Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
## 表2-2-5 配偶者選択の順序プロビット回帰 (Prediction用) と説明変数の限界効果

5-1) 男性による妻 (学歴) の選択

順序プロビット	中学卒	高校卒	短大等卒	大学卒以上
係数	標準誤差	限界効果	標準誤差	限界効果	標準誤差	限界効果	標準誤差	限界効果	標準誤差
夫学歴ダミー1 (中学卒 = 1)	-1.356	0.059 ***	0.410	0.020 ***	-0.184	0.017 ***	-0.187	0.008 ***	-0.039	0.004 ***
夫学歴ダミー2 (短大等卒 = 1)	0.620	0.088 ***	-0.113	0.011 ***	-0.067	0.021 ***	0.134	0.021 ***	0.045	0.010 ***
夫学歴ダミー3 (大学卒以上 = 1)	1.289	0.055 ***	-0.232	0.010 ***	-0.142	0.016 ***	0.263	0.014 ***	0.111	0.009 ***
配偶相当年龄女性学歴 (加重平均)	0.338	0.020 ***	-0.083	0.005 ***	0.006	0.004 *	0.063	0.004 ***	0.014	0.001 ***
対数尤度	-2803
疑似決定係数	0.303
標本数	3283

5-2) 女性による夫 (学歴) の選択

順序プロビット	中学卒	高校卒	短大等卒	大学卒以上
係数	標準誤差	限界効果	標準誤差	限界効果	標準誤差	限界効果	標準誤差	限界効果	標準誤差
夫学歴ダミー1 (中学卒 = 1)	-1.636	0.059 ***	0.524	0.020 ***	-0.166	0.017 ***	-0.077	0.006 ***	-0.281	0.010 ***
夫学歴ダミー2 (短大等卒 = 1)	0.868	0.058 ***	-0.173	0.009 ***	-0.132	0.016 ***	0.038	0.003 ***	0.267	0.021 ***
夫学歴ダミー3 (大学卒以上 = 1)	1.850	0.098 ***	-0.222	0.009 ***	-0.423	0.024 ***	0.010	0.006 ***	0.635	0.030 ***
配偶相当年齢女性学歴 (加重平均)	0.125	0.022 ***	-0.033	0.006 ***	-0.005	0.002 ***	0.007	0.001 ***	0.031	0.005 ***
対数尤度	-2980
疑似決定係数	0.273
標本数	3309

注）***、** 及び* は、推定係数がそれぞれ1%、5%、10%の水準で統計学的に有意にゼロと異なることを意味する。被説明変数は、配偶者の学歴 (中学卒 = 9、高校卒 = 12、短大等卒 = 14、大卒以上 = 16)。
表2-2-6 配偶者選択の順序プロビット回帰の予測に基づく本人学歴別 誕生年別配偶者学歴比率

夫(本人)	夫誕生年	配偶者(妻)	学歷	妻(本人)	妻誕生年	配偶者(夫)	学歷
学歷	中学卒	高校卒	短大等卒	大卒以上	学歷	中学卒	高校卒	短大等卒	大卒以上
中學卒	1910	0.829	0.170	0.001	0.000	1910	0.794	0.199	0.004	0.003
1920	0.796	0.202	0.002	0.000	1920	0.782	0.210	0.004	0.004
1930	0.718	0.278	0.004	0.000	1930	0.757	0.233	0.005	0.005
1940	0.670	0.324	0.006	0.000	1940	0.743	0.246	0.005	0.006
1950	0.525	0.458	0.017	0.001	1950	0.714	0.272	0.007	0.007
1960	0.411	0.555	0.032	0.002	1960	0.657	0.323	0.009	0.011
1970	0.376	0.582	0.039	0.002	1970	0.650	0.328	0.010	0.012
1980	0.310	0.630	0.056	0.004	1980	0.639	0.338	0.010	0.013
高校卒	1910	0.342	0.608	0.047	0.003	1910	0.208	0.587	0.062	0.143
1920	0.299	0.637	0.059	0.005	1920	0.196	0.587	0.065	0.152
1930	0.218	0.680	0.092	0.010	1930	0.174	0.584	0.069	0.172
1940	0.180	0.692	0.114	0.014	1940	0.163	0.581	0.072	0.184
1950	0.098	0.678	0.190	0.034	1950	0.142	0.573	0.077	0.208
1960	0.057	0.624	0.257	0.061	1960	0.109	0.549	0.085	0.258
1970	0.047	0.601	0.278	0.073	1970	0.106	0.545	0.085	0.264
1980	0.032	0.547	0.319	0.102	1980	0.100	0.540	0.087	0.273
短大/專門学校等卒	1910	0.152	0.695	0.135	0.018	1910	0.046	0.436	0.097	0.421
1920	0.126	0.692	0.159	0.024	1920	0.042	0.423	0.097	0.437
1930	0.081	0.662	0.214	0.042	1930	0.036	0.398	0.097	0.469
1940	0.062	0.635	0.247	0.056	1940	0.032	0.384	0.097	0.487
1950	0.028	0.527	0.332	0.113	1950	0.026	0.356	0.096	0.522
1960	0.014	0.427	0.381	0.178	1960	0.018	0.304	0.092	0.586
1970	0.011	0.394	0.392	0.203	1970	0.017	0.299	0.091	0.593
1980	0.007	0.330	0.405	0.258	1980	0.016	0.290	0.090	0.604
大学卒/大学院了	1910	0.045	0.594	0.284	0.077	1910	0.004	0.148	0.065	0.783
1920	0.035	0.559	0.311	0.096	1920	0.003	0.139	0.062	0.795
1930	0.019	0.474	0.360	0.146	1930	0.003	0.122	0.058	0.817
1940	0.014	0.425	0.382	0.180	1940	0.002	0.114	0.055	0.829
1950	0.005	0.293	0.408	0.294	1950	0.002	0.098	0.050	0.850
1960	0.002	0.205	0.393	0.400	1960	0.001	0.073	0.041	0.885
1970	0.002	0.180	0.383	0.435	1970	0.001	0.071	0.040	0.888
1980	0.001	0.137	0.355	0.507	1980	0.001	0.067	0.038	0.894

注）比率は表2-2-5の回帰モデルによる予測値。

例えば、1910年生まれの中卒の父親の子の15.6%は中卒に止まる一方、10.6%は大学まで進学する。同じ1910年生まれの中卒でも、母親の場合、子供が中卒どまりの割合は15.2%、大卒割合は11%となる。学歴決定の基本モデルにおける誕生年項に現れた高学歴化傾向、及び配偶者選択における配偶相当年齢異性学歴の上昇を反映し、親の学歴を一定とした場合の子供の学歴は親の誕生年が最近に近づくほど顕著に高まっていく。同じ中卒の父親でも、誕生年が1970年になると、その子供が中卒に止まる確率は3%以下に低下し、逆に大学まで進学する確率は37%まで高まっている。

当然予想される通り、親の学歴が高いほど、子供の学歴も高位に分布する。とは言え、全体として強い高学歴化傾向が見られ、中卒の親の子供の最頻学歴水準は1960年生まれの親まで一貫して高卒だったが、1970年生まれの親の子では高卒と大卒がほぼ拮抗するまでになった。高卒の親の子供の場合、高卒を繰り返すのが一般的（最頻）だったのは1930年生まれの親までで、1940年生まれの親以降では、大卒以上が普通になっている。短大卒の親の子供では、1920年生まれの親以降一貫して大卒以上比率が最も高く、しかもその比率はどんどん高まっている。大卒以上の親の子供の学歴は一貫して大卒以上がトップであり、
表2-2-7 個人の性別・誕生年・学歴から予測される子供の学歴（比率）

親學歷	誕生年(親→子)	中学卒	父親と子供の関係子供の学歴(比率)高校卒	短大等卒	大学卒以上	中学卒	母親と子供の関係子供の学歴(比率)高校卒	短大等卒	大学卒以上
中学卒	1910→1940	0.156	0.577	0.161	0.106	0.152	0.574	0.163	0.110
1920→1950	0.125	0.560	0.181	0.134	0.123	0.557	0.182	0.138
1930→1960	0.097	0.533	0.201	0.170	0.098	0.532	0.200	0.170
1940→1970	0.075	0.500	0.217	0.208	0.077	0.502	0.216	0.206
1950→1980	0.054	0.453	0.232	0.261	0.059	0.465	0.229	0.248
1960→1990	0.038	0.403	0.241	0.318	0.043	0.421	0.238	0.298
1970→2000	0.028	0.358	0.244	0.370	0.033	0.380	0.243	0.344
高校卒	1910→1940	0.073	0.495	0.218	0.214	0.062	0.455	0.222	0.260
1920→1950	0.055	0.456	0.231	0.258	0.047	0.417	0.230	0.306
1930→1960	0.040	0.406	0.240	0.315	0.035	0.372	0.234	0.359
1940→1970	0.029	0.359	0.243	0.369	0.026	0.330	0.234	0.411
1950→1980	0.019	0.299	0.238	0.444	0.018	0.284	0.229	0.469
1960→1990	0.012	0.244	0.226	0.517	0.012	0.234	0.217	0.536
1970→2000	0.008	0.204	0.213	0.575	0.009	0.199	0.205	0.587
短大/專門学校等卒	1910→1940	0.034	0.383	0.240	0.343	0.018	0.282	0.230	0.470
1920→1950	0.025	0.335	0.241	0.399	0.013	0.242	0.221	0.524
1930→1960	0.016	0.281	0.235	0.468	0.009	0.202	0.208	0.581
1940→1970	0.011	0.235	0.224	0.530	0.006	0.167	0.193	0.634
1950→1980	0.006	0.179	0.201	0.613	0.004	0.134	0.174	0.687
1960→1990	0.004	0.135	0.176	0.686	0.002	0.102	0.152	0.744
1970→2000	0.002	0.106	0.156	0.736	0.002	0.082	0.133	0.783
大学卒/大学院了	1910→1940	0.010	0.224	0.222	0.544	0.005	0.161	0.198	0.636
1920→1950	0.007	0.184	0.207	0.603	0.003	0.129	0.179	0.688
1930→1960	0.004	0.143	0.185	0.668	0.002	0.100	0.157	0.741
1940→1970	0.002	0.112	0.164	0.721	0.001	0.077	0.136	0.786
1950→1980	0.001	0.079	0.135	0.784	0.001	0.056	0.113	0.831
1960→1990	0.001	0.056	0.110	0.834	0.000	0.040	0.091	0.868
1970→2000	0.000	0.041	0.091	0.867	0.000	0.030	0.075	0.895

注）表2-2-3の基本モデルと表2-2-5のモデルを用い、子供の数は2人、子供は親（夫、妻によらず）が30歳の時点で生まれたものと仮定して子供の学歴比率（男女平均）を計算。

その傾向は年々強まって近年では大卒の親の子のほぼ9割が大卒以上の教育を受けている。したがって、一旦大卒以上の学歴に達した家系では、その子孫も大卒以上の教育を受けることになる可能性は高いと言えるが、低学歴の家系で子弟がトラップに嵌ったように低学歴に止まり続けるという形の学歴階層の固定化は生じていない。

### 2 -2-5. 小括

本 2-2 節では、世代間の所得・資産移転という視点を持ちつつ、アンケート調査個票を用いて我が国における子供の教育水準（学歴）に関する分析を行った。特に注目したのは、(1) 教育水準の決定要因、とりわけ、親の学歴や経済状況が子供の教育水準にどのように影響しているか、及び、(2) 教育階層の分離、すなわち、世帯毎の学歴の固定化によって社会階層の分離が生じている可能性はないか、である。

まず前者の決定要因については、両親の学歴（ペア）が子供の教育水準の決定において非常に大きな影響を及ぼしていることが確認できた。また、親の経済状況についても、子供の教育に正の影響を与える（豊かな親の子ほど高い教育を受ける）ことが確認されたが、影響の大きさ自体は、親の教育水準のそれに比べれば、小さいものであることが分かった。
一方、後者の教育階層の分離については、結婚（配偶者選択）行動を通じた学歴選抜まで考慮して世帯毎の学歴の固定化の可能性を検討したが、(1)で確認された子弟の学歴選択（教育水準決定）における「自己回帰」性にもかかわらず、例えば中卒の親の子供が中卒に止まってしまうというような階層の固定化は我が国では生じていない。これには、本節分析で用いた「教育年数」で測る教育投資には上限があるため、高学歴家系の学歴は頭打ちになる一方、我が国において、自己回帰的傾向を大きく凌駕するような急速な高学歴化が社会全体として進行していたことが作用していると考えられる。

本稿の分析と視角は異なるが、橘木・八木（2009）等では、我が国の教育について、教育年数を超えて質までを考慮した分析が試みられている。今回のアンケート調査には、教育の質の項目は含まれていないため、そこまでは行い得ないが、質まで考慮して教育が世代間移転に与える影響を分析し、また階層の固定化が生じていないかを探ることを今後の課題としたい。

## 参考文献

樋口美雄（1992）「教育を通じた世代間所得移転」、『日本経済研究』No.22、pp.137-165。

北條雅一（2008）「教育を通じた世代間所得移転」、チャールズ・ユウジ・ホリオカ、財団法人家計経済研究所編『世帯内分配と世代間移転の経済分析』第4章、ミネルヴァ書房、pp.93-117。

橘木俊詔、八木匡（2009）『教育と格差 - なぜ人はブランド校を目指すのか』、日本評論社。Ono, Hisashi (2004) “Are sons and daughters substitutable? Allocation of family resources in contemporary Japan,” Journal of Japanese and International Economics, Vol. 18, No. 2, pp. 143-160.
表2-2-補A 学歴選択 (実績ベース)の順序プロビット回帰

[1]	[2]	[3]	[4]	[5]
係数	標準誤差	係数	標準誤差	係数	標準誤差	係数	標準誤差	係数	標準誤差	係数	標準誤差
性別ダミー(男性=1)	0.329	0.072 ***	0.127	0.187	0.190	0.142	0.153	0.263	0.167	0.245
誕生年	0.017	0.006 ***	-0.030	0.022	0.006	0.016	-0.050	0.033	-0.014	0.032
兄弟数	-0.155	0.026 ***	-0.271	0.092 ***	-0.278	0.080 ***	-0.450	0.125 ***	-0.345	0.116 ***
姉妹数	-0.149	0.026 ***	-0.114	0.089	-0.191	0.078 **	-0.225	0.130 *	-0.223	0.123 *
長男ダミー	0.056	0.069	0.253	0.165	0.180	0.137	0.295	0.237	0.386	0.227 *
長女ダミー	0.055	0.056	0.112	0.168	-0.035	0.135	-0.092	0.247	0.069	0.237
父親誕生年	-0.014	0.007 **	-0.032	0.023	-0.044	0.019 **	-0.024	0.039	-0.007	0.034
母親誕生年	-0.005	0.007	-0.009	0.024	0.006	0.019	-0.013	0.037	-0.068	0.031 **
両親学歷ダミー1(父中卒、母中卒)	-0.723	0.060 ***	-0.478	0.307	-0.485	0.196 **	-0.221	0.464
両親学歷ダミー2(父高卒、母中卒)	-0.371	0.097 ***	-0.418	0.406	-0.272	0.258	-0.610	0.612
両親学歷ダミー3(父短卒、母中卒)	-0.295	0.335	-0.713	0.227 ***
両親学歷ダミー4(父大卒、母中卒)	-0.157	0.312	-1.208	0.178 ***	-0.204	0.402	-1.165	0.239 ***
両親学歷ダミー5(父中卒、母高卒)	-0.551	0.084 ***	-0.416	0.190 **	-0.701	0.158 ***	-0.621	0.287 **
両親学歷ダミー6(父短卒、母高卒)	0.233	0.138 *	1.051	0.275 ***	0.060	0.261	1.096	0.513 **
両親学歷ダミー7(父大卒、母高卒)	0.602	0.080 ***	0.320	0.230	0.506	0.165 ***	0.330	0.370
両親学歷ダミー8(父中卒、母短卒)	-0.243	0.172	0.438	0.200 **	0.092	0.360	0.757	0.269 ***
両親学歷ダミー9(父高卒、母短卒)	0.120	0.105	0.154	0.184	0.649	0.193 ***	0.539	0.299 *
両親学歷ダミー10(父短卒、母短卒)	0.569	0.172 ***	1.032	0.523 **	1.593	0.510 ***	1.896	0.502 ***
両親学歷ダミー11(父大卒、母短卒)	0.915	0.086 ***	0.773	0.188 ***	0.930	0.148 ***	1.003	0.240 ***
両親学歷ダミー12(父中卒、母大卒)	-0.831	0.114 ***
両親学歷ダミー13(父高卒、母大卒)	0.647	0.368 *	5.051	0.209 ***	5.232	0.231 ***	5.370	0.251 ***
両親学歷ダミー14(父短卒、母大卒)	-0.918	0.061 ***
両親学歷ダミー15(父大卒、母大卒)	1.093	0.115 ***	0.749	0.211 ***	1.389	0.200 ***	1.203	0.331 ***
父親賃金(年齡調整值)	0.056	0.017 ***	0.073	0.027 ***	0.106	0.024 ***
母親賃金(年齡調整值)	0.023	0.029	0.000	0.043	0.027	0.040
両親世帯保有資産(世帯主年齡調整值)	0.006	0.001 ***	0.003	0.003	0.004	0.004
対数尤度	-3302	-464	-697	-217	-242
疑似決定係数	0.115	0.125	0.130	0.219	0.137
標本数	3084	439	688	229	231

注）***、** 及び* は、推定係数がそれぞれ1%、5%、10%の水準で統計学的に有意にゼロと異なることを意味する。被説明変数は、個々人の目標学歴 (中学卒 = 9、高校卒 = 12、短大等卒 = 14、大卒以上 = 16)。

賃金及び資産の年齢調整値は、それぞれを年齢及び年齢の2乗に回帰した残差として作成した。単位は100万円。賃金変数を説明変数に含む回帰式 ([2]、[4]、[5]列) は、サンプルを (父ないし母が) 60歳以下のものに限定している。
### 2 -3. 退職金の実態と決定要因

日本では日本的雇用慣行の下、退職者に対し退職一時金を支給する慣行が普及しており、多くの個人にとって退職金は生涯所得の一部となっている。厚生労働省「就労条件総合調査報告」(2008年)によれば、退職給付（一時金・年金）制度のある企業数割合は83.9%であり、勤続35年以上で定年退職した人に対する退職給付額は、大卒（管理・事務・技術職）2,020万円（月収換算39.8カ月）高卒（同）1,606万円（同38.3カ月）中卒（現業職）1,052万円（同34.7ヶ月分）と月収換算で3年分前後となっている。退職金に関する調査は他にもあるが、主として企業に尋ねた調査であり、その内容は学卒後就職し定年まで同じ企業に勤務して退職した等一定の条件を満たす雇用者を対象としたものが中心であり、定年に至らずに退職したり途中で転職する等、個々の家計が実際に取得した退職金についての調査は極めて限られている（表2-3-1） $ ^{28} $ 。定年退職者以外の人も含めた個々人の受領する退職金は実際にはどの程度であろうか。また、個人は自らの退職金に関してどの程度受け取ると期待しているのであろうか。本節では、まず、個人が実際に受給した退職一時金の実態及びその要因を分析した上で、個人が現在の勤務先から将来取得すると予想している退職一時金期待額とその要因を分析する $ ^{29} $ 。

表2-3-1 退職一時金に関する主な調査

調査主体	調査名	調査対象企業	対象企業数(最新の調査年)	その他
厚生労働省	就労条件総合調査	常用労働者が30人以上	約6000社（有効回答4047社、2008年）	勤続20年以上の退職者を対象1966年 質金労働時間制度総合調査 以降名称を変更しつつ数年おきに実施
総務省人事・恩給局	民間企業退職金実態調査	企業規模100人以上、本社・本店の事業所規模50人以上資本金5億円以上かつ従業員1000人以上	6232社（回答企業3556社、2006年）	勤続20年以上の退職者を対象
中央労働委員会	賃金事情等総合調査	380社（回答企業236社、2009年）
東京都産業労働局	中小企業の賃金退職金事情	東京都内の従業員300人未満の中小企業	3500社（有効回答1184社、2008年）
## 2 -3-1 退職一時金取得の状況とその要因

本調査では、過去に退職や転職の経験がある人（世帯主及び配偶者）に対し、辞めた会社（辞めた会社が二つ以上ある場合、最も長く勤めた会社）について、まず、退職一時金を受け取ったか否かを尋ねた上で、受け取ったと答えた人にはその金額が勤め先収入の何ヶ月分にあたったかを質問している。質問の選択肢は、(1)3ヶ月分相当未満、(2)3-6ヶ月分相当、(3)6-12ヶ月分相当、(4)12-24ヶ月分相当、(5)24-36ヶ月分相当、(6)37-48ヶ月分相当、(7)48ヶ月分相当以上である。これら問いへの回答をみると、常勤雇用者であっても45%の人が辞めた企業から退職一時金を受け取っていない。次に多いのは「3ヶ月未満」と答えた人で20%を占めるが、一方で1年(12ヶ月)を超える人も16%存在している（表2-3-2）。

表2-3-2 退職一時金の受取状況

(人、括弧内は%)

受け取らず	3ヶ月未満	3-6ヶ月	6-12ヶ月	12-24ヶ月	24-36ヶ月	36-48ヶ月	48ヶ月以上	計
辞めた時	561	249	153	92	75	37	32	61	1260
常勤	(44.5)	(19.8)	(12.1)	(7.3)	(6.0)	(2.9)	(2.5)	(4.8)	(100.0)
3年以下	242	59	4	10	5	0	0	1	321
(75.4)	(18.4)	(1.2)	(3.1)	(1.6)	(0.0)	(0.0)	(0.3)	(100.0)
4-9年	213	140	87	27	7	2	1	1	478
(44.6)	(29.3)	(18.2)	(5.6)	(1.5)	(0.4)	(0.2)	(0.2)	(100.0)
510-19年	68	35	47	36	21	3	1	1	212
(32.1)	(16.5)	(22.2)	(17.0)	(9.9)	(1.4)	(0.5)	(0.5)	(100.0)
20-29年	21	9	11	10	24	10	2	7	94
(22.3)	(9.6)	(11.7)	(10.6)	(25.5)	(10.6)	(2.1)	(7.4)	(100.0)
30年以上	17	6	4	9	18	22	28	51	155
(11.0)	(3.9)	(2.6)	(5.8)	(11.6)	(14.2)	(18.1)	(32.9)	(100.0)
辞めた時	185	23	7	5	6	2	0	2	230
非常勤	(80.4)	(10.0)	(3.0)	(2.2)	(2.6)	(0.9)	(0.0)	(0.9)	(100.0)
3年以下	64	3	0	1	0	0	0	0	68
(94.1)	(4.4)	(0.0)	(1.5)	(0.0)	(0.0)	(0.0)	(0.0)	(100.0)
4-9年	67	12	1	1	0	0	0	0	81
(82.7)	(14.8)	(1.2)	(1.2)	(0.0)	(0.0)	(0.0)	(0.0)	(100.0)
510-19年	34	5	6	2	3	0	0	0	50
(68.0)	(10.0)	(12.0)	(4.0)	(6.0)	(0.0)	(0.0)	(0.0)	(100.0)
数20-29年	15	2	0	1	1	0	0	1	20
(75.0)	(10.0)	(0.0)	(5.0)	(5.0)	(0.0)	(0.0)	(5.0)	(100.0)
30年以上	5	1	0	0	2	2	0	1	11
(45.5)	(9.1)	(0.0)	(0.0)	(18.2)	(18.2)	(0.0)	(9.1)	(100.0)
総計	746	272	160	97	81	39	32	63	1,490
(50.1)	(18.3)	(10.7)	(6.5)	(5.4)	(2.6)	(2.1)	(4.2)	(100.0)

注) 自営業・家族従事者・経営者を除く。

第 1 部でも指摘したように、この背景には勤続年数が短くして退職した事例が相当程度含まれていることが考えられる。そこで、表 2-3-2 の 2 列目以降で勤続年数による特徴をみた $ ^{30} $ 。常勤の場合退職一時金を受け取らなかったと答えた人は勤続年数が 3 年以下の場合 75.4% であるものの、勤続年数が長くなるに従いその割合は減少し、30 年以上勤務した場合
に受け取らなかった人は11.0%まで低下する $ ^{31} $ 。また、勤続30年以上になると受領額（月収換算）も顕著に増加し、48ヶ月以上相当と答えた人が3割超となる。一方、非常勤は標本数が限られていることに留意する必要があるが、退職一時金を取得した人は全体で2割程度であり、受領者でもうち約半数は3カ月未満と少額である $ ^{32} $ 。勤続年数毎の平均受給額を計算すると、常勤の場合勤続年数10-14年頃までは緩やかな増加にとどまり、その後増加幅が加速している（図2-3-1）。

(ヶ月分) 図2-3-1 退職金の平均受取額 (月収換算)

注)受け取らなかったと答えた人も含めた平均値。非常勤の20-24年は20-29年の平均、30-34年は30年以上の平均受給額を示す。

以上では勤続年数に着目したが、実際には学歴や企業規模はじめその他の要因も影響していることが考えられる $ ^{33} $ 。日本を対象とした退職金の実証分析として、清家 (1995)は、離
職率の分析を行い、退職金・企業年金総額の現在価値が離職率に負の影響を持つという結果を得ているが、その過程で企業規模が退職金に及ぼす影響に着目し、労働省「退職金制度・支給実態調査」の企業別個票データを用いて退職金・企業年金総額を被説明変数とした回帰分析を行っている。説明変数は企業規模ダミー、定年年齢、労働組合有無ダミー等を用い、企業規模ダミーはプラス、定年年齢はマイナスでともに有意という結果を得ている。つまり、企業規模が大きいほど、定年年齢が若いほど退職金・企業年金総額は多くなる。また、退職一時金のみで分析を行っても同様の結果を得たほか、産業別ダミーを入れても企業規模の効果は有意であったとしている。

本節では清家 (1995)を参考に説明変数として勤続年数、企業規模を用い、その他の変数として、卒業からの経過年数、学歴、職種、業種、定年退職か否か、早期退職制度の利用の有無、辞めた年代のほか、退職理由として「会社の経営悪化、倒産」及び「意に反して解雇された」という選択肢を会社都合によるダミーとして用いた $ ^{34} $ 。また、清家 (1995)では、退職金額を被説明変数とした回帰分析を行っているが、本調査では、退職一時金の金額ではなく月収換算での階層的な回答であることから順序プロビットによる分析を行った。予想される符号は、勤続年数、定年退職及び早期退職制度の利用はプラスであり、これらは企業定着効果及び退職促進効果とも整合的である $ ^{35} $ 。卒業からの経過年数は、勤続年数に依存しない年功的効果（年齢効果）を企業が退職金設定にあたり考慮していればプラスの符号が期待される。業種・職種は、それぞれ製造業、事務職をリファレンスグループとした。辞めた年代を含めたのは退職金給付水準の時系列的变化の有無をみるためである。会社都合ダミーは自己都合でないことからプラスの符号が期待されるものの、企業の経営悪化や倒産の場合は経営状態を反映し逆の効果を持つことも起こり得よう。

結果は表2-3-3に示す通りである。第1列は、推定に必要な説明変数について情報が得られる全ての標本を対象に行った結果であり、勤続年数、企業規模は予想通り正で有意となったほか、常勤ダミーも有意となった。そこで、第2列では常勤サンプルを対象に推定した。勤続年数、企業規模は引き続き有意である一方、学歴は高卒に比べ中卒は負で有意だが、高専・短大卒及び大卒との差はともに有意でない。また、早期退職制度は正に有
表2-3-3 既に辞めた会社から得た退職一時金に関する推定 (順序プロビット回帰)

全サンプル	常勤	非常勤
係数	標準誤差	係数	標準誤差	係数	標準誤差
勤続年数<3年以下>
4-6年	0.56	0.09 ***	0.54	0.10 ***	0.73	0.31 **
7-9年	0.91	0.11 ***	0.96	0.11 ***	0.46	0.37
10-14年	1.04	0.13 ***	1.05	0.14 ***	0.93	0.42 **
15-19年	1.43	0.18 ***	1.34	0.20 ***	2.16	0.49 ***
20-24年	1.35	0.20 ***	1.49	0.22 ***	1.47	0.47 ***
25-29年	2.01	0.23 ***	1.95	0.26 ***
30-34年	1.93	0.26 ***	1.92	0.27 ***	2.12	0.61 ***
35年以上	2.30	0.28 ***	2.25	0.30 ***
卒業からの経過年数	0.02	0.01 ***	0.02	0.01 ***	-0.01	0.01
常勤	1.11	0.13 ***
女性	0.08	0.08	0.10	0.09	0.57	0.32 *
学歴<高卒>
中学校卒	-0.51	0.15 ***	-0.64	0.17 ***	0.44	0.35
高専 短大卒	-0.02	0.08	-0.06	0.09	0.60	0.29 **
大学卒	0.01	0.09	-0.02	0.10	0.49	0.33
企業規模<4人以下>
5-29人	0.03	0.17	-0.03	0.19	0.07	0.47
30-499人	0.42	0.16 ***	0.38	0.18 **	0.74	0.39 *
500-999人	0.70	0.18 ***	0.65	0.19 ***	0.98	0.53 *
1000人以上	0.76	0.17 ***	0.73	0.19 ***	0.89	0.47 *
官公庁等	0.94	0.20 ***	1.01	0.23 ***	0.54	0.51
辞めた理由
会社の経営悪化等	-0.45	0.13 ***	-0.42	0.14 ***	-0.50	0.36
解雇	-0.48	0.31	-0.58	0.33 *	-0.15	0.78
定年	0.29	0.19	0.31	0.21	0.10	0.49
早期勧奨退職制度利用	1.27	0.14 ***	1.26	0.14 ***	7.58	0.92 ***
辞めた年<1960年代>
1970年代	0.27	0.11 **	0.23	0.12 **	0.80	0.49
80年代	0.18	0.09 **	0.21	0.09 **	-0.73	0.48
90年代	0.06	0.08	0.04	0.09	0.35	0.25
2000年以降	0.14	0.16	0.20	0.17	-0.15	0.54
標本数	1490	1260	230
疑似対数尤度	-1761.3	-1260.2	-129.1
疑似決定係数	0.235	0.224	0.273

注）標準誤差はrobust standard error。***、**、*はそれぞれ有意水準1%、5%、10%を示す。<>は各ダミー変数のリファレンスグループ。非常勤はサンプル数を考慮し20年以上の勤続年数ダミー分類を20年-29年（20-24年の欄に記載）及び30年以上（30-34年の欄に記載）とした。業種、職種ダミーの結果は省略。

意と予想通りであったが、会社都合による退職ダミーは会社の経営悪化等及び解雇ともに負となった。辞めた年代については、符号は全て正であるが、係数は70年代が最大となっている。このほか、表2-3-3では省略したが、職種ダミーで有意となったものはなく、業種は医療福祉及び教育学習が統計的に5%水準以上で有意となり符号はともに正であった。第3列は非常勤の結果を示している。標本数の減少を考慮し、20年以上の勤続年数ダミーは、20-29年及び30年以上の2つに統合した。勤続年数の係数は正でその多くが有意となったほか、企業規模の係数も正となった。
表 2-3-3 の結果は順序プロビットによる推定であるため、各変数の効果の大きさを得られた係数から解釈することは難しい。そこで、表 2-3-3 で得られた常勤及び非常勤の結果について、勤続年数や企業規模等有意になった要因に着目しつつ（すなわち、有意でなかった説明変数の幾つかは除外し）再推定を行うとともに、その限界効果を示したのが表 2-3-4 及び表 2-3-補 A である。常勤については、勤続年数、企業規模など多くの変数で有意となり、勤続年数が増加するほど、企業規模が大きいほど退職一時金受領額も増加するという結果となっている。一例として勤続年数をみると、勤続年数が 3 年以下の人を基準として、勤続年数が 35 年以上の人は、退職一時金を受領しない確率は 43% 低い一方、48 ヶ月相当以上の退職一時金を受領する確率は 17.4% 高くなる。

次に、表2-3-4の一列目のモデルを用いて予測される個人の退職一時金受領額(月収換算)を試算した（表2-3-5） $ ^{36} $ 。まず、1980年代に退職した大卒者及び高卒者について勤続年数別にみると、1000人以上の大企業では、15-19年で11カ月相当となり、25-29年になると21カ月相当、35年以上で約30カ月相当となっている。35年以上で定年退職した場合は約35ヶ月相当となる。企業規模が小さくなると受領額は減少し、30人未満の企業では、35年以上勤務した場合でも17ヶ月分相当、35年以上かつ定年退職の場合22ヶ月分相当となる。時系列推移をみると、90年代に若干減少した後、2000年代にはむしろ若干増加し80年代の水準に近づいており時系列的な低下トレンドは見られていない。一方、変動幅も小さいことから断定するのは難しいが、退職金受領額は辞めた時期の景況に左右される面もあるのかもしれない。

表 2-3-5 で得られた結果を厚生労働省「就労条件総合調査」(2003 年)と比較してみよう。同調査による退職給付額は退職金給付制度のある企業の結果であることから、比較のために同調査で別途得られる退職金制度のある企業の比率（1000 人以上 86.7%、30-99 人 84.7%）を掛けた数値を計算すると、勤続年数 35 年以上の大卒者（事務・管理・技術職）の受領した平均退職給付額は、1000 人以上の企業で 39.7 カ月（2,435 万円）30-99 人の企業で 23.9 カ月（1,224 万円）高卒（管理・事務・技術職）で同 42.5 カ月（1,672 万円）31.5 カ月（1,342 万円）中卒（現業職）で同 43.9 カ月（1,230 万円）26.0 カ月（811 万円）となり、本調査の結果と属性による傾向が類似している $ ^{37} $ 。一方で、本調査の結果の方が給付水準はやや低くなっているが、これは企業年金として受け取る予定の分も一因となっていると考えられる。乖離幅は学歴が低くなるほど拡大している $ ^{38} $ 。
表2-3-5 推定結果から試算した退職一時金給付額 (月収換算 [カ月分]、常勤)

大学卒	高校卒	中学校卒
企業規模	企業規模	企業規模
0-29人	30-499人	500-999人	1000人以上	0-29人	30-499人	500-999人	1000人以上	0-29人	30-499人	500-999人	1000人以上
80年代に退職
0-3	0.3	0.7	1.1	1.4	0.3	0.7	1.2	1.4	0.1	0.2	0.3	0.4
4-6	1.0	1.9	2.9	3.5	1.0	2.0	2.9	3.5	0.3	0.6	1.0	1.3
7-9	2.0	3.6	5.1	6.0	2.0	3.6	5.1	6.1	0.6	1.3	2.1	2.5
勤続年数	10-14	2.6	4.5	6.3	2.6	4.6	6.4	7.5	0.9	1.8	2.7	3.3
15-19	4.2	7.1	9.5	4.3	7.2	9.6	11.1	1.6	3.1	4.4	5.3
20-24	5.8	9.4	12.3	5.9	9.5	12.4	14.1	2.4	4.3	6.1	7.1
25-29	10.3	15.3	19.2	10.4	15.5	19.3	21.4	4.8	8.0	10.6	12.2
30-34	11.3	16.6	20.6	11.4	16.8	20.7	22.9	5.4	8.8	11.7	13.3
35-35-定年)	17.0	23.4	27.8	17.7	24.2	28.6	30.9	10.5	15.6	19.5	21.6
22.1	28.9	33.3	22.8	29.7	34.1	36.2	14.5	20.6	24.8	27.1
90年代に退職
0-3	0.2	0.5	0.8	1.1	0.2	0.5	0.8	1.1	0.0	0.1	0.2	0.3
4-6	0.7	1.5	2.2	2.7	0.7	1.5	2.2	2.7	0.2	0.5	0.8	1.0
7-9	1.5	2.8	4.0	4.8	1.5	2.8	4.1	4.9	0.5	1.0	1.6	1.9
勤続年数	10-14	2.0	3.6	5.1	2.0	3.6	5.1	6.1	0.6	1.3	2.1	2.5
15-19	3.3	5.7	7.8	3.4	5.8	7.9	9.2	1.2	2.4	3.5	4.2
20-24	4.7	7.7	10.3	4.7	7.8	10.4	11.9	1.8	3.4	4.9	5.8
25-29	8.5	13.0	16.5	8.6	13.1	16.7	18.6	3.8	6.5	8.8	10.2
30-34	9.4	14.2	17.9	9.5	14.3	18.0	20.1	4.3	7.2	9.7	11.2
35-35-定年)	14.5	20.5	24.8	15.1	21.3	25.6	27.9	8.7	13.3	16.9	18.9
19.3	25.9	30.4	20.0	26.7	31.2	33.4	12.3	17.8	21.9	24.1
2000年以降に退職
0-3	0.3	0.7	1.1	1.3	0.3	0.7	1.1	1.4	0.1	0.2	0.3	0.4
4-6	0.9	1.8	2.7	3.3	0.9	1.9	2.8	3.4	0.3	0.6	1.0	1.2
7-9	1.8	3.4	4.9	5.7	1.9	3.4	4.9	5.8	0.6	1.3	1.9	2.4
勤続年数	10-14	2.4	4.3	6.1	2.5	4.4	6.1	7.2	0.8	1.7	2.5	3.1
15-19	4.0	6.8	9.2	4.1	6.9	9.3	10.7	1.6	2.9	4.2	5.0
20-24	5.6	9.0	11.9	5.6	9.1	12.0	13.7	2.3	4.1	5.8	6.8
25-29	9.9	14.8	18.6	10.0	15.0	18.8	20.8	4.6	7.7	10.2	11.7
30-34	10.9	16.1	20.1	11.0	16.2	20.2	22.3	5.2	8.5	11.3	12.9
35-35-定年)	16.5	22.8	27.2	17.1	23.6	28.0	30.3	10.1	15.1	19.0	21.1
21.5	28.3	32.7	22.2	29.1	33.5	35.6	14.0	20.0	24.3	26.5

注) 高校卒は、高専・短大卒、大学は大学院卒を含む。

## 2 -3-2 雇用者は自らの退職一時金をどの程度と期待しているか

雇用者は将来自分が受けとる退職金についてどのような期待を形成しているであろうか。本調査では、調査時点で働いている人（世帯主及び配偶者、自営等は除く）に対し、現在の勤務先に退職金（一時金・年金）制度が存在しているかを聞いた上で、自らが予想する程度に働き続けたとしてどの程度の金額の退職一時金を予想しているかを尋ねている。退職一時金予想額の質問の選択肢は、勤め先収入の(1)3ヶ月分相当未満、(2)3-6ヶ月分相当、(3)6-12ヶ月分相当、(4)12-24ヶ月分相当、(5)24-36ヶ月分相当、(6)37-48ヶ月分相当、(7)48ヶ月分相当以上であり、辞めた企業について尋ねた質問の選択肢と同様である。回答を
表2-3-6 退職一時金受取期待の状況

(人、括弧内は%、平均はヶ月）

受け取らない1	3ヶ月未満	3-6ヶ月	6-12ヶ月	12-24ヶ月	24-36ヶ月	36-48ヶ月	48ヶ月分相当以上	計	平均
常勤	122(37.0)	7(2.1)	13(3.9)	19(5.8)	34(10.3)	41(12.4)	27(8.2)	67(20.3)	330(100.0)	20.7
退職4-9年	3年以下(80.0)	4(20.0)	0(0.0)	0(0.0)	0(0.0)	0(0.0)	0(0.0)	0(0.0)	5(100.0)	0.3
勤誠年数で20-29年	14(60.9)	1(4.3)	3(13.0)	1(4.3)	1(4.3)	1(4.3)	0(0.0)	2(8.7)	23(100.0)	7.8
想30年以上	43(72.9)	2(3.4)	3(5.1)	5(8.5)	4(6.8)	1(1.7)	0(0.0)	1(1.7)	59(100.0)	3.7
23(41.8)	1(1.8)	2(3.6)	5(9.1)	6(10.9)	8(14.5)	3(5.5)	7(12.7)	55(100.0)	16.5
35(21.7)	4(2.5)	3(1.9)	7(4.3)	21(13.0)	27(16.8)	19(11.8)	45(28.0)	161(100.0)	27.9
非常勤	242(95.7)	3(1.2)	2(0.8)	0(0.0)	3(1.2)	2(0.8)	0(0.0)	1(0.4)	253(100.0)	0.7
退職4-9年	15(100.0)	0(0.0)	0(0.0)	0(0.0)	0(0.0)	0(0.0)	0(0.0)	0(0.0)	15(100.0)	0.0
勤誠年数で20-29年	63(94.0)	1(1.5)	2(3.0)	0(0.0)	0(0.0)	0(0.0)	0(0.0)	1(1.5)	67(100.0)	1.0
想30年以上	104(97.2)	1(0.9)	0(0.0)	0(0.0)	2(1.9)	0(0.0)	0(0.0)	0(0.0)	107(100.0)	0.4
44(95.7)	1(2.2)	0(0.0)	0(0.0)	1(2.2)	0(0.0)	0(0.0)	0(0.0)	46(100.0)	0.4
16(100.0)	0(0.0)	0(0.0)	0(0.0)	0(0.0)	2(0.0)	0(0.0)	0(0.0)	18(100.0)	3.3

注) 自営業・家族従事者・経営者は除く。平均値は受け取らなかった人も含めた加重平均。

みると、常勤でも退職金をもらえないと予想している人が37％となる一方、48ヶ月分相当以上と答えた人も20％にのばる（表2-3-6）。また、本調査では勤務先に就職した年に加え、「現在の勤務先にあと何年くらい働きたいと思うか」を別途質問しており、就職年から調査時点までの期間と後者の回答の和を求めることにより個人の想定する予想勤続年数を求めることができる。得られた予想勤続年数毎にみると、3年以下の人の80％は退職金を受け取らないことを予想しているが、勤続年数が増加するにつれてその割合は減少する。また、非常勤の場合は、そのほとんどが受け取らないことを予想しているが、5%程度ではあるものの受給を予想する人が存在している。

以上より、退職一時金期待額も人々の想定する予想勤続年数により異なることが分かったが、既にみた企業規模、学歴等勤続年数以外の要因も人々の期待に影響を及ぼしていることが考えられる。そこで、次に、退職一時金予想額（月収換算）について順序プロビット分析を行った。説明変数は既に受領した退職金の推定で用いた変数のうち調査から得られるもの、すなわち、退職予想年における勤続年数、企業規模、退職予想年における卒業からの経過年数、学歴、職種、業種、定年退職か否かのほか、辞めた年代の代わりに辞める予定の年代を用いた $ ^{39} $ 。退職金に関する個人の期待形成がこれまで論じてきた企業調査や既に得た退職金と整合的であるならば、予想される符号は予想勤続年数、定年退職はプラ
表2-3-7 現在の勤務先に期待する退職一時金 (順序プロビット回帰)

全サンプル	常勤	非常勤
係数	標準誤差	係数	標準誤差	係数	標準誤差
退職までの予想
勤続年数<3年以下>
4-6年	1.28	0.53 **	1.69	0.73 **
7-9年	1.32	0.56 **	0.02	0.73
10-14年	0.82	0.51	0.56	0.59	-0.36	0.41
15-19年	0.96	0.55 *	0.50	0.63
20-24年	1.80	0.51 ***	1.56	0.60 ***	0.04	0.42
25-29年	1.67	0.51 ***	1.49	0.59 **
30-34年	1.85	0.50 ***	1.76	0.58 ***	0.51	0.48
35年以上	2.49	0.50 ***	2.35	0.58 ***
退職予想年における卒業からの経過年数	-0.02	0.01 *	-0.03	0.01 **	0.02	0.02
常勤	1.33	0.22 ***
女性	-0.20	0.18	-0.14	0.19	-0.31	0.36
学歴<高卒>
中学校卒	-0.64	0.31 **	-0.91	0.29 ***	-0.17	0.56
高専 短大卒	0.03	0.19	0.17	0.23
大学卒	0.09	0.17	0.03	0.19	0.25	0.34
企業規模<4人以下>
5-29人	-0.23	0.30	-0.22	0.37
30-499人	-0.18	0.27	0.12	0.32
500-999人	-0.06	0.38	0.07	0.42
1000人以上	0.22	0.29	0.48	0.34	0.37	0.29
官公庁等	0.45	0.31	0.82	0.38 **	0.19	0.52
定年	0.02	0.14	0.00	0.15	-0.05	0.50
退職予定年<2011年-19年>
2020-29年	1.88	0.64	0.01	0.16
2030年以降	2.03	0.64	-0.08	0.22
標本数	579	330	249
疑似対数尤度	-552.2	-477.5	-56.5
疑似決定係数	0.286	0.179	0.089

注）標準誤差はrobust standard error。***、**、*はそれぞれ有意水準1%、5%、10%を示す。<=>は各ダミー変数のリファレンスグループ。非常勤はサンプル数を考慮し勤続年数ダミー分類を10年未満をリファレンスグループとし、10-19年（10-14年の欄に記載、20年-29年（20-24年の欄に記載）及び30年以上（30-34年の欄に記載）とした。業種、職種ダミーの結果は省略。

スとなると考えられ、そうでない場合は既に受領した退職金の規定要因とは異なる独自の期待形成を行っていることを示唆することになる。結果は表2-3-7に示す通りである。結論を先取りすると、説明変数の符号は表2-3-3で示した辞めた会社から得た退職金の結果と類似している。まず、第1列は、必要な説明変数を満たす全ての標本を対象に行った結果であるが、勤続年数、企業規模は正と予想される結果となったほか、常勤ダミーが有意となった。

そこで、第2列では、サンプルを常勤に限定して同様に推計したところ、勤続年数、企業規模は引き続き正となった $ ^{40} $ 。学歴は高卒に比べ中卒は負で有意だが、高専・短大卒及び
大卒は符号は正だがともに有意でない。辞める年代ダミーについては、2010年代をリファレンスグループとしたが、有意ではないものの2030年代の符号は負となった。また、表2-3-7には示されていないが、職種ダミーは事務職をリファレンスグループとし販売職で負で有意に、業種ダミーは製造業をリファレンスグループとし金融保険が正に有意となった（ともに5%水準）。一方、やや意外な結果として、卒業からの経過年数が負かつ有意になったことが挙げられる。先に述べた通り、この項は勤務先企業が退職金設定にあたり勤続年数に依存しない年功的効果を考慮していれば正の符号が期待される。逆に、符号が負になったということは、予想勤続年数・学歴が共通であれば年齢が若い人の方がむしろ多額の退職金を期待していることを意味する。第3列は非常勤の結果を示している。標本数の減少を考慮し、予想勤続年数は10年毎に統合した。係数が有意になった変数はなかったが、符号については勤続年数10-19年ダミー及び定年を除き予想通りである。予想勤続年数及び定年の符号が逆になった背景についてはより詳細な分析が求められるが、非常勤はもともと退職金を期待しないと答えた人の割合が多いことと比較して標本数が小さいことも背景にあるかもしれない。

続いて、既に辞めた会社から受け取った退職一時金で行った分析と同様、予想勤続年数や企業規模等有意になった変数に着目しつつ再推計を行った上で、その限界効果の推定を行った（表2-3-補B、表2-3-補C）。常勤の場合は、限界効果は勤続年数、企業規模などで有意な結果となり、予想勤続年数が長いほど、企業規模が大きいほど予想退職金は大きく、中卒では小さくなっており、予想勤続年数が10年未満の人を基準として、予想勤続年数が35年以上の人は、退職金を受け取らないことを期待している確率が43%低く、48カ月相当以上の退職金を受領すると期待している確率は29%高くなる。

表 2-3-補 B の 1 列目で得られたモデルを用いて、表 2-3-5 と同様の手法により個人の退職一時金受領期待額（月収換算）を試算したのが表 2-3-8 である。今後 10 年間で退職する予定の人で、現在の勤務先に 35 年以上勤め常勤で定年退職した場合、退職金期待金額は 30 人未満の企業で大卒者は 22 ヶ月分相当、高卒者は 23 ヶ月分相当、中卒者は 15 ヶ月分相当となり、1000 人以上の企業ではそれぞれ 35 ヶ月分相当、36.2 ヶ月分相当、27 ヶ月分相当となる。これを実際に受け取った退職金の推定値（表 2-3-5、既出）における勤続年数 35 年以上の定年退職の場合と比較すると、大卒及び高卒者については大卒は予想値の方が若干上回り、高卒は若干下回るものの、その差は概ね 1 割程度と近い値となっている。また、勤続年数がより短くなると勤務先企業規模が小さい人を中心に実際に受けとった退職金から得た推定値との乖離は大きくなる傾向がみられる。

予想推定値と実績推定値が近い結果が得られたのは、退職金の支給は法律に義務づけられたものではないものの、就業規則を作成する義務のある10人以上の労働者を雇用する事業所は、就業規則に退職に関する事項を記載することが義務づけられており、その算定基