対象者属性の違いによる継続就業意思（項目 Q1 ）への影響 . 50

調査した対象者の男女比率は，2012^年度0.53:0.47^，2014^年度 0.46:0.54^，2015^年

度0.54:0.46であり，男女比率に極端な差はない．３回の調査データを一括し，職位，

配偶者の有無，転職経験および性別の違いにより項目Q₁に有意差があるといえるかを 分散分析により調べた．属性毎の分散分析表を表4.3^から表4.6^に示す．

 職位を因子とする分散分析において，マイスターの平均値4.39^，工員2^{級の平均値} 3.96^，工員3^{級の平均値}3.51^{，検定統計量}F0 = 120.4^{，有意水準を}5%^{とするときの} 棄却限界F(0.05,2,1605) = 3.00<120.4であることから，職位の違いにより項目Q1

に有意差のあることが示された．

 配偶者の有無を因子とする分散分析において，配偶者なしの平均値3.90^{，配偶者あ} りの平均値4.14^{，検定統計量}F₀ = 20.9^{，棄却限界}F(0.05,1,1606) = 3.84<20.9^で あることから，配偶者の有無により項目Q1 に有意差のあることが示された．

 転職経験の有無を因子とする分散分析において，転職経験なしの平均値3.93^，転職経

験ありの平均値4.02^{，検定統計量}F0 = 3.52^{，棄却限界}F(0.05,1,1606) = 3.84>3.52 であることから，転職経験の有無により項目Q₁ に有意差があるとはいえないことが示 された．

 性別を因子とする分散分析において，男性の平均値3.95^{，女性の平均値}4.00^，検定 統計量F0 = 1.05^{，棄却限界}F(0.05,1,1606) = 3.84>1.05であることから，性別に より項目Q1 に有意差があるとはいえないことが示された．

 以上の結果より，継続就業意思Q₁の変化を経年変化および職位により層別して考察 する．配偶者の有無により項目Q1 に差が生じることが示されたが，配偶者の有無を因 子とする分散分析における分散比20.9は，職位を因子とする分散分析における分散比

120.4よりも小さいため，継続就業意思Q1 の変化を配偶者の有無により層別すること

は考慮しないことにする．

表4.3 職位分散分析表

因子 平方和 自由度 平均平方 F0値 P ^値 職位 186.7 2 93.3 120.42^∗∗∗ P <0.001

誤差 1243.9 1605 0.78

全体 1430.6 1607

表4.4 配偶者分散分析表

因子 平方和 自由度 平均平方 F0値 P ^値

配偶者 18.4 1 18.4 20.91^∗∗∗ P <0.001

誤差 1412.2 1606 0.88

全体 1430.6 1607

表4.5 転職経験分散分析表

因子 平方和 自由度 平均平方 F₀^値 P ^値

転職経験 3.1 1 3.1 3.52 0.061

誤差 1427.4 1606 0.89

全体 1430.6 1607

表4.6 性別分散分析表

因子 平方和 自由度 平均平方 F₀^値 P ^値

性別 0.9 2 0.94 1.05 0.305

誤差 1429.6 1606 0.89

全体 1430.6 1607

4.3.3 継続就業意思の時間的変化

(1)今の会社に勤めたいと考えている期間（項目Q₁^）

 有効回答数は1,725であった．年度毎の人数割合を，図4.3^{に示す．半年以内の転} 職（選択肢1^または2）を考えている人数割合は，2012^{年度と比較して，}2014^年度 は1.8%^減少し，2015^年度は2.0%減少しているが，減少割合は小さい．一方，3^年間 以上勤めることを望む人数割合には顕著な増加が見られ，2012^{年度と比較して，}2014

年度は5.3%^増加し，2015^年度は12.0%増加している．選ばれた選択肢を点数と捉

え，平均値の差の検定を行った．調査年度毎の平均値，不変分散，有効回答数を表4.7 に示す．2012^年度と 2014年度の平均値に差がないことを帰無仮説として平均値の 差の検定を行い，検定統計量はt0 = 1.82^{，有意水準を} 5%とするときの棄却限界は t(1138,0.05) = 1.96 > 1.82^となり，2012^年度と2014年度の平均値には差がないと いえることが示された．次に，2012^年度と2015年度の平均値に差がないことを帰無 仮説として平均値の差の検定を行い，検定統計量はt0 = 3.14^{，有意水準を}5%^とする ときの棄却限界はt(1134,0.05) = 1.96 <3.14となり，平均値に差があるとはいえる ことが示された．さらに，年度により選択肢1^{から選択肢}5の人数割合に差がないこ とを帰無仮説として検定を行った．検定統計量は28.8^{，有意水準を}5%^{とする場合の} 棄却限界はχ²(8,0.25) = 17.53<28.8となり，年度により選択肢１から5^{の人数割合} に差があるとはいえることが示された．従って，会社に対する継続就業意思は年度進 行に伴い高まっていることが読み取れる．この結果は，図4.2^{において離職率が年度} 進行に伴い減少していることを裏付けていることが分かった．

表4.7 今の会社に勤めたいと考えている期間（項目Q₁）に対する回答集計

調査年度 平均値 不変分散 有効回答数

2012 3.9 0.92 551

2014 4.0 0.84 589

2015 4.1 0.85 585

図4.3 今の会社に勤めたいと考えている期間（項目Q1）に対する回答割合（調査 年度別全対象者）

(2)今の仕事を続けたいと考えている期間（項目Q2）

 項目Q2に対する選択肢には，項目Q1 と同じ選択肢が用いられた．回答における各 選択肢の人数割合を図4.4に示す．半年以内に仕事内容の変更を望む選択肢１または2 の人数割合は，2012^{年度と比較して，}2014^年度は0.8%^減少し，2015^年度は0.6%^減 少しているが，減少割合は小さい．一方，3年間以上今の仕事を継続することを望む 選択肢5^{の人数割合は，}2012^{年度と比較して，}2014^年度は3.4%^増加し，2015^年度 は6.7%増加している．そこで，各選択肢の人数割合に年度による差はないことを帰無 仮説として検定を行った．検定統計量は9.2^{，有意水準を}5%とするときの棄却限界は χ²(8,0.025) = 17.53>9.2となり，年度が変わっても今の仕事に対する継続就業意思 に差がないといえることが示された．従って，図4.1において仮定した個別の仕事に 対する継続就業意思Q2 により離職率の経年変化を直接説明することは難しいことが 示された．

図4.4 今の仕事を続けたいと考えている期間（項目Q2）に対する回答割合（調査 年度別全対象者）

図4.5 仕事への意欲（項目Q3）に対する回答割合（調査年度別全対象者）

(3)^{仕事への意欲（項目}Q3）

 回答は，1^{（意欲を感じない），}2（どちらかといえば意欲を感じない），3^{（どちらかと} いえば意欲を感じる），4（意欲を感じる）からなる4つの選択肢から選ばれており，各 選択肢の人数割合を図4.5^{に示す．選択肢}1^，4の人数割合には顕著な変化は見られな い．しかし，2012^年度から2015^{年度にかけて選択肢}2^{の人数割合は，}6.0%^増加し，

選択3^{の人数割合は}4.4%減少している．そこで，各選択肢の人数割合に年度による差 はないことを帰無仮説として検定を行った．検定統計量は10.4^{，有意水準を}5%^とす るとき，棄却限界はχ²(6,0.025) = 14.45> 10.4となり，年度が変わっても仕事への 意欲に差がないといえることが示された．従って，離職率の経年変化を仕事への意欲 の変化により直接説明することは難しいことが示された．