Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
### 1. はじめに

本稿の目的は、我が国の労働市場において女性管理職が少ない要因を総合職女性の管理職希望という、管理職への昇進・昇格意欲から考察することである。

近年、男女間の経済格差を説明する仮説として男女間の競争に対する嗜好の差異に注目する研究が蓄積されている（Gneezy, Niederle and Rustichini (2003)、Gneezy and Rustichini (2004)、Niederle and Vesterlund (2007)、Gneezy, Leonard and List (2008）等）。また、進化生物学の研究成果からも男女では嗜好や気質の差が大きいために、男女間の賃金格差や職場での地位の差となって現れているという指摘がなされている（Browne（1998））。

我が国においてもポジティブ・アクション（Positive Action）への取り組みが推進されてきているが $ ^{1} $ 、女性管理職をはじめとする指導的地位における女性の活躍は大きな進展を見せていない。このように女性の活躍が進展しない背景には、Gneezy, Niederle and Rustichini（2003）が指摘しているように、男女間の選好の違いによるself-selectionや雇用主による差別のほかに「女性は男性よりも競争（昇進・昇格）することを好まない」という側面が影響している可能性がある。

そこで、本稿では総合職女性の管理職への昇進・昇格希望を分析することで、女性管理職が増加しない要因について考察していきたい。特に本稿では、管理職になることが現実的に近いと考えられる、均等法以後に入社した総合職女性に着目して分析を行う。

管理職への昇進・昇格希望を分析することの重要性は、一般的に管理職への昇進・昇格には筆記試験や面接試験などの試験を受験することが必須であり（八代（1992）、松繁・梅崎（2003））、試験を受験するための昇進・昇格「希望」が先行しなければならないことを考えても明らかであろう。すなわち、潜在的な管理職予備軍である総合職女性が管理職への昇進・昇格に対してどのような意識を抱いているのかを考察することで女性が管理職に就くことの妨げになっている要因や管理職希望を促進する要因についての知見を得ることが可能となる $ ^{2} $ 。

また、総合職女性に着目する理由は、就職試験において男性と同等かそれ以上に能力を認められて入社していると考えられ、将来の有力な管理職候補であると見込まれるためである。このように入職時点で「競争」に直面し、それを突破してきた総合職女性が管理職
への昇進や昇格に対してどのような意識を抱いているかについて考察することは、将来の女性管理職の増加を占う上で非常に重要な視点であろう。

もしも総合職女性が管理職への昇進・昇格を希望していないとすれば、企業内の人事制度が整備され、女性に対する昇進・昇格の機会が充分に開かれたとしても女性管理職が増えることは容易ではないであろう。また、総合職女性が管理職への昇進・昇格を希望しているのにも関わらず、女性管理職が増えない現状があるとすれば、企業の人事制度に大きな問題が存在する可能性が高くなる。

このように適切な政策的インプリケーションを導くためにも、総合職女性の管理職希望に焦点を当てて女性管理職が増加しない背景について分析を行うことは非常に重要である。

本稿は以下のように構成される。次章では女性管理職が増えない理由について管理職希望の男女差や企業の認識を整理するとともに、競争に対する男女間の嗜好の差異に注目した先行研究について概観する。次に3章では、本稿の分析に使用する個票データについて紹介し、4章では総合職女性の管理職希望について概観する。続いて5章において回帰分析を行い、総合職女性の管理職希望の規定要因について分析を行う。そして、最後に6章で本稿の分析で得られた知見についてまとめる。

## 2 ．女性管理職が増えない理由

### 2.1 管理職希望の男女差

まず、分析に先立ち、管理職への昇進・昇格希望が男女の管理職比率を規定する重要な要因となっているのかについて確認していきたい。

広島県商工労働部が2002年に実施した「平成14年度広島県働く男女の雇用環境実態調査」は、「管理職への就任希望」に関する男女差を調査している貴重なデータである³。これによると、男性では40.1％が管理職に「就きたい」と回答しているのに対して、女性では10.4％しか管理職に「就きたい」とは回答していないことが示されている。また、管理職に「就きたくない」と考えている割合は、男性が13.1%であるのに対し、女性では43.1%とここでも男女間で大きな隔たりがある。このように、男女間の管理職比率の差を説明する大きな要因として管理職への就任希望の男女差があることがうかがえる。管理職への昇進・昇格希望は男女を問わず、昇進を規定する重要な要因となっていることが示唆されよう。
### 2.2 学力・能力の男女差

次に、男女間に能力の差があるために、それが男女の管理職比率となって現れている可能性について検討してみたい。

OECD が 2000 年から実施している PISA（Programme for International Student Assessment：生徒の学習到達度調査）の結果によると $ ^{4} $ 、日本において男女の得点差が最も顕著な分野は「読解力」であるが、過去 3 回の調査（2000 年、2003 年、2006 年）のいずれにおいても女子の方が男子よりも統計的に有意に得点が高い。その他の「数学的リテラシー」、「科学的リテラシー」、「問題解決能力」などの分野ではほとんど男女間に有意な能力差は見られない。

そして、このような傾向は日本に特有のものではなく、OECD 平均で見ても同様の傾向が観察される。したがって、学力・能力に顕著な男女差があるためにそれが男女の管理職比率となって現れている可能性は低いといえる $ ^{5} $ 。

また、Asano and Kawaguchi（2007）では、女性は実際の生産性よりも低い賃金しか受け取っていない可能性が指摘されており、企業内においても女性の能力が過小評価されていることが示唆される。このように、男女の平均的な能力差以上に女性が労働市場において不利な状況に置かれている現状が垣間見える。

### 2.3 企業の認識

前節・前々節では、女性は男性とほぼ同等の能力を有しているのにも関わらず、女性自身が管理職に就くことを希望していない実情が確認された。それでは、企業は女性の管理職が少数であることに対してどのような認識を持っているのであろうか。

まず、「賃金構造基本統計調査」（厚生労働省）から役職別管理職に占める女性割合を見ると、2007年において民間企業の係長相当職が12.5%、課長相当職が6.5%、部長相当職が4.1%と現時点では、女性管理職は内閣府が目標としている30%という目標達成には遠い数字であることが分かる。

企業における均等推進や両立支援策の推進は、企業業績を向上させるなど有益であると
いう研究成果が蓄積されているにも関わらず $ ^{7} $ 、女性の管理職比率は大きな変化を見せていない。このように女性管理職が増加しない理由はどこにあるのであろうか。女性管理職が増えない理由を各調査から抽出すると以下のようになる。

厚生労働省の「女性雇用管理基本調査」（2007年）によると、企業に「女性管理職が少ないあるいは全くいない理由」（複数回答）の上位項目として、「必要な知識や経験、判断能力等を有する女性がいない」（46.9%）、「勤続年数が短く、管理職になるまでに退社する」（30.9%）、「将来管理職に就く可能性のある女性はいるが、現在、管理職に就くための在職年数等を満たしている者はいない」（27.9%）などが指摘されている。また、次に回答の多い項目に「女性が希望しない」（17.5%）があることも注目すべきであろう。

また、21 世紀職業財団の「女性管理職の育成と登用に関するアンケート」（2005 年）によると、「女性管理職比率が増加しない理由」（複数回答）として、「勤続経験の少ない者が多い」（54.7%）、「判断能力・企画力・接衡力が不足している」（34.7%）、「勤続年数が不足している」（30.6%）などが指摘されている。

このように、企業は「勤続年数や経験等の不足により管理職の適格者がいない」ことを女性管理職が増えない最大の理由としている。この背景には、これまで企業が女性を総合職などの基幹業務を担当する職種に採用してこなかったことや女性が就業を継続しやすい人事制度や職場環境を整備してこなかったために、管理職に相応しい資質や能力を持った女性が管理職に就く前に退職してしまったことがあるかもしれない。

さらに考察すべきは、企業がポジティブ・アクションやワーク・ライフ・バランス施策などを行い、女性に対する管理職ポストが増やされ、また就業を継続しやすい職場環境が構築されたとしても、それだけで女性管理職が増えるのかという点である。すなわち、管理職になるための経験や勤続年数を満していたとしても、2.1で確認されたように女性が管理職への昇進・昇格を希望しないという現実があるとすれば、女性管理職の増加は容易ではないと思われる。したがって、総合職女性の管理職希望に関してその規定要因を分析することは非常に重要であることが理解されよう。

### 2.4 男女間の競争に関する嗜好の差異に着目した先行研究

前節では、企業の認識について概観したが、近年、管理職比率をはじめとする男女間の経済格差を説明する仮説として、男女間の競争に関する嗜好の差異に着目した研究が蓄積
されてきている $ ^{8} $ 。

Gneezy, Niederle and Rustichini（2003）では、コンピュータ上で迷路を解く実験を行い、男性では出来高制（迷路を解いた数に比例して報酬を得ることができる）よりもトーナメント制（グループの中で最も多くの迷路を解くことができた者が最も多くの報酬を得ることができる）の方が成績が良く、女性ではいずれの報酬制度でも正答率に差はないことを示している。

同様に、Niederle and Vesterlund（2007）では、コンピュータ上で計算問題を解く実験を行い、男性は出来高制よりもトーナメント制の報酬体系を好み、さらに女性よりも自信過剰度が高いことを見出している。

これらの先行研究から示唆されることは、競争に対する男女間の嗜好の差異が男女間の管理職比率になって現れている可能性があるということである。実際に、日本企業の中でも均等推進に積極的な企業として日本アイ・ビー・エムやニチレイがあるが、こうした企業においても企業内の人事制度を整備しているにも関わらず、女性自身がなかなか管理職への昇進・昇格を希望しないことが明らかにされている $ ^{10} $ 。

他方、Gneezy, Leonard and List（2008）では家父長的な特徴を持つマサイ族と母系社会的な特徴を持つカシ族に対して報酬体系の嗜好を調査している。その結果、家父長的な特徴を持つマサイ族では男性の方が競争的な報酬体系を嗜好するのに対し、母系社会的な特徴を持つカシ族では女性の方が競争的な報酬体系を嗜好することが示されている。社会制度によっては、女性が男性よりも競争的になり得る可能性があることを示唆しており、非常に興味深い。

Gneezy, Leonard and List（2008）の実験結果から示唆されるように男女間に競争に対する嗜好に差異があったとしても、企業内の人事制度等の不備によって男女間の管理職比率にさらに大きな隔たりが生じている可能性もある。

そこで、次章からはまず総合職女性の管理職希望の有無に関して概観した上で、総合職女性が管理職への昇進・昇格を希望しない背景について分析を行う。
### 3. データと分析方法

### 3.1 データ

本稿で使用するデータは、21世紀職業財団が2004年12月から2005年1月にかけて実施した調査である「女性労働者の処遇等に関する調査2004」の個票データである $ ^{11} $ 。調査は、従業員100人以上の企業13000社を調査対象とした「企業調査」とその対象企業で働く女性社員を調査対象とした「女性労働者調査」から構成されており、本稿で用いるのは「女性労働者調査」の個票データである。有効回収数は「企業調査」が2528票（回収率19.4%）であり、「女性労働者調査」は6445票であった $ ^{12} $ 。

「女性労働者調査」を使用する最大の利点は、「管理職になりたいか否か」という女性の管理職への昇進・昇格希望について調査している点である。また、総合職の女性が多くサンプルに含まれているのも大きな特徴である $ ^{13} $ 。さらに、研修受講の有無、入職経路なども調査されており、どのような特性を持った女性が「管理職になりたい」と考えているのか、あるいはどのような特性を持った女性が「管理職になりたくない」と考えているのかについて詳細に分析することができる。

### 3.2 分析对象

本稿で分析対象とするのは、調査時点で39歳以下の総合職女性である。ただし、既に管理職に就いている女性は分析対象から除いて分析を行う $ ^{14} $ 。

現在の日本企業の人事制度を考えると、コース別人事を実施している企業では、総合職以外の職種が管理職に就くことは非常に少ないと考えられる。したがって、本稿では管理職に就く可能性が高い職種である総合職の女性を分析対象とする。

コース別人事を実施していない企業も多数存在するが、コース別人事を実施していない企業の女性就業者は、その実情がコース別人事を実施している企業の総合職に近い職務を担当しているのか、一般職に近い職務を担当しているのかを識別することができない。そのため、本稿の分析対象からは除外する。
また、年齢に関しても分析対象を39歳以下の女性に限定する。その理由は、男女雇用機会均等法が施行された1986年以後に総合職として入社した女性を分析対象としたいためである。実質的には均等法以後に入社した総合職女性からが管理職になることが現実化している世代であると考えられる。本稿で分析に用いるデータは2004年に調査されたデータであり $ ^{15} $ 、1986年入社の大卒女性は2004年にはおよそ40歳である。本稿のデータでは年齢が5歳刻みの階級値でしか得られないために、39歳以下に限定することで均等法以後に入社した総合職女性を抽出する $ ^{16} $ 。

### 3.3 欠落変数バイアスとその対処

次に対処すべき問題として、「女性労働者調査」ではデータの制約上、「学歴」や「賃金」などの変数が調査されていないため、推計に際した落変数バイアス（Omitted Variable Bias）が生じる可能性が高いことが挙げられる。

そこで、本稿では分析対象を総合職に絞り、かつ年齢も39歳以下の均等法以後に入社した女性にサンプルを限定することで、欠落変数バイアスへの対処を試みる。3.2で触れたように、本稿では実質的に管理職になることが現実化している世代であると考えられることから、39歳以下の総合職女性を分析対象とするが、39歳以下の総合職に着目することは同時に欠落変数バイアスへの対処にもなる。

すなわち、均等法以後に入社した総合職女性であれば、その大部分は大卒以上の学歴であることが予測される。したがって、均等法以後に入社した総合職女性にサンプルを限定することで、学歴を完全ではないもののコントロールすることができる。

また、「賃金」が欠落することによる欠落変数バイアスに関してはその対処が非常に難しいが、本稿では「勤続年数」を活用することにより可能な限りの対処を試みる。日本企業では一般的に賃金と勤続年数は非常に密接に結びついているためである。ただし、本質的な対処を施すことができなかったことは本稿の大きな課題の一つであり、5章における推計結果の解釈には上方バイアスが生じている可能性を加味しながら慎重に解釈する必要があ
る。

### 3.4 分析のフレームワーク

ここで先行研究を基に女性の管理職希望を規定する要因について考察し、分析のフレームワークを提示したい。

総合職女性の管理職希望を規定している要因は大きく2つあると考えられる。

第一の規定要因は、男女均等処遇である。これまでの先行研究から、配置転換や OJT を通じた訓練・技能形成の機会が昇進・昇格を規定する重要な要因であることが指摘されている（八代（1992）、中村（1994）、大内（1999）、仙田・大内（2002））。したがって、総合職として採用されているにも関わらず、管理職へのキャリア形成において重要視されている配置転換や研修、OJT による幅広い技能形成が提供されない場合、女性の管理職希望は弱まることが予測される。

実際に、21世紀職業財団が2000年に実施した「大卒者の採用状況及び総合職女性の就業実態調査」によると、総合職女性が「男性と比べて差を感じる項目」（複数回答）として、最も回答割合の高い項目が「昇進」（49.1%）となっている。また、大内（2007）では、総合職女性の退職理由についてインタビュー調査を行い、結婚や出産よりも「仕事内容・職種」、「労働時間・休日・休暇」、「望まない勤務地への転勤」などへの不満が大きな退職理由となっていることが明らかにされている。そこで、第一の分析課題として、企業の男女均等な待遇や人事評価などの「男女均等処遇」の推進と女性の管理職希望との関連を検証したい。

第二の規定要因は、家事や育児の負担である（大内（1999）、仙田・大内（2002）、松繁・梅崎（2003））。一般的に管理職は労働時間が長くなり、不定期な仕事も増加する。こうした職務負担の増加は、女性が家事や育児の多くを担っている場合には管理職への昇進・昇格の大きな阻害要因になると考えられる。特に、総合職女性は結婚を機に退職することは考えていないものの、出産・育児が就業継続の最大の問題だと考えており（大内（1999）、仙田・大内（2002））、就業の継続には配偶者・家族や企業のサポートが欠かせない $ ^{17} $ 。

このように、企業における結婚や育児・介護面での労働時間の配慮などの「ワーク・ライフ・バランス政策」への配慮が乏しい場合、育児や家事・介護の問題により就業継続が妨げられ、総合職女性の管理職希望を弱めてしまう可能性がある。そこで、第二の分析課題として、結婚・出産・育児への配慮などの「ワーク・ライフ・バランス政策」の推進と女性の管理職希望との関連を検証したい。
### 4. 女性は管理職に就くことを希望しているか

### 4.1 管理職希望の有無

ここで「女性労働者調査」から女性の管理職希望の有無について見ていきたい。人事コース別、年齢層別に管理職希望の有無を示したのが表4-1である。

表 4－1 管理職希望の有無（%）

なりたい	わからない	なりたくない	不明	N
年齢計	21.89	45.14	32.70	0.27	370
総合職	25歳未満	19.35	54.84	25.81	0.00
25～29歳	23.78	45.12	30.49	0.61
30～34歳	18.67	40.00	41.33	0.00
35～39歳	23.19	42.03	34.78	0.00
準総合職	13.33	50.67	34.67	1.33	75
専門職	6.22	31.95	61.00	0.83	241
一般職	6.83	36.80	55.31	1.06	1318
コース別人事なし	9.42	37.41	52.53	0.64	2197

（注1）人事コース別のサンプルは、すべて39歳以下である。

（注2）既に管理職に就いている者は、サンプルから除外されている。

表4-1を見ると、総合職女性では、いずれの年齢層においても明確に「管理職になりたい」と回答している女性は2割前後にとどまっていることが分かる。最も回答割合が高いのは「25～29歳」の総合職であるが、それでも23.78%に過ぎない。その最も管理職希望の強い「25～29歳」の総合職女性においても「管理職になりたい」（23.78%）と考える女性よりも「管理職になりたくない」（30.49%）と考える女性の方が6%以上も多い。このことは非常に注目すべきことである。

なぜならば、女性管理職が少ないのは、「管理職になりたいがなれない」のではなく、「もともと管理職になりたくない」、あるいは、何らかの要因で「管理職になりたくなくなった」ことが原因であることを示唆しているからである。管理職に就くという実感や目標が抱きにくい場合でも将来的な管理職への昇進・昇格に対してわずかでも興味や関心がある場合、「わからない」という回答をする可能性が高いと考えられ、「なりたくない」という回答が示す総合職女性の意思表示は非常に大きな意味を持つといえよう。

### 4.2 管理職になりたくない理由

次に「管理職になりたくない」と回答した女性から、年齢層別に「管理職になりたくない理由」（複数回答）を示したのが表4-2である。
表 4－2 管理職になりたくない理由（M. A） %

年齢計	25歳未満	25～29歳	30～34歳	35～39歳
責任が重くなる	52.07	68.75	46.00	48.39	58.33
仕事と家庭の両立が図れる自信がないから	50.41	37.50	54.00	48.39	54.17
大変そうだから	37.19	50.00	30.00	32.26	50.00
今のままで特に不満はないから	24.79	12.50	30.00	19.35	29.17
同僚の女性との関係が悪くなりそうだから	4.13	0.00	2.00	6.45	8.33
その他	19.01	6.25	14.00	19.35	37.50
N	121	16	50	31	24

（注1）サンプルは、「管理職になりたくない」と回答した総合職女性である。

（注2）既に管理職に就いている者は、サンプルからは除外されている。

表4-2を見ると、すべての年齢層で管理職になりたくない理由として、「責任が重くなる」、「仕事と家庭の両立が図れる自信がないから」、「大変そうだから」が上位項目を占めていることが分かる。特に「責任が重くなる」と考えている女性が多く、「25～29歳」のカテゴリーを除いたすべてのカテゴリーで最も回答割合が高い。

これらの結果を見ると、「仕事と家庭の両立が図れる自信がないから」という選択肢以外からは、「現状以上の負荷を背負ってまで管理職になるつもりはない」と考えている可能性が高いように見受けられる。

一方、「仕事と家庭の両立が図れる自信がないから」という選択肢は「管理職になりたいという気持ちはあるものの、仕事と家庭の両立負担から断念している」という可能性がうかがえる。「仕事と家庭の両立が図れる自信がないから」という選択肢は25歳以上の年齢層において回答割合が高くなる傾向があることから、25歳以上の総合職女性は仕事と家庭を両立することに対しての負担が管理職への昇進・昇格希望を弱めている可能性がある。

次章では回帰分析を行い、どのような要因が女性の管理職希望に影響を与えているのかについて統計的に詳しく検証していきたい。

### 5. 回掃分析

### 5.1 使用する変数

前章では、均等法以後に入社した総合職女性であっても管理職への昇進・昇格を希望していない女性が多いことが確認された。本章では、総合職女性が「管理職になりたくない」と考えている背景・要因について回帰分析を行う。

被説明変数として用いるのは、「あなたは管理職になりたいですか」という設問に対して、「なりたくない」を2、「わからない」を1、「なりたい」を0とする変数である $ ^{18} $ 。
説明変数には、個人属性として、有配偶ダミー、子供ダミー、年齢、勤続年数を導入する。年齢、勤続年数は連続変数ではなく、階級値での数値しか調査されていないため、階級値による値を使用する $ ^{19} $ 。また、入職経路、配置転換経験、研修受講、企業規模、業種の各ダミー変数を説明変数に導入する。

さらに、女性個人の嗜好や企業特性が管理職希望に与える影響を検証するため、総合職女性が「現在の会社で働き続ける上で必要」と感じている施策を説明変数に導入する。変数は主成分分析を用いて作成する。

具体的には、「あなた自身、今の会社で働き続ける上で必要なことはどのようなことと考えていますか」という設問に対する10の選択肢のうち、「その他」を除いた9つの選択肢に対して主成分分析を行い変数を作成する $ ^{20} $ 。推計された相関係数行列の固有ベクトルは表5-1に示されている。

表5－1 主成分分析による相関係数行列の固有ベクトルⅠ

問：「今の会社で働き続ける上で必要なこと」	第1主成分	第2主成分	第3主成分
「やりがいが感じられる仕事の内容」	0.095	0.425	0.328
「子育てしながらでも働き続けられる制度や職場環境」	0.411	-0.287	-0.315
「女性を一人前に扱う企業風土」	0.373	0.455	-0.029
「男女均等な待遇と公正な人事評価」	0.347	0.458	-0.064
「育児や介護のための労働時間面での配慮」	0.419	-0.345	-0.080
「残業があまり多くないこと」	0.194	-0.316	0.480
「勤務時間が柔軟であること」	0.304	-0.305	0.233
「結婚や出産、育児で女性社員が差別されない職場風土、環境」	0.470	0.083	-0.264
「相談できる同僚や先輩がいること」	0.191	0.045	0.653

（注）第1、第2、第3主成分の固有値はそれぞれ2.09、1.61、1.09で、それ以降の主成分では固有値は1を下回る。

第1主成分を見ると、「結婚や出産、育児で女性社員が差別されない職場風土、環境」、「育児や介護のための労働時間面での配慮」、「子育てしながらでも働き続けられる制度や職場環境」が大きな正の値を示している。したがって、第1主成分は、「結婚、育児への理解・配慮」を抽出していると解釈できる。

また、第2主成分では、「男女均等な待遇と公正な人事評価」、「女性を一人前に扱う企業風土」、「やりがいが感じられる仕事の内容」が大きな正の値を示しているため、第2主成
分は「男女均等処遇」を抽出していると解釈できる。

第3主成分では、「相談できる同僚や先輩がいること」、「残業があまり多くないこと」が大きな正の値を示しているため、第3主成分は「心身に負担のかからない職場」を抽出していると解釈できよう。

そして、最後にこれら３つの固有ベクトルを用いて各主成分スコアを計算し、説明変数に導入する。なお、基本統計量は表5-2に示されている。

表 5−2 基本統計量 $ (\text{N}=337) $

変数	平均	標準偏差	最小值	最大值
管理職になりたくない	1.095	0.738	0	2
有配偶ダミー	0.243	0.430	0	1
子供ダミー	0.125	0.331	0	1
25歳未満	0.178	0.383	0	1
25～29歳	0.430	0.496	0	1
30～34歳	0.205	0.404	0	1
35～39歳	0.187	0.390	0	1
勤続年数3年未満	0.282	0.451	0	1
勤続年数3年以上5年未満	0.190	0.393	0	1
勤続年数5年以上10年未満	0.282	0.451	0	1
勤続年数10年以上15年未満	0.172	0.378	0	1
勤続年数15年以上	0.074	0.262	0	1
配置転換経験ダミー	0.472	0.500	0	1
学校卒業後、すぐに今の会社に入社	0.875	0.331	0	1
他会社に勤務後、今の会社に転職	0.104	0.306	0	1
結婚・出産で一旦仕事を辞め、再就職	0.006	0.077	0	1
その他の入職経路	0.015	0.121	0	1
新入社員研修受講ダミー	0.938	0.242	0	1
階層別研修受講ダミー	0.329	0.471	0	1
業務遂行に必要な能力を付与する研修の受講ダミー	0.591	0.492	0	1
海外研修受講ダミー	0.039	0.193	0	1
第1主成分スコア(=「結婚、育児への理解・配慮」)	0.226	1.411	-2.275	3.192
第2主成分スコア(=「男女均等処遇」)	-0.156	1.277	-2.508	2.649
第3主成分スコア(=「心身に負担のかからない職場」)	-0.024	1.022	-2.000	2.425
100人未満	0.012	0.108	0	1
100人～299人	0.228	0.420	0	1
300人～999人	0.407	0.492	0	1
1000人～4999人	0.261	0.440	0	1
5000人以上	0.092	0.289	0	1
製造業	0.166	0.373	0	1
鉱業・建設業・電気・ガス・熱供給・水道業	0.332	0.472	0	1
情報通信業・運輸業	0.083	0.276	0	1
卸売・小売業・飲食店・宿泊業	0.089	0.285	0	1
金融・保険業・不動産業	0.148	0.356	0	1
サービス業	0.181	0.386	0	1

### 5.2 回帰分析 I

推計には Ordered Probit Model（順序プロビットモデル）を採用した。サンプルに用いる
のは、39歳以下の総合職でかつ管理職に就いていない女性である（推計結果は表5-3）。

表 5−3 推計結果 I

毛産ル1	毛産ル2
説明変数	係数	Z値	係数	Z値
有配偶ダミー	0.401	1.95 *	0.426	2.06 **
子供ダミー	-0.621	-2.20 **	-0.665	-2.34 **
25～29歳【25歳未満】	-0.389	-1.60	-0.396	-1.61
30～34歳	-0.196	-0.63	-0.160	-0.51
35～39歳	-0.198	-0.49	-0.187	-0.46
勤続年数3年以上5年未満【勤続年数3年未満】	0.348	1.44	0.360	1.47
勤続年数5年以上10年未満	0.490	2.00 **	0.472	1.91 *
勤続年数10年以上15年未満	0.589	1.84 *	0.582	1.80 *
勤続年数15年以上	0.499	1.15	0.456	1.04
配置転換経験ダミー	0.033	0.23	0.052	0.36
他会社に勤務後、今の会社に転職【学卒後、すぐに入社】	0.076	0.29	0.088	0.33
結婚・出産で一旦仕事を辞め、再就職	0.887	1.01	0.955	1.06
その他の入職経路	-0.235	-0.39	-0.224	-0.37
新入社員研修受講ダミー	0.117	0.36	0.139	0.42
階層別研修受講ダミー	-0.092	-0.60	-0.091	-0.59
業務遂行に必要な能力を付与する研修の受講ダミー	-0.020	-0.15	-0.022	-0.17
海外研修受講ダミー	0.050	0.15	0.032	0.09
第1主成分スコア(=「結婚、育児への理解・配慮」)	-0.037	-0.78	***
第2主成分スコア(=「男女均等処遇」)	-0.169	-3.33	***
第3主成分スコア(=「心身に負担のかからない職場」)	0.155	2.39	**
やりがいが感じられる仕事の内容	0.061	0.45
子育てしながらでも働き続けられる制度や職場環境	-0.093	-0.57
女性を一人前に扱う企業風土	-0.262	-1.54
男女均等な待遇と公正な人事評価	-0.190	-1.18
育児や介護のための労働時間面での配慮	-0.195	-1.31
残業があまり多くないこと	0.459	3.18 ***
勤務時間が柔軟であること	0.284	2.00 **
結婚や出産、育児で女性社員が差別されない職場風土、環境	-0.072	-0.50
相談できる同僚や先輩がいること	0.014	0.10
100人未満【5000人以上】	-0.862	-1.27	-0.781	-1.14
100人～299人	-0.204	-0.78	-0.161	-0.60
300人～999人	0.127	0.52	0.181	0.74
1000人～4999人	-0.185	-0.75	-0.152	-0.61
製造業【卸売・小売・飲食店】	0.101	0.50	0.155	0.75
鉱業・建設業・電気・ガス・熱供給・水道業	0.167	0.59	0.219	0.77
情報通信業・運輸業	-0.235	-0.90	-0.252	-0.96
金融・保険業・不動産業	-0.312	-1.33	-0.242	-1.02
サービス業	0.181	0.81	0.178	0.79
_cut1	-0.630	-0.581
_cut2	0.687	0.755
Prob＞chi2	0.012	0.013
対数尤度	-333.553	-329.815
擬似R2	0.068	0.079
N	337

（注）【】内はレファレンスグループ。***は1%、**は5%、*は10%水準で統計的に有意であることを示す。

まず、プラスに有意な変数、すなわち、管理職希望にマイナスの影響を与えている変数に注目すると、モデル1では「第3主成分スコア」が5%水準で有意にプラスの影響を与えている。つまり、働き続ける上で「心身に負担のかからない職場」を必要としている総合職女性は管理職希望が弱いことが分かる。また、モデル2では、「残業があまり多くないこと」、「勤務時間が柔軟であること」がそれぞれ1%水準、5%水準で有意にプラスの影響を
与えており、働き続ける上で残業が多くないことや勤務時間が柔軟であることを必要としている総合職女性は、管理職希望が弱いといえる。裏を返せば、残業などを厭わない女性は管理職希望が強いと考えられる。

近年、管理職には業績向上や組織革新などのより積極的な役割が求められるようになってきており（田尾（2005））、また、課長以上の管理職の仕事のストレスは課長未満の従業員と比較してより強いことも指摘されている（安田（2008））。このように、管理職に就くことは責任の増加や残業などの労働時間の増加を伴い、職務負担は大きく増加すると考えられる。総合職女性が管理職への昇進・昇格を希望しない背景には、こうした職務負担を望まない女性の意識が反映されていると思われる $ ^{21} $ 。

しかしながら、マイナスに有意な変数、すなわち、管理職希望にプラスの影響を与えている変数もある。まず、モデル1では、「第2主成分スコア」が1%水準で有意にマイナスの影響を与えており、働き続ける上で「男女均等処遇」を必要としている総合職女性は管理職希望が強い。したがって、企業が男女均等処遇などの「機会均等政策」を推進することは、将来の総合職女性の管理職増加に寄与する可能性がある。実際、川口（2008b）では、ポジティブ・アクションを実施している企業やポジティブ・アクションの施策数の多い企業では、統計的に有意に女性管理職が増加していることが示されている。ここからも、機会均等政策など女性の活躍の妨げとなっている要因を取り除く企業の取り組みは、女性管理職を増加させる可能性が高いことが分かる。

また、「子供ダミー」も5％水準で有意にマイナスの影響を与えている。先行研究において育児が女性の就業継続を阻害する大きな要因であることが指摘されているが（大内（1999）、仙田・大内（2002）、松繁・梅崎（2003））、表5-3の推計結果Ⅰからは、先行研究とは対称的に子供のいる女性は管理職希望が強いことが示された。就業継続に対する意識や管理職への昇進・昇格意欲が低い場合、出産（あるいは結婚）を契機に退職してしまう可能性が高い。したがって、子供がいてもなお就業を継続している総合職女性は、子供のいない平均的な総合職女性よりも管理職希望が強いと考えられる。

推計結果Ⅰから、総合職女性が管理職への昇進・昇格を希望しない背景には、「心身に負担のかからない職場」を求めている女性の意識が反映されていることが分かった。具体的には、残業が多いことや勤務時間が柔軟であることを就業継続に必要な条件としている総合職女性は、管理職への昇進・昇格意欲が低い。

また、他方で「男女均等処遇」を就業継続に必要な条件としている総合職女性ほど、他の条件をコントロールしても管理職希望が強いことが示された。管理職希望が強い総合職
女性が求めている施策である男女均等な人事制度を構築することは、結果的には将来の女性管理職が増加する素地を作ることにつながると考えられる。

このように基幹業務に従事していると考えられる総合職の女性であっても、管理職希望の強い女性と管理職希望の弱い女性が明確に分かれている可能性が高い。政策を立案する際には、均等法以後に入社した総合職女性であっても、管理職への昇進・昇格を希望している女性と希望していない女性が明確に分かれている可能性を受け止めることが必要であるといえよう。

### 5.3 回帰分析Ⅱ

次に、推計結果Ⅰの頑健性を確かめるために、「今の会社で働き続ける上で必要なこととして希望すること」を説明変数に導入した推計を行う $ ^{22} $ 。具体的には、表5-1と同様に主成分分析を行い変数を作成する。推計された相関係数行列の固有ベクトルは表5-4に示されている。

表5－4 主成分分析による相関係数行列の固有ベクトルⅡ

問：「今の会社で働き続ける上で必要なこととして希望すること」	第1主成分	第2主成分	第3主成分
「配置転換等による仕事の内容の見直し」	-0.032	0.278	0.706
「研修や自己啓発に対する支援」	-0.207	0.329	-0.191
「男女均等な待遇と公正な人事評価の徹底」	-0.083	0.568	-0.002
「職場における仕事と家庭の両立支援施策の充実」	0.479	0.199	-0.233
「育児や介護のための労働時間面の配慮」	0.563	0.054	-0.035
「残業の縮減」	0.200	-0.263	0.617
「勤務時間の柔軟化」	0.497	-0.071	0.014
「仕事や仕事と家庭の両立問題について相談できる体制」	0.337	0.332	-0.025
「職場風土の改善」	-0.050	0.515	0.169

（注）第1、第2、第3主成分の固有値はそれぞれ1.86、1.37、1.09で、それ以降の主成分では固有値は1を下回る。

第 1 主成分を見ると、「育児や介護のための労働時間面の配慮」、「勤務時間の柔軟化」、「職場における仕事と家庭の両立支援施策の充実」が大きな正の値を示している。したがって、第 1 主成分は、「ワーク・ライフ・バランス」を抽出していると解釈できる。

また、第2主成分では、「男女均等な待遇と公正な人事評価の徹底」、「職場風土の改善」が大きな正の値を示しているため、第2主成分は「男女均等処遇」を抽出していると解釈できる。

第3主成分では、「配置転換等による仕事の内容の見直し」、「残業の縮減」が大きな正の値を示しているため、第3主成分は「配転・残業等の職務の見直し」を抽出していると解釈できよう。
そして、これら３つの固有ベクトルを用いて各主成分スコアを計算し、説明変数に導入する。その他の被説明変数、説明変数、推計方法は表5-3の推計と同様である（推計結果は表5-5）。

表 5−5 推計結果Ⅱ

毛琀儿1	毛琀儿2
說明変数	係数	Z値	係数	Z値
有配偶ダミー	0.395	1.89 *	0.385	1.82 *
子供ダミー	-0.672	-2.34 **	-0.604	-2.06 **
25～29歳【25歳未満】	-0.442	-1.80 *	-0.414	-1.68 *
30～34歳	-0.309	-0.98	-0.296	-0.93
35～39歳	-0.081	-0.20	-0.001	0.00
勤続年数3年以上5年未満【勤続年数3年未満】	0.429	1.75 *	0.419	1.69 *
勤続年数5年以上10年未満	0.585	2.36 **	0.612	2.43 **
勤続年数10年以上15年未満	0.660	2.01 **	0.655	1.96 **
勤続年数15年以上	0.454	1.03	0.366	0.82
配置転換経験ダミー	0.047	0.34	0.028	0.19
他会社に勤務後、今の会社に転職【学卒後、すぐに入社】	0.108	0.40	0.097	0.36
結婚・出産で一旦仕事を辞め、再就職	0.806	0.90	0.744	0.83
その他の入職経路	-0.260	-0.43	-0.236	-0.39
新入社員研修受講ダミー	0.228	0.68	0.246	0.72
階層別研修受講ダミー	-0.165	-1.06	-0.175	-1.11
業務遂行に必要な能力を付与する研修の受講ダミー	0.050	0.37	0.061	0.45
海外研修受講ダミー	-0.086	-0.26	-0.080	-0.24
第1主成分スコア(ぢ「ワーク・ライフ・バランス」)	0.097	1.96 **
第2主成分スコア(ぢ「男女均等処遇」)	-0.159	-2.88 ***
第3主成分スコア(ぢ「配転・残業等の職務の見直し」)	0.268	4.33 ***
「配置転換等による仕事の内容の見直し」	0.562	2.94 ***
「研修や自己啓発に対する支援」	-0.513	-3.50 ***
「男女均等な待遇と公正な人事評価の徹底」	-0.295	-1.88 *
「職場における仕事と家庭の両立支援施策の充実」	-0.175	-1.16
「育児や介護のための労働時間面の配慮」	-0.018	-0.12
「残業の縮減」	0.258	1.72 *
「勤務時間の柔軟化」	0.251	1.68 *
「仕事や仕事と家庭の両立問題について相談できる体制」	0.009	0.06
「職場風土の改善」	-0.028	-0.19
100人未満【5000人以上】	-0.720	-1.07	-0.480	-0.70
100人～299人	-0.024	-0.09	0.006	0.02
300人～999人	0.212	0.86	0.279	1.11
1000人～4999人	-0.112	-0.44	-0.083	-0.32
製造業【卸売・小売・飲食店】	0.118	0.59	0.108	0.54
鉱業・建設業・電気・ガス・熱供給・水道業	0.132	0.47	0.130	0.46
情報通信業・運輸業	-0.340	-1.30	-0.284	-1.08
金融・保険業・不動産業	-0.392	-1.68 *	-0.370	-1.56
サービス業	0.163	0.73	0.178	0.79
_cut1	-0.425	-0.412
_cut2	0.925	0.960
Prob＞chi2	0.000	0.000
対数尤度	-326.410	-322.533
擬似R2	0.088	0.099
N	337

（注）【】内はレファレンスグループ。***は1%、**は5%、*は10%水準で統計的に有意であることを示す。

まず、プラスに有意な変数、すなわち、管理職希望にマイナスの影響を与えている変数に着目すると、モデル1では「第1主成分スコア」、「第3主成分スコア」がそれぞれ5%水準、1%水準で有意にプラスの影響を与えている。つまり、「ワーク・ライフ・バランス」
や「配転・残業等の職務内容の見直し」を希望している総合職女性は管理職希望が弱いことが分かる。この結果は注目に値する。なぜならば、一般的にワーク・ライフ・バランスは女性の管理職への就業を後押しするものと考えられているが、表5-5の推計結果Ⅱからはワーク・ライフ・バランスを希望する女性ほど管理職への昇進・昇格を希望しないことが示されたからである。

一方、マイナスに有意な変数、すなわち、管理職希望にプラスの影響を与えている変数として「第2主成分スコア」が1%水準で有意にプラスの影響を与えている。つまり、「男女均等処遇」を希望している総合職女性は管理職希望が強い。この結果は表5-3の推計結果Ⅰからも確認された結果であり、男女均等処遇を希望する総合職女性ほど管理職希望が強いという結果は頑健性を持つといえよう。

また、モデル 2 を見ると「研修や自己啓発に対する支援」が 1% 水準で有意にマイナスの影響を与えており、研修や自己啓発などの教育訓練に関する支援を希望している総合職女性は、管理職希望が強い。管理職候補となり得る能力と意欲のある総合職女性に対して積極的に教育訓練を施すことは、将来の女性管理職の増加に寄与する効果が期待できるかもしれない。

推計結果Ⅱからは、働き続ける上で「ワーク・ライフ・バランス」施策や「配転・残業等の職務の見直し」を必要としている総合職女性ほど管理職希望が弱く、働き続ける上で「男女均等処遇」施策を必要としている総合職女性ほど管理職希望が強い傾向があることが観察された。

### 5.4 回帰分析Ⅲ

最後に、さらなる頑健性のチェックのため、「女性が働き続けるのを困難にしたり、障害になること」を説明変数に導入した推計を行う。この変数も主成分分析を用いて作成する。推計された相関係数行列の固有ベクトルは表5-6に示されている。

表 5－6 主成分分析による相関係数行列の固有ベクトルⅢ

問：「女性が働き続けるのを困難にしたり、障害になること」	第1主成分	第2主成分
「育児」	0.019	0.583
「介護」	0.211	0.439
「家事」	0.201	0.345
「夫の転勤」	0.196	0.361
「家族の理解のなさや反対」	0.275	0.274
「男性優位の職場風土」	0.476	-0.259
「女性の意欲や能力が劣っているという偏見」	0.470	-0.181
「男女均等な職場でないこと」	0.496	-0.209
「女性に対する職場の理解のなさ」	0.328	-0.022

（注）第1、第2主成分の固有値はそれぞれ2.11、1.61で、それ以降の主成分では固有値は1を下回る。
第1主成分を見ると、「男女均等な職場でないこと」、「男性優位の職場風土」、「女性の意欲や能力が劣っているという偏見」が大きな正の値を示している。したがって、第1主成分は、「男女不均等処遇」を抽出していると解釈できる。

また、第2主成分では、「育児」、「介護」、「夫の転勤」が大きな正の値を示しているため、第2主成分は「家庭内の負担」を抽出していると解釈できる。そして、これら2つの固有ベクトルを用いて各主成分スコアを計算し、説明変数に導入する。その他の被説明変数、説明変数、推計方法は表5-3の推計と同様である（推計結果は表5-7）。

表 5－7 推計結果Ⅲ

説明変数	伝数	Z値	伝数	Z値
有配偶ダミー	0.425	2.09 **	0.457	2.22 **
子供ダミー	-0.578	-2.06 **	-0.627	-2.17 **
25～29歳【25歳未満】	-0.411	-1.71 *	-0.353	-1.43
30～34歳	-0.274	-0.88	-0.194	-0.61
35～39歳	-0.248	-0.62	-0.111	-0.27
勤続年数3年以上5年未満【勤続年数3年未満】	0.389	1.62	0.349	1.43
勤続年数5年以上10年未満	0.563	2.30 **	0.518	2.08 **
勤続年数10年以上15年未満	0.531	1.66 *	0.472	1.46
勤続年数15年以上	0.448	1.04	0.363	0.82
配置転換経験ダミー	0.029	0.20	0.033	0.23
他会社に勤務後、今の会社に転職【学卒後、すぐに入社】	-0.016	-0.06	-0.056	-0.21
結婚・出産で一旦仕事を辞め、再就職	1.207	1.37	1.308	1.46
その他の入職経路	-0.206	-0.34	-0.304	-0.50
新入社員研修受講ダミー	-0.085	-0.26	-0.088	-0.26
階層別研修受講ダミー	-0.099	-0.65	-0.107	-0.70
業務遂行に必要な能力を付与する研修の受講ダミー	-0.009	-0.07	-0.032	-0.24
海外研修受講ダミー	0.070	0.21	0.095	0.28
第1主成分スコア(=「男女不均等処遇」)	-0.046	-1.04
第2主成分スコア(=「家庭内の負担」)	0.146	2.80 ***
「育児」	0.037	0.19
「介護」	0.122	0.84
「家事」	0.166	1.15
「夫の転勤」	0.186	1.36
「家族の理解のなさや反対」	0.061	0.42
「男性優位の職場風土」	0.060	0.36
「女性の意欲や能力が劣っているという偏見」	-0.223	-1.26
「男女均等な職場でないこと」	-0.417	-2.22 **
「女性に対する職場の理解のなさ」	0.060	0.42
100人未満【5000人以上】	-0.546	-0.83	-0.495	-0.74
100人～299人	-0.113	-0.43	-0.093	-0.35
300人～999人	0.212	0.88	0.209	0.86
1000人～4999人	-0.161	-0.65	-0.177	-0.71
製造業【卸売・小売・飲食店】	0.016	0.08	-0.012	-0.06
鉱業・建設業・電気・ガス・熱供給・水道業	0.024	0.09	-0.083	-0.29
情報通信業・運輸業	-0.297	-1.15	-0.321	-1.23
金融・保険業・不動産業	-0.379	-1.63	-0.393	-1.69 *
サービス業	0.067	0.30	0.039	0.18
_cut1	-0.823	-0.711
_cut2	0.471	0.594
Prob＞chi2	0.063	0.123
対数尤度	-337.809	-335.506
擬似R2	0.056	0.063
N	337

（注）【】内はレファレンスグループ。***は1%、**は5%、*は10%水準で統計的に有意であることを示す。
モデル 1 を見ると、「第 2 主成分スコア」が 1% 水準で有意にプラスの影響を与えており、「家庭内の負担」が女性の就業を阻害していると考えている総合職女性は管理職希望が弱い。一方、モデル 2 を見ると、「男女均等な職場でないこと」が 5% 水準でマイナスに有意であり、男女の不均等な処遇が女性の就業を阻害していると考えている総合職女性は管理職希望が強いことが分かる。

このように推計結果Ⅲからは、育児や介護など「家庭内の負担」が女性の就業を困難にしていると考えている総合職女性は管理職希望が弱く、また、「男女均等な職場でない」という職場環境が女性の就業を困難にしていると考えている総合職女性は、管理職希望が強いことが示された。このように総合職女性であってもその嗜好は一様ではないことが分かる。このような傾向は推計結果Ⅰや推計結果Ⅱからも確認された結果であり、頑健性を持つ結果であるといえよう。

### 6. むすび

本稿では、総合職女性の個票データを用いて、日本の労働市場において女性管理職が少ない理由を管理職希望という管理職への昇進・昇格意欲を基に考察してきた。

まず、本稿の分析から得られた重要な結果は、均等法以後に入社した総合職女性においても、その多くは管理職に就くことを希望していないことが確認されたことである。現時点では、管理職に「なりたい」と考える総合職女性よりも管理職に「なりたくない」と考える総合職女性の方が多い。

また、管理職希望に影響を与える要因について回帰分析を行った結果、「心身に負担のかからない職場」や「ワーク・ライフ・バランス」を希望している総合職女性は、管理職希望が弱いことが分かった。具体的には、残業があまり多くないことや勤務時間が柔軟であること、配置転換等の仕事の内容の見直しなどを希望している総合職女性は管理職希望が弱い。

他方で、「男女均等処遇」を希望している総合職女性は、管理職希望が強いことも確認された。これらの結果から、均等法以後に入社した総合職女性であっても、男女均等処遇施策を重要視する管理職希望の強い女性とワーク・ライフ・バランス施策を重要視する管理職希望の弱い女性という、嗜好の異なる総合職女性の存在が示唆される。研修や自己啓発に対する支援、男女均等な待遇、公正な人事評価の推進は、管理職希望の強い総合職女性が希望している施策であり、これらの施策の推進は、将来の女性管理職が増える素地を作ることにつながる可能性があると思われる。今後の女性管理職数の行方を占う上で企業の環境整備が果たす役割は大きいといえよう。

最後に本稿に残された課題について触れたい。

本稿では、データの制約もあり、均等処遇施策やワーク・ライフ・バランス施策への「要
望」と管理職への昇進・昇格意欲の相関関係を推計することにとどまり、均等処遇施策やワーク・ライフ・バランス施策の「導入」と昇進・昇格意欲との関連について分析を行うことができなかった。また、今後は「男女均等処遇の導入や推進が女性の管理職への昇進・昇格意欲を高めるのか」という検証も必要であろう。そのためには、パネルデータを用いた分析が必要不可欠であり、今後のデータの蓄積が望まれる。さらには、総合職女性の管理職への昇進・昇格意欲が低いのは、Browne（1998）が主張するように生物学的な先天的なものであるのか、それともGneezy, Leonard and List（2008）の分析結果から示唆されるように、学校教育や家庭教育、あるいは社会制度が影響した後天的なものであるのかに関しても充分な検討が必要となろう。これらは今後の課題である。

## 参考文献

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21 世紀職業財団『女性管理職の育成と登用に関するアンケート結果報告書』2005a.

21 世紀職業財団『女性労働者の処遇等に関する調査結果報告書』2005b.

広島県商工労働部「平成14年度広島県働く男女の雇用環境実態調査」2002.