投稿論文

年齢別のパートタイマー供給シフトが賃金格差に及ぼす影響について

酒井 正（国立社会保障・人口問題研究所 研究員）

1. はじめに
近年、正規労働者とパートタイマー労働者の賃金格差が注目を集めているが、この格差の長期的
．．．
・
・ ・
な変化を年齢別に見てみると年齢計での推移とはを結びとする。

2. 年齢階層別に見た
正規−パート賃金格差および労働者数の推移

異なった様相を示す。具体的には、正規−パート
賃金格差は若年層で縮小してきているのに対し

図表−１は、『賃金センサス』より若年層（25〜て、中高年層では拡大する傾向にある。同じ期39歳）の正規−パート賃金格差の推移を見ている

間、中高年パートタイム労働者の数は若年層と比［なお、本節を通して、賃金格差は正規の時間当較して急激な増加を示した。このことは、正規−たり所定内給与額wrとパートの時間当たり所定内

パート賃金格差が、年齢階層固有の供給シフトで

給与額wpの対数差分log（wr/wp）で表すことにす説明されうることを示唆する。本稿ではCard andる］。賃金格差のレベル自体は正規労働におけるLemieux（2001）に基づく年齢間の不完全代替を

年功的な賃金の伸びを反映して年齢階層ごとに大仮定したモデルにより、正規−パート賃金格差変きく異なっているが、若年層の正規−パート格差動の要因説明を試みた。
『賃金センサス』を用いは期間を通じて一様に縮小してきていることがわ

た推計の結果、パートタイマー供給シフトが同一かる。一方、図表−２では中高年層（40〜59歳）

年齢階層内における正規−パート賃金格差変動をの正規−パート賃金格差の推移を見ている。40〜

説明していたと言えるのは90年代以前までであ44歳の層ではほぼ横這いであるものの、それ以上

り、90年代以降に限ればモデルの当てはまりは悪の年齢層では格差が拡大していることが見てとれ

く、この期間については年齢階層別正規−パートる１）。正規−パートの賃金格差は若年層と中高年

賃金格差の変化を説明するのに年齢間不完全代替層で対照的な動きを示している２）。もし各年齢階の需給均衡モデルは適切ではない。また正規労働者を学歴別に分けて見たところ、パート供給シフ層の労働力が完全に互換的（完全代替）ならば正．
規−パートの相対賃金は年齢計の需給バランスとトの拡大は大卒正規労働者を置き換え、その年齢深く関わるはずであり、相対賃金の推移傾向が年階層における学歴間賃金格差を縮小させる方向に

齢階層によって異なるという以上のような事実は働いていることが認められた。

説明しにくい。それではこの期間、各年齢階層の２節で、年齢別正規−パート賃金格差の変化傾向を労働者数の推移とともに概観する。３節で推正規労働者・パート労働者の数はどのように推移してきたのであろう。

定モデルを示し、４節で推計結果について述べ

図表−３は年齢階層別にパートタイム労働者数のる。推計結果の頑健性を５節で検討した後、６節推移を見たものである。 図表−３より、１）すべ48

年齢別のパートタイマー供給シフトが賃金格差に及ぼす影響について

図表--1 正規−パートタイマー賃金格差の経年変化
若年層（25〜39歳）
0.9
0.8

0.7
0.6
25〜29歳30〜34歳35〜39歳

0.5

0.4
0.3
0.2

1976年 1978年 1980年 1982年 1984年 1986年 1988年 1990年 1992年 1994年 1996年 1998年 2000年 2002年

注1: 正規労働者については男女計の一般労働者、パート労働者については女性のものを用いている
注2: 正規−パート賃金格差はlog（正規賃金／パート賃金）によって表されている
出所: 厚生労働省『賃金センサス』

図表--2 正規−パートタイマー賃金格差の経年変化
中高年層（40〜59歳）
1
0.95
0.9
0.85
0.8
0.75

40〜44歳45〜49歳
50〜54歳55〜59歳

0.7
0.65
0.6
0.55

0.5
1976年 1978年 1980年 1982年 1984年 1986年 1988年 1990年 1992年 1994年 1996年 1998年 2000年 2002年

注1: 正規労働者については男女計の一般労働者、パート労働者については女性のものを用いている
注2: 正規−パート賃金格差はlog（正規賃金／パート賃金）によって表されている
出所: 厚生労働省『賃金センサス』ての年齢階層においてパートタイム労働者数は増加傾向にあること、２）中高年層において特にその増加傾向の著しいことがわかる。

の世代」に対応していると思われる。
パートタイマー労働者数の正規労働者数に対する比率をとった図表−５においても、中高年層

一方、図表−４に示されるように年齢階層別正（40〜59歳）での著しい比率上昇と若年層（25〜規労働者数の推移は「山」が右に平行移動してい39歳）における比較的緩やかな比率上昇という関くパターンをとり、このピークはおおよそ「団塊係が見てとれる。
49

季刊家計経済研究 2006 WINTER No.69

図表--3 年齢階層別 パートタイマー数の経年変化

単位: 10人

70000
60000
50000
40000

25〜29歳30〜34歳35〜39歳40〜44歳45〜49歳
50〜54歳55〜59歳

30000

20000
10000
0
1976年 1978年 1980年 1982年 1984年 1986年 1988年 1990年 1992年 1994年 1996年 1998年 2000年 2002年

注: 女性パート労働者の数
出所: 厚生労働省『賃金センサス』

図表--4 年齢階層別 正規労働者数の経年変化

単位: 10人

40000035000030000025000020000025〜29歳30〜34歳35〜39歳40〜44歳45〜49歳
50〜54歳55〜59歳

15000010000050000

01976年 1978年 1980年 1982年 1984年 1986年 1988年 1990年 1992年 1994年 1996年 1998年 2000年 2002年
注: 男女計の一般労働者の数
出所: 厚生労働省『賃金センサス』

以上、パートタイマー労働者数の伸びが大きい

3. 理論的な整理３）

中高年層において相対パート賃金が下落、対照的にパート労働者数の伸びが小さい若年層で相対パ（1） 年齢間の不完全代替を仮定したモデル

ート賃金が上昇という関係がグラフによって観察

年齢階層特有の供給シフトが賃金に及ぼす影響された。年齢別の正規−パート賃金格差が各年齢を捉えるため、本稿ではCard and Lemieux

階層固有の供給シフトによって説明されうること（2001）のフレームワーク４）に従い、それぞれのを示唆している。もちろん、このことはパートタタイプの労働者について年齢間に不完全代替が存

イマー偏向型の需要シフトが生じていた可能性を在するモデルを展開する。まず正規−パートそれ否定しない。次節で推定方法の定式化を行う。

ぞれの労働力について年齢集計を以下のように定50

年齢別のパートタイマー供給シフトが賃金格差に及ぼす影響について

図表--5 年齢階層別 パートタイマー−正規比率の経年変化
0.25
25〜29歳30〜34歳35〜39歳40〜44歳45〜49歳
50〜54歳55〜59歳

0.2

0.15

0.1

0.05

0

1976年 1978年 1980年 1982年 1984年 1986年 1988年 1990年 1992年 1994年 1996年 1998年 2000年 2002年

注: 正規労働者については男女計の一般労働者、パート労働者については女性のものを用いている
出所: 厚生労働省『賃金センサス』

義する。
（４）
上式の右辺第１項はスキル偏向型技術変化（SkillBiased Technical Change、以下SBTC）と呼ばれる特定タイプの労働に対する需要シフトを表し
次に、上の２つの年齢計労働力は以下のCES生産関数によってひとつに結び付けられるとする。
（１）ている。ここで年齢間の代替率が正規とパートで同一の場合にはη=φとなり、（４）式は次のように表される。

ここで経済が完全競争的であれば賃金は限界生産（５）力に等しくなるので、（１）式を年齢別の労働力
で偏微分することによって各年齢階層の賃金率を得ることができる。
（２）
（３）

．
各年齢階層のパート−正規賃金格差は、
「総正規
．
．．
労働者数に対する総パート労働者数の比率」に加．．．．．．．
え、「各年齢階層固有の正規−パート比率」にも依存することを意味している［η−1=−1/σA（−）

従って（２）式と（３）式の左辺の対数差分をとであることに注意］。需要シフトがコントロール

ることで、正規−パート賃金格差に関する式が得されているのでRjt、Pjtは均衡雇用量であり、logられる。

（Rjt /Pjt ）の係数は相対賃金の相対供給シフトに対する弾力性（つまり需要曲線の傾き）とみなすことができる。
（５）式が本稿における推計のベースとなる。
以上のような形による年齢間の不完全代替の設51

季刊家計経済研究 2006 WINTER No.69

定はしかし、年齢間の完全代替の可能性を否定す

歴労働力（中高卒）とパートタイム労働力それぞるものではない（σA=+∞）。その場合、（５）式

れについて年齢集計を定義する。

の最後の項はゼロとなり、各年齢の正規−パート
賃金格差は、雇用タイプ偏向型需要シフトおよび年齢計の正規−パート比率のみによって決まる。
ただし、CESタイプの関数形によって年齢間の不完全代替を仮定した場合、すべての年齢階層間が同一の代替率となってしまうことには注意を払う必要がある。より一般的には非一定な年齢間代替を仮定したモデルが望まれるが、そのようなモデルは推計が複雑になる５）。
年齢別の労働力に不完全代替を設定するということの意味は、一国の経済には常に若年者にしか年齢計の大卒労働者、高卒労働者とパートタイム
労働者は次のネステッドCES関数で結び付けられるとする７）。

できない仕事、壮年・老年者にしかできない仕事が存在すると言うことである。たとえば、新入社（６）

員の教育には若手社員が適任かもしれないが、ある種の経営上の意思決定に関しては中高年以上の再び、年齢別の大卒労働者・高卒労働者の賃金

社員のほうが向いているかもしれない。その意味は、上式をそれぞれのタイプの労働者について偏において単に同質の人的資本が経験年数とともに微分することによって得ることができる。ある年

積み重なると言っていることとは異なる。

齢階層の大卒−高卒間賃金格差をqjt≡wjtc/w jthで定また、年齢間の不完全代替の可能性を考えることは次のような理由からも重要と思われる。すな

義し、比較静学によりパートタイマー供給が一単
位増えた場合の賃金格差への影響を見ると、

わち、しばしば日本企業は不況期に正社員の新規採用を抑制するという形で雇用削減を行うことが指摘されているが、このことは結果として企業内における年齢構成を偏ったものにしてしまう（玄（６）式における要素間の代替弾力性は、それぞ

田 2004）。言い換えるならば日本企業は正社員のれσα=1-1/α、σβ=1-1/βとなっているので、β＞＜α⇔

年齢間代替が極めて大きいということになる６）。

σβ ＞＜σαであり、パートタイマーが大卒労働力よりそうであったとしても、年齢別ではなく勤続年も高卒労働力と代替的であればパート供給が増加

数別の賃金格差を見ることのほうが意味ある場合することで学歴間賃金格差は拡大し、反対にパーもあろう。しかしながら、『賃金センサス』は勤トタイマー−大卒者間の代替弾力性がパートタイ

続年数の長いパートタイマーについて捕捉していマー−高卒者間の代替弾力性より大きいならば学ない。

歴間賃金格差は縮小することになる。

（2）年齢別パートタイマー供給シフトと学歴間賃金格差中高年層のパート供給が正規労働者と代替的であるとして、それではパート労働者は高学歴正規

4. 推計結果（1）年齢階層別のパート供給シフトは正規−パート賃金格差の変動を説明するか？

労働者に取って代わっているのだろうか、それと推計に用いたデータは『賃金センサス』（厚生

も低学歴正規労働者を代替しているのだろうか。

労働省）よりとった。時間当たり賃金率を計算す

先ほどと同じように高学歴労働力（大卒）、低学るにあたり、正規労働者については「一般労働52年齢別のパートタイマー供給シフトが賃金格差に及ぼす影響について

ln（θt/（1−θt））

図表--6 年齢間代替率の推計結果（正規・パートで代替率が同一の場合）（1）
Coef. Std. Err.
trend

全期間
（2）
Coef. Std. Err.
−0.007 0.001 ***B/W-Industry（3）
Coef. Std. Err.

〜1989年（4）
Coef. Std. Err.

1990年〜（5）
Coef. Std. Err.

0.015 0.003 ***（1978〜87）
B/W-Industry

0.017 0.005 ***（1988〜2002）

Age 2530

0.129 0.015 ***0.134 0.015 ***0.135 0.015 ***0.127 0.034 ***0.222 0.011 ***35

0.145 0.025 ***0.156 0.025 ***0.159 0.025 ***0.134 0.061 **0.364 0.023 ***40

0.139 0.030 ***0.153 0.030 ***0.156 0.031 ***0.125 0.071 *0.431 0.030 ***45

0.150 0.030 ***0.164 0.030 ***0.167 0.031 ***0.132 0.066 **0.464 0.033 ***50

0.177 0.027 ***0.189 0.027 ***0.192 0.027 ***0.163 0.053 ***0.466 0.031 ***55
ln（Rt/Pt）

0.101 0.025 ***0.113 0.025 ***0.115 0.025 ***0.069 0.048

0.386 0.028 ***0.064 0.029 **0.174 0.022 ***ln（Rjt/Pjt）
const.

−0.2240.021 ***

1.378 0.094 ***−0.2140.021 *** −0.212 0.021 *** −0.199 0.048 *** −0.042 0.023 *0.993 0.118 ***0.374 0.041 ***1.300 0.214 ***0.548 0.080 ***Year Dummy

Yes

No

No

No

No

Adj. R−Square

0.950

0.949
189

0.947

0.944
98

0.992
91

N. of Obs.

注1: 従属変数: ln（WRjt/WPjt）
注2: OLSで推計。***→1％水準で有意、**→5％水準で有意、*→10％水準で有意者」の「所定内給与額」を「所定内実労働時間」

でおいたSBTCの係数が有意に負の値をとっていで割って得た。パートタイマー労働者の賃金率にるので、期間中、パートタイマー偏向型の技術変

ついては、男性が1988年以降しか利用可能でない化があったと考えられる。

ことから女性のものを用いている。年齢階層は５

一方、図表−６第３列ではトレンドに代え、『雇

歳刻みで25歳から59歳まで、期間は1976年から

用動向調査報告』（厚生労働省）より作成した

2002年までをとった。また『賃金センサス』は学「産業構造変化による需要シフト」指標を入れて歴の区分を「中学卒」・「高校卒」・「短大・高専

推計を行った８）。
『雇用動向調査報告』の雇用形態

卒」・「大学卒」としているが、今回の分析では前別労働者数は、1987年以前と1988年以降で産業分

二者を「中高卒」、後二者を「大卒」として分類類が大きく異なるので２期間で別個のものとしたした。

（一方は1988年以降で０の値をとり、もう一方は

まず年齢階層別の労働供給シフトが正規−パー９）1987年以前が0となる）。

ト賃金格差に及ぼした影響を見ることにする。
（5）

図表−６の第３列から、①各年齢階層固有の正式のσAはlog（wjtr /w jtp ）を年ダミー、年齢ダミー、

規−パート比率の係数が他２列と比較してもほとlog（Rjt /Pjt ）に回帰することで得られるが（図表−

んど変化していないこと、②需要シフト・インデ

６の第1列）、さらにこの値を用いた簡単な回帰をックスの係数がプラスであり理論と整合的である行うことでa j 、b j の推定値を得ることができる。

こと（インデックスは正規労働に対する需要を表求めたaj 、bj から年齢集計Rt、Ptを計算し、改めしているので、正規需要が増えると賃金格差が拡て（5）式の推計を行った（図表−６の第２・３列）。

大することを意味する）がわかる。以上より、近図表−６第２列の特定化ではSBTCがトレンドに

年の若年層における正規−パート賃金格差の縮小従うと仮定している。第２列に示される各年齢階

および中高年層における格差拡大は、年齢階層固層固有の正規−パート比率の係数の値は第一段階有の相対パート供給シフトが一因となっていたこの推定値（第１列）に極めて近い。またトレンドとが推察される。
53

季刊家計経済研究 2006 WINTER No.69

ただし、先のグラフからは、90年代以降、中高けの本分析は、安定需要仮説と呼ばれるロジック

年層における正規−パート賃金格差は必ずしも拡と同じである。賃金と労働者数の変化に負の関係大しているわけではなく、その一方で中高年層のが観察されれば労働供給シフトの存在を推測する

パート労働者の割合は90年代以降も増加し続けてことができるが、負の相関が見出されなかったと

いた事実も見てとれた。正規−パート賃金格差変してもそれは必ずしも供給シフトがなかったこと

動の原因を年齢階層固有の供給シフトに帰する上を意 味 するわけではない（ Katz and Autor

記の結果が、果たして全期間を通して成り立って1999）。その意味において、90年代以降、年齢間いたと言えるのか確かめてみる必要がある。そこの労働力に不完全代替を仮定すること自体が誤っで、データを1989年以前と1990年以降に分けてあていると即断することはできない。その場合には、

らためて（5）式の推計を行った（図表−６第４10）列・第５列）。各年齢階層のパート−正規賃金格

今度は需要シフトを精確に捕捉できていないこと．．．．．
が考えられる。特に年齢ごとの雇用タイプ別需要差を年ダミー、年齢ダミーと各年齢階層固有の対シフトは上のモデルには組み込まれていない。し数正規−パート比率に回帰した推計結果で、各年かしながら、年齢別にパート需要シフトのインデッ

齢階層固有の対数正規−パート比率の係数は、89

クスを作ることは難しく、また年ダミーと年齢ダ

年以前で−0.199（１%水準で有意）と全期間で推ミーを掛け合わせてこれに代えようとしても、著計した場合とそれほど変わっていないものの、90

しく自由度が下がってしまいやはり適当ではない

年以降では−0.042と小さな値になってしまい、統ことから、はっきりさせることができない。その計的な有意水準も下がっている。この値から計算

他、CES関数によって年齢間不完全代替を仮定すした年齢間の代替の弾力性は23.8となり、極端にること自体に限界がある可能性は考えられる。

大きい。さらに、95年以降のみのサンプルで計測してみると、もはや、年齢階層固有の供給シフト

以上は、年齢間の代替率が正規とパートで同一の係数は統計的な有意性を示さない。従って、正であると仮定した場合の結果であった。正規とパ

規−パートの賃金格差推移の要因を年齢階層固有

ートは年齢間の代替率が異なっていると想定するの相対供給シフトに帰そうとする本モデルによるほうが直感に訴える。そこで次に、正規−パート

試みは、少なくとも90年代以降においてはうまくで年齢間代替率が異なるケースを検討することにいっていない。90年代以降で本モデルの当てはまする。正規とパート別々に年齢階層ごとの賃金をりが悪いという事実は分析上検討すべきいくつか

年ダミー、年齢ダミーおよび当該年齢階層の労働のことを含意していると考えられるが、ひとつに者数に回帰してみたところ、パートタイムに関しは年齢間の労働力が90年代以降に不完全代替でなて雇用量の係数は負の値をとる11）ものの、正規にくなった可能性が挙げられる。この仮説はグラフ

関してこの係数の符号は正となり理論と整合的でによる確認や、推計結果からも妥当性が高いと思なかった。そこで正規労働について、供給シフト

われる。筆者は90年代以降の日本経済において年の内生性を排除するため当該年齢人口を操作変数

齢別のインプット構造が変わったことを裏付けるとして二段階推定を行ったり、正規労働が短期的ような傍証を得ることができなかったが、企業内な契約でない可能性を勘案して３カ年の平均をとにおける年齢ごとの労働力の互換構造を変えるよって同じ推計を試みたりしたが、いずれの推計にうな組織ヒエラルキー上の変化がその時期に観察おいても係数は正の値をとり続けた。それらの結されたかもしれない。また、たとえば90年代以降

果は、正規労働に関しては、スポット・マーケッ

におけるフリーターと呼ばれる人々の増加は、いトの需給バランス以外のメカニズムによって賃金

わゆる「アルバイト」と「パート」の棲み分けがが決定されているか12）、もしくは年齢間が完全代薄れてきていることと関わっている可能性がある。

替である可能性を含意しているように見える13）。

ただ、基本的に賃金を労働者数に回帰しているだ

しかし、これも先の安定需要仮説のロジックを援54

年齢別のパートタイマー供給シフトが賃金格差に及ぼす影響について

図表--7 パート供給シフトが学歴間賃金格差に及ぼす影響: 推計結果
（1）
男女計サンプル
Coef.
Std.
Err.
Age

（2）
男性サンプル
Coef.
Std.

Err.

25
30

0.083

0.030

***

0.119

0.009

***

35

0.211

0.043

***

0.240

0.012

***

40

0.305

0.062

***

0.305

0.016

***

45

0.342

0.089

***

0.304

0.021

***

50

0.305

0.123

**

0.231

0.029

***

55

0.192

0.161

0.085

0.039

**

ln
（Cjt/Hjt）−0.1840.094*−0.278

0.026

***

ln
（Pjt）

−0.1550.044***−0.197

0.012***

const.

1.325

0.292

***

1.510

0.086

***

Year Dummy

Yes

Adj. R−Square

0.829

Yes
0.972
189

N. of Obs.
ch

注1: 従属変数: ln（Wjt /Wjt ）注2: OLSで推計。***→1％水準で有意、**→5％水準で有意、*→10％水準で有意用して考えれば、正規労働の推計においては単に賃金格差が基本的には大卒─中高卒の需給バラン

年ダミーだけでは需要シフトを捉えきれていなかスによって決まっていることが確認される。
ここまで単純に労働者数そのものをもって労働ったということもありうる。

力としてきたが、労働供給の質という点からすれ（2） 誰がパートタイム労働者にば、本来、パートタイム労働力の構成変化も考慮

置き換えられているか？

しなければならない。
『パートタイム労働者総合

年齢階層固有のパートタイマー供給シフトが学

実態調査報告』（厚生労働省）によれば、パート

歴間賃金格差に及ぼす影響を検証するため、誘導労働者に占める短大・高専卒以上の学歴を持つ者

形として以下の式を推計した。

の割合は1995年に18.6%であったのが、2001年には25.2%に昇っている。このような状況を鑑みれ（7）

ばパート労働供給の質は近年、向上していることが予想される。しかしながら、パート労働について学歴別の賃金を知ることはできず、適切なウェ（7）式を推計した結果は図表−７に示される。図イト付けによって労働力の質変化を考慮してやる

表−７の第１列より対数パートタイマー労働者数ということができない。代替的な方法として、推の係数がマイナスであり、パートタイマー供給シ

計期間を３つ（1976〜84年、1985〜93年、1994〜

フトは学歴間賃金格差を縮小させる方向に働いて

2002年）に分け、パートタイマーが学歴間賃金格いることがわかる。つまりパートタイマー供給は差へもたらす影響に変化がないか調べてみた。そ

高卒労働者より大卒労働者を置き換える効果が強れぞれの期間について別々に（6）式を推計したいことが窺える。第２列はサンプルを男性に限定

結果、1985年以降でパートタイム労働力の増減はしたものであるが、パートタイマー供給シフトは

大卒労働力と代替関係にありその影響力も２期間さらに大きく学歴間賃金格差を縮小させる方向にで変化がないように見えるものの、最も旧い時期働いている（男性大卒労働者とより代替的である（1976〜84年）ではパート労働者数と学歴間賃金可能性）。図表−７では大卒正社員の相対供給量の格差は統計的に有意な関係にない。このことは上係数も有意にマイナスの値を示しており、学歴間で推測したパート労働力の質向上を側面的に裏付
55

季刊家計経済研究 2006 WINTER No.69

けていると思われる。

るものとみなして分析を行うためには需要要因のコントロールが重要となるが、米国の女性労働供5. 検討事項

給の拡大について州ごとのデータを用いてその賃金への影響を調べたJuhn and Kim（1999）によ

本節では、前節で得られた結果の頑健性を確認れば、需要シフトのコントロールの仕方次第で弾するためパート供給シフトが内生的に決まってい力性の推定値は大きく異なるとされる。このようる可能性について議論する。

な需要シフト・コントロールに伴う恣意性を回避

本稿ではこれまでパートタイム労働者を外生的するための一つの手段として外生的な供給ショッ

な供給シフトとして扱ってきた。しかし、賃金水クを探す方法もある。たとえばAcemoglu, Autor

準自体がパート就業の意思決定に関わることも考and Lyle（2004）では戦時中の男性の徴兵を女性えられる。たとえばパート労働者の多くは女性で労働供給の操作変数として推計を行っている。本あり、彼女たちが有配偶者である場合、パート労分析では、パート偏向型需要シフトをトレンド項

働供給の決定は夫の所得水準と関係する可能性がと産業構造変化による需要シフト・インデックスある。その場合、正規労働を構成する有配偶男性の２通りによって代理させたが、係数の値は大きの所得とパート労働供給量が逆相関し、内生性のく異ならなかった。従って、需要シフトの不十分問題が発生する。正規賃金が下がることで相対的なコントロールに伴うバイアスはあったとしてもにパート労働が過剰になるので、正規−パート賃

大きなものではないと考える14）。

金格差への影響ははっきりしないが、そもそも夫の所得とパート供給は明確な負の相関関係を示すのだろうか？ 上述の『パート実態調査』では配
偶者の年収階級別にパート労働者の割合を載せて

6. 結論
本稿を通して以下の点が明らかになった。

いる。しかしながら、これは配偶者の年収階層ごとのパート参加率を表すものではなく、あくまで・年齢階層固有の相対パート供給シフトは、各全体の労働者に占める当該配偶者所得階層のパー

年齢階層の正規−パート賃金格差の変動を説

ト労働者の割合なので、配偶者の所得階層分布自明しうる。しかし、90年代以降については年

体を一部反映してしまっている。そこで『民間給齢階層固有の供給シフトが正規−パート賃金

与実態統計調査』（国税庁）の男性の年収分布を格差を説明する大きな要因となっていたかわ

利用して、『パート実態調査』の数字を『民間給からない。

与調査』の収入分布で除することによって簡単な・また、正規労働者の賃金については年齢階層補正を行った。その結果、配偶者の年収階層とパ固有の供給シフト要因の存在を示すはっきりート参加率との関係は、配偶者の年収が最も低い

した証拠が得られなかった。パートタイマー層で最も高い割合を示すものの、その他の階層でに関しては年齢間の不完全代替の仮定が弱いは一様な相関を示すわけではないことが見てとれながら成り立つと言えそうである。

た。配偶者の賃金変動がパート供給シフトへもたらす影響は必ずしも明確でないと考える。

・一方で、分析期間を通して、パート労働偏向型の需要シフトが存在したことも窺える。

また、賃金の下方硬直性から正規労働市場に割・パート労働力は、同一年齢内の大卒正規労働当が存在する場合、正規労働需要の減少が不本意者と代替的な関係にあると思われる。その結ながらのパート供給増につながっている可能性が果、（当該年齢層でパート供給が拡大すれば）ある。このケースでも正規需要シフトがパート供同一年齢内での学歴間賃金格差は縮小する方給に影響を及ぼしている。
（正規労働者数に対す

向に動くことになる。

る相対的な）パート数の変動を供給側の要因によ
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年齢別のパートタイマー供給シフトが賃金格差に及ぼす影響について

80年代までの年齢階層内正規−パート賃金格差の推移は供給要因に大きく依存してきた可能性が本稿で示された。大竹（2000）は、90年代の．．．
年齢計正規−パート賃金格差の拡大が主にパート
供給シフトによってもたらされていたことを指摘したが、本稿で見たように個別の年齢階層まで下
りれば、90年代については必ずしも労働供給のみが正規−パート賃金格差の主因となっていたかど
うかはっきりしない。この期間、年齢間の労働供給が完全代替であった可能性はある。いずれにせよ、格差の検討をこのような需給バランスという最も古典的なフレームワークによる議論から始めることは極めて重要であると考える。
本分析に残された課題として、事業所レベルでの観察との整合性の問題が挙げられる。正規−パートの雇用創出・消失を見た玄田（2004）によれ
ば、個別事業所のレベルでいわゆる正規とパートの置き換えが進んでいるわけではない。本稿で得られたマクロ・レベルでの結果の含意には注意を払う必要がある。またパートが誰に取って代わっているのかということを論じる際には、職種や産業セクターといった分類が学歴分類以上に重要となるかもしれない。この点も今後の分析課題としたい。
†日本経済学会2004年度春季大会において報告した内容に加筆・修正したものである。報告において原ひろみ
氏（労働政策研究・研修機構）より詳細なコメントを頂いた。本稿の作成過程で樋口美雄、清家篤、中島隆
信（以上、慶應義塾大学商学部）の諸氏からは丁寧な指導を受けた。また、本稿は匿名レフェリーとの有意義な議論のなかで完成させることができたと言える。
足利貴聖氏（財務省）からの指摘が有益であった。河
田壮平氏（京都大学）にはデータ整理に協力頂いた。
以上の方々に心より感謝の意を表する。言うまでもな
く本稿に残された誤りは筆者に帰属するものである。
注1）グラフ中、55〜59歳で正規−パート賃金格差が一貫して拡大してきたのは55歳から60歳への定年制延長と関係していることも考えられる。制度変更によりこの年
齢階層における継続就業者が増え、正規の賃金が高止
まりしている可能性について留意しておく必要がある。
2）ただし、グラフから確認する限り、90年代以降、中高年層における格差は必ずしも拡大しているとは言えない面もある。この観察事実と推計結果の関係については後に述べる。
3）モデルの展開・推定のプロセスについて、より詳しく
はSakai（2004）の該当個所を参照されたい。
4）
Card and Lemieux（2001）では、（正規─非正規の賃金格差ではなく）学歴間賃金格差について扱っている。
5）本モデルは投入要素として労働力だけを考えているが、原（2003）は個票データを用いて正規労働と非正規労働の代替・補完関係を実証分析し、その結果、資本を投入要素として仮定することが不可欠であると結論付けている。
6）ただし、玄田（2004）も指摘する通り、この現象は中高年の雇用を守ることが優先された結果生じたとみなすこともできる。
7）本稿では高卒労働者とパート労働者をネストしているが、大卒労働者とパート労働者をネストして比較静学を行った場合でも得られる含意は同じである。
8）ここでの産業構造変化に伴う相対需要インデックスの作成についてはSakai（2004）を参照。この指標は各産業の生産関数がホモセティックになっているというかなり強い仮定をおいていることになり、実際の相対要
素需要を過小にも過大にも推定している可能性がある。
パートタイマー労働者について十分細かい産業分類でその賃金支払い額が得られれば、より緩い仮定の下で需要シフト・インデックスを作成することができるが、今回そのようなデータを見付けることができなかった。
様々な需要シフト・インデックスに関する議論としては、たとえばKatz and Autor（1999）を参照。
9）インデックス作成にあたりデータが1978年以降に制限されたので、推計もその期間について行った。
10）期間を分けた推定では必ずしもパラメータが安定していなかったので、得られたパラメータから再計算を行う二段階目の推計は今回行っていない。
11）
係数の値は−0.021（１%水準で有意）であり、この値は正規−パートの年齢間代替率が等しいと仮定した場合の推計に比べると大分小さいと言える。
12）
米国における正規労働者の賃金がその時々の労働市場の需給バランスに依存していないことを指摘した代表的な実証研究として、Beaudry and DiNardo（1991）
やGrant（2003）がある。それらの研究によれば、賃金は入社後もっとも需給バランスが逼迫した時の労働市場の状態に影響を受けるとされる。
13）ただし、係数が統計的にプラスに有意であることから年齢間が完全代替的である可能性は低いと考えられるが。
14）本稿のモデルが前提としているもう一つの大きな仮定
は、経済が労働資源のすべてを利用している状態、すなわち完全雇用経済であるということである。現実には失業が存在することを鑑みれば、この仮定の妥当性についても検討が必要となる。しかしながら、失業が労働需給ギャップによってもたらされているのか、それとも構造的な要因でもたらされているのか等、失業の発生原因についても様々な見解があり、それらの根本的な理論にまで遡って厳密な議論・検証をすること

57

季刊家計経済研究 2006 WINTER No.69

は本稿の限られた紙幅のなかでは無理がある。
文献
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Series: 20.
（http://www.coe-econbus.keio.ac.jp/data/DP0320.pdf ）（2005年8月1日掲載決定）

さかい・ただし 国立社会保障・人口問題研究所 研究員。主な論文に「フリーターのその後──就業・所得・
結婚・出産」（『日本労働研究雑誌』535， 2005， 共著）。
労働経済学専攻。