論 文

事業所規模と従業員の起業−台湾労働市場の分析−

Plant Size and the Transition of Employees to Entrepreneurship:
An Analysis of the Taiwanese Labor Market

土屋 隆一郎（Ryuichiro TSUCHIYA）
立命館アジア太平洋大学国際経営学部

助教の規模があらゆるタイプの従業員に同じような

1. イントロダクション

効果を与えているとみなし，異なる組織内の地位にある従業員が異なった影響を勤務先属性か地域において雇用を創出しようとする際に，開業率の向上は多くの国で重要な政策目標とら受けている可能性には十分な注意を払っていない。

なっている。既存研究の多くで中小企業の集中

本稿では事業所規模が管理職とそれ以外の一した地域においては開業率が高い事が明らかと般従業員の間で異なる影響を及ぼしている可能なっているが（Johnson and Cathcart, 1979；

性を検証する。具体的には，中小事業所の管理

O'Farrell and Crouchley, 1984；Fritsch, 1992；

職と大規模事業所の管理職の間で起業の選択率

Hart and Gudgin, 1994），近年，個人レベルのがどのように異なるのかを論じる。管理職は企分析によって従業員の勤務する企業の属性が彼

業内部のイノベーションの中核となる従業員のらの起業に与える影響を明らかにしようとするグループであり，経営陣に戦略の選択肢を提示

分析が注目を集めている。Dobrev and Barnett

し，また部下を積極的にイノベーションに関与（2005）は米国名門ビジネススクール同窓生のさせる事でその実行を保証する役割を持つ

職歴調査を用い，勤務先の規模，設立からの経（Wooldridge and Floyd, 1990；Hornsby,

過年数の増加とともに一般従業員の間では起業

Kuratko, and Zahra, 2002）。このような高い潜は起こりにくくなるが，創業者の間では反対に在能力を持った従業員の集団の起業に特に注目起業が起こりやすくなる事を明らかにした。

する事は起業促進政策の立案の際にも有益であ

Sorensen（2007）はデンマークで行われたパると思われる。

ネル調査のデータを用い，もともと起業を志向

管理職は一般従業員よりも組織構造の上で上する労働者が小規模の企業に勤務する事を選択

位に位置し，そのために組織外部との接触機会しがちであるという傾向をコントロールした際の多さ，昇進の可能性，経営陣との情報の交換にも，労働者の勤務する企業の規模が増大すると共有の程度が異なるために，彼らの起業選択とともに起業の確率は低下する一方，企業設立

は一般従業員とは異なった独自の影響を職場のからの経過年数の効果は有意でない事を発見し規模から受けている可能性がある。もちろん事た。これら２つの研究は勤務先属性の影響の下業所の規模の効果だけでなく，設立からの経過

での起業に注目したが，Dobrev and Barnett

年数の効果についても議論する必要があると言も自認するように，これら２つの研究は勤務先えるが，残念ながら事業所設立からの年数の論 文 事業所規模と従業員の起業［土屋隆一郎］

1データは本稿で使用されるデータセットからはな事例であるにも関わらず，発展の重要な担い利用可能ではない。既存研究では前述のように手である起業家が起業前にどのようなキャリア

設立からの経過年数の効果は限定的である事がを築いてきたのかという問題に関する分析は台明らかになっているが，この点は分析の制約と湾においても一部の社会学者による特定業種になっている。

おけるフィールド調査（謝，1989）を除き，極

本稿では，この中間管理職の起業と事業所規めて少ない。

模の関係を検証するために台湾の労働市場にお分析の方法論についてであるが，管理職は一いて分析を行う。台湾は第２次世界大戦後の経

般的に非常に多様な専門分野，技能，職務内容

済発展の貴重な成功例であり，多くの経済発展を持つ個人から構成されるグループであり，こ論研究者の注目を集めてきた。その成功要因にの多様性を無視し包括的に集計しての分析は多関してはこれまで多くの研究が蓄積され，重要くの弊害をもたらすと考えられるため，本稿でな論点の１つとなったのが域内の活発な起業家

は特定の分野と部門，中でも生産部門の部門長活動であった（佐藤，1992；Skoggard, 1996）。

（department manger）に焦点を当てる。ここ

台湾の中小企業は1970年代以降競争力を獲得しで生産部門とは財だけでなくサービスの生産も

台湾の工業化において重要な役割を果たし（Hu含むものであり，よってサービス産業の業務部

and Schive, 1998），中小企業法の定義による農門もこれに含まれる。部門長はトップ経営チー

業部門を除く中小企業の割合は企業数の98パームの下部に位置し，当該部門の業務の管理に関セントを占め，OECD諸国の水準と同程度であわる大きな権限を持つが，経営チームの監督下る（2007年版中小企業白皮書）1。中小企業のにあるという意味において中間管理職である。

雇用が現在の雇用総数に占める割合は顕著に高部門管理職の多くの分野の中から生産部門にく，例えば，従業員数100人未満の事業所は米注目するのはデータ制約のためであり，残念な

国では就業者の57パーセント（Quarterly Census

がら本稿で使用されるデータセットからは管理of Employment and Wage, 2005），日本では48

職の業務分野個別のデータは生産部門長についパーセント（2007年就業構造基本調査）を雇用てのみ入手可能である。よって本稿で示される

している一方，台湾では76.7パーセントを雇用

結果が営業・販売，研究開発等の他部門の管理している（2007年人力資源調査）。企業の年間

職にまで一般化可能であるかについては注意をの新規開業率（新規設立企業の数が前年の企業要する。しかしながら，一般的に生産・業務部

総数に占める割合）は，1990年代前半には10パー

門での勤務は営業・販売部門でのものと並び，セントから13パーセントの間にあり，本稿で使起業に有用な経験となる。起業に有用なスキル

用されているデータがとられた1995年から2006を備えた管理職のグループを対象とする事は分年までの期間は，当時に比べると低下したとは

析 上 有 用 で あ る。 加 え て，Andrew and

いえ平均して7.2パーセントであり，世界的なJohnson（1982）が指摘するように，生産管理

IT不況の影響を受けた2000年と2001年の２年者は組織内で中心的存在であるために，彼らの間を除いて，どの年でも廃業率を上回っている

起業家活動への流出リスクの分析は既存企業の（経済統計年報各年版）。中小企業の多くは家族経営にとっても大きな意味を持つ。生産管理所有であり，また製造業を中心に高度に発達し（operations management）は投入物を財やサーた下請ネットワークを形成し，OEM（Original

ビスに変換する過程を取り扱い，生産管理戦略

Equipment Manufacturing）生産を中心に活動

は企業の競争優位となる製品の品質，コスト，しているものが多い（Shieh, 1993）。この起業

生産の柔軟性，技術に直接に影響する（Adam

家主導型の経済発展モデルは我が国における起and Swamidass, 1989）。この生産組織の根幹と業家活動の現状の改善にも参考となり得る重要なり組織の競争優位性を担う生産部門長が起業

2

企業家研究〈第６号〉 2009.6

のために離職するリスクの分析は，既存企業のとした。また自らが組織内でより多くの役割を生産における人的資源管理戦略に対しても大き担う事が求められているために，接触相手もよな含意を持つと考えられる。

り多様になり，潜在的な事業機会に対する認識

以下ではまず既存研究の議論をもとに３つのの度合いが高まる。さらに，中小企業は大企業

仮説が提示される。その後，台湾労働統計調査に比べ官僚的組織への移行が進んでいないための大容量個票データを用いた計量分析の方法がに，従業員の間に事業機会を積極的に追求して説明される。その中で，起業選択のデータに普いく態度が共有されている。最後に，彼らの主遍的に存在する推定上の問題点とその解決法も張によれば，起業の機会費用も大企業に比べ中示される。引き続いて推定結果が示される。最小 企 業 が 低 い。 大 企 業 で は 内 部 労 働 市 場

終節では本稿の主要な結果を要約し，それらの（internal labor market）が形成され従業員は結果の含意，分析上の限界点，今後への研究課

将来の昇進機会を考慮し起業を躊躇する事が多題を論じる。

いためである。
以上の議論を要約すると，（1）中小企業は事

2. 仮説

業機会と起業家的技能（entrepreneurial skill）の学習の場である。（2）中小企業の従業員は起まず生産部門長以外の一般従業員について，

業家的な態度を持つ事が多い。（3）中小企業に

なぜ事業所規模が増大すると起業が減少するのは起業家的な志向性を持つ個人が集中する。
（4）かについて仮説を構築する。この一般従業員に中小企業従業員は起業の機会費用が低いという対する包括的な効果の背景を最初に特定化する

４つの主要要因を指摘出来る。これらの議論を事は，後に中間管理職に対する特殊で異なる効踏まえ以下の仮説を提示する。

果を議論する際に重要である。Cooper（1985）の「インキュベータ組織」（incubator organization）

仮説１：事業所規模が増大するに従い，生産部の議論では，中小企業の労働環境が従業員の起門長以外の一般従業員の起業選択の確率は低下

業に与える効果について以下の３つの主要要因する。

を提示している。第１に中小企業に勤務する事で，従業員は設立当初は小規模である事が多いでは，なぜ事業所規模が生産部門長に対して将来の新規ビジネスに適したタイプの市場につは独自の効果を持つのであろうか？少なくともいて学習する事が出来るとしている。第２に中以下の要因によって，生産部門長である事が事

小企業においては，起業に必要な幅広い経験を

業所規模の影響を議論する際に重要となる。第積み，また中小企業の経営に必要とされる事を１に，前述のように生産部門長は生産組織の中理解する事が容易である。第３に中小企業で働心的存在であり，組織内の関係だけでなく，組く事を選択した労働者は元来から起業家を志向

織間関係（interorganizational relationship），

し て い る 事 が 多 い と い う 自 己 選 択（self-

特にサプライヤーとの関係を発展させ維持して

selection）の可能性も指摘している。このよういく役割を担う。これは特に外注・下請ネットに，Cooperによれば中小企業は大企業より起ワークによる生産が発達した台湾においては重業家の「インキュベータ組織」として優れてい要な役割であるが（Shieh, 1993；川上，1998）2，

る事になる。

この役割は外部との接触，個人的なネットワー

Dobrev and Barnett（2005） とSorensen

ク，信頼関係と評判の形成を通じて事業機会の（2007）は，中小企業の従業員は組織内部の調認識とその追求方法に関わるものである。第２

整に時間と労力をとられる事が少ないために，に，生産部門長は多くの組織で上層経営チーム

組織外の人々とより頻繁に接触する傾向にあるへの有力な昇進ルートである（Krajewski and論 文 事業所規模と従業員の起業［土屋隆一郎］

3

Ritzman, 2002）。これは起業の機会費用に直接を受けやすいと考えられる。このような２つの的に影響する。第３に生産部門の責任者として要因から，生産部門長の起業は中小事業所の起生産部門長は上層の経営陣との情報の交換と共業促進的な組織要因とより強く関わっていると有に多くの時間を割かなくてはならない。この

予測し，以下の仮説を提示する。

経営陣との近接性は起業の際に有用なスキルの発展と密接に関係している。
少なくともこれらの３つの要因の作用により事業所規模は生産部門長に対してはその他の従仮説２a：事業所規模が増大するに従い，生産部門長の起業選択の確率は一般従業員の起業選
択の確率よりもさらに顕著に低下する。

業員とは異なる独自の効果を与えると考えられる。しかしながら，その効果の方向性は正負両

これとは反対に，以下で示す仮説では大企業面が想定され，以下では相反する２つの仮説をの生産部門長の方が，中小企業の同等の地位に提示する。仮説１では一般従業員については小つく者に比べ起業を選択する確率が高いと予想規模の事業所は起業を増加させると予測したする。前述のように一般従業員のレベルでは，が，まず最初の仮説では，生産部門長に対して規模の増大とともに組織外部との接触は減少す

は以下の２つの理由でこの小規模事業所の起業る傾向にある。一方，Mintzberg（1973）が指促進的な効果がさらに強まると予測する。第１摘するように，管理者が持つ一般従業員にはなに，中小企業の生産部門長は，大企業で同等のい重要な役割は，自らの管理する組織が依存す地位にいる者よりも起業の機会費用が顕著に低る個人・組織との関係の橋渡しをする事である。

いと予想される。中小企業では組織構造がフ組織の規模が増大するとともに，一般従業員のラットであるために，一般従業員に比べ，生産

場合とは反対に，生産部門長の場合は，部門を管理者はその地位まで昇進するとそれ以上の昇代表するような役割が大きくなった結果，外部進経路が途絶えてしまう事が多い3。これによとの接触は増加し，接触相手も多様化すると考り起業の機会費用が大きく低下するために，大えられる。中小企業の多くは一般的に市場支配企業の同等の地位につく者に比べ，中小企業の力が欠如しているためにサプライヤーへの影響

生産部門長は将来への見通し改善のために起業

力は大企業に比べ低いと認識されているのに対を選択する傾向が高いと考えられる。

し（Ahire and Golhar, 1996），大企業の生産部

第２に，中小企業の生産部門長は，大企業の門長はより幅広く下請サプライヤーや関係者と同等の地位につく者に比べ，中小企業経営に有の間の調整に携わる経験をし，この外部との接用な技能・知識の移転を受けやすい。中小企業

触から多くの潜在的な利益機会の所在を知る事

では，生産部門の責任者と経営陣の間の物理的・が可能になる。

心理的距離が短く，この近接性が完全ではない

また大企業の生産部門責任者としてのサプラにしろ，中小企業経営者との情報の交換と共有

イヤーや生産関係者の間での確立された評判とを通じて，中小企業経営に必要なスキル・知識

信頼関係をもとに，単独で，もしくは営業・販の移転を可能にする。稲村・中内（2006）は経売，財務等の他分野の専門家と必要資源を持ち営者の「右腕」となっている社員がベンチャー

寄る形で起業を行うパターンが多いと考えられ企業で果たしている役割に注目したが，中小企る4。以上を要約すると，仮説２aの予測とは反業においてもこのような「右腕」社員が存在し，対に，中小企業の同等の地位につく者よりも，生産部門の責任者はこのような「右腕」社員と大企業の生産部門長は外部の事業機会の認識のして貢献している可能性が高い。中小企業主の度合い，ネットワーク・評判の形成において高「右腕」として，中小企業の生産部門長は将来

い優位性を持ち，そのためにより起業を選択すのベンチャー企業の経営に有用なスキルの移転る確率が高いと言える5。以上の議論から，仮4

企業家研究〈第６号〉 2009.6

説２aとは反対に以下の仮説を提示する。

抽出調査である。調査対象は前年の戸籍登録に
基 づ き 層 化 抽 出 法（stratified sampling

仮説２b：事業所規模が増大するに従い，生産

method）によって無作為に抽出される。まず部門長の起業選択の確率は，一般従業員の起業

520の地区行政ユニットが台湾全域から無作為選択の確率ほど低下しない，あるいは増加する。

に選ばれ，次にそれらのユニットから総計約２万の世帯が再度無作為に抽出される。総抽出3. 分析方法

率は約3.1パーセントであり，各年の調査は約６万の個人データから成る。

3.1 データソース

起業を取り巻く環境の時系列的な変化は本稿

本稿では台湾の労働統計調査のデータベース

で使用されている推定モデルではコントロール

からの労働市場データが用いられる。台湾の労されているが，1995年から2006年までの期間に，働市場は極めてダイナミックであるとされ，雇台湾の中小企業政策には一連の新たな施策が導用機会の創出と破壊が継続的に同時進行し，労入された。1996年から経済部中小企業処はイン

働移動率は欧米諸国の労働市場と同等かそれ以キュベーション事業に重点的に取り組み始め，

上 の 水 準 に あ る（Tsou, Liu, and Hammitt,

2002年にはこの事業が国家重点発展計画の一環

2001）。このため，賃金や昇進の決定構造も単として「知識集約的な起業家社会」の創造を目

純に年功のみに依存するところは限られる。企指す試みに組み入れられた。その中では，「イ

業の人事制度については，大企業では一般に現

ンキュベーション機能の強化」，「起業に関する代的な人事管理戦略が採用されているところが知識と情報のプラットフォームの構築」，「起業多い一方，中小企業では比較的少ない。さらに，資金の融資」の３つの基本戦略が策定され，イ台湾の管理職の間では独立性と起業に価値を置

ンキュベーションセンターの増設，人材育成，

く態度が共有されており（Wong, 2007），彼ら

コンサルティングサービスの拡充，情報提供，の起業への心理的な障壁は高くない。

融資や信用保証の強化といった措置が開始され前節で提示された仮説を検証するためには，ている。

（1）従業員の勤務する事業所の規模，（2）一般
従業員と生産部門長の区別，（3）一定期間の間

3.2 サンプルに起業を選択した従業員を特定するデータが最調査では調査時点の労働者に対して（1）過低限必要である。（1）と（2）の条件を満たす

去１年間に離職した経験があるかどうか，（2）

可能性が高いのは労働統計調査であり，台湾で前職の職務内容，事業所の規模，及び事業所の行 わ れ て い る 年 次 労 働 調 査， 人 力 運 用 調 査

位置，（3）なぜ前職を離職したか，を質問して（Manpower Utilization Survey）には（1）と（2）いる。（3）の回答選択肢の中には「新たに事業だけでなく，（3）に関するデータも含まれていを設立したかった」からという項目があり，本る。起業する従業員は従業員の母集団から見れ稿ではこの理由を選択した人々を調査前年の間ば極めて少数であるために，1995年から2006年に起業を選択したとみなし，（1）に対して否定

までの12年分の調査個票データを用いる事にす的回答をした人々を同一の企業に留まった労働る。調査対象は毎年変更されるために，12年間者として分類する。

のクロス・セクション・データである。

このように調査では調査時点の就業者に限定

この調査は行政院主計処（Directorate-General

して調査前年の離職経験を問うという回顧的手

of Budget, Accounting, and Statistics；法に従って質問しているために，本稿で使用さ

DGBAS）によって実施されており，台湾地域

れる標本は調査時点に就業者であったものに限に居住する15歳以上の人々全てを母集団とした

られ，調査前年に実際には起業を選択していた論 文 事業所規模と従業員の起業［土屋隆一郎］

5

が，調査時点に労働力となっていなかった者はような理由で離職していれば１，同一の職に留

分析サンプルから脱落してしまっている。分析

まった場合は０となる，２項選択変数である（起に使用される標本は以下の条件を全て満たす個業選択）。先行研究では伝統的に起業選択の変人である。（1）調査時点の就業者，（2）調査前

数としてはある年の賃金労働者が次の年に自営

年に農林水産業，鉱業，公共部門以外の部門の業者となっているか否かを計測しているものが事業所に勤務しており，年齢が18歳以上60歳未多いが，この指標は離職という決断だけでなく満だった雇用者，（3）扶養する18歳未満の子供

離職後，個人が事業を成功裏に設立する確率も（4）調査のイの数のデータが得られる個人6，含むものとなってしまっている。さらにこの計ンタビューが調査対象者本人に対して行われて測方法による分析では個人の起業の背景が特定いる観測値。

化されていない事が多く，勤務先の業務縮小，（2）については農林水産業，鉱業，公共部門

職場への不満などのプッシュ要因による，必要の事業所から生じる起業は他の業種のものと比に迫られての起業も含まれてしまっている。本べ極めて特殊であり，計量手法でコントロール

稿で用いられる指標は，起業のために既存の組

出 来 な い 程 の 個 人 間 の 異 質 性（unobserved

織を離脱するという決断のより直接的な行動のheterogeneity）を生む恐れがあるために除外結果であり，また個人の持つ起業への高い志向した。（3）については後に示される計量モデル性を大きく反映している。

で変数として使用される子供の数のデータは調査では女性のみに質問されるために，両親を持

3.4 生産部門長の定義

つ子供のデータは全て妻のもとに登録されてし生産部門長は０／１指標によって定義され，まっている。分析では男性の標本についても子これは一般に「生産部経理」または「業務部経供の数を反映させるため調査対象世帯内での夫理」と呼ばれ，台湾の職業分類体系において「生婦関係のマッチングが行われた。極めて少数の産 及 び 業 務 部 門 管 理 者 」（production and個人についてそのマッチングが不可能であった

operations department manager）として分類

ために，それらの子供の数に欠損の存在する観される個人が１，それ以外は０とコードされた

測値は除外された。（4）については本人以外に変数である。「生産及び業務部門管理者」は製よって提供されたデータは信頼性が低いと考え造業と非製造業双方において，「役員と最高経られるために除外された。これに加え，同じ世営責任者の指導の下，財の生産またはサービス帯に居住する回答者の父親が回答者の勤務するの供給に関わる活動を計画，指導，及び調整す

事業所の雇用主，もしくは役員になっている観

る；資源の有効利用を保障し生産割当または生測値も少数だが存在し，これらも除外された7。

産計画を達成する；日常業務の計画と指導を行

これはこのような人々の勤務先における昇進機う；支出をコントロールする；業務及び管理プ

会は他と大きく異なるためである。このようなロセスを立ち上げ，運営を主導する；労働者の基準に従い，分析に適さないデータを除去した

安全性を確保する；スタッフの選別と訓練，パ

結果，197,456の観測値が計量分析に使用されフォーマンスの監督を行う；部門を代表して企る事となった。

業内の他部門もしくは外部の組織と交渉し取引を行う；労働者を監督する」としている。上記

3.3 被説明変数の 一 連 の 業 務 項 目 は 多 岐 に わ た る が，

本稿では従業員の起業を，１年間の間に従業

Woodcock and Chen（2000）の台湾の電子・員が「自ら新規事業を設立するために」離職す

電機産業における調査によれば，生産部門の上る確率によって分析する。本稿で使用される被級管理職は組織における自らの役割を，既定の説明変数は，従業員が調査前年の１年間にその生産割当と生産計画の達成，生産プロセス上の6

企業家研究〈第６号〉 2009.6

支出のコントロールの２つのみであると認識し調達及び配送，コンピュータ業務，及び研究開ている者が多いという。他産業の企業への一般発という非常に多岐にわたる分野を含む部門の化の可能性には制約があるかもしれないが，生部門長であれば１，それ以外は０とコードされ

産・業務管理論において，販売や全社的な戦略ている。

の決定プロセスへの積極的な参加の重要性がしばしば強調されているにも関わらず

3.5 推定モデル（Krajewski and Ritzman, 2002），台湾の生産・

従業員の起業のための離職は極めてまれな事

業務部門の上級管理職は，そのような戦略的な象であり，この希少さによって実証モデルの選

生産・業務プロセスの運用を行っている者は多択には特別の対応が求められる。これは希少事

くはなく，組織戦略における役割は限定されて

象バイアス（rare event bias）と呼ばれ，被説いると考えられる。本稿で使用されているデー

明変数となる２項選択変数が１である観測値がタによれば，生産部門長の大卒者比率は約38

サンプルの中で占める割合が極めて低い際に生パーセントで，平均年齢は約40歳であり，他のじる。このバイアスはサンプル・サイズが大容職種に比べ専門的教育を受け，ある程度の実務量になるにつれ緩和されるが，その緩和のス

経験を積んだ者が多い。

ピードは通常のデータに比べ遅くなる。よって

このように本稿で定義される生産部門長は役

本稿の分析ではKing and Zeng
（2001a；2002b）

員ではないが，極めて小規模の企業では取締役の推奨する希少事象ロジット回帰モデル（rareが同時に生産部門の責任者を務めている事が多event logistic regression model）が用いられい。このカテゴリーに分類される事業所におけた8。

る非取締役の生産部門の責任者は他と顕著に異このモデルは特に極めて希少な事象である戦なる性質を持っている可能性があり，推定上問争や紛争といった出来事の発生を重要な分析対題があるかもしれない。この計量モデルでは十象とする国際関係の計量分析の分野で特に推奨

分にコントロール出来ない程の深刻な異質性がされており，２段階からなる推定プロセスを持生じている可能性を検証するため，生産部門長

つ。まずMcCullagh and Nelderの有限サンプの定義を従業員数10人以上の事業所に勤務する

ル・ バ イ ア ス 補 正（finite sample bias者に限定して分析を行ったが，この定義の変更

correction）を行い，次にウェイトを使い近似

は結果に有意な影響を及ぼさなかった。

的 な 不 偏 ロ ジ ッ ト 推 定 量（unbiased logit

分析では生産部門長とそれ以外の一般従業員の間に規模効果の差が存在するかを検証しているが，後者をリファレンスとした前者の分析を行うためには，同一のヒエラルキー上の階層にestimator）を算出する。
⌒

この近似的な不偏ロジット係数の推定値（β）
は，〜＾−bias＾）β＝β（βある，他部門の責任者となっている個人の変数＾）からバイア
で，通常のロジット推定値（βを作成してコントロールしなければならない。
しかしながら，前述のように本稿で使用されてス項を除すことで求められる。このバイアス項＾から事象発生の確の算出法については，まずβいるデータでは，生産部門以外の部門について率の予測値を以下のように求める。

は，複数の部門の部門長がまとめて「他の部門管理者」として分類されており，さらに個別の＾π＝１1＋ − ＾β.

分野に細分化する事は出来ない。そのため，こ

ここで は説明変数行列である。次に加重最れらの他の部門長となっている個人を一括して小２乗法（weighted least squares）を用いて代表する０／１指標（他の部門長）を作成した。

以下のようにバイアス項を推定する。
−1
（＾
β）＝
（
）
ξ.
bias

財務及び総務，営業及び販売，広告及び広報，

論 文 事業所規模と従業員の起業［土屋隆一郎］

7

ここでξ＝0.5Q［（１＋τ）＾π −τ］（Q は行列はない。このため，計測誤差は増加するが，事）−1 の対角成分で，加重行列）。

業所規模の質的データを台湾の各規模階層内の＾（１−π＾ ）τ｝である。τは推｛π

平均事業所従業員数を代入することで，量的定サンプルにおける１（事象）の割合と母集団

データに近似的に変換した9。この値の自然対における割合との比率である。

数をとった値が事業所規模の変数として用いら

Q＝ （
また

＝

前節で構築された仮説の検証では，まず仮説れる（事業所規模）。なお代替的な近似方法を

１の検証をし，仮説２a，２bでは仮説１の効

用いても後に示される結果に有意な影響はな

果が生産部門長の場合には有意に変化するか否かった。各階層のインターバルの下限，中央値，かを検証する必要がある。このような場合には，上限いずれを代入する近似方法も極めて似た結交差効果モデル（interaction effect model）が果をもたらす。

有用である。このモデルの推定式は以下の通り
3.7 コントロール変数である。
＊＝χ'α+β1+β2+β3

起業に影響を与えられると考えられるコント＋ε

観測値の２項選択変数でロール変数について以下で定義するが，これらある起業選択の背後に存在する潜在変数の変数の効果については先行研究で既に幅広く

こ こ で，＊

は第（latent variable）である。

＊

がゼロ以上の時，議論されており，ここでは各変数について逐一

第 観測値において２項変数，起業選択は１と仮説を構築しない。

なり，負の時は０となる。χ はコントロール

女性

変数のベクトルであり，αはその係数ベクトル

性が１，男性が０とコードされたダミー変数にで あ る。

は生産部門長，は事業所規模，そしてε は誤差項である。β1 とβ2 はそれぞれとの主効果（main effect）を表し，β1

起業に関わるジェンダーによる差異は女

よってコントロールされる。
家族構成

配偶者を持った個人，多くの子供を持った個人はリスク回避的になるとされているは一方，家族からの支援は起業の実現を容易にす低下するので，仮説１が確認された事になる。

るとの主張も存在する。この家族構成の起業へ

結果の仮説１への支持を所与とすると，交差効の影響をコントロールするために，既婚者を１果であるβ3 は）にとするダミー変数を定義する。さらに既婚/未対してどの程度効果を増すか，あるいは減じる婚の区別に加え，推定モデルには個人が扶養すかを表している。β3 が正で有意であれば の効る18歳以下の子供の数を含む事とする。

果がより効果的になっている事を示唆するので個人の年齢

仮説２aが，負で有意であれば仮説２bが支持

潜在的に代表する変数である。また個人の保有された事になる。

する資産と社会関係資本（social capital）も年が負で有意であれば，の増加とともにの効果が生産部門長（＊

年齢は職務経験の長さと多様さを齢とともに増加する。しかしながら，ある時期
3.6 事業所規模を過ぎると年齢とともに身体的な頑強さの喪失分析で使用されるデータからは事業所規模のや人的資本，個人資産，及び社会関係資本の減

階層別の分類を示す質的変数のみが利用可能で価が生じる事ともなる。このため，推定モデルある。本来ならば，それぞれの事業所規模の階では年齢の非線形の効果を想定し，モデルには層を表す複数のダミー変数，さらに各事業所規

年齢と年齢の２乗項を含める。

模ダミーと生産部門長ダミーの交差項が使用さ学歴れるのが望ましいが，被説明変数が希少事象

性を高め，起業の機会費用を高めるが，同時にデータであるため，多くの交差項を使用した分高い教育を受けた個人にとっては事業機会の発析はサンプルが過度に細分化されるので適切で見はより容易となる。推定モデルには大学卒者

8

企業家研究〈第６号〉 2009.6

教育は賃金労働における収益と昇進可能

を１とするダミー変数を含めている。

この結果から参考にする賃金データが残留した業種

事業所が属する業種によって従業員の起個人からの入手のみに限られているために発生業も影響を受ける。このため推定モデルでは事していると考えられるセレクション・バイアス業所が属する業種を３つの業種ダミーでコントを修正するためのセレクション修正項，逆ミル

ロールした。変数として計量モデルに含まれてズ比（inverse Mill's ratio）の予測値を算出する。

いるのは，製造業，建設業，卸売・小売業であ

第２段階では残留した個人の対数化された時間

る。卸売・小売業以外のサービス業とサンプル

あたり賃金率を，説明変数と第１段階で得られに占める割合が高くないその他の業種はリファ

た逆ミルズ比に回帰し，潜在的賃金率関数を推

レンス・カテゴリーとなっている10。

定する。この推定された関数形に個人の各変数

年効果の値を代入し，全ての個人について潜在的賃金推定に使用されているサンプルは12年間分のクロス・セクション・データであるが，率を予測する。

調査年次の違いによる起業への影響をコント

結果は表Ⅰに示される。モデル１は残留したロールするために11個の年ダミーが用いられて場合の潜在的賃金率に関する推定結果であり，いる。

上段では第１段階の選択関数を推定している。
分析では賃金水準の違いによって被説明変数は残留を１，転職と起業を０とする

生じる，起業の機会費用と個人資産の蓄積に見２項選択変数，説明変数は女性ダミー，既婚者

られる個人間の差異をコントロールする必要がダミー，労働市場における潜在的な経験年数（年ある。なぜなら個人属性が一定だったとしても

齢−教育年数−６）とその２乗項，大学卒ダ

事業所規模の増大は賃金を上昇させる傾向にあ

ミー，業種ダミー，年ダミーである。これに操り（Reilly, 1995），大企業の従業員の起業は多

作 変 数 と し てRees and Shah（1986） とGill

くの機会費用を伴う一方，個人資産蓄積の面で（1986）で使用されたように子供の数を加える。

は起業時に優位性をもつ。

子供の数はリスク回避度に影響し選択関数には

潜在賃金率

このために，労働統計調査の賃金データを利用して起業選択者と賃金労働への残留者双方に影響があるが，賃金率への直接的な影響は少な
いと考えられるからである。

ついて，残留したと想定した場合に得られる賃下段の第２段階では第１段階で得られたセレ

金水準の推定を行った。賃金データは調査時点

クション修正項を含んだ賃金率関数を推定してのもののみが利用可能であり，従って起業するいる。このモデルから全ての個人について同一か否かの選択を行った後の時点の変数となる。

企業に残っていたら得られたはずであった潜在

よって同一企業への残留を選択した個人につい的な賃金の水準を算出する。このようにして算ては残留後の賃金データが入手可能であるが，出された潜在的賃金率をモデルに入れること

企業を離脱した個人については，入手は不可能

で，大規模事業所と小規模事業所の従業員の間である。そこで，もし仮に起業を選択した個人に存在する，短期的な機会費用の大きさ，資産が同一企業に残っていたらどれぐらいの賃金を蓄積の度合いの違いをコントロールする11。

得ていたかを残留者の賃金決定パターンを参考に予測する必要がある。

表１：潜在的賃金率の２段階推定モデル
モデル１
モデル２
同一企業に残留 他企業に転職

このような潜在的賃金率の推定の場合にはHeckmanの２段階推定法が有用であり，残留した労働者と残留しなかった労働者の双方について潜在的賃金水準を予測する。この推定法は２段階からなり，まず残留するか否かに関する選択関数をプロビット回帰分析により推定し，

選択関数推定式
経験年数
経験年数2/100

0.021 **
（0.002）−0.004（0.004）−0.026 **（0.002）0.015 **
（0.004）

論 文 事業所規模と従業員の起業［土屋隆一郎］

9

教育年数
女性
既婚者
製造業
建設業
卸売・小売業
生産部門長
他の部門長
事業所規模
子供の数
定数項

0.001
（0.002）0.038 **
（0.010）0.032 *
（0.014）0.043 **
（0.012）0.291 **
（0.018）−0.092 **（0.013）0.046（0.042）0.005（0.061）0.032 **
（0.003）0.025 **
（0.006）
1.059 **
（0.035）賃金率関数推定式
経験年数

0.000
（0.002）−0.001（0.010）−0.079 **（0.015）−0.014（0.013）−0.271 **（0.020）0.090 **
（0.013）−0.063（0.045）0.003（0.064）−0.025 **（0.003）−0.015 *（0.007）−1.128 **（0.036）0.000
0.066 **
（0.007）（0.021）
経験年数2/100−0.013−0.082 **（0.009）（0.015）
教育年数
0.061 **
0.061 **
（0.004）（0.004）
女性−0.217 **−0.229 **（0.021）（0.019）既婚者
0.148 **
0.169 *
（0.026）（0.082）製造業−0.135 **−0.027（0.026）（0.027）建設業−0.198 **0.428 ＋
（0.058）（0.221）
卸売・小売業−0.053−0.183 *（0.036）（0.075）
生産部門長
0.359 **
0.545 **
（0.076）（0.102）
他の部門長
0.454 **
0.437 **
（0.111）（0.124）
事業所規模
0.042 **
0.069 **
（0.008）（0.020）
セレクション修正項−4.120 **−1.625 ＋（0.983）（0.925）
定数項
4.776 **
6.573 **
（0.243）（1.505）
カイ２乗
3999.940
3657.780
有意確率
0.000
0.000
第2段階で使用された観測値の数 11,495
197,772
第2段階で使用されなかった観測値の数 196,586
10,309観測値の数
208,081
208,081
注：括弧内は標準誤差表示されている変数の他に11個の年ダミーがモデ

10

企業家研究〈第６号〉 2009.6

ルに含まれているが，スペースの制約のため表中には表示されていない＋ ＜0.10； ＊ ＜0.05； ＊ ＊ ＜0.01.

転職による潜在的賃金率の変化

賃金水準に加え，大企業の従業員は中小企業の者に比べより多くの転職機会に恵まれ，起業選択はより起こりにくくなると考えられる。よって計量モデルの中で転職の選択肢の影響も明示的にコントロールする必要がある。転職についても転職者の転職後の賃金データをもとに，転職した労働者としなかった労働者双方について潜在的賃金率を予測する。
表１のモデル２は前と同様にHeckmanの２段階推定法を用いた推定結果である。
上段では，
転職を１，残留と起業を０とする選択変数を説
明変数，操作変数に回帰している。下段では，残留者の対数賃金率を説明変数とセレクション
修正項に回帰している。この潜在的賃金率関数
から，起業者と残留者双方について仮に彼らが転職した場合に得られたと推定される賃金水準を算出した。計量モデルでは，転職した場合の潜在的賃金率と残留した場合の潜在的賃金率の差分が用いられる。この変数は，転職した場合にどの程度賃金水準が潜在的に変化するかを表している。
表２は変数の記述統計と変数間の相関を示したものである。調査前年の間に起業のために離職した従業員の割合は0.4パーセント（ ＝ 870）
であり，従業員全体から見ると極めてまれな現象である事が分かる。およそ４割のサンプルに含まれる従業員が女性であり，約６割の従業員が既婚者である。扶養する子供の数の平均値は約0.7で，平均年齢は34歳，10人に１人が大卒者である。従業員の勤務する事業所の業種については，製造業が最も割合が高い。生産部門長
は全体の1.6パーセント（ ＝3,083）であり，他の部門長は0.7パーセント（ ＝1,391）で従業員全体に占める割合は低い。事業所従業員数の対数値の平均は2.9である。表には示されていな
いが，対数をとらない実数値のサンプル内での平均は152.1人であり，台湾の中小企業が雇用

表２：記述統計と相関変数

平均 標準偏差 最大値 最小値
1
2
3
4
5
１. 起業選択
0.004 0.066
0.000 1.000
２. 女性
0.412 0.492
0.000 1.000 −0.014 **３. 既婚者
0.562 0.496
0.000 1.000
0.014 ** −0.064 **４. 子供の数
0.741 1.120
0.000 12.000
0.009 ** −0.034 **0.584 **
５. 個人の年齢
34.072 9.741 18.000 59.000 −0.01 ** −0.115 **
0.512 **
0.135 **
６. 大学卒0.118 0.322
0.000 1.000 −0.001
0.005 * −0.078 ** −0.089 ** −0.063 **７. 製造業0.397 0.489
0.000 1.000 −0.018 ** −0.029 **0.087 **
0.072 **
0.053 **
８. 建設業
0.143 0.350
0.000 1.000 −0.013 ** −0.255 **0.071 **
0.060 **
0.113 **
９. 卸売・小売業
0.180 0.384
0.000 1.000
0.025 **
0.120 ** −0.106 ** −0.069 ** −0.118 **10. 生産部門長
0.016 0.124
0.000 1.000
0.005 * −0.070 **0.069 **
0.029 **
0.082 **
11. 他の部門長
0.007 0.084
0.000 1.000
0.004−0.034 **0.048 **
0.018 **
0.052 **
12. 事業所規模
2.918 1.963
0.903 7.381 −0.023 **0.062 **
0.052 **
0.011 **
0.019 **
13. 潜在賃金率
5.266 0.332
3.701 6.699
0.022 ** −0.254 **0.051 **
0.099 ** −0.293 **1.392 5.030 −0.02 ** −0.212 **0.482 **
0.204 **
0.821 **
14. 転職による潜在賃金率の変化 3.145 0.589
変数
6
7
8
9
10
１. 起業選択
２. 女性
３. 既婚者
４. 子供の数
５. 個人の年齢
６. 大学卒７. 製造業−0.065 **８. 建設業−0.115 ** −0.332 **９. 卸売・小売業−0.032 ** −0.380 ** −0.192 **10. 生産部門長
0.104 **
0.012 ** −0.036 **0.018 **
11. 他の部門長
0.101 **
0.037 ** −0.021 ** −0.007 ** −0.011 **12. 事業所規模
0.218 **
0.369 ** −0.285 ** −0.235 **0.050 **
13. 潜在賃金率
0.452 ** −0.042 ** −0.266 ** −0.021 **0.243 **
0.092 **
0.445 ** −0.300 **0.074 **
14. 転職による潜在賃金率の変化 −0.183 **110.057 **
0.195 **
0.023 **

12

13

0.419 **
0.004
−0.467 **

注：表示されている変数の他に11個の年ダミーがモデルに含まれているが，スペースの制約のため表中には表示されていない。
＋ ＜0.10； ＊ ＜0.05； ＊ ＊ ＜0.01.

において占める高い割合を反映している。

所規模によって深刻な差異が見られるかを検証

大規模事業所と中小事業所の生産部門長の属するために，在職年数の比較も行った。ただ在性に計量モデルでコントロール出来ないほどの職年数のデータは調査時点に生産部門長であっ大きな差異があるかどうかを検証するために，た個人についてのみ利用可能，つまり調査前年

表３では生産部門長の基本統計を規模階層別にの間に起業せず同一の事業所に留まった生産部

示した。性別，既婚者，子供の数，学歴，年齢

門長についてのみ入手可能であるので，同一のについて各階層間で比較を行ったが，性別と学事業所に留まった生産部門長の中で比較を行わ歴が規模との強い相関を示している。これは大ざるを得なかったが，２から９人の階層では平企業と中小企業の間の労働者の採用，管理の方均して8.2年（標準偏差： 6.62； ＝391），200

針の違いに起因すると思われる。既婚者割合は人以上の階層では9.7年（標準偏差：7.62； ＝規模と弱い相関を示しているが，子供の数，年457）であり，深刻な転職行動の違いを示唆す

齢には事業所規模と明確な相関はなく差は小さる程の差ではない事が判明した。

い。また生産部門長の定着率と転職行動に事業論 文 事業所規模と従業員の起業［土屋隆一郎］

11

表３：事業所規模と生産部門長の属性
事業所従業員数2-9
変数
女性
0.178（0.383）
既婚者
0.766（0.424）
子供の数
0.952（1.206）
大学卒
0.295（0.457）
年齢40.328（8.290）
観測値の数
393
注：単位：人
括弧内は標準偏差

10-49

50-199200+

0.143（0.350）
0.812（0.391）
1.003（1.157）
0.325（0.469）
39.970（7.776）
1443

0.131（0.337）
0.867（0.340）
0.971（1.083）
0.412（0.492）
40.821（7.354）
787

0.113（0.317）
0.896（0.306）
1.080（1.075）
0.589（0.493）
41.407（6.740）
460

意であり，これはより良い転職機会を持つ個人

4. 分析結果

は起業を選択する事が少ない事を示唆している（β＝−0.72； ＜0.10）。モデル１とモデル２の

表４は起業選択の決定要因に関する希少事象

結果は，どちらも仮説１を支持するものである。

ロジット回帰モデルによる推定値である。モデモデル３では生産部門長と事業所規模の交差

ル１はベースライン・モデルで事業所規模と生効果を推定式に含め，交差効果モデルによって，産部門長の交差効果を含まない。希少事象ロ

生産部門長である事で，事業所規模の効果の大ジット回帰は標準的なロジットモデルと異なりきさが統計的に有意に変化しているかを検証し最尤法（maximum likelihood estimation）でている（仮説２a，２b）。事業所規模の主効果はなく，加重最小２乗法により推定を行うため，は依然として負で有意（β＝−0.26； ＜0.01），

対数尤度は推定量算出の過程では算出されな交差効果は正で有意であり（β＝0.29； ＜0.05），

い。よって表ではどのモデルにおいてもモデル

これは生産部門長である事で，事業所規模の負の当てはまりの良さを表す指標は示されていなの効果が大きく弱まっている事を示唆していい。モデル１に見られるように，事業所規模のる。なおこの交差効果は，交差項と高い相関を効果は負で統計的に有意である（β＝−0.26；

示している生産部門長の変数をモデルから除外＜0.01）。これは事業所規模が増大するとともしても変わらず有意であった。

に起業選択は減少する事を示している。生産部

またこの交差効果モデルにおいては，生産部門長と他の部門長の効果は統計的に有意ではな

門長の主効果は有意で負であり，生産部門長はく，事業所の規模に依存しない彼らの地位の直事業所が小規模である時は，他の従業員よりも，接的な効果は，一般従業員のものとの間には有起業を選択する事が少ない事を示している。こ

意な差がない事を示唆する。同一企業に残留しこでは示されていないが，生産部門以外の部門

た場合の潜在的賃金率の効果は正で有意であり長について，事業所規模との交差効果を検証し（β＝0.71； ＜0.01），同一の企業に残った場合

たが，交差効果は統計的に有意ではなかった。

に得られる潜在的賃金水準の高い個人は起業を

これについてはその他の部門長には事業所規模

選択する事が多い事を示唆している。これは高が特殊な効果を及ぼしていないとも解釈出来る

い賃金率が機会費用を高めるというよりは，資一方，計測の不正確さも一因となっているとも

産蓄積を促し起業を容易にしたと解釈される。

思われる。前述のように他の部門長という変数

モデル２ではこの残留の場合の潜在的賃金率のの中に非常に多岐にわたる分野で業務を行う管代わりに，転職と残留の間の潜在的賃金率の差

理職が混在しているためである。

分を含めて分析している。表で示されている通モデル４では，モデル２と同様に，残留の場

り，事業所規模の効果は負で有意であり（β＝合の潜在的賃金率を転職と残留の間の潜在的賃−0.20； ＜0.01），モデル１の結果と大きく異金率の差分に置き換えて交差効果モデルで同様ならない。潜在的賃金率の差分の効果は負で有に分析を行っている。ここにおいても事業所規12

企業家研究〈第６号〉 2009.6

表４：起業選択の希少事象ロジットモデル

女性
既婚者
子供の数
年齢
年齢２/100
大学卒
製造業
建設業
卸売・小売業
生産部門長
他の部門長
潜在的賃金率

モデル１

モデル２

モデル３

モデル４

−0.441 **（0.090）0.748 **
（0.113）−0.130 **（0.041）0.228 **
（0.036）−0.356 **（0.052）−0.162（0.134）−0.417 **（0.104）−1.170 **（0.169）0.269 **
（0.090）−0.038（0.250）0.187（0.351）0.717 **
（0.250）−0.614 **（0.077）0.873 **
（0.106）−0.130 **（0.041）0.305 **
（0.050）−0.432 **（0.056）−0.107（0.142）−0.457 **（0.107）−0.896 **（0.315）0.137（0.101）0.394 ＋
（0.236）0.542 ＋
（0.324）−0.439 **（0.090）0.747 **
（0.113）−0.130 **（0.041）0.228 **
（0.036）−0.357 **（0.052）−0.164（0.134）−0.415 **（0.104）−1.172 **（0.168）0.272 **
（0.090）−0.967 ＋（0.549）0.189（0.351）0.725 **
（0.250）−0.613 **（0.077）0.874 **
（0.106）−0.129 **（0.041）0.307 **
（0.050）−0.434 **（0.056）−0.112（0.143）−0.453 **（0.107）−0.887 **（0.315）0.137（0.101）−0.534（0.543）0.548 ＋
（0.324）

転職による潜在的賃金率の変化
事業所規模−0.255 **（0.028）−0.715 ＋（0.396）−0.200 **（0.024）−11.591 **（1.430）
197,456−7.525 **（0.600）
197,456

事業所規模×生産部門長
定数項−0.262 **（0.028）0.287 *
（0.134）−11.628 **（1.431）
197,456−0.737 ＋（0.396）−0.206 **（0.024）0.288 *
（0.134）−7.511 **（0.600）
197,456

観測値の数
注：括弧内は頑健標準誤差表示されている変数の他に11個の年ダミーがモデルに含まれているが，スペースの制約のため表中には表示されていない
希少事象ロジットモデルのプログラムからはモデルの当てはまりの良さを示す統計量は利用不可能であり，よって表示されていない＋ ＜0.10； ＊ ＜0.05； ＊ ＊ ＜0.01.

模の主効果は負で有意であり（β＝−0.21；

果は負で有意であり，子供の数が多いほど起業＜0.01），交差効果は正で有意であった（β＝を選ぶ事が少ない事を表す。年齢の効果は１次0.29； ＜0.05）。つまり個人間で異なる転職の項が正，２次項が負でともに有意であり，年齢

機会の大きさを一定にコントロールした際にが逆U字型カーブに似た非線形効果を持っていも，生産部門長については事業所規模の効果はる事を示唆している。大学卒者ダミーの効果は大きく弱まる。その他のコントロール変数につ

有意ではない。勤務する事業所の業種について

いては，女性の効果は負で有意であり，女性のは，卸売・小売業以外のサービス業をリファレ起業が有意に少ない事を示している。また既婚

ンス・カテゴリーとした時，製造業，建設業の者の効果は正で有意であり，既婚者の方が起業効果は負で有意であり，卸売・小売業の効果はを選択する傾向が強い。扶養する子供の数の効正で有意であった。卸売・小売業の事業所に勤論 文 事業所規模と従業員の起業［土屋隆一郎］

13

務する従業員の起業が多い一方，製造業，建設のカテゴリーの予測値を１とした時の相対値を業の事業所に勤務する従業員の起業は比較的少示している。図が示すように，生産部門長の起ない事を示唆する。また表中には紙面の制約の業確率はどの規模階層においても，彼らに特殊ため示されていないが，1995年を基準とした年的な規模の効果が包括的な効果を打ち消す事にダミー変数の効果は，1999年以降のもの全てがよって増加している。一般従業員については事負で有意であり，本稿のデータがとられた時期

業所規模の増大とともに起業を選択する確率がには重点的な創業支援政策が導入されているの減少していくが，生産部門長については事業所にも関わらず，1999年以降の従業員の起業の傾

規模が増大すると，起業選択の確率も同様に増向は1995年よりも弱まっている事を示唆してい加していく。これは相反する２つの仮説のうちる。

仮説２aを棄却し，仮説２bを支持するものである。

図１は生産部門長，一般従業員それぞれについて起業選択の確率の予測値をモデル３の結果

5. 結論

から求められた各係数の限界効果（marginal
effect）に基づき算出，図示したものである。

5.1 主要な結果

事業所規模，生産部門長，他の部門長以外の変本稿の既存研究への最も重要な貢献は，近年数は全て推定サンプル中の平均値であると想定の研究で明らかとされた事業所規模の増大と従されている。つまり，モデルで考慮されている業員の起業の減少という関係の間に，従業員の要因の面で同質の平均的個人が存在し，彼らが地位という変数が存在し大きな影響力を持って生産部門長と一般従業員であった場合のそれぞいる事を示した事である。部門管理職以外の一れについて，事業所規模の増大とともに起業選

般従業員については，起業選択は事業所規模の択の確率がどのように変化していくかを示して増大とともに減少し，これは近年の先行研究といる。グラフのプロットは従業員数１から９人

整合的であった。これに対して，生産部門長に

図１：事業所規模と起業の起こりやすさ
─生産部門長と一般従業員の比較─

ついては事業所の規模が彼らに特殊的な効果を持ち，この結果，一般従業員の場合と反対に，起業の起こりやすさ
4

事業所規模が増大すると起業選択者も増加する。このように，本稿では近年の先行研究で示3されてきた規模が増大すると起業が減少すると

一般従業員
生産部門長

いう関係は，生産部門長に関しては必ずしも適用されない事が明らかになった。
2

これらの結果は台湾の発展モデルの中で重要な役割を果たしているとされる起業家の創出が中小企業の一般従業員のレベルからと大企業の1生産部門長のレベルからという少なくとも２つ02−9のパターンを持っている事を示唆する。また本
10−29

30−49

50−199100−199200+

事業所従業員数（単位：人）

注：起業の起こりやすさの算出には表４のモデル３の推定結果が用いられた
グラフは２- ９人の規模階層の値を１とした時の相対値で示されている
予測値の算出の際には事業所規模，生産部門長，他の部門長以外の変数については各変数の平均値が用いられている

14

企業家研究〈第６号〉 2009.6

稿の結果は企業の経営者や人事担当者にとっても含意を持つ。企業が小規模に留まる際には一般従業員の起業が起こりやすく，生産部門長の起業は起こりにくい。事業所が大規模になると一般従業員は定着するようになるが，今度は反対に生産部門長の独立起業による流出リスクが

高まり，生産の人的資源管理において重要な人

5.3 今後の研究への課題

材の喪失が起こる可能性がある事に留意する必本稿ではクロス・セクション・データが使用要がある。また本稿の結果は特定の地域においされているが，今後の研究では，パネル・デーて起業を促進させようとしている政策立案者にタによる分析が望ましいであろう。また本稿の対しても含意を持つであろう。創業支援政策の分析には台湾のデータが使用されたが，同じ様立案者はしばしば中小企業が少なく大企業が支な分析が他の様々な産業，地域，文化の状況の配的な地域の開業率向上に政策の必要性を認め下でも再現，検証されていくべきである。さらる事があるが，本稿の結果を考慮すると，このに特定の産業の中で，長期間にわたり既存企業ような政策は大企業の労働者プールの中でも一の組織属性と従業員による起業がどのように関般従業員のレベルというよりは，生産部門長のわっていくのかを計量分析，ケーススタディ双様なより上層のレベルからの創業を促進する可方の手法を用いて観測していく試みも今後必要能性がある事に注意が必要である。

であろう。また本稿での焦点はある個人が起業のために離職する確率とその勤務先の規模との5.2 分析の限界関係であったが，本稿のような大標本を用いた分析結果は仮説１と仮説２bへのサポートを分析の際には規模は有用な指標である一方，小提示したが，本稿の分析の解釈にあたってはあ

標本を使った分析では，今後，勤務先の組織属る程度の注意が払われるべき制約がある。前述

性を規模だけでなく，より詳細に計測していくのように本稿で分析されたのは主にデータ制約

試みが必要になる。また以前の雇用者の属性がのために生産部門長のみであり，これが営業部事業設立の成否，事業設立後の生存率，効率性，門のような他の部門の管理職，もしくは課レベ

成長性といった成果の指標にどのような影響をルの管理職にまで一般化可能であるかについて与えるのかという問題についても分析を行っては留意が必要である。次に，生産部門長の在職いく必要がある。

年数と年齢には規模階層による大きな違いがな
いとはいえ，計量分析では在職年数のデータが利用可能ではなかった。加えて，本稿でとられ【注】※本稿の完成に際しましては，博士論文指導教官，
谷口晉吉先生と岡室博之先生より懇切なるご指導

たアプローチが直近の雇用と地位に焦点を当てを賜りました。また匿名の査読者の方々より貴重るものであったために，それ以前の雇用と地位，なコメントを頂きました。本稿の成果の一部は，また従業員の職歴の全体像，従業員が勤務した

企業家研究フォーラム平成17年度研究助成，一橋事のある事業所の総数といったデータは入手不大学21世紀COEプログラム「現代経済システムの規範的評価と社会的選択」，及び一橋大学グローバ

可能であった。直近の雇用は最も大きな影響力

ルCOEプログラム「社会科学の 高度統計・実証分をその後の起業に持つとはいえ，またこれらの析拠点構築」のご支援を受けています。ここに記

変数の影響の一部は個人の年齢の効果によって代表されているとはいえ，推定モデルの中でのして感謝申し上げます。
１

中小企業の法定基準は異なるが日本では中小企業
が企業数の99.8パーセント（2006年），米国では99.7

計測はもちろん不完全である。最後に近年のこパーセント（2005年），英国では96.2パーセント（2005の組織属性の起業への効果の分析においてもう年）を占めている（中小企業白皮書）。台湾では製造業，１つの主要な指標である事業所の設立からの経建設，鉱業，土石採取業では従業員数200人未満（ま過年数についても，前述のように本稿では分析

たは資本金8,000万新台湾元以下），その他の業種ではが不可能であった。新しい企業の大多数は小規

50人未満（または売上高１億新台湾元以下）の企業

模であるとはいえ，事業所規模の効果の分析でが中小企業として認定される。
２

Shieh（1993）の事例研究は下請ネットワークの中は本来ならば設立からの経過年数のコントロー

から多くのスピンオフ企業が生まれている実態を明ルをするのが望ましい。

らかにしている。川上（1998）の事例研究はパーソ

論 文 事業所規模と従業員の起業［土屋隆一郎］

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ナル・コンピュータ産業においても，企業間の分業体制の存在によって市場参入障壁が引き下げられ，多くの参入を誘発している事を明らかにしている。
３

ただし，これらの小規模の事業所が大企業の支所であるかどうかは，本稿のデータでは区分する事が出来ず，大企業の支所の生産部門長には比較的多くの昇進の可能性が確保されているという可能性は排除出来ない。

４

沼崎（1992）は，台南幇の事例分析から，台湾における創業がしばしばパートナーによる資源の持ち寄りを基盤として行われている事を明らかにしている。

５世 界 第 ４ 位 の 海 運 会 社，Evergreen Marine
Corporationの経営者で創業者である張榮發（Yung-Fa
Chang）の創業例はこの典型的なパターンである。
第二次世界大戦終結後，彼は国有企業に所属する2,000トン級の大型貨物船の運営を取り仕切る一等航海士であった。日本に寄港した時にそのころ米軍で使用され始めていた，船舶のコンテナ化（containerization）のアイデアを知り，その後，営業，財務を専門とする同僚２人とともに海運業で起業した。最終的には世界の海運会社に先駆けて全面的なコンテナ化を実現する事となる。
６

台湾の法定退職年齢は2008年に65歳に改定されるまでは60歳とされており，このためこれ以上の年齢層については分析から除外した。

７

回答者の父親が回答者と同一の事業所に勤務しているか否かは，事業所の位置（地区町村レベル），業種（２桁分類レベル），規模によって判断された。
８

推定量と有意性の算出にはスタンフォード大学のMichael Tomzの ウ ェ ブ サ イ ト（http://www.
stanford.edu/˜tomz/software/software.shtml）からダウンロードされたStataのReLogitプログラムが使
用された。

９

2001年の商工サービス業・センサス調査のデータに基づき，２から９人の階層には2.5が，10から29人には15.7人が，30から49人には37.6が，50から99人には68.2が，100から199人には191.7が，200人以上には1604.4が代入された。

10

職種ダミーについて，分析では生産部門長と一般従業員の区別が職業分類のコードをもとに行われているが，生産部門長の比較対象を明確にするために，
一般従業員の間での職種による違いをコントロール
する事は行われていない。

11

この潜在的賃金率は１年後残留していた場合に得られると推定されるものであり，大部分が短期の機会費用を表すものである。よってこの変数の効果には昇進の可能性や雇用の保障といった長期的な機会
費用の影響の多くは含まれていない。

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