Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
齢者の年金受給額や定年退職経験確率と正の影響を与えると考えるわけだ。もちろんこの影響を確認し、また影響のある場合その大きさを測定するのは実証分析に委ねなくてはならない。そこでこの作業を行なうために、われわれは年金受給額関数と定年退職経験確率関数を、人的資本変数を説明変数として推計した。結果は表1-3に示されている。

表 1 - 3 をみると分かるように、高い人的資本を表す変数(正規従業員であったこと、大きな規模の企業に勤めていたこと、ホワイトカラー職種であったこと)の係数は統計的にきわめて有意に正に計測されている。唯一、定年退職経験確率関数の説明変数として管理職ダミーの係数だけは負で統計的に有意に計測されているが、これは管理職の場合定年前に関連会社などに出向・転籍するため、結果として定年退職を経験しない場合もあることを示すものと考えられる。いずれにしても表1 - 3の結果は、高い人的資本をもっている高齢者ほど公的年金受給額も高くまた定年退職を経験している確率も高いということを、あきらかに示しているといえる。

表 1 - 2 と表 1 - 3 の結果をまとめてみると、高い人的資本と高齢者の就業については二つの相反する関係の存在することが示唆される。すなわち、計測結果は高い人的資本は高齢者の労働供給を一般的に増やす効果をもつと同時に、それは労働供給を減らす効果をもつ公的年金受給額や定年退職経験確率を高めることで、労働供給を減らす効果ももつ。

## 3 ．分析枰組

そこで公的年金(厚生年金・共済年金)制度や定年退職制度の人的資本損失への影響を確認するために、われわれはここで、次に示すような三つの作業仮説を設定する。なお、ここではサラリーマンの就業行動に焦点を当てているので、以下で公的年金というのはすべて厚生年金と共済年金のことである。

[作業仮説 1]公的年金を受給して引退生活にある高齢者、あるいは定年退職を経験して引退生活にある高齢者は、そうでない高齢者に比べて高い人的資本をもっており、従って厚生年金や定年退職制度によって高度な人的資本が労働市場から失われている。

[作業仮説 2]公的年金を受給することや定年退職の経験は、働く高齢者の人的資本の活用度を減らす。

[作業仮説 3]公的年金を受給することや定年退職を経験することは、実際に働く場合の賃金を低下させ、人的資本投資からの収益を減らすという意味でも人的資本の活用を減じる。
これらの作業仮説を検証するために、ここでは二つの方法を用いる。ひとつは作業仮説に関連する変数値の分布を観察するというノンパラメトリックな分析方法である。この方法は比較的単純ではあるが、仮説の妥当性について目で見て分かりやすい結果を示してくれるという利点をもっている。もうひとつは、いくつかの推計手法を用いたパラメトリックな計量分析である。これはできるだけ他の条件一定のもとで検証対象とする変数の影響を観察できるという点で、仮説の妥当性をより統計的に厳密に示してくれる。

作業仮説 1 については、まず 60 歳以上の男性の稼得可能な市場賃金率を、Heckit モデルから推計し、この分布を公的年金を受給して引退生活をしている高齢者と年金を受給せずに働いている高齢者、および、定年退職を経験して引退生活をしている高齢者と定年退職を経験せずに働いている高齢者とで比較する。

次にパラメトリックな分析としては、現在すでに引退生活をしている高齢者のサンプルについて、個人の人的資本を示す要因を説明変数とする公的年金受給関数、定年退職経験関数を推計する。被説明変数は、公的年金を受給している確率、定年退職を経験している確率である。具体的な計測式は次のように示される。

$$ \begin{aligned}Pr.(pension)=&\alpha_{0}+\alpha_{1}AGE+\alpha_{2}HEALTH+\alpha_{3}FAMILY+\alpha_{4}NOMOGAGE\\&+\alpha_{5}METRO+\alpha_{6}MANDRET+\alpha_{7}REGULAR55+\alpha_{8}GOV55\\&+\alpha_{9}LARGE55+\alpha_{10}SMALL55+\alpha_{11}MGR55+\alpha_{12}PRO55\\&+\alpha_{13}OTHER55+\alpha_{14}SERV55\\ Pr.(mandatory retirement)=&\beta_{0}+\beta_{1}AGE+\beta_{2}HEALTH+\beta_{3}FAMILY\\&+\beta_{4}NOMOGAGE+\beta_{5}METRO+\beta_{6}REGULAR55+\beta_{7}GOV55\\&+\beta_{8}LARGE55+\beta_{9}SMALL55+\beta_{10}MGR55+\beta_{11}PRO55\end{aligned} $$

ただしここで、Pr. (pension)は公的年金(厚生年金・共済年金)受給確率、Pr. (mandatory retirement)定年退職経験確率、AGEは年齢、HEALTHは健康状態に問題あり(あり=1、なし=0)、FAMILYは同居家族人数、NOMOGAGEは住宅ローンなし(なし=1、あり=0)、METROは大都市圈居住(大都市圈居住=1、それ以外=0)、MANDRETは定年経験あり(あり=1、なし=0)、REGULAR55は55歳当時正規従業員(正規従業員=1、それ以外=0)、GOV55は55歳当時官公庁従業員(官公庁従業員=1、それ以外=0)、LARG55は55歳当時大企業従業員(大企業従業員=1、それ以外=0)、SMALL55は55歳当時小企業従業員(小企業従業員=1、それ以外=0)、MGR55は55歳当時管理職(管理職=1、それ以外=0)、PRO55は55歳当時専門職(専門職=1、それ以外=0)、OTHER55は55歳当時その他のホワイトカラー職(その他のホワイトカラー職=1、それ以外=0)、SERV55は55歳当時サービス職(サービス職=1、それ以外=0)、α₀~β₁₁はパラメタである。なお企業規模についての変数および職種についての変数のレファレンスグループはそれぞれ中規模企業従業員と生産労働者である。

上述の式で人的資本を表す変数の係数が正に計測されれば、公的年金を受給して引退し
ている高齢者や定年退職を経験して引退している高齢者は相対的に高い人的資本をもっていることになる。もしそうであるならば、公的年金を受給して引退したり、定年退職を経験して引退した場合ほど、高齢者の引退による人的資本の損失はより大きなものとなる。なお本章における分析では、個人の人的資本量は、その個人の過去の職業経歴によって測定するものとする。すなわち現在60歳以上の男子高齢者のうち、過去(55歳当時)において、正規従業員であった者、大企業・官公部門に雇用されていた者、管理職・専門職・その他のホワイトカラー職種であった者ほど、そうでない個人に比べて高い人的資本を持っているとする。

作業仮説 2 について、個人の人的資本の活用の度合いは、労働時間および 55 歳当時と同じ職種で働いているかどうかで判断する。すなわち労働時間の長いほど、また 55 歳当時と同じ職種で働いている場合ほど、人的資本は高度に活用されているとみなす。ここでは、60 歳をこえて働いている高齢者の労働時間と 55 歳当時と同じ職種で働く確率の分布を、公的年金を受給して働く高齢者と年金を受給せずに働く高齢者、および、定年退職を経験して働く高齢者と定年退職を経験せずに働く高齢者とで比較する。

またパラメトリックな分析としては、現在まだ働いている労働者のサンプルについて、公的年金受給額や定年退職を経験していることを示すダミー変数を説明変数とする労働時間関数、同一職種就業確率関数を推計する。被説明変数は、週労働時間および55歳当時と同じ仕事をしている確率である。具体的な計測式は次のように示される。

$$ \begin{aligned}H=&\ \gamma_{0+\gamma_{1}}AGE+\gamma_{2}HEALTH+\gamma_{3}FAMILY+\gamma_{4}NOMOGAGE\\&+\gamma_{5}METRO+\gamma_{6}MANDRET+\gamma_{7}PENSION+\gamma_{8}REGULAR55+\gamma_{9}GOV55\\&+\gamma_{10}LARGE55+\gamma_{11}SMALL55+\gamma_{12}MGR55+\gamma_{13}PRO55+\gamma_{14}OTHER55\\&+\gamma_{15}SERV55+\gamma_{16}LOGWAGE+\gamma_{17}LAMBDA\\ Pr.&(Same occupation)\\=&\ \delta_{0+\delta_{1}}AGE+\delta_{2}HEALTH+\delta_{3}FAMILY+\delta_{4}NOMOGAGE\\&+\delta_{5}METRO+\delta_{6}MANDRET+\delta_{7}PENSION+\delta_{8}REGULAR55+\delta_{9}GOV55\\&+\delta_{10}LARGE55+\delta_{11}SMALL55+\delta_{12}MGR55+\delta_{13}PRO55+\delta_{14}OTHER55\\&+\delta_{15}SERV55\end{aligned} $$

ただしここで H は週あたり労働供給時間であり、PENSION は公的年金を受給額、LOGWAGE は時間賃金率の対数、LAMBDA は Heckit モデルのラムダ変数(サンプルセレクションバイアスを修正するために就業確率関数から得られる Mill's ratio の逆数をとったもの)であり、その他の変数は上述のものと同様である。また $ \gamma_{0} \sim \gamma_{17} $ 、 $ \delta_{0} \sim \delta_{15} $ はパラメタである。

作業仮説 3 については、Switching Regression モデルによって吟味する。すなわちまず Switch 関数によって、厚生年金受給や定年退職が、個人の実際に受け取る賃金の階層化をもたらすかどうかを確認する。その上で、高い層の第 1 グループの賃金関数と低い層の第 2
グループの賃金関数とで、人的資本を示す説明変数の係数の差を観察する。具体的な計測式は次のように示される。

Wp= ε 0+ε 1 AGE+ε 2 HEALTH+ε 3 METRO+ε 4 MANDRET
+ε 5 REGULAR55+ε 6 GOV55+ε 7 LARGE55+ε 8 SMALL55
+ε 9 MGR55+ε 10 PRO55+ε 11 OTHER55+ε 12 SERV55
+ε 13 SAMEFIRM+ε 14 SAMEJOB
Ws= ε 0+ε 1 AGE+ε 2 HEALTH+ε 3 METRO+ε 4 MANDRET
+ε 5 REGULAR55+ε 6 GOV55+ε 7 LARGE55+ε 8 SMALL55
+ε 9 MGR55+ε 10 PRO55+ε 11 OTHER55+ε 12 SERV55+ε 13 SAMEFIRM
+ε 14 SAMEJOB
Switch= ζ 0+ζ 1 AGE+ζ 2 HEALTH+ζ 3 METRO+ζ 4 MANDRET
+ζ 5 REGULAR55+ζ 6 GOV55+ζ 7 LARGE55+ζ 8 SMALL55+ζ 9 MGR55
+ζ 10 PRO55+ζ 11 OTHER55+ζ 12 SERV55+ζ 13 PENSION+ζ 14 FAMILY
+ζ 15 NOMOGAGE

ただしここで、WpとWsはそれぞれ第1グループと第2グループの賃金であり、SAMEFIRMは55歳当時と同一企業に雇用されているかどうか(同一企業に雇用されている=1、それ以外=0)、SAMEJOBは55歳当時と同じ仕事をしているか(同じ仕事をしている=1、それ以外=0)であり、ε₀～ε₁₄、ε₀～ε₁₄、ζ₀～ζ₁₅はパラメタである。

Switching Regression モデルにおいては、Switch 関数が第 1 グループと第 2 グループを分かつものである(注 8)。もしパラメタ 4 と 5 が統計的に有意に正であり、ε_{6}からε_{12}とε'_{6}からε'_{6}も統計的に有意に異なるならば、公的年金や定年退職は実際に受け取る賃金を説明する賃金関数を第 1 グループと第 2 グループにわかち、かつ公的年金と定年退職によって人的資本の収益率も低下していることになる。

ここで利用するデータは、1992年の『高年齢者就業等実態調査』である。われわれの分析の目的から見て、このデータの最大利点は、上述の方法で、高齢者の人的資本量を類推できる過去の就業・職業経歴について調べているところである。

このデータの最も深刻な制約のひとつは、このデータでは公的年金(厚生年金・共済年金)の受給額(あるいは受給の有無)は分かるが、受給資格の有無は識別できないということである。つまり実際に公的年金を受給していない高齢者のなかで、受給資格をもちながら年金給付にともなう収入制限のゆえに年金を受給していない高齢者を見分けられない。公的年金を受給していない高齢者には、受給資格が無いために年金を受給していない者と、受給資格はあるのに収入制限を超えた勤労収入を稼いでいるために年金を受給していない者の両方を含んでしまう。このため労働供給関数における公的年金変数の同時決定バイアスを免れえないことになる。
このデータのもうひとつの制約は、ここでのわれわれの分析にとって最も重要な変数である人的資本変数として、個人の教育や職業訓練にかんする情報を得られないということである。この制約に対処するために、われわれは上述のように55歳当時の職業経歴を人的資本変数としてとっている。われわれはここでは、教育や職業訓練の形でおこなわれる人的資本投資は、正規従業員として雇われる確率、大企業に雇われる確率、あるいはホワイトカラー職種に就く確率を高めることになると仮定しているわけである。

われわれはここでは公的年金(厚生年金・共済年金)と定年退職制度の影響に焦点をあてているので、分析対象はかつてサラリーマンだった60歳以上の高齢者になる。そこでサンプルを60歳から69歳の男性でかつ55歳当時雇用者であったサンプルに限定する。また一部の変数について記述不明となっているサンプルは除外した。このようにして最終的に得られたサンプルの大きさはほぼ5500である。

## 4 ．実証分析の結果

この節では、上述の三つの作業仮説を確認するために設計された実証分析の結果を考察する。まず第一に Heckit モデルから推計された稼得可能賃金の分布について吟味しよう。ここではわれわれは、高い稼得可能賃金は高い人的資本と結びついているというふうに、推計された稼得可能賃金を人的資本の総合指標と見做す。

図 1 - 2 は、60 歳 ~ 69 歳の男性について Heckit モデルで推計した稼得可能対数賃金率の分布を年金受給の有無別に観察したものである。観察は、公的年金を受給して引退している高齢者と年金を受給せずに働き続けている高齢者の稼得可能対数賃金率の分布を比較することで行う。図を見ると分かるように、公的年金を受給して引退している高齢者の稼得可能賃金は、年金を受給せずに働き続けている高齢者のそれよりも明らかに高い。この稼得可能賃金を人的資本の総合指標と見做せば、この稼得可能賃金の分布の差は、公的年金を受給して引退している高齢者は、年金を受給せずに働き続けている高齢者よりも高い人的資本をもっているということを意味する。なお、公的年金受給の有無と定年退職経験の有無の間には相関がありうるので、公的年金の影響を後述する定年経験の影響と区別した方が良いかもしれない。そこで図 1 - 2a と図 1 - 2b は図 1 - 2 をさらに定年退職経験ありとなしのサンプルに分けて年金受給の有無別の稼得可能対数賃金率の分布を見たものである。このように分けて定年退職経験の影響を一定にしても、上述の公的年金の受給と高齢者の人的資本の間の関係は変わらない。

図 1 - 3 は、定年退職を経験して引退している高齢者と定年退職を経験せずに働き続けている高齢者とで、上と同様の稼得可能賃金の分布の比較を行ったものである。ここでも、定年退職を経験して引退している高齢者の稼得可能賃金は、定年退職を経験せずに働き続けている高齢者のそれよりも明らかに高い。これもまた、定年退職を経験して引退してい
る高齢者は、定年退職を経験せずに働き続けている高齢者よりも高い人的資本をもっていることを意味するものである。なお、図1-3aと図1-3bは1-2のケースと同様に、定年退職経験と公的年金受給の有無とのありうべき相関を考慮して、公的年金の受給をコントロールした上で定年退職経験の影響を見ようとしたものである。見て分かるように公的年金受給の有無を一定にしても定年退職経験と高齢者の人的資本の間の関係は変わらない。

これら図1-2および図1-3から得られた結果は、表1-4に示されている別の角度から行ったパラメトリックな分析によっても確認される。ここでは、すでに引退しているサンプルについて、公的年金を受給して引退している高齢者と、定年退職を経験して引退している高齢者の特性について計量分析している。

公的年金を受給して引退している高齢者の特性についてみると、高い人的資本を代表するように設計された55歳当時の職業経歴変数の係数は、高い統計的有意性をもって正に計測されている。このことは、引退している高齢者のなかで公的年金を受給している高齢者は、そうでない高齢者に比べて高い人的資本をもっていることを示している。

定年退職を経験して引退している高齢者の特性についてみると、同じく高い人的資本を示す変数の係数は基本的には正に計測されている。ただし、55歳当時管理職だったことを表すダミー変数(MGR55)と55歳当時他のホワイトカラー職種だったことを表すダミー変数(OTHER55)の係数は、正ではあるが統計的には有意でなく、また官公庁職員であったことを表すダミー変数(GOV55)の係数は負に計測されている。官公庁職員であったことを表すダミー変数(GOV55)の係数が負に計測されたのは、官公庁職員の場合公式の定年前に勇退して第二の職場に移る慣行のあることを反映しているのではないかと考えられる。従って表3の計測結果は、一般的に引退している高齢者のなかで、定年退職を経験して引退している高齢者はそうでない高齢者に比べて高い人的資本をもっていることを示しているといってよい。

これら図1-2と図1-3および表1-4に示された実証分析の結果は、上述の作業仮説1、すなわち、公的年金を受給したり定年退職を経験して引退している高齢者は高い人的資本をもっており、それゆえ公的年金制度や定年退職制度のために高度な人的資本が労働市場から失われてしまう、という作業仮説を強く支持するものである。そこで次に第2の作業仮説、すなわち公的年金や定年退職経験は、働く高齢者の人的資本の有効活用をも阻害する、という仮説の吟味に移ろう。

公的年金と定年退職経験が高齢労働者の人的資本活用の程度に与える影響を吟味するために、われわれは2種類の分布を観察した。すなわち労働供給時間の分布と、55歳当時と同じ職種で働いている比率である。これらは図1-4から図1-7に示されている。

図1 - 4は週あたり労働供給時間の分布を示すもので、ここでは公的年金を受給しつつ働いている高齢労働者と、年金を受給せずに働いている高齢者労働者の間で比較を行っている。二つの分布は重なりあっているように見えるけれども、週40時間未満の短い労働時間の相対頻度は年金受給労働者のほうが高い。再び公的年金受給と定年退職経験の間の相関
を考慮して定年退職経験のありとなしとの別に公的年金受給の影響を見たのが図1－4aと図1－4bである。定年退職経験をコントロールしても公的年金の受給者ほど労働供給時間の短いことが分かる。公的年金制度は、その給付に収入制限制度を持っており、これによって年金受給資格のある高齢者の所得線は屈折所得線となる。われわれの過去の分析でも、この年金受給資格のある高齢者は年金をできるだけ多くもらうために、労働供給を抑制する傾向のあることを確認している $ ^{注9} $ 。収入制限制度の作る屈折所得線の屈折点での主体均衡である。図1－4の観察結果は、こうした先行研究の示す年金受給資格者の労働供給抑制行動と整合的であり、公的年金が労働供給時間で測った人的資本の活用度を低下さることを示しているといえる。

図1 - 5は週あたり労働供給時間の分布を、定年退職を経験した高齢労働者と定年退職を経験していない高齢労働者で比べたものである。これまた分布は重なりあっているようにみえるけれども、やはり週あたり労働供給時間40時間未満の相対頻度は、定年経験のない高齢労働者よりも定年経験のある高齢労働者のほうが高い。公的年金受給の有無によって分けた図1 - 5a、1 - 5bでも同様の観察結果を得ている。公的年金受給をコントロールしても定年退職経験者ほど労働供給時間は短い。これは一般的に定年退職は労働者の本格雇用からの退職を意味し、定年後の雇用は嘱託などの非フルタイム労働になりやすいことを反映しており、定年退職経験が労働供給時間で測った人的資本の活用度を低下させることを示しているといえる。

図1 - 6は60歳~69歳の高齢労働者のうち55歳当時と同じ職種で働いている労働者の比率を示すものである。これについて公的年金を受給しつつ働いている高齢労働者と公的年金を受給せずに働いている高齢労働者の比較は図1 - 6の横軸の左右を観察することで示される。まず図1 - 6の上段の左右の比較、すなわち定年退職経験をなしとコントロールした上での公的年金の受給のなしとありを比べてみると、公的年金を受給せずに働く高齢労働者のうち55歳当時と同じ職種で働くものは85パーセントもあるのに対して、年金を受給しつつ働く高齢労働者のうち55歳当時と同じ職種で働く者は55パーセントていどしかいない。同じように下段の左右の比較、すなわち定年退職経験をありとコントロールした上での公的年金受給のなしとありを比べてみると、公的年金を受給せずに働き続けている人の65パーセントは55歳当時と同一職種であるのに対して、公的年金を受給しつつ働き続けているひとで55歳当時と同一職種なのは45パーセントにすぎない。次に図1 - 7の上下で定年退職を経験している高齢労働者と定年退職を経験していない高齢労働者を比べてみると、右側の公的年金を受給していないサンプルでみた場合は定年退職を経験してない高齢労働者のうち55歳当時と同じ職種で働くものは85パーセントであるのに対して、定年退職を経験して働く高齢労働者のうち55歳当時と同じ職種で働くものは65パーセントである。また公的年金受給ありのサンプルで比較した場合には定年退職を経験せずに働き続けている高齢者の55パーセントが55歳当時と同一職種で働いているのに対して、定年退職を経験して働き続けている場合にはこの比率は45パーセントになってしまう。一般的に
いって、働き盛りの現役時代の職種と同じ職種で働く場合に、高齢労働者の人的資本はもっとも高く活用されると考えられるから、図1-6の結果は公的年金や定年退職経験によって、働き続ける高齢労働者の人的資本の有効活用が妨げられていることを示すものであるといえる。なお、一般的に定年退職には、管理職にあったものに退いてもらって組織の新陳代謝をはかるという意図もあるといわれる。しかし管理職でなかった人についてはこれと異なる職種で働くことはもっぱら人的資本の口スを生む効果だけを持つと考えてよい。そこで、図1-7では55歳当時管理職でなかった人についてのみ図1-6と同じ観測をしている。ここでも図1-6と同様の観測結果を得られることが分かる。

上述の図 1 - 4 から図 1 - 7 に示された、公的年金や定年退職経験が人的資本の活用度合いに与える負の影響は、表 1 - 5 に示されているパラメトリックな分析の結果からも確認される。表 1 - 5 は、高齢労働者の労働供給時間と 55 歳当時と同じ職種で働く確率にかんする関数の計測結果である。どちらの関数も、公的年金受給額と定年退職の経験の有無を表すダミー変数を説明変数として含んでいる。

公的年金受給額と定年退職の経験を表すダミー変数の係数は、それぞれ統計的に有意に負の値をとって計測されている。これらの結果は公的年金の受給や定年退職の経験によって、労働供給時間や55歳当時と同じ職種で働く確率で表される人的資本の活用度合いが減じられることを意味する。

これら図1-4から図1-7および表1-5の結果は、作業仮説2、すなわち公的年金や定年退職経験は働く高齢労働者の人的資本の活用度を低下させるという仮説、を強く支持するものである。そこで次に、最後の作業仮説、すなわち公的年金や定年退職経験は人的資本投資の収益率を低下させるかたちで人的資本の活用度を低下させる、という仮説を、Switching Regressionの手法によって吟味してみよう。

ただしここで Switching Regression に行く前に、実際に受け取っている賃金についての賃金関数の比較をより単純な方法で行っておこう。表1-6は、働いている高齢労働者が実際に受け取った賃金額にかんする賃金関数を、公的年金を受給している場合と受給していない場合、定年退職を経験している場合と経験していない場合の4つのケースについて計測した結果である。それぞれの賃金関数の計測結果をみると分かるように、説明変数の係数として表される人的資本の収益率は、公的年金を受給している高齢労働者と定年経験のある高齢労働者で小さくなっている。このことは公的年金と定年退職経験が人的資本投資の収益率を低めていることを示唆するものである。

表 1 - 7 は Switching Regression の計測結果を示すものである。Switch 関数の計測結果から分かるように、公的年金受給額と定年退職経験を表すダミー変数の係数は、統計的に有意に負に計測されている。このことは公的年金を受給したり定年退職を経験していることが、老齢労働者を実際に受け取る賃金の相対的に高い第 1 グループと相対的に低い第 2 グループに振り分ける際に重要な役割を果たしていることを示すものである。すなわち、公的年金を受給していることや、定年退職を経験していることによって、高齢労働者は実
際に支払われる賃金が相対的に低い第2グループに分類されやすい傾向を持つことを意味する。第2グループの賃金関数の人的資本変数の係数は、高い人的資本をもっていることを示す変数のひとつである55歳当時管理職であったことのダミー変数(MGR55)の係数が第1グループよりも第2グループで高くなっていることを除くと、第1グループのそれに比べて一般的に低くなっている。もし55歳当時正規従業員であったこと、大企業の従業員であったことがより高い企業特殊的な人的資本投資と結びついているとすれば、この計測結果は、公的年金の受給や定年退職の経験は、とくに企業特殊的な人的資本投資の収益率を低下させるということを意味するだろう。

### 5. 留保条件

高齢者の人的資本の有効活用を阻害する公的年金と定年退職の影響についての上述の実証分析には、もちろんいくつかの留保条件がある。第一に、われわれのここでの目的は基本的な事実の発見ということにある。従って上述の三つの作業仮説も記述的なものであった。

たとえばわれわれは公的年金を受給したり定年退職を経験して引退している高齢者は相対的に高い人的資本を有していることを確認した。しかしわれわれは、人的資本の水準と公的年金の適用範囲との間の制度的関連性や人的資本の水準と定年退職制度との関係についてもっともらしい解釈を与えてはいるもの、人的資本の水準がどのような経路で公的年金受給や定年退職経験の確率を高めるのかについてを陽表的なモデルでは吟味していない。また公的年金を受給したり定年退職を経験することが、働く高齢者の人的資本の活用度を低下させていることも確認した。しかしここでも、公的年金給付にともなう収入制限といった制度的要因や定年後の再雇用では非正規短時間就業の多くなる雇用慣行の影響を示唆しているものの、公的年金や定年退職と人的資本活用の程度を結ぶ直接的な関係式を吟味してはいない。また定年退職制度に関連して、退職金・企業年金と就業行動あるいは企業の雇用行動との関係も重要であるけれども、ここでは考察の対象としていない(注 $ ^{[10]} $ )。

こうしたここでの分析の留保条件は、われわれに次なる研究計画へのステップを残してくれていることになる。個人の人的資本の水準はその個人の過去の就業経験と教育経験の蓄積であるから、われわれはここでの静態的分析をより動態的なものに発展させる必要がある。公的年金制度の適用実態、定年についての具体的な運用実態、あるいは個人の能力形成等について、より詳細な形でモデルに組み込んだ分析を必要としよう。

二つ目の留保条件はデータの制約にかんすることである。すでに述べたように、1992年の『高年齢者就業等実態調査』はわれわれの分析目的からいって現在利用しうる最良のデータではあるけれども、そこには二つの大きな制約もあった。

すなわちその第一は健康状態を除くすべての人的資本変数は個人の過去の職業経歴、具
体的には 55 歳当時の就業上の地位、企業規模、職種、に限られている。教育の程度や職業訓練の経験といった、人的資本形成上の重要変数はデータに含まれていない。

第二に、公的年金変数による同時決定バイアスを免れえないということである。データは公的年金受給額と実際の受給有無だけしか調べていないから、年金受給資格はあるのに、公的年金(とりわけ厚生年金)の給付にともなう収入制限の上限をこえる勤労収入を稼いでいるために年金を受給していない潜在的受給資格者は識別できない。もしこの収入の多い潜在的受給資格者を年金受給者として、年金受給者の稼得可能賃金を推計すれば、推計値はもっと高くなるだろう。

### 6. 結論

この章でわれわれは次なる三つの作業仮説を吟味した。

[作業仮説 1]公的年金を受給して引退生活にある高齢者、あるいは定年退職を経験して引退生活にある高齢者は、そうでない高齢者に比べて高い人的資本をもっており、従って公的年金や定年退職制度によって高度な人的資本が労働市場から失われている。

[作業仮説 2]公的年金を受給することや定年退職の経験は、働く高齢者の人的資本の活用度を減らす。

[作業仮説 3]公的年金を受給することや定年退職を経験することは、実際に働く場合の賃金を低下させ、人的資本投資からの収益を減らすという意味でも人的資本の活用を減じる。この作業仮説は次に示す発見事実によって基本的に支持された。

[1]公的年金を受給したり定年退職を経験して引退している高齢者の稼得可能賃金の分布は、公的年金を受給せずにあるいは定年退職を経験せずに働いてる高齢者のそれよりも高い水準にある。(作業仮説1を支持)

[2]引退している高齢者中で、高い人的資本をもっているひとほど、公的年金を受給したり定年退職を経験している確率も高い。(作業仮説 1 を支持)

[3]公的年金を受給したり定年退職を経験してなお働き続けている高齢労働者の労働供給時間は、公的年金を受給していない高齢労働者や定年退職を経験していない高齢労働者よりも短く、また55歳当時と同一職種で働いている確率も公的年金受給者や定年退職経験者のほうが低い。(作業仮説2を支持)

[4]労働供給時間や 55 歳当時と同一職種で働く確率を説明する関数に含めた、公的年金を受給額や定年退職を経験していることを表すダミー変数の係数は統計的に有意に負の値をとって計測される。(作業仮説 2 を支持)

[5]Switching Regression モデルにおける Switch 関数に含まれる公的年金受給や定年退職経験を表すダミー変数の係数は統計的に有意に正の値をとって計測され、第2グループの賃金関数における人的資本変数の係数は、多くの場合第1グループの賃金関数におけるそ
れよりも小さな値に計測されている。(作業仮説 3 を支持)

以上の実証結果から得られる政策的イムプリケーションは次のようなことである。

まず公的年金制度については、現在の厚生年金や共済年金はその適用範囲や給付水準が現役時代の職業経歴、従って人的資本の蓄積状況とリンクして決まるようになっている。われわれはこのリンクを断ちきり、公的年金制度によってわざわざ高い人的資本の活用が妨げられないようにしなくてはならない。

そのためには、厚生年金や共済年金について、まず報酬比例部分と基礎年金部分の性格をはっきりと分けることが必要だ。財政的には、基礎年金部分は若い世代の保険料や税負担によって高齢者の年金をまかなう賦課方式とする。そして、老後の最低必要所得はこの基礎年金部分でまかなう。最低必要所得をまかなえるところまで基礎年金の給付水準を引き上げたとしても、それは報酬比例部分まで含めた現在の総支給額よりは低い水準となるので、それだけ引退の誘発効果も小さくなる。また基礎年金額は現役時代の報酬等とは無関係に一律であるから、能力の高いひとほど引退誘発を受けやすくなるということもない。

逆に報酬比例部分は掛金建ての完全積立て方式とし、逆選択を防ぐための一定額の強制積立て以上の部分は、積立て額について個人の選択を認める(注 $ ^{11} $ )。年をとってもできるだけ年金には頼らず、雇用されたり自分自身でビジネスをすることで豊かな生活を維持したいと思う人は、この報酬比例部分の積立て額を少なくし、その分を自分自身への能力投資や、独立自営化のための投資に振り向けて高齢期の稼得能力を高めようとするだろう。積立ての少ない分だけその人たちの年金水準は低くなるから、稼得能力の高い人ほど年金の引退誘発効果は小さくなるはずである。

一定の年齢に達すると、本人の意思や能力にかかわらず強制的に退職させるという定年制度。このようにまだ活躍できる高齢人材を無駄にすることは、若年人口の多かったこれまではともかく、これからは許されない。先進国のなかで最も高齢化の進む日本で、平均寿命の最も長い日本で、そして高齢者自身の就業意欲の最も高い日本で、60歳の定年というのはいかにも早すぎる。

将来、厚生年金の支給開始年齢が65歳になる2013年までに、定年を無くすか、少なくとも定年年齢を65歳に引き上げる必要がある。これはその年齢まで雇用を保障するということではなく、その年齢までは年齢を理由とする強制退職はしないというルールにしようということである。

いうまでもなく高齢期をどう生きるかは個人の選択と自己責任の問題だ。高い能力をもっていても、現役時代に完全燃焼し早く引退したいという人はあって当然である。ただし社会全体の活力のためには、多くの高齢者に就業を選択してもらうことが望ましい。定年や公的年金といった公的・準公的制度はこの社会目標と整合的に変るべきであろう。
〔注〕

(注1)文部省(1995)によれば、調査時点で60歳の1935年生まれのコーホートの大学進学率は10パーセント以下であるのに対して、2010年に60歳になる1950年生まれコーホートの大学進学率(短大を含む)40パーセントちかくになる。これに加えて、総務庁統計局(1995)によれば、就業者に占める管理的・専門的・事務的職種従事者の比率は1973年の25パーセントから1995年の35パーセントまで増えている。これらの数字は日本人労働者の教育程度も職業経験も過去数十年にわたって高度化してきていることを示しており、従ってこれから高齢者になるひとたちの人的資本もより高くなっていくことを示すものであるといえる。

(注 2) 清家(1993)を参照されたい。

(注 3) 清家(1993)を参照されたい。

(注 4) 清家・山田(1996)は 60 歳代の高齢者の経済的地位とかれらの職業経歴との間の正の相関を見出している。

(注 5)労働省(1995)によると、定年退職制度を持っている企業のほぼ 9 割は定年を 60 歳に定めている。

(注 $ ^{6} $ )Heckman(1979)を参照されたい。

(注7)公的年金(厚生年金)は収入制限制度を伴うため、公的年金受給額そのものを説明変数にとると労働供給との同時決定バイアスを避けられない。バイアスなしの結果については受給資格を識別できる1983年の『高年齢者就業等実態調査』使ったSeike(1989)を参照されたい。

(注 8)詳細は Dickens=Lang(1985)、石川・出島(1994)を参照されたい。

(注 9) 清家(1993)を参照されたい。

(注 10)なお、退職金・企業年金と企業の高齢者雇用意思との関連については Seike(1997)を参照されたい。

(注 11)完全積立方式の公的年金については八田教授の一連の著作、たとえば小口・木村・八田(1994)を参照されたい。
## 〔参考文献〕

Dickens, W.T. and Lang, K., "A Test of Dual Labor Market Theory," American Economic Review, Vol. 75, No. 4, 1985, pp. 792-805.

石川経夫・出島敬久「労働市場の二重構造」石川経夫編『日本の所得と富の分配』東京大学出版会、1994年、pp.169-209.

Heckman, J.J., "Sample Selection Bias as a Specification Error," Econometrica, Vol. 47, No. 1, 1979, pp. 153-162.

## 文部省『学校基本調査』1995年。

小口登良・木村陽子・八田達夫「日本の公的年金の再分配効果」石川経夫 編『日本の所得と富の分配』東京大学出版会、1994年、pp.321-353．労働省『雇用管理調査』1995年。清家篤『高齢者の労働経済学』東洋経済新報社、1993年。

Seike, A., "Labor Market Implications of Social Security: Company Pension Plans, Public Pensions, and Retirement Behavior of the Elderly in Japan," in Hurd M. D. and Yashiro N. eds., The Economic Effects of Aging in the United States and Japan, The University of Chicago Press, 1997.

清家篤・山田篤裕「Pension Rich の条件」『日本経済研究』No.33、1996 年。

総務庁『労働力調査年報』1995年。
表 1 - 1 基礎集計表 (男性 60～69 歳)

変数名	変数説明	全サンプル=5368人	就業者のみ=3308人
平均値	標準偏差	平均値	標準偏差
就業者	61.6%	0.49	100.0%	0.00
公的年金受給者	72.8%	0.44	60.3%	0.49
AGE	年齢	64.0	2.73	63.6	2.68
HEALTH	健康に問題あり	10.1%	0.30	3.6%	0.19
FAMILY	同居家族人数	3.2	1.67	3.3	1.70
NOMOGAGE	住宅ローンなし	79.9%	0.40	76.4%	0.42
METRO	大都市圈居住	39.8%	0.49	39.2%	0.49
MANDRET	定年経験あり	61.4%	0.49	52.9%	0.50
PENSION	公的年金額(万円)	13.7	10.51	10.5	10.50
REGULAR55	55歳当時正規従業員	88.2%	0.32	85.8%	0.35
GOV55	55歳当時官公庁従業	17.9%	0.38	16.1%	0.37
LARGE55	55歳当時大企業従業員	26.1%	0.44	22.1%	0.41
SMALL55	55歳当時小企業従業員	27.3%	0.45	33.0%	0.47
MGR55	55歳当時管理的職種	16.7%	0.37	17.1%	0.38
PRO55	55歳当時専門的職種	14.4%	0.35	14.6%	0.35
OTHER55	55歳当時他のホワイトカラー一般職種	14.2%	0.35	12.5%	0.33
SERVE55	55歳当時サービス職種	17.7%	0.38	18.3%	0.39
LOGWAGE	対数時間賃金率	7.1	0.76
表 1 - 2 高齢者の労働供給関数の計測結果

説明変数	就業確率	市場賃金	労働供給時間
Constant	1.330***	7.460***	121.039***
AGE	-0.014***	-0.009*	-0.701***
HEALTH	-0.379***	0.024	-12.729***
FAMILY	0.007**	-0.164
NOMOGAGE	-0.098***	-3.185***
METRO	0.012	0.261***	0.902*
MANDRET	-0.064***	-0.252***	-3.903***
PENSION	-0.016***	-0.738***
REGULAR55	-0.013	0.120***	3.418***
GOV55	0.042**	-0.135***	0.547
LARGE55	-0.009	0.155***	-1.782**
SMALL55	0.036**	-0.093***	-0.165
MGR55	0.143***	0.644***	7.822***
PRO55	0.127***	0.497***	3.730***
OTHER55	0.063***	0.243***	3.194***
SERVE55	0.076***	0.104***	3.944***
LOGWAGE	-5.136***
LAMBDA	-0.221***	10.974***
対数尤度/R²	-2826.06	0.199	0.202
サンプルサイズ	5368	3308	3308

$ ^{注} $

AGE 年齢 , HEALTH 健康に問題あり , FAMILY 同居家族人数 , NOMOGAGE 住宅ローンなし , METRO 大都市圈居住 , MANDRET 定年経験あり , PENSION 公的年金(厚生年金・共済年金)受給額 , REGULAR55 55 歳当時正規従業員 , GOV55 55 歳当時官公庁従業員 , LARGE55 55 歳当時大企業従業員 , SMALL55 55 歳当時小企業従業員 , MGR55 55 歳当時管理職 , PRO55 55 歳当時専門職 , OTHER55 55 歳当時他のホワイトカラー一般職 , SERVE55 55 歳当時サービス職種 , LOGWAGE 対数賃金 , LAMBDA ラムダ変数

***，**，*それぞれ有意水準1%，5%，および10%で統計的に有意。
表 1 - 3 公的年金受給額と定年退職経験の決定要因についての計測結果

説明変数	公的年金受給額	定年退職経験
Constant	12.5135***	-1.138***
AGE	-0.010817***	0.017***
HEALTH	-0.091090***
METRO	0.127635***	0.015
REGULAR55	0.133915***	0.176***
GOV55	0.121008***	0.062***
LARGE55	0.203622***	0.184***
SMALL55	-0.077584***	-0.286***
MGR55	0.379147***	-0.067***
PRO55	0.316443***	0.045**
OTHER55	0.198718***	0.080***
SERVE55	0.060707***	0.033*
LAMBDA	-0.604655***
R²/対数尤度	0.312286	-2924.30
サンプルサイズ	4005	5368

$ ^{注} $

AGE 年齢 , HEALTH 健康に問題あり , METRO 大都市圈居住 , REGULAR55 55 歳当時正規従業員 GOV55 55 歳当時官公庁従業員 LARGE55 55 歳当時大企業従業員 SMALL55 55 歳当時小企業従業員 , MGR55 55 歳当時管理職 , PRO55 55 歳当時専門職 , OTHER55 55 歳当時他のホワイトカラー一般職 , SERVE55 55 歳当時サービス職種 , LAMBDA ラムダ変数

*** , ** , * それぞれ有意水準 1% , 5% ，および 10% で統計的に有意。
表 1 - 4 公的年金を受給したり定年退職を経験して引退している高齢者の特性についての計測結果

説明変数	公的年金受給で引退	定年退職経験で引退
Constant	-1.46294	-0.895827
AGE	0.0036359*	0.0025807
HEALTH	-0.0075934	-0.052253**
FAMILY	-0.0039235	0.00064657
NOMOGAGE	-0.028330*	-0.0037023
METRO	0.022245**	0.036061**
MANDRET	0.043498***
REGULAR55	0.082620***	0.15322***
GOV55	0.051998**	-0.054934**
LARGE55	0.0098557	0.10427***
SMALL55	-0.044913***	-0.20229***
MGR55	0.051582***	0.00011280
PRO55	0.029914*	0.10343***
OTHER55	0.052302***	0.035278
SERVE55	0.031544**	0.024785
対数尤度	-412.986	-993.797
サンプルサイズ	2060	2060

$ ^{注} $

AGE 年齢，HEALTH 健康に問題あり，FAMILY 同居家族人数，NOMOGAGE 住宅ローンなし，METRO 大都市圈居住，MANDRET 定年経験あり，REGULAR55 55 歳当時正規従業員，GOV55 55 歳当時官公庁従業員，LARGE55 55 歳当時大企業従業員，SMALL55 55 歳当時小企業従業員，MGR55 55 歳当時管理職，PRO55 55 歳当時専門職，OTHER55 55 歳当時他のホワイトカラー一般職，SERVE55 55 歳当時サービス職種

*** , ** , * それぞれ有意水準 1% , 5% , および 10% で統計的に有意。
表 1 - 5 公的年金と定年退職経験が労働供給時間および55歳当時と同一職種で働く確率に与える影響についての計測結果

説明変数	労働供給時間	55歳当時と同一職種で働く確率
Constant	121.039***	0.96412***
AGE	-0.701***	-0.010821***
HEALTH	-12.729***	-0.0071788
FAMILY	-0.164	-0.016547***
NOMOGAGE	-3.185***	0.0059033
METRO	0.902*	0.038528**
MANDRET	-3.903***	-0.14986***
PENSION	-0.738***	-0.0087563***
REGULAR55	3.418***	0.0042851
GOV55	0.547	-0.075124***
LARGE55	-1.782**	-0.041866*
SMALL55	-0.165	0.040185*
MGR55	7.822***	0.058924**
PRO55	3.730***	0.23356***
OTHER55	3.194***	0.063241**
SERVE55	3.944***	0.012741
LOGWAGE	-5.136***
LAMBDA	10.974***
R²/対数尤度	0.202	-1940.76
サンプルサイズ	3308	3308

AGE 年齢, HEALTH 健康に問題あり, FAMILY 同居家族人数, NOMOGAGE 住宅ローンなし, METRO 大都市圏居住, MANDRET 定年経験あり, PENSION 公的年金(厚生年金・共済年金)受給額, REGULAR55 55 歳当時正規従業員, GOV55 55 歳当時官公庁従業員, LARGE55 55 歳当時大企業従業員, SMALL55 55 歳当時小企業従業員, MGR55 55 歳当時管理職, PRO55 55 歳当時専門職, OTHER55 55 歳当時他のホワイトカラー一般職, SERVE55 55 歳当時サービス職種, LOGWAGE 対数賃金, LAMBDA ラムダ変数

***，**，*それぞれ有意水準1%，5%，および10%で統計的に有意。
表 1 - 6 公的年金受給と定年退職経験が実際に受けとる賃金に与える影響についての計測結果

説明変数	公的年金あり	公的年金なし	定年退職経験あり	定年退職経験なし
Constant	6.78121***	6.12923***	7.09824***	6.76230***
AGE	-0.484946E-02	0.830926E-02	-0.868812E-02	-0.485796E-02
HEALTH	-0.271238**	-0.014714	0.071582	-0.184883*
METRO	0.194755***	0.252969***	0.174879***	0.337781***
MANDRET	-0.199242***	-0.077821
REGULAR55	-0.913890E-02	0.176473***	0.076794	0.113337***
GOV55	-0.056104	0.134795	-0.117624**	0.016579
LARGE55	0.134688***	0.296930***	0.157864***	0.232066***
SMALL55	-0.033367	-0.126672***	-0.120295**	-0.080813**
MGR55	0.560337***	0.822738***	0.509536***	0.755570***
PRO55	0.494231***	0.348469***	0.450021***	0.419716***
OTHER55	0.219735***	0.285937***	0.223450***	0.225133***
SERVE55	0.174208***	-0.891823E-03	0.134407***	0.047693
SMOC55	0.245670***	0.156031***	0.214067***	0.285015***
SMFM55	0.052497	0.194804***	0.081394**	0.186427***
LAMBDA	0.231973***	-0.435518*	-0.138636**	-0.065439***
R²	0.150510	0.400734	0.152659	0.311095
サンプルサイズ	2067	1241	1749	1559

$ ^{注} $

AGE 年齢，HEALTH 健康に問題あり，METRO 大都市圈居住，MANDRET 定年経験あり，REGULAR55 55 歳当時正規従業員，GOV55 55 歳当時官公庁従業員，LARGE55 55 歳当時大企業従業員，SMALL55 55 歳当時小企業従業員，MGR55 55 歳当時管理職，PRO55 55 歳当時専門職，OTHER55 55 歳当時他のホワイトカラー一般職，SERVE55 55 歳当時サービス職種，SMOC55 55 歳当時と同一職種，SMFM55 55 歳当時と同一企業勤務，LAMBDA ラムダ変数

*** , ** , * それぞれ有意水準 1% , 5% ，および 10% で統計的に有意。
表 1 - 7 実際に受けとる賃金額にかんするスウィッチングリグレッションの計測結果

説明変数	第一次部門	第二次部門	スウィッチ関数
Constant	6.169***	7.806***	-0.280
AGE	0.003	-0.021***	-0.013
HEALTH	-0.011	-0.141***	-0.371*
FAMILY	-0.027
NOMOGAGE	-0.077
METRO	0.486***	0.240***	-0.120
MANDRET	-0.265**	-0.104***	-0.500***
PENSION	-0.024***
REGULAR55	0.488***	0.064**	0.134
GOV55	-0.131	-0.011	-0.098
LARGE55	0.428***	0.123***	0.237*
SMALL55	-0.627***	-0.053**	-0.334***
MGR55	0.131	0.351***	1.156***
PRO55	-0.310	0.251***	0.978***
OTHER55	-0.725***	0.060*	0.545***
SERVE55	-0.982***	0.012	-0.136
SMOC55	-0.065	0.264***
SMFM55	0.549***	0.142***
スウィッチングの 誤差の共分散	1.118	-0.059	(Normalized to 1)
対数尤度	-3160.73
サンプルサイズ	3308

$ ^{注} $

AGE 年齢，HEALTH 健康に問題あり，FAMILY 同居家族人数，NOMOGAGE 住宅ローンなし，METRO 大都市圈居住，MANDRET 定年経験あり，PENSION 公的年金(厚生年金・共済年金)受給額，REGULAR55 55 歳当時正規従業員，GOV55 55 歳当時官公庁従業員，LARGE55 55 歳当時大企業従業員，SMALL55 55 歳当時小企業従業員，MGR55 55 歳当時管理職，PRO55 55 歳当時専門職，OTHER55 55 歳当時他のホワイトカラー一般職，SERVE55 55 歳当時サービス職種，SMOC55 55 歳当時と同一職種，SMFM55 55 歳当時と同一企業勤務

***，**，*それぞれ有意水準1%，5%，および10%で統計的に有意。
図 1-1 年齢別就業率(男性)
図 1-2 公的年金受給の有無と稼得可能賃金の分布(男性 60～69 歳)
図 1-2a 公的年金受給の有無と稼得可能賃金の分布(男性 60～69 歳定年経験あり)
図 1-2b 公的年金受給の有無と稼得可能賃金の分布(男性 60～69 歳定年経験なし)
図 1-3 定年退職経験の有無と稼得可能賃金の分布(男性 60～69 歳)
図 1-3a 定年経験の有無と稼得可能賃金の分布(男性 60～69 歳・公的年金を受給)
図 1-3b 定年経験の有無と稼得可能賃金の分布(男性 60～69 歳・公的年金を受給していない)
図 1-4 公的年金受給の有無と週あたり労働供給時間の分布(男性 60～69 歳)
図 1-4a 公的年金受給の有無と週あたり労働供給時間の分布(男性 60～69 歳・定年を経験した)
図 1-4b 公的年金受給の有無と週あたり労働供給時間の分布(男性 60～69 歳・定年を経験していない)
図 1-5 定年経験の有無と週あたり労働供給時間の分布(男性 60～69 歳)
図 1-5a 定年経験の有無と週あたり労働供給時間の分布(男性 60～69 歳・公的年金を受給している)
図 1-5b 定年退職経験の有無と週あたり労働供給時間の分布(男性 60～69 歳・公的年金を受給していない)
図1-6 公的年金受給・定年経験の有無と55歳当時と同一職種で働く高齢者の比率
図 1-7 公的年金受給・定年経験有無と 55 歳当時と同一職種で働く高齢者の比率 (55 歳当時管理的職種であった者を除く)