パネルデータからみた非正規雇用の現状と正規雇用への転換

全文

(1)経済政策ジャーナル第 17 巻第 2 号（通巻第 83 号） 2021 年 4 月 30 日発行【研究論文】. パネルデータからみた非正規雇用の現状と正規雇用への転換※1 Current State of Non-regular Employment and Transition to Regular Employment Based on Panel Data. 高橋勇介（愛媛大学法文学部） Yusuke TAKAHASHI, Faculty of Law and Letters, Ehime University. 要約本稿では、非正規雇用から正規雇用への移行要因について、パネルデータを用いて検証した。本稿の主な結論は以下のとおりである。雇用保険に加入している、教育訓練給付制度を利用中である場合、正規雇用への移行が促進されていることが分かった。また、男性においては、医療・社会保険・社会保障の業種で、正規雇用への移行が進んでおり、雇用契約期間のない非正規雇用のほうが、正規雇用への移行が進みやすいことも判明した。. Abstract This report used panel data to verify the factors underlying the transition from non-regular to regular employment. It concluded that participation in the Employment Insurance and the Educational Training Benefit Scheme promotes the transition. Additionally, for men, the transition to regular employment is faster in health-, social insurance-, and security-related sectors. Moreover, non-regular employees without fixed-term employment contracts transition more easily.. キーワード：非正規雇用、教育訓練給付、労働経済 Keywords: Non-regular Employment, Educational Training Benefit Scheme, Labor Economy. JEL 区分：C33, J08. 初稿 2019 年 7 月 31 日受付、最終稿 2021 年 1 月 31 日受理。本稿は、日本経済政策学会関西部会 2018 年度研究大会での報告論文を加筆修正したものである。討論者を引き受けてくださった、勇上和史准教授（神戸大学）より貴重なコメントをいただいたことに感謝したい。. ※. 1. 1 1.

(2) 経済政策ジャーナル第 17 巻第 2 号. １．はじめに 1990 年代より、若者を中心に非正規雇用の増加と正規雇用との賃金や待遇の格差、雇用の不安定さが問題視されるようになった2。特に、2000 年代より増加傾向にあるのは、パート・アルバイト以外の派遣社員といった雇用形態である。『労働力調査』によると、2017 年では、不本意で非正規雇用となっている労働者は、非正規雇用のうち 14％近くに上り、うち 25 歳から 34 歳の若年層が 22.4％と最も多い。日本における非正規雇用に対する研究の中で重要なテーマとなってきたのが、非正規雇用は行き止まりか、正規雇用への架け橋かどうかといった問題である。 2000 年代前半では、Booth，Francescoi and Frank [2002]が、イギリスの家計パネル調査（British Household Panel Survey）のデータを用いて、臨時雇用から常用雇用へ移行した女性の賃金が常用雇用の賃金水準とあまり変わらなくなる点を明らかにしている。また、Hoffmann and Walwei [2003] は、EU の労働力調査（ELFS）の時系列データを用いて、ドイツにおいては、非典型雇用が若年層で増加しているものの、非典型雇用が常用継続雇用への架け橋となっている点を指摘している。ただし、日本においては、四方[2011]などが非正規雇用は正規雇用への架け橋とはなっていない点を指摘、山本[2011]は、2004 年から 2010 年の『慶應義塾家計パネル調査』のデータを用いて、非正規雇用の大多数は自ら選択している本意型であるが、不本意型は失業者の 1.5 倍であること、契約社員や派遣社員、作業職に多く、不況期に増える傾向があることを明らかにしている。不本意で非正規となっている労働者が一定割合いる日本の労働市場においては、正規雇用への移行も重要なテーマとなる。特に、樋口・石井・佐藤[2011]では、2004 年から 2010 年の『慶應義塾家計パネル調査』のデータを用いて、非正規雇用として就業している世帯では、失業や無業世帯よりも貧困率が高い一方で、非正規雇用であっても、就業している世帯の方が、貧困脱却の割合が高い点を指摘、非正規雇用から正規雇用への転換を貧困解消の１つの有効な策であることを示唆している。一方、非正規雇用をとりまくセーフティネットについても問題点が見られるようになった。リーマン・ショックにおいては、非正規労働者の雇い止めや契約解除が発生し、雇用の不安定性が顕著になったが、失業時の所得保障である雇用保険制度においても、受給要件などから非正規雇用が制度から排除される事態が起こった3。失業期間中の所得保障が受けられないことで、十分な求職活動が行えず、不安定雇用に陥る可能性が高い。ただし、適用範囲に関しては、2009 年の雇用保険法改正で、1 年以上の雇用見込みが 6 ヶ月以上の雇用見込みに、2010 年の雇用保険法改正では 31 日以上の雇用見込みに緩和され、2011 年には、求職者支援制度が設立された。非正規雇用に対するセーフティネットとしての機能を見直す処置であった。さらに、2012 年に労働契約法が改正され、「雇止め法理」の法定化が、2013 年には無期労働契約への転換と不合理な労働条件の禁止といったルールが施行された。なお、デンマークやスウェーデンにおいては、高水準の失業給付に加え、積極的労働市場政策入す. 2 『労働力調査』によると、1989 年には 19%程度であった非正規雇用の割合は、2017 年には 37%にまで増加した。非正規雇用の内訳については、2017 年では、パートが 49%、アルバイトが 20%程度、派遣社員・契約社員が 21%程度、嘱託・その他が 10%程度となっている。また、65 歳以上の割合が増加傾向にあり、2017 年では、非正規雇用の 20%近くになっている。 3 給付期間は、90~360 日で、年齢・被保険者期間・離職理由によって決められる。一方で、適用範囲については、労働時間、雇用見込みが問題となるが、「1 年以上の雇用見込み」という条件が、非正規雇用への適用では問題となった。. 2 2.

(3) 研究論文／パネルデータからみた非正規雇用の現状と正規雇用への転換. ることで、失業者の労働市場への復帰を促進するという試みが取り入れられている4。特に、非正規雇用から正規雇用への移行という点においても、雇用保険制度のあり方は重要となるのではないだろうか。また、積極的労働市場政策という観点からは、非正規雇用に対する能力開発や雇用維持といった施策も必要である。なお、日本の雇用保険制度における教育訓練給付は、労働者の主体的な能力開発の取組み又は中長期的なキャリア形成を支援するため、教育訓練受講に支払った費用の一部を支給するとともに、専門実践教育訓練を受講する 45 歳未満の離職者に対しては、基本手当が支給されない期間について、受講に伴う諸経費の負担についても支援を行うことにより、雇用の安定と再就職の促進を図ることが目的とされている5。特に、2014 年の雇用保険法改正からは、給付を受講費用の 2 割から 4 割に引き上げ、資格取得等で就職に結びついた場合には、受講費用の 2 割を追加的に給付することとなった6。雇用保険被保険者を対象としており7、失業者に限定した制度ではないこと、医療・福祉関連の講座も多数用意されており、人手不足や労働需要が高まっているこうした業種における技能蓄積が期待できるなど着目すべき点が多いと考えられる。企業内での能力開発機会が少ない非正規雇用にとっては、正規雇用への移行に影響がある可能性が高く、本稿の分析においては、教育訓練給付の利用状況についても考察することとしたい。本稿においては、非正規雇用から正規雇用への移行について、パネルデータを用いた実証分析を行う。その中では、労働者の個人の属性に加え、雇用保険の加入状況や教育訓練給付の利用状況などが正規雇用への移行にどのようなインセンティブをもたらしているか着目する。さらに、本意で非正規雇用となっている労働者をサンプルから除外した推定も行なう。本意で非正規雇用になっていない労働者にとって、どのような要因が正規雇用移行に関連しているのか考察するためである。本稿の構成は次のとおりである。次節では、非正規雇用から正規雇用への移行に関する先行研究と論点の整理を行う。続く第 3 節では、データとモデルについて説明した上で、具体的な実証分析を行い、終節では、実証分析から得られた知見をまとめることとしたい。. ２．先行研究玄田[2008]は、2002 年の『就業構造基本調査』のデータを用いて、医療・福祉等の専門的技能や非正規雇用としての離職前 2 年から 5 年程度の同一企業での就業経験が転職を通じた非正規雇用から正規雇用への移行を有利にすることを確認している。相澤・山田[2008]は、1982 年から 2002 年の『就業構造基本調査』のデータを用いて、学歴が高いほど正規雇用へ移動しやすいが、非正規雇用としての雇用期間が長いと移行が行われにくくなることなどを明らかにしている。さらに、四方[2011]は、 2004 年から 2008 年の『慶應義塾家計パネル調査』を用いて、日本の非正規雇用から正規雇用への移行は、主に内部労働市場において行われる、男性においては、不本意で非正規雇用になっている場合 4. 雇用政策には様々なものが存在するが、OECD では、これを失業者に失業手当等を提供する政策や早期退職により新たな雇用の余地を生み出す政策（消極的労働市場政策）と公共職業安定所や職業訓練施設等を利用し就職相談や職業訓練等を実施することにより、失業者を労働市場に復帰させる政策（積極的労働市場政策）に分類している。 5 厚生労働省職業安定局ホームページ「ハローワークインターネットサービス」（https://www.hellowork.mhlw.go.jp/insurance/insurance_education.html 2020 年 7 月 6 日アクセス） 6 厚生労働省ホームページ「育児休業給付の充実や教育訓練給付の拡充などの方針を了承（報道発表資料 2014 年 1 月 16 日）」（https://www.mhlw.go.jp/stf/houdou/0000034804.html 2020 年 7 月 6 日アクセス） 7 被保険者でない場合は、被保険者資格を喪失した日（離職日の翌日）以降、受講開始日までが 1 年以内である必要がある。. 3 3.

(4) 経済政策ジャーナル第 17 巻第 2 号. は同一企業内で正規雇用に移りやすいが女性においてはそのような影響は確認されない、別企業の正規雇用への移行については、勤続年数が長いほどその確率が低下することなどを明らかにしている。これらの研究では、非正規雇用としての勤続年数が正規雇用への移行に与える影響について、異なった検証結果を出している。また、玄田[2008]は離職した非正規雇用を分析対象としているのに対し、四方[2011]は、同一企業内での移行や非正規雇用にとどまった労働者なども分析対象としている点が異なっている。労働政策研究・研修機構[2010]は、独自の調査より、初職が非正規雇用の場合、約 4 割が正規雇用に移行し、非正規雇用から正規雇用への移行のうち、登用が約 2 割、企業間移行が約 8 割となる点などを明らかにしている。小杉[2010]は、能力開発機会が乏しい非正規雇用につく若者の比率が高止まりしている現状には問題があるとし、2009 年から 2010 年に行なった『働くことと学ぶことの調査』のデータを用いて、非正規雇用から正規雇用への移行において、登用（同一企業内での移行）の場合は非正規期間の Off-JT や自己啓発の効果が大きいことなどを指摘、20 歳代をキャリア探索期ととらえた相談・支援・能力開発支援を整えることを提案している。その他、正社員への移行は 20 歳代前半に起こることが多いが、登用の場合は 20 歳代後半でも差がないこと、医療・福祉など、需要の強い産業や人手不足感の強い職場で、正規雇用の受け入れが強い傾向があることなどを明らかにしている。樋口・佐藤・石井[2011]は、2004 年から 2011 年の『慶應義塾家計パネル調査』のデータを用いて、会社からの教育訓練・研修の受講は、男女ともに、非正規雇用から正規雇用への移行の確率を引き上げる効果があること、女性の場合、自己啓発活動が転職による非正規雇用から正規雇用への移行の確率を引き上げる効果があることを明らかにしている。雇用保険についての定量的な研究は多いとはいえないが、樋口・石井・佐藤[2011]は、2004 年から 2010 年の『慶應義塾家計パネル調査』を用いて、雇用保険受給と貧困脱却の関係を検証している。その中で、失業給付は失業時の所得保障の役割を担うだけでなく、それとセットとして行なわれる就業支援により、その後の就業確率も高める効果をもっている点などを明らかにしている。一方で、所得階層が低い労働者ほど、雇用保険に加入していない割合が高く、非正規労働者に多いワーキングプアを支援する制度としては、十分な機能を果たしていない点も指摘している。さらに、高橋[2019]は、 2017 年の『全国就業実態パネル調査』のデータを用いて、雇用保険の加入・受給経験やその他の要因を考慮した上で、非正規雇用から正規雇用への移行について検証している。特に、医療・社会保険・社会保障関連の業種において正規雇用への移行が起こりやすくなっていることや、男性においては、非正規雇用としての勤続年数の長いほど、正規雇用への移行が起こりにくくなっている、小企業は大企業より正規雇用への移行が起こりにくいことなどを示唆している。また、非正規雇用の中でも、派遣労働者に着目した研究として、奥平他[2011]が存在する。彼らは、 2009 年から 2010 年に行った『派遣労働者の生活と求職行動に関するアンケート調査』のデータをもとに、派遣労働を通じて働くことは、失業状態でいることと比べてその後の賃金率が有意に高くなるが、パート・アルバイトを通じて働くことと比べてその後の正社員就業率が低くなる点を指摘している。なお、Esteban-Pretel，Nakajima，and Tanaka[2011]は、2002 年の『就業構造基本調査』のデータを用いて、短期的には、初期の雇用状態が非正規雇用である労働者よりも失業者の方が正規雇用への転職率は高いが、長期的にはその差はなくなることを、構造推定により分析し、非正規雇用が正規雇用への架け橋でも行き止まりでもないことを示唆している。その点で、奥平他[2011]は、派遣労働者は短期的には金銭的な貧困対策とはなるが、正規雇用への架け橋とはなっていない点を示した研究といえる。 4 4.

(5) 研究論文／パネルデータからみた非正規雇用の現状と正規雇用への転換. 非正規雇用から正規雇用への移行については、同一企業内での移行か、転職も含めた広い意味での移行かによっても、その要因は異なってくる。特に、企業内での技能形成や、企業外での人的資本投資、雇用保険の加入状況等も重要となり、派遣社員といった就業形態や業種、非正規雇用である動機なども、分析にあたっては着目していきたい8。次節では、パネルデータを用いて具体的な実証分析を行うこととする。. ３．実証分析 3.1 データ本稿の使用データは、慶應義塾大学パネルデータ設計・解析センター（PDRC）による、『日本家計パネル調査（JHPS）』のパネルデータである9。JHPS は主に就業、所得、教育、健康・医療などをテーマに調査している。2014 年以降は、『慶應義塾家計パネル調査（KHPS）』と統合され、『日本家計パネル調査 (JHPS/KHPS)』となっている。2009 年の初回調査における対象者は、層化 2 段無作為抽出法により選定された 20 歳以上の男女 4022 サンプルであり、第 4 年度の 2012 年では、対象者 3170 サンプル中 2821 サンプルが有効、第 7 年度の 2015 年では、対象者 2384 サンプル中 2198 サンプルが有効であった。本稿では、教育訓練給付の利用状況などの項目で利用可能な、2012 年から 2015 年までの 4 ヵ年分のデータを使用する。表 1 は、年齢別、業種別にみた非正規雇用から正規雇用に移行したサンプルの割合である。男性においては、30～39 歳、女性においては、20～29 歳において、正規雇用移行の割合が高くなっている。また、男性においては、販売・サービス、女性においては、医療・社会保険・社会保障関連の業種での移行割合が高くなっている。 3.2 モデル分析では、t－1 期に非正規雇用で就業していたものを対象に、t 期に正規雇用に移行していた場合は 1、t 期も継続的に非正規雇用であった場合を 0 と置いたダミー変数を従属変数とした二項ロジットモデルによる分析を行い、その他、本意で非正規雇用になっている労働者をサンプルから除外した分析と、性別の違いを確認する分析をそれぞれ行った。女性の場合は、社会保険や厚生年金などの関係であえて非正規雇用にとどまる可能性が考えられ、本意型の非正規雇用を除外した推定や男女別の推定の違いにも着目する。主な説明変数として、転職前の時点における、雇用保険の加入の有無、教育訓練給付の利用状況に関する変数を加えている。教育訓練給付の利用状況については、①「教育訓練給付を利用して給付を受けた」、②「教育訓練給付を利用している途中であり、これから給付を受ける」、③「制度を知っているが、利用したことがない」、④「制度を知らないし、利用したことがない」の 4 つの選択肢があり、それぞれカテゴリー変数を構築した。 8. 神林[2015]は、2014 年に行なった『正社員以外の経験と転職に関するアンケート調査』から、正社員への転職活動をしたサンプルは全体の半数程度にとどまり、すべての非正規就業者が正社員への転換を目指しているわけではない点も指摘しており、非正規就業の動機が家計補助的であったり、学卒後比較的時間が経過していたりすると正社員への転職活動は積極的ではなくなると示唆している。特に、非正規雇用である動機が家計主体的か補助的かどうかは正規雇用への移行に重要な要素となっている。 9 本稿の分析に際しては、慶應義塾大学パネルデータ設計・解析センターによる『日本家計パネル調査 (JHPS/KHPS)』の個票データの提供を受けた。. 5 5.

(6) 経済政策ジャーナル第 17 巻第 2 号. 表 1 年齢，雇用形態別にみた非正規雇用から正規雇用への移行の状況. （注）右段括弧内は実数を表す。. 他の説明変数としては、「女性」、「配偶者の有無」、「年齢」に関するカテゴリー変数を用いている。さらに、個人の属性や経済的状況、就業形態などの違いを考慮するため、「学歴」、前職の「雇用期限の有無」、「就業形態」、「勤続年数」、「週勤労時間」、「年収」、現職の「業種」、「企業規模」に関するカテゴリー変数を加えている。業種については、農業、漁業・林業・水産業、鉱業、公務を、企業規模については、官公庁をサンプルから除外している。また、四方[2011]と同じく、非正規である理由として、①「正規社員で働くことを希望していたが、雇ってくれる会社がなかったから」、②「賃金・労働条件・待遇などがよかったから」、③「個人的な事情から正規社員の労働条件では働けないから」、④「その他」の 4 つの選択肢より、①を「正規雇用の機会がない」、②を「現職の条件がよい」、③と④をあわせて「その他」としてカテゴリー変数を構築した。さらに観測年に関するダミー変数も加えている。説明変数についての基本統計量は表 2 である。全体の 85％程度が女性であり、有配偶割合も高い。雇用保険の加入割合はいずれも 60％程度であり、教育訓練給付の利用者割合は小さい。また、パート・アルバイトは女性のほうが 80％程度と男性の 38％と大きな差がある。非正規雇用である理由については、男性では、「正規雇用の機会がない」が 50％程度と高く、「現職の条件がよい」は逆に女性が 40％程度と割合が高くなっている。男性のほうが不本意で非正規雇用となっている割合が高いことが分かる。. 6 6.

(7) 研究論文／パネルデータからみた非正規雇用の現状と正規雇用への転換. 表 2 基本統計量 ①. ②. サンプル本意型非正規を全体除外. 雇用保険加入女性配偶者あり〔教育訓練給付（base：制度を知らない）〕利用した利用している途中利用したことがない〔非正規の理由（base：その他の理由）〕正規雇用の機会がない現職の条件がよい〔契約期間（base：あり（更新・新規）〕契約期間なし〔年齢（base：50～59歳）〕 20～29歳 30～39歳 40～49歳〔学歴（base：その他）〕高卒以下短大・高専卒大卒以上〔就業形態（base：契約・嘱託）〕パート・アルバイト派遣〔勤続年数（base：3年未満）〕 3～5年 5年以上〔業種（base：その他サービス業・その他）〕作業者販売・サービス運輸・情報・インフラ医療・社会保険・社会保障教育・学習支援〔年収（base：600万円以上）〕 200万円未満 200～400万円 400～600万円〔企業規模（base：500人以上）〕 30人未満 30人～500人〔年度（base：2015年）〕 2013年 2014年 N. 0.580 0.851 0.720. 0.569 0.798 0.690. 0.014 0.004 0.365. 0.007 0.375. ③. ④. 男性. 女性. 0.620. 0.573. 0.343. 0.786. 0.370. 0.364. 0.161 0.375. 0.263. 0.556 0.157. 0.092 0.413. 0.472. 0.490. 0.398. 0.485. 0.096 0.226 0.387. 0.108 0.238 0.371. 0.269 0.269 0.231. 0.066 0.218 0.414. 0.512 0.200 0.175. 0.519 0.182 0.182. 0.500. 0.515. 0.370. 0.141. 0.767 0.039. 0.760 0.043. 0.380. 0.835. 0.161 0.595. 0.157 0.553. 0.176 0.519. 0.159 0.608. 0.156 0.416 0.066 0.193 0.063. 0.139 0.407 0.063 0.209 0.079. 0.241 0.269. 0.141 0.442. 0.056 0.111. 0.217 0.055. 0.781 0.197 0.015. 0.762 0.213 0.022. 0.343. 0.858. 0.284 0.456. 0.276 0.492. 0.259 0.454. 0.288 0.456. 0.358 0.322 726. 0.360 0.319 447. 0.407 0.269 108. 0.350 0.332 618. （注）数値は平均値を表す。. 3.3 非正規雇用から正規雇用への移行要因に対する推定結果表 3、表 4 は、二項ロジットモデルによる推定結果である。それぞれの説明変数についてのオッズ比を示している。雇用保険の加入状況について、雇用保険に加入していることが、有意にプラスに働いている。また、女性であることが有意にマイナスに働いており、教育訓練給付の利用経験については、利用している途中であることが有意にプラスに働いている。雇用契約期間については、契約期間がないことが有意にプラスに働いており、年齢では、主に 20～29 歳および 30～39 歳であることが有意にプラスに働いている。勤続年数と年収は、10％の有意確率ではあるが、5 年以上であることが有 7 7.

(8) 経済政策ジャーナル第 17 巻第 2 号. 表 3 非正規雇用から正規雇用への移行要因に対する推定結果 (正規雇用への移行を 1 とおいた二項ロジットモデルによる推定）. 雇用保険加入女性配偶者あり〔教育訓練給付（base：制度を知らない）〕利用した利用している途中利用したことがない〔非正規の理由（base：その他の理由）〕正規雇用の機会がない現職の条件がよい〔契約期間（base：あり（更新・新規）〕契約期間なし〔年齢（base：50～59歳）〕 20～29歳 30～39歳 40～49歳〔学歴（base：その他）〕高卒以下短大・高専卒大卒以上〔就業形態（base：契約・嘱託）〕パート・アルバイト派遣〔勤続年数（base：3年未満）〕 3～5年 5年以上〔業種（base：その他サービス業・その他）〕作業者販売・サービス運輸・情報・インフラ医療・社会保険・社会保障教育・学習支援〔年収（base：600万円以上）〕 200万円未満 200～400万円 400～600万円〔企業規模（base：500人以上）〕 30人未満 30人～500人〔年度（base：2015年）〕 2013年 2014年定数項. ①. ②. 正規移行（サンプル全体）. 正規移行（本意型の非正規雇用を除外）. 3.060 0.215 1.239. (1.382) ** (0.108) *** (0.583). 2.234 (2.400) 10.917 (10.761) ** 1.754 (0.637). 10.430 (10.558) ** 1.671 (0.729). (0.678) (0.324). 1.149. (0.756). 3.564. (1.723) ***. 4.208. (2.629) **. 6.472 3.515 2.215. (3.891) *** (2.033) ** (1.232). 8.427 3.878 2.368. (5.554) *** (2.597) ** (1.561). 1.664 1.532 3.102. (1.274) (1.251) (2.285). 1.632 1.255 2.023. (1.283) (1.153) (1.627). 1.109 1.677. (0.681) (1.413). 1.734 1.388. (1.245) (2.164). 1.094 2.586. (0.684) (1.460) *. 0.901 2.128. (0.669) (1.436). 2.159 2.134 0.444 2.870 0.964. (1.603) (1.554) (0.450) (2.223) (1.041). 2.386 2.429 0.732 3.361 1.609. (2.131) (2.081) (0.844) (2.979) (2.006). 0.071 0.349 0.638. (0.100) * (0.458) (1.013). 0.009 0.042 0.059. (0.013) *** (0.057) ** (0.107). 2.117 1.654. (1.422) (0.979). 1.395 1.290. (1.112) (0.847). 2.092 1.637 0.006. (0.887) * (0.661) (0.010) ***. 1.253 1.595 0.067. (0.608) (0.804) (0.100) *. -90.652 0.303 447. （注）左段はオッズ比、右段括弧内はロバスト標準誤差。***、**、*は、それぞれ 1％、5％、10％の有意水準で有意であることを示す。. 8 8. (2.226) ** (0.073) *** (0.730). 1.267 0.772. -131.666 0.287 726. Log pseudolikelihood pseudo R-sq N. 3.530 0.126 1.314.

(9) 研究論文／パネルデータからみた非正規雇用の現状と正規雇用への転換. 表 4 男女別に見た非正規雇用から正規雇用への移行要因に対する推定結果（正規雇用への移行を 1 とおいた二項ロジットモデルによる推定）. 雇用保険加入配偶者あり〔教育訓練給付〕受給予定はない〔非正規の理由（base：その他の理由）〕正規雇用の機会がない現職の条件がよい〔契約期間（base：あり（更新・新規）〕契約期間なし〔年齢（base：50～59歳）〕 20～29歳 30～39歳 40～49歳〔学歴〕高卒以下大卒以上〔就業形態〕パート・アルバイト〔勤続年数（base：3年未満）〕 3～5年 5年以上〔業種〕作業者販売・サービス医療・社会保険・社会保障教育・学習支援〔年収〕 200万円未満〔企業規模（base：500人以上）〕 30人未満 30人～500人〔年度（base：2015年）〕 2013年 2014年定数項. ③. ④. 男性. 女性. 4.192 5.919. (4.279) (5.904) *. 2.879 0.764. (1.721) * (0.420). 0.637. (0.486). 2.114. (1.026). 2.568 0.266. (2.321) (0.305). 0.789 1.312. (0.697) (0.647). 12.643 (19.747). 1.959. (1.078). 8.289 (9.163) * 15.326 (20.792) ** 0.947 (1.429) 0.507 1.060. (8.366) *** (2.169) (2.207). (0.580) (1.309). 1.489 1.922. (0.846) (1.118). 8.062 (11.979). 0.586. (0.446). 3.260 4.041. 0.643 2.484. (0.616) (2.050). 4.945 5.961 5.886 4.652. (6.168) (6.539) (6.707) (5.966). (4.119) (4.203). 3.788 (3.767) 1.096 (1.387) 39.010 (66.674) ** 0.562 (0.950) 0.138. (0.215). 0.242. (0.182) *. 1.702 1.006. (2.752) (1.032). 2.750 1.961. (2.544) (1.464). 0.425 0.714 0.001. (0.508) (0.522) (0.002) ***. 5.328 6.610 0.000. (4.123) ** (5.463) ** (0.000) ***. -37.155 0.364 108. Log pseudolikelihood pseudo R-sq N. 10.501 2.686 2.727. -78.428 0.273 618. （注）表 3 に同じ。. 意にプラス、200 万円未満であることが有意にマイナスに働いている。観測年は、10％の有意確率ではあるが、2013 年が有意にプラスに働いている10。非正規雇用である理由について、「現職の条件がよい」と答えたサンプルを除外した場合の推定にお 2012 年に労働契約法が改正され、2013 年には無期労働契約への転換などのルールが施行、2014 年に雇用保険法が改正されたことは前述のとおりである。ただし、サンプルの制約上、法改正が正規雇用への移行に直結しているかについては明確ではなく、景気回復などの要因も強い可能性がある。この点は、今後の課題としたい。. 10. 9 9.

(10) 経済政策ジャーナル第 17 巻第 2 号. いても、雇用保険に加入し、教育訓練給付を利用している途中であること、雇用契約期間がないこと、 20～29 歳および 30～39 歳であることが有意にプラスに働いている。男性に限定した推定では、10％の有意確率ではあるが、配偶者がいることや 20～29 歳および 30～ 39 歳であることが、プラスに働いており、医療・社会保険・社会保障関連の業種で有意にプラスの影響が見られる。女性に限定した推定では、10％の有意確率ではあるが、雇用保険に加入していることが有意にプラスに働いている。また、20～29 歳であることが有意にプラス、 10％の有意確率ではあるが、年収が 200 万円未満であることが有意にマイナスに働いている。さらに、観測年では、2013 年、2014 年ともに有意にプラスとなっている。 3.4 考察されること推定結果より、主に以下のことが考察される。雇用保険の加入状況については、加入している非正規雇用の方が、正規雇用への移行確率が高くなっている。もちろん、雇用保険に加入していない非正規雇用よりも有利な条件にあるために、正規雇用への移行が進みやすい可能性も考えられる。ただし、樋口・石井・佐藤[2011]が指摘するように、所得階層が低い労働者ほど、雇用保険に加入していない割合が高い点からも、非正規労働者に多いワーキングプアを支援する制度としてのあり方は政策課題となる。教育訓練給付については、制度を利用している途中である場合、正規雇用への移行が起こりやすくなっていることが分かった。すでに利用し、給付を受けた場合については、有意な結果が得られなかったものの、教育訓練給付の利用者はキャリアアップへの意欲が高い可能性がある。ただし、教育訓練給付を利用する上では、雇用保険の被保険者となる必要があり、利用する上でも非正規雇用において有意な条件にある、観測年においては景気回復などの諸要因があった可能性も考えられるが、本意で非正規雇用になっている労働者をサンプルから除外した場合の推定においても同様の結果が得られたことは着目すべきと考えられる。もちろん、調査時点での教育訓練給付の利用者割合は小さい点は事実であり、制度の周知や利用者の拡大などの対策が求められる。加えて、在職者も対象とした教育訓練給付と正規雇用移行の関係は今後も検証していく必要がある。また、雇用契約期間がない非正規雇用のほうが、正規雇用への移行の確率が高くなっており、雇用期間がある非正規雇用よりも、企業内で有利な立場にある、もしくは転職活動を有利に行えるなどの要因が考えられる。なお、小杉[2010]は、20 歳代前半において正規雇用への移行が起こりやすいと指摘しているが、本推定では、20 歳代、30 歳代の若年層において、正規雇用への移行確率が高くなっている11。また、男性においては、配偶者がいることで正規雇用移行へのインセンティブが高くなっている可能性があり、特に女性においては、年収の多寡も正規雇用への移行に関連している。男性のみではあったが、医療・社会保険・社会保障の業種で、正規雇用への移行が進んでいることも分かった。玄田[2008]は、医療・福祉等の専門的技能が正規雇用への移行を有利にする点を指摘しており、小杉[2010]においては、医療・福祉など、需要の強い産業や人手不足感の強い職場で、正規雇用の受け入れが強い傾向にある点を指摘しているが、人手不足が深刻となるこれらの業種によっては、女性も含めた正規雇用の受け入れが進む可能性がある。この点では、教育訓練給付の役割も増すと考えられる。 11. 推定期間は景気回復期であり、日本の企業がそもそも年齢の若い労働者を中心に採用する傾向があることも大きな要因と考えられる。. 10 10.

(11) 研究論文／パネルデータからみた非正規雇用の現状と正規雇用への転換. ４．まとめ本稿では、非正規雇用から正規雇用への移行にあたって、どのような要因が影響しているのかについて、『日本家計パネル調査（JHPS）』のパネルデータを用いて検証した。特に、雇用保険の加入状況や教育訓練給付の利用状況に、非正規雇用である理由など労働者の属性も加え考察した。本稿の主な結論は以下のとおりである。データより分かったことは、雇用保険の加入割合はいずれも 60％程度であり、教育訓練給付の利用者割合は小さい、パート・アルバイトは女性のほうが 80％程度と男性の 38％と大きな差がある、非正規雇用である理由については、男性では、「正規雇用の機会がない」が 50％程度と高く、「現職の条件がよい」は逆に女性が 40％程度と割合が高くなっている。すなわち、男性のほうが不本意で非正規雇用となっている割合が高いことが分かる。一方で、推定においては、雇用保険に加入していることが、正規雇用への移行を促進していることが分かったが、雇用保険に加入していることで、失業期間中所得保障が行なわれ、求職活動が行ないやすい、もしくは、加入していない非正規雇用よりも有利な条件にあるために、企業内移動を含めても正規雇用への移行が進みやすい可能性がある。さらに、教育訓練給付の利用については、制度を利用中である場合に正規雇用への移行を促進していることも分かった。また、本意で非正規雇用になっている労働者をサンプルから除外した推定においても、同様の結果が得られた。また、20 歳代や 30 歳代の若年層で正規雇用への移行が起こりやすく、男性においては、医療・社会保険・社会保障の業種で、正規雇用への移行が進んでいることが分かった。積極的労働市場政策構築の観点からも、能力開発機会が乏しいとされる若年の非正規雇用に対する人的資本投資や、需要が高まる医療・社会保険・社会保障での人材育成や技能形成が重要となるのではないか。この点では、教育訓練給付の役割も増してくると考えられる。また、雇用契約期間のない非正規雇用のほうが、正規雇用への移行が進みやすい点も判明した。特に、雇用契約期間の有無については、企業内での登用や転職による正規雇用への移行にあたっても、大きな要因となっている可能性が高い。その他、観測年については、全体では 2013 年が女性においては 2013 年と 2014 年ともに正規雇用移行にプラスの相関性が見られた。本稿では、非正規雇用から正規雇用への移行にあたって、労働者の属性に加えて、雇用保険の加入状況や、教育訓練給付の利用状況などが関連していることが分かったが、本意で非正規雇用になっていない労働者や若年層の非正規雇用の待遇や、ワーキングプアの解消策としてのセーフティネットのあり方は、今後も大きな研究テーマとなるに違いない。. 参考文献相澤直貴・山田篤裕 [2008]，｢常用・非常用雇用間の移動分析─『就業構造基本調査』に基づく 5 時点間比較分析｣『三田学会雑誌』101 (2)，pp235-265。 Booth, A. L., Francesconi, M. and Frank, J. [2002], “Temporary Jobs: Stepping Stones or Dead Ends? ” The Economic Journal, 112, pp189-213. Esteban-Pretel, J., Nakajima, R., & Tanaka, R. [2011], “Are Contingent Jobs Dead Ends or Stepping Stones to Regular Jobs? Evidence from a Structural Estimation,” Labour Economics, 18(4), pp. 513-526. 玄田有史 [2008]，「内部労働市場下位層としての非正規｣『経済研究』59(4)，pp340-356。 11 11.

(12) 経済政策ジャーナル第 17 巻第 2 号. 樋口美雄・石井加代子・佐藤一磨 [2011]，「貧困と就業−ワーキングプア解消に向けた有効策の検討−」鶴光太郎・樋口美雄・水町勇一郎編著『非正規雇用改革−日本の働き方をいかに変えるか −』第 8 章，日本評論社。樋口美雄・佐藤一磨・石井加代子 [2011]，「非正規雇用から正規雇用への転換に能力開発支援は有効か」KEIO/KYOTO GLOBAL COE DISCUSSION PAPER SERIES 2011-43。 Hoffmann, E. and Walwei, U. [2003], “The Change in Work Arrangements in Denmark and Germany: Erosion or Renaissance of Standards? ” in Houseman, S. and Osawa, M.eds. [2003],. Nonstandard Work in Developed Economies: Causes and Consequences, Upjohn Press.（大沢真知子訳『働き方の未来－非典型労働の日米欧比較』日本労働研究・研修機構， 2003 年）神林龍 [2015]，「非正社員の働き方と正社員への転換：『正社員以外の経験と転職に関するアンケート調査』より」『経済研究』66(1)，pp19-34。小杉礼子 [2010]，「非正規雇用からのキャリア形成－登用を含めた正社員への移行の規定要因分析から」『日本労働研究雑誌』602，pp50-59。奥平寛子・大竹文雄・久米功一・鶴光太郎 [2011]，「派遣労働は正社員への踏み石か，それとも不安定雇用への入り口か」鶴光太郎・樋口美雄・水町勇一郎編著『非正規雇用改革−日本の働き方をいかに変えるか −』第 7 章，日本評論社。労働政策研究・研修機構 [2010]，『非正規社員のキャリア形成−能力開発と正社員転換の実態−』労働政策研究報告書 No.117。四方理人 [2011]，｢非正規雇用は「行き止まり」か？－労働市場の規制と正規雇用への移行－｣『日本労働研究雑誌』608，pp88-102。高橋勇介 [2019]，｢非正規雇用から正規雇用への移行とその要因｣『経済政策ジャーナル』15(2), pp7384。山本勲 [2011]，「非正規労働者の希望と現実－不本意型非正規雇用の実態」鶴光太郎・樋口美雄・水町勇一郎編著『非正規雇用改革−日本の働き方をいかに変えるか −』第 4 章，日本評論社。. 12 12.

(13)