証券経済研究第112号（2020.12）

退職給付制度が高齢者雇用制度に与える影響
足
北

要

立
村

泰
智

美
紀

旨

本研究は，厚生労働省「就労条件総合調査」を用いて，退職給付制度（退職一時金・年金）の有無およびその支給水準（退職一時金額・年金掛金）と2006年に定められた高齢者雇用確保措置との関係を検証する。先行研究では，退職一時金や企業年金などの退職給付制度と企業の生産性や企業価値に関連する研究が多数ある。また，公的年金制度の給付水準や支給開始年齢の変更と，高齢者の就業継続との関係を論じた研究や，政策の評価も行われている。一方，本研究は，退職給付制度と高齢者雇用の関係について扱った点がこれまでの研究にない特色である。推計結果から，中小企業では，退職給付制度がない企業に比べて，一時金制
度，年金制度，ならびに両制度がある企業では，定年を60歳に据え置いて再雇用制度とする企業が多く，定年を65歳以上とする企業は少ない結果が得られた。支給水準と高齢者雇用制度においても同様の結果であった。退職一時金額や年金掛金が高いほど，定年を60歳に据え置いて再雇用制度とする企業が多く，定年65歳以上とする企業は少ないことが解った。大企業では，同様の傾向が確認されたものの，これらの傾向は弱まるものであった。本研究の結果は，高齢者雇用に関しては，企業の退職給付制度が高齢者の長期雇用を促進するのではなく，定年を60歳に据え置き，再雇用を促す制度として利用されている可能性を示唆するもので
ある。
目

次

Ⅰ．はじめにⅣ．データの概要と推定モデル

Ⅱ．社会背景Ⅴ．分析結果Ⅲ．先行研究Ⅵ．結論＊本稿作成にあたり，木村真先生，西久保浩二先生，日本財政学会第76回大会，日本経済学会2020年度春季大会参加者より建設的かつ有益なコメントを頂いた。なお，本研究は基盤研究 C「人口減少社会における女性の雇用，出産及び子ども・子育て支援政策の検証（15K03530）」および，公益財団法人かんぽ財団「高齢者雇用確保政策と税・社会保険料の増収効果に関する実証分析」の成果の一部である。

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退職給付制度が高齢者雇用制度に与える影響

進するための制度として論じられてきた（Lazear

Ⅰ．はじめに［1979，1981］や佐々木［2009］）。しかしながら，本研究では，定年を60歳に据え置くことで我が国の公的年金制度は，支給開始年齢の引従業員をいったん退職させて，再雇用とするた

き上げとマクロ経済スライドによる給付水準のめの制度として利用されている可能性があるこ

調整によって，その役割が縮小するなかで，企とが示される。これは，高齢者雇用に関して，業の退職給付制度や高齢者雇用制度の重要性が従来の日本的な雇用慣行とは異なる考え方を企高まっている。我が国企業の退職給付制度は，業が適用していることを示唆するものである。

1960年代以降，厚生年金基金（以下，厚年基金

先行研究では，企業行動からの研究として，とする）と適格退職年金（以下，適格年金とす

企業年金制度と長期雇用との関係（例えば，る）が柱となった。しかし，2000年の退職給付

Lazear［1979］など）や，我が国における企に係る会計基準の変更や，株価下落により，従業の退職給付制度の選択（例えば，臼杵［2003］

来の基準では把握されていなかった年金債務がなど）の研究がある。また，公的年金の給付水顕 在 化 し た1）。2001年 に 確 定 拠 出 年 金 制 度，

準や支給開始年齢の改定と高齢者の就業継続と2002年に確定給付企業年金制度が設立され，厚の関係を論じた研究や（例えば，小川［1998］

年基金と適格年金の廃止が進んだ。これらの新など），高齢者の就業継続を促す政策の評価

制度への移行があるなかで，特に中小企業で年（例えば，山田［2015］など）がある。これら

金制度はなく退職一時金制度のみがある企業がの研究は，従業員の行動を分析したものであ増えてきている（後述の図表 1 参照）。

る。しかし企業の退職給付制度と高齢者雇用制

厚生年金の支給開始年齢引上げなどの公的年度の関係を企業の立場から分析した研究は少な

金の改革は，退職後に無収入となる高齢者が生く，本研究に近い研究として，著者らが知る限

まれるため，併せて雇用制度改革が進められてりでは，賃金と高齢者の継続雇用制度の関係をきた。「高年齢者等の雇用の安定に関する法律」

分析した労働政策研究・研修機構［2007］と清（以下，高齢者法とする）では，定年を65歳未家・馬［2010］などに限られている。

満とする事業主に対して，公的年金の段階的支縮小する公的年金を補うため，企業の退職給

給開始年齢の引上げに応じた，定年の引き上付制度と高齢者の就業継続の充実が期待されてげ，継続雇用制度（勤務延長制度や再雇用制いるが，既存の退職給付制度を行い続けるにし度）の導入，もしくは定年の廃止，のいずれかても，高齢者の雇用制度を新たに整えるにしての雇用確保措置の義務化が，2006年 4 月より施も，企業には一定の負担がかかり，変更には従行された。2012年には，希望者全員の65歳まで業員（労働組合）等の交渉が見込まれる。企業の雇用確保措置の完全義務化が決定し，2013年のリソースが限られるなかでの選択行動を分析

4 月から施行された。

することは，企業評価の基礎となるだけでな

本研究は，退職給付制度と高齢者雇用制度のく，退職給付制度や高齢者雇用に係る今後の政関係を企業の視点から分析する。伝統的な先行策立案にも必要である。近年の退職給付制度と研究では，企業の退職給付制度は長期雇用を促

高齢者雇用制度の変遷を振り返ると，退職給付76

証券経済研究第112号（2020.12）

制度の改革が先行し，高齢者雇用制度が後から65歳以上とする企業は少ない結果が得られた。

制定された。そこで，本研究では退職給付制度

一方，大企業では，これらの傾向は認められるを所与とした場合にどのような雇用制度を選択が，中小企業よりは弱まることが示された。こするかを，企業側のデータを使用して検証すの結果は，退職給付制度が定年の据え置きとそる。具体的には，厚生労働省「就労条件総合調の後の再雇用を促進する制度として利用されて査」の個票データを用いて，退職給付制度（退おり，高齢者雇用に関しては，これまでの年功

職一時金制度・年金制度）の有無，およびその賃金と長期雇用を前提とした日本的雇用慣行と支給水準（退職一時金額・年金掛金）を所与とは異なる考え方を企業が適用していることを示した場合に，雇用確保措置の義務化による企業

唆するものである。

の雇用制度選択を分析する。すなわち，定年を本稿は次のように構成される。次節では社会60歳に据え置き，継続雇用（勤務延長・再雇

背景，第Ⅲ節においては既存研究のレビューと用）を採用するのか，もしくは定年を65歳以上

本研究の位置づけを提示する。第Ⅳ節では，とするのかについて，企業規模の差異に注目しデータの概要と推定モデルを説明し，第Ⅴ節はて，企業の選択行動を検証する。

分析結果，第Ⅵ節は結論である。

本研究は，第一に，個人ではなく企業の行動について，退職給付制度の高齢者雇用制度（定Ⅱ．社会背景年，再雇用，勤務延長制度）に与える影響を検証している点，第二に，退職給付制度の有無と我が国の公的年金制度は，1994年には老齢厚その支給水準と高齢者雇用制度の関係につい

生年金の定額部分，2000年には報酬比例部分のて，時間の変化に伴う中小企業と大企業の差を支給開始年齢の引上げが行われ，2004年のマク検証している点に学術的貢献がある。退職給付

ロ経済スライドによる給付水準の調整も伴い，制度は企業の財務戦略の一種であり，高齢者雇その役割が縮小している。公的年金制度を補う

用制度は人的資本投資の一つと考えることがで制度として，企業の退職給付制度と高齢者雇用

きる。本研究はこれらを融合させた近年の新しの充実に期待が寄せられている。戦後の経済復い研究に沿ったものであり，先行研究では十分

興から優秀な人材確保を狙って，1952年に退職に踏み込まれてこなかった分野といえる。

給与引当金制度，1959年には中小企業退職金共

本研究の結果から，中小企業では，退職給付済制度などの退職一時金制度を設ける企業が増制度がない企業に比べて，退職一時金制度，年えた。だが，物価上昇と人手不足で大幅な賃金金制度，ならびに両制度がある企業では，定年の上昇とともに，退職一時金支給額も増え，一を60歳に据え置いて再雇用制度とする企業が多時金から年金制度による費用の平準化が経営上く，定年を65歳以上とする企業は少ない結果がの課題となった。そこで，1962年に適格年金，得られた。また，退職給付の支給水準と高齢者

1965年に厚年基金が導入され，これら 2 つの制

雇用制度においても同様の傾向であった。退職度が退職給付制度の柱となった（厚生労働省

一時金や年金掛金が高いほど，定年を60歳に据［2019］）。2000年の会計基準の変更では，企業

え置いて再雇用制度とする企業が多く，定年を年金の積立不足が貸借対照表の負債に計上され77

退職給付制度が高齢者雇用制度に与える影響

ることになり，企業の年金債務が顕在化した。

だが，1994年の厚生年金制度改革による定額部

さらに，リーマンショックによる運用環境の悪分の支給開始年齢の引き上げに続き，2000年に化により，厚年基金では代行割れ（保有資産がは報酬比例部分の支給開始年齢が65歳まで段階

代行部分に必要な積立水準に満たない状況）が的に引き上げられ，60歳定年後に無年金による続いた。そのため，2014年の制度見直しにより無収入期間が生じることが問題となった。そこ

厚年基金の新設は休止された。同様に中小企業

で，高齢者法が改正され，厚生年金が開始されを中心に普及した適格年金も10年間の移行期間

るまでの雇用を確保するために，定年を65歳未を経て2012年に廃止となった。企業年金の柱で満としている事業主は，公的年金の段階的支給あった両制度が縮小と廃止となるなかで，これ開始年齢の引上げに応じて，⑴定年の引き上らを継承する制度として，2001年には確定拠出

げ，⑵継続雇用制度の導入，⑶定年制の廃止の年金制度，2002年に確定給付企業年金制度が創いずれかの措置（高年齢者雇用確保措置）を講設された。だが，既存の退職給付制度の変更にじることの義務化が，2004年の法改正で決定

は，従業員（労働組合）等との交渉も必要であ

し，2006年 4 月から施行された2）。なお，雇用り，簡単には変更できない。厚生労働省［2019］

確保措置の適用においては，企業の負担への激によれば適格年金（48,433事業主）のうち，確変緩和措置として，企業規模別の猶予期間が設

定給付企業年金に 2 割，確定拠出年金に 1 割，

けられた3）。2013年 4 月からは希望者全員の65

中小企業退職金共済制度に 3 割しか移行してお歳までの雇用確保が完全義務化されるとともらず，約 4 割の企業が制度の廃止に至っていに，雇用確保措置の対象者を限定する基準におる。厚年基金についても，2014年から2019年まいても，2025年までの12年間の経過措置を伴うでの 5 年間で他の企業年金への移行はなされ形で廃止された。高齢・障害・求職者雇用支援

ず，2013年度末には531基金であったのが，410

機構［2018］によれば，雇用確保措置が設けら基金が解散に至っている。このように移行が難れたあとも，退職金に関しては60歳定年を前提しい理由として，厚生労働省［2019］では財政とする給付設計を継続する企業が大半で，再検的負担や手続き上の負担があげられている。ま討が行われていないとしている。そこには，高た，中小企業庁［2006］でも移行の問題とし

齢者雇用制度を整えるにしても，支給開始年齢て，退職給付制度の改訂をパターン化することの引上げによる定年年齢の引き上げ部分に，新が困難であることや，投資経験がない従業員がたな賃金が生じるので，企業に一定の負担がか多く，確定拠出年金に移行した場合には想定利かってくる。例えば再雇用制度であれば，定年率通りの運用に不安をもっていることなどがあ

年齢に到達した従業員を一旦退職させたのち，げられている。

賃金体系などの労働条件を変えて嘱託職員等で一方で，厚生年金の支給開始年齢の引上げ

再び雇用する制度であることから，再雇用時のは，雇用制度にも大きく影響を与えた。高齢者

賃金と退職時の一時金がかかる。また，勤務延法に基づいて，1986年に60歳定年の努力義務化

長制度では定年年齢を設定し，その定年年齢にの施行以来，1990年に定年後再雇用の努力義務到達した従業員を退職させることなく，継続し化，1998年に60歳定年の義務化が施行された。

て雇用する制度であることから，定年年齢以降

78

証券経済研究第112号（2020.12）の賃金と退職給付制度の割増が生じてくる。さら，企業と従業員との長期的な関係を生み出す

らに定年制廃止に至っては，定年年齢を定めずとしている。Stock and Wise［1990］は，オプ

高い技術と豊富な人脈をもつ高齢者の雇用を継ション・バリュー・モデルを用いて，従業員が続することから，総人件費の割増しとなるであ

引退時期を選択する場合に，直ちに引退した場

ろう。

合と引退を先送りした場合の期待効用を比べて

ここで本研究が使用するデータ（後述する図退職時期を決めるとしている5）。国内における

表 1 ）を見ると，定年60歳の場合，再雇用制度研究としては，佐々木［2009］は，給付建てのを利用する中小企業は 6 割以上，大企業が 8 割

退職給付制度が企業の生産性との間に正の相関以上であり，勤務延長制度を採用する企業は少関係があることを実証した。特に，企業特殊的ない。そこで本研究では，定年60歳・再雇用と技能の重要性が高いと考えられる加工産業でそ

定年65歳以上とする企業の比較を中心に分析をの傾向が強いとしている。

行う。但し，勤務延長制度を利用する企業も一

さらに退職給付制度に関わる会計基準の変更

定数あるため，勤務延長制度（勤務延長と再雇は，企業の退職給付制度の運営に大きな影響を用の両制度を含む）についても推計を行う。ま

与え，結果的に雇用制度にも影響した。臼杵

た近年では，年金制度に関する改革が先に行わ［2003，2005］は，国際会計基準に準拠する形

れ，高齢者雇用に関する制度改正が追随していで2000年に導入された会計基準の変更によっる。そこで本研究では，企業の退職給付制度をて，退職給付引当金が損益計算書に計上される所与として，高齢者雇用制度の選択において，ことになり，退職給付制度は賃金と同様に人件定年を据え置いて再雇用制度を選択しているの費の一部として管理されることが強まったと指か，もしくは定年を65歳以上としているか企業

摘している。近年では企業の財務戦略と人的資の選択行動を分析する。

本投資とを融合する研究が注目されている。例
えば，Chemmanur 他［2013］は，企業の資本

Ⅲ．先行研究構成と人的資本（最高経営者（CEO）の報酬
や従業員の賃金）との関係を分析し，レバレッ

企業年金制度と長期雇用・賃金に関する先駆ジが高い企業ほど人的資本投資を行っているこ的な研究として Lazear［1979，1981］がある。

とを示している。企業の年金制度は，財務戦略

賃金の後払いに相当する給付建ての退職給付制の一部であり，本研究は高齢者の雇用問題だけ

度は，従業員が中途退職するとキャピタルロス

でなく，財務戦略と人的資本投資とを融合したが生じる。生涯貢献度（労働生産性）が生涯賃研究といえる。

金総額を上回る限り，従業員の離職を抑制する

企業の高齢者雇用は，公的年金制度との関連ため，優秀な人材の長期勤続と企業特殊的技能

性からも分析されてきた。特に，公的年金の給の蓄積に繋がり，生産性の向上を促すとしてい付水準や支給開始年齢の改定による高齢者の就4）

る 。 ま た，Ippolito［1985］ は 従 業 員 が 中 途業継続への影響を論じた研究が多くある。金

退職すると，将来の昇給などで受け取るはずの子・高橋［1997］は，高齢者の年金受給額と就退職給付の増加額が受け取れなくなることか業との関係を分析し，厚生年金の給付水準や企79

退職給付制度が高齢者雇用制度に与える影響

業年金の受給額が高ければ，高齢者の就業率は究・研修機構［2007］と清家・馬［2010］があ低下し，その効果は厚生年金のほうが大きいこる。労働政策研究・研修機構［2007］は，同機とを明らかとした。小川［1998］は，1986年の構の「高年齢者の継続雇用の実態に関する調

公的年金の制度改正によって実質給付額の減少査」を利用し，公的年金および企業年金の給付により，就業率が上昇したことを示している。

額と60歳以上の継続雇用率には有意な関係がな

石井・黒澤［2009］は，男性高齢者を対象に，いことを示している。同研究では，継続雇用率

1994年と2000年の年金制度改正が雇用形態に与を利用しているが，本研究では，雇用確保措置

6）

える影響を検証した 。推計結果から，年金給について定年を60歳に据え置いた再雇用制度

付額の引き下げと定額部分（基礎年金相当部と，定年を65歳以上とした場合とを比較してい分）の支給開始年齢の段階的な引き上げは，フる点が異なっている。清家・馬［2010］は，労ルタイム就業を上昇させ，非就業を低下させる

働政策研究・研究機構が2008年に実施した「高効果があったことを示した。このことから，就齢者の雇用・採用に関する調査」を用いて，賃業継続が年金の給付水準の低下や支給開始年齢

金カーブと定年および雇用確保措置との関係にの引き上げを補っていることが考えられる。

は，賃金カーブが急であるほど，企業が定年おさらに，高齢者法の効果を分析した研究としよび継続雇用の上限年齢を低く設定する傾向にては，山田［2015］は，特別支給の老齢厚生年あることを示している。したがって，年功賃金金の支給開始年齢引上げにより，1947年生まれ

が定年年齢と継続雇用の年齢に有意な影響を与コホートでは，公的年金の給付額は低下した

えていることを明らかにしている。これに対しが，高齢者法改正による高齢者の就業率の上昇て本研究は，賃金の延長であるだけでなく，企と企業年金支給率の上昇が，低所得者の経済状業の財務戦略の一部である退職一時金および年

況を改善したとしている。高山・白石［2017］

金制度と雇用確保措置との関係を分析している

では，給与所得者として20年以上勤務した2012

点が特長である。

年度末の年齢が56～69歳の男性を対象に，雇用確保措置の影響を明らかにした。分析の結果，Ⅳ．データの概要と推定モデル

大企業や正社員で，退職一時金制度や企業年金制度が整っている企業に勤務している高齢者は本研究では，厚生労働省「就労条件総合調

早期に退職するが，再雇用制度のある企業に勤査」（以下，当データとする）の企業の個票務している高齢者は就業停止が遅いことを示しデータを使用する。当データは，民間企業の就た。このことから，年金制度，雇用制度，賃金労条件の現状を明らかにするために，労働時間を考慮して，就業を選択していることがわか

制度や賃金制度を毎年調査したものである。こる。北村［2018］においても，公的年金の支給のなかで，退職給付制度（退職一時金制度や年開始年齢の引き上げと高齢者雇用との関係を分金制度）について，概ね 5 年に 1 回ごとに詳細

析し，高齢者の就業率の維持に高齢者法は一定に調査されている。本研究が取り上げる2006年の効果があるとしている。

の雇用確保措置の義務化は，厚生年金の支給開

本研究に近い既存研究として，労働政策研

80

始年齢の引き上げに応じて，65歳までの定年引

証券経済研究第112号（2020.12）

上げ，継続雇用制度の導入，定年制の廃止のうし，該当する企業を 1 とし，それ以外を 0 とすちのいずれかを講じなくてはならないとしている。定年を61～64歳とする企業および定年を60る。雇用確保措置の導入当初は，就業規則等に歳とし両制度なしは分析の対象としない7）。

より基準を設けて制度導入が可能であった。こ

説明変数 X には，退職給付制度として退職れに対して既存の退職給付制度については，社

一時金・年金制度の有無と，支給水準として退会背景で述べたように，変更には従業員（労働職一時金・年金掛金の金額を使用する。一時組合）等と交渉も必要であり，簡単には変更で金・年金制度には，「一時金制度のみ」，「年金きない。企業にとっては賃金や退職給付関連費制度のみ」，「一時金・年金両制度あり」を採用

用の負担増が見込まれるため，既存の退職給付

し，各項目に該当する場合は 1 とし，それ以外

制度（一時金・年金）の有無やその支給水準を 0 とするダミー変数を用いる。一時金は，当（退職一時金・年金掛金）を踏まえて，雇用確データの調査票にあるように，社内準備，中小保措置の選択を行うことが考えられる。

企業退職金共済制度，特定退職金共済制度，そそこで，本研究は2006～2016年のデータを使の他のどれか一つでも設けていれば，一時金制用し，一時金・年金制度の有無と退職一時金度があるとする。年金制度は，厚生年金基金

額・年金掛金を所与とし，企業の高齢者雇用制（上乗せ支給），確定給付年金，確定拠出年金度の選択行動を以下の推定モデルを利用して検（企業型），企業独自の年金のどれか一つでも該証する。

当する制度があれば，年金制度があるとする。
なお，推計では一時金および年金制度なしの企

Y＝β0＋β1X＋β2 大企業 ＋β（X×大企業 ）＋β4 Z＋ε3

業をベースに検証を行っている。
⑴

次に，退職一時金額・年金掛金については，
定年時に支給される 1 人あたり「退職一時金

ここで，Y は高齢者雇用制度に関する変数，

額」と，年金として拠出している 1 人あたり

X は退職一時金・年金制度の有無と退職一時「年金掛金」を使用する8）。退職一時金額につ金額・年金掛金の水準に関する変数，大企業はいては，当テータの調査票にあるように，退職

企業規模を表すダミー変数，Z はコントロール

一時金として企業が支払った額（解雇予告手当変数であり，βは推定する回帰係数，ならびを含む）をいい，退職引当金繰入額・累積額なにεは誤差項を表す。

どは除く。年金掛金は，同様に，中小企業退職

被説明変数 Y には，定年は60歳としたまま，金共済制度等，特定退職金共済制度，確定給付

雇用確保措置については勤務延長制度を採用す

年金，確定拠出年金（企業型）への掛金，そのる「定年60歳・勤務延長制度」，再雇用制度を他の退職年金の費用（それぞれ，労働者負担分採用する「定年60歳・再雇用制度」，両制度をを除く）の合算額である。本研究では，各年間併用する「定年60歳・両制度」を採用し，当該額を当データにある常用労働者のうち給与支払制度に該当する企業を 1 とし，それ以外を 0 と者数で除し，さらに12で除することで，他の項する。さらに，定年を65歳以上とするか，ある目と比較しやすいように労働者 1 人あたり月あいは定年を廃止する「定年65歳以上」を採用たりの金額を導出する。なお，企業規模に応じ81

退職給付制度が高齢者雇用制度に与える影響て退職給付制度・支給水準と高齢者雇用制度と業では定年を60歳とし，再雇用制度を導入するの関係が異なる可能性があるため，従業員数

企業が約 6 割であり，B の大企業では約 8 割

299人以下の中小企業を 0 ，300人以上の大企業となっている。退職給付制度の変数の特徴としを 1 とする変数「大企業」を用いる。

ては，同様に，A の中小企業では約半数の企コントロール変数には，既存の退職給付制度

業で一時金のみの制度があり，B の大企業でについては，変更には従業員（労働組合）等とは両制度がある企業が最も多い11）。パネル B

交渉も必要であり，簡単には変更できないことは2006年（同2,316），2011年（同2,302），2016

で，雇用確保措置に影響を与える可能性がある

年（同2,392）の退職一時金額・年金掛金の水ことから，労働組合の有無の「労働組合ダミー」

準と各雇用制度の平均値と標準偏差である。Aを使用する。また， 1 人あたり月あたりの「賃の中小企業は B の大企業と比較して，何れの9）金」 ，業種には 7 分類を採用し当該分類に属年においても退職一時金額および年金掛金は少しているか否かのダミー，都道府県は 8 圏域をない傾向にあることがわかる。

使用し，当該圏域に属しているか否かでダミー

ここで，本研究の推計方法には内生性の問題を作成する10）。なお，本来であれば，コントがある。本研究が主として分析する雇用確保措

ロール変数として企業属性を表す変数，たとえ置は2006年の高齢者法改正が対象である。一方

ば，従業員や財務的な特徴を表す変数も用いる

で年金制度については，2001年に確定拠出年金のが望ましいが，当データでは調査されていな

制度，2002年に確定給付企業年金制度が設けらいことから利用できない。

れた。年金制度の改正が先になり，高齢者雇用

本研究が着目する係数ベクトルはβ1および確保措置が後になるため，2006年以前に年金制β3であり，β1は中小企業の退職給付制度の有度を制定・改定した企業については，年金制度

無とその水準に対する高齢者雇用制度への感応と高齢者雇用制度とが同時決定される問題が生度（各雇用制度の選択確率への影響の度合い）

じる可能性が低い。しかし，中小企業に浸透しを表し，β3は大企業と中小企業との差を表す。

ていた適格年金の廃止や厚年基金の休止は2012

就労条件総合調査は毎年実施されているが，年以降であるため，2006年の高齢者法改正以降

調査内容は年ごとに異なっている。本研究が分では，同時決定の可能性がある。このような場

析の対象としている2006～2016年のうち，一時合，本来であれば，内生性を考慮した分析が必

金・年金制度に関する調査を実施しているのは要であると思われる。だが，調査票の総質問数

2008年と2013年，退職一時金額・年金掛金に関は多くなく，かつ質問内容が相互に関連していする調査を実施しているのは2006年，2011年なるため，年金制度のみに影響し，高齢者雇用制

らびに2016年である。本研究で利用する変数の度に直接は影響しない操作変数を見つけること

記述統計を図表 1 に示す。パネル A では2008は難しい。そのため，本研究では退職給付制度年（ 最 終 サ ン プ ル 数3,768） 及 び2013年（ 同を外生変数として取り扱うが，それによって推3,981）の一時金・年金制度と雇用制度の平均計結果が過大評価されている可能性があり，解値と標準偏差である。雇用関係の変数の特徴と釈には注意を要する。

しては，どちらの年においても，A の中小企

82

証券経済研究
図表 1

第112号（2020.12）

記述統計

パネル A：退職給付制度の有無
A 中小企業

B 大企業

Obs Mean Std.

Min

Max

Obs Mean Std.

Min

Max

2008年 定年60歳・勤務延長
2,180 0.094 0.292
定年60歳・再雇用
2,180 0.661 0.474
定年60歳・両制度
2,180 0.062 0.240
定年65歳以上
2,180 0.184 0.388
一時金・年金なし
2,180 0.168 0.374
一時金制度のみ
2,180 0.473 0.499
年金制度のみ2,180 0.098 0.297
一時金・年金両制度あり
2,180 0.261 0.440
労働組合
2,180 0.132 0.339
農業・鉱業・電気・水道業等
2,180 0.100 0.300
製造業
2,180 0.289 0.453
情報通信業
2,180 0.039 0.193
運輸・卸小売・金融・不動産業
2,180 0.374 0.484
技術・宿泊・飲食・生活関連・教育 2,180 0.085 0.279
医療・福祉2,180 0.033 0.178
その他
2,180 0.081 0.274
北海道圏域
2,180 0.043 0.202
東北圏域
2,180 0.072 0.258
東京圏域
2,180 0.138 0.345
関東圏域
2,180 0.173 0.378
中部圏域
2,180 0.196 0.397
近畿圏域
2,180 0.166 0.372
中国・四国圏域
2,180 0.115 0.319
九州圏域
2,180 0.099 0.299

0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
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0
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1
1
1
1
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1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1

1,588 0.034 0.181
1,588 0.866 0.341
1,588 0.045 0.208
1,588 0.055 0.227
1,588 0.070 0.255
1,588 0.251 0.434
1,588 0.218 0.413
1,588 0.461 0.499
1,588 0.447 0.497
1,588 0.051 0.220
1,588 0.293 0.455
1,588 0.057 0.232
1,588 0.420 0.494
1,588 0.053 0.224
1,588 0.024 0.155
1,588 0.102 0.303
1,588 0.025 0.156
1,588 0.046 0.209
1,588 0.119 0.324
1,588 0.340 0.474
1,588 0.161 0.368
1,588 0.162 0.369
1,588 0.072 0.259
1,588 0.075 0.263

0
0
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0
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1
1
1
1
1
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1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1

2013年 定年60歳・勤務延長
2,384 0.066 0.248
定年60歳・再雇用
2,384 0.643 0.479
定年60歳・両制度
2,384 0.072 0.258
定年65歳以上
2,384 0.219 0.414
一時金・年金なし
2,384 0.260 0.439
一時金制度のみ
2,384 0.516 0.500
年金制度のみ2,384 0.071 0.258
一時金・年金両制度あり
2,384 0.153 0.360
労働組合
2,384 0.110 0.313
農業・鉱業・電気・水道業等
2,384 0.081 0.273
製造業
2,384 0.263 0.440
情報通信業
2,384 0.041 0.198
運輸・卸小売・金融・不動産業
2,384 0.345 0.475
技術・宿泊・飲食・生活関連・教育 2,384 0.163 0.370
医療・福祉2,384 0.023 0.149
その他
2,384 0.084 0.278
北海道圏域
2,384 0.048 0.214
東北圏域
2,384 0.054 0.226
東京圏域
2,384 0.151 0.358
関東圏域
2,384 0.166 0.372
中部圏域
2,384 0.210 0.407
近畿圏域
2,384 0.161 0.367
中国・四国圏域
2,384 0.101 0.302
九州圏域
2,384 0.109 0.311

0
0
0
0
0
0
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1
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1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1

1,597 0.028 0.165
1,597 0.866 0.341
1,597 0.046 0.210
1,597 0.060 0.238
1,597 0.094 0.292
1,597 0.267 0.443
1,597 0.252 0.434
1,597 0.388 0.487
1,597 0.438 0.496
1,597 0.044 0.206
1,597 0.284 0.451
1,597 0.058 0.233
1,597 0.366 0.482
1,597 0.143 0.350
1,597 0.010 0.102
1,597 0.094 0.292
1,597 0.031 0.173
1,597 0.040 0.196
1,597 0.127 0.333
1,597 0.322 0.468
1,597 0.170 0.375
1,597 0.169 0.375
1,597 0.069 0.254
1,597 0.072 0.259

0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0
0

1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1

83

退職給付制度が高齢者雇用制度に与える影響
パネル B：退職給付制度の支給水準
A 中小企業
Obs Mean Std.

B 大企業

Min

Max

Obs Mean Std.

Min

Max

2006年 定年60歳・勤務延長
1,163 0.114 0.318
0
定年60歳・再雇用
1,163 0.702 0.458
0
定年60歳・両制度
1,163 0.100 0.300
0
定年65歳以上
1,163 0.083 0.277
0
退職一時金額1,163 0.094 0.173
0
年金掛金
1,163 0.060 0.114
0
賃金
1,163 2.944 0.938 0.67
労働組合
1,163 0.211 0.408
0農業・鉱業・電気・水道業等
1,163 0.128 0.335
0
製造業
1,163 0.340 0.474
0
情報通信業
1,163 0.028 0.166
0運輸・卸小売・金融・不動産業
1,163 0.304 0.460
0技術・宿泊・飲食・生活関連・教育 1,163 0.092 0.289
0
医療・福祉
1,163 0.033 0.180
0その他
1,163 0.073 0.261
0北海道圏域
1,163 0.041 0.199
0東北圏域
1,163 0.079 0.270
0東京圏域
1,163 0.136 0.343
0関東圏域
1,163 0.166 0.372
0中部圏域
1,163 0.241 0.428
0近畿圏域
1,163 0.146 0.353
0中国・四国圏域
1,163 0.110 0.313
0九州圏域
1,163 0.082 0.274
0

1
1
1
1
4.14
2.03
10.4
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1

1,153 0.045 0.207
01,153 0.835 0.372
01,153 0.062 0.241
01,153 0.059 0.235
01,153 0.158 0.299
01,153 0.156 0.271
01,153 3.213 1.305 0.02
1,153 0.590 0.492
01,153 0.072 0.258
01,153 0.350 0.477
01,153 0.045 0.207
01,153 0.381 0.486
01,153 0.052 0.222
01,153 0.014 0.116
01,153 0.086 0.281
01,153 0.027 0.163
01,153 0.033 0.179
01,153 0.109 0.311
01,153 0.326 0.469
01,153 0.196 0.397
01,153 0.161 0.368
01,153 0.076 0.265
01,153 0.072 0.258
0

1
1
1
1
2.7
3.59
15.7
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1

2011年 定年60歳・勤務延長
1,061 0.041 0.197
0
定年60歳・再雇用
1,061 0.794 0.405
0
定年60歳・両制度
1,061 0.061 0.240
0
定年65歳以上
1,061 0.104 0.306
0
退職一時金額1,061 0.118 0.478
0
年金掛金
1,061 0.057 0.111
0賃金
1,061 3.024 6.360 0.05
労働組合
1,061 0.203 0.402
0農業・鉱業・電気・水道業等
1,061 0.097 0.296
0
製造業
1,061 0.352 0.478
0
情報通信業
1,061 0.056 0.230
0運輸・卸小売・金融・不動産業
1,061 0.331 0.471
0
技術・宿泊・飲食・生活関連・教育 1,061 0.099 0.299
0
医療・福祉
1,061 0.007 0.085
0その他
1,061 0.058 0.233
0北海道圏域
1,061 0.031 0.175
0東北圏域
1,061 0.065 0.246
0東京圏域
1,061 0.148 0.355
0関東圏域
1,061 0.181 0.385
0中部圏域
1,061 0.197 0.398
0近畿圏域
1,061 0.160 0.367
0中国・四国圏域
1,061 0.108 0.311
0九州圏域
1,061 0.110 0.313
0

1
1
1
1
13.4
1.56
213
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1

1,241 0.020 0.139
01,241 0.914 0.280
01,241 0.042 0.200
01,241 0.024 0.154
01,241 0.127 0.258
01,241 0.128 0.235
01,241 3.969 21.75 0.18
1,241 0.516 0.500
01,241 0.051 0.220
01,241 0.307 0.462
01,241 0.061 0.239
01,241 0.382 0.486
01,241 0.101 0.302
01,241 0.005 0.071
01,241 0.092 0.289
01,241 0.026 0.158
01,241 0.043 0.203
01,241 0.117 0.321
01,241 0.343 0.475
01,241 0.166 0.372
01,241 0.170 0.376
01,241 0.076 0.264
01,241 0.061 0.240
0

1
1
1
1
3.99
6.26
476
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1

2016年 定年60歳・勤務延長
定年60歳・再雇用
定年60歳・両制度

84

1,158 0.062 0.241
1,158 0.718 0.450
1,158 0.089 0.285

0
0
0

1
1
1

1,234 0.019 0.137
1,234 0.857 0.350
1,234 0.051 0.219

0
0
0

1
1
1

証券経済研究
定年65歳以上
1,158 0.131 0.338
0
退職一時金額1,158 0.081 0.158
0
年金掛金
1,158 0.053 0.101
0賃金
1,158 2.724 0.941 0.43
労働組合
1,158 0.194 0.396
0農業・鉱業・電気・水道業等
1,158 0.050 0.218
0製造業
1,158 0.254 0.435
0
情報通信業
1,158 0.044 0.204
0運輸・卸小売・金融・不動産業
1,158 0.301 0.459
0
技術・宿泊・飲食・生活関連・教育 1,158 0.121 0.326
0
医療・福祉
1,158 0.167 0.373
0その他
1,158 0.064 0.244
0北海道圏域
1,158 0.033 0.178
0東北圏域
1,158 0.070 0.256
0東京圏域
1,158 0.156 0.363
0関東圏域
1,158 0.157 0.364
0中部圏域
1,158 0.191 0.394
0近畿圏域
1,158 0.164 0.370
0中国・四国圏域
1,158 0.102 0.303
0九州圏域
1,158 0.126 0.333
0

1
3.2
1.33
9.38
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1

第112号（2020.12）

1,234 0.073 0.261
01,234 0.101 0.159
01,234 0.118 0.238
01,234 2.982 1.325 0.12
1,234 0.484 0.500
01,234 0.044 0.204
01,234 0.235 0.424
01,234 0.050 0.217
01,234 0.311 0.463
01,234 0.117 0.322
01,234 0.156 0.363
01,234 0.088 0.283
01,234 0.033 0.179
01,234 0.059 0.235
01,234 0.145 0.352
01,234 0.271 0.445
01,234 0.188 0.390
01,234 0.146 0.353
01,234 0.071 0.257
01,234 0.088 0.283
0

1
3
5.52
43.3
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1

（注） 退職一時金額，年金掛金，賃金の単位は，給与支払者 1 人あたり月あたり10万円である。これら以外の変数はダミー変数である。

年，モデル⑸から⑻は2013年の結果である。なⅤ．分析結果お，退職給付制度の有無では，一時金・年金制
度が全くない企業をベースとする。この図表

本研究では，退職給付制度（一時金・年金）

で，一時金制度のみ，年金制度のみ，一時金・の有無とその支給水準（退職一時金額・年金掛年金両制度ありの回帰係数は中小企業の結果を金）の違いにより，高齢者雇用制度（定年60表し，これらの変数と大企業（従業員数300人

歳・勤務延長制度，定年60歳・再雇用制度，定以上）との交差項の回帰係数は，中小企業（従年60歳・両制度，ならびに定年65歳以上）の選

業員数299人以下）と大企業との差を表してい択に差異があるかを明らかにする。一時金・年る。

金制度の有無と高齢者雇用制度との関係につい図表 2 のパネル A のモデル⑴の結果から，ての推計結果を図表 2 に示す。本研究の分析で中小企業では一時金・年金制度がない企業に比は，線形確率モデル（Linier probability model）

べて，年金制度のみおよび両制度がある企業

を 利 用 し， 加 重 最 小 二 乗 法（Weighted leastは，定年60歳・勤務延長制度を選択する割合がsquares：WLS）で推計を行う。線形確率モデ

それぞれ，7.1％ポイントと7.6％ポイント有意

ルは，回帰係数の値をそのまま解釈できるたに低い結果が得られた（ 5 ％有意水準）。モデ

め，中小企業と大企業の差を明らかにする本研

ル⑵の結果からは，一時金制度のみ，年金制度究の分析方法として適している。標準誤差は，のみ，ならびに両制度ありの企業では，制度が分散不均一性を考慮したロバスト標準誤差を利ない企業に比べて，それぞれ，22.8％ポイン

用する。パネル A のモデル⑴から⑷では2008

ト，45.1％ポイント，37.1％ポイント有意に高85

退職給付制度が高齢者雇用制度に与える影響

く， 定 年60歳・ 再 雇 用 制 度 を 選 択 し て い るる傾向が，中小企業と比べて大企業では弱まっ（ 1 ％有意水準）。モデル⑶の結果から，一時金ている。

制度のみ，および両制度ありの企業では，それコントロール変数のなかでも興味深い変数とぞれ，4.5％ポイント，5.3％ポイント有意に高して労働組合があるが，2008年ではモデル⑵とく，定年60歳で勤務延長・再雇用の両制度を併⑷から，労働組合がない企業に比べてある場合用している（ 1 ％有意水準）。モデル⑷の結果

では，定年60歳・再雇用とする傾向が高く，逆から，一時金のみ，年金のみ，ならびに両制度に定年を65歳以上とする傾向が有意に低い結果がある企業は，定年を65歳以上にしていることとなった（ 1 ％有意水準）。

が，それぞれ，24.8％ポイント，38.0％ポイン

したがって，中小企業では，一時金や年金制

ト，34.8％ポイント有意に低いことが示された度がある場合には，定年を60歳に据え置いて再（ 1 ％有意水準）。したがって，中小企業では，雇用制度を採用（両制度併用）する企業が多

一時金や年金制度がある場合には，定年を60歳

く，勤務延長の採用や定年を65歳以上とする企に据え置いて再雇用制度を採用（両制度併用）

業が少ない。だが，大企業ではその傾向が弱まする企業が多く，勤務延長の採用や定年を65歳る。

以上とする企業が少ないことが明らかとなっ

パネル B では退職一時金額・年金掛金の水た。次に大企業については，モデル⑴，⑵，な準と高齢者雇用制度との関係を示す。パネル B

らびに⑷で，各退職給付制度の有無と大企業とのモデル⑴から⑷では2006年，モデル⑸から⑻の交差項が有意ではなく，中小企業と比べて差は2011年，ならびにモデル⑼から⑿は2016年のはない。だが，モデル⑶では一時金・年金両制結果である。退職一時金額と年金掛金の回帰係度ありと大企業との交差項が負で有意となる。

数は中小企業の結果を表し，大企業との交差項

係数の絶対値は中小企業に比べ大きいことかの回帰係数は，中小企業と大企業との差を表し

ら，中小企業とは違って，定年60歳に据え置いている。パネル A のモデル⑵から，2006年で，たまま両制度併用する傾向が大企業では弱まっ中小企業では年金掛金が多いほど，定年60歳・ている。

再雇用を選択する割合が有意に高い結果となっ2013年の推計結果を示すモデル⑸から⑻でた（ 1 ％有意水準）。モデル⑴では，中小企業も，中小企業では，一時金・年金制度と雇用制

では，年金掛金が多いほど，定年60歳・勤務延度の関係で，2008年とほぼ同様の傾向であっ長を選択する割合が有意に低く，モデル⑷よた。一方，大企業については，モデル⑸と⑺のり，退職一時金が多いほど，定年65歳以上を選

交差項は有意ではなく，中小企業との差異がな

択する割合が低い結果となった（ 1 ％有意水いと言える。しかしモデル⑹と⑻では，各退職準）。大企業は中小企業と比べて有意な差はな

給付制度と大企業との交差項が有意となっていかった。2011年の結果を示すモデル⑹と⑻かるものが多い。これらの交差項は中小企業と大ら，中小企業では掛金が高い場合，定年60歳・企業との差を表すが，係数の符号は逆転してお再雇用とする割合が有意に高まり，逆に定年65

り，絶対値が中小企業より小さいことから，定歳以上とする割合が有意に低下する（ 1 ％有意

年60・再雇用もしくは定年を65歳以上にしてい水準）。一方，大企業では交差項の符号が逆に

86

証券経済研究
図表 ２

第112号（2020.12）

WLS モデルの推計結果

パネル A：退職給付制度の有無
⑴

⑵

⑶

⑷

2008年
定年60歳
定年60歳
再雇用
両制度

⑸

⑹

⑺

⑻

2013年
定年60歳
定年60歳
再雇用
両制度

定年65歳
以上

0.182 ＊＊ 0.034 ＊（0.031） （0.016）
0.302 ＊＊ －0.028（0.046） （0.021）
0.345 ＊＊ －0.006（0.036） （0.020）
0.219 ＊＊ 0.031（0.054） （0.031）－0.092－0.061（0.061） （0.035）－0.164 ＊ －0.003（0.068） （0.037）－0.186 ＊＊ －0.035（0.060） （0.035）－0.248 ＊＊（0.029）－0.282 ＊＊（0.040）－0.345 ＊＊（0.030）－0.258 ＊＊（0.045）
0.198 ＊＊
（0.051）0.191 ＊＊
（0.055）0.249 ＊＊
（0.048）－0.0200.106 ＊＊ －0.010－0.076 ＊＊ －0.032 ＊＊ 0.123 ＊＊ －0.032 ＊（0.019） （0.028） （0.016） （0.019）（0.012） （0.025） （0.014）
0.022
0.041
0.006
－0.068
0.026
0.069
0.009
製造業
（0.029） （0.048） （0.026） （0.039）（0.023） （0.044） （0.026）－0.0020.125 ＊ －0.010－0.113 ＊0.002
0.106 ＊ －0.014
情報通信業（0.031） （0.057） （0.034） （0.045）（0.025） （0.051） （0.028）
0.007
0.004
－0.0320.017－0.0000.012
運輸・卸小売・金融・ 0.021（0.029） （0.049） （0.026） （0.040）（0.022） （0.043） （0.025）
不動産業
0.029
0.002
－0.0340.003
0.012－0.046－0.012
技術・宿泊・飲食・（0.036） （0.057） （0.025） （0.049）（0.023） （0.047） （0.025）
生活関連・教育
0.007
0.063
0.004
－0.074－0.004－0.247 ＊＊ 0.018
医療・福祉（0.048） （0.076） （0.040） （0.065）（0.029） （0.058） （0.037）
0.017－0.027－0.0130.023
0.025－0.068－0.034
それ以外（0.037） （0.060） （0.027） （0.053）（0.030） （0.055） （0.026）
0.111 ＊ －0.127
0.068－0.052－0.0160.097－0.003
東北圏域（0.044） （0.082） （0.036） （0.077）（0.041） （0.076） （0.049）
0.071 ＊ －0.000
0.051 ＊ －0.122－0.0230.057－0.035
東京圏域（0.032） （0.071） （0.024） （0.069）（0.034） （0.064） （0.041）
0.034－0.0380.053 ＊＊ －0.049－0.0140.102－0.033
関東圏域（0.024） （0.067） （0.017） （0.067）（0.034） （0.061） （0.040）
0.076 ＊＊ －0.029
0.027－0.075－0.0160.091－0.042
中部圏域（0.030） （0.069） （0.015） （0.069）（0.034） （0.062） （0.040）
0.067 ＊ －0.078
0.032 ＊ －0.020－0.0320.060－0.028近畿圏域（0.030） （0.070） （0.015） （0.070）（0.034） （0.063） （0.040）
0.066－0.0570.068 ＊＊ －0.076－0.0090.058－0.003
中国・四国圏域（0.034） （0.074） （0.024） （0.071）（0.037） （0.067） （0.045）
0.060－0.0290.038－0.0680.017
0.117－0.062
九州圏域（0.032） （0.076） （0.021） （0.075）（0.038） （0.066） （0.040）
0.053
0.422 ＊＊ －0.014
0.539 ＊＊
0.049
0.380 ＊＊ 0.090 ＊定数項（0.038） （0.081） （0.025） （0.079）（0.038） （0.071） （0.043）－0.059 ＊＊（0.020）－0.104 ＊＊（0.036）－0.094 ＊（0.043）－0.029（0.037）0.047（0.042）0.233 ＊＊
（0.057）0.077（0.050）－0.077（0.063）0.000（0.055）－0.055（0.052）－0.034（0.053）－0.001（0.054）－0.045（0.056）－0.071（0.056）
0.481 ＊＊
（0.061）

定年60歳
勤務延長－0.024（0.030）－0.071 ＊年金制度のみ（0.034）＊
一時金・年金両制度 －0.076（0.031）あり－0.071
大企業（0.037）0.002
一時金制度のみ（0.041）
×大企業
0.064
年金制度のみ×大企業 （0.046）
一時金・年金両制度
0.056
あり×大企業（0.040）
一時金制度のみ

定年65歳
以上

定年60歳
勤務延長

0.228 ＊＊ 0.045 ＊＊ －0.248 ＊＊0.032 ＊
（0.043） （0.015） （0.041）（0.016）0.451 ＊＊ 0.000－0.380 ＊＊0.007（0.048） （0.017） （0.041）（0.025）0.371 ＊＊ 0.053 ＊＊ －0.348 ＊＊0.006（0.045） （0.019） （0.041）（0.017）0.101
0.022－0.0530.007（0.077） （0.026） （0.077）（0.028）0.069－0.012－0.059－0.046（0.084） （0.033） （0.081）（0.032）－0.104－0.0110.050－0.025（0.086） （0.032） （0.080）（0.037）－0.010－0.071 ＊0.024－0.028（0.082） （0.032） （0.079）（0.032）

労働組合

標本数
F値

3,768
2.09

＊＊

3,768
17.26

＊＊

3,768
2.08

＊＊

3,768
13.34

＊＊

3,981
1.75

＊＊

3,981
29.36

＊＊

3,981
1.68

＊＊

3,981
25.29

＊＊

（注） 数値は回帰係数，括弧内はロバスト標準誤差を表す。コントロール変数として，産業ダミー（ベースを農業・林業・漁業・鉱業とする）と都道府県圏域ダミー（ベースを北海道圏域ダミーとする）を利用している。＊＊は有意水準 1 ％，＊は同 5 ％を表す。

87

退職給付制度が高齢者雇用制度に与える影響
パネル B：退職給付制度の支給水準
⑴

⑵

⑶

⑷

⑸

⑹

2006年
定年60歳
勤務延長
退職一時金額
年金掛金

定年60歳
再雇用

⑺

⑻

⑼

⑽

2011年

定年60歳
両制度

定年65歳
以上

定年60歳
勤務延長
＊＊

定年60歳
再雇用

定年60歳
両制度

定年65歳
以上

定年60歳
勤務延長

定年60歳
再雇用

0.110

－0.116－0.0050.039－0.012－0.021－0.064

0.098

0.121

－0.155（0.065）（0.032）（0.005）（0.021）（0.010）（0.014）（0.038）（0.085）（0.090）（0.052）－0.008－0.073－0.021－0.087（0.014）（0.018）（0.019）（0.024）－0.063

＊＊

0.083

＊＊

＊＊

－0.000－0.020－0.0160.097（0.023）（0.031）（0.017）（0.019）（0.013）（0.025）＊＊＊＊－0.036

＊＊

0.144

＊＊

（0.014）（0.029）＊－0.0890.100－0.010

0.007

0.016

－0.0120.043－0.215（0.068）（0.035）（0.014）（0.039）（0.020）（0.029）（0.037）（0.108）－0.014
退職一時金額×大企業 （0.099）

0.174－0.098－0.061－0.0660.284－0.035－0.184（0.133）（0.055）（0.088）（0.066）（0.109）（0.059）（0.069）

製造業
情報通信業

医療・福祉
それ以外
東北圏域
東京圏域
関東圏域
中部圏域
近畿圏域
中国・四国圏域
九州圏域

＊＊

＊

0.033

－0.134

0.062

0.040

0.037

－0.267（0.097）（0.133）（0.057）（0.089）（0.063）（0.111）－0.021－0.0040.082（0.015）（0.016）（0.031）（0.016）－0.000－0.002＊＊－0.0230.112（0.029）（0.035）－0.068＊＊（0.020）

＊

＊＊

＊＊

＊＊

＊＊

－0.0830.383（0.052）（0.138）＊＊＊＊＊－0.0340.206（0.095）（0.078）0.009－0.309（0.099）（0.095）

＊＊

＊＊

0.024

0.206

0.064

－0.341（0.065）（0.071）（0.046）（0.137）－0.042－0.044（0.024）（0.015）（0.033）（0.022）（0.025）－0.000

0.002

0.002

0.017

－0.016－0.003－0.036

＊

＊＊

0.118

＊＊

－0.0090.286（0.101）（0.091）－0.047＊－0.027－0.016

0.030

0.018

－0.031（0.013）（0.020）（0.014）（0.013）（0.000）（0.001）（0.000）（0.001）（0.012）（0.019）（0.011）（0.017）－0.031

0.072

0.020

－0.061－0.0110.079－0.018－0.0490.020－0.0390.044－0.025（0.042）（0.060）（0.040）（0.037）（0.030）（0.061）（0.040）（0.049）（0.022）（0.060）（0.023）（0.054）

0.004

0.111

－0.049－0.066

0.040

0.021

－0.0710.009－0.010

0.061

0.005

－0.057（0.054）（0.071）（0.042）（0.037）（0.040）（0.072）（0.039）（0.059）（0.026）（0.066）0.013
運輸・卸小売・金融・（0.044）
不動産業
0.028
技術・宿泊・飲食・
生活関連・教育＊＊0.013（0.091）

賃金

定年65歳
以上

（0.081）－0.045

労働組合

定年60歳
両制度

（0.053）0.033

年金掛金×大企業⑿－0.007（0.060）

大企業

⑾
2016年

（0.055）0.039－0.033－0.019－0.0040.094－0.054－0.0370.046－0.123（0.059）（0.038）（0.036）（0.032）（0.061）（0.038）（0.049）（0.025）（0.062）－0.026－0.0480.041－0.090（0.045）（0.052）（0.027）（0.064）－0.0590.097（0.075）（0.059）＊－0.0520.118－0.089（0.066）（0.096）（0.042）－0.065

0.001

0.074

（0.038）（0.034）（0.066）＊0.023－0.027－0.231（0.075）（0.033）（0.114）

0.148

0.111

0.025

－0.224（0.101）（0.033）（0.075）－0.025－0.0050.061－0.015－0.035－0.006（0.053）（0.079）（0.047）（0.057）（0.032）（0.082）（0.055）

0.050
0.093

＊

（0.045）－0.094－0.0400.085（0.096）（0.069）（0.056）＊－0.091－0.0890.087（0.084）（0.062）（0.041）＊

0.046－0.066－0.0580.077（0.039）（0.079）（0.062）（0.036）0.011－0.0980.096（0.010）（0.095）（0.048）0.027－0.0890.031（0.017）（0.086）（0.019）0.028（0.016）＊＊0.076－0.081－0.034

0.040

0.048

（0.043）（0.080）（0.062）（0.034）（0.018）＊0.055－0.067－0.017

0.029

0.034

（0.040）（0.080）（0.064）（0.032）（0.014）0.050－0.099（0.046）（0.086）＊0.123－0.195（0.068）（0.097）
＊＊

＊

0.053

（0.082）（0.023）0.028（0.027）0.121＊＊（0.039）（0.057）0.078（0.067）

0.056

0.008

－0.193（0.070）（0.026）（0.087）

0.082

0.103

（0.047）（0.082）－0.009－0.007－0.156

0.011

0.152

（0.085）（0.050）（0.103）（0.067）（0.088）0.031－0.024－0.134

0.027

0.131

（0.084）（0.042）（0.091）（0.061）（0.074）－0.0290.010－0.136

0.036

0.091

（0.078）（0.043）（0.088）（0.059）（0.071）

0.049

0.046

－0.046－0.045

0.025

0.066

（0.082）（0.041）（0.088）（0.058）（0.071）

0.039－0.0350.013－0.040

0.001

0.025

（0.079）（0.049）（0.086）（0.055）（0.067）－0.011－0.005－0.029－0.0130.047（0.083）（0.048）（0.094）（0.059）（0.074）－0.038（0.083）－0.189（0.021）＊

0.105（0.041）（0.094）0.019－0.080（0.018）（0.092）

＊＊

＊

0.013
（0.055）（0.020）

0.035
0.036

（0.026）（0.060）（0.085）（0.039）（0.042）

＊

0.064

＊

－0.143

0.014
0.037

＊

－0.052（0.070）（0.075）＊（0.026）0.021＊＊（0.103）－0.031（0.051）

＊

0.095

＊＊

（0.037）

＊＊

0.024

0.038

0.018

－0.099（0.025）（0.089）（0.050）（0.095）
＊＊

0.067

0.013

（0.067）（0.069）

0.110

0.630

0.088

0.172

0.012

0.790

0.053

0.145

0.054

0.809

0.050

0.087

（0.058）（0.098）（0.070）（0.053）（0.027）（0.091）（0.035）（0.084）（0.053）（0.114）（0.070）（0.099）

標本数

2,316

2,316

2,316

2,316

2,302

2,302

2,302

2,302

2,392

2,392

2,392

2,392

F値

1.54

定数項

＊＊

4.85

＊＊

1.84

＊＊

3.46

＊＊

1.78

＊＊

5.89

＊＊

2.11

＊＊

3.25

＊＊

2.20

＊＊

6.64

＊＊

2.06

＊＊

2.82

＊＊

（注） 数値は回帰係数，括弧内はロバスト標準誤差を表す。コントロール変数として，産業ダミー（ベースを農業・林業・漁業・鉱業とする）と都道府県圏域ダミー（ベースを北海道圏域ダミーとする）を利用している。＊＊は有意水準 1 ％，＊は同 5 ％を表す。

なり係数値が中小企業より大きいことから，こしたがって，退職給付制度の水準と高齢者雇れらの傾向は弱まる（ 5 ％有意水準）。また，

用制度では，中小企業では掛金が多い場合にモデル⑹と⑻より退職一時金においても同様のは，定年60歳・再雇用を選択する傾向が高くな傾向であった。2016年の結果を示すモデル⑼かるが，定年65歳以上を選択する割合は低くなら⑿においても，2011年とほぼ同じ傾向がみらる。一方，大企業ではこれらの傾向が弱まる。

れる。また，労働組合がある企業では定年60

図表 2 では線形確率モデルを利用した結果を歳・再雇用を選ぶ割合が大きく，定年60歳・両示したが，被説明変数が 0 と 1 をとる変数を利制度を選ぶ割合が低いことが明らかとなった。

用し，その確率を推計する場合に非線形モデル

88

証券経済研究
図表 3

第112号（2020.12）

Probit モデルの推計結果

パネル A：退職給付制度の有無
⑴

⑵

⑶

⑷

2008年
定年60歳
定年60歳
再雇用
両制度

定年60歳
勤務延長

⑸

定年65歳
以上

⑹

定年60歳
勤務延長

－0.126
0.581 ＊＊ 0.472 ＊＊ －0.732 ＊＊0.257 ＊
（0.146） （0.113） （0.180） （0.119）（0.129）－0.440 ＊1.345 ＊＊ －0.022－1.578 ＊＊0.067（0.216） （0.174） （0.257） （0.236）（0.240）－0.485 ＊＊ 1.014 ＊＊ 0.527 ＊＊ －1.247 ＊＊0.053（0.180） （0.131） （0.194） （0.157）（0.164）－0.4340.248
0.284－0.1280.074（0.256） （0.200） （0.285） （0.209）（0.260）－0.1180.272－0.205－0.437－0.399（0.305） （0.228） （0.319） （0.252）（0.303）0.350－0.202－0.103－0.063－0.316（0.363） （0.278） （0.386） （0.350）（0.374）0.222
0.255－0.744 ＊ －0.490－0.437（0.311） （0.235） （0.326） （0.280）（0.329）

一時金制度のみ年金制度のみ
一時金・年金両制度
あり
大企業
一時金制度のみ
×大企業
年金制度のみ×大企業
一時金・年金両制度あり×大企業
標本数
chi2値

3,768
52.74

＊＊

3,768
291.65

＊＊

3,768
44.87

＊＊

3,768
273.81

3,981
36.46

＊＊

⑺

⑻

2013年
定年60歳
定年60歳
再雇用
両制度

定年65歳
以上

0.469 ＊＊ 0.252 ＊（0.083） （0.123）
0.847 ＊＊ －0.348（0.155） （0.275）
1.017 ＊＊ －0.059（0.120） （0.173）
0.568 ＊＊ 0.245（0.152） （0.221）－0.184－0.437（0.182） （0.262）－0.2720.107（0.232） （0.358）－0.233－0.324（0.205） （0.279）－0.738 ＊＊（0.089）－0.897 ＊＊（0.173）－1.350 ＊＊（0.157）－0.762 ＊＊（0.161）0.505 ＊
（0.200）0.116（0.271）0.289（0.269）3,981
409.353,981
384.08

＊＊

＊＊

3,981
41.24

＊＊

＊＊

パネル B：退職給付制度の支給水準
⑴

⑵

⑶

⑷

⑸

⑹

2006年
定年60歳
勤務延長
退職一時金額
年金掛金

定年60歳
再雇用

定年60歳
両制度

定年65歳
以上
＊

＊

0.036

0.578

（0.324）（0.290）（0.293）（1.465）

＊＊

0.274

＊

－3.648

定年60歳
勤務延長－0.037－0.451

⑺

⑻

⑼

⑽

2011年

⑿

定年60歳
両制度

定年65歳
以上

定年60歳
再雇用

定年60歳
両制度

定年65歳
以上

定年60歳
勤務延長

－0.0900.751－1.491－0.557－1.422

0.403

0.635

－1.623（0.202）（0.430）（0.781）（0.502）（0.984）（0.442）（0.395）（0.686）－0.129－0.426－0.151－0.543（0.158）（0.169）（0.142）（0.137）＊＊－0.010－0.201

0.004

0.400

（0.155）（0.107）（0.126）（0.166）（0.182）（0.119）

＊

⑾
2016年

＊

＊

定年60歳
再雇用

＊＊

－0.2620.506（0.197）（0.112）

＊

＊＊

＊

0.220

－0.119－0.4643.230－3.630

0.424

1.493

－4.826－1.162－0.949

0.137

1.996

（0.395）（0.353）（0.351）（1.460）（1.905）（0.812）（0.837）（2.250）（2.021）（0.522）（0.525）（0.791）－0.090
退職一時金額×大企業 （0.638）

0.656－0.980－0.094－0.8571.216－0.022－1.875－1.623

2.044

0.037

－3.783（0.595）（0.641）（1.054）（0.970）（0.700）（0.822）（1.151）（1.089）（1.002）（0.936）（1.525）

大企業

＊

＊

＊

0.022

－0.2310.566－1.405－0.896－0.669－0.281

1.363－1.094－1.222－0.5483.129（0.700）（0.637）（0.702）（1.204）（1.572）（0.833）（0.971）（1.436）（1.710）（1.045）（1.016）（1.532）

標本数

2,316

2,316

2,316

2,316

2,302

2,302

2,302

2,302

2,392

2,392

2,392

2,392

chi2値

33.29

年金掛金×大企業

＊＊

75.20

＊＊

46.08

＊＊

64.41

＊＊

38.64

＊＊

100.38

＊＊

53.81

＊＊

64.41

＊＊

45.96

＊＊

108.98

＊＊

55.82

＊＊

59.97

＊＊

（注） 数値は回帰係数，括弧内はロバスト標準誤差を表す。コントロール変数として，賃金と労働組合，産業と都道府県圏域の各ダミー変数を利用している。＊＊は有意水準 1 ％，＊は同 5 ％を表す。

のほうがフィットしやすいことが考えらえる。

を検証しているが，このような場合，多項ロ

そこで Probit モデルによる分析を行い，結果ジットモデル（Multinomial logit model：Mlogit

12）の頑健性を確認する 。図表 3 のパネル A でモデル）を利用することできる。図表 4 は Mlogit

は退職給付制度の有無，パネル B では退職給モデルの推計結果である。図表 2 および図表 3

付 制 度 の 支 給 水 準 を 示 す。 推 計 結 果 か ら，と同じように，パネル A には退職給付制度のProbit モデルにおいても，図表 2 の WLS と同有無，パネル B には退職給付制度の水準を示

様の結論が導くことができる。

す。パネル A のモデル⑴から⑶は2008年，⑷さらに本研究では，高齢者雇用制度の選択にから⑹では2013年の結果を示す。図表 2 のパネ

おいて，その選択間に有意に差が生じているか

ル A と同様に，中小企業では定年65歳以上の89

退職給付制度が高齢者雇用制度に与える影響

企業と比べて，一時金・年金制度がある企業

ル B ではモデル⑴から⑶が2006年，モデル⑷は，定年60歳・勤務延長，定年60歳・再雇用，から⑹が2011年，モデル⑺から⑼が2016年の結定年60歳・両制度を選択する割合が多くなる傾果を示す。図表 2 のパネル B と同様に，中小向が確認できる。また，一時金のみと大企業の企業では定年65歳以上の企業と比べて，退職一交差項が負で有意であることから，大企業では時金額が多い企業は，定年60歳・再雇用，定年

これらの傾向が弱まることも確認できる。パネ

60歳・両制度を選択する割合が多くなる傾向が

図表 4

Mlogit モデルの推計結果

パネル A：退職給付制度の有無

一時金制度のみ年金制度のみ
一時金・年金両制度あり
大企業一時金制度のみ×大企業
年金制度のみ×大企業
一時金・年金両制度あり
×大企業

⑴

⑵

定年60歳
勤務延長

2008年
定年60歳
再雇用

0.658 ＊
（0.309）1.557 ＊
（0.648）0.886 ＊
（0.443）－0.657（0.578）0.482（0.730）1.141（1.017）1.513（0.818）1.308 ＊＊
（0.212）
3.091 ＊＊
（0.511）2.386 ＊＊
（0.305）
0.350
0.365
0.834
（0.464）0.305（0.738）1.129 ＊
（0.570）

標本数
Chi2値

3,768
365.2

⑶

⑷

⑸

⑹

定年60歳
両制度

定年60歳
勤務延長

2013年
定年60歳
再雇用

定年60歳
両制度

1.870 ＊＊
（0.445）2.350 ＊＊
（0.786）2.839 ＊＊
（0.514）0.749（0.689）0.339（0.790）0.270（1.118）－0.327（0.883）

1.378 ＊＊
（0.297）1.270 ＊
（0.586）2.038 ＊＊
（0.462）1.020（0.594）－1.333（0.715）－0.315（0.951）－0.661（0.915）1.217 ＊＊
（0.156）
1.647 ＊＊
（0.323）2.514 ＊＊
（0.323）
1.298 ＊＊
0.287
－0.716 ＊（0.364）0.027（0.539）－0.112（0.583）

1.342 ＊＊
（0.279）0.436（0.713）
1.829 ＊＊
（0.477）1.366 ＊＊
（0.504）－1.360 ＊（0.614）0.577（0.943）－0.411（0.802）

3,981
440.0

＊＊

＊＊

パネル B：退職給付制度の支給水準

退職一時金額
年金掛金
大企業
退職一時金額×大企業
年金掛金×大企業
標本数
Chi2値

⑴

⑵

定年60歳
勤務延長

2006年
定年60歳
再雇用

9.104 ＊
（3.998）－0.296（0.468）－7.891 ＊（3.987）1.719（3.439）1.575（3.833）9.172 ＊
（3.967）0.662（0.362）－8.351 ＊（3.932）2.071（3.257）
1.546（3.555）
2,316
146.5

⑶

＊＊

⑷

⑸

定年60歳
両制度

定年60歳
勤務延長

2011年
定年60歳
再雇用

10.162 ＊（3.992）0.451（0.421）－8.970 ＊（3.963）－0.103（3.432）
2.831（3.785）1.840（2.401）0.904（0.569）1.035（12.541）0.760（5.066）－4.119（6.814）2.247（2.079）0.960 ＊
（0.417）12.942（12.082）
4.060（2.665）－2.544（3.815）
2,302
155.4

⑹

＊＊

⑺

⑻

⑼

定年60歳
両制度

定年60歳
勤務延長

2016年
定年60歳
再雇用

定年60歳
両制度

－1.488（2.939）0.456（0.523）16.624（12.270）
3.197（3.431）－2.441（4.590）0.049（2.900）0.480（0.523）－9.660（7.026）
4.554（4.218）－11.572（6.001）3.457 ＊
（1.613）
1.187 ＊＊
（0.271）－4.251 ＊（1.843）8.327 ＊
（3.519）－6.827（3.543）4.284 ＊
（1.741）0.619（0.378）－3.567（1.999）7.786（4.041）－7.648（4.185）

2,392
168.9

＊＊

（注） 数値は回帰係数，括弧内はロバスト標準誤差を表す。コントロール変数として，賃金と労働組合，産業と都道府県圏域の各ダミー変数を利用している。＊＊は有意水準 1 ％，＊は同 5 ％を表す。

90

証券経済研究第112号（2020.12）

確認できる。但し，大企業ではこれらの傾向がでは，労働組合がある場合に，定年65歳以上を弱まることは確認できなかった。このように選択しない傾向が，大企業と中小企業で差がな

Mlogit モデルを利用しても，線形確率モデル

いことがわかる。パネル B の結果から，2008

や，Probit モデルを利用した場合と概ね同様

年では製造業と非製造業で，雇用確保措置へのな結果を得ることができる。

影響は同じ傾向にある。一方，2013年の製造業

最後にこれまでの結果について，さらに頑健では，定年60歳・再雇用を選び，定年65歳以上性を確認するために，データをサブサンプルにを選ばない傾向が弱まる。またパネル C の結分割して検証を行う。分割する方法としては，果から，東京・大阪とそれ以外では，推計結果

労働組合の有無，業種，および地域で分割すに大きな違いがないことがわかる。なお，支給る。業種については製造業と非製造業，地域に水準については，退職給付水準の違いによる雇

ついては東京・大阪とそれ以外にデータを分割用確保措置への影響は，サブサンプルの違いでする。パネル A は労働組合の有無，パネル B

混合結果（ミックスリゾルト）であった。これ

では製造業と非製造業，パネル C では東京・は，データが区分されることで標本数が限られ大阪圏とそれ以外の結果を示す。ここでは，紙ていることによるものと考えられる（図表の表

面を節約するために，高齢者雇用制度の選択に示なし）。

おいて，本研究が主眼とする定年60歳・再雇用

小括すると，中小企業では，一時金制度や年制度と定年65歳以上のみを示す。パネル A の金制度がある企業や，その水準が高いほど，定結果から，退職給付制度の違いによる雇用確保

年を65歳以上とするのではなく，定年を60歳と措置への影響は，労働組合の有無については，

して再雇用とする傾向が強い。一方，大企業で同様の傾向であることがわかる。但し，2013年

も，同様の傾向があるが，特に直近のデータに

図表 ５ WLS モデル（サブサンプル）の推計結果
パネル A：労働組合有無別の退職給付制度の有無
⑵－ 1

⑵－ 2

定年60歳再雇用
労働組合

あり

⑷－ 1
2008年

なし

1,228
2.28

＊＊

2,540
11.85

あり

＊＊

⑹－ 1

定年65歳以上

0.355 ＊＊ 0.215 ＊＊ －0.240
一時金制度のみ（0.132） （0.045） （0.139）
0.475 ＊＊ 0.462 ＊＊ －0.299 ＊
年金制度のみ（0.138） （0.050） （0.139）
0.455 ＊＊ 0.367 ＊＊ －0.278 ＊
一時金・年金両制度（0.128）（0.048） （0.141）
あり
0.317
0.083
－0.169大企業（0.198） （0.082） （0.209）－0.2470.112
0.137
一時金制度のみ×（0.208） （0.090） （0.206）
大企業－0.301－0.0700.184
年金制度のみ×大企業 （0.208） （0.095） （0.207）
0.037
0.132
一時金・年金両制度 －0.242
あり×大企業（0.200） （0.090） （0.206）
標本数
F値

⑷－ 2

1,228
0.95

⑹－ 2

定年60歳再雇用

なし

あり

⑻－ 1
2013年

なし

⑻－ 2

定年65歳以上あり

なし－0.244 ＊＊0.289 ＊
0.169 ＊＊ －0.233 ＊（0.043）（0.112） （0.033） （0.105）－0.391 ＊＊0.292 ＊
0.301 ＊＊ －0.180（0.045）（0.118） （0.052） （0.114）－0.355 ＊＊0.298 ＊＊ 0.359 ＊＊ －0.254 ＊（0.043）（0.111） （0.039） （0.104）－0.041
0.098
0.239 ＊＊ －0.187（0.082）（0.172） （0.057） （0.128）－0.092－0.169－0.0630.221（0.087）（0.181） （0.067） （0.133）－0.000－0.064－0.1410.108（0.086）（0.182） （0.078） （0.139）－0.018－0.044－0.180 ＊＊ 0.186（0.085）（0.177） （0.067） （0.131）
2,540
13.88

＊＊

1,149
2.68

＊＊

2,832
18.43

＊＊

1,149
1.76

＊＊

－0.243 ＊＊（0.030）－0.293 ＊＊（0.044）－0.357 ＊＊（0.033）－0.262 ＊＊（0.050）0.180 ＊＊
（0.058）0.184 ＊＊
（0.063）0.220 ＊＊
（0.054）
2,832
22.27

＊＊

91

退職給付制度が高齢者雇用制度に与える影響
パネル B：製造業・非製造業の退職給付制度の有無
⑵－ 1

⑵－ 2

定年60歳再雇用
製造業・非製造業

製造業

⑷－ 1
2008年

非製造業

⑷－ 2

⑹－ 1

定年65歳以上

製造業⑹－ 2

定年60歳再雇用

非製造業

製造業

非製造業

0.208 ＊
0.232 ＊＊ －0.265 ＊＊ －0.249 ＊＊0.005
一時金制度のみ（0.094） （0.049） （0.087） （0.047）（0.065）0.328 ＊＊ 0.517 ＊＊ －0.381 ＊＊ －0.396 ＊＊0.140
年金制度のみ（0.106） （0.051） （0.083） （0.049）（0.083）0.329 ＊＊ 0.380 ＊＊ －0.320 ＊＊ －0.362 ＊＊0.047
一時金・年金両制度（0.096） （0.051） （0.087） （0.046）（0.076）あり－0.0720.130－0.032－0.0640.091
大企業（0.199） （0.084） （0.191） （0.083）（0.136）0.248
0.040－0.077－0.0490.084
一時金制度のみ×（0.210） （0.092） （0.194） （0.088）（0.144）大企業
0.118－0.1670.063
0.052－0.116
年金制度のみ×大企業 （0.212） （0.093） （0.193） （0.087）（0.151）
0.143－0.022－0.0020.030－0.037
一時金・年金両制度あり×大企業（0.204） （0.090） （0.193） （0.086）（0.145）
標本数
F値

956
5.02

＊＊

2,812
19.70

956
3.35

＊＊

＊＊

2,812
15.04

＊＊

891
5.69

⑻－ 1
2013年

＊＊

⑻－ 2

定年65歳以上

製造業

非製造業

0.232 ＊＊ －0.081－0.298 ＊＊（0.035） （0.055） （0.033）
0.356 ＊＊ －0.135 ＊ －0.335 ＊＊（0.054） （0.061） （0.048）
0.457 ＊＊ －0.155 ＊＊ －0.420 ＊＊（0.037） （0.056） （0.034）
0.246 ＊＊ 0.005－0.291 ＊＊（0.059） （0.132） （0.049）－0.138 ＊ －0.093
0.254 ＊＊
（0.069） （0.133） （0.057）－0.171 ＊ －0.014
0.205 ＊＊
（0.079） （0.137） （0.064）－0.225 ＊＊ 0.014
0.272 ＊＊
（0.066） （0.134） （0.054）
3,090
26.75

891
2.46

＊＊

＊＊

3,090
26.09

＊＊

パネル C：東京・大阪の退職給付制度の有無
⑵－ 1

⑵－ 2

定年60歳再雇用
東京・大阪

東京・大阪

⑷－ 1
2008年

それ以外

⑷－ 2

⑹－ 1

定年65歳以上

東京・大阪

⑹－ 2

定年60歳再雇用

それ以外

東京・大阪

⑻－ 1
2013年

それ以外

⑻－ 2

定年65歳以上

東京・大阪

それ以外

0.246 ＊＊ 0.220 ＊＊ －0.366 ＊＊ －0.209 ＊＊0.248 ＊＊ 0.162 ＊＊ －0.296 ＊＊ －0.236 ＊＊一時金制度のみ（0.074） （0.052） （0.072） （0.050）（0.059） （0.037） （0.056） （0.034）
0.431 ＊＊ 0.457 ＊＊ －0.462 ＊＊ －0.351 ＊＊0.402 ＊＊ 0.274 ＊＊ －0.360 ＊＊ －0.258 ＊＊
年金制度のみ（0.096） （0.054） （0.083） （0.048）（0.075） （0.057） （0.059） （0.051）
0.443 ＊＊ 0.339 ＊＊ －0.434 ＊＊ －0.323 ＊＊0.408 ＊＊ 0.321 ＊＊ －0.369 ＊＊ －0.336 ＊＊一時金・年金両制度（0.076） （0.055） （0.076） （0.049）（0.064） （0.043） （0.058） （0.036）
あり
0.096
0.112
－0.115－0.0460.260 ＊＊ 0.212 ＊＊ －0.284 ＊＊ －0.256 ＊＊大企業（0.129） （0.091） （0.131） （0.089）（0.093） （0.067） （0.076） （0.057）
0.132
0.033
－0.009－0.065－0.109－0.1010.247 ＊＊ 0.190 ＊＊一時金制度のみ×（0.141） （0.099） （0.138） （0.094）（0.105） （0.077） （0.086） （0.064）
大企業－0.042－0.1360.077
0.062－0.247 ＊ －0.150
0.277 ＊＊ 0.175 ＊年金制度のみ×大企業 （0.154） （0.098） （0.139） （0.091）（0.111） （0.086） （0.083） （0.071）－0.0090.042
0.038－0.224 ＊ －0.174 ＊0.279 ＊＊ 0.241 ＊＊一時金・年金両制度 －0.020
あり×大企業（0.136） （0.097） （0.135） （0.092）（0.102） （0.075） （0.082） （0.060）
標本数
F値

1,219
11.77

＊＊

2,549
16.08

＊＊

1,219
10.06

＊＊

2,549
11.70

＊＊

1,466
15.97

＊＊

2,515
28.44

＊＊

1,466
12.02

＊＊

2,515
26.84

＊＊

（注） 数値は回帰係数，括弧内はロバスト標準誤差を表す。コントロール変数として，労働組合，産業と都道府県圏域の各ダミー変数を利用している。但し，サブサンプルに分割する変数を除く。＊＊は有意水準 1 ％，＊は同 5 ％を表す。

なるほど傾向は弱まっている。これらの結果る。近年，日本的雇用慣行が崩れているとするは，退職給付制度が長期雇用を促進するとして

既存研究（濱秋他［2011］）とも整合的な結果きた伝統的な既存研究と異なり，特に中小企業である。なお，大企業の直近のデータは中小企において，退職給付制度が60歳定年・再雇用を業と一部で異なる傾向であるが，この要因は，促進する制度として利用されている可能性があ

実際に大企業において退職給付制度と高齢者雇

92

証券経済研究第112号（2020.12）用との関係が変化しているのか，あるいはサン

することは困難であり，企業特殊的技能を蓄積

プルが異なるためか，定かではない。これらのした労働力を企業が容易に確保することが見込

検証は今後の課題としたい。

める。Lazear［1979］や Ippolito［1985］によれば，後払い賃金とみなされる退職一時金や年Ⅵ．結論

金においては，賃金が限界生産性を上回らない
限りは雇用を継続する。しかし，上回った場合

公的年金の給付水準の低下が予測されるなかには企業は賃金，退職金，年金を抑制することで，私的年金制度の整備と高齢者雇用の拡充がや，雇用を継続しない可能性がある。また，我進められている。これらの充実には企業が果たが国における研究との関連としては，経済環境す役割が大きいが，企業価値の最大化を図るなの変化により年功賃金や終身雇用を維持するこ

かで，退職給付制度と雇用制度について必ずしとが難しくなってきているとする Ono［2010］

も従業員への分配を充実させているとは限らなや濵秋他［2011］等の結果と本研究の結果は整い。そこで，本研究では退職給付制度の有無お合的であり，高齢者雇用に関しては，これまでよびその支給水準を所与とした場合に，雇用確の年功賃金と長期雇用からなる日本的雇用慣行

保措置の義務化後の企業の高齢者雇用制度の選とは異なる考え方を我が国の企業が採用してい択行動を明らかにした。本研究の結果から，退ることを示唆するものである。

職給付制度がある場合，および支給水準が多い

労働者にとって定年60歳で再雇用とするのは場合には，退職を促進させて高齢者雇用制度で雇用条件が不利になるとしても，労使の合意が再び雇用する方法を採用する傾向が認められ得られやすい点はいくつかある。退職金・年金た。具体的には，中小企業では，退職給付制度

および賃金の短期的な総受取額が，それほど低（一時金・年金）がない企業に比べて，退職一下しないとすれば，受け入れやすい制度になっ

時金制度，年金制度，ならびに両制度がある企ているものと思われる。また退職金を利用して業では，定年を60歳に据え置いて再雇用制度を

住宅債務の繰上返済が可能であり，退職給付制とる企業が有意に多く，定年を65歳以上にして度には優遇税制がある。さらに，長期的にみれいる企業は低い結果が得られた。一方，大企業

ば総受取額で労働者側に不利となるものであっでは，それらの傾向が弱まることが示された。

ても，一時金による金融資産の増加は，現在バ支給水準（退職一時金額・年金掛金）と高齢者イアス（Present Bias）等により，多額の利益

雇用制度においても同様の結果であった。中小を得たという認識を生じさせている可能性があ企業では，退職一時金額や年金掛金が高いほる（O’Donoghue and Rabin［1999］）。 本 研 究ど，定年を60歳・再雇用とする傾向が強まり，の結果から，労働組合がある場合に，定年60

定年を65歳以上とする傾向は弱まる。

歳・再雇用とする傾向が高く，逆に定年65歳以これらの結果は，定年を延長することで要す

上とする傾向が低いことが示されたが，労働組るコストが再雇用制度を選択するコストを上回

合がこのような雇用条件を受け入れることを許ることが要因として考えられる。高齢者従業員

容していると考えられる。

が，当該時点の賃金水準を維持して他社に転職

一方，大企業でも中小企業と同様の傾向が確

93

退職給付制度が高齢者雇用制度に与える影響

認されるものの，その傾向は弱まることについ運用に関する指針（平成24年厚生労働省告示第560号）ては，大企業のほうが労働関連の社会的問題に意事項が記されている（高年齢者雇用確保措置の実施及敏感である可能性が高い。近年，同一労働同一賃金を巡って労使間での訴訟事案が続いておに，賃金・人事処遇制度の見直しが必要である場合の留び運用に関する指針第 2 の 4 ）。
3） 301人以上の大企業では2009年 3 月末まで，300人以下の中小企業では2011年 3 月末までに，労使協定ではなくり，再雇用による大幅な賃金低下と職務内容の就業規則等により基準を定めて，当該基準に基づく制度

近似性が争われ，労働者側に有利な判決となる

4） 大久保［2016］は，日米の退職給付制度と雇用との関場合もある13）。そこには，企業が60歳以降の従5） 大 石［2000］ と 大 石・ 小 塩［2000］ で は， オ プ シ ョを導入することができた。
係についてサーベイしている。

業員に対して，現役期と近似的な職務内容を期

ン・バリュー・モデルを用いて社会保障資産発生額と生待する場合，賃金の大幅削減は難しいと認識さをピークに引退者は65歳に至るまで急激に増加するが，れ，再雇用の利点が薄らいできている可能性がある。

涯効用に注目し，厚生年金支給開始年齢に相当する60歳
在職老齢年金制度によって60歳前半の引退確率は上昇するとしている。
6） 石井・黒澤［2009］は，57～69歳の男性で55歳当時雇退職給付制度と高齢者雇用の今後を展望する用者であった者に限定し，調査時点に自営業・家族従業者および役員を除外したサンプルで分析を行っている。

とき，確定拠出年金制度の拡がりにより，現役雇用形態をフルタイム，パートタイム，失業，非就業の期の運用成績の違いが，退職給付額の水準に従プールして多項ロジットモデル）と構造型モデル（2000

業員間で差が生じることになる。必要とする資年データを使用してヘックマン 2 段階推定）を利用して産形成に到達できた従業員は，比較的早い退職

7） 本研究が使用するデータで，全標本数に占める定年を（リタイア生活）を望み，継続雇用を希望しな

4 つに分類し，誘導型モデル（2000年～2004年データを分析を行った。
61歳から64歳とする割合は2.4％から3.4％を推移する。
8） 本来は年金現価で捉えるべきであるが，年金現価へのい一方で，運用成績が芳しからず，十分な老後計算は前提条件に依存するため，本研究では支給水準と資産を得られなかった従業員は65歳，70歳と高9） 毎月決まって支給する給与（12か月合計の税込み額）

齢期までの継続雇用を希望することも予想されを利用する。これは予め定められた支給条件により毎月る。したがって退職給付制度と高齢者雇用との手当（通貨で支払ったものに限る。 2 か月以上まとめてして年金掛金を利用する。

支給する給与をいう。基本給等の他に，家族手当，通勤関係の問題は，高齢期のみに起こるのではな

支払ったものを含む）等の各種手当，超過勤務手当等のく，入社した時からはじまっているものとも言

10） 7 業種については，農業，林業，漁業，鉱業，採石え，これらの影響の分析が課題である。さらを「農業・鉱業・電気・水道ダミー」，製造業を「製造業支払額を含む。
業，砂利採取業，建設業，電気・ガス・熱供給・水道業に，本研究では既存の退職給付制度の変更が難

ダミー」，情報通信業を「情報通信業ダミー」，運輸業，しい現状を踏まえ，退職給付制度が高齢者雇用

物品賃貸業を「運輸・卸小売・金融・不動産業ダミー」，

郵便業，卸売業，小売業，金融業，保険業，不動産業，制度の選択に影響を及ぼすことを想定してい学術研究，専門・技術サービス，宿泊業，飲食サービス

る。だが，退職給付制度と高齢者雇用制度には食・ 生 活 関 連 ダ ミ ー」， 教 育・ 学 習 支 援 業 を「 教 育 ダ

同時決定の可能性があるが，これら内生性の影
響は本研究の今後の課題である。

業，生活関連サービス業，娯楽業を「技術・宿泊・飲ミー」，医療，福祉を「医療・福祉ダミー」とする。 8 圏
域については，北海道を「北海道圏域ダミー」，青森県，岩手県，秋田県，宮城県，山形県，福島県を「東北圏域ダミー」，東京を「東京圏域ダミー」，茨城県，栃木県，
群 馬 県， 埼 玉 県， 千 葉 県， 神 奈 川 県 を「 関 東 圏 域 ダ

注1） 企業年金の積立不足の状況は，財務諸表の注釈には既に記載されていた。

ミー」，新潟県，富山県，石川県，福井県，山梨県，長野
県，岐阜県，静岡県，愛知県を「中部圏域ダミー」，三重県，滋賀県，奈良県，和歌山県，京都府，大阪府，兵庫2） 高齢者の労働条件については，基本的には労使の間で県を「近畿圏域ダミー」，岡山県，広島県，鳥取県，島根

協議して決定すべき事項であるが，高齢者法第 9 条第 3

県，山口県，香川県，徳島県，愛媛県，高知県を「中項に基づいて策定した高年齢者雇用確保措置の実施及び国・四国圏域ダミー」，福岡県，佐賀県，長崎県，大分94

証券経済研究
県，熊本県，宮崎県，鹿児島県，沖縄県を「九州圏域ダミー」とする。
11） 定年年齢が記入されていない標本等があるため，継続第112号（2020.12）

齢者の就業・引退行動」『季刊社会保障研究』第33巻，第 2 号，177-190頁．

雇用制度の合計が100％にならない。なお，「定年60歳で北村智紀［2018］「厚生年金の支給開始年齢引き上げ

再雇用制度および勤務延長制度なし」と「定年61歳以上と2013年高年齢者雇用安定法改正の高齢者雇用

64歳以下」を除くことで，2008年の有効回答数は4,047件から最終サンプルは3,768件，2013年は4,204件から3,981に与える効果」『統計研究彙報』第75巻， 1 -20

件，2006年 は3,049件 か ら2,316件，2011年 は2,417件 か ら頁．

2,302件，2016年は2,613件から2,392件に減少している。
2006年で脱落サンプルが多いのは改正高齢者法が施行された年であるため，再雇用制度も勤務延長制度も整えられていなかったことによる。
12） Probit モデルは非線形のモデルであるため，通常であれば限界効果を算出して，説明変数のインパクトを検証することが多い。だが本研究では，大企業と中小企業の差を比較するため交差項を採用するが，交差項は限界効

清家篤・馬欣欣［2010］「企業における高齢者雇用の年齢制限の決定要因一年功賃金の影響を含む実証分析」『労働政策研究報告書』第120巻，23-65
頁．
厚生労働省［2019］「企業年金の普及・拡大について果が算出されないことから，図表 3 では推計結果の係数（第 5 回社会保障審議会企業年金・個人年金部

値をそのまま示す。そのため，係数値の大小を含めて，

会）」https://www.mhlw.go.jp/content/10600000/

モデル間の比較ができないことに注意を要する。Mlogit
モデルでも同様である。
13） 2018年の長澤運輸事件・最高裁判決などがある。

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参

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文

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足立泰美（甲南大学経済学部教授）
北村智紀（東北学院大学経営学部教授，
ニッセイ基礎研究所客員研究員）