Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
## 要旨

## 求人規模と提示賃金の関係 ~ 日本におけるサーチフリクションの源泉 ~

本稿では、90年代前半に拡大したとされるわが国労働市場のミスマッチが、どのようなサーチ行動類型により生じたかを実証的に検証した。求人側が選択する求人条件のうち求人規模と入職時賃金の組み合わせを確認した結果、サーチ行動の摩擦の源泉は、職種により異なる可能性があることが示唆された。特に、熟練を要さない職種では求人・求職者同士及び双方間の駆け引きが求人条件を通じて行われている可能性があることが検証された。
## Abstract

“ Wage Offer and Vacancy”

- Source of Friction in the Japanese Labor Market -

In this research, we empirically investigated what kind of search behavior has caused the mismatch in the Japanese labor market, which has become enlarged in the first half of the 90's. The result implies that source of search friction differs depending on occupation, when we examined the impact of employers' choice of vacancy size and offered wage levels on matching efficiency. In particular, with regards to unskilled jobs, interaction and bargaining are taking place among job seekers and employers, through the selection of work conditions attached when posting vacancies.
### 1. はじめに

1990 年代以降の日本の失業率上昇の原因のひとつに、労働市場におけるマッチング効率の低下があると指摘されている。具体的には、同時期の自然失業率の上昇が UV 分析に基づいて観察され、その要因として求人・求職と就職を結びつける「マッチング関数（aggregate matching function）」のシフトが確認されている $ ^{2} $ 。すなわち、1990 年代には、以前と同一数の求人・求職があったとしても、より少ない就職しか成立せず、新規雇用の減少や失業者の滞留が生じたと解釈される。

以上のような労働市場の変化についての認識から、市場におけるマッチング効率を改善することが労働市場のパフォーマンスを好転させるという主張が導き出され、いわゆる構造改革論議のなかで政治的にも一定の説得力をもった。その結果、職業紹介の民間への開放が実施され、1938年以降続いてきた職業紹介事業の公的独占は1999年に放棄された。また、新たな情報通信技術の導入も盛んに行われた。たとえば公共職業安定所には、求人情報をデータベース化し検索可能にし、ネットワークを通じて共有する「求人情報自己検索システム」が1998年より順次導入された³。あるいは、求人情報の一部をインターネット上で公開する「ハローワークインターネットサービス」が2002年1月に開設され
$ ^{4} $ 、さらにこの情報を民間職業紹介事業者とも共有する「しごと情報ネット」も設立されてもいる。

ところが、これらの施策の効果はそれほどはっきりとしていない。たとえば2003年度の民営職業紹介の就職実績は301,353件で公共紹介の2割に達せず、就職数が1998年度以降趨勢的に増加しているわけではない $ ^{5} $ 。さらにいえば、厚生労働省「雇用動向調査」でも、民営紹介職業紹介を介した入職者は入職者全体の1～2%程度をしめるに過ぎない $ ^{6} $ 。調査方法に問題があるがハローワークインターネットサービスを介した就職数は2003年度平均で月1,360件にとどまる。このような事実から、職業探索経路の数を単純に増やすことや情報のやりとりの速度を単純に増大させることが直截に労働市場のマッチングを改善するわけではない可能性が示されている。

職業紹介の民間への開放や IT 投資が直截に労働市場のマッチングの効率性を改善するという考え方は、経済主体にとって技術的な与件としてマッチングが行われるという暗黙の想定の上に成立している。ちょうど生産工程に新しい技術を導入したり IT 投資を行ったりすれば生産性が向上するはずだと考えるのに等しく、マッチング過程に新しい経路を導入し IT 投資を行えばマッチングにおける生産性は改善するはずだと考えるわけである。しかし上記に指摘したこれらの施策が少なくとも現時点において限定的な効果しかもたないという事実は、労働市場のマッチング過程について素朴な技術決定論的考え方を採用することに一定の限界があることを示唆している。
本稿は、労働市場におけるマッチングの効率性が単に外生的な技術条件（たとえば情報伝達のスピードなど）によってのみ決定されるわけではなく、個々の市場参加者の相互依存関係から決定されるという、いわゆる「内生的マッチング関数」の議論を援用し、具体的には、提示賃金と求人規模との関係を考察することを通じてこのメカニズムが日本の労働市場で働いているかを実証的に確かめることを目的としている。本稿で提示賃金と求人規模の関係に特に着目する理由は、両者が企業の求人時における重要な求人条件であり、これらが個々の求職者求人者の行動に影響し、上述の相互依存関係を形成する本質的な要因と考えられるためである。内生的マッチング関数の理論が予測するように、提示賃金と求人規模の間に負の関係が存在するか否かを検証することによって、労働市場の摩擦の源泉がこうした相互依存関係に起因するものかどうかを検討することの一助となるものと考えられる。もし、労働市場におけるマッチングにとって個々の市場参加者の相互依存関係が重要ならば、マッチングの効率性の改善には個々の市場参加者の相互依存関係や予想を政策的にどうコントロールするかを考える必要がある。

また、マッチング関数を技術的与件として仮定してしまうことは、労働市場での求職者と求人者の結びつきがほぼ技術的に定まることを意味する。したがって、求職者や求人者の求職・求人過程での能動的な行動が労働市場でのマッチングの結果を左右するとは考えられず、個々の求職者や求人者の具体的な行動を最適化の枠組みで抽象化した理論的・実証的な研究はそれほど蓄積されてこなかった。確かに、求職者については、雇用保険にまつわるモラル・ハザードや On-the-job Search と Off-the-job Search の違いなどを検証するために、求職行動に関する研究がすすめられた $ ^{7} $ 。しかしその反面、求人活動が労働経済学の
分析対象としてとりあげられることはあまりなかった。

もちろん、少ないながらも、求人活動を個々の求人者の視点から考察した研究は、やはり欧米が中心となるが存在する。例えば、Roper (1988) は、イギリスについて高い水準の人材を必要とする場合は求人期間が長くなることや、求人経路を複数用いた場合には求人期間が短くなることを指摘した。同時期、Barron and Bishop (1985) や Barron, Bishop, and Dunkelberg (1985) は、アメリカのデータに基づいて、求人活動を評価する視点に求人期間、面接頻度、内定数、決定賃金をとりあげ、それらの決定要因を実証的に探求した。主に求人期間の決定要因を目標としたこれらの研究は、その後 van Ours and Ridder (1991) (1992) などが欧州について、Barron et. al. (1997a)、Barron et. al. (1997b) などが米国について実証分析を重ねている。

マッチングと求人活動とをあわせて考えるうえで重要になると思われる求人経路の選択に関しては、たとえば Gorter et. al. (1996)、Gorter and van Ommeren (1999)、Russo et. al. (2001) などがとりあげている。日本と同様に、大陸欧州においても職業紹介は 1990 年代にあいついで民間に開放されており、それがどれほどマッチングの改善に資するかという関心からこれらの研究は行われており、具体的には、1980 年代後半から 1990 年代前半のオランダのデータが用いられている。

これらに対して、本稿で関心をもつ求人規模は、多くの論文で取り上げられているわけではない。実際、上記の諸論文では求人規模は取り上げられたとしても労働需要の強弱を示すコントロール変数以上の取り扱いはなされていない。ここでは、具体的に求人規模の決定について議論したものとして Holzer (1994) をあげておこう。この論文は、米国の事業所レベルのデータを用いて求人規模の決定を議論している。ただし、Holzer (1994) では米国における現状を整理す
ることに大半が費やされており、未充足求人率が一般に小さいこと、職種や産

業・企業規模でばらつきがあることが報告されている。また、地域の失業率や

企業規模が未充足求人率と負の相関をもっていることを示したものの、提示賃

金水準との関係は議論されていない。

日本においてはデータの制約があり、求職者行動・求人活動ともに研究の蓄

積が薄い。求人規模については、太田・有村(2004)が本稿と同じ厚生労働省の「雇

用動向調査」の個票を利用して分析している。しかし、彼らの主要な関心が求

人充足のプロセスにあり、事業所についてレトロスペクティブな調査項目がほ

とんどない同調査から得られる知見は限定的である。

以上のように、明示的であれ暗黙のうちであれ、技術的に決定されるマッチ

ング関数という理論的な前提を受け入れたときに、個々の求職者や求人者の行

動が労働市場の均衡に重大な影響を及ぼすとは考えられず、それゆえ、とりわ

け求人活動の実際に関する実証研究はほとんど蓄積されてこなかった。同様の

理由で、データの整備も遅れている。本稿は、マッチング関数が求職者・求人

者の相互依存関係から成立するものとしたときの求人規模と提示賃金との関係

を、既存データから追うことができるかを探求する。

もちろん、後述のように、労働市場のマッチングにおける求職者・求人者の

相互依存関係を検討するためのデータとして「雇用動向調査」は必ずしも適切

ではないかもしれない。同調査は、サンプルサイズが大きく事業所と転職入職

者の属性を同時に観察可能であるというメリットがある一方、求人規模や提示

賃金といった重要な変数を直接観察することができず、代理変数を用いる必要

があるからである。したがって、本稿では企業の求人活動を直接詳細に観察で

きるわけではない。また、個々の求人活動の実態が明らかではない以上、いか

にサンプルサイズが大きいとはいえ、実証モデルの意味するところは曖昧にな
る可能性は否定できない。しかし、以上のように研究の蓄積がなく、事例研究としても求人活動を具体的に扱う研究が少ない以上、利用可能なデータを使用して研究の第一歩とすることはそれほど利益がないとはいえないであろう。

以下、第2節では内生的マッチング関数の議論の多くに理論的基礎を提供しているDirected Search モデルより、個々の求人の募集人数の多寡と提示賃金の間に負の関係が生じることを示し、実証仮説を提示する。第3節では、本稿で使用するデータである「雇用動向調査」について概説し、つづく第4節では第2節で導き出された仮説を実証的に検討するための推定モデルを提示する。推定結果は第5節にまとめられ、第6節は結論とする。

### 2. 求人規模と提示賃金との関係

本節ではまず内生的マッチング関数の議論を紹介し、「提示賃金と募集人数に負の関係がある」という実証命題が導出されることを示す。

## < Endogenous Matching Function >

労働市場におけるマッチングの効率性に関する議論は、ある数の求人と求職からいくつの就職が生じるかを問題とする。多くの理論的研究では、これらの3つの変数間にある特定の関数関係、具体的には一次同次関数が想定された。同時に、理論的に過仮定された一次同次関数が、集計データを用いた実証研究によっても安定的に観察されたことから、労働市場でのマッチングがこの関数、すなわち一次同次の「マッチング関数（aggregate matching function）」（以下、AMFと略記）にしたがって成立すると考えることが識者共通の理解となった
(Petrongolo and Pissarides (2001)).

もちろん、一次同次の AMF の計測にあたっては、求人・求職・就職を労働市場全体で集計して計測すること、ストック変数のみを使用することによってバイアスが発生すること、地域や景気循環局面によって計測結果が変化することなど、実証的な側面からいくつかの疑問点も提出されてきた $ ^{8} $ 。これらの疑問を解決するために理論的な探求もすすめられ、労働市場全体で集計的に計測された求人・求職・就職に対してアド・ホックに関数関係を仮定するのではなく、個々の求人者や求職者の行動と就職決定のメカニズムを仮定した上で、事後的に労働市場全体で AMF が観察されるという分析枠組みが提示された。このとき、AMF は経済の外から技術的与件として与えられるのではなく、各経済主体の行動の結果内生的に成立することになる。

以上のように、市場全体で観察される AMF に対してそのミクロ的基礎付けを重視する考え方は「内生的マッチング関数」の議論と呼ばれ、経済主体の行動にどのような仮定をおけば、結果としてどのような AMF が成立するかが研究課題とされた。

一連の研究の結果、安定的な一次同次の AMF が得られるためには、労働市場において求人者と求職者が相互依存関係を持つことなく（したがってランダムに）出会うこと（Random Search）が重要な理論的前提となることが明らかになりつつある $ ^{9} $ 。

< Directed Search >
逆にいえば、求人者と求職者が何らかの相互依存関係をもちながら出会うとすれば、結果として成立するAMFは景気循環局面に応じてその形状を変化させ、必ずしも一次同次になる必要はないことが導かれる。

ここで「求人者と求職者が相互依存関係をもつ」とは、「求職者同士、求人者同士あるいは求職者と求人者の間に互いに相手の行動を読みあったうえで、その予想に依存して自らの行動を決定する」という駆け引きが生じることを意味している。たとえば、ある求職者は、他の求職者がどの求人に応募する（と予想される）かに応じて自らの応募先を決める。他方求人者は、求職者同士の駆け引きを念頭において、さらに他の求人者がどのような行動をとる（と予想される）かに応じて、自らの求人により有利になるように労働市場にシグナルを出す。通常、このシグナルは賃金や労働時間などの求人条件と解釈され、その結果、労働市場のなかでさまざまな条件の求人が同時に出され、事前にはどの求人にも求職者が存在する可能性がある状況が生まれる。このとき、求人者は求人条件をどう設定するかによって求職者の行動を制御しようと試みるので、以上のような理論は Directed Search モデルと総称されるにいたっている。

多くの研究では、求人条件としては入職時賃金額がとりあげられ $ ^{10} $ 、Montgomery (1991) や Moen (1997) で提示されたように、求職者がどの求人に応募しても一定の期待効用を得ることが均衡条件として定義される。その際、求職者の期待効用は提示賃金と就職確率の積によって定まり、その水準は均衡で内生的に決定される。直感的には、提示賃金が高い場合には求職者が集中し就職確率は減少し、逆に提示賃金が低い場合には求職者が少なく就職確率は増大するメカニズムが働くと考えてよい。この段階での理論分析の目標は、どのよ
うな提示賃金と応募確率の組み合わせが市場で成立するかを考察することにあった。すなわち、どの求人も同一の求人条件を提示し、どの求職者も等確率で応募先を決めるという状況が市場で成立する唯一の均衡なのか、異なる賃金を提示する求人者が同一の市場で並存する均衡が存在するのかを確かめることである。

そこで重要となったのは、いわゆる Large Market の仮定である。この仮定は、求人・求職が十分に大きく、かつ同質の求人・同質の求職で構成されている場合、提示賃金だけで「完全にコーディネートする」のは難しいと想定する。たとえば、一方に n 口の同質な求人があり、他方に n 人の同質な求職者がいたとしよう。このとき、「完全にコーディネーションが可能である」ということは、n 人の同質な求職者が互いに重複しないように応募先を決定でき、実際に実行できることを指す。すなわち、同質な求職者であっても、話し合いや常識など何らかの工夫を通じて、互いにうまく「すみ分ける」ことができるときに、完全にコーディネート可能であると呼ぶ。ところが、n が十分大きいとき、あるいは意思疎通を図るのが難しいときなどでは、このような意味での完全なコーディネーションが可能である保証はなく、むしろ理想的なすみわけは実現ず、どこかで重複が生じてしまうと考えたほうが現実的であろう。Large Market の仮定は、このようなコーディネーションが不可能だと考え、同質の求職者であればうまく互いに住み分けるのではなく、互いに同様に考え同様に行動し、結果として重複することもありえると前提する。結局、労働市場で Large Market を仮定するということは、市場の中で「協調の失敗」が生まれ、非効率な資源配分が達成されてしまうことを直接含意している。換言すれば、サーチ理論で探求されてきた労働市場の摩擦は、以上のような協調の失敗を仮定することに依存すると考えてよい。
Montgomery (1991) などは Large Market を仮定したうえで、求職者に保証され

るべき期待効用水準が市場全体の状況で定まり、したがって個々の求人者にと

っては所与であると考えた。このとき、空席を放置する機会費用の大小という

意味での異質性が求人側に存在すると想定すると、ある企業は提示賃金を上昇

させることで応募者を集め空席を埋める確率を高くしようとし、他の企業は空

席が埋まる確率は低いが提示賃金を上げずに利益を得ようとする。その結果、

均衡で成立する提示賃金は、求人の異質性に対応して唯一ではなく分布が形成

されると論じた。逆に言えば、議論を対称均衡に限定する限り、求人・求職が

同質であれば提示賃金は一個に定まる。

一方、Burdett, Shi, and Wright (2001) は同様に Large Market を仮定し、均衡に

おいて求職者にとって期待効用が一定になるように就職成功確率と求人条件が

定まるという条件は維持しつつ、ある求人者の提示賃金の増減は求職者に保証

されるべき期待効用水準の増減につながり、結果として他の求人者も自らの提

示条件を変えざるを得ないと考えるべきだと主張した。このとき、Montgomery

(1991) などの結果は求人・求職が有限の間は、提示賃金が過大であるという意

味で企業側の交渉力を過小評価するものの、求人・求職が十分大きくなれば分

析結果は一致する。

直感的には、ある企業だけが提示賃金を下げたときに、(その他の条件が一定

であれば）求職者はその企業への応募を控え、別の企業への応募確率をあげよ

うと考えるはずである。ところが、こうして自分への求職者の応募確率がひと

りでに上がった（もともと提示賃金を下げていない）別の企業は、求職者が他

の企業へ逃げたときには（他の企業がすでに提示賃金を下げているので）低賃

金に甘んじなければならないという事情を見越すことができる。その結果、自

分の提示賃金を下げるインセンティブが生じ、この連鎖が整合的であれば、提
示賃金は低下する。Montgomery (1991) ではこのような連鎖は考慮されないので、求人側が独占力を発揮できるチャンスが小さくなり、提示賃金が過大に計算される。ただし、やはり求人・求職が同質であれば賃金は一個に定まることは確認された。

Burdett, Shi, and Wright (2001) は、さらに、同一の費用構造に服しながらも求

人規模を選択できるという求人側に（事後的な）異質性を導入し一般化した。

このとき、求職者が対称戦略を採用すると仮定しても、すべての求人が同一の

求人規模・提示賃金を選択するのではなく、求人規模と提示賃金が負の関係を

もちながら内生的に分布を形成することを明らかにした。「換言すれば、１つの

企業が空席を 2 つ以上同時に募集することができるのであれば、マッチング関

数を導くのに従来標準的とされてきた仮定は不完全」なのである $ ^{11} $ 。

この場合、求人側は求人規模を選択することで、求職者に対して事後的な異

質性を強調することができる。求人規模を大きくすることができれば、求職者

にとって（他の条件が一定であれば）就職確率が高くなるので、提示賃金を低

く抑えることができる。その結果、同一の利益機会に面しているという意味で

事前には同質な求人者であったとしても、求人を設定する段階で規模を大きく

する求人者と、小さくする求人者が事後的に並存することになる。

以上のように、完全なコーディネーションが不可能であるという意味で摩擦

が存在するとき、求人規模と提示賃金は負の関係をもつことになる。
< 古典的な労働供給関数の議論との関連 >

求職者にとって期待賃金が一定に保たれるように求人規模と提示賃金が負の関係をもつという命題は、一見、労働供給（雇用）量と賃金率が負の関係をもつという古典的な労働供給の議論と一致する。

古典的な労働供給関数の議論は、賃金率を所与として労働の限界不効用と賃金率が等しい雇用量を選択するのが、家計にとって合理的な行動であることを示している $ ^{12} $ 。このとき、市場では参入が自由に行われるため、均衡で成立する賃金率はただひとつに定まるはずである。ところが、現実の賃金率は、ただひとつの水準でしか観察されないわけではない。古典的な労働市場論の枠組みでは、なぜ現実に異なる賃金率が観察されるかについて、異なる質の労働力が取引される場合には異なる賃金率が成立しても矛盾はしないと議論された $ ^{13} $ 。しかし、さまざまな実証研究の結果、労働力の質が同一であると想定したとしても、依然として賃金率のばらつきが残ることを否定するのは容易ではないことがわかってきた。前項で示した Directed Search モデルには、このような現実に観察される賃金のばらつきを説明しようというモティベーションがあり、現在までの研究の結果、サーチ・フリクションがあるとすれば、市場がまったく同質の労働者とまったく同質の企業で構成されるとしても、均衡においては複数の賃金率と求人規模が同時に観察され、その関係は負になることが示されたとまとめることができる。
### 3. データ

本稿では前節で指摘された提示賃金と募集規模との負の関係が、実際の日本の労働市場において成立しているかを検証するために、厚生労働省「雇用動向調査」の1993～1995年の個票データを用いる。

雇用動向調査は、半年間に生じた事業所における労働者の流出入を年2回(上期：1月1日～6月30日、下期：7月1日～12月31日)にわけて調査している。調査対象は九大産業の常用労働者5人以上の事業所（約180万事業所）で、毎年約1万事業所、およそ7～10万人程度の離職者入職者がサンプルとなる。また、事業所規模500人以上の事業所は悉皆調査である。

この調査は、事業所票・入職者票・離職者票・附带調査票の4種類の調査票からなる。事業所票は事業所の属する産業分類や従業員規模、所在地などの基本的な属性に加えて、常用労働者の期間中の異動状況を調査するのが主な目的である。すなわち、前期末の常用労働者数、期間中の入職者数、離職者数、及び当期末の常用労働者数が、性別・労働者の種類別に調査される $ ^{14} $ 。入職者票は調査期間中の入職者の属性について無作為に調査したもので、具体的な調査項目は時期によって変動があるが、年齢・性別・学歴・職種などとともに、転職入職者について前職産業・前職職種、求人経路や失職期間、転職時の賃金増減などが項目としてある。他方、離職者票は無作為に抽出された調査期間中の離職者の属性について事業所の人事担当者が記入したもので、離職者の年齢・性別・学歴・職種や事業所が把握している離職理由などがきかれている。附带調査票は上期末にのみ配布され、6月30日現在の事業所における性・年齢階級別の常用労働者数及び、職業別常用労働者数と未充足求人数が調査される $ ^{15} $ 。
したがって、雇用動向調査の個票を用いると、求人活動を考察するときに重

要な変数となりえる離入職数と、入職(離職)者の属性と入職(離職)事業所の属性

をあわせて観察できる。労働需要側と労働供給側の行動を同時に観察する必要

があるマッチングの分析には、わが国で利用可能なデータセットのなかでもっ

とも適切なひとつといえる。また、調査期間中のフロー数および期末の未充足

求人ストックが把握できるので、労働力需要をより直接的に観察可能という利

点もある。本稿の目的は、入職者票のうち転職入職者の賃金増減を材料に、入

職者の入職時賃金を推定することにあり、同時に当該労働者が入職した事業所

が当該期間に出した求人規模を推測することで両者の関係を統計的に確かめる。

ただし、雇用動向調査では求人規模自体を観察したデータが得られないため、代理

変数として各事業所に過去半年間で入職した人の数に、調査時点での未充足求人数

を加え、出向による入職者を除いたものを当該事業所の求人規模とみなす。

ただし、後述のように、これらの推定については事業所の技術やおかれてい

る状況などが大きな影響を及ぼす。この点を考慮するために、1993～1995年の

事業所票をパネル化し、ある事業所が3年間でどのような離職・入職活動に接

したかをまとめ、提示賃金に対する事業所の個別効果を拾うことをめざす。

また、未充足求人が判明するのは上期末のみであるので、上期の求人規模と

上期の入職者への提示賃金との関係を考察するためには、サンプルを上期のも

のに限定する必要がある。事業所票自体は1993年上期11,155事業所、1994年

上期 11,148 事業所、1995 年上期 11,233 事業所から収集されているが、附带調査

と整合性を欠く標本や３年間のうちに脱落した標本、あるいは調査内容に矛盾

がある標本などを除いた。また、官公庁において賃金水準は条例等で定められ

応募者の多寡との関係はほとんどないと考えられるので、本稿の分析対象とし

ては不適当である。これらを除いて最終的に4,687事業所についてパネル化する
ことができた。入職者についてはこの事業所に 1993 ~ 1995 年上期に入職した入職者のうち、賃金増減率を知ることのできる転職入職者で、前職官公庁である入職者を除いたサンプルを作成した。新規学卒入職者、前職が自营業である転職者または失職期間が 1 年を超える労働者については賃金増減率を知ることができないので、分析の対象とすることはできない。

付表 1-1 および付表 1-2 に要約統計量をまとめた。

### 4. 推定モデル

## < 導出 >

まず、事業所 j に入職した求職者 i が提示された賃金を $ w_{ij}^{offer} $ と記す。このとき、Burdett, Shi, and Wright (2001) に基づき、 $ w_{ij}^{offer} $ は求職者 i の入職時の属性 $ (X_{i}^{\text{present}}) $ および事業所 j と求人規模 $ (v_{j}) $ に依存し、次の(1)式であらわされるとする。ただし、 $ \beta_{1}^{o} $ は負と想定される。

$$ w_{ij}^{offer}=\alpha^{o}+\beta_{1}^{o}v_{j}+\beta_{2}^{o}X_{i}^{present}+e_{ij}^{offer}\cdot\cdot\cdot\cdot\cdot\cdot\cdot(1) $$

ここで求職者の行動を識別するために、事業所の行動のみに影響を与える変数として事業所の変数 $ Y_{j} $ を推計に導入し、(1)式を(2)式に構成しなおす。

$$ w_{ij}^{offer}=\alpha^{o}+\beta_{1}^{o}v_{j}+\beta_{2}^{o}X_{i}^{present}+\beta_{3}^{o}Y_{j}+u_{j}+e_{ij}^{offer}\cdot\cdot\cdot\cdot\cdot\cdot\cdot(2) $$
具体的に $ Y_{j} $ としては、事業所の属する産業、事業所の属する企業規模、そして事業所の自己都合離職率を採用し、同時に、事業所がパネルとなる特性を生かし、同一事業所での求人活動の効果を補足する事業所の固有効果 $ u_{j} $ を取り入れる。その理由は以下の通りである。

Brown and Medoff (1989) などで指摘されているように、産業や企業規模によって（平均）賃金水準が異なる現象は広く観察される。事業所の直面する需要ショックが産業や企業規模、立地に依存することを考慮すると、提示賃金 $ w_{ij}^{offer} $ が産業・企業規模、立地など第j事業所の属性によって変動すると想定することは容易である。本稿では、大分類産業区分、企業規模、都道府県を事業所属性として採用した。

また、賃金水準の高低は在籍者の On-the-job Search の密度を変動させ、彼/彼女の自己都合離職率に影響を与えることが考えられる。具体的には、賃金水準が高い企業に属している労働者は、コストをかけて職探しを継続したとしても、より恵まれている就業機会を見つけるのは難しいと考え就業中の職探しを抑制する。結果として、当該企業の離職確率は低くなる。賃金水準が低い企業では逆の現象が生じ、離職率は高くなる(Burdett and Mortensen (1998))。本稿では雇用動向調査離職者票より事業所毎の自己都合離職率を推計し、説明変数に加える $ ^{16} $ 。

各事業所の求人活動は上期期首に半年分が予定され、期間中に修正されることはないと仮定し、 $ v_{j} $ は当該事業所の上期中途入職者に上期末の未充足求人を加えて生成する。

ここで、第2節に紹介した Directed Search モデルが現実に成立しているとす
れば、(2)式においてβ $ _{1}^{°} $ <0 が予想され、実証的にこの符号が確認されるかを検討するのが推定の目的となる。すなわち、Y $ _{j} $ および固有効果 u $ _{j} $ によって個別事業所の異質性をコントロールできるとすれば、その後に残る、求人規模と提示賃金との負の関係がデータ上観察できるかどうかが本稿の主要な関心となる。

ところが、「雇用動向調査」では事業所票より $ v_{j} $ を観察することは可能であるが、入職者票では提示賃金 $ w_{ij}^{offer} $ を直接観察できず、転職時の賃金増減割合を5段階で観察できるのみである。このため、本稿では転職時の賃金増減割合を離職時賃金、転職時提示賃金および調査時賃金に分解し、以下の手順で推計を構築する。

まず求職者 i の離職時賃金を $ w_{i}^{past} $ とし、離職時の労働者の属性を用いたミンサー型賃金関数で近似する。すなわち $ X_{i}^{past} $ を離職時の求職者 i の属性とし、 $ e_{i}^{past} $ を説明変数とは独立であるが分析者にとって観察不可能な要素、 $ \alpha^{P} $ を定数と考え、次の(3)式によって $ w_{i}^{past} $ を求める。

$$ w_{i}^{p a s t}=\alpha^{p}+\beta^{p}X_{i}^{p a s t}+e_{i}^{p a s t}\cdot\cdot\cdot\cdot\cdot\cdot\cdot(3) $$

この際、 $ X_{i}^{past} $ としては入職者票より入手可能な年齢、学歴、性別、離職時職種、離職時企業規模、離職時従業上の地位、離職時産業をとる。

以上、(1)式～(3)式の想定から、再入職時の賃金増減を $ w_{ij}^{offer} - w_{i}^{past} $ と書けば、

$$ \begin{aligned}w_{j}^{offer}-w_{i}^{past}=&\left(\alpha^{o}+\beta_{_{1}}^{o}v_{_{j}}+\beta_{_{2}}^{o}X_{_{i}}^{present}+\beta_{_{3}}^{o}Y_{_{j}}+u_{_{j}}+e_{_{ij}}^{offer}\right)-\left(\alpha^{p}+\beta^{p}X_{_{i}}^{past}+e_{_{i}}^{past}\right)\\=&\left(\alpha^{o}-\alpha^{p}\right)+\beta_{_{1}}^{o}v_{_{j}}+\left(\beta_{_{2}}^{o}X_{_{i}}^{present}-\beta^{p}X_{_{i}}^{past}\right)+\beta_{_{3}}^{o}Y_{_{j}}+u_{_{j}}+e_{_{ij}}^{offer}-e_{_{i}}^{past}\end{aligned} $$

とあらわすことができる。もちろん、調査時賃金と提示賃金は昇給など何らか
の理由で乖離する可能性もあるが、調査時点と提示時点は高々6ヶ月の差しかなく、大きなあるいはシステマティックな差があると考える必要はないだろう。同様に、求職者の離職時の属性と入職時の属性は変化しないと考えられるので、推計式は

$$ w_{ij}^{present}-w_{i}^{past}=\alpha+\beta^{\nu}v_{j}+\beta_{1}X_{i}+\beta_{2}Y_{j}+u_{j}+e_{ij}\cdot\cdot\cdot\cdot\cdot\cdot\cdot(5) $$

となる。推計の目的であるβ°は、雇用動向調査の個票を用いて、(5)式を事業所ごとの固定効果u_{j}を含めた推定によって得られるβ^{v}として求められる。本稿の関心はβ^{v}の符号を確かめることで、当該符号が負であればDirected Search モデルの含意するメカニズム、すなわちサーチ行動に関する摩擦が現実の労働市場で発生していると考えられる。

また、入職者属性に関する推定係数β¹は、(2)式における入職時賃金に対する効果と(3)式における離職時賃金に対する効果の両方を含んでいるので、先見的には符号条件は明らかではない。ただし、先行研究によれば、年齢が高いほど、あるいは離職時企業規模が大きいほど（中村(2002)表7）あるいは高・中卒者は大卒と比較して転職後賃金低下幅が大きいと報告されており(児玉・樋口・阿部・松浦・砂田(2004)付表2-5）これらの属性を有する求職者は転職による人的資本の減耗が比較的大きいと示唆されている¹⁷。

### 5. 推定結果
(5-1) 主要な変数

具体的な推定結果の検討の前に、鍵となる変数である入職時賃金増減と求人規模について、おおまかな傾向をみておきたい。

まず入職時賃金増減であるが、付表 1-1 に示されたように 5 段階のカテゴリー・データである。11265 標本の平均は 2.95 で、ほぼ 3（1 割減少 ~ 1 割増加）にあたる。平均的には転職入職時には大きな賃金増減を経験しない傾向にあることがわかる。具体的には、3 割以上の賃金増加を経験したのは 475 人(4.2%)で、1 割 ~ 3 割の増加を経験したのは 2,352 人(20.9%)、1 割増 ~ 1 割減での転職は、6,337 人(56.3%)、1 割 ~ 3 割の賃金減少は 1,495 人(13.3%)、3 割以上の賃金減少者は 606 人(5.4%)である。

つぎに求人規模をみる。先述のように雇用動向調査では6月末時点での（職種別）未充足求人以外、求人に関する情報はない。本稿では、1月1日から6月30日までの入職者数と6月30日時点での未充足求人数をあわせ、出向による入職者を除くことで、当該事業所の上期の求人規模と考える。したがって、ここで計算された求人規模がゼロであっても、サンプルには含まれる場合がある。実際、求人規模ゼロの事業所に入職した転職入職者はごく少数であるが54標本(0.4%)存在する。本稿で扱う求人規模の大まかな分布は付表1-3にまとめた。計算された求人規模は、平均59.4に対し中位数23、25%点9に対し75%点66、1%点1に対し99%点531と、かなり小規模求人に偏っているのがわかる。実際、求人規模1~9という小規模なヒトケタ求人の事業所に入職した標本は2,917と、およそ26%をしめており、100人未満の求人規模に限れば9,317と約83%をしめる。

上期末の未充足求人数はフルタイムとパートタイムの別はないが職種別に記
録されているので、パートタイムを含む上期入職者数に、入職者票より計算し

た入職者職種比率を乗じることで上期職種別入職者を求め、上期末職種別未充

足求人数とあわせて上期における職種別求人規模とした。したがって、必ず整

数であるというわけではない。また、上期入職者および上期末未充足求人に発

見できない職種については、本稿における職種別求人規模はゼロとなる。入職

者票は入職者数にあわせたサンプリング調査となっているので、実際には入職

者がいたにも関わらずたまたま入職者票の調査対象にある職種がいなかったと

場合も考えられる。このとき、本稿では当該職種に求人はなかったと考えるの

で、職種別求人規模については測定誤差が他の変数よりも大きいかもしれない

点には注意が必要であろう。雇用動向調査では9つの職種によって区分されて

いるが、中位数は 11 から 20 と安定している一方、99%点は最小が保安職の 77

に対して最大が技能職の 858 とかなりばらつく。職種ごとの求人規模のばらつ

きは、大規模求人の有無に依存していると考えられる。

フルタイム求人規模の計算手順は以下の通りである。事業所票および附带調

査票より、パートタイム入職者数と未充足求人のうちパートタイム未充足求人

数が判明する。これを足し合わせパートタイム求人規模とし、さらに総求人規

模との差をとることで、フルタイム求人規模とした。

また、入職者票より中途採用比率を求め、総求人規模にかけることで中途採

用求人規模をもとめる。新卒求人にパートタイム求人はないと考え、中途採用

求人規模とパートタイム求人規模との差をとることで、フルタイム中途採用求

人規模を求めた。パートタイム求人規模は事業所票および附带調査票に記入さ

れた実数、中途採用求人規模は調査票上の実数に入職者票から推計された中途

採用比率をかけあわせて作成されているため、両者の差で構成されるフルタイ

ム中途採用求人規模はばらつきが生じ、必ず正となる保証はない。実際、36 標
本(0.3%)が負をとった。また、フルタイム中途求人規模がゼロであるのは71標本なので、あわせて107標本、およそ1％がゼロ以下の数をとることとなる。しかし、これらの標本は変数が二次的に作成された過程で生じたばらつきなので、ゼロまたは負をとるからといってサンプルから排除すると変数の打ち切りが生じてしまい、かえって推計にバイアスを発生させる。したがって、意図的にサンプルから排除することはできず、本稿での求人規模はあくまでも真の求人規模の代理変数として考え、具体的な数としての情報を読み取らないこととする。

また、上期職種別離職者については上期離職者数に対し、離職者票より計算した離職者職種比率を乗じることで求めた。

## (5-2) 主要な結果

1993～1995 年の上期フルタイム入職者のうち、転職入職者で現職あるいは前職が官公庁であるか前職が自営業である者を除き、説明変数に欠損がない約11,000 標本について(5)式を推定した結果が表1の(1)である。対応する求人規模としては、事業所毎の（常用）フルタイムの中途求人総数をとり、事業所毎の自己都合離職率としては（常用）フルタイムの上期自己都合離職率をとった。それぞれの変数の加工方法については付録を参照されたい。

(1)の推定結果では、入職者属性、事業所別フルタイム自己都合離職率の係数がともに予想された符号を有意に示しており、ひとまずは、推定モデル自体は一定の説得力を持つと判断できる。対して、関心のある変数であるフルタイム中途採用求人規模の係数は正值（0.0005）であり、統計的にはゼロと等しいという帰無仮説を棄却できない（p値0.105）。したがって、(1)式におけるβ°が負であり、求人規模と提示賃金の間に負の関係があると積極的に認める理由は、実証上確認されない。
(5-3) 求人規模の計測方法

ただし、(5-1)の結論は求人規模の計測方法に依存しているかもしれない。

推定(1)では、求職者が直面する求人規模を計測するのに、フルタイム新卒採

用とフルタイム中途採用は別個の労働市場であると想定した。すなわち、転職

求職者は同一の事業所からの求人であっても、フルタイム新卒求人の部分は自

らの応募する求人であるとは考えず、フルタイム中途採用求人のみが考慮の対

象となると考えた。表 1 推定(2)では、求職者はフルタイム新卒求人規模も同一

の求人であると認識すると想定して、フルタイム中途求人とフルタイム新卒求

人の合計を、求職者の直面する求人規模として捉え、(5)式を推定した。その推

定結果は推定(1)とほとんど変化せず、関心のある変数であるフルタイム求人総

計の係数は正（0.0002）であり、統計的にはゼロと等しいという帰無仮説を棄却

できない（p値0.476）のも同様である。

また、雇用動向調査の入職者には、新卒ではないが学卒後就業の経験がない

か、あるいは１年以上の失業を経て入職した求職者が含まれている。本稿のデ

一夕として扱う 1993 年～1995 年は、失業率が上昇傾向にあったとはいえ長期失

業者はそれほど増加していない（篠崎(2004)図1など）。したがって、このカテ

ゴリーでの入職者はいわゆる「第2新卒」にあたる求職者や一旦労働市場から

退出した女性などが多く含まれると考えられる $ ^{18} $ 。このとき、転職入職者は就業

経験のない求職者への求人は互いに競合すると見ず、もっぱら転職入職者への

求人のみに関心をよせるかもしれない。そこで、表1推定(3)では、推定(2)とは

逆に、フルタイム中途採用求人数のうち、転職入職者に対して振り向けられた
と考えられる求人数のみを計算し、求人規模の代理変数とした。推定結果は概

ね推定(1)および推定(2)と変わらない。求人規模の係数のみが負に転じているが、

統計的にはほとんど有意ではない(p値0.647)。このように求人規模の計測方法

を変えても、求人規模が提示賃金に対して明確に負の関係をもつとはいえない

だろう。

前述のように、本来は上期首における求人規模を説明変数とするべきであるが、雇用動向調査では上期首の求人規模は何らかの想定のもとで推計する必要がある。この推計過程が推定結果に影響を及ぼしているかを確認するために、因果関係のうえで問題はあるが、直接把握できる上期末の未充足求人数のみを期首求人規模の代理変数とした。その結果が表1推定(4)である。やはり推定(1)および推定(2)と大きな違いは見出せず、問題の変数であるフルタイム未充足求人の係数は正（0.0013）であり、統計的にはゼロと等しいという帰無仮説を棄却できない（p値0.397）。

したがって、求人規模に新卒求人を含むか否か、未就業入職者を含むか否か、あるいは期間中の入職分を一度の求人とみなせるか否か、などといった求人規模の計測方法は、(5-1)の結論に重大な影響を及ぼしているわけではないと考えられる。したがって、以下の分析では特に断りがない限り、フルタイム中途採用数を求人規模として用いる。

## (5-4) 事業所・入職者属性変数

本稿の推定モデルにおいて、事業所の属性である $ Y_{j} $ と固定効果 $ u_{j} $ によって、個別事業所の直面する固有の需要ショックをコントロールするのが、重要なプロセスとなる。(5-1)で得られた結論の頑健性を確かめるためには、事業所属性（具体的には産業、企業規模、離職率、都道府県）と固定効果によって、事業
所の直面する需要ショックを十分にコントロールできているかを考察する必要がある。そのために、事業所別の固定効果や客観的な事業所属性の組み合わせを様々に変更して、(5)式を推定したのが表2である。

まず固定効果を含む事業所属性をすべて排除した推定が推定(5)である。事業

所の需要ショックをまったくコントロールしない場合には、求人規模は提示賃

金に対して有意に正值をとり、見かけ上の正の相関関係が観察される。入職者

属性や地域・時間属性によって、それぞれの労働力に対する供給ショックを取り

除いていると考えれば、推定(5)は様々な労働需要のもとでそれぞれ成立してい

る賃金と新規雇用量を示しており、これが右上がりであることは各事業所が直

面している労働供給関数が右上がりであることを示していると一応解釈できる。

これに対して事業所の固定効果のみを考慮したのが推定(6)、客観的な事業所

属性のみを考慮したのが推定(7)である。固定効果のみを考慮しても、求人規模

と提示賃金の関係は有意な正值が計測され、見かけ上の正の相関関係は維持さ

れる。逆に産業や企業規模など客観的な事業所属性のみを考慮した場合、求人

規模が提示賃金に与える効果は推定(5)や推定(6)と比較して減少し、統計的有意

性も消失する。事業所の直面する需要ショックをコントロールするには固定効

果よりも事業所属性のほうが有用であることを示唆している。また、推定(8)お

よび推定(9)からは、事業所属性のなかでは、離職率の大小よりも企業規模や産

業、都道府県の違いのほうが需要ショックを取り去ることができる。

いずれにせよ、固定効果および事業所属性によって相当程度、個別事業所の

直面する需要ショックはコントロールできていると判断できよう。

一方、(5)式を転職時の賃金増減を説明する推定式として解釈した場合、転職

時に産業や職種、企業規模をどう変わるかが重要になってくることが指摘され

ている。具体的には、職種や産業を移動する場合、あるいは企業規模が下降す
るような移動である場合には、転職時の賃金は減少する確率が高くなる（中村(2002)など）。表2の推定(10)および推定(11)では、そういった先行研究の指摘を考慮するために、産業・職種・企業規模が前職と比較して移動するかどうかを念頭において、(5)式を推定した。

推定(10)では、現職の産業・職種・企業規模を説明変数に含めた上で、前職の各々が現職と異なるかいなかのダミー変数を作成し、説明変数に加えた。したがって前職の産業・職種・企業規模は説明変数から取り除いている。ただし、企業規模に関しては上方移動と下方移動を別個に扱った。推定結果をみると、職種移動があった場合あるいは企業規模に関して下方に移動した場合には、転職時に賃金は減少する傾向が確認できる。産業移動があった場合には賃金は減少する傾向にあるが、統計的には有意ではない。逆に企業規模に関して上方に移動した場合には転職時賃金は上昇する傾向があり、全般に先行研究の指摘通りである。このとき、推定(1)と比較すると求人規模が提示賃金に与える影響は正で有意に計測される。

推定(11)では、推定(10)とは逆に前職の産業・職種・企業規模と、それぞれについて前職と現職とを比較したダミー変数を説明変数に加えた。したがって現職の産業・職種・企業規模は説明変数に加えていない。推定(11)の推定結果は、ほぼ推定(10)と同様で、求人規模が提示賃金に与える影響が正で有意に計測されるのも変わらない。

## (5-5) 職種別推定

求職者の行動を考えた場合、同一の企業の求人であっても職種が異なれば異なる求人とみなし、自らの応募対象とは考えないことも考えられる。このとき、すべての職種の求人を事業所毎に合計した求人規模は、職種ごとの求人規模を
常に上回り、したがって求人規模の係数が過大に推定される可能性がある。そこで、データを8つの職種に分割し、それぞれの職種毎に(5)式を推定した。その結果が表3の推定(12)から推定(19)である。この際、求人規模は職種別の求人規模とし、対応する事業所離職率は職種別離職率をとった。ただし、職種別の求人規模を計測する際には精度の問題からフルタイムとパートタイムを区別できず、職種別離職率についてもフルタイムとパートタイムの区別ならびに離職理由の区別がつけられない点に注意を要する $ ^{19} $ 。

推定結果は概して安定的ではない。入職者の属性がすべて予想されたように有意に推定されている結果はなく、事業所離職率の及ぼす影響も不安定である。しかし、求人規模の係数については、有意に正值をとっている例はなく、事務職および販売職について有意に負値を、保安職・運輸通信職・製造職については有意ではないがやはり負値を示している。このことは、職種毎に労働市場が分割されていると考えた場合、職種によってフリクションの源泉が異なる可能性を示唆している。技術職や管理職など比較的熟練を要する職種については、ランダム・サーチに近い形でマッチングが行われているか、そもそもコーディネーションが成立している一方、事務職や販売職など比較的熟練を要しない職種については求職者・求人者の相互依存関係があることによるコーディネーションの失敗によって就職が成立しない傾向が強い可能性がある。

もちろん、推定結果が安定的ではないので以上の解釈には多分に留保が必要である。たとえば、入職者の職種によってサンプルを分割したことによって、とりわけ入職者属性について深刻なサンプルセレクションバイアスが発生して
いるかもしれない。とはいえ、提示賃金と求人規模との関係については、この種のサンプルセレクションバイアスが重大な影響を及ぼすかは先見的には明らかではない。それゆえ、職種毎にコーディネーションの失敗による摩擦の源泉が異なる可能性があるという結論は保持してもよいと考えられる。

## (5-6) 内生性の問題

(5)式を固定効果推定しβ ⁵ の一致推定量を求めるためには、関心のある説明変数である v₁ と eₘ とが独立であることが必要である。

まず誤差項 $ e_{ij} $ は、(2)式の誤差項 $ e_{ij}^{offer} $ と(3)式の誤差項 $ e_{i}^{past} $ の差からなり、(2)式の想定から $ e_{ij}^{offer} $ は $ v_{j} $ と独立である。他方、 $ e_{i}^{past} $ は(3)式より離職時の賃金に反映された離職者の観察不可能な能力をあらわしている。もし、事業所の求人規模を大きくすることで優れた能力をもった求職者を集めるというメカニズムが働いているならば、 $ v_{j} $ と $ e_{i}^{past} $ には正の相関が存在し、 $ \beta^{v} $ の推定には負のバイアスが発生する。

ただし、推定(1)で得られるのは、 $ \beta^{v} $ が正值を示し求人規模と提示賃金との間には負の相関関係はみられないという結論なので、以上のようなバイアスが発生していたとしても推論には重大な影響はない。しかし、(5-3)で示されたように、ところどころで関心のある説明変数についての係数が負値をとる、職種別労働市場に関する議論については解釈の留保が必要となる点、注意を要する。

(5-7) サンプルセレクションバイアス $ ^{20} $

むしろ重要なのは、サンプルが転職入職者に限定されることで発生するサンプルセレクションバイアスかもしれない。前項の内生性の議論は、 $ e_{ij} $ の分布が
母集団全体を反映する一方で $ v_{j} $ との相関関係の可能性を考察した。本項では、そもそも $ e_{ij} $ の分布が母集団全体を反映していないと可能性をとりあげる。

労働者が転職を決意するかどうかは本来選択変数であるから、仮に労働者が今期の予想される求人規模（の分布）を見た後転職するかどうかを決めると考える。また、(5)式における誤差項$\mathrm{e}_{\mathrm{ij}}$を、ある労働者が転職することによって得られる、分析者には観察できない利益と解釈しよう。このとき、求人規模と提示賃金の真の関係が負だとすると、潜在的に転職を考慮する労働者にとって、求人規模が大きいことは転職時の賃金増加確率が平均的には減少することを意味する。もし求人規模が大きいときに実際に転職した労働者がいたとすると、その労働者は自分が転職することによって得る利益、すなわち(5)式における誤差項$\mathrm{e}_{\mathrm{ij}}$がそもそも大きいと考えていることになる。それゆえ、$\mathrm{v}_{\mathrm{j}}$と$\mathrm{e}_{\mathrm{ij}}$は正の相関関係をもち、$\beta^{\mathrm{v}}$の推定には正のバイアスが発生する。逆に、求人規模と提示賃金の真の関係が正だとすると、同様の推論から$\mathrm{v}_{\mathrm{j}}$と$\mathrm{e}_{\mathrm{ij}}$は負の相関関係をもち、$\beta^{\mathrm{v}}$の推定には負のバイアスが発生する。

このことは、転職入職者の転職行動が内生であることによって生じるセレクションバイアスがあるとすると、求人規模と提示賃金との真の関係が正負どちらにせよ、β ⅴ の推定をゼロ方向に歪め、β ⅴ がゼロであるという帰無仮説の検定力自体が不足する可能性を示唆している。

以上の論点は、(5)式の誤差項 $ e_{ij} $ に、(3)式に由来する $ e_{i}^{past} $ が含まれていることが問題となる可能性がある。なぜなら、 $ e_{i}^{past} $ は離職時の労働者の能力であると解釈できるので、労働者が求人規模（の分布）をみて、その後に自らの $ e_{i}^{past} $ との兼ね合いで転職するか否かを決めるとしても矛盾はない。いま仮に、求人規模と提示賃金の真の関係が正だとしよう。このもとで、求人規模が大きいときには、離職時に自分の能力が評価されていたという意味で高い $ e_{i}^{past} $ を保持してい