中山間地域における人的資源の集積とその機能に関する予備的考察－地域就業との関連性に着目して－
保永 展利（島根大学）
A Study on the Function of Agglomeration of Labor Resources in Hilly and Mountainous Areas－Focus on Rural Employment and the Labor Allocation－
1．背景と課題
中山間地域では，人口の減少から地域の人口密度が低くなり，人的なつながりが希薄になりやすく，そのことが生産や生活機能の低下を招いている。地域の定住性を高めていくためには，ある程度地域の中で多様性を維持し，それを機能させる就業環境を形成していくことが必要となる。
中山間地域の就業環境に関する研究は，大塚・森岡・黒（2011）や大森（2003）など都道府県や広域市町村経済レベルでのマクロ的分析，井上他（2010），保永（2003a）（2003b）などの農家経済単位でのミクロ的分析があげられる。また，中山間地域を主な対象としていないが，開業と地域性に着目した研究として岡室（2007）があげられる。
これらの研究は地域経済や非農業部門との関連で地域就業の持続性を捉えようとする研究と言える。
しかし，単年度のクロスセクション分析が多く，中山間地域の人材の集積性の違いが及ぼす影響について中長期的な観点から考察した研究は少ない。
そこで，本研究は，中山間地域の人的資源の集積性が中山間地域就業の中長期的持続性にどのように影響を及ぼしているのかを定量的に明らかにすることを課題とする。以下，次の第２節では中山間地域の現状を捉え，仮説を設定する。第３節では仮説を検証するための分析方法，データについて説明する。その上で第４節では分析結果の考察を行う。最後にまとめと今後の課題について述べる。
2．中山間地域における近年の就業環境の変化と仮説
2.1 対象地域の現状
本研究では島根県，高知県における中山間地域を対象とする。
両県は中山間地域が多く存在する地域であるが，特徴として次の４点があげられる。①域内総生産に対する製造業の比率が 10～20％程度と低く，県外から資本があまり入ってきていない。②県内のほとんどが中山間地域であり，公共事業の割合が高い。③農業生産額が全国的にみて低い。④両県の間で失業率や有効求人倍率に格差がみられる。
近年は公共事業の減少に伴い，建設業の域内総生産の減少が大きい。また，製造業の海外立地などに伴い製造業比率の動きにも格差がみられるようになってきる。
両県においては，公共事業に依存してきた中で，近年の公共事業の削減により，所得形成のよりどころとしてきた建設関連の仕事が減少し，住民が生活を維持していくためには就業環境の転換が迫られていると考えられる。
2.2 仮説中山間地域では，所得形成の中心となる非農業部門の変化が中山間地域の労働配分にとっては重要と考えられる。特に，地域経済の人的資源な集積がなければ構造調整していくことが困難となり，地域雇用の維持やスムーズな労働資源配分につながっていかないと考える。本研究では，地域のもっている集積基盤が地域就業の調整に1作用し，その結果，中長期的な雇用変化や労働資源の配分に影響しているという仮説を立てる。中山間地域のもっている集積基盤として次の４つの要因を設定した。
1）産業の近接性
地域内における事業所の密度の高さは，同業種間での連携や融通があることを意味しており，競争的・協力的環境を通じて中長期的な地域就業に機能していると考えられる。
2）人的資源の集積性
専門職・技術的就業者の存在は，地域に固有のノウハウの蓄積があることを示唆している。これに加え，管理的職業従事者や販売に携る就業者などの存在は新しいビジネスを創出していく上で必要な人材である。これらの人材が自地域や近隣地域で利用可能なことは，中長期的に産業転換を通じて地域就業に機能していると考えられる。一方で，近隣に上記人的資源が多く存在していても，有効に結びついていない現状もあることが予想される。
3）人的資源の多様性
異質な業者が比較的幅広く分布している環境が産業の創出能力の基礎となり，中長期的な地域就業に機能していると考えられる。
4）就業環境の柔軟性
臨時的に働ける雇用環境の中で働いている就業者が多いことは，産業の変化に柔軟に対応していける就業者が多いと考えられる。これの点は，女性の就業者の多い環境の多い場合も同様に考えられ，外的な環境変化が大きいほど，柔軟な働き方が地域内での産業の維持や転換を容易にしていくことから，中長期的な地域就業に機能していると考えられる。
3．分析方法とデータ
3.1 分析方法
中山間地域における地域就業の持続性を具体的に表す指標として，「地域労働需要の変化」「地域労働配分の変化」「農業就業の変化」を用いる。これらの指標を先述した仮説の要因群に回帰させることによって関連性を分析する。すなわち，それぞれの持続性指標を被説明変数とした線形の回帰式をモデル 1，モデル 2，モデル 3 として検討する。
3.2 対象地域
分析対象とする地域は，2000 年 2 月１日時点における島根県，高知県の市町村を基礎として考える。その中で対象とする中山間地域は，農林水産省における市区町村別の農業地域類型区分（平成 20 年 6 月改定）を用いて区分した。農林水産省による農業地域は昭和 25 年 2 月 1 日現在での市区町村単位で分類しているため，本研究対象とする 2000 年時点の市町村単位に集計すると，平地農業地域や都市的地域の多い市町村が存在する。このため，中間農業地域と山間農業地域に区分される市区町村の経営耕地面積（総農家単位）を集計し，中間農業地域と山間農業地域を合計した経営耕地面積が全体の経営耕地面積の８割以上になる市町村を本研究で対象とする中山間地域とした。これにより，島根県では 59 市町村のうち中山間地域は 50，高知県では 53 市町村のうち中山間地域は 39 となる。
3.3 分析対象期間とデータ
本研究では 1999 年以降の 10 年間を分析対象期間とする。この期間は，日本型雇用システムが大きく変化していく時期であり，また，公共事業の削減が行われる期間にあたる。経済環境が大きく変化する中で，中山間地域

2

では小地域単位での集積の特性が中長期的な地域就業に影響力をもってくると考えられるためである。
3.3.1 地域就業の持続性指標
1）地域労働需要
地域労働需要の労働需要の変化指標
地域における労働需要の変化を表す指標には，Glaeser（1992）を参考に次式を用いた。

GL = ln( Lt + s / Lt )（１）t+st

ここで，L はｔ期における地域の従業者数，Lはｔ＋ｓ期における地域の従業者数を示す。経済産業省「経済センサス」（平成 21 年以前は事業所・企業統計調査）における民営事業所の従業者数より，1999（平成 11）年～2009（平成 21）年までの 10 年間の変化を捉える。2009（平成 21）年の市町村別データは合併後の市町村となっているため，町丁大字別のデータを本研究の市町村別データに再集計して用いた。
地域労働配分
労働配分の2）地域
労働配分の変化指標
労働投入量のシェアの変化を表す指標には，吉川・宮川（2009）を参考に次式を用いた。
Nt +si∑ (wGLA =i =1− wit ) 2（２）(t + s ) − tt+st

ここで， wi はｔ期における地域の第 i 産業の就業者割合， wiはｔ＋ｓ期における地域の第 i 産業の就業者割合を示す。期間の長さに依存しないように期間で除している。経済産業省「経済センサス」（平成 21 年以前は事業所・企業統計調査）における民営事業所の産業大分類別従業者数を用いて，1999（平成 11）年～2009（平成 21）年までの 10 年間の変化を捉える。1999（平成 11）年のデータに関しては産業小分類から平成 19 年の改定分類に対応させた。この指標は非常に小さな値となるため，分析においては 10,000 を乗じた値を用いている。
3）農業就業
農業就業の就業の変化指標
変化指標
中山間地域農業の就業変化を表す指標には，初期値が小さいことを考慮し，次式を用いた。

GABL =ABLt + s − ABLt

（３）

( ABLt + s + ABLt ) × 0.5
t ;st ;s

ここで， ABL はｔ期において農業生産関連事業の実施した農家戸数， ABL はｔ＋ｓ期において農業生産関連事業の実施した農家戸数を示す。農林水産省「農林業センサス」における農業生産関連事業を実施した販売
農家戸数を 2000 年時点の市町村に再集計し，2000 年～2010 年までの 10 年間の変化を捉える。なお，農業生産関連事業実施農家戸数には，農作業受託を除いた純粋な関連事業（加工，直販，観光農園，レストランなどが該当する）を実施した農家戸数を用いている。
3.3.2 集積基盤
第２節で想定した中山間地域の集積基盤に関する指標を次のように設定した。統計資料上の制約より 2000 年前後のデータを用いる。
1）産業の産業の近接性「事業所密度」：経済産業省「事業所・企業統計調査」及び各県統計書より，民営事業所総数を可住地面積で除事業所密度」
した値を用いた。なお，可住地面積は，2000 年 1 月調査時点の市町村別地目別評価総地積(民有地数値を用い，総面積から池沼，山林面積を引いた値を使用している。但し，モデル 3 に関しては，可住地面積に対する販売農家戸数を代わりに使用する。
「小規模事業所数割合：経済産業省「事業所・企業統計調査」より，民営事業所の従業者数が 10 人未満の事業小規模事業所数割合」
事業所数割合」

3

所割合を用いた。
上述した近接性指標のうち，一定の空間に事業所数の多いことは競争的環境をつくり長期的には地域就業にも正の影響を及ぼしていると考えられる。他方で，中山間地域では従業員が 10 人前後の企業が多いため，小規模な同業者の多くいる環境が労働資源配分の調整を遅らせ地域就業に負の影響を及ぼしている側面があると予想される。
2）人的資源の人的資源の集積性「ブルーカラー層：総務省「国勢調査」より，保安職業従事者，農林漁業作業者，運輸・通信従事者，生ブルーカラー層割合」
割合」
産工程・労務作業者数の合計を総就業者数で除した値を用いた。
「自地域の：総務省「国勢調査」より，市町村ごとに当該市町村において隣接する市町村の専自地域の事業創出層割合
事業創出層割合」
割合」
門的・技術的職業従事者，管理的職業従事者，販売従事者の合計を求め，当該市町村の総就業者数で除した値を用いた。
「近隣地域で：総務省「国勢調査」より，当該市町村において隣接する市町村の専近隣地域で利用可能な利用可能な事業創出層割合
事業創出層割合」
割合」
門的・技術的職業従事者，管理的職業従事者，販売従事者の合計を求め，当該市町村の総就業者数で除した値を用いた。
上述した集積性に関する指標のうち，ブルーカラー的職業への就業割合の高さは近年の経済環境の変化に対する対応を困難にさせると予想される。一方，人材に関する指標は，新産業の形成に特に寄与し，地域内の労働配分調整に作用すると考えられるが，つながりが十分にない場合は影響を与えないことも考えられる。
3）人的資源の人的資源の多様性「就業の：経済産業省「事業所・企業統計調査」より，2007
年 11 月改定の産業大分類に産業分類を用い就業の多様性」
多様性」：てハーシュマン・ハーフィンダール指標を作成して用いた。1999（平成 11）年に関しては，上記部門に分類されていないため，産業小分類から平成 19 年の改定分類に対応させた。2009（平成 21）年に関しては，市町村別データが合併後の市町村となっているため，町丁大字別の小地域集計データを統合して 2000 年時点の市町村に対応させた。
「職業的多様性：総務省「国勢調査」職業別就業者数より，ハーシュマン・ハーフィンダール指標を作成し用職業的多様性」
多様性」
：
いた。
上述した多様性に関する指標は，環境変化に対して地域就業を持続する上で正の要因と考えられる。
4）就業環境の就業環境の柔軟性「就業者の：総務省「国勢調査」の就業者の平均年齢を用いた。
就業者の平均年齢」
平均年齢」：「女性の：総務省「国勢調査」より，市町村ごとに就業者総数を総人口で除した値を用いた。なお，モ
女性の就業率」
就業率」：
デル 3 に関しては，女性の農業就業者割合についても検討した。
「民間比率」：経済産業省「事業所・企業統計調査」より，市町村ごとに民営事業所従業者総数を国・地方公共民間比率」
団体の事業所の従業者数で除した値を用いた。
「雇用者比率」：総務省「国勢調査」より，市町村ごとに雇用者総数を総就業者数で除した値を用いた。
雇用者比率」：「臨時雇用機会」：総務省「国勢調査」より，市町村ごとに臨時雇用者総数を労働力人口の総数で除した値を用
臨時雇用機会」
いた。
「開業環境」：総務省「国勢調査」より 1996～1999 年の新設開業事業所数を労働力人口の総数で除した値を用
開業環境」
いた。
「地域社会：地域社会の協力的環境を表す指標として，農林水産省「農林業センサス」（2000 年）よ
地域社会の社会の共同性共同性」
り，農業以外の内容として農業集落内の福祉・厚生を寄り合いの議題とした集落割合を用いた。集落において

4農業以外の面への意識の高さを表していると考える。
上述した柔軟性指標のうち，就業者の年齢は値が高いほど環境変化への対応が十分に行えないと考えられ，負の影響を及ぼすと予想されるが，それ以外は，外的環境の変化に対して良い方向にも悪い方向にも影響すると考えられる。
4．分析結果と考察
4.1 地域就業の変化

表1.

本研究で対象とした中山間地域の地域就業の中山間地域における地域就業の変化中長期的変化を表 2 に示した。
従業者数の変化指標について近年の 10 年間

合計

島根

高知

（89）

（50）

（39）

地域労働需要の変化指標
平成11-21年
地域労働配分の変化指標
平成11-21年
農業就業の変化指標（％）
平成12-22年の変化をみると，高知県の中山間地域で地域雇用の減少が大きくなっている。また，その逆の動きとして，地域労働配分の変化指標の値が大※民営事業所従業者数の変化率（％）
平成11-21年※地域の失業率（％）
平成12年
平成17年
平成22年

きくなっている。高知県の中山間地域の方が相対的に大きな変化がみられる。農業就業の変化
指標は 2000 年代に農業生産関連の取り組みが各地で大きく伸びたため，両県の中山間地域と

-6.8

-5.5

-8.6

37.8

32.7

44.4

30.0

31.6

27.9

-1.7

-1.4

-2.1

3.2
5.0
5.4

2.3
3.8
4.1

4.2
6.6
7.1

注1：数値は中山間市町村の平均値，括弧内は中山間市町村の数を示している。
注2：※は補足のため加えた指標。

もに高い。
4.2 集積基盤との関連性
前節で検討した変数群を地域就業の持続性指標に回帰させた結果を表 2 に示した。有意性の低い変数は除去して示している。
モデル 1 ではいずれも事業所密表2.

度，小規模事業所割合が負の値をモデル1示している。中山間地域において競争的な環境は地域就業に有効に機能していないと推察される。また，有意性はやや低いが，自地域及び近隣地域の事業創出関連層割

推定結果

係数
定数項

モデル2ｔ値

係数

モデル3

ｔ値

4.44

3.91

33.37

事業所密度

-0.23-2.55－

小規模事業所数割合

-1.49

-2.49

102.16

0.27

係数

ｔ値

0.130.71

産業の近接性
－
1.17

0.34
－

3.10
－

人的資源の集積性
自地域の事業創出層割合

1.03

1.52

-178.31

-2.25

0.99

2.61

近隣で利用可能な事業創出層割合

0.71

1.56

-37.30

-0.52

0.05

0.14

0.68

1.52

132.43

1.78

合，就業の多様性が正の値を示し人的資源の多様性ている。近隣をとりまく人材の集

就業環境の柔軟性
就業者の平均年齢-0.05-3.58

積や多様性確保が長期的な意味で

女性就業率

－－

雇用者比率

-2.07

-4.81

－

地域の就業に有効に機能すること

臨時就業機会－－506.59

2.84

-1.74

-2.18

開業環境

－－-1,048.71

-1.61

－

－

地域社会の共同性

-0.07

-1.12

11.07

1.08

0.15

3.10

-16.19-2.18を示唆している。
モデル 2 では，自地域の事業創出層割合、女性就業率、開業環境

就業の多様性地域ダミー（島根県＝1，高知県＝0）－-267.79－－－－－-1.83

－－－－－

0.07
－

自由度調整済み決定係数

0.365

0.273

0.186

F値

6.617

4.680

5.021

サンプル数

898989が負値を示している一方，就業の注1：パラメータの推定は最小二乗法による。

多様性、臨時雇用機会が正値を示

注3：モデル1は被説明変数に「地域労働需要の変化指標」を，モデル2は「地域労働配分の変化指標」を，している。中山間地域の労働配分

注4：F値の有意性について，モデル1～3とも1％で有意。

注2：「-」は変数間の相関性や変数の有意性により推定から外したことを意味している。
モデル3は「農業就業の変化指標」を用いている。

51.55－

が大きく変動する就業環境の調整過程において，内的な人的資源の集積要因の調整力が働いていることを示唆している。
モデル 3 では，農家の密度が正の値を示している。農業者の多く存在する環境が事業の創造に正に作用していると推察される。また，自地域における事業創出層の割合が有意な正の値を示しており，地域農業との関連性を示唆している。地域社会の共同性についても正の値を示している。農業以外を含め議論をしている集落の多い中山間地域は農業関連事業の展開する方向に機能していることを示唆している。
5．まとめと今後の課題
本研究では，2000 年以降の構造変化の中で，中山間地域が自地域内でどのように地域就業を持続していけるのかについて人的資源の集積性の観点から定量的に分析した。その結果，地域就業の持続性において集積性が影響を及ぼしている点が定量的に確認された。地域の基礎となっている人的資源の集積に係わる諸条件を検討することは長期的な観点から意味があり，中山間地域においては地域間の集積を活用した取り組み，地域のコミュニテ
ィを基礎とした展開が重要と考えられる。
最後に，地域就業を長期的にみると，事業創出に係わる関連の人材の集積変化，地域内部の競争・協調関係の変化があり，その点と地域就業変化との関連を捉える必要がある。
これらの諸点については今後の課題としたい。
参考文献
［１］

Glaeser,E.L., Kallal,H.D., Scheinkman.J.A. and Shleifer A., “Growth in Cities,” Journal of Political Economy, Vol.100, No. 6,
1992, pp.1126－1152.
［２］ 井上憲一・藤栄剛・佐々木宏樹・川崎賢太郎・小糸健太郎，“農家経済活動の多角化とリスク態度－中山間地域を対象として－，”『食農資源経済論集』第 61 巻第 1 号，2010，pp.95-105.
［３］ 伊丹敬之『イノベーションを興す』日本経済新聞出版社，2009.
［４］ 岡室博之，“存続・成長と地域特性，”樋口美雄・村上義昭・鈴木正明・国民生活金融公庫総合研究所『新規開業企業の成長と撤退』，勁草書房，2007，pp.96-122.
［５］ 大塚章弘・森岡隆司・黒瀬誠，“地域経済における産業集積効果の実証分析－中国地域を対象として－，”『地域経済研究』第 22 号，2011，pp.23-39.
［６］ 大森けんいち，“農山村地域の多様性と産業構造，”『2003 年度日本農業経済学会論文集』，2003，pp.114－119。
［７］ リチャード・フロリダ『クリエイティブ資本論―新たな経済階級の台頭』ダイヤモンド社，2008.
［８］ 保永展利，“農家の就業属性と就業選択：ヘドニックアプローチによる－特に，中山間地域を対象として－，”『農業経営研究』，第 41 巻第 1 号, 2003a，pp.31-42．
［９］ 保永展利，“中山間地域における農業のリスクと農業者の就業選択，”『農業経済論集』第 54 巻第 2 号， 2003b，pp.33-43.
［１０］ 吉川洋・宮川修子，“産業構造の変化と戦後日本の経済成長，” RIETI Discussion Paper Series , 09-J-024, 2009.

6