取引業

0.02710.00980.13340.1195

郵便局（郵便事業のみ）

0.0000

注：被説明変数は、雇用契約期間が不明な場合に１、そうでない場合に0とする変数。リファレンス
は郵便局（郵便事業のみ）。説明変数には表中の業種ダミー変数の他、表5の推定(1)の全ての変数を含む。X998変数をサンプリング・ウェイトとして用いた。***, **, *は１、５、１０パーセント水準で有意であることを示す。推定方法はウェイト付きプロビット推定。標準誤差はrobust standard error。

23

表８ 職場状況と雇用契約期間不明の関係（正社員以外・学卒者）
あてはまる

どちらかというとあてはまる

係数

標準誤差

あてはまらない

係数

標準誤差

係数

処理しきれないほど仕事であふれていた-0.04240.0275-0.06560.0105 ***-0.03250.0103 ***-0.01890.0108 *性別・年齢・国籍・障がいの有無・雇用形態によって差別を受けた人を見聞きしたことがあった-0.0803

0.0179 ***-0.06240.0152 ***-0.0395

0.0115 ***-0.04450.0115 ***パワハラ・セクハラを受けたという話を見聞きしたことがあった-0.05700.0172 ***-0.0506

0.0141 ***-0.0273

0.0122 **-0.03880.0114 ***

労働者の利益を代表して交渉してくれる組織がある、あるいは、そのような手段が確保されていた-0.0767

0.0170 ***-0.08100.0122 ***-0.0005

0.0126-0.00390.0093

身体的な怪我を負う人が頻繁に発生していた-0.1125

0.0231 **-0.0504

0.0192 **-0.02540.0131 *-0.0374

0.0126 ***ストレスによって、精神的に病んでしまう人が頻繁に発生した-0.07820.0196 ***-0.0526

0.0139 ***-0.0262

0.0119 **-0.02930.0111 ***職場の状況（説明変数）

標準誤差

どちらかというとあてはまらない

係数

標準誤差

注：被説明変数は、雇用契約期間が不明な場合に１、そうでない場合に0とする変数。各職場属性ともリファレンスは「どちらともいえない」。各推定の説明変数には表中の企業規模ダミー変数の他、表5の推定(1)の全ての変数と表６の企業規模ダミー変数を含む。対象は2014年以前に就職した正社員以外の学卒雇用者に限定。X998変数をサンプリング・ウェイトとして用いた。***, **, *は１、５、１０パー
セント水準で有意であることを示す。推定方法はウェイト付きプロビット推定。標準誤差はrobust standard error。標本数は8280件。

24

表９ 入職経路と雇用契約期間不明の関係（学卒者・退職経験者）
雇用契約期間不明

入職経路（最も影響力が大きい経路）

限界効果

標準誤差

家族や知人の紹介-0.01070.0080

ハローワーク（職業安定所）-0.0203

民間人材紹介会社-0.0559

0.0076 **0.0094 ***人材派遣会社-0.04170.0082 ***有料の求人情報誌
無料の求人情報誌やタウン誌-0.02480.0410

新聞の求人広告

0.01310.01420.0130 ***0.0152

折り込みチラシ

0.00220.0108インターネットの転職情報サイト

0.01270.0104SNS（ソーシャル・ネットワーキング・サービス）

0.09150.0448 **その他-0.01930.0098

注：被説明変数は、雇用契約期間が不明な場合に１、そうでない場合に0とする変数。入職経路のリファレンスは「会社に直接問い合わせ」。説明変数には表中の入職経路のダ
ミー変数の他、表5の推定(1)の全ての変数を含む。X998変数をサンプリング・ウェイトとして用いた。***, **, *は１、５、１０パーセント水準で有意であることを示す。推定方法は
ウェイト付きプロビット推定。標準誤差はrobust standard error。対象は退職経験者のため、「学校（学生課）の窓口や掲示板」が主な経路は除く。サンプル数は19264件。

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表１０ 転職希望および就職活動の規定要因（正社員以外・学卒者）
転職希望あり性
結婚
子ども
生計の担い手

年
齢
区
分

卒
業
歴

契約期間

就職活動あり女性
既婚
６歳以下の長子あり

限界効果-0.0969-0.11990.0703

標準誤差0.0144 ***0.0137 ***0.0255 ***限界効果-0.0347-0.0431-0.0074

標準誤差0.0069 ***0.0074 ***0.0115

自分自身
19歳以下
20-24歳25-29歳0.02490.03940.07300.06680.0141 *0.07100.0261 ***0.0260 ***0.00360.04020.02240.01000.00640.03830.0128 *0.012130-34歳40-44歳45-49歳0.03200.0362-0.01090.0241
0.0220 *0.02250.0036-0.0099-0.00210.01090.00930.010350-54歳
55-59歳60-64歳65-69歳-0.0933-0.2035-0.3105-0.3769

0.02230.01930.01710.0176***-0.0207-0.0468-0.0627-0.0700

0.00930.00720.00630.0064

70歳以上
小学・中学卒
専修各種学校（専門学校）
短期大学・高等工業専門学校-0.4383-0.00990.00030.00100.0142 ***0.03090.01590.0159-0.0850-0.00960.0042-0.0051

0.0044 ***0.01330.00800.0076

大学
大学院
無期雇用
有期雇用１年未満

0.01520.1030-0.0257
0.06840.01340.0413 **0.01950.0130 ***0.01540.03810.00340.03650.0068 **0.0232 *0.01030.0066 ***雇用契約期間不明
サンプル・サイズ-0.00630.01620.0030

擬似決定係数

***
***
***

10,8710.1427

**
***
***
***

0.0081
10,8710.0889

注：転職希望に関する被説明変数は、現在転職をしたいと考えている場合に１、そうでない場合に0とする変数。転職活動について
も、現在転職活動をしている場合に１、そうでない場合に0とする変数。リファレンスグループは、女性（性別）、自分以外（生計の担い手）、35-39歳（年齢区分）、高校卒（卒業歴）、有期雇用1年以上（契約期間）。推定では、X998変数をサンプリング・ウェイトとして用いた。***, **, *は１、５、１０パーセント水準で有意であることを示す。推定方法はウェイト付きプロビット推定。標準誤差はrobust
standard error。

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