●投稿論文特集 2007Ⅱ

正規−パート賃金格差と地域別最低賃金の役割
1990 年〜2001 年

安部由起子(北海道大学准教授)

田中 藍子(北海道大学大学院)

本稿では,
調査

パートタイム労働者総合実態調査の個票データおよび賃金構造基本統計の公表データを用いて, 1990 年から 2001 年にかけての正規−パート賃金格差の実態を確認し, それが労働者の構成変化とどのように関連しているかを検討した｡ さらに1990 年代にパート賃金が地域別にどのように推移したのかを検討し, そこにおいて最低賃金が果たしたであろう役割を考察した｡ 女性雇用者の正規−パート賃金格差は, 学歴・
年齢階級を固定すると, 1990 年から 2001 年にかけて安定的であった｡ また, 女性正規雇用者の高学歴化・高年齢化はこのグループの賃金上昇の半分以上を説明しており, 構成変化がなかったとしたら正規−パート賃金格差の拡大はなかったであろうことが示唆される｡
さらに 1990 年代には, パート賃金の上昇率が高賃金地域では低かった一方で, 低賃金地
域ではより高い上昇をした｡ 低賃金地域での上昇率は, 最低賃金の上昇率 (全国でほぼ均一) と同程度であった｡ この事実は, 最低賃金が低賃金地域のパート賃金を下支えした一方で, 高賃金地域のパート賃金は最低賃金から制約されずに最低賃金に比べて下落したという仮説と整合的である｡
キーワード 女性労働政策, 女性労働問題, パート・派遣労働問題

次した結果から, 一般労働者とパート労働者の格差

Ⅰ

はじめに

が拡大傾向にあることを指摘している｡ そこでは

Ⅱ

先行研究

女性労働者について, 1990 年におけるパート賃

Ⅲ

賃金の指標とデータ

金は, 一般労働者の賃金を 100 とすると 58.9 でⅣ

正規−パート賃金格差の推移と構成変化の影響あったが, 2002 年にはそれが 53.2 となり, 正規−

Ⅴ

地域の動向

パート賃金格差が拡大していることが報告されて目

Ⅵ

最低賃金ランク別の集計：1990 年〜2001 年いる1) ｡ 大竹 (2005) も 1980 年から 2002 年にか結けて, 女性パート労働者と女性フルタイム労働者論の賃金格差が趨勢的に拡大し続けていることを指摘している｡ 篠崎 (2001) は 1980 年代には女性

Ⅰ は じ め に

正規雇用者の所定内給与の格差が拡大したものの,日本の賃金格差に関する議論のなかで多くの注1990 年代前半にはそれはいったん縮小し, その目を集めているのが, 女性正規労働者と女性パー

後は緩やかな拡大傾向にあること, しかし女性雇

ト労働者の賃金格差の拡大である｡ 厚生労働省

用者全体については給与の格差は 1980 年代から

(2004) は,1990 年代を通じて一貫して拡大しており, それ

賃金構造基本統計調査

日本労働研究雑誌

を特別集計

77

には正規−非正規の格差が大きな寄与をしている的である｡ 第 2 に, 1990 年代には女性正規雇用ことを強調している｡

者の中で若年層の割合が大幅に低下し, かつ高学

本稿ではまず, 学歴別の正規−パート賃金格差歴化も生じている｡ そのような女性正規労働者のがどのようなパターンを持っているのかを導出し,構成の変化は, このグループの賃金上昇の 60％

それが 1990 年から 2000 年代初めにかけて, 大卒程度を説明している｡ 一方, 女性パート雇用者に者以外では安定的なものであったことを示す｡ 正

ついては, 学歴・年齢構成の変化が賃金上昇を説

規−パート賃金格差をめぐる議論の中で, 学歴構

明する度合いは限定的である｡ 学歴・年齢の構成

成の影響を示唆しているのは大橋・中村 (2004)

変化がなかったとしたら, 正規−パート賃金格差である｡ 本稿では, 学歴別の正規−パート賃金格

は拡大しなかったことが示唆される｡ 第 3 に,差について大橋・中村 (2004) よりも直接的な形

1990 年代には, 女性パート賃金の地域間格差はで検証するとともに, 年齢階級による影響につい縮小している｡ この間, 賃金が低い地域では最低ても考察する｡ 学歴別の集計は, 以下の意味で意

賃金の上昇とほぼ同じ程度のパート賃金の上昇が義がある｡ 第 1 に, 厚生労働省 (2004) で報告さあった反面, 賃金の高い地域のパート賃金の上昇れている正規−パート賃金格差は,率は最低賃金の上昇率よりも低かった｡ これはデ

本統計調査

(厚生労働省, 以下

賃金構造基

賃金センサス

フレ期に労働需要が減退した際, 最低賃金が有効のな制約として機能しない高賃金地域においては賃

データでは, たとえ個票データが利用可能であっ金が下落した半面, 最低賃金が有効な制約であったとしても, パート労働者の賃金を学歴別に集計

た低賃金地域においてはパート賃金が最低賃金にすることはできない｡ なぜなら,

賃金センサス

よって下支えされたという仮説と整合的である｡の調査票では学歴情報は一般労働者についてのみ

本稿は以下のように構成されている｡ 次節では回答されることとなっており, パート労働者につ

先行研究の結果がまとめられる｡ Ⅲでは本稿で用いて学歴が調査されていないからである｡ 本稿でいる賃金指標とデータについて説明がなされる｡

はパート労働者の学歴別平均賃金を算出するため

Ⅳでは学歴別の正規−パート賃金格差の実態が示に,パートタイム労働者総合実態調査 (厚生労され, それが女性労働力の構成とどのように関連と略す) の個票デー

しているのかが議論される｡ Ⅴでは地域別のパータを集計し, それを 賃金センサス の公表デー

ト賃金の動向について, 最低賃金の役割と関連付

タから得られる正規雇用者のデータとあわせて利けた議論が紹介される｡ Ⅵでは結論が述べられる｡と略す) に基づいているが,働省, 以下パート実態調査

賃金センサス

用することにより, 学歴・年齢階級別の正規−パー
ト賃金格差の動向を把握し, それと労働力構成の変化がどのように関連しているかを検証した｡ その結果, 女性正規雇用者の賃金上昇には労働者構成の変化の影響が大きい反面, 女性パート雇用者Ⅱ1

先 行 研 究
正規−パート賃金格差に関する先行研究についてはその影響は限定的であることが示され

大竹 (2000), 口 (2001), 石原 (2003), 大橋・た｡ そこで論文の後半では, 労働者の構成変化以中村 (2004), 酒井 (2006) はいずれも, パート賃

外の, パート賃金の上昇を説明する要因について

金と正社員の賃金格差が拡大したことを指摘し,検討し, 地域別最低賃金が果たした役割について

さらにその理由として, パートの労働供給増加に考察した｡

よってパートの賃金が低下したことを示唆してい本稿で得られた主要な結果は以下のとおりである｡ これらでは, パート賃金の時系列推移が, 需る｡ まず, 1990 年から 2001 年までの女性の正規

要・供給要因によって生じているととらえられて雇用者とパート雇用者の賃金格差は, 全体としている｡

は少しずつ拡大する傾向にあるものの, 学歴と年

正規−パート賃金格差の拡大は多くのところで

齢階級を固定すると正規−パート賃金格差は安定指摘されているが, 学歴・年齢等の属性を固定し

78

No. 568/November 2007

論 文

正規−パート賃金格差と地域別最低賃金の役割ても格差が拡大しているのかどうかは, 必ずしも明らかにされてこなかった2)｡ 全体として正規−
パート賃金格差が拡大しているとしても, 学歴・2

地域別最低賃金に関する先行研究

地域別の賃金に関する先行研究として, 安部

年齢等の構成変化がそれに大きく寄与しており,(2001) では, 1990 年と 1995 年のそれらを固定したもとでの格差が拡大していない

査 のデータを用い, 地域別最低賃金がパート賃のであれば, 正規−パート賃金格差拡大の意味合金の下支えになっていたとは考えにくいと議論す

いは大きく異なることになろう3)｡る｡ Kawaguchi and Yamada (2007) は, 最低

パート実態調大橋・中村 (2004) は, 全年齢の女性労働者に賃金ランクが C や D である賃金が低めの地域でついての学歴別の正規−パート賃金格差を紹介し,は, ランクが A や B である高賃金の地域と比較

高学歴であるほど格差が大きいことを示唆していして, 最低賃金が有効な制約になっている可能性

る4) ｡  口・酒井 (2004) は男女間賃金格差の時が高いことを指摘し, また最低賃金が低賃金労働

系列推移に関連して, 若年の女性正規労働者が減者の雇用にどのように影響したかを個別労働者の少したという意味での構成変化が, 女性正規労働

データから分析している5) ｡ 堀・坂口 (2005) で者の平均賃金を上昇させ, 男女間賃金格差の縮小

は 賃金センサス の個票データ, 独自のアンケーに寄与した可能性を指摘している｡

ト調査の結果等, 日本の地域別最低賃金・産業別

高原 (2003) は 1995 年と 1999 年の賃金セン

最低賃金に関する詳細なデータを用いた分析が紹

サス のデータを用い, 女性正規労働者と女性パー介されている｡ その第 5 章では, 2003 年のト労働者の職種構成の違いが, 女性の正規−パー

金センサス の個票データを用いた, 最低賃金未賃

ト賃金格差の大きな要因となっていること, 1995

満率に関する分析が紹介されている｡ そこでは最年と 1999 年の間に低賃金職種の女性正規雇用者

低賃金未満率を最低賃金レベルの指標であるカイが女性パート雇用者によって代替されたことによっ

ツ・インデックス, 人口構成, 有効求人倍率等とて正規−パート賃金格差が拡大しており職種構成

関連付けた回帰分析の結果が紹介され, 最低賃金

を固定すれば賃金格差は安定的であることを示しが相対的に高い地域で最低賃金未満率が高くなっている｡ 本稿の正規−パート賃金格差に関する結ていることが指摘されている｡

果はこの結果と類似のものであるが, 以下の点でこれらの既存研究では, 1990 年代後半のデフ

分析上の違いがある｡ 本稿では職種ではなく, 学

レ期に, パートの賃金決定がどのように変化した

歴・年齢に着目していることである｡ 高原

かについては分析されていない｡ 以下で示される(2003) で指摘されているとおり,

賃金センサス

ように, 1990 年頃には, 最低賃金は大都市地域

において職種を割り当てることのできる労働者のでは有効な制約とならなかった反面, 地方におい割合は女性正規労働者, パート労働者では 40％ては有効な制約となる傾向があった｡ ところが程度かそれ以下である｡ 学歴・年齢階層について

1990 年から 2001 年の間に, 大都市地域でパート

は, そのようなかたちで分析対象の労働者が限定

賃金が相対的に下落した｡ この一つの理由は, 最されることがない｡ さらに, 長期にわたるデータ

低賃金が有効な制約でない地域では, 賃金下降圧を分析する際には, 技術変化・経済環境の変化に力がかかったときに賃金が容易に下落する一方,

よって, 細分化された職種の内容や構成が変化し最低賃金が有効な制約である地域では賃金の下落うる｡ 一方, 学歴は 20 歳台後半になれば多くのが限定的であったことを反映していると考えられ個人にとって固定的なものになり, また年齢構成

る｡ この側面は, 既存研究ではほとんど指摘されは人口構成によって決定されている｡ それらの意てこなかった点である｡

味で, 学歴・年齢構成は職種構成よりも, その長期にわたるインプリケーションをより理解しやすⅢ

賃金の指標とデータ

いと考えられる｡
上述のように 賃金センサス では, たとえ個
日本労働研究雑誌

79票データが利用可能であったとしても, 学歴別パーi の年間賞与, mi は労働者 i の月収 (本稿では 賃ト賃金を得ることはできない｡ そこで以下では,

金センサス

賃金センサスから得られる学歴・年齢階級別の正規雇用者 ( 賃金センサス

から, きまって支給する現金給与額を用いる) , hw1 i は個人 i の 1 時間あたりの賃金をの定義では一般労表す｡ (2)式の 2 行目の表現は, hw2 が個別労働働者) の平均賃金と, 1990 年・1995 年・2001 年

者の hw1 i をその労働者の労働時間 (H i ) でウエの パート実態調査

を集計して得られた学歴・

イト付けした加重平均であることを示している｡

年齢階級別パート労働者の平均賃金から, 正規−

上記の 2 つの平均賃金指標は, 異なる目的のた

6)

パート賃金格差の動向を把握する ｡

めにそれぞれ有用であるが, 日本のデータを用いた代表的な正規−パート賃金格差の計算では hw1

1 時間あたり賃金の指標が用いられてきた (たとえば厚生労働省 (2004))7)｡

賃金構造に関する研究では, 時間あたり賃金のしかしながら, hw2 にも一定のメリットがある｡

指標を用いて賃金分布に関する考察が行われていその一つは, この賃金指標を用いた正規雇用者のる｡ この際, ①個別労働者が 1 時間働いたときに平均賃金は 賃金センサス の公表データから計受け取る賃金について, 個人ベースで集計する算でき, したがって多数の年次について容易に利(平均賃金の場合には以下で hw1 と表記するものに対用可能であるという点である8)｡ ただし, 労働時応する) , ②個別労働者の 1 時間あたり賃金を,間でウエイト付けされているため, hw2 の ｢格差｣その労働者の労働時間でウエイト付けして集計すは個別労働者間の格差とはいえない｡

る (平均賃金の場合には以下で hw2 と表記するもの

以下では, 正規労働者賃金が公表データから得に対応する) , という 2 種類の集計方法がありうられるという利点を活かし, hw2 (労働時間でウる｡ 平均賃金を計算する際にも, あるいは賃金分

エイト付けされた賃金) を用いて分析を行う｡ パー

布を導く際にも, この 2 つのウエイト付けは異なト実態調査 からも, 労働時間でウエイト付けしる意味をもつ｡ 前者はたとえば, 労働者間の賃金

た平均賃金を集計し, それを正規雇用者の 1 時間

格差を考察する際に適しているといえよう｡ 後者

あたり賃金の推移と対応させて分析する｡

は, 生産関数に投入される労働時間でウエイト付
けされていることから, たとえば労働の限界生産性を考察する際に適した指標であるかもしれない｡
個人でウエイト付けされた時間あたり平均賃金2

データ

正規雇用者については, 1990 年と 2001 年の賃金センサスの第 1 巻第 1 表から, きまって(hw1), および労働時間でウエイト付けされた時支給する現金給与額, 所定内実労働時間, 超過実

間あたり平均賃金の指標 (hw2) は, 以下のよう

労働時間, 年間賞与その他特別給与額, 労働者数に表される：の情報を利用した｡ 既存研究でなされているように, 年間賞与その他特別給与額については, 次年

Ｎ

Ｎ

hw1 ＝

Σ
i＝1

12m i＋b i
Hi

Σ

hw1i
1
i＝1
・ ＝
N
N

Σ
ΣH

12m i＋b i
＝

Ｎ

Σhw
i

パート労働者については,

1i

12m i＋b i /Nした｡ このデータを利用するにあたり, 時間あたＮi

り賃金は, 時給で賃金を支払われている労働者に

i＝1

ついては時給を, 日給や月給で支払われている労

Hi
Ｎ

ΣH

パート実態調査の個票データから学歴・年齢階級別の賃金を算出

i＝1

ΣH /N

i

i＝1

＝

Σ

度のデータから前年度の年間賞与等の数値をとっ
て用いた｡

Ｎ

Ｎ

hw2 ＝ i＝1

(1)

(2)
i

i＝1

働者についてはそれらを労働時間 (日給の場合 1日の, 月給の場合月間の労働時間) で割り算したも

ここで, Ｎは労働者数, i は労働者個人のインデッのを用いている｡ これらは, 賞与 (ボーナス) をクス, Hi は労働者 i の年間労働時間, bi は労働者含まない賃金である｡ 正規−パート賃金格差を計

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No. 568/November 2007

論 文

正規−パート賃金格差と地域別最低賃金の役割算するには賞与を含んだ計算が望ましいが, パー
ト実態調査ことは有益であることが示唆される｡の前年年収・夏季賞与支給額の調査項目を用いて賞与込みの賃金を正確に予測できるⅣ

正規−パート賃金格差の推移と構成変化の影響保証はない9)｡ また, 本稿後半では地域別最低賃金に関する分析を紹介するが, 最低賃金が守られているかどうかを決定する際に基準とする賃金に

この節ではまず, 上記で説明されたデータを用

は賞与は含まれないので, 最低賃金にかかわる分

いて学歴別の正規−パート賃金格差がどのように析では賞与を含まない賃金を用いるほうが適切と推移したかを示し, 次に学歴と年齢構成の変化に考えられる｡ そこで本稿では賞与を含まないパー

よって正規−パート賃金格差の時系列変化のうち

トの時間あたり賃金指標を用いた分析を紹介する

どれだけが説明されるかを検討する｡

が, 補論ではパート賃金について賞与の補正を行った結果も紹介している (注 9)参照)｡ さらに, 時

1

学歴別正規−パート賃金格差の推移

間あたり賃金が欠損値である, 前年年収が 900 万

上述のように 賃金センサス 公表データから円を超える, 復元倍率が著しく大きく 1‑2 個の標

女性正規雇用者の学歴・年齢階級別の平均賃金を,本でセルの平均賃金等に大きな影響を及ぼす標本

パート実態調査

はサンプルから除いている｡ このようにして計算

学歴・年齢階級別の平均賃金をそれぞれ集計し,された個別労働者の時間あたり賃金を, それぞれその賃金格差 (パート労働者の hw2 /正規労働者のの労働者の労働時間でウエイト付けして平均をとhw2 で定義する) を 1990 年と 2001 年について図ることにより, 労働時間でウエイト付けされた平示したものが, 図 1 である｡ 図 1 の縦軸の値は,均賃金を計算した｡

パート雇用者の時給と正規雇用者の時給との格差

個票データが利用可能であった

個票から女性パート雇用者のパート実態調が小さいほど 1 に近い値をとり, 正規雇用者の時を用いて, 前節で定義された, hw1, hw2 を給との格差が大きいほど 0 に近い値をとる10)｡ パー

計算した結果が, 表 1 に示されている｡ ここから,

ト賃金を正規賃金で割って定義する正規−パート

パート賃金には学歴別に差があることがわかる｡

賃 金 格 差 指 標 は , 厚 生 労 働 省 (2004) , 大 竹

この結果からも, パート賃金を学歴別に集計する(2005) でも用いられている｡ この図から, 以下査のことがわかる｡
表 1 女性パート労働者の実質賃金 (2000 年価格, 単位：円)
hw1
学歴計
中卒
高卒
短大卒
大卒
1990 年
749.47703.63739.92802.42 1103.43
1995 年
847.24798.90816.77912.49 1198.58
2001 年
869.89816.56843.42899.36 1091.23
hw2
1990 年
1995 年
2001 年

学歴計728.70827.60860.51

中卒
690.40792.30818.54

高卒
721.62807.57835.25

短大卒
788.03880.43895.56

大卒
965.061048.961042.38

最低賃金 (実質) の平均値 (全国平均) とその上昇率
1990 年
549.47
上昇率
1995 年
614.41
1990 年‑1995 年
0.12
2001 年
666.941995 年‑2001 年
0.08注)：59 歳以下の女性パート労働者のサンプルから集計｡
ただし大卒者については 50 歳以上はサンプルから除いて計算している｡
最低賃金の平均値 (全国平均) は 1990 年のランク区分をもとに以下の手順で計算している｡(1)47 都道府県の地域別最低賃金を CPI で実質化する｡(2) 4 つのランク別に,(1)の単純平均をとる｡(3)(2)を各ランク別のパート労働時間 (hw 2 ) のシェアでウェイト付けして平均値をとる｡
出所) ： パート実態調査個票 から筆者集計｡

日本労働研究雑誌81

図１

女性雇用者の学歴・年齢階級別正規−パート賃金格差（ボーナス補正なし）
中卒

高卒

.9

.9

パ
ー
ト
／ .75
正
規

パ
ー
ト
／ .75
正
規

賃
金
格
差

賃
金
格
差

.6

.45

.6

.45
20

30

40
age0

1990

50
1995

20

60

30
1990

2001

短大卒

50
1995

60
2001

大卒

.75
パ
ー
ト
／
正
規

40
age0

.75
パ
ー
ト
／
正
規

.6

賃 .45
金
格
差

.6

賃 .45
金
格
差

.3

.3
20

30
1990

40
age0

50
1995

60

20

30
1990

2001

40
age0

50
1995

60
2001

出所：『賃金センサス』集計データおよび『パート実態調査』個票データ（いずれも厚生労働省）より筆者集計。

第 1 に, 大橋・中村 (2004) に示唆されている

代以降に女性労働者の中での正規−パート賃金格

ように, 一般に学歴が高いほど正規−パート賃金差が拡大したことの原因は, 格差そのものが拡大

格差が大きくなっている｡ 中卒の場合, どの年齢しているというより労働者の構成変化が大きな寄層においても正規−パート賃金格差 (パート賃金/

与をしていたと考えられる｡ またパート労働者の正規賃金) が 0.57 を下回ることはないが, 大卒多い高卒女性・短大卒女性については, ほとんどの場合, 年齢階級によってはパート雇用者の時間の年齢層で, 正規−パート賃金格差は 1990 年とあたり賃金は正規雇用者の 0.3 程度しかない場合

2001 年でほぼ同水準か, 若干の縮小をみせていさえある｡ しかしながら, 大卒の女性パート雇用

る12)｡

者は近年増加してはいるものの, 数としては多く

学歴・年齢階級別の正規−パート賃金格差が安はない｡ 女性パート労働者のうち大きなシェアを定的であることは, パートの供給増加によりパー占めるのは, 高卒および短大卒である11)｡トの相対賃金が下落したという需要・供給要因に

第 2 に, 高学歴 (短大卒・大卒) 女性の正規−基づく仮説 (大竹 (2005) ほか) に対して, どの

パート賃金格差は年齢が上昇するにつれて拡大すような意味を持つであろうか？ 学歴を固定したる｡ その一方, 高卒・中卒女性の正規−パート格

もとで, 相対的に正規雇用と比較してパートの供差は, 30 歳以降については年齢にかかわらずほ

給が増加しており, かつ, 正規労働とパート労働

ぼ一定の水準である｡の代替性は小さいという仮定のもとでは, 相対的

第 3 に, 1990 年と 2001 年の正規−パート賃金

なパートの供給の増加はパートの相対賃金を下げ

格差を比較すると, 学歴・年齢階級を一定とすれることが予想される13)｡ しかしながら, 学歴別のば, 大卒を除き, 格差はほぼ安定的である｡ した

相対賃金が安定的であるのであれば, そもそも供がってⅣ 2 で詳しく議論されるように, 1990 年

給増が (労働者間の代替が不完全であるという仮定

82

No. 568/November 2007

論 文

正規−パート賃金格差と地域別最低賃金の役割のもとで) 賃金低下をもたらした, とは議論しに

うち, 24 歳以下の正規労働者の労働時間のシェ

くいし, また, そのような賃金低下が正規−パー

アは, 1990 年に 30.9％であったが, 2001 年にはト賃金格差を拡大したとも考えにくいであろう｡

18.6％となっており, 10％以上も低下している｡

2 労働力構成変化の影響14)

この意味で女性正規雇用者の中で ｢高年齢化｣ が進んでいる｡ また, 短大卒者によって供給された

次に, 女性労働者全体における正規−パート賃

労働時間が女性正規雇用者の労働時間に占めるシェ

金格差の拡大が女性労働者の属性構成 (本稿ではアは 1990 年に 18.4％であったものが, 2001 年に

学歴と年齢に注目する) とどのようにかかわっては 30.0％まで上昇している｡ 同じく女性大卒者いるのかを検討する｡

によって供給された労働時間のシェアは, 1990

まず本稿で用いているデータで, 女性労働者の年に 5.1％であったものが, 2001 年には 12.3％

正規−パート賃金格差が 1990 年から 2001 年の間になっており, 女性正規雇用労働の高学歴化が進にどのように変化したのかを確認しておこう｡ 59

んでいる｡

歳以下の女性労働者について, 正規−パート賃金

女性パート労働者についても学歴・年齢構成の格差を計算すると, 1990 年に 0.528, 2001 年に変化がみられる｡ 図 3−1 および図 3−2 は女性パー

0.505 である15) ｡ 一方, 厚生労働省 (2004) に掲

ト雇用者によって供給された総労働時間 (全年齢)

載されている数値によると, 同様の格差は 1990のうち, 学歴×年齢階級別に供給された労働時間

年に 0.589, 2001 年に 0.543 である｡ したがって,のシェアを表示している｡ 特に顕著なのは学歴構

本稿で用いられている正規−パート賃金格差の水成の変化であり, 中卒の割合が 23.2％から 10.2

準は, 厚生労働省 (2004) と比較して水準自体が％に低下する一方16), 短大卒の割合が 12.8％から低くなっているが, これはパート労働者のデータ

21.4％に, 大卒の割合が 1.9％から 6.3％に変化

で賞与を含めていないことが主な原因であろうとしている｡ 女性パート労働者の中での高卒の割合考えられる｡ 2001 年の正規−パート賃金格差をはほぼ一定である｡

1990 年のそれと比較すると, 本稿のデータでは

学歴・年齢階級の構成変化によって, 1990 年

4.4％ (＝(1−0.505/0.528)*100), 厚生労働省のデー

代における女性労働者の賃金上昇がどの程度説明

タでは 7.8％の格差拡大がみられることになり,されるかを確認するため, 1990 年と 2001 年のデー

本稿のデータでは格差の拡大はより小幅であるが,タを用い, 2 時点を比較する簡単な分解を行う｡

近年になるに従い格差が拡大していることは共通

具体的には,している｡ なお本稿のデータでも, 補論 (注 9)(A) 実質平均賃金プロファイルが 1990 年のそれ参照) に説明されている方法でパート賃金に賞与に固定された場合に, 学歴別・年齢階級別の労働を含める補正を行った場合には, この間の格差の

時間ウエイトが 2001 年のものになったとしたら,

拡大は 10.1％となる｡

平均賃金の値はどうなるか？

この正規−パート賃金格差の拡大は, 正規雇用

(B) (A)で生ずる賃金上昇は, 実際に生じた女性者の学歴・年齢構成が大きく変化した中で生じて正規雇用者の実質賃金上昇のうち, どの程度を説いる｡ 図 2−1 および図 2−2 は女性正規雇用者

明するか？

(全年齢) によって供給された総労働時間のうち,を計算する｡ 具体的には, 学歴別の年齢構成の変

学歴×年齢階級別に供給された労働時間のシェア化の影響を, 以下のように分解する｡

を表示したものである｡ 1990 年代前半から 2000

年齢階級のインデックスを a, 学歴のインデッ

年代前半の間, 女性正規雇用者のうち 24 歳以下

クスを s とおく｡ a は 5 歳刻みの年齢階級に対応の就業者の割合は大きく減少し, 短大卒者・大卒

し, s は 4 つの学歴水準 (中卒, 高卒, 短大卒, 大者の割合, および 25 歳以上の割合が上昇してい卒) に対応している｡ Wast を時点 t における, aる｡ 本稿で用いる 賃金センサス のデータでは,

年齢階層・s 学歴水準の平均実質賃金とする｡ こ

女性正規雇用者によって供給された総労働時間ののとき, 時点 1 の平均実質賃金 (Ｗ1) と時点 0 で

日本労働研究雑誌83

の平均実質賃金 (Ｗ0) の差は, 以下のように分解可能である｡

者の年齢・学歴の構成変化による賃金の上昇分であり, 上の (A) である｡ 賃金プロファイルは 0

ΣW H − ΣW H
W −W ＝
ΣH
ΣH
as1

as1

a,s

1

この前半の括弧内は, ここで注目している労働a,s

時点のもの (Was0) で固定し, 労働時間ウエイト

as0

as0

0

a,s

as1

a,s

が H as 0 から Has1 に変化したことの影響に対応しas0ている｡ 2 番目の括弧内が, 年齢階級・学歴で定ΣW H − ΣW H
＝
ΣH
ΣH
as1

as0

a,s

as1

a,s

義されたセルの平均年収が時点 0 から時点 1 にか

(3)

as0

as0

a,s

けて変化したことを, 時点 1 の労働時間ウエイト

as0

a,s

(Has1) で重み付けして評価したものである｡ 実質賃金の変化の影響を, 1 時点の固定ウエイトで評+ΣW H − ΣW H
ΣH
ΣH
as1

as1

a,s

a,s

as1

a,s

価したものといえる｡ 上記(A), (B)を計算した

as1

as0

a,s

結果が, 表 2 に示されている｡

as1

図２−１

1990 年から 2001 年にかけての女性労働者の実
1990年 女性正規雇用者の学歴×年齢階級別労働時間シェア

.18
労 .16
働
時 .14
間
シ .12
ェ
ア .1
.08
.06
.04
.02
0

20-24

25-29

30-34

35-39
高卒
大卒

図２−２

40-44

45-49

50-54

55-59

短大高専卒

2001年 女性正規雇用者の学歴×年齢階級別労働時間シェア

.18
労 .16
働
時 .14
間
シ .12
ェ
ア .1
.08
.06
.04
.02
0

20-24

25-29

30-34

35-39
高卒
大卒

40-44

45-49

50-54

55-59

短大高専卒

出所：『賃金センサス』より筆者作成。

84

No. 568/November 2007

論 文

正規−パート賃金格差と地域別最低賃金の役割

質賃金上昇のうち, 正規雇用者では 59.6％が,％, 大卒で 45.4％が年齢構成の変化により説明

パート雇用者では 18.8％が, 学歴・年齢構成のできることがわかる｡ 同一学歴内の正規雇用者の17)変化によって説明される ｡ 1990 年から 2001 年

労働力構成の ｢高年齢化｣ は賃金上昇の多くを説の間, 女性正規雇用者の賃金は 23.5％実質で上明するものの, それだけでは学歴×年齢構成で説昇した一方, パート女性雇用者のそれは 18.1％

明可能な 60％には達しない18)｡

上昇している｡ 正規雇用者の賃金上昇の半分以上

パート雇用者についても, 学歴別に年齢構成のは学歴・年齢構成の影響で説明できる反面, パー

変化がどの程度賃金上昇を説明するかを検討した｡

ト労働者の賃金上昇はそれでは説明できない｡

こちらでは, 年齢による賃金上昇の効果はきわめて

また, 学歴を固定して年齢別の年齢分布の変化

小さく, それが大きめの値をとる高卒や大卒でも,がどの程度, 1990 年から 2001 年にかけての賃金6％未満である｡ そもそも学歴×年齢構成の変化で上昇を説明するかも検討した結果も, 表 2 に示さ説明可能な部分は 18.8％と大きくはないものの,れている｡ これから, 正規雇用者 (59 歳以下) のその中でも高学歴化の影響が大きいことがわかる｡

賃金上昇のうち, 高卒で 41.1％, 短大卒で 53.2

構成変化が賃金格差にどのような影響を与えた

図３−１

1990年 女性パート雇用者の学歴×年齢階級別労働時間シェア

20-24

25-29

.18
労 .16
働
時 .14
間
シ .12
ェ
ア .1
.08
.06
.04
.02
0

30-34

35-39
高卒
大卒

40-44

45-49

50-54

55-59

短大高専卒

図３−２

2001年 女性パート雇用者の学歴×年齢階級別労働時間シェア

20-24

25-29

.18
労 .16
働
時 .14
間
シ .12
ェ
ア .1
.08
.06
.04
.02
0

30-34

35-39
高卒
大卒

40-44

45-49

50-54

55-59

短大高専卒

出所：『パート実態調査』の特別集計結果より筆者作成。

日本労働研究雑誌85

かは, 表 2−C から確認できる｡ これは, 表 2−

パート賃金格差は 1990 年時点よりも拡大しえた

B で示されているパート平均賃金を表 2−A で示のであり, 賃金構造の変化によって正規−パート

されている正規平均賃金で割っており, 1990 年・

賃金格差が拡大したわけではない19)20)｡

2001 年の実際の賃金および仮想的な賃金に, どれだけの正規−パート賃金格差が存在しているかを示している｡ 1990 年の賃金プロファイルを

Ⅴ

地域の動向

最低賃金ランク別の集計：1990 年〜2001 年

2001 年の労働者構成 (労働時間ウエイト) でウエ
イト付けした場合の仮想的な正規−パート賃金格

前節では, 1990 年代の女性正規雇用者の賃金差は, 1990 年よりもパート賃金が相対的に低く上昇の多くの部分が, 学歴・年齢構成といった労なることを予測している｡ たとえば学歴計の場合,

働者構成の変化で説明できる一方で, 同じ期間の労働者の構成が変化したことだけによって, 正規−

女性パート労働者の賃金上昇については, この要

パート賃金格差は広がる (パート賃金/正規賃金の因で説明できる部分は正規雇用者と比較するとか指標が 0.528 から 0.479 へ変化する) ことが予測さなり小さいことが指摘された｡ それでも, 女性正れるものの, 実際にはそこまでの賃金格差の拡大

規雇用者の実質賃金は 1990 年から 2001 年の間には起こらず, 2001 年のパート賃金/正規賃金は23.5％上昇している一方で, 女性パート雇用者の0.505 にとどまっている｡ 学歴別に年齢構成変化

それも同じ期間に 18.1％上昇しているし, 高卒の影響のみを考慮した結果も, 大きさは学歴毎に女性パート雇用者に限っても 15.7％上昇していやや異なるものの, 同様の傾向を示している｡ いる｡ このパート賃金上昇の要因は, 労働力の構成

いかえると, 労働者構成の変化だけによって正規−

変化以外の, どこに求められるであろうか？ こ

表 2 構成変化と正規−パート賃金格差
学歴(a)(b) 本文Ⅳ 2 (A)(c)(d) 本文Ⅳ 2 (B)(e)
1990 年 の 1990 年 の 実 質 賃 金 2001 年 の 構成変化による賃金 分解を行う際
実 質 賃 金 プ ロ フ ァ イ ル を 実 質 賃 金 上昇の割合に用いた属性(円)
2001 年 の 労 働 者 構 (円)成 (学歴・年齢階級)
でウエイト付けした


値 (円)

A. 正規雇用者の賃金
学歴計
1379.62

1573.111704.03

0.596

中卒
高卒
短大卒
大卒・大学院卒

1143.451348.101544.111938.651149.24
1430.45
1700.842045.26

1349.531548.30
1838.882173.72

0.028
0.411
0.532
0.454

B. パート雇用者の賃金
学歴計
728.70753.54860.51

0.188

中卒
高卒
短大卒
大卒・大学院卒691.30727.53788.61
969.63818.54835.25895.561042.38

0.007
0.052
0.005
0.059

0.479
0.602
0.509
0.464
0.474

0.505
0.607
0.539
0.487
0.480

690.40721.62788.03965.06

C. パート雇用者と正規雇用者の賃金比率
学歴計
0.528
中卒
0.604
高卒
0.535
短大卒
0.510
大卒・大学院卒
0.498

学歴と年齢階
級の交差項
年齢階級
年齢階級
年齢階級
年齢階級

学歴と年齢階
級の交差項
年齢階級
年齢階級
年齢階級
年齢階級

注：59 歳以下の女性労働者のサンプルから集計｡ 実質賃金の指標は本文(2)式で定義された hw2｡
大卒パート労働者については年齢が 50 歳以上のサンプルは集計に含めていない｡
出所： 賃金センサス の公表データおよび パート実態調査 の個票データより筆者集計｡

86

No. 568/November 2007

論 文

正規−パート賃金格差と地域別最低賃金の役割の節では, パート賃金を地域別に集計することにおり, このグループがもっとも賃金上昇がみられより, 最低賃金による制度的要因が, パートの賃なかったことになる｡ 図 4 には, この期間に全国

21)の都道府県でほぼ同率で上昇した, 地域別最低賃金上昇に影響した可能性を指摘する ｡
1990 年から 2000 年代初めにかけてのパート賃金の実質上昇率 (最低賃金を消費者物価指数で実質金の動きには地域別に大きな違いが存在している｡

化したものの上昇率) も併せて示されている｡ C

これは, 学歴−年齢階級で定義されるグループ内

ランク・D ランクのパートの実質賃金の上昇率においても, 賃金の動きには差があることを示唆

は, 最低賃金の実質上昇率とほぼ等しい｡ 一方,する (within-group inequality)｡ 以下では,

パー

A ランク・B ランク地域のパート実質賃金・高卒の個票データを用い, 最低賃金ラン

女性正規労働者の実質賃金の上昇率 (全国平均)ト実態調査

ク (A から D) 別に, 高卒女性パート労働者の賃は, 最低賃金の実質上昇率よりも低い｡

金がどのように推移したのかを確認する｡ 各ラン

これらのパターンは, 1990 年代に C ランクやクに属する県については入れ替えがあるが, ここD ランク地域のパート賃金について最低賃金がでは 1990 年のランクに応じて全国 47 都道府県を実質的な下支えとして機能した反面, A ランク

4 つに分け, その 4 つに区分された地域での 1990

や B ランクの地域ではそのような下支え機能が年から 2001 年にかけての推移を検証する｡

働かなかったという仮説と整合的である｡ C ラン

高卒女性パート労働者の賃金については, 1990

ク・D ランクの地域では 1990 年当時からパート

年から 2001 年の間, 地域間格差が縮小している｡

賃金が最低賃金に近く, 最低賃金が賃金の下支え

パート実態調査の個票を集計した結果によるとして有効な制約となる傾向が強かった｡ 一方,と, 1990 年には, 賃金の最も高い A ランクの大都市のある A ランク・B ランクの地域では,

40〜44 歳層高卒女性のパート賃金を 1 とした場

パート賃金の実勢は最低賃金に比して高く, 最低

合, 同じ年齢層の高卒女性の平均パート賃金は,賃金が賃金の下支えとして機能していなかった｡

B ランクで 0.90, C ランクで 0.82, D ランクでいいかえると, 最低賃金が有効な下支えでない場

0.75 であった｡ 2001 年には, 同様の A ランク地

合, 最低賃金が上昇した際にパート賃金が名目値

域の高卒女性パート賃金に対するその他の地域でで固定的であったとしても最低賃金に抵触するわの高卒女性パート賃金の比率は, B ランクでけではないから, パートの賃金が最低賃金と同率0.95, C ランクで 0.91, D ランクで 0.80 となっで上昇する理由は無いということである23)｡ており, パート賃金の地域間格差が縮まっている｡
1990 年から 2001 年にかけて, 最低賃金ランク

このことがパート実態調査 データのなんらかの特殊性に依存した結果でないことを確認する

別の高卒女性パート労働者実質賃金上昇率およびために,高卒女性正規労働者 (全国) の実質賃金上昇率をのパート労働者の時間あたり平均賃金が地域別最22)

賃金センサスの都道府県別・年齢計

年齢階級別に図示したものが, 図 4 である ｡ こ

低賃金とどの程度乖離しているかを確認した｡ 具

こから, 以下のことがわかる｡ まず, この間の高体的には, ｊ県のパート平均賃金と地域別最低賃

卒女性パート労働者の平均賃金の上昇率は, C ラ

金の乖離幅を ln(パート平均賃金ｊ)−ln(地域別ンク, D ランクの地方圏で高い｡ これらの地域

最低賃金ｊ) と定義し, それがどのように推移しにおいては, 高卒女性正規労働者 (全国) のこのたかをみた｡ その結果, パート平均賃金と地域別間の賃金上昇を上回る賃金の上昇がみられる｡ そ最低賃金の乖離幅は, 1990 年と 2001 年の間で,の次に賃金上昇幅が大きいのが, B ランクの県の東京では 0.42 から 0.38 へ, 神奈川では 0.35 か

高卒女性パート賃金である｡ 高卒女性正規労働者

ら 0.27 へ, 大阪では 0.34 から 0.29 に下落しての賃金上昇は, 多くの年齢層で B ランクのパーいることがわかった｡ さらにこの 賃金センサス

ト賃金の上昇を下回っている｡ そして, 最低賃金のデータによると, パート平均賃金と地域別最低A ランクの地域では, 賃金上昇は高卒女性正規

賃金の乖離幅がこの間に拡大した府県が 18 ある

労働者の上昇率をどの年齢層においても下回ってが, それらのほとんどは C ランク・D ランクの日本労働研究雑誌87

図４

最低賃金ランク別の高卒女性パート労働者実質賃金の上昇率・高卒女性正規労働者
実質賃金
（全国）
上昇率および最低賃金（実質）上昇率：1990−2001年

.25

.2

.15

.1

.05
20

30

40

age

50

ランクA

ランクB

ランクC

ランクD

高卒女性正規労働者：全国

地域別最低賃金上昇率

出所：『賃金センサス』集計データおよび『パート実態調査』個票データ（いずれも厚生労働省）より筆者集計。

県である24)｡
次に, 平均賃金だけでなく賃金分布の下方部分

Ⅵ

結

論

でパート賃金の分布がどのように推移したかを確認した｡

パート実態調査の高卒女性パート労

本稿では,パート実態調査の個票データお働者のサンプルから, 地域別最低賃金とパート平よび

均賃金の乖離幅 (個別労働者の賃金の対数とその労1990 年から 2001 年にかけての学歴・年齢階級別働者に適用される地域別最低賃金の対数の差で定義)の正規−パート賃金格差の実態を確認し, それがを個別労働者について算出し, その 10％分位を労働者の構成変化とどのように関連しているかを1990 年と 2001 年について図示したものが, 図 5検討した｡ さらに, 1990 年代にパート賃金が地である (最低賃金ランク×年齢階級別に 150 以上の域別にどのように推移したかを検討し, そこにおサンプルを確保できる場合のみを図示している)｡ 図

いて最低賃金が果たしたであろう役割を考察した｡

5 から, この期間に, A ランク, B ランクの地域

得られた主な結論は以下のとおりである｡

賃金センサス

の公表データを用いて,でパート賃金と最低賃金の乖離幅が大幅に縮小す

第 1 に, 女性の正規雇用者とパート雇用者の賃る一方, C ランク・D ランクではそれがほとんど

金格差は, 1990 年代を通じて女性全体としては見られないことがわかる｡ したがって, 平均賃金

少しずつ拡大したものの, 学歴や年齢階級を固定

のみでなく賃金分布の下方部分の動きも, 高賃金

すると格差はきわめて安定的であった｡

地域でパート賃金が最低賃金に比して下落する一

第 2 に, 1990 年代には女性正規雇用者の中で方, 低賃金地域ではそれが限定的であったことを若年層の割合が大幅に低下し, かつ高学歴化が生25)

じた｡ パート労働者でも高学歴化が生じた｡ 女性示している ｡
以上の結果を総合すると 1990 年代後半のデフ

正規労働者の構成の変化は, このグループの賃金

レ期にパート賃金の地域間格差は縮小したことが上昇の 60％程度を説明している｡ 一方, 女性パー示唆される26)27)｡

ト雇用者については, 学歴・年齢構成の変化が賃金上昇を説明する度合いは限定的である｡ 本稿の88

No. 568/November 2007

論 文

正規−パート賃金格差と地域別最低賃金の役割

結果は, 労働者の構成変化がなかったとしたら,賃金が有効な制約であった低賃金地域においては

正規−パート賃金格差は拡大しなかったであろう

パート賃金が最低賃金によって下支えされたといことを示唆する｡ 所得格差の研究では高齢化によう仮説と整合的である｡ 高賃金地域での賃金上昇

る人口の構成変化が所得不平等度の変化のうちどよりも低賃金地域での賃金上昇が大きかった結果,

れだけを説明するかについての研究が多数ある

パート賃金の地域間格差は縮小した｡(たとえば大竹 (2005), 橘木・浦川 (2006)) が, 賃今後の課題としては以下のことが挙げられる｡

金格差について労働者構成変化の影響を直接的に

まず, 賃金格差の変化を分析するにあたり, 労働

分析したものは比較的少ない｡

者構成の変化の影響を明示的に分析することは有第 3 に, 1990 年代には, 女性パート賃金の地益であろう｡ 労働者構成の変化は, 人口構成の変域間格差は縮小した｡ この間, 賃金が低い地域で化と異なり, 就業の内生的選択によって生ずる側

は最低賃金の上昇とほぼ同じ程度のパート賃金の面があり, この点には特に注意を払う必要があ

上昇があった反面, 賃金の高い地域のパート賃金

る28)｡ 第 2 に, 本稿で示唆したように最低賃金がの上昇率は最低賃金の上昇率よりも低かった｡ こ

低賃金地域において賃金を下支えしたことが地域

れは 1990 年代後半のデフレ期に労働需要が減退

間賃金格差の縮小に影響しているとすれば, 最低した際, 最低賃金が有効な制約として機能しない

賃金が地域の雇用の面でどのような役割を果たし

高賃金地域においては賃金が下落した半面, 最低

たのかについて検証をすることが必要であろう｡

図５

最低賃金からの乖離幅の10％分位値

ランクA 地域

ランクB 地域0.2

0.2

最 0.18低賃 0.16金
か 0.14
らの 0.12
乖
離 0.1
幅の 0.0810％ 0.06
分
位 0.04値
0.02

最 0.18低賃 0.16金
か 0.14
らの 0.12
乖
離 0.1
幅の 0.0810％ 0.06
分
位 0.04
値
0.02

0
20

25

30

35

40
年齢階級

45

50

55

60

0
20

25

30

35

ランクC 地域0.2

最 0.18低賃 0.16金
か 0.14
らの 0.12
乖
離 0.1
幅の 0.0810％ 0.06
分
位 0.04値
0.02

最 0.18低賃 0.16金
か 0.14
らの 0.12
乖
離 0.1
幅の 0.0810％ 0.06
分
位 0.04
値
0.02
25

30

35

40
年齢階級

45

50

55

60

45

50

55

60

ランクD 地域

0.2

0
20

40
年齢階級

45

50

55

60

0
20

25

30

35

40
年齢階級

1990
2001

出所：『パート実態調査』個票（厚生労働省）より筆者集計。

日本労働研究雑誌89

＊本稿では,

雇用の多様化, 流動化, 高度化などによる労働市場の構造変化への対応策に関する調査研究報告書(2005

年度統計研究会労働市場研究委員会報告書) 2 章, および就業環境と労働市場の持続的改善に向けた政策課題に関す

ランクＤ 青森, 岩手, 秋田, 山形, 宮城, 福島,
鳥取, 島根, 徳島, 香川, 愛媛, 高知,
佐賀, 長崎, 熊本, 大分, 宮崎, 鹿児島, 沖縄
出所：五十畑 (1996) より筆者作成｡(2006 年度統計研究会労働市場研究委員

6)会報告書) 6 章において報告された集計結果を引用・活用しパート実態調査 が最初に実施されたのは 1990 年であり,ている｡ この研究では, パートタイム労働者総合実態調査

それ以前の時期について学歴別のパート賃金の指標を得るこる調査研究報告書(平成 2 年, 平成 7 年, 平成 13 年, 厚生労働省) の個票デーとは, 比較的難しいと考えられる｡

タを使用している｡ 三好向洋, 勇上和史の両氏, 統計研究会

7) 海外の賃金分布に関する研究では, 労働時間によるウエイ

労働市場研究委員会参加者および本誌レフェリーからは貴重

ト 付 け を 行 っ て い る も の も 多 い ｡ た と え ば , DiNardo ,なコメントをいただいた｡ 近藤しおり氏 (北海道大学大学院

Fortin and Lemieux (1996), Autor, Katz and Kearney

経済学研究科) には研究補助をしていただいた｡ 安部の研究(2005), Lemieux (2006)｡

は, 法政大学大学院エイジング総合研究所の ｢高齢化に関す

8) ここでの正規雇用者とは,る国際共同研究 (日本, 中国, 韓国) プロジェクト｣ (文部者｣ のことを指す｡ (2)式の一番右の項において, 分子は個人

科学省私立大学研究高度化推進事業), 日本学術振興会科学の年収の平均値となっており, 分母は労働時間の 1 人あたり研究費補助金 (基盤研究 (C)‑17530188) から助成を受けて平均値になっている｡ これらはいる｡ 感謝申し上げたい｡ 残る誤りは筆者らのものである｡

支給する現金給与額, 所定内実労働時間, 超過実労働時間,

賃金センサス での ｢一般労働賃金センサスのきまって

年間賞与その他特別給与額の平均値データから得ることが可
1) それと同時に厚生労働省 (2004) では, パートタイム労働

能である｡

者の中での賃金の十分位分散係数は 1992 年に 0.36 であった

9) パート労働者の賞与について一定の方法で補正を行い, 正が 2002 年には 0.32 に縮小したことも示している｡ この結果

規−パート賃金格差を分析した結果は, 以下のホームページ

は, パート賃金の地域差が 1990 年から 2001 年にかけて縮小に掲載されている本稿の補論で紹介されている (http://
www.econ.hokudai.ac.jp/˜abe/)｡したという本稿Ⅴの結果と整合的である｡
2) 酒井 (2006) は男女・学歴を合計した年齢階級別の正規−

10) 正規−パート賃金格差が拡大することは, ここでの指標のパート賃金格差が, 1970 年代から 2003 年にかけて, 高齢層

値がより小さくなることを意味する｡ 以下本稿で賃金格差のでは格差が拡大している一方, 若年層では拡大していないこ

拡大という表現は, この指標の値が小さくなることを指す｡
11) ここでの格差の指標 (パート雇用者の時給を正規雇用者のとを指摘している｡
3) 所得格差の拡大に関して, 人口の高齢化要因による影響が時給で割ったもの) は, たとえば大竹 (2005), 厚生労働省

大きな部分を占めていることがいくつかの研究により強調さ(2004) などに記載されている学歴計の数値と比較して, 高

れているが, 正規−パート賃金格差における学歴･年齢･地域

学歴者で数値の水準が大幅に小さくなっている｡ この理由とによる労働力構成の要因も, それと類似した影響ととらえる

して, 3 つが考えられる｡ 第 1 は, 賞与を正規雇用者についことができよう｡ また 1970 年代から 2003 年のアメリカにおては含め, パート雇用者については含めていないことである

ける賃金格差の変化に関して労働者の構成変化の影響を明示(Ⅲ2 参照)｡ 第 2 は, そもそも学歴別の正規−パート賃金格的に分析したものとして, Lemieux (2006) がある｡ Autor,

差が, 労働時間によるウエイト付けを用いないとしても, こKatz and Kearney (2005) も参照｡の程度大きいということである｡ 既存の正規−パート賃金格4) 大橋・中村 (2004) では, ｢学歴別女子一般労働者の 1 時差の指標はほとんどの場合 賃金センサス のデータから算間当たり所定内賃金とパート賃金を比較すると, (中略) 時出されているが, 前述のように 賃金センサス では学歴別

点間でほとんど変化しない (一般労働者を 1 とすると, 中卒のパート賃金を算出することはできないため, この数値に関

0.8, 高卒 0.7, 大卒 0.5 程度)｡ このことから格差拡大の 1するベンチマークは筆者らの知る限り, 存在しない｡ またそつの要因として高学歴化を考えることができる｡｣ (p.151,

もそも, 正規雇用者とパート雇用者の学歴構成は大きく異な

注 14)) とされている｡ ただしこの計算をするにあたり, 大るため, 学歴計の正規−パート賃金格差はここで示された賃

橋・中村 (2004) は学歴計のパート賃金を用いている｡ この

金格差の単純な加重平均にはならない｡ 第 3 は, 労働時間で議論が成立するためにはパートの賃金が学歴間であまり違わ

ウエイト付けがなされていることである｡

ないことが必要であるが,経済白書

パート実態調査によるとパー

平成 16 年版労働では, 労働時間によるウエイト付けではなく, 個ト賃金は高学歴でより高くなる傾向がある (表 1)｡人の時給をまず導出して, それを平均することで平均賃金を

5) 地域別最低賃金の制度上, 全国の都道府県は A から D ま

算出している (厚生労働省, 政発 0317006 号 (平成 16 年 3での 4 つのランクに分けられている｡ 本稿で用いる 1990 年

月 17 日),の最低賃金ランクの区分は表 A 1 に示されている｡

請),

賃金構造基本統計調査

票の使用について (申賃金構造基本統計調査特別集計 様式 2)｡12) パート賃金に賞与を含める補正を行った場合でも, 学歴と年齢階級を固定したもとでの賃金格差はこの 2 つの年でほぼ
表Ａ１ 1990 年における最低賃金ランクの区分
ランクＡ 東京, 神奈川, 大阪
ランクＢ 埼玉, 千葉, 岐阜, 静岡, 愛知, 三重, 京都,
兵庫

同水準である (注 9)参照)｡
13) 賃金が需給環境に応じて伸縮的に動くと仮定するならば,
そもそも学歴や年齢階級別に賃金格差が存在するということは, これらの属性の労働者間で代替性が低いことを意味する｡
高学歴の正規雇用者については, 年齢別の代替性は低いこと

ランクＣ 北海道, 茨城, 栃木, 群馬, 新潟, 富山, 石川
福井, 山梨, 長野, 滋賀, 奈良, 和歌山
岡山, 広島, 福岡, 山口
90が予想される｡ なぜなら高学歴者では年齢間での賃金格差が大きいからである｡ 一方, 高卒女性正規労働者, 女性パート
労働者 (すべての学歴) については, 年齢間の賃金格差はさ
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論 文

正規−パート賃金格差と地域別最低賃金の役割ほど大きくない｡ したがって, 年齢間の代替性は高い可能性もある｡ 学歴間の格差は, 正規雇用者でもパート雇用者でも存在しているから, 学歴間の代替が容易であるとは考えにくい｡ また, 正規とパートの賃金格差の存在も, 正規とパート

大卒パート労働者のサンプル数は少ないため, 信頼性の高い分析はできないと思われる｡
22)

賃金センサス

の公表データでは, 学歴×最低賃金ラン

ク別の正規雇用者の賃金を得ることができない｡
23) 黒田・山本 (2006) は, 消費生活に関するパネルデータをの代替が一般的には容易ではないことを示唆している｡
14) この節と類似の内容を, 女性のコーホート別労働供給の側用いた実証分析により, 女性パート名目賃金はほぼ完全に下方硬直的であること, またそこでのサンプルでは多くの女性面を重視して分析しているのが Abe (2006) である｡
15) 労働時間でウエイト付けされた賃金 (hw2) を用いての正パート労働者の賃金は最低賃金より 10％以上高いため最低

規−パート賃金格差である｡ またこの分解を行うにあたり,賃金がパート賃金の下方硬直性をもたらす主要因にはなって大卒のパート労働者については, 年齢が 50 歳未満であるサ

いないであろうことを指摘している (黒田・山本, 2006, p.

ンプルに限っている｡ この理由は,の個

67)｡ 黒田・山本 (2006) で分析されている期間に, 最低賃票データにおいては, この 50 歳以上の大卒パート労働者の金の名目値は約 12％上昇している｡ それにもかかわらずパー

サンプル数が少なく, セル平均のサンプリング・エラーが小トの名目賃金が下方硬直的であるとすれば, 最低賃金に比較

パート実態調査してパート賃金は大幅に低下していることになる｡

さくないからである｡
16) 中卒の割合は図には表示されていないが, 実際にはシェア

24) C ランク・D ランク以外であるのは京都と兵庫のみである
が, この 2 府県については乖離幅の拡大は 0.01 未満であり,はこのように推移している｡
17) この分解を行う代替的方法として, 2001 年の実質賃金のゼロにきわめて近いと考えられる｡

プロファイルを 1990 年の学歴・年齢構成別労働時間でウエ

25) 本稿で ｢パート賃金が最低賃金によって下支えされた｣ とイト付けして 2001 年の実際の賃金と比較する方法とがある｡

使っている意味は, 最低賃金がパート賃金の有効な制約と考どちらの分解方法を用いても, 構成変化による影響はほぼ同えられる地方ではパートの賃金が最低賃金に比して下がらな

じ割合であった｡

かった (これを ｢下支え｣ と表現している) 反面, それが有18) たとえば学歴構成が 2 時点で全く変化しないとすると, 2

効な制約と考えられない大都市部ではパート賃金が下がった

時点での学歴×年齢構成による変化は, 年齢構成変化によることを指している｡ 最低賃金以下の雇用が失われているとい

賃金上昇を (2 時点で同一の) 学歴シェアで加重平均した値

う意味で賃金分布が最低賃金の水準で切断されるとすると,となる｡ したがって, もし学歴構成が変化しないとすると,それを理由としてパートの平均賃金が下がらない可能性があ

表 2 の列 (d) の ｢学歴計｣ の数字は, 同じ列に示された学る (この点は本誌レフェリーからの指摘による)｡ 最低賃金

歴別の数字の加重平均となる｡ しかしながら正規雇用者 (表が高いことにより雇用が失われているか否かの検討は, 本稿2, パネル A) の場合, 学歴別に集計したうちで年齢構成のの範囲を超えている｡ しかしながら, 図 5 は, 平均賃金では変化が説明する部分の大きさはいずれも, 学歴と年齢階級のなく, 最低賃金からの乖離幅の 10％分位値がランク C やラ

交差項による説明割合である 0.596 よりも小さい｡ このこと

ンク D の地域では 1990 年と 2001 年にほぼ同水準に位置しから, 女性正規雇用者については高学歴化による平均賃金のているのに対し, ランク A やランク B では大幅にそれが下上昇が生じていることがわかる｡

落したことを示している｡ この図は, 賃金分布の下方部分で,

19) 同じことを別の側面から, 以下のように理解することもで

ランク C やランク D の地域で特に低賃金労働者の割合が増きる｡ 2001 年の実質賃金を 1990 年の労働力構成でウエイトえたことは示していない｡ 最低賃金水準での賃金分布の切断

付けした場合に生ずる仮想的正規−パート賃金格差を計算すによるバイアス (切断バイアス) が存在するとしても, C ラ

ると, 0.556 であった｡ このことは, 2001 年の賃金構造のもンクや D ランクなどの賃金が下支えされた地域において切とで, 労働力構成が 1990 年当時のままであったとすると,断バイアスの度合いが 1990 年と 2001 年で大きく変化していパート/正規賃金格差は 0.556 であったことを意味し, これるとは判断できない｡ このことからは, 切断バイアスの度合

は 1990 年当時の実際の格差 (0.528, 表 2 −C (a)) よりもいが変化したことによって 1990 年から 2001 年の間に平均賃値が大きく, かつ, 2001 年の実際の格差 (0.505, 表 2 −C

金が上昇したとは判断し難い｡(c)) と比較しても, パートの賃金が相対的に高いことを意

26) Kakamu and Fukushige (2005) は, 1990 年代に個人所味している｡ このことは, 1990 年から 2001 年にかけて, 正

得・消費の地域間格差が縮小したことを指摘している｡ 一方

規−パート賃金格差を拡大させるような賃金構造の変化は生賃金格差の研究においては, 地域間賃金格差が 1990 年代にじなかったことを意味する｡

どのように推移したかについて注目されることは比較的少な

20) パート賃金について一定の仮定のもとで賞与の補正を行っかった｡ また, 橘木・浦川 (2006) は, 2000 年と 2002 年のた場合の, 表 2 と同様の分解の結果が注 9)に記載された補JGSS の個票データを用いた分析から, 最低賃金が制約的で論に示されている｡ 補正を行うことで結果が大きく変化したある地域では賃金の上昇度合いが大きくなる傾向にあることのは, パート労働者の賃金変化のうち, 構成変化によって説明される部分の割合が 18.8％から 32.2％に上昇し, また高を指摘している｡
27) 男女正規雇用者 ( 賃金センサスの一般労働者) の賃金

卒・大卒パートの賃金上昇のより多くの部分が年齢構成の変が地域別にどのように推移したのかも,化によって説明できる点である｡ しかし, 労働者構成の変化

集計データを用いて年齢階級別に確認した｡ その結果, 東京だけによって正規−パート賃金格差拡大のかなりの部分が生都の平均賃金に対する各地域 (最低賃金ランク別) の平均賃じることが予測されるという結論は, この場合でも同様であ金という意味での格差 (対東京賃金格差) は, 年齢により若る｡

干の違いはあるものの, どの地域においても 1990 年から21) 結果は報告されていないが, 短大卒についても高卒と類似のパターンが見られた｡ 女性大卒パートについては高卒や短大卒と類似の結果にはならなかったが,パート実態調査で確保できる最低賃金ランク×年齢階級別に確保できる女性
日本労働研究雑誌

賃金センサスの2001 年にかけて縮小しており, 特に低賃金地域で対東京賃金格差が縮小したことが確認された｡
28) 男女間賃金格差の研究では, 川口 (2005) と Kawaguchi
and Naito (2006) が, 労働者構成が賃金格差に与える影響91

について考察している｡ 前者では構成変化の要因分解がなされており, 後者では就業選択確率が賃金分布に与える影響を

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