NFI リサーチ･レビュー
2011 年 11 月号

*** 論

文 ***

近年の雇用調整の決定要因における男女差の分析
社会システム研究所 主任研究員-------------------------------------------- 要

約

中嶋

幹

--------------------------------------------

一般に、職務を遂行する上で男女の能力や役割に差がないのであれば、雇用調整における男女差は生じないと考えられる。しかしながら、これまでの研究によれば、しばしば雇用調整における男女差がみられることが明らかにされている。そこで本稿では、企業における女性活用が本格的に進展しつつある昨今の状況を踏まえて、リーマンショック後の2008 年度と 2009 年度について、雇用調整の決定要因における男女差の分析を行うことにする。
分析の結果、早期退職や会社都合に伴う離職者は男性に多くみられる傾向があり、とりわけ、転籍に伴う離職者は男性が多い様子がみられた。一方、男性に比べて、女性は自己都合に伴う離職者比率が高いことが明らかとなった。
さらなる分析によれば、企業が経常赤字に陥ると、男性の場合は早期退職に伴う離職者比率が高まるのに対して、女性の場合は採用者比率が抑制される傾向が明らかとなっている。この採用者比率の抑制傾向は、管理職比率と平均勤続年数によって説明される点も女性特有の傾向であった。
これらの分析結果は、近年の雇用調整の離職者の状況において男女差がみられることを示すものである。しかしながら、雇用調整の決定要因における男女差の分析結果を踏まえると、少なくとも企業特有の技能の蓄積が低いことを理由として、女性が雇用調整の対象となったことを示唆するものではないと思われる。

2011/11/25

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本レポートは、信頼性の高いデータから作成されておりますが、当社はその正確性・確実性に関し、いかなる保証をするものではございません。本レポートは情報提供を目的としており、投資勧誘を目的としたものではございません。証券投資に関する最終判断は、投資家ご自身の判断でなさるようにお願いいたします。本レポートの転用および販売は固く禁じられております。本
レポートの著作権は、当社に帰属いたします。

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目次
1. はじめに
2. 雇用調整の決定要因
3. 分析方法
4. 分析結果
5. おわりに

1. はじめに
リーマンショック以降、世界同時不況の影響などにより、わが国の雇用情勢は大変厳しいものとなっている。図表 1 に示すように、リーマンショックが発生した 2008 年 9月以降、完全失業率は急速に悪化し、2010 年後半まで 5％を超えて推移している。また、この期間の求職理由別の完全失業者数についてみると、勤務先の都合や定年などによる雇用契約の満了に伴う「非自発的な離職による者」が大幅に増加し、2008 年 12月以降において、自分や家族の都合による「自発的な離職による者」を大きく上回る様子がわかる。わが国企業の雇用調整の特徴として、希望退職を含めた従業員の解雇は、採用の抑制、臨時労働者の削減、配置転換、操業時間の短縮、出向などの手段を講じた
後の最後の手段であるといわれている（駿河，1997）。従って、非自発的な離職による者の完全失業者数が大幅に増加した背景には、多くの企業が、最後の手段としての従業員の解雇に踏み切ったことがあると考えられる。
一般に、職務を遂行する上で男女の能力や役割に差がないのであれば、雇用調整の決定要因における男女差は生じないと考えられる。しかしながら、詳細は次節で述べるよ
うに、しばしば男女差がみられることが、これまでの研究によって明らかにされている。
昨今では、女性活用に取組む企業が増えており、今や男性と同等の活躍が期待されている。従って、企業における女性の本格的な活用が進展しているならば、雇用調整の決定
要因における男女差は生じないものと考えられる。本稿の問題意識はこの点にある。そこで本稿では、リーマンショック後の 2008 年度と 2009 年度のデータを用いて、雇用調整の決定要因における男女差の分析を行う。

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図表 1

完全失業率と完全失業者数（求職理由別）の推移
（万人）
200

（％）
15
完全失業率（左軸）
非自発的な離職による者（右軸）
自発的な離職による者（右軸）

10
100
5

0

0
2002

2003

2004

2005

2006

2007

2008

2009

2010

2011
（年）

（出所） 総務省統計局『労働力調査』より NFI 作成

本稿は、次のように構成される。まず、第 2 節では、これまでの主な研究から雇用調整の決定要因について概観する。続いて、第 3 節において分析方法を述べた上で、分析結果を第 4 節に示す。最後に、第 5 節では、本分析の結果をまとめるとともに、今後の課題について述べる。

2. 雇用調整の決定要因分析に先立って、雇用調整の決定要因について、これまでの主な研究を概観する。一般的には、企業の雇用調整は、企業価値を高める最適な雇用量を達成するように行われる1。従って、男性従業員と女性従業員の間に、職務遂行の能力や職務の役割に差がな
いのであれば、雇用調整の決定要因における男女差は生じないと考えられる。しかしながら、これまでの主な研究についてみると、必ずしもそのような結果を示していない。
例えば、村松[1981]は、製造業における日本と米国の比較を行うことにより、両国に共
1 実際には、人員を増やす場合には採用活動や訓練に伴うコストが発生するほか、雇用を削減する場合には組合との交渉や従業員のモラル低下といったコストが発生するため、瞬時に最適な雇用量が実現されるわけではない。従って、企業が雇用量を毎期少しずつ調整するようなモデル（部分調整モデル）を仮定するのが一般的である。このようなフレームワークによる最近の分析として、阿部[2005]、雨宮[2009]、野田[2006]、安井[2005]が挙げられる。

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通する雇用調整の決定要因として、女性従業員比率が高いほど雇用調整が早い傾向があると述べている。この結果について、村松[1981]は特殊技能仮説の観点から解釈を試みている。特殊技能仮説とは、その企業にしか通用しないような企業特有の技能が必要とされる企業ほど、企業自身がその訓練費用をコストとして負担する割合が高くなるため
2、
いったん訓練を受けた労働者を企業内に留めておこうとする誘因が働くことを指す。

即ち、この仮説に依拠すれば、男性に比べて、女性は企業特有の技能の蓄積が低いため、雇用調整の対象になりやすいと解釈できる。女性の技能の蓄積が低い理由について、村松[1981]は、家庭における伝統的な役割により、企業への定着率が低く、短時間就業を選好する傾向が強いと考えられると述べている。
村松[1981]の結果は、1970 年代のデータを分析の対象としており、リーマンショッ
ク以降の状況に当てはまるとは限らない。同様に、「家庭における伝統的な役割」についても、昨今では変化していると考えるのが自然である。しかしながら、村松[1981]
が指摘した点については、1990 年代前半までのデータを分析した阿部[2005]においても、同様の傾向が確認されている。阿部[2005]は、1976 年から 1994 年まで継続してデータが得られる企業を対象とした分析を行い、男性に比べて女性の雇用の拡大と縮小の規模が大きいことを示している。この結果は、村松[1981]が指摘する訓練費用などの雇用調整に伴う女性のコストが、男性と比較して相対的に小さいことを示唆するものと考えられる。さらに、阿部[2005]は、雇用調整の速度を推定した上で、女性の雇用調整
速度が男性を上回ることを明らかにしている。これらの知見は、企業特有の技能の蓄積が低いと考えられる女性を中心に雇用調整が進展したことを示唆するものであり、特殊技能仮説と整合的な結果を示していると考えられる。従って、女性の本格的な活用が進展しつつある現状において、雇用調整に男女差がみられるかどうか確認しておくことは重要である。
上述の研究結果は、雇用調整に伴う男女のコストの違いを反映したものと考えられる
が、雇用調整の際に生じるコスト自体が、企業の財務状況によって変化する場合もある。
駿河[1997]は、2 期連続の赤字または 1 期の大きな赤字が大幅な雇用調整をもたらすというわが国の雇用調整の経験則に注目して、過去に複数回の赤字と大幅な雇用調整を経

2 この企業特有の技能は他の企業では通用しないと仮定されるため、労働市場では評価されないことから、技能習得の有無は賃金水準に影響しない。従って、従業員自身が訓練費用を負担するインセンティブが存在しないため、代わりに企業が負担する必要が生じる。

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験した企業を中心とする 5 社を対象とした分析を行っている。その結果、赤字を明示的に考慮したモデル3の当てはまりが最もよく、赤字期の雇用調整が速まることを明らかにしている。この点について、駿河[1997]は、黒字期や小さな赤字期には解雇などに伴う組合との交渉が難航することから雇用調整が限定的とならざるを得ないのに対して、2 期連続の赤字または 1 期の大きな赤字期には、労使双方の企業存続への危機感か
ら雇用調整に伴うコストが低下すると述べている。
雇用調整に影響を与える要因は、雇用調整に伴うコストに限らない。最近の研究によれば、企業のガバナンス構造が雇用調整に影響を与えることが明らかとなっている。例
えば、野田[2006]は、電気機器、機械の産業に属する上場企業 186 社の 1991 年度から
2000 年度のパネルデータ4を用いて、経営者の出自や株式所有構造5、メインバンク制などのガバナンス構造が雇用調整に与える影響について検討している。
具体的には、一般の従業員の中から内部昇進した経営者が経営する企業（内部昇進企業）とオーナーまたはオーナー一族が経営する企業（オーナー企業）の 2 つに分類した上で、株式所有構造とメインバンクが雇用調整に与える影響について分析している。
分析の結果、内部昇進企業では、黒字期の場合、メインバンクや安定株主は雇用調整を遅らせて雇用を安定化させるのに対して、赤字期の場合は、メインバンクや安定株主などの外部からの圧力や介入によって雇用調整が行われることを明らかにしている。これ
らの結果は、内部昇進企業は雇用調整に対して消極的であることを示すものである。その理由として、従業員の中から内部昇進した経営者は、雇用保障を重視する傾向が考えられる。
これに対して、オーナー企業では、雇用調整が速い傾向があり、赤字期には、さらに調整を速めることが明らかにされている。他方、メインバンクや安定株主は、黒字期の場合は影響を与えないものの、赤字期には雇用調整を遅らせる傾向がある。この点について、野田[2006]は、オーナー企業の経営者は短期的な観点から雇用調整を速めるのに対して、メインバンクや株主は長期的な観点から雇用調整を遅らせると解釈している。
外国人株主の影響についてみると、内部昇進企業とオーナー企業の双方において、雇用3

具体的には、企業利益が黒字の場合と赤字の場合の雇用調整速度が異なるモデルを想定している。
パネルデータとは、同一主体の時系列方向のデータが複数のクロスセクション・データとして入っているものである。
例えば、上場企業のデータ（クロスセクション・データ）が、10 年分（時系列方向のデータ）揃っている場合はパネ
ルデータとよばれる。
5 個人株主や大株主、外国人株主等の株主の分布状況を株式所有構造という。
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調整を速める傾向が確認されている6。
以上の研究は、雇用調整の決定要因を明らかにすることに焦点が当てられており、実際にどのような雇用調整が行われたのかについては触れていない。しかしながら、雇用調整には、賞与の削減といった比較的軽微なものから、時短、新卒採用の抑制、指名解雇に至るまで、様々な手段がある。従って、これまで明らかにされた雇用調整の決定要
因は、企業の雇用調整手段の選択にも影響を与えると考えられる。また、これらの手段
は、補完的に行われる場合もあれば、代替的に行われる場合もあると考えられる。このよ う な 観 点 か ら 、 具 体 的 な 雇 用 調 整 の 手 段 に 注 目 し た 論 文 と し て Abe andShimizutani[2007]が挙げられる。彼らの研究の特徴は、雇用過剰感やリストラ施策について、経営者に直接ヒアリングしたサーベイ調査をもとに分析した点にある。より具体的には、2001 年度の企業行動に関するアンケート調査（内閣府）、役員四季報、および財務データが得られる 317 社を対象に、ガバナンス構造が雇用調整に与える影響を分析している。彼らは、従業員の中から内部昇進した役員が取締役会に占める割合（内部者比率）によって、雇用調整の手段が異なることを見出している。即ち、内部者比率が低い企業では、解雇や早期退職を実施する傾向があるのに対して、内部者比率が高い企業では、新卒採用を抑制する傾向があることを明らかにしている。この結果は、内部昇進企業の雇用調整が遅いことを明らかにした野田[2006]と整合的なものとなっている。
本節では、雇用調整の決定要因を中心に、これまでの研究を概観してきた。そこでは、雇用調整に男女差がみられることを指摘する先行研究が散見された。これらの研究はい
ずれも、女性を中心に雇用調整が進展したことを示唆するものである。従って、前述したように、企業による女性の本格的な活用が進展しつつある現状において、近年の雇用調整に男女差がみられるか確認しておくことは重要であると考えられる。とりわけ、女性における技能の蓄積の低さに起因する雇用調整が行われたのであれば、昨今の女性活用の進展に対する大きな反証となりうる。そこで本稿では、これまでの研究から明らかにされている、男女以外の雇用調整の決定要因を考慮した上で、雇用調整の決定要因における男女差の分析を行う。

6 同様の研究として、雨宮[2009]が挙げられる。

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3. 分析方法
本節では、東証 1 部に上場する一般事業会社を対象に、Abe and Shimizutani[2007]のアプローチにならって、雇用調整の手段に注目した雇用調整の男女差に関する分析を行う。具体的には、新卒採用者数と離職者数などの雇用者数に関するデータを被説明変数とする回帰分析を行うことにより、男女別に雇用調整の決定要因に関する推定を行う
7。
とりわけ、女性における技能の蓄積に関連すると考えられる、平均勤続年数（女性）、女性管理職比率、女性従業員比率の推定値について、期待される符号が示されるか否か（符号条件）に注目する。村松[1981]が指摘するように、企業特有の技能における蓄積の低い女性が雇用調整の対象となったのであれば、平均勤続年数（女性）が短く、女性
管理職比率が低く、女性従業員比率の高い企業において、女性の雇用削減が進展すると考えられる。
なお、企業は、男女の雇用削減や新卒の採用抑制といった施策を同時に決定することを考慮して推定する。推定式を次式に示す。

··

ここで、左辺の y は被説明変数を表しており、i は推定式の数を表している。詳細は
図表 2 に示すように、本分析では男女の離職者や採用の状況などを表す 10 の変数について同時に推定する。この理由は、例えば、雇用削減を実施する代わりに、新規採用を抑制するケースや、男性の雇用削減を進める一方で、男性の新卒採用を促進するようなケースでは、それぞれの回帰式における攪乱項の相関(ε とε の相関)を考慮して推定することにより、効率的な推定量が得られることが知られているためである8。
続いて、右辺第 1 項の x は説明変数を表しており、j は説明変数の数を表している。
右辺第 2 項は、東証 33 業種にもとづく業種ダミーを表している。
7 前述したように、わが国企業の雇用調整の特徴を踏まえると、労働投入時間を考慮とした分析が不可欠である。本稿

では、データの制約により、この点を捨象したが、今後の検討課題である。また、よく知られる事実として、90 年
代以降、わが国企業は一貫して非正規雇用を拡大させてきた。そのような中では、補助的な職務を担う女性の正規従業員の役割は、相対的に低下していったと考えられる。従って、足下の雇用調整は、女性の正規従業員よりも寧ろ、
非正規雇用を中心に行われた可能性がある。この点を踏まえて、先ず始めに、正規、非正規の別による雇用調整の分析を行うべきであろう。しかしながら、データの制約により分析が困難であるため、本稿では、正規雇用を対象とした雇用調整に焦点を当てている。本稿で捨象した幾つかの点は、今後の検討課題である。
8 このような推定方法を、seemingly unrelated regression(SUR)という。

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図表 2

変数の定義

変数名
被説明変数
男性離職者比率（早期退職）
女性離職者比率（早期退職）
男性離職者比率（自己都合）
女性離職者比率（自己都合）
男性離職者比率（会社都合）
女性離職者比率（会社都合）
男性離職者比率（転籍）
女性離職者比率（転籍）
大卒・修士男子採用者比率
大卒・修士女子採用者比率
説明変数
男性管理職比率
女性管理職比率
平均勤続年数（男性）
平均勤続年数（女性）平均年齢（男性）
平均年齢（女性）
女性従業員比率
外国人持株比率
少数特定者持株比率
金融機関持株比率
経常赤字ダミー
トービンのqROA
総資産の対数
有利子負債比率
従業員数
業種ダミー

定義
CSR企業総覧記載の男性離職者数のうち早期退職者数÷男性従業員数
CSR企業総覧記載の女性離職者数のうち早期退職者数÷女性従業員数
CSR企業総覧記載の男性離職者数のうち自己都合退職者数÷男性従業員数
CSR企業総覧記載の女性離職者数のうち自己都合退職者数÷女性従業員数
CSR企業総覧記載の男性離職者数のうち会社都合退職者数÷男性従業員数
CSR企業総覧記載の女性離職者数のうち会社都合退職者数÷女性従業員数
CSR企業総覧記載の男性離職者数のうち転籍者数÷男性従業員数
CSR企業総覧記載の女性離職者数のうち転籍者数÷女性従業員数
就職四季報（総合版）記載の大卒・修士男子採用者数÷男性従業員数
就職四季報（総合版）記載の大卒・修士女子採用者数÷女性従業員数
CSR企業総覧記載の男性従業員の管理職者数÷男性従業員数
CSR企業総覧記載の女性従業員の管理職者数÷女性従業員数
CSR企業総覧記載の男性従業員の平均勤続年数
CSR企業総覧記載の女性従業員の平均勤続年数
CSR企業総覧記載の男性従業員の平均年齢
CSR企業総覧記載の女性従業員の平均年齢
CSR企業総覧記載の女性従業員数÷（男性従業員数＋女性従業員数）
有価証券報告書記載の外国法人等の所有株式数÷発行済株式数
有価証券報告書記載の少数特定者（10大株主、役員、自己株式の合計）の所有株式数÷発行済株式数
有価証券報告書記載の金融機関の所有株式数÷発行済株式数
経常赤字の場合に1、そうでない場合に0をとるダミー変数（期末時価総額＋負債総額）÷総資産（営業利益＋受取利息・配当金＋減価償却実施額）÷総資産
ln（総資産）（短期借入金＋CP＋1年内返済の長期借入金＋1年内返済の社債・転換社債＋長期借入金＋社債・転換社債）÷総資産
有価証券報告書記載の連結従業員数
東証33業種分類に基づいて、企業が属する業種の場合に1、そうでない場合に0をとるダミー変数（作成）NFI

本分析に用いる変数の定義を図表 2 に示す。
男女の離職および採用に関する変数は、
男性または女性従業員数で除した値を用いる。このうち離職者数は、離職の事由によって、早期退職、自己都合、会社都合、転籍に分類される9。本分析では、この離職事由
別の離職者数のデータを用いる。これらの変数は、東洋経済新報社の CSR 企業総覧と就職四季報（総合版）から取得する。使用するデータは 2008 年度と 2009 年度の数値を用いる。一方、男女の管理職比率、平均勤続年数、平均年齢、女性従業員比率などは、
リーマンショック直前の決算期である 2007 年度の CSR 企業総覧の開示データを用いる。同様に、株式所有構造および財務データは 2007 年度の決算データを使用する10。
9 これ以外に「その他」という区分があるが、分析への影響は限定的であると考えられるため、本分析では捨象している。また、転籍といった場合、最適な労働投入量の低下に伴う雇用削減というよりも寧ろ、企業のリストラクチャリ
ングに伴う人員の再配置が妥当するケースも考えられるため注意が必要である。
10 2007 年度の決算データを用いる理由は、時間的な整合性（因果関係）を考慮するためである。本稿では、リーマン
ショック後の 2008 年度と 2009 年度の被説明変数に注目するため、これらに影響を与える説明変数は、2008 年度より前の時点である必要がある。

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本分析では、前年度のデータを含む 2007 年度から 2009 年度までのデータを使用するため、1 期でもデータが欠損する企業は分析対象から除外する。このような処理によ
これらのサンプルの基本統計量を図表 3 に示す。
り、
サンプルサイズは 175 社となる11。
図表 3

サンプルの基本統計量

男性離職者比率 女性離職者比率 男性離職者比率 女性離職者比率 男性離職者比率 女性離職者比率 男性離職者比率（早期退職）（早期退職）（自己都合）（自己都合）（会社都合）（会社都合）
（転籍）
'09
'08
'09
'08
'09
'08
'09
'08
'09
'08
'09
'08
'09
'08
'09
175
175
175
175
175
175
175
175
175
175
175
175
175
175
175
4.7%
0.4%
0.5%
0.4%
0.4%
1.7%
1.4%
4.7%
3.6%
0.1%
0.2%
0.1%
0.3%
0.5%
0.5%
3.4%
0.0%
0.0%
0.0%
0.0%
1.2%
0.9%
3.5%
2.8%
0.0%
0.0%
0.0%
0.0%
0.0%
0.0%
5.1%
1.6%
1.4%
1.8%
1.3%
2.0%
2.0%
4.5%
3.1%
0.5%
0.7%
0.3%
2.7%
1.4%
1.1%
0.0%
0.0%
0.0%
0.0%
0.0%
0.0%
0.0%
0.0%
0.0%
0.0%
0.0%
0.0%
0.0%
0.0%
0.0%
52.2%
16.7%
11.2%
20.4%
9.6%
16.3%
20.5%
45.2%
25.5%
5.5%
6.5%
3.3%
34.8%
15.2%
8.2%

男性離職者比率 女性離職者比率
サンプルサイズ
平均
中央値
標準偏差
最小値
最大値

'08
175
3.0%
1.9%
4.1%
0.0%
34.3%

'09
175
2.8%
1.6%
3.1%
0.0%
20.9%

'08
175
5.6%
3.9%
5.3%
0.0%
45.7%

平均勤続年数女性離職者比率 大卒・修士男子 大卒・修士女子
平均勤続年数男性管理職比率 女性管理職比率
平均年齢（男性） 平均年齢（女性）
（男性）
（転籍）
採用者比率
採用者比率
（女性）
'08
'09
'08
'09
'08
'09
'08
'09
'08
'09
'08
'09
'08
'09
'08
'09
'08
'09
サンプルサイズ
175
175
175
175
175
175
175
175
175
175
175
175
175
175
175
175
175
175
平均
0.2%
0.2%
1.9%
1.2%
4.0%
2.3%
30.2%
30.8%
3.5%
3.6%
16.8
16.8
12.8
12.7
40.6
40.6
35.6
35.8
中央値
0.0%
0.0%
1.4%
0.7%
2.6%
1.4%
25.8%
26.4%
1.9%
1.9%
17.2
17.2
12.4
12.3
40.9
40.8
35.7
36.0
標準偏差
0.8%
0.9%
1.7%
1.4%
3.9%
3.0%
17.1%
16.8%
4.9%
5.0%
3.4
3.2
4.1
4.1
2.6
2.6
3.4
3.4
最小値
0.0%
0.0%
0.2%
0.0%
0.0%
0.0%
4.9%
4.5%
0.0%
0.0%
4.5
5.9
2.8
3.3
31.7
32.0
27.6
27.8
最大値
6.5%
6.7%
10.6%
10.1%
22.9%
21.7%
83.5%
83.1%
30.6%
34.3%
25.7
24.5
22.2
22.9
47.2
46.5
43.4
43.7

外国人持株比率
サンプルサイズ
平均
中央値
標準偏差
最小値
最大値

'08
175
17.4%
17.0%
9.9%
0.8%
44.5%

'09
175
18.3%
17.3%
11.1%
1.0%
48.3%

少数特定者
持株比率
'08
'09
175
175
45.8%
43.2%
44.1%
40.5%
11.7%
12.5%
22.4%
18.6%
80.4%
77.1%

金融機関
持株比率
'08
'09
175
175
34.1%
32.9%
35.4%
33.7%
12.0%
11.2%
7.2%
7.5%
61.3%
54.8%

ROA
'08
175
8.0%
7.5%
4.8%
-7.1%
24.5%

総資産の対数
'09
175
7.3%
6.7%
4.5%
-5.9%
21.7%

'08
175
12.7
12.6
1.3
9.7
16.0

'09
175
12.7
12.6
1.3
9.6
16.2

有利子負債比率
'08
175
22.6%
21.5%
16.5%
0.0%
65.1%

'09
175
21.8%
18.9%
16.2%
0.0%
62.1%

トービンのq
'08
175
0.96
0.93
0.24
0.52
2.03

'09
175
1.10
1.00
0.33
0.54
2.66

従業員数（万人） 女性従業員比率
'08
175
1.32
0.59
1.82
0.04
13.80

'09
175
1.33
0.62
1.83
0.04
13.71

'08
175
16.1%
14.1%
8.8%
3.8%
53.0%

'09
175
15.8%
13.7%
8.7%
3.8%
54.1%

（出所）各種資料より NFI 作成

4. 分析結果
回帰分析の前に、企業の雇用調整の状況を概観する。図表 4 は、2008 年度または 2009
年度において、早期退職、会社都合、転籍の何れかに伴う離職者の有無を男女別にみたものである。これらの 3 つの離職事由に注目する理由は、自己都合による離職や新卒採用の抑制に比べて、雇用調整の度合いが強いと考えられるためである。
早期退職についてみると、男性の場合は、離職者ありのケースが 86 社、離職者なしのケースが 89 社となっているのに対して、女性の場合は、離職者ありのケースが 59
11 実際に分析する際に、各変数について、平均から 3 標準偏差を超える場合には異常値とみなして除外するため、サン

プルサイズはさらに小さくなる。

2011/11/25

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本レポートは、信頼性の高いデータから作成されておりますが、当社はその正確性・確実性に関し、いかなる保証をするものではございません。本レポートは情報提供を目的としており、投資勧誘を目的としたものではございません。証券投資に関する最終判断は、投資家ご自身の判断でなさるようにお願いいたします。本レポートの転用および販売は固く禁じられております。本
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9

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2011 年 11 月号

社に止まるのに対して、離職者なしのケースが 116 社となっている。次に、会社都合についてみると、男性の場合は、離職者ありのケースが 61 社、離職者なしのケースが114 社となるのに対して、女性の場合は、離職者ありのケースが 36 社、離職者なしのケースが 139 社となっている。早期退職や会社都合は、離職者ありのケースは半数未満に止まるが、男性の離職者がやや多い様子がみてとれる。これに対して、転籍についてみると、男性の場合の離職者ありのケースが 112 社（離職者なしのケースは 63 社）に上るのに対して、女性の場合の離職者ありのケースは 38 社（離職者なしのケースは137 社）に止まる。早期退職や会社都合と比べると、転籍による雇用調整の件数は多く、その殆どは男性が中心となっている12。

図表 4

男女別の離職者（早期退職、会社都合、転籍）の状況
離職者なし

早期退職（男性）

離職者あり

89

86

早期退職（女性）

116

59

会社都合（男性）

114

61

会社都合（女性）

139

転籍（男性）

36

63

112

転籍（女性）

137
0

50

38
100

150

200
（社数）

（出所）CSR 企業総覧、就職四季報（総合版）より NFI 作成

他方、図表 3 に示すように、女性の離職は自己都合において多くみられるという特徴がある。2008 年度と 2009 年度の平均値をみると、女性はそれぞれ 4.7％、3.6％であるのに対して、男性は 1.7％、1.4％に止まっている。同様の傾向は、中央値の比較においても確認できる。また、図表 3 の大卒・修士男子採用者比率と大卒・修士女子

12

なお、業種ごとの状況については、巻末の附表に示している。

2011/11/25

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10

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2011 年 11 月号

採用者比率をみると、男女ともに 2008 年度に比べて、2009 年度の比率が下回る様子がみてとれる。これは、企業の採用活動の慣例を踏まえると、2008 年度の採用者はリーマンショック以前に決まっていたためと考えられる。とりわけ、男性と比べて、女性の採用者比率の低下が大きいのが特徴である。
以下、分析結果についてみていく。男女別の雇用調整の決定要因の推定結果を図表 5に示す。表の上段の左から順に、2008 年度と 2009 年度の早期退職、自己都合、会社都合、転籍による離職者比率、および採用者比率について、男女の別に推定した結果を示している。表の上段の数値は説明変数に対応する推定値を示しており、下段の括弧内の数値は推定値の信頼性を表す z 値を示している。z 値が表す統計的な有意水準に応じて、アスタリスクを付与している13。

図表 5
男性離職者比率（早期退職）
2008年度
2009年度
0.001
0.003 ***
(1.07)(4.02)-0.0020.003(-0.98)(0.96)

従業員数
男性管理職比率
女性管理職比率

0.024 *
(1.71)

平均勤続年数（男性）

0.000(0.52)

0.000(0.75)

女性従業員比率
経常赤字ダミー
トービンのqROA
総資産の対数
有利子負債比率
外国人持株比率
少数特定者持株比率
金融機関持株比率
定数項
決定係数
F統計量
サンプルサイズ0.011 *
(1.76)
0.004 ***
(3.10)
0.006 **
(2.48)
0.021(1.63)
0.000(-0.01)-0.001(-0.25)-0.006(-1.13)-0.002(-0.43)-0.001(-0.16)-0.010(-1.00)0.34
1.85 ***
125

0.000 *
(1.92)

0.000(0.69)

0.000(-0.88)0.007(0.88)
0.001(0.88)
0.001(0.30)
0.028 *
(1.84)
0.000(0.13)-0.001(-0.17)0.001(0.17)-0.007(-1.53)-0.006(-1.39)0.005(0.46)
0.28
1.41 *
125

0.000(0.59)-0.008(-1.25)0.001(0.93)
0.002(0.62)-0.005(-0.42)-0.002 ***(-3.47)0.003(0.96)
0.004(0.61)
0.002(0.41)
0.007(1.61)
0.020 **
(2.10)
0.33
1.73 ***
125-0.011(-1.24)0.006 ***
(3.47)
0.002(0.54)
0.006(0.35)-0.003 ***(-3.21)0.000(0.04)
0.007(0.89)-0.006(-1.04)0.002(0.34)
0.027 *
(1.83)
0.45
2.88 ***
125

女性離職者比率（自己都合）
2008年度
2009年度
0.004 **
0.002
(1.96)(0.86)-0.072(-1.03)-0.001 **(-2.35)0.000(0.69)

平均年齢（女性）

男性離職者比率（自己都合）
2008年度
2009年度
0.002 **
0.001
(2.52)(1.12)-0.007-0.011 **(-1.40)(-2.30)0.011(0.86)

0.000(0.40)

平均勤続年数（女性）平均年齢（男性）

男女別の雇用調整の決定要因（その 1）

女性離職者比率（早期退職）
2008年度
2009年度
0.000
0.001 ***(-0.68)(2.76)

0.000(-1.08)0.008(0.77)
0.003(1.38)-0.003(-0.77)-0.056 ***(-2.72)-0.003 ***(-3.15)-0.001(-0.28)-0.003(-0.30)-0.021 ***(-3.37)-0.014 **(-2.25)0.117 ***
(6.07)
0.65
6.48 ***
125-0.093 *(-1.68)-0.001 ***(-2.82)0.000(-0.03)0.000(-0.40)0.000(-0.34)-0.003 **(-2.52)-0.023(-0.82)0.003(0.43)-0.009(-0.84)-0.118 **(-2.07)-0.008 ***(-2.77)-0.008(-0.58)0.051 **
(1.97)-0.017(-0.97)-0.006(-0.36)0.275 ***
(5.97)
0.59
4.94 ***
125-0.002 **(-2.33)-0.012(-0.48)0.004(0.82)-0.002(-0.20)-0.122 **(-2.44)-0.007 ***(-2.76)-0.011(-0.89)0.055 **
(2.42)-0.022(-1.41)-0.019(-1.24)0.218 ***
(5.65)
0.64
6.17 ***
125

0.000(-0.77)0.007(0.66)
0.003(1.60)
0.004(1.16)-0.079 ***(-3.79)-0.003 **(-2.48)-0.009 *(-1.75)0.002(0.27)-0.015 **(-2.31)0.000(0.00)
0.088 ***
(4.84)
0.59
5.24 ***
125

男性離職者比率（会社都合）
2008年度
2009年度
0.000 ***
0.000
(2.78)(0.35)
0.000
0.007 ***(-0.04)(4.41)

0.000(0.04)-0.002(-1.16)0.000(0.94)
0.001(1.43)-0.008 **(-2.04)-0.001 ***(-3.44)0.001(0.59)
0.004 **
(2.18)-0.001(-0.42)-0.001(-0.88)0.009 **
(2.35)
0.31
1.56 **
125

注1：表の上段は推定値、下段の括弧内の数値はｚ値を示している
注2：有意水準に応じてアスタリスクを表示している（10％水準：*, 5％水準：**, 1％水準：***）
注3：東証33業種ダミーの分析結果の掲載は省略している

13

女性離職者比率（会社都合）
2008年度
2009年度0.001 ***
0.000
(4.21)(0.19)

0.011 ***
(2.77)

0.010(0.81)

0.000(-0.95)0.000(-0.86)0.000(0.95)-0.003 *(-1.69)0.000(0.75)
0.002 ***
(2.87)-0.005(-1.56)-0.001 ***(-4.51)-0.001(-0.97)0.001(0.68)-0.002 **(-2.29)0.000(-0.31)0.008 ***
(3.15)
0.44
2.67 ***
125

0.000 *
(1.69)-0.006(-0.97)0.001(0.43)-0.001(-0.34)0.010(0.83)
0.000(-0.35)-0.002(-0.67)-0.001(-0.17)-0.006(-1.60)-0.007 *(-1.75)0.001(0.09)
0.12
0.68
125

0.000
(1.14)

0.000(-0.33)-0.004(-1.21)-0.001(-0.76)-0.001(-0.94)0.003(0.35)
0.000(-1.21)-0.003(-1.48)-0.002(-0.72)-0.008 ***(-3.71)-0.006 ***(-2.78)0.013 **
(2.05)
0.40
2.23 ***
125（作成）NFI

以下では、推定結果の統計的な有意性を判断する際に、有意水準 5％を基準として解釈を進める。

2011/11/25

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レポートの著作権は、当社に帰属いたします。

11

NFI リサーチ･レビュー
2011 年 11 月号

男性離職者比率（早期退職）の推定結果についてみると、経常赤字ダミーが有意にプラスになっており、リーマンショック直前の決算期に経常赤字に陥った企業は、2008年度および 2009 年度の男性離職者比率（早期退職）が高い様子が窺える。他方、収益性に関連する指標である ROA についてみると、有意な傾向を示していない。この結果
は、赤字期に雇用調整が促進されることを明らかにした駿河[1997]とも整合的である。
また、2008 年度はトービンの q が高い企業14ほど男性離職者比率（早期退職）が高い傾向があり、2009 年度は、従業員数が多く総資産が小さい企業ほど男性離職者比率（早期退職）が高い傾向がある。これに対して、女性離職者比率（早期退職）についてみると、経常赤字ダミーの推定値は統計的に有意でないことから、経常赤字による影響は殆どみられないことがわかる。トービンの q を除けば、他の傾向は概ね同様であることを踏まえると、早期退職は男性特有の傾向であると推察される。
男性離職者比率（自己都合）の推定結果についてみると、前述のケースと異なり、ROA が有意にマイナスとなっている。即ち、収益性が低い企業ほど、自己都合による離職者比率が高い傾向がみてとれる。女性離職者比率（自己都合）の推定結果も同様であり、男女に共通する傾向であると考えられる。このほか、総資産が有意にマイナスとなっている点、2008 年度の従業員数が有意にプラスになっている点も共通している。
他方、男女の違いについてみると、男性の場合は、平均勤続年数が短い企業の離職者比率が高いのに対して、女性の場合は、平均年齢が低い企業の離職者比率が高い傾向がみられる。また、男性の場合は、少数特定者持株比率が高いほど離職者比率が低いのに対して、女性の場合は、外国人持株比率が高いほど離職者比率が高い傾向がみられる。株
式所有構造の効果が男女で対照的となっている点は興味深いものといえる。これらの係数の符号条件を踏まえると、収益性が低く、総資産が小さく従業員数が多い企業において、平均勤続年数の短い若年層を中心とした自己都合による離職が進んだものと考えられる。
男性離職者比率（会社都合）の推定結果についてみると、2008 年度と 2009 年度で状況が異なる様子がみてとれる。具体的には、2008 年度は、従業員数が多く、ROA が低く、総資産が小さく、外国人持株比率の高い企業において、離職者比率が高い傾向が14

トービンの q は、資産の市場価値と資産の取替費用の比で表わされる（図表 2）。ここで、資産の市場価値とは、企業が生産のために保有した場合に市場が評価する総資産の価値であり、資産の取替費用とは、企業の保有する資産を市場で購入して取り換えた時の費用である。従って、投資機会の豊富な企業は、将来キャッシュフローが高くなると考えられることから、資産の市場価値が資産の取替費用を上回るため、トービンの q は 1 より大きくなる。

2011/11/25

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NFI リサーチ･レビュー
2011 年 11 月号

みられるのに対して、2009 年度は男性管理職比率が高い企業において離職者比率が高い傾向を示している。株式所有構造についてみると、少数特定者持株比率や金融機関持株比率は、離職者比率を低下させる効果がみられる。女性離職者比率（会社都合）の推定結果も同様の傾向を示しているが、女性管理職が 2009 年度において有意である点、ROA が有意でないのに対して、トービンの q が有意にプラスである点が異なっている。
また、本分析では経営者の出自は特定していないものの、少数特定者持株比率や金融機
関持株比率といった安定株主が離職者比率を低下させる傾向を示したことは、メインバ
ンクや安定株主が雇用調整を遅らせて雇用を安定化させることを見出した野田[2006]の分析結果と整合的であると考えられる。

図表 5

男女別の雇用調整の決定要因（その 2）

男性離職者比率（転籍）
従業員数
男性管理職比率2008年度
0.000(-0.50)0.003(1.14)

2009年度
0.001(1.49)
0.006 *
(1.73)

女性管理職比率
平均勤続年数（男性）

0.000(-0.16)

経常赤字ダミー
トービンのqROA
総資産の対数
有利子負債比率
外国人持株比率
少数特定者持株比率
金融機関持株比率
定数項
決定係数
F統計量
サンプルサイズ2009年度0.001 *
(1.95)-0.006(-0.86)0.010(1.07)

0.000(0.32)-0.006(-0.90)0.002(1.31)-0.004(-1.58)0.025 *
(1.92)
0.001 **
(1.98)
0.004(1.36)-0.008(-1.43)-0.005(-1.37)-0.008 **(-2.15)-0.010(-0.90)0.40
2.35 ***
125

2008年度
0.000(-0.08)0.008(1.33)-0.002 ***(-2.98)0.000 **
(2.13)-0.005(-1.54)0.000(0.22)
0.000(-0.05)0.005(0.82)
0.000(1.41)-0.001(-0.60)-0.004(-1.47)-0.001(-0.45)-0.004 **(-1.97)-0.009 *(-1.91)
0.21
0.93
125

2009年度-0.001 **(-1.97)0.003(0.56)

0.000(-0.89)-0.004(-0.93)-0.002 **(-2.06)-0.002(-1.01)-0.007(-0.78)0.000(0.70)
0.001(0.59)-0.004(-1.03)-0.005 *(-1.66)-0.002(-0.83)0.007(1.03)
0.35
2.04 ***
125

0.025 **
(2.08)-0.002(-0.63)0.002(0.56)-0.002(-0.09)-0.002 *(-1.76)-0.004(-0.69)0.006(0.58)-0.015 **(-1.98)0.006(0.82)
0.104 ***
(4.56)
0.64
6.14 ***
125

注1：表の上段は推定値、下段の括弧内の数値はｚ値を示している
注2：有意水準に応じてアスタリスクを表示している（10％水準：*, 5％水準：**, 1％水準：***）
注3：東証33業種ダミーの分析結果の掲載は省略している

2011/11/25

大卒・修士女子
採用者比率
2008年度-0.004(-1.62)

2009年度-0.002(-1.23)0.019(0.24)

0.123 **
(2.39)-0.003 **(-2.48)-0.002 **(-2.03)0.000(-0.31)0.024(0.79)-0.014 **(-2.05)-0.003(-0.24)0.055(0.87)
0.009 ***
(2.89)
0.006(0.38)-0.018(-0.63)-0.086 ***(-4.41)-0.070 ***(-3.55)0.042(0.82)
0.65
6.46 ***
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0.000(0.16)-0.040 *(-1.76)-0.013 ***(-2.65)0.016 *
(1.88)-0.026(-0.58)0.003(1.39)-0.013(-1.13)-0.003(-0.16)-0.010(-0.72)-0.005(-0.34)0.000(0.00)
0.63
5.81 ***
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0.000(-0.69)0.000(-0.41)0.000(-0.01)-0.005(-0.53)-0.001(-0.50)-0.003(-1.06)-0.005(-0.30)0.001(0.82)
0.001(0.15)-0.007(-0.83)-0.010 *(-1.80)-0.006(-1.22)0.014(0.92)
0.37
2.13 ***
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大卒・修士男子
採用者比率

0.001
(1.24)
0.000 **(-2.09)平均年齢（女性）
女性従業員比率2008年度
0.000(0.54)-0.001 **(-2.12)

平均勤続年数（女性）平均年齢（男性）

女性離職者比率（転籍）

0.000(0.15)

0.027 ***
(2.74)
0.000(-0.20)0.003(0.89)
0.029(1.48)
0.001(1.24)-0.001(-0.24)-0.012(-1.32)0.006(1.06)
0.001(0.16)-0.006(-0.36)0.63
5.80 ***
125（作成）NFI

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本レポートは、信頼性の高いデータから作成されておりますが、当社はその正確性・確実性に関し、いかなる保証をするものではございません。本レポートは情報提供を目的としており、投資勧誘を目的としたものではございません。証券投資に関する最終判断は、投資家ご自身の判断でなさるようにお願いいたします。本レポートの転用および販売は固く禁じられております。本
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男性離職者比率（転籍）の推定結果についてみると、女性離職者比率（転籍）の推定
結果とやや異なる様子がみてとれる。具体的には、男性の場合、2008 年度は総資産が大きく、金融機関持株比率が低い企業ほど転籍に伴う離職者比率が高まるのに対して、2009 年度は平均勤続年数が短い企業の離職者比率が高くなっている。一方、女性の場
合についてみると、2008 年度は平均勤続年数が短く、平均年齢が高く、金融機関持株比率が低い企業で離職者比率が高いのに対して、2009 年度は経常赤字ではない企業の離職者比率が高くなっている。
大卒・修士男子採用者比率の推定結果についてみると、2008 年度は、平均年齢が高く、女性従業員比率が低く、少数特定者持株比率が低いほど、採用者比率が低い傾向がみられるのに対して、2009 年度は、従業員数が多く、女性従業員比率が低い企業の採用者比率が低い傾向がみられる。一方、大卒・修士女子採用者比率の推定結果について
みると、2008 年度は平均勤続年数が高く、総資産が大きく、経常赤字である企業ほど、採用者比率が低い傾向が見受けられる。また、少数特定者持株比率や金融機関持株比率が高いほど、採用者比率は低下する。2009 年度も概ね同様の傾向がみられるが、女性
管理職比率が低い企業ほど採用者比率が低下すること、少数特定者持株比率、金融機関
持株比率、企業規模が有意でない点が異なっている。
以上の分析結果を踏まえて、雇用調整の決定要因における男女の違いを整理する。
第一に、経常赤字ダミーに対する符号条件の違いが挙げられる。より具体的には、企業が経常赤字に陥った場合、男性の場合は早期退職に伴う離職者比率が高まるのに対して、女性の場合は採用者比率が抑制される傾向がある。
第二に、大卒・修士女子採用者比率において、管理職比率と平均勤続年数が有意である点が挙げられる。女性管理職比率が高い企業は、女性活用が相対的に進んでいる企業と考えられるが、そうした企業では女性の採用者比率が高い点は注目に値する。ただし、平均勤続年数は有意にマイナスとなっていることから、勤続年数の長さが必ずしも女性の技能の蓄積に結びついていない可能性がある点に留意する必要がある。一方、経常赤字ダミーを除く企業財務や株式所有構造についてみると、概ね男女の違いはみられないものと推察される。
これらの分析結果は、近年の雇用調整の決定要因において男女差がみられることを示すものである。しかしながら、女性の管理職比率や平均勤続年数、女性従業員比率の符号条件を踏まえると、少なくとも近年の雇用調整は、村松[1981]が指摘するような要因

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2011 年 11 月号

により女性が対象となったことを示唆するものではないと思われる。

5. おわりに
本稿では、女性活用が本格的に進展しつつある昨今の状況を踏まえて、リーマンショ
ック後の 2008 年度と 2009 年度について、雇用調整の決定要因における男女差の分析を行った。分析の結果、早期退職や会社都合に伴う離職者は男性に多くみられる傾向があり、とりわけ、転籍に伴う離職者は男性が多い様子がみてとれる。一方、男性に比べて、女性は自己都合に伴う離職者比率が高いことが明らかとなった。
さらなる分析によれば、企業が経常赤字に陥ると、男性の場合は早期退職に伴う離職者比率が高まるのに対して、女性の場合は採用者比率が抑制される傾向が明らかとなった。この点について、女性管理職比率が高いほど採用者比率が高まるのに対して、平均勤続年数（女性）が長いほど採用者比率が低下するという、やや相反する結果が得られている。これらの結果は、一概には言えないものの、少なくとも企業特有の技能の蓄積が低いことを理由として、女性が雇用調整の対象となったことを示唆するものではないと思われる。
最後に、本稿の課題について指摘しておきたい。第一に、既に脚注 7 で述べたように、本分析は、データの制約に起因する幾つかの重要な課題を残している。とりわけ、正規雇用のみを対象とするだけでなく、非正規雇用を含めて分析を行うことが重要であると考えられる。第二に、企業の最適な雇用水準を考慮していない点が挙げられる15。
雇用調整は企業の最適な雇用水準を達成するように行われるため、企業毎の雇用の状況を適切に調整する必要がある。これらの点は、今後の課題である。

15 この点について、Abe and Shimizutani[2007]は、企業の雇用過剰感に基いた雇用インデックスを用いることで対処している。

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参考文献
阿部正浩[2005]，『日本経済の環境変化と労働市場』東洋経済新報社．
雨宮愛知[2009]，「外国人株主は企業の雇用調整を促進させるのか？－連結決算データを用いたパネル分析」『証券アナリストジャーナル』47(4),86-99．
駿河輝和[1997]，「日本企業の雇用調整－企業利益と解雇－」中馬宏之，駿河輝和編『雇用慣行の変化と女性労働』東京大学出版会,13-46．
野田知彦[2006]，「経営者、統治構造、雇用調整」『日本経済研究』54,90-108．
村松久良光[1981]，「雇用調整の決定要因－製造業における日米の比較」『日本労働協会雑誌』262,14-25．
安井健悟[2005]，「雇用調整における不確実性の影響について」『日本労働研究雑誌』536,110-122．
Abe, N., and S. Shimizutani[2007], “Employment Policy and Corporate Governance–An
Empirical Comparison of the Stakeholder and the Profit-maximization Model,”Journal of Comparative Economics 35, 346-368.

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建設業
食料品
繊維製品
パルプ・紙
化学
医薬品
石油・石炭製品
ゴム製品
ガラス・土石製品
鉄鋼
非鉄金属
金属製品
機械
電気機器
輸送用機器
精密機器
その他製品
電気・ガス業
陸運業
海運業
倉庫・運輸関連業
情報・通信業
卸売業
小売業
不動産業
サービス業
合計

東証33業種2011/11/25（出所） CSR企業総覧よりNFI作成

早期退職
会社都合
転籍
男性
女性
男性
女性
男性
女性
離職者あり 離職者なし 離職者あり 離職者なし 離職者あり 離職者なし 離職者あり 離職者なし 離職者あり 離職者なし 離職者あり 離職者なし
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59
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112
63
38
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附表 業種別の男女別の離職者（早期退職、会社都合、転籍）の状況

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