第65巻第 7 号「厚生の指標」2018年 7 月

投稿

就業動機と賃金の関係における男女間の差異−介護労働者を対象とした回帰分析−

加藤 善昌＊
目的 介護現場は離職率が高い。離職率の解消策として第一に賃金の引き上げがあげられるが，それが離職率の抑制に貢献するかどうかは先行研究によって異なる。だが，職務に対する意欲の刺激は離職率の抑制に有効であると，多くの先行研究において共通して指摘されている。また，介護現場の特徴として，女性労働者が多いことがあげられる。これらを背景としたうえで，介護労働者の就業動機と賃金の相関関係，そして，それが男女間においてどのように異なるのかを明らかにすることが本研究の目的である。
方法 介護労働安定化センターによって収集された「介護労働実態調査」の平成25年度版の労働者の個票データを用いたうえで，最小二乗法によって回帰分析を行った。なお，推定においては，労働者全体を対象としたうえで推定し，さらに，男女ごとに労働者を分けた場合においても推定を行った。また，就業動機について，男女間において特定の差異が確認されるかどうかもt検定によって検証した。
結果 就業動機については，女性の方がやりがいやスキルを重視して就業先を選択することと，男性の方が社会貢献の可能性を考慮して就業先を選択することが確認された。そして，最小二乗法による推定の結果，組織の理念に共感した労働者は，他の労働者に比べて賃金が低いという
Donated Labor Hypothesis（無償労働供給仮説）が確認された。さらに，これは女性において発生する現象であることも確認された。したがって，日本の女性の介護労働者において，組織の 理 念 に 共 感 し て い る た め に， 他 の 労 働 者 に 比 べ て 無 償 労 働 を 行 う 傾 向 が 強 い と い う
Motivated Agent（動機づけられた依頼者）が存在すると考えられる。
結論 賃金の引き上げが有効に作用する可能性もあるが，介護労働者の就業動機は多様であり，また，女性の方が無償労働を行う傾向が強いと考えられる。さらに，地域や法人形態によっても，労働者の行動が異なる可能性が強いと考えられる。これらを考慮したうえで適切な報酬形態を設定することが，今後のわが国の介護産業において重要であるだろう。
キーワード

介護労働者，賃金，就業動機，無償労働供給仮説，動機づけられた依頼者

Ⅰ 序

近年，介護労働者の離職を抑制するための研究は積極的に行われている2）‑4）。そして，離職を介護産業の労働環境の特徴として，女性の多抑制する要素として，職務に対する労働者の自さがあげられる。介護労働者の70％以上は女性発的な意欲とその刺激が重要視されている。こである1）。また，安定した労働供給のためにはれは，心理学では内発的動機と呼ばれるもので労働者の離職抑制が重要であると考えられる。

ある。

＊姫路獨協大学経済情報学部准教授

せられることがあり，Freyはこれを Crowding

ところが，内発的動機は賃金によって低下さ― 18 ―

第65巻第 7 号「厚生の指標」2018年 7 月

out of Intrinsic Motivation”（モチベーション方で，負に相関する就業動機も存在すのクラウディング・アウト）とよんでいる5）。

る。

さらに，そもそも，賃金の引き上げが介護労働仮説 2 ：仮説 1 の検証結果は男女ごとに異なる者のインセンティブとして確実に作用するかど

Ⅱ 方

うかについての分析結果は，実は一致していな

法

い。介護労働者に対するインセンティブとしての賃金の作用は，雇用形態や地域，性別ごとに（ 1 ） 使用データ

6）‑8）

異なると先行研究では指摘されている本研究で使用するデータは，介護労働実態調。

本研究の目的は，介護労働者の労働供給にお査の平成25年度版の労働者データである。このける性別による違いを検証することである。よデータは，厚生労働省の委託のもとで介護労働り具体的に述べると，なぜ現在の職場を選んだ安定センターという機関が毎年収集しているものかという就業動機と賃金の相関関係，そして，のである。平成25年度の調査では，17,065の事

これらは男女間でどのように異なるのかという業所とそこに従事する51,195人の労働者が調査

2 点を分析することである。したがって，本研対象となっており，有効回答数はそれぞれ7,808

究では以下の仮説を検証する。の事業所と18,881人である。

仮説 1 ：賃金と正に相関する就業動機がある一（ 2 ） 分析手法

表 1 コントロール変数の一覧とその定義
コントロール変数

本研究では，労働者の所定内賃金の月

定義

経験年数
労働者が介護産業で働いている年数の対数
勤続年数
労働者が現在の職場で働いている年数の対数
労働時間
労働者の 1 週間当たりの労働時間
アンケートに答えた時点での労働者の年齢
年齢
非正規ダミー
労働者が非正規労働者ならば 1 の値をとる変数
結婚ダミー
労働者が結婚しているならば 1 の値をとる変数
一般職員
職位
労働者の現在の職位に応じて 1 か 0 の値
中間管理職
ダミーをとる変数
経営層
介護専攻の専門学校
その他の専門学校
介護専攻の高専・短大 労働者が修学した教育機関に応じて，そ学歴
ダミー その他の高専・短大 れぞれ， 1 か 0 の値をとる変数
介護専攻の大学
その他の大学
訪問介護員
サービス提供者
看護職員
職種
労働者の現在のおもな職種に応じて， 1
介護職員
ダミー
か 0 の値をとる変数
生活相談員
セラピスト
その他
1〜4人
5 〜10人
従業員数 11〜19人
労働者が現在勤務している職場の従業員
ダミー 20〜49人
数に応じて， 1 か 0 の値をとる変数
50〜99人
100人以上
北海道
東北
東京
関東
地方
労働者の現在の居住地に応じて， 1 か 0中部
ダミーの値をとる変数
関西
中国
四国
九州
営利企業
法人形態
労働者が現在勤務している職場の法人形
非営利組織
ダミー
態に応じて， 1 か 0 の値をとる変数
公共機関― 19 ―

額の対数値を被説明変数として回帰分析を行う。そのため，以下の説明変数を設定した。
まず，労働者の就業動機である。これは，「現在の法人に就職した理由」という質問に対する回答であり，詳細は後述するが，計13項目設けられている。本研
究では，これらの就業動機と賃金の関係，さらに，それが男女ごとにどのように異なるかという点が分析の焦点となる。
次は，分析結果を頑健にするためのコントロール変数である（表 1 ）。これらはすべて，労働者の賃金に対して重要な影響を与える要素である9）。
以上の説明変数を用いて，本研究では最小二乗法によって回帰分析を行う。ただし，男女間の違いを検証するため，以下の工程によって分析する。まず，全労働者を一括にして回帰分析を行い次に，女性ダミーと就業動機の交差項を用いた回帰分析を行う。最後に，労働者を男女に分けたうえで回帰分析を行う。なお，用いた統計ソフトはStata社のStata14.0である。

第65巻第 7 号「厚生の指標」2018年 7 月（ 3 ） 倫理的配慮

表 2 就業動機の男女差についてのｔ検定の結果

今回使用する介護労働実態調査は，厚生労働省の委託のもとで介護労働安定センターが実施している無記名のアンケート調査である。調査対象となる事業所は介護労働安定センターによって介護事業所名簿「WAMNET」から無作為に抽出されており，また，対象となる労働者は，事業所によって選抜された人たちである。そして，事業

女性（ 1 ） 男性
（ 2 ） ｔ検定の結果（ｎ＝3,952）（ 1 ）（ｎ＝14,498）−（ 2 ）
就業動機⑴ やりたい職種・仕事内容だったから⑵ 働きがいのある仕事だと思ったから⑶ 人や社会のために役立ちたかったから⑷ 資格・技能が活かせるから⑸ 法人の理念や方針に共感したから⑹ 経営が健全で将来的に安定しているから⑺ 通勤が便利だから⑻ 労働日，労働時間が希望と合ってるから⑼ 賃金等の水準が適当だから⑽ 教育研修等が充実しているから⑾ 福利厚生が充実しているから⑿ 子育て支援が充実しているから
⒀ その他

39.3
40.0
24.3
42.1
8.2
8.3
41.6
26.0
9.5
2.6
5.7
3.2
5.4

37.4
40.4
31.8
29.9
10.1
9.6
26.1
12.3
9.63.77.2
1.4
6.8

1.87**‑0.39‑7.44***
12.25***‑1.92***‑1.36**
15.52***
13.72***‑0.04‑1.07***‑1.44***
1.86***‑1.37***

注**，***はそれぞれ有意水準 5 ％， 1 ％で統計的に有意であることを示している。また，数値はいずれも回答率である。

所を介せず，労働者が直接郵送によって介護労

表 3 賃金推定の結果（ｎ＝14,747）

働安定センターに回答結果を返送するようになっている。したがって，個人情報の漏洩およ

係数p値

女性ダミー

‑0.0789＜0.001

イブにデータ提供の申請をした。そして，同日

就業動機⑴ やりたい職種・仕事内容だったから⑵ 働きがいのある仕事だと思ったから⑶ 人や社会のために役立ちたかったから⑷ 資格・技能が活かせるから⑸ 法人の理念や方針に共感したから⑹ 経営が健全で将来的に安定しているから⑺ 通勤が便利だから⑻ 労働日，労働時間が希望と合ってるから⑼ 賃金等の水準が適当だから⑽ 教育研修等が充実しているから⑾ 福利厚生が充実しているから⑿ 子育て支援が充実しているから⒀ その他
Ｆ値
自由度修正済み決定係数

0.0227 ＜0.001
0.01280.041‑0.01170.101
0.00350.571‑0.0253
0.026
0.0526 ＜0.001‑0.0089
0.134‑0.0498 ＜0.001
0.0805 ＜0.001
0.00640.731
0.02150.102‑0.05820.007‑0.0083
0.529
249.540.5344に利用許可の承認を得て，正規のホームページ

注

び特定には結び付かない。
また，今回使用するデータは介護労働安定センターからの直接的な提供ではなく，東京大学
社会科学研究所付属社会調査・データアーカイ
ブ研究センターSSJデータアーカイブから提供していただいたものである。筆者は今回の分析にあたり，利用対象者としての資格や利用目的と研究計画の提示といった利用条件を満たした
うえで，2016年12月22日に前掲のデータアーカからデータをダウンロードした。なお，今回使用したデータの申請番号は「12656」である。

Ⅲ 結果

表 1 に記載されているコントロール変数をすべて調整済み。なお，所属している事業所について無効回答をした労働者は，調査対象から省いた。さらに各変数について欠損値が生じている労働者は，Stataを用いた分析では自動的に省かれる。そのため，分析対象が18,881人から14,747人に減少している。

回答率を示し，なおかつ，統計的な有意性が確認された回答項目は⑶⑹⑽⑾であった。よって，男性の方が社会貢献の可能性や就業先の将来性（ 1 ） 記述統計
表 2 は，男女間における就業動機の差異をtを考慮して就業先を選択していると考えられる。

検定によって調べたものである。まず，女性の方が高い回答率を示し，なおかつ，統計的な有（ 2 ） 全労働者を対象とした賃金推定の結果意性が確認された就業動機は⑴⑷⑺⑻⑿である。

回帰分析の結果であるが，まず，全労働者を就業動機⑺と⑻，⑿の高さを踏まえると，女性対象とした分析結果を表 3 に記す。女性ダミー

は自身の育児などを考慮して就業先を選択するは十分な統計的有意性を持ったうえで負に相関傾向が強いと考えられる。また，就業動機⑴やしており，係数の値は−0.0789である。被説明⑷の高さを踏まえると，職業の選択において，変数は賃金の対数であるので，女性は男性に比自身のやりがいやスキルを重視して選択する傾

べて7.89％ほど賃金が低いと解釈することがで向が強いと考えられる。他方，男性の方が高いきる。そして，就業動機についてみてみると，― 20 ―

第65巻第 7 号「厚生の指標」2018年 7 月⑴⑵⑹⑼は係数の値が正かつ十分な統計的有意就業した労働者は，他の労働者に比べて2.53％性を持っている。一方，就業動機⑸の係数は十ほど賃金が低いと解釈できる。

分な統計的有意性を持ったうえで，値は−0.0253である。つまり，法人の理念や方針に共感して（ 3 ） ダミー変数とその交差項を用いた賃金推定の結果

表 4 女性ダミーと就業動機の交差項を用いた賃金推定の結果（ｎ＝14,747）
女性ダミー
就業動機
⑴ やりたい職種・仕事内容だったから⑵ 働きがいのある仕事だと思ったから⑶ 人や社会のために役立ちたかったから⑷ 資格・技能が活かせるから⑸ 法人の理念や方針に共感したから⑹ 経営が健全で将来的に安定しているから⑺ 通勤が便利だから⑻ 労働日，労働時間が希望と合ってるから⑼ 賃金等の水準が適当だから⑽ 教育研修等が充実しているから⑾ 福利厚生が充実しているから⑿ 子育て支援が充実しているから⒀ その他
女性ダミーと就業動機の交差項
女性ダミー×就業動機⑴
女性ダミー×就業動機⑵
女性ダミー×就業動機⑶
女性ダミー×就業動機⑷
女性ダミー×就業動機⑸
女性ダミー×就業動機⑹
女性ダミー×就業動機⑺
女性ダミー×就業動機⑻
女性ダミー×就業動機⑼
女性ダミー×就業動機⑽
女性ダミー×就業動機⑾
女性ダミー×就業動機⑿
女性ダミー×就業動機⒀Ｆ値
自由度修正済み決定係数

次に，女性ダミーと就業動機の交差項を含めた推定結果を表 4 に記す。交差項を用いること

係数p値

により，元来の就業動機ダミー⑸と⑻の統計的‑0.0630＜0.001

有意性は十分ではない水準まで低下している。

0.02130.0150‑0.0149
0.00250.0056
0.0673‑0.0103
0.00620.0810‑0.02100.0064‑0.05310.0347

0.064
0.211
0.252
0.842
0.759
＜0.0010.359
0.687＜0.001
0.459
0.765
0.459
0.057

すなわち，就業動機⑸と⑻が賃金に対して有意0.00140.918‑0.00290.837
0.00480.757
0.00070.959‑0.04250.063‑0.0206
0.317
0.00090.946‑0.0656 ＜0.001‑0.0008
0.969
0.03630.321
0.01790.503‑0.00530.944‑0.05820.018
200.290.5351

表 1 に記載されているコントロール変数をすべて調整済み。また，表 3 と同じ理由により，分析対象数が18,881人から14,747人に減少している。

かつ負に相関するのは，男性ではなく女性における現象であると推測される。そして，係数の値が‑0.0425であるため，就業動機⑸を働く理由の一つとしている労働者は他の全労働者に比べて4.25％ほど賃金が低いと解釈できる。
（ 4 ） 男女別の賃金推定の結果
最後に，男女別の推定結果を表 5 に示す。まず，男性において符号が正かつ十分な統計的有意性を持って相関しているものは⑴⑵⑹⑼⒀である。一方，その他の就業動機⑶⑷⑸⑺⑻⑽⑾⑿については十分な統計的有意性が確認されなかった。そして，就業動機⑾における統計的有意性の低さは，福利厚生が賃金や労働者の生産性に反映されていないことを示していると考えられる。
そして，女性労働者を対象とした推定結果を

注

みると，正に相関しながら十分な統計的有意性を持っている就業動機は⑴⑵⑹⑼

表 5 男女別の賃金推定の結果である。一方，負に相関しながら男性（ｎ＝3,347） 女性（ｎ＝11,400）
係数
就業動機⑴ やりたい職種・仕事内容だったから⑵ 働きがいのある仕事だと思ったから⑶ 人や社会のために役立ちたかったから⑷ 資格・技能が活かせるから⑸ 法人の理念や方針に共感したから⑹ 経営が健全で将来的に安定しているから⑺ 通勤が便利だから⑻ 労働日，労働時間が希望と合ってるから⑼ 賃金等の水準が適当だから⑽ 教育研修等が充実しているから⑾ 福利厚生が充実しているから⑿ 子育て支援が充実しているから⒀ その他
Ｆ値
自由度修正済み決定係数

p値

0.01870.083
0.01850.099‑0.0068
0.581
0.01000.401
0.0101
0.577
0.0594 ＜0.001‑0.01270.241‑0.0009
0.956
0.0797 ＜0.001‑0.0177
0.506
0.00820.671‑0.07440.2550.0447 ＜0.007
37.72
0.3691係数

p値

0.0217 ＜0.002
0.01320.070‑0.00920.275
0.00190.784‑0.0361
0.008
0.0460 ＜0.001‑0.00900.184‑0.0514 ＜0.001
0.0791 ＜0.001
0.01250.590
0.01880.246‑0.0509
0.022‑0.02380.152
218.790.5457

注

表 1 に記載されているコントロール変数をすべて調整済み。また，表 3 と表 4と同じ理由により，分析対象数が18,881人から14,747人に減少している。

― 21 ―

十分な統計的有意性を持った就業
動機は⑸⑻⑿である。また，就業動機⑸の係数は‑0.0361な の で，⑸を就業動機の一つとしている労働者は，他の女性労働者に比べて賃金が3.61％ほど低いと解釈できる。したがって，法人の理念や方針に共感した女性労働者は，そうではない労働者に比べて賃金が低いと改めて推測される。

第65巻第 7 号「厚生の指標」2018年 7 月

この点も今後の研究において解決しなければなⅣ 考

察らない課題のひとつである。

Ⅴ 結

組織の理念に共感している労働者は他の労働論者に比べて賃金が低く，さらに，本研究の結果からこの傾向は女性においてみられる。すなわ

賃金は労働者にとって重要なインセンティブ

ち，内発的動機を含む何らかの理念を持ち，そであり，それは介護労働者についても同様であのうえで組織の理念に共感して就業先を決定しる。しかし，介護産業では，労働者の就業動機た女性労働者は，他の労働者に比べて賃金が低は一様ではないということも重要である。今回

いということである。ここで，経済学において，の分析では，男女間において行動が異なること

組織の理念と労働者の動機の関係について述べが明らかになった。さらに，地域差や事業所のたもののうちに “Donated Labor Hypothesis”

法人形態や規模の違いなどを踏まえると，賃金（無償労働供給仮説）というものがある。これの引き上げに対する介護労働者の反応は多種多

はWisebrodが述べたもので，内発的動機の高様であると考えられる。介護産業において労働い労働者は他の労働者に比べて自発的に労働を供給を安定させるためには，画一的な賃上げで供給するため，無償労働が増えるという仮説ではなく，これらを考慮したうえでの報酬形態のある10）。つまり，就業動機⑸が賃金に対して負設定が重要である。さらに，報酬形態以外の要に相関しているのは，自身の内発的動機と一致

素，例えば，労働者間のコミュニケーションやする企業に就業した労働者が，他の労働者に比社内教育の整備といったことも，介護労働者のべてより多くの無償労働を供給しているからで離職を抑制するためには必要であるだろう。

あると推測できる。
そして，この仮説と関連するものが，Besley

謝辞とGhatakが述べた “Motivated Agents”（動機東京大学社会科学研究所付属社会調査・デーづけられた依頼者）という概念である11）。これ

タアーカイブ研究センターSSJデータアーカイ

は，内発的動機の高い労働者を雇用する場合，ブから「介護労働実態調査」のデータを提供しそうでない労働者に比べて低い金銭的報酬にていただいたことに感謝申し上げる。また，本よって雇用関係を維持することが可能になると研究はJSPS科研費（課題番号：17H02505）のいうものである。つまり，今回の結果は，日本助成を受けたものである。の介護労働市場における「動機づけられた依頼者」の存在，また，それは女性において生じて文献いることを示唆する結果であると考えられる。

1 ）介護労働安定センターホームページ．平成28年度

ただし，本研究の分析については以下の点に介護労働実態調査結果（http://www.kaigo‑center.
or.jp/）2018.6.3．

ついて留意する必要がある。まず，労働者の就業動機として，統計上においてより妥当性の高2 ）堀田聡子．介護保険事業所（施設系）における介い変数があることである。解釈を容易にするた

護職員のストレス軽減と雇用管理．季刊・社会保障研究

め，本研究では回答結果にもとづいて二値変数型のダミー変数を設定した。だが，主成分分析

2010. 46（2）
：150‑63．

3 ）大和三重．介護労働者の職務満足度が就業継続意

や因子分解によって新しい変数を作成した方が向に与える影響．介護福祉学

バイアスの小さい推定結果を導出できる可能性

23．

2010．17（ 1 ）：16‑が高い。また，労働者の選抜における偏り，す4 ）小檜山希．介護職の仕事の満足度と離職意向−介

なわち，事業所によるサンプルセレクション・

護福祉士資格とサービス類型に注目して−．季刊・バイアスが発生している可能性が考えられる。

社会保障研究― 22 ―

2010．45（ 4 ）：444‑57．

第65巻第 7 号「厚生の指標」2018年 7 月

5 ）Frey, B. Not Just for the Money：An economic
Theory of Personal Motivation 1997 London．

季刊・社会保障研究9 ）川口大司．ミンサー型賃金関数の日本の労働市場

6 ）山田篤裕，石井加代子．介護労働者の賃金決定要

へ の 適 用．RIETI Discussion Paper Series 11‑J‑

因と離職意向−他産業・他職種からみた介護労働者の特徴−．季刊・社会保障研究2009．45（ 3 ）：229‑48．

026 2011．
10）Weisbrod, B. A. The Nonproﬁt Economy 1988．
11）Besley, T. and Ghatak, M. Competition and Incen-

7 ）花岡智恵．賃金格差と介護従事者の離職．季刊社
会保障研究2009．45（ 4 ）：417‑43．

2009．45（ 3 ）：269‑86．

tives with Motivated Agents”, American Economic Review 2005．95（ 3 ）：616‑36．

8 ）鈴木亘．パートタイム介護労働者の労働供給行動．

― 23 ―