特集●貧困と労働

最低賃金・生活保護額の地域差に
関する考察
安部由起子
(北海道大学准教授)

玉田 桂子(福岡大学准教授)

本稿では, 日本における最低賃金と生活保護額の地域差の実態を把握し, また最低賃金が生活保護額に比較して低いことが中卒男性の就業率の地域差と関連しているかどうかを検討した｡ まず, 日本において最低賃金がパート賃金に及ぼす影響が地域間でどのように異なっているかを, 特にその時系列での変化に着目して報告した｡ 最低賃金の地域差は, パー
ト賃金の地域差もしくはパート労働市場の需給の地域差に比べて小さく, 大都市部ではパート賃金の実勢と比較して最低賃金が低く, 地方ではパート賃金が最低賃金に近いという事態をもたらしている｡ その結果, 1990 年代半ばから 2000 年代初めにかけて, 都市部でのパート賃金は最低賃金に比較して下落し, 一方地方では最低賃金が有効な制約となってパー
ト賃金の下落に歯止めがかかった｡ 次に, 最低賃金で働いた場合に得られる収入と生活保護額の比率に存在する地域差を明らかにし, その地域差が中卒男性の就業率の地域差と関連しているのかどうかを, 実証的に検討した｡ その結果, 最低賃金で働いたとき得られる収入を生活保護額で割った指標が就業率に与える影響は限定的である一方で, 地域の平均
パート賃金で働いたとき得られる収入を生活保護額で割った指標は, 有意に就業率を上昇させていることがわかった｡
次制度としては大きな変更を伴うものである｡ 改正

Ⅰ

はじめに

案には, 最低賃金の設定にあたっては当該地域のⅡ

最低賃金の設定と地域のパート賃金

生活保護額との均衡を考慮すべきとの条文も含ま

Ⅲ

生活保護水準の地域差と賃金の地域差との関連れている｡ また, 法改正以外でも, 近年最低賃金

低賃金労働からの収入/生活保護額比率と男性就業に関して比較的大きな政策変更がなされた部分も目

Ⅳ

率は関連するか

就業構造基本調査を用いた回帰分

本の地域別最低賃金の上昇額を規定してきたが,析Ⅴある｡ たとえば最低賃金上昇の目安額は長らく日

結論

この目安を設定する全都道府県のランク分けについて, 2005 年にそれまでにはなかった大きな変

Ⅰ は じ め に
日本における最低賃金は, 政策的な観点から近年多くの関心を集めるようになってきた｡ 2007

更が行われた｡ その一つはそれまで長い間, 東京
都・神奈川県・大阪府の 3 都府県に限られていた
地域別最低賃金の A ランクに, 千葉県と愛知県が加わったことである｡

年 3 月に最低賃金法の改正案が国会へ提出された日本の最低賃金に関する経済学の実証研究には,が, この改正案は地域ごとの最低賃金の決定, 罰

諸外国と比較すると, 多くの蓄積があるとはいえ則の強化, 産業別最低賃金のあり方の変更など,ない｡ また, 既存の研究は賃金や雇用に関するも

日本労働研究雑誌31

のが多い (賃金や雇用に関する最近の研究をいくつか金で働いたとき得られる収入を生活保護額で割っ挙げると, 堀・坂口, 2005 ; Kawaguchi and Yamada,

た指標 (Ⅲで MW̲EBR と定義される指標) には地

2007; 安部・田中, 2006)｡ 本稿では, 最低賃金と域差が存在していること, さらに平均パート賃金

生活保護の関連に存在する地域性のパターンを明から得られる収入を生活保護額で割った指標 (Ⅲらかにし, そしてその地域差が就業率の地域差とで PT̲EBR と定義される指標) にはさらに大きな関連しているのかどうかを, 実証的に検討した｡

地域差が存在していることを示す｡ これはパート

生活保護と最低賃金を関連付けた先行研究とし賃金が最低賃金と連動しない部分があることと,て, 橘木・浦川 (2006), Suzuki and Zhou (2007)

生活保護額の水準および級地の設定に一定の地域がある｡ 橘木・浦川 (2006) では, 最低賃金でフ性があることを理由としている｡

ルタイム働いても生活保護額に達するだけの収入

最後に, 低賃金労働から得られる収入を生活保が得られないことを主な理由として, 最低賃金を護額で割った指標 (本稿では EBRatio と総称する)

上昇させるべきだという主張をしている｡ Suzukiがもっている地域差が, なんらかの行動の地域差

and Zhou (2007) では, 1995〜2004 年におけるとして現れているのかどうかを検証するため, 中

都道府県別の生活保護率のパネルデータを用いて,卒男性の就業率に注目した｡ 2002 年の就業構造

生活保護率が高齢化率・最低賃金・ケースワーカー

基本調査の都道府県別のデータを用い, 地域別の数などの変数からどのように影響されるかを分析

中卒男性の就業率が, 低賃金労働から得られる収している｡ そこでは, 生活保護率を被説明変数と入を生活保護額で割った指標と関連しているかど

し, 都道府県の固定効果を含めた回帰分析においうかを分析した｡ その結果, 最低賃金で働いたとて, 最低賃金が高いことは保護率をわずかに低下き得られる収入を生活保護額で割った指標が就業させる影響をもつことが報告されている｡ しかし率に与える影響は限定的である一方で, 地域の平Suzuki and Zhou (2007) の論文では, 生活保護

均パート賃金で働いたとき得られる収入を生活保額の水準の地域差や, 生活保護額と最低賃金の相護額で割った指標は, 有意に中卒男性の就業率を対的水準の地域差が生活保護率に与える影響につ上昇させていることがわかった｡

いては分析されていない｡

本稿は以下のように構成されている｡ Ⅱでは,

本稿ではまず, 日本において最低賃金の果たす最低賃金と地域のパート賃金の関連についてその役割が地域間でどのように異なっているかを, 特実態と時系列変化について報告する｡ Ⅲでは, 生にその時系列での変化に着目して報告する｡ 既存

活保護と最低賃金を関連づける指標を定義し, そ研究で指摘されてきたとおり, 最低賃金の地域差

れがどのような地域差をもっているかを議論する｡

は, パート賃金の地域差もしくはパート労働市場

ⅣではⅢで定義した指標が, 男性の就業率にどのの需給の地域差に比べて小さい｡ それは, 大都市

ように影響しているかを, 都道府県別のデータか部ではパート賃金の実勢と比較して最低賃金が低ら回帰分析した結果を報告する｡ Ⅴでは結果のまく, 地方ではパート賃金が最低賃金に近いというとめとその政策的含意が述べられる｡

事態をもたらしている｡ その結果として, 1990
年代半ばから 2000 年代初めにかけて, 都市部でⅡ

最低賃金の設定と地域のパート賃金のパート賃金は最低賃金に比較して下落し, 一方
地方では最低賃金が有効な制約となってパート賃金の下落に歯止めがかかった｡

日本の最低賃金には, 審議会方式で決定されるものと, 労働協約方式で決定されるものとがある

次に, 最低賃金と生活保護額の関係を, その地が, 本稿の分析の中心である地域別最低賃金は,域差という観点から実証的に考察した｡ 最低賃金

前者の審議会方式で決定されている｡ また, 諸外でフルタイム働いても生活保護額に達しない収入国と異なり, 日本では最低賃金は毎年改定される｡

しか得られない, ということが最低賃金に関する

このことの結果として地域別最低賃金は, デフレ

議論のなかで取り上げられる｡ 本稿では, 最低賃期などを除き, ほぼ毎年金額が上昇している1)｡

32

No. 563/June 2007

論

文 最低賃金・生活保護額の地域差に関する考察には起きているからである｡

地域別最低賃金は都道府県単位の地方最低賃金審
議会で決定される方式をとってはいるものの, 実

まず, 最低賃金と産業計女性パート賃金・卸売

情としては最低賃金の上昇率は 1980 年以降全国

小売業女性パート賃金との関連を明らかにしておでほぼ一律であり, これが以下で議論するように,こう｡ 2005 年賃金センサスから得られる都道府地域の賃金の実勢と最低賃金の乖離幅に, 特殊な県別産業計女性パート賃金の対数および卸売小売

地域性をもたらしている｡ 最低賃金の上昇率が全業女性パート賃金の対数を地域別最低賃金の対数

国で一律であるのは, 中央最低賃金審議会が最低に回帰した結果が, 図 1 に示されている｡ このよ

賃金の上昇額の目安を提示し, 各都道府県はほぼ

うに, 産業計女性パート賃金の対数は 1.66, 卸

それに沿った形で最低賃金を改定することが実際

売小売業女性パート賃金の対数は 1.27 の最低賃

図１ − １

地域別女性パート賃金（産業計）と最低賃金

7. 2
log̲partw=−3. 98＋1. 66log̲mw+u（ 0. 29）（1. 87）
R2 : 0. 78
7. 0

6. 8

6. 6
6. 4

6. 6
log̲mw〇

図１ − ２log̲partw −Fitted values

地域別女性パート賃金（卸売小売業）と最低賃金

7. 2
log̲retail=−1. 46＋1. 27log̲mw+u（ 0. 19）（1. 21）R2 : 0. 68
7. 0

6. 8

6. 6
6. 4

6. 6
log̲mw〇log̲retail −Fitted values

注：点（円）の大きさは女性パート労働者数の大きさを表す。
推計式に関しては女性パート労働者数でウエイトづけしている。括弧内は分散不均一性に対して頑健な標準誤差。
出所：2005年賃金センサスおよび2005年生活保護手帳より筆者集計。

日本労働研究雑誌33

金に対する弾力性をもっていることになる｡ 弾力

低賃金がバインドしていればその低下が食い止め性が 1 より大きいということは, 最低賃金はパーられる｡ 最低賃金がバインドしていなければ, 賃

ト賃金の実勢をかなりの程度 ｢縮小｣ して設定さ金は (最低賃金に比較して) 低下していく3)｡ そし

れていることを意味する｡ パート賃金の地域差は,て地域によって最低賃金と市場賃金のレベルの差

最低賃金の地域差と同じ方向をもってはいるものが異なることから, 最低賃金が賃金分布に与えるの, 最低賃金の地域間格差よりもパート賃金の地

影響にも地域差がでてくる｡ 以下で示すように,

域間格差のほうがよほど大きいのである｡ そして日本の地域別最低賃金制度は, まさにこのような

これは, 産業計のケースでより顕著であって, 卸

地域差を生じさせていたと理解できる｡

売小売業では弾力性がやや小さい｡ このことは,

パート賃金と最低賃金の差が 1990 年から 2001

地域間の産業構造や産業別パート需要の違いが地年の間にどのように推移したのかを確認するため

域別パート賃金水準にも影響を与えていることをに, 1990 年・1995 年・2001 年のパートタイム労示唆する｡

働者総合実態調査 (厚生労働省, 以下パート実態調

このことの経済的帰結は何であろうか｡ もっと

査と略す) の個票データを集計した｡ 地域別最低も重要と考えられるのは, 最低賃金の賃金下支え

賃金を MW とし, 時間あたり賃金 (W) と最低機能が地域間で異なることである｡ 最低賃金は全賃金の乖離幅を以下のように定義する：

国で比較的平準化されている反面, 地域別のネッ
トの労働需要は最低賃金よりも地域差が大きい2)｡

rdiff ＝ ln W− ln(MW)(1)

最低賃金に違反する行動があまり多くはないとす

高卒女性パート労働者について, rdiff の 10％

ると, 労働需要の弱い地域で最低賃金は有効な制

分位値の推移を, 1990 年の最低賃金ランク別に約になる (バインドする) 傾向が強くなり, 労働

示したのが図 2 である4)｡ これから, rdiff は 1990

需要の強い地域では最低賃金に関係なく市場賃

年にはランク A 地域において 0.14 であったが,金が決まる傾向が出てくるであろう｡ 堀・坂口

ランクＣやＤの地域では 0.04 程度である｡ 2001

(2005), Kawaguchi and Yamada (2007) も, 最年には rdiff の 10％分位値はランク A の地域で低賃金のランクによってパート賃金と最低賃金の0 . 065 , ラ ン ク C や D の 地 域 で は 0 . 042 か ら

乖離幅の分布状況が異なることを報告している｡

0.044 であり, その差は大きく縮まっている｡ い

最低賃金が有効な制約にならない地域があること

いかえると, 最低賃金ランクが A, B である地域

は, 労働需要が減退するときに大きな影響を持つにおいて, 1990 年から 2001 年の間に rdiff の 10可能性がある｡ 具体的には, 労働需要が減退する％分位値が大きく下落した反面, ランク C, D のとき, 賃金に低下圧力がかかることがあるが, 最地域において下落は限定的であったことがわかる｡

図２

rdiffの10％分位値（高卒女性パート労働者）

0. 16
A

0. 14

B

0. 12

C

0. 10

D

0. 08
0. 06
0. 04
0. 02
0

1990

1995
調査年

2001

出所：安部（2007）34

No. 563/June 2007

論

文 最低賃金・生活保護額の地域差に関する考察

つまり, 1990 年時点においては, A ランク地域
において最低賃金は実質的な制約とはなっていな
かったが, 1990 年から 2001 年にかけて, A ラン
ク地域の賃金分布の下方部分は最低賃金との乖離幅を急速に縮めた｡ このことは, 1990 年代半ばの都市部において, 最低賃金は低賃金労働者の賃





 

(2 a)



 


 

(2 b)

     (2 c)
 

金の下支えをする機能を持たなかったことを意味

ここで mw は最低賃金, part̲wage は産業計する (安部, 2001) ｡ その一方で, 2001 年においパート賃金時間額, retail̲part̲wage は卸売小売ては最低賃金とパート賃金の下位部分はかなり近業パート賃金時間額, Benefit Level は生活保護

くなったことから, 2000 年代初めから 2000 年代

額である (生活保護額の算出についてはデータ付録

後半の景気の本格的な回復までの時期に, 都市部

参照) ｡ MW̲EBR は最低賃金でフルタイム働いでも最低賃金が有効な制約となっていた可能性がて得られる収入と生活保護額の比, PT̲EBR はあるかもしれない｡ これは, 2001 年以降のデー

産業計パート賃金でフルタイム働いて得られる収タを用いて検証されなくてはならない5)｡

入と生活保護額の比, RET̲EBR は卸売小売業パー
ト賃金でフルタイム働いて得られる収入と生活保Ⅲ

生活保護水準の地域差と賃金の地域差との関連

1 生活保護水準と最低賃金の関連：EBRatio の定義と地域差護額の比を指す｡ ここでは特に断りのない限り
PT̲EBR と RET̲EBR の分子で用いる賃金には女性のパート賃金を用いる｡ 以下では特に断りがな い 限 り , EBRatio は MW̲EBR , PT̲EBR ,RET̲EBR の 3 つをまとめて指すものとする｡ これらの指標が 1 より小さいことは, 生活保護受給

前節では地域の女性パート賃金に比較して, 最額のほうが低賃金で働いた場合の収入よりも高い

低賃金がどのように設定されているのかについてことを意味する6)｡ また, これらの指標が小さけ議論した｡ 最低賃金法の改正案 (厚生労働省

れば小さいほど, 低賃金で就業するよりも生活保(2007)) では, 地域別最低賃金の決定にあたって護を受給したほうが可処分所得が高い, という生は地域における労働者の生計費が考慮すべき要因

活保護の ｢モラルハザード｣ を誘発する経済的イのひとつとして挙げられており, その生計費を考ンセンティブが強いといえよう｡

慮するにあたっては, 生活保護に係る施策との整Ⅱで述べたように, 地域におけるパート賃金の合性に配慮するものとされている｡ それでは, 市

実勢は, 最低賃金と必ずしも連動はしていない｡

町村単位で給付額に差が生ずる生活保護給付水準

そのため, 上記の 3 つの指標は異なる地域差をもっと低賃金労働市場の賃金の関係はどのような地域ている｡ 都道府県は全国で 47 であるが, 一つの性をもっているだろうか｡

都道府県に多くの級地区分に対応する市町村が含

本節では最低賃金, 賃金センサスの都道府県別

まれている都道府県がいくつもある｡ そのため,の産業計女性パートの賃金および卸売小売業でのEBRatio は一つの都道府県内でもいくつかの値を女性パート賃金を低賃金と考え, 低賃金と生活保とる｡ 一例を挙げると, 東京都は特別区および複護給付を比較してどのような水準にあるか, その数の市が 1 級地 ‑ 1 であるが, 1 級地 ‑ 2, 2 級地

地域差はどのようなものであるのかを検討する｡‑ 1, 2 級地 ‑ 2, 3 級地 ‑ 1 に含まれる市町村も存

具体的には, 低賃金でフルタイム (1 カ月に 176

在することから, 東京都については 5 つの生活保時間) で働いたとしたら得られる賃金と生活保護護の水準が存在する｡ 一方, 東京都の地域別最低額の比 (Earnings-Benefit Ratio, 略してEBRatio ま

賃金は都の全域で同一であるし, 賃金センサスかたは EBR) を以下のように定義する：

ら得られる産業計パート賃金・卸売小売業パート
賃金も都全体の平均値であるため, ここで定義す日本労働研究雑誌

35

る EBRatio の分子は, 東京都について一つの値

3‑2 (PT̲EBR) , 図 3‑3 (RET̲EBR) にそれぞれ

しかとらない｡ このように同一都道府県内にいく示されている｡ プロットした点 (円) の大きさは,つかの級地に対応する市町村が存在することから,その最低賃金額×生活保護級地区分に居住する人

結局日本全国で 170 の都道府県×級地の組み合わ口に対応している8)｡ これらの図から明らかなよせができる｡ まずこの 170 個のサンプルから,

うに, ｢最低賃金でフルタイム働いても生活保護

EBRatio にはどのような地域間変動があるのかを水準に満たない｣ という度合いにも地域差が存在

確認しておこう｡ EBRatio を地域間で集計する際している｡ 図 3‑1 と図 3‑2, 図 3‑3 を比較するとには, 国勢調査から得られる各市町村の人口をウわかるように, 最低賃金をベースにした EBRatio

エイトとして用いる｡ 本稿では EBRatio は, 最は, パート賃金をベースにしたそれよりも, 地域

近の国勢調査の調査年である, 2000 年と 2005 年

間変動が小さい｡ MW̲EBR の標準偏差は 0.062,の両方の年について計算した｡ この 2 年を用いた

PT̲EBR の標準偏差は 0.100 である (人口でウエ理由は, EBRatio の集計のウエイトとして用いる

イトづけした集計値)｡ これは上述したパート賃金

市町村別の人口が, 国勢調査から得られるからでと最低賃金がもつ特殊な地域差から生じている｡

ある7)｡PT̲EBR と MW̲EBR の関連をみるため, PT̲EBR

横軸に地域別最低賃金, 縦軸の EBRatio をとっを MW̲EBR に回帰させた結果が, 図 4 に示されててプロットした結果が, 図 3‑1 (MW̲EBR) , 図

いる｡ この結果, MW̲EBR の係数は 1.34 であり,

図３ − １

MW̲EBRの分布

1. 3
1. 2

MW̲EBR

1. 1
1. 0
0. 9
0. 8
0. 7
0. 6
0. 5
600

650

700

750

mw2005

図３ − ２

PT̲EBRの分布

1. 3
1. 2
PT̲EBR

1. 1
1. 0
0. 9
0. 8
0. 7
0. 6
0. 5
600

650

700

750

mw200536

No. 563/June 2007

論

文 最低賃金・生活保護額の地域差に関する考察
図３ − ３

RET̲EBRの分布

1. 3
1. 2

RET̲EBR

1. 1
1. 0
0. 9
0. 8
0. 7
0. 6
0. 5
600

650

700

750

mw2005
注：横軸は最低賃金（2005年）。
点（円）の大きさは人口の大きさを表す。
各EBR値は最小値。
出所：2005年賃金センサスおよび2005年生活保護手帳より筆者集計。

図4

PT̲EBRとMW̲EBR

1. 4

1. 2

1. 0

PT̲EBR=0. 04＋1. 34MW̲EBR+u（ 0. 11）（0. 09）2
R : 0. 68
0.8
0. 6

0. 7

0. 8

0. 9

MW̲EBR〇

PT̲EBR −Fitted values

注：横軸は最低賃金（2005年）。
点（円）の大きさは人口の大きさを表す。
推計式に関しては人口でウエイトづけしている。括弧内は分散不均一性に対して頑健な標準誤差。
出所：2005年賃金センサスおよび2005年生活保護手帳より筆者集計。

これは MW̲EBR の地域差と比べ, PT̲EBR の地

よりもかなり高いところに位置している上, 人口

域差は約 34％増幅されていることがわかる｡ このはきわめて多い｡

係数が 1 と等しいという検定を行うと, p 値がこのように, 最低賃金を分子に用いた MW̲EBR

0.002 で棄却される｡ しかも, 東京都の 1 級地 ‑にも, 地域差が存在している (図 3‑1)｡ 最低賃金

1 である地域は回帰係数から予測される PT̲EBRの地域間格差はパート賃金の地域間格差を縮小し日本労働研究雑誌37

たものになっていたが (図 1), もし生活保護額がベ ー ス と し て 作 成 し た EBRatio 変 数 が 真 の最低賃金と同じような地域間変動をもっていたと

EBRatio の水準とは異なっているとしても, パー

したら, MW̲EBR の地域間格差は存在しないは

ト賃金によって算出した EBRatio の地域差のパずである｡ いいかえると, 最低賃金と生活保護額

ターンが真の EBRatio の地域差と似通っているがほぼ連動するというよりも, 式(2 a)のようなならば, 推論の方向は同じになると考えられる｡

かたちで定義した比率においても地域差が存在することを意味し, 行政として式(2 a)のようなも

2

都道府県別の EBRatio の集計のの地域差を図 3‑1 で表されているような水準よ

次に, 全年齢の人口をウエイトとして用いて,りも平準化しようという意図は存在していないか,

都道府県別に EBRatio を集計する｡ 労働にかかもしくはそのような意図があるとしても実現でき

わる公表データには都道府県別に集計されたデーない制度的要因があることを示唆しているともい

タが多いため, EBRatio を労働関係の公表データ

9)

えよう ｡ しかし, パート賃金をベースにしたと関連付けるためには, 都道府県別に集計する必EBRatio の地域差と比較するならば, MW̲EBR要がある｡ 各都道府県内でどれほど EBRatio にの水準は地域間で平準化されているととらえるこ変動があるのかを確認するため, 最小値・最大値・10)とができる ｡ PT̲EBR と MW̲EBR の地域間変平均値を示したのが図 5 である｡ 同一都道府県内

動が大きく異なることの経済的意味は何であろうであると, EBRatio の分子は一定であるので, 生

まず, そもそも EBRatio のような指標を

活保護給付の高い地域 (一般的には人口が集中して用いるにあたり, 分子に最低賃金をベースにしたいる都市部) で EBRatio は低くなり, そうでない収入をとるのか, パート賃金をベースにした収入

地域で EBRatio は高くなるため, 同一の都道府をとるのかは, 議論の余地があろう｡ 基本的には,県内でも, EBRatio には差が存在している｡ また,分子の計算に使われるべき賃金指標は, 低賃金労

大都市を含む県では, 大都市への人口集中の度合

働での就業と生活保護受給とが実質的な選択肢にいが大きいため, 都道府県の平均は最小値に近いなるような個人が直面する市場賃金であるべきで値をとっている (東京都, 大阪府等)｡ 都道府県別ある｡ パート賃金は生活保護受給の可能性があるに集計された EBRatio には特殊な地域性がある｡

個人の直面する賃金水準に近いものであるかどう

まず, PT̲EBR は, 茨城県で最大の値をとる｡

かには, 疑問があるかもしれない｡ パート賃金は

これは 2000 年と 2005 年の両方でそうであった｡

典型的な低賃金労働市場の賃金とは考えられていこの理由は, 茨城県では生活保護額が最高額になるものの, 実際に生活保護を受給する可能性の高るのは水戸市の 2 級地 ‑ 1 のみであり, その他のい労働者は, パート賃金よりも賃金の低い労働に地域はすべて 2 級地 ‑ 2 以下であるにもかかわら就く可能性が高く, そのような労働市場では最低ず, 茨城県の人口に占める水戸市の人口のシェア

か？

11)

賃金が有効な制約となっているかもしれない ｡

は高くないためである｡ このように, 級地が高く

しかしその一方で, 最低賃金は低賃金労働市場になる地域の人口シェアが小さい県では, EBRatio

おいて賃金の有効な下支えとはなっておらず, 地を計算する際の分母が小さくなり, 県単位の域における低賃金労働の賃金とその地域の最低賃

EBRatio が高くなる｡ この理由から EBRatio が金が連動していないのであれば, 最低賃金をベー

高くなりがちなのは, 大都市圏に近いけれども大スにした EBRatio 指標が生活保護と低賃金労働都市を含む都府県ではなく, 生活保護額の水準はを選択する際の経済的インセンティブを的確に反低く抑えられている地域である (茨城, 山梨, 滋

映していない可能性もある｡

賀)｡ 図 5 では, 最小値と最大値の間に平均値がⅣでは, EBRatio 指標を説明変数として用い,
EBRatio の地域差が男性就業率にどのような影響くるが, このような地域は平均値が最大値にやや近くなる傾向がある｡

を及ぼしているかについて, 都道府県別データを用いた回帰分析を行う｡ その場合, パート賃金を38

No. 563/June 2007

論

文 最低賃金・生活保護額の地域差に関する考察
図５

都道府県別MW̲EBR, PT̲EBR

0.9

0.8

0.7

0.6
北青岩宮秋山福茨栃群埼千東神新富石福山長岐静愛三滋京大兵奈和鳥島岡広山徳香愛高福佐長熊大宮鹿沖
海奈
歌児
道森手城田形島城木馬玉葉京川潟山川井梨野阜岡知重賀都阪庫良山取根山島口島川媛知岡賀崎本分崎島縄

MW̲EBR（最大値）

MW̲EBR（平均値）

MW̲EBR（最小値）

0.9

0.8

0.7

0.6
北青岩宮秋山福茨栃群埼千東神新富石福山長岐静愛三滋京大兵奈和鳥島岡広山徳香愛高福佐長熊大宮鹿沖
海奈
歌児
道森手城田形島城木馬玉葉京川潟山川井梨野阜岡知重賀都阪庫良山取根山島口島川媛知岡賀崎本分崎島縄

PT̲EBR（最大値）

PT̲EBR（平均値）

PT̲EBR（最小値）
出所：2005年賃金センサスおよび2005年生活保護手帳より筆者集計。

Ⅳ

低賃金労働からの収入/生活保護額
比率と男性就業率は関連するか
就業構造基本調査を用いた回帰分析

1 地域別就業率の回帰分析の定式化

前節までで議論されたように, EBRatio には地日本労働研究雑誌

域差が存在している｡ このことはなんらかのかた
ちで, 個人や家計の行動に影響を与えているであろうか？最低賃金が生活保護額水準に比較して低いことが人々の行動にそれなりの大きさの影響を与えるのであれば, EBRatio に存在する地域差は,地域間での行動の違いというかたちで現れる可能性がある｡ そこで以下では, EBRatio が男性の就39

業率にどのような影響を与えているかを, 都道府

居住する人口に限定した分析とを扱う13)｡ 雇用労

県別のデータから検証した｡ 日本における最低賃

働は市部に集中していると考えられるので, 最低金の雇用に関する影響を分析した先行研究である

賃金や低賃金労働と生活保護を比較した EBRatio

橘木・浦川 (2006) と Kawaguchi and Yamadaの集計には, 市部のほうが適していると考えられ(2007) では, 女性の就業率と, その女性の賃金

る14)｡ なお以下では, 市部に限らない都道府県全にとって最低賃金がどの程度有効な制約であるか体に関する分析を ｢都道府県別分析｣, 市部に関の関連を検討している｡ 本稿ではそれらとは異なする分析を ｢市部の分析｣ と呼ぶ｡ 回帰分析で注り, 男性, とりわけ中卒男性の就業率に焦点を当目するのは, MW̲EBR や PT̲EBR が, 中卒男

てる｡ 男性に注目する理由は, 女性の就業率はた

性の就業率にどのように影響するか, である15)｡とえば配偶者の所得に影響を受けることが知られ

若年・壮年の就業率との関連を調べる際のており, それが EBRatio の地域差の影響を考察

EBRatio 指標の問題点は, 以下の 2 点である｡ 第する際に特殊な影響を与える可能性があるからで

1 は, 本稿での都道府県別 EBRatio の集計では,ある｡ たとえば賃金の地域差は男女ともに似通っウエイトとする人口として全年齢の人口を用いてた部分があり, 男性が高賃金である地域では女性いることである｡ 実際には就業と生活保護の選択の賃金も高くなる｡ その一方で, 男性の賃金が高が現実的であるのは若年・壮年であり, EBRatio

い地域では, 男性の所得が高いことを主な理由との都道府県単位での集計には該当する年齢の年齢

して女性の就業は抑制される場合もある｡ さらに

階級別市町村人口をウエイトとして用いるほうが日本では女性の就業率には大きな地域差が存在し適切であろう｡ 本稿では就業に関しては 20〜59ており, これは経済的要因で容易に説明可能とも歳のデータを, EBRatio の集計のウエイトづけにいいきれない (安部・森, 2006)｡ 男性就業率は,はそれ以外の年齢層も含めた人口を用いている｡

このような要因に影響される度合いが小さいと考Suzuki and Zhou (2007) も高齢化の地域差が生えられる｡

活保護受給の地域差に与える影響は大きいとしてしかしその一方で, 男性就業者の中には, 最低

おり, 年齢のコントロールは重要でありうる｡

賃金よりも大幅に高い賃金に直面し, かつ生活保

第 2 は, データの制約上やむをえないことでは護受給が実質的に選択肢とはなっていない個人があるが, 賃金データが都道府県単位でしか得られ大変多い｡ それらの個人の就業行動に EBRatio

ず, それが生活保護額の違いのみを理由として同はほとんど影響しないであろう｡ そこで, 以下の一都道府県内での EBRatio に変動をもたらして分析は主として中卒男性に注目する｡ 中卒男性は,いるが, ここではその平均値を当該都道府県の

近年就業機会が悪化していると考えられるグルー

EBRatio として用いていることである｡ この指標

プであり, 男性全体よりも EBRatio のような指が就業と生活保護の選択の際の ｢経済的指標｣ と12)標から影響を受ける可能性が高い ｡

してどの程度適切か, 必ずしも明らかでない｡ 一

用いるデータは, 就業構造基本調査 (以下就調方で, 同一都道府県内でも賃金の地域差は大きいと略す) 2002 年地域編の, 都道府県別かつ県全体・と考えられる｡ 他方, 就業の際に市町村の境界を市部・大都市別のデータ (公表データ) である｡

越えて通勤することは大きな困難をもつ場合とそ推計にあたっては, 在学者を除き, 卒業者に限定

うでない場合があり, 都道府県別のパートの平均

して就業率 (有業者数/人口) を計算し, それを被賃金に対応する就業機会への通勤が容易である限

説明変数とする回帰分析を行う｡ 就調では地域×

りにおいては, 賃金が都道府県単位であることも

学歴別には就業率は得られるが, 雇用就業率は得それほど問題ではないかもしれない16)｡られない｡ サンプルは, 大都市・市部・それ以外

推計では産業計男性パート賃金を用いて計算の都道府県人口全体を合計した都道府県全体と,した産業計男性パート賃金と生活保護額の比

各都道府県のうち大都市および市部 (この 2 つを

(以下, MalePT̲EBR とする) に加えて, 産業計女

合計したものを, 以下では単に ｢市部｣ と呼ぶ) に性パート賃金を用い計算した PT̲EBR (以下,40

No. 563/June 2007

論

文 最低賃金・生活保護額の地域差に関する考察

FemalePT̲EBR とする) を説明変数に用いた｡ 男

地域ダミー (東北, 首都圏 (東京以外), 東京都,

性の就業率を予測するのであるから, 男性のパー

甲信越, 北陸, 中京, 近畿 (大阪以外), 大阪府,

ト賃金を用いるほうが自然な選択であろう｡ にも中国, 四国, 九州・沖縄：ベースグループは北海かかわらず FemalePT̲EBR も用いる理由は, 賃道) を説明変数として加えている｡ 4 つの学歴を

金センサスの集計データでは, 男性パート労働者

プールしたサンプルでの分析ではそれらに加えて

数は女性パート労働者数よりもはるかに少なく,

学歴ダミー (中卒・短大高専卒・大卒：ベースグルー

男性の平均パート賃金にはサンプリング・エラー

プは高卒) も説明変数に加えている17)｡が大きいと考えられるからである｡ その意味では,

2

女性パート賃金のほうが, 低賃金労働市場の地域差を正確に捉えている可能性がある｡

市部の回帰分析の結果

市部の回帰分析の結果が, 表 1 に示されている18)｡ この結果から以下のことが読み取れる｡

なお, 回帰分析には EBRatio 変数のほか, 年
齢ダミー (5 歳刻み：ベースグループは 35〜39 歳),
表1

まず, 4 つの学歴をプールした分析によると,

市部 (都道府県別) の回帰分析

被説明変数：男性就業率
学歴計
MalePT̲EBR
FemalePT̲EBRMW̲EBR
中卒ダミー
短大高専卒ダミー
大卒ダミー
東北
首都圏 (東京以外)

中卒―

0.124**(0.035)0.027(0.063)−0.070**−0.082(0.081)−0.070**(0.003)0.030**(0.003)0.030**(0.003)0.033**(0.003)0.033**(0.002)(0.002)−0.019**(0.006)−0.022**

―

―

―

―

―

―

―

―

−0.073**(0.016)−0.051*−0.073**(0.015)−0.061**−0.074**(0.014)−0.049*−0.072**(0.013)−0.058**−0.068**(0.013)−0.041**−0.063**(0.012)−0.044**−0.069**(0.012)−0.036**−0.061**(0.011)−0.036**(0.007)−0.044**(0.008)−0.017*(0.021)(0.021)−0.063**(0.022)−0.049*−0.087**(0.025)−0.056*(0.021)−0.066**(0.021)−0.047*(0.021)−0.087**(0.025)−0.053*(0.013)−0.056**(0.017)−0.051**(0.013)−0.074**(0.022)−0.047**(0.012)−0.058**(0.018)−0.043*(0.012)−0.070**(0.023)−0.037*(0.018)−0.037*(0.018)(0.018)(0.017)(0.016)−0.027(0.017)−0.030(0.019)−0.018(0.018)

―

―

―

―

−0.072**(0.012)−0.075**−0.079**(0.014)−0.077**−0.070**(0.012)−0.077**(0.014)−0.044**(0.014)−0.085**(0.015)−0.078**(0.014)−0.067**(0.014)−0.107**(0.014)−0.059**(0.013)−0.097**(0.012)0.871**(0.016)−0.102**(0.011)
0.972**(0.015)−0.088**(0.010)0.992**(0.102)0.64(0.083)0.34(0.091)0.34(0.007)0.274*―(0.113)――0.260*(0.125)0.273*(0.116)−0.169(0.271)−0.104(0.231)−0.276(0.303)−0.060(0.170)−0.324(0.243)−0.277(0.157)−0.463(0.261)

―

―

―

―

―

―

―

―

―

―

―

―

―

―

―

―

−0.033**(0.007)甲信越−0.013(0.008)(0.008)(0.024)(0.024)(0.024)(0.023)北陸−0.005(0.007)−0.004(0.007)−0.047(0.024)−0.044(0.024)−0.043(0.025)−0.039(0.024)0.001(0.008)−0.033**−0.002(0.008)−0.035**−0.015(0.026)−0.086**−0.024(0.026)−0.090**−0.020(0.025)−0.088**−0.028(0.024)−0.090**(0.007)−0.042**(0.007)−0.046**(0.019)−0.080**(0.019)−0.089**(0.019)−0.088**(0.018)−0.095**−0.077**(0.014)−0.072**(0.020)−0.058**(0.019)−0.097**(0.019)−0.077**(0.018)−0.113**(0.019)−0.076**(0.017)−0.111**(0.014)−0.050**(0.014)−0.090**近畿 (大阪以外)
大阪府
中国
四国
九州・沖縄
定数項
R2
サンプル数

(0.007)(0.007)−0.012(0.007)−0.029**−0.012(0.006)−0.030**(0.019)−0.058**(0.019)−0.097**(0.007)(0.006)−0.031**(0.006)
0.898**(0.019)(0.018)−0.098**(0.016)
0.771**−0.090**(0.015)0.769**(0.018)−0.110**(0.014)0.867**(0.017)−0.101**(0.013)0.861**(0.016)−0.092**(0.013)0.838**(0.125)0.64(0.126)0.64(0.134)0.37(0.135)0.36(0.099)0.64−0.034**(0.006)
0.892**(0.037)(0.038)
0.79
0.79
1598

0.249
(0.128)0.037(0.215)

東京都

中京

MW̲EBR<0.75
中卒,30 歳以上
0.118*―(0.051)――0.108*(0.049)MW̲EBR<0.75
中卒
0.099*―(0.047)0.040**(0.014)−0.018**(0.006)−0.017**0.099*(0.045)

中卒, 30 歳以上

423

282

360

240

注：学歴ダミーのベースグループは高卒｡ コントロール変数として年齢ダミーを加えているが, 年齢ダミーの係数は表示していない｡
括弧内は分散不均一性に対して頑健な標準誤差, *は 5 ％水準､ **は 1 ％水準で有意であること｡
出所：就業構造基本調査地域編 (2002 年), 生活保護手帳 2000 年, 賃金センサス 2000 年より筆者集計｡

日本労働研究雑誌41

高卒をベースグループとして, 中卒ダミーは

その係数は 0.274 である｡ また, FemalePT̲EBR−0.07 の係数をもっている｡ すなわち, 年齢・を説明変数に含めた場合, MalePT̲EBR を含め地域等の要因をコントロールした上で, 中卒男性

た場合と比較して, MW̲EBR の係数が小さくなの就業率は高卒男性と比較して 7％低いことになり, 負の係数をもつこともある｡

る｡ 一方, 短大高専卒・大卒男性の就業率は, 高

さらに, MW̲EBR が 0.75 より低いサンプル

卒男性と比較して 3％高い｡ そして, この場合,に限った分析も行った｡ MW̲EBR が高い地域とPT̲EBR は就業率にプラスの影響を与えている低い地域では, EBRatio の与える影響が異なる可が, MW̲EBR は必ずしもプラスの影響を与えて能性があり, たとえば MW̲EBR が低い地域では,はいない｡

最低賃金がバインドするところもあるとすると,2 列目以降は, 中卒男性にサンプルを限定したMW̲EBR の影響がそれ以外の地域とは異なるこ分析である｡ 中卒男性では, PT̲EBR は就業率とがあるかもしれない｡ MW̲EBR<0.75 とサンを上昇させるという関係がみられる｡ たとえば市

プルを限定すると, 中京地域などの MW̲EBR の部のサンプルの場合, MalePT̲EBR が 0.1 上昇

高い地域をサンプルから除くことになる｡

することは, 男性就業率を 0.01 程度上昇させる

MW̲EBR が 0.75 未満に限ると, MW̲EBR の係

し, FemalePT̲EBR が 0.1 上昇することは, 男

数は負の方向に変化するが, PT̲EBR について

性就業率を 0.025 程度上昇させる (MalePT̲EBR

は男性パート賃金を用いた場合も女性パート賃金の標準偏差は, 0.088, FemalePT̲EBR の標準偏差を用いた場合も, 係数の値はさほど変化しない｡

は 0.067 であるので, FemalePT̲EBR が 1 標準偏差以上を総合すると, 市部では高い最低賃金が就分上昇することの影響は, 男性のそれよりも分布の業率を上昇させるという効果は無いといってよく,中での変化の大きさとしては大きいことになる)｡

もっぱらパート賃金から計算された PT̲EBR が60 歳未満の全年齢のサンプルを用いた分析では, 30 歳未満の年齢ダミーの係数 (表には示されていない) が, ベースグループである 35〜39 歳

就業率に有意に正の影響を与えている｡
3

都道府県別回帰分析の結果と比較して有意に低いという結果が得られており,都道府県別 (市部に限らない) 分析の結果が,若年層で特に就業率が低いことがわかる｡

表 2 に示されている｡ 市部の結果と異なる主な点

EBRatio の係数がその年齢層以外でも就業率に影は以下のとおりである｡ まず MW̲EBR の水準を響するのかどうかを検討するため, 年齢を 30 歳

限定しない推計での MalePT̲EBR の係数はおお以上に限定したサンプルでの集計も行った｡ 30

むね 0.05 程度であり, FemalePT̲EBR の係数

歳以上に限定した場合でも EBRatio の係数は,は 0.13 程度である｡ このように, 市部に限らな

全年齢のサンプルとおおむね似た値であった｡

い分析のほうが, 市部の分析よりも PT̲EBR の市部の場合, PT̲EBR と MW̲EBR の両方を係数が小さい｡ しかし, MW̲EBR が 0.75 未満

説明変数に加えると, 多くの場合 PT̲EBR の係の場合であると, MalePT̲EBR の係数は 0.09 程数が有意であって, MW̲EBR の係数は有意でな度となり, 市部の場合とほとんど同じ値となる｡

く, 絶対値も小さいものとなる｡ したがって,

しかし FemalePT̲EBR の係数は, MW̲EBR がPT̲EBR は就業率に有意に影響を与えるけれども,0.75 未満のケースに限定しても, サンプルを限MW̲EBR は PT̲EBR の変動をコントロールする

定しない場合とほとんど変わらない｡ その一方でと特に影響は与えていないことになる｡ またどの

MW̲EBR の係数は, MW̲EBR が 0.75 未満のサ定式化においても, MW̲EBR の係数は PT̲EBR

ンプルでは係数の値が小さくなり, このようにサの係数よりも, 標準誤差が大きい｡ MalePT̲EBR

ンプルを限定すると最低賃金が高いことが就業率の係数は, FemalePT̲EBR の係数よりも小さい｡

を高めるという関係は弱くなる｡

たとえば中卒全体の場合, MalePT̲EBR の係数
は 0.099 であるが, FemalePT̲EBR を用いると
42

No. 563/June 2007

論
表2

文 最低賃金・生活保護額の地域差に関する考察

異なる定式化 (市部以外も含めた都道府県別) の回帰分析

被説明変数：男性就業率
学歴計
MalePT̲EBR

0.044**(0.012)

FemalePT̲EBRMW̲EBR
R2
サンプル数

中卒

0.102
(0.055)

中卒, 30 歳以上

0.052(0.034)0.112(0.032)**0.019(0.070)0.198(0.175)

0.79

0.68

0.79
1598

0.045
(0.037)0.125(0.096)0.111(0.217)0.235(0.174)

0.68

0.39

423

0.133
(0.102)0.120(0.228)
0.39

MW̲EBR<0.75
中卒
0.091*(0.039)0.132(0.112)0.017−0.016(0.281)(0.358)0.68
0.68

MW̲EBR<0.75
中卒, 30 歳以上
0.089*(0.041)
0.143(0.121)0.172
0.111(0.387)(0.280)

306

204

282

0.35

0.35

注：コントロール変数として学歴ダミー, 年齢ダミー, 地域ダミーを加えているが, 結果については表示を省略している｡
括弧内は分散不均一性に対して頑健な標準誤差, *は 5 ％水準, **は 1 ％水準で有意であること｡
出所：就業構造基本調査地域編 (2002 年), 生活保護手帳 2000 年, 賃金センサス 2000 年より筆者集計｡

市部の分析では MW̲EBR の係数が負になる

高いことのほうが有意に影響を与えている｡(ただし統計的に有意に負であるものは少ない) こと

MW̲EBR の地域差は, 中卒男性の就業率に影響が多かったが, 都道府県別分析ではそれが正になを与えてはおらず, 一方で PT̲EBR は正の影響ることが多い｡ ただ, MW̲EBR の係数の標準誤を与えている｡ 生活保護額と比較して最低賃金が差は大きく, 統計的に有意に正になっている場合低いために中卒男性の就業が抑制されるという関はない｡ また, MW̲EBR が 0.75 未満に限ると,係は, 市場賃金をコントロールした上では, 弱いMW̲EBR の係数は小さくなる傾向があるが, こ

ものでしかない可能性がある｡ 一方で, 高いパー

れは市部の場合と共通している｡ MalePT̲EBR

ト平均賃金に代表される地域の強い労働需要は,の係数が, FemalePT̲EBR の係数よりも小さく,

男性の就業にプラスの影響を与えている｡ 男性の

また女性の PT̲EBR を説明変数に含めた場合にパート賃金で定義した PT̲EBR も, 女性のパーは MalePT̲EBR を 含 め た 場 合 と 比 較 し て ,ト賃金で定義した PT̲EBR も正の影響を与えてMW̲EBR の係数が小さくなることも, 市部の場

いること, また年齢や MW̲EBR の水準を限定し合と同様である｡ 表には示されていないが, 年齢た上でも PT̲EBR の影響がプラスであること,

ダミーや地域ダミーの変数については, 市部と似市部も市部に限定しない場合でもプラスであるこた傾向を示している部分が多い｡と, を考えると, この影響はある程度頑健なもの

MalePT̲EBR と FemalePT̲EBR の係数の違いといってよい (少なくとも最低賃金による影響よりは, 都道府県別パート賃金のサンプリング・エラー

は頑健である)｡ したがって, 最低賃金を上昇させの影響としても一部は解釈可能である｡ すなわち,た場合に中卒男性の就業率が上昇するためには,

男性パートの人数や総労働時間数は女性パートと最低賃金によって低賃金労働市場の賃金が大きく比較して非常に少ないため, 都道府県別の男性パー

上昇することが必要であろう｡

ト賃金のサンプリング・エラーは女性のそれよりも本稿では就調の都道府県別データで分析を行っ大幅に大きいと考えられる｡ このことが, 説明変

たが, 国勢調査や生活保護率のデータから,数に観測誤差 (measurement error) がある場合のEBRatio がどのような影響をもっているかを検討

縮小バイアス (attenuation bias) と同じ現象を生することも, 最低賃金と生活保護の関連を理解す

じさせ, MalePT̲EBR の係数が FemalePT̲EBR

るためには有益であろう｡の係数と比較して小さくしているということが考
えられる｡

Ⅴ

結

論

以上の結果から, 以下のような解釈が可能であろう｡ 市部の分析および都道府県別で MW̲EBR

本稿では, 最低賃金とパート賃金の関係, 最低が低い地域の結果から判断すると, 最低賃金が高賃金・パート賃金と生活保護額の関係, 最低賃金・

くても中卒男性就業率は上昇しない｡ 市場賃金がパート賃金と生活保護額の関係が男性就業率に与日本労働研究雑誌43どのように影響しているかを, 都道府県別のデー

える影響について分析した｡
最低賃金とパート賃金の分布の関係から, 最低

タから検討した｡ その結果, 中卒男性の就業率に賃金はパート賃金分布の低賃金部分に影響を与え対して最低賃金から得られる収入/生活保護額のているが, それには地域差が大きいこと, またそ

指標はほとんど影響を与えない反面, パート賃金の地域差のあり方が 1990 年代半ばから 2000 年代から得られる収入/生活保護額の指標はプラスの初めにかけて大きく変化したことが示された｡ 具影響を与えていることが示された｡

体的にはこの間, 高賃金地域でパート賃金と最低本稿の結果をもとにすると, 最低賃金額を生活賃金の乖離幅が大幅に縮小した反面, 低賃金地域

保護額の水準により強く連動するかたちに変化さ

ではその乖離幅の縮小は限定的であった｡

せることは, どのような影響を持ちうるであろう

最低賃金・地域の平均パート賃金でフルタイムか？本稿Ⅳで示したように, 地域のパート賃金か働いたときの収入と生活保護額の比をみると, 都らの収入と生活保護額の比をコントロールした上道府県間の地域差, 都道府県内の地域差ともに存では, 最低賃金で働いた場合の収入との比が低い在していることが分かった｡ 最低賃金, 生活保護

ことは中卒男性の就業率にマイナスの影響をもっ

額ともに地域性を考慮して決定されているにもかてはいなかった｡ この結果に基づく限り, 現在最かわらず, その相対的水準は全国で平準化してい低賃金が生活保護額に比して低い地域の最低賃金ない｡ しかしながら, 地域の平均パート賃金からを上昇させることだけによって, これらの地域の得られる収入を生活保護額で割った指標

中卒男性就業率が上昇すると結論付けることは難(PT̲EBR) には, 最低賃金から得られる収入をしい｡ 最低賃金の上昇が中卒男性の就業率を上昇

生活保護額で割った指標 (MW̲EBR) よりも大きさせるためには, それによって低賃金労働市場のな地域差が存在している｡ これは, 最低賃金がパー

賃金が大きく上昇することが必要であろう｡ 生活

ト賃金の地域差と比べ, 地域間で平準化されてい保護受給と低賃金での労働が実質的な選択肢になっることの帰結である｡ている個人が直面する賃金が, 最低賃金と非常に次に, このような低賃金労働からの収入/生活

近いのか, それとも女性パート賃金のように最低保護額指標の地域差が, 男性の就業率の地域差に賃金から一定の乖離があるものなのかは, 筆者ら

表Ａ 1

記述統計

市部
学歴計

男性就業率
MalePT̲EBR
FemalePT̲EBRMW̲EBR

サンプル数：1598

中卒

サンプル数：423

平均

標準偏差

最小値

最大値

平均

標準偏差

0.916
1.102
0.968
0.713

0.066
0.083
0.066
0.029

0.333
0.888
0.799
0.647

1
1.407
1.069
0.777

0.834
1.100
0.963
0.714

0.084
0.088
0.067
0.031

都道府県別
学歴計

男性就業率
MalePT̲EBR
FemalePT̲EBRMW̲EBR

サンプル数：1598

中卒

サンプル数：423

平均

標準偏差

最小値

最大値

平均

標準偏差

0.918
1.127
0.985
0.729

0.063
0.091
0.063
0.031

0.375
0.910
0.825
0.664

1
1.446
1.103
0.796

0.841
1.127
0.982
0.731

0.081
0.097
0.066
0.032

注：市部サンプル・都道府県サンプルの両方について, 学歴計サンプルと中卒サンプルでは, 説明変数の最大値と最小値は変数の定義上等しくなり, また被説明変数の最大値と最小値は等しかったので, 最大値・最小値は学歴計の欄のみに表示し, 中卒の記述統計量は平均と標準偏差のみを表示している｡
出所：就業構造基本調査地域編 (2002 年), 生活保護手帳 2000 年, 賃金センサス 2000 年より筆者集計｡

44

No. 563/June 2007

論

文 最低賃金・生活保護額の地域差に関する考察の知る範囲の既存統計からは必ずしも明らかでは宅手当を加えたものを生活保護額として級地ごない｡ しかしながら, そのような市場での賃金がとに月額を算出した｡ 冬季加算については受給

地域別最低賃金によってある程度強く影響される

期間が 11 月から 3 月の 5 カ月であるため, 月のでない限り, 地域別最低賃金の上昇が就業率に平均に直すために冬季加算額に 5 /12 をかけた

与える影響は限定的かもしれない｡ もちろん, 最ものを第 2 類の額に加えてある｡ 厚生労働省で低賃金を生活保護額に比して上昇させることの意

は生活保護額と最低賃金の比較において生活扶

義は, 賃金や就業率の上昇のみに限られないであ助基準を 18 歳・19 歳単身としているが (http:ろう｡ ただ賃金に関しては, 本稿Ⅱで示したとお//www. mhlw. go. jp/shingi/ 2006/12/dl/s 1201−

り, 1990 年代半ばから 2000 年代初めにかけての

3 b. pdf, 最終アクセス日 2007 年 4 月 27 日), 18

最低賃金は地方のパート賃金を下支えした反面,

歳・19 歳単身の生活扶助額が最も高いものの,都市部のパート賃金の下支え機能はもたなかった｡

受給期間が 2 年間のみとなるため, 本稿ではこれらの事実を過去の日本における最低賃金の経

20 歳以上 40 歳以下単身を基準とした｡

済的機能の実態として把握しておくことは, 今後の最低賃金制度のあり方を考えるうえで有意義で＊本稿では, ｢パート労働者の賃金分布に関する研究｣ 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る調査研あろうと思われる｡

究報告書

6 章, 財団法人

統計研究会

において報告された集計結果を引用・活用している｡ この研究では, ｢パートデータ付録

タイム労働者総合実態調査｣ (平成 2 年, 平成 7 年, 平成 13年, 厚生労働省) の個票データを使用している｡ 統計研究会

パート実態調査

労働市場研究委員会参加者からは貴重なコメントをいただいパート実態調査の個票データを利用するにあた｡ 川久保寛氏 (北海道大学大学院法学研究科) には研究補たり, 時間あたり賃金は, 時給で賃金を支払わ助をしていただいた｡ 安部の研究は, 法政大学大学院エイジ

れている労働者については時給を, 日給や月給で支払われている労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ング総合研究所の ｢高齢化に関する国際共同研究 (日本, 中国, 韓国) プロジェクト｣ (文部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研究費補助金 (基盤研究(C)) から助成を受けている｡ 感謝申し上げたい｡ 残る誤り
は筆者らのものである｡

働時間) で割り算したものを用いている｡ これらは, ボーナスを含まない賃金である (ちなみ1) 最低賃金の名目値が一定期間固定された 1980 年代の米国にボーナスは, 賃金が最低賃金に違反するかしな

下落し, それがこの時期における賃金格差拡大の主要要因のいかを決定する際の賃金には含まれない)｡ パート一つであったと理解されている｡ 最低賃金が毎年改定される実態調査データの集計方法についての詳細は安部 (2007) を参照｡

では, インフレの進行に伴い最低賃金の実質価値が長期的に日本では, このようなことは生じてこなかった｡
2) ここで ｢ネットの労働需要｣ と表現している意味は, 労働
需要から労働供給を差し引いた意味でのネットの労働需要という意味である｡ 以下本稿で, 労働需要と書く場合には, このネットの労働需要のことを指す｡

生活保護額算出方法

3) ここでは景気変動を話題としているが, たとえばグローバ

生活保護額は, 要保護者の年齢別, 性別, 世

リゼーションの進行により先進国の非熟練労働者の賃金に低帯構成別, 所在地域別などから算出された最低下圧力がかかることなども, 同様に理解することが可能であ

生活費から収入を差し引いた額となる｡ 所在地

4) 実際には 1990 年から 2001 年の間に, ランクに属する県に域については 1 級地 ‑ 1, 1 級地 ‑ 2, 2 級地 ‑ 1,

は入れ替えがあるが, 時系列の推移を見るためには各ランク

2 級地 ‑ 2, 3 級地 ‑ 1, 3 級地 ‑ 2 の 6 つの区分
が市町村ごとに定められている｡
2005 年, 2000 年の生活保護額については,
生活保護手帳 2005

生活保護手帳 2000に基づいて以下のように計算した｡ 生活扶助基
準は第 1 類, 冬季加算を含んだ第 2 類の 20 歳
以上 40 歳未満単身とし, この生活扶助額に住日本労働研究雑誌

ろう｡に含まれる県を固定したほうがよいという配慮から, 先行研究に従い 1990 年のランク分けを用いる｡ 以下本稿で ｢最低賃金ランク｣ と表現する場合には, 特に断らない限り, この1990 年のランク区分のことを指す｡ またこの集計を行うにあたり, サンプリングウエイトと個別労働者の労働時間を掛けたウエイトを用いている｡ このウエイトを用いる理由については, 安部・田中 (2006) を参照｡
5) その一方で, 2000 年代中ごろの景気回復期にパート賃金が上昇し, かつその上昇度合いに地域差があった可能性もある｡ 賃金センサスの集計データから, 女性パート賃金と地域
45

別最低賃金の乖離幅 (式(1)の rdiff において, lnW の代わりに ln (女性パート平均賃金) を用いたもの) を計算したところ, 全国平均で 2000 年に 0.296 であったものが, 2005 年には 0.335 になり, パート賃金と最低賃金の乖離幅はこの 5高い個人の直面する市場賃金が最低賃金に近いという可能性を否定はできない｡
12) 男性の学歴別就業率の推移と近年の中卒男性の就業率低下に関しては, たとえば Abe (2007) を参照｡

年間では広がっている｡ そしてこの間, 全都道府県での最低13) 後者の場合もデータは都道府県単位である｡ 都道府県別集賃金の上昇率は全都道府県でほぼ同率の 1.4％であったが,計データの市部に対応するデータを用いた労働供給の分析と女性パート賃金の上昇率には地域別に差がみられ, 20 の都して, たとえば Yamada, Yamada and Chaloupka (1987),

県ではその上昇率が 5％を超える一方, それが 5％に満たな

Yamada and Yamada (1986, 1987) がある｡

い府県での女性パート賃金の 5 年間の上昇率は平均で 2.8％

14) 市部の回帰分析では, 都道府県別に EBRatio を集計するであった｡ ちなみに図 1 は 2005 年のデータの状況を示して際, 3 級地 ‑ 2 の市町村を除き, その上で 3 級地 ‑ 1 以上のいる｡

級地の市町村人口でウエイトづけをした EBRatio を用いた｡

6) 類似の指標は厚生労働省 (2005) でも用いられている｡

その理由は, ｢市部｣ に 3 級地 ‑ 2 は含まれない場合が多く,

7) 生活保護額は同一都道府県でも市町村によって異なるため,

3 級地 ‑ 2 を含めて都道府県平均の EBRatio を計算すると,都道府県単位での集計をする際には市町村レベルでのウエイ

都道府県単位での市部の EBRatio を過大に推定することにトが必要になる｡ ここではそのウエイトとして, 国勢調査かなるからである｡ もっとも, 市部ではなくても 3 級地 ‑ 1 以ら得られる市町村の人口を用いている｡

上であるところもあるし, 市部であっても 3 級地 ‑ 2 である

8) 図 3‑1, 図 3‑2 および図 3‑3 では, 異なる都道府県に属していても, 最低賃金額が同一でありかつ級地区分が同じであところも存在している｡
15) EBRatio の集計は, 市町村別人口が容易に得られる 2000

る場合の人口は加算して表示をしている｡

年と 2005 年について行ったが, 就調の就業率データは 2002

9) EBRatio に地域差があることは現状であるとして, その高年のものである｡ このように, 被説明変数と説明変数には時低に対し, 何らかの合理的意図が存在するとは考えにくい｡

点のずれがある｡ しかし, 2000 年と 2005 年の EBRatio のパ

たとえば大都市部で EBRatio は低いが, 大都市とそれ以外

ターンは似通っており, 回帰分析で用いる MW̲EBR についの地域を比較して, 大都市で EBRatio を低くすべきというては 2000 年と 2005 年の相関は 0.99, PT̲EBR については

効率性・公平性上の理由があるとは考えにくい｡ むしろ,相関は 0.95 であった｡ そこで以下の回帰分析では, 2000 年

EBRatio のようなもので測られる生活保護と低賃金労働からの収入の比率には地域にかかわらず望ましい水準があるのだとすれば, どの地域でもその比率を実現するように生活保護

EBRatio を説明変数として用いた｡
16) また最も問題でありうるのは, 県境を越える地域間労働移動であるが, 日本では県境を越える労働移動は少ない｡

給付と最低賃金が連動するのが自然であろう｡ 事実, いくつ17) 年齢ダミーの係数を含んだ推計結果は, 以下のホームペー

かのところで指摘されている (厚生労働省 (2005), 橘木・ジ (http://www. econ. hokudai. ac. jp/˜abe/) で閲覧可

浦川 (2006, p.159)), 生活保護の水準を勘案して最低賃金を上げるべき, という主張は, 暗黙のうちにこのようなことを想定していると考えられる｡

能である｡
18) 以下の回帰分析で用いられるサンプルの記述統計量は表 A
1 に示されている｡

10) PT̲EBR と MW̲EBR の地域差の違いは, たとえば以下のような要因からも生じている｡ 大都市を含む地域では最低

引用文献

賃金ベースの EBRatio は一般に低い｡ 1 級地 ‑ 1 の生活保護

安部由起子 (2001) ｢地域別最低賃金がパート賃金に与える影

額は 3 級地 ‑ 2 と比較して, 約 30％高い｡ 一方地域別最低賃

響｣ 猪木武徳・大竹文雄編 雇用政策の経済分析

金は, 最高額と最低額の差は 20％程度である｡ したがって,

東京大学出版会.

たとえば最低賃金が最も高い東京都の 1 級地 ‑ 1 の地域 (東安部由起子 (2007) ｢パート労働者の賃金分布に関する研究｣

京都人口の 96.6％が居住する) と最低賃金が最も低く 3 級

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

地 ‑ 2 である地域を比較すると, MW̲EBR は前者のほうがる調査研究報告書 6 章, 財団法人統計研究会.

約 10％低くなる｡ 一方都道府県別パート平均賃金は, 最高

安部由起子・田中藍子 (2006) ｢正規−パート賃金格差と地域別額と最低額との差が 40％程度あり, PT̲EBR にはまた異な

最低賃金の役割：1990 年―2001 年｣ Hokkaido University,

る地域差が存在している｡

Graduate School of Economics and Business Administration

11) しかしこのような仮説も, 必ずしも実証的事実に裏付けら

Discussion Paper Series B, No.2006‑62.

れているともいえない｡ 第 1 に, 最低賃金未満率・影響率を安部由起子・森邦恵 (2006) ｢女性就業の地域差に関する考察｣

調査した統計 (パート労働者以外の労働者も含まれる) は,

Hokkaido University , Graduate School of Economics

最低賃金付近の労働者の割合が高いことを示してはいない

and Business Administration Discussion Paper Series B,(たとえば, 労働調査会出版局編, 2006)｡ したがって, パー

No.2006‑63.

ト労働以外の雇用労働で最低賃金に近い賃金水準の低賃金労厚生労働省 (2005)｢最低賃金制度のあり方に関する研究会｣

働がどの程度存在しているのか, 必ずしも明らかでない｡ 第報告書の概要等(http://www.mhlw.go.jp/shingi/2005/

2 に, 堀・坂口 (2005) は従業員数 5 人以上の賃金センサス

03/dl/ｓ0331−7 a. pdf) 最終アクセス日 2007 年 4 月 27 日.

の個票データから, 最低賃金未満率は 1.6％であったことを厚生労働省 (2007) ｢最低賃金法の一部を改正する法律案｣ に報告している (同時に最低賃金未満の件数は 43 万件と多い

ついて http://www.mhlw.go.jp/houdou/2007/03/ｈ0313−

ことも報告されている)｡ しかし従業員数 5 人未満の事業所
で, 最低賃金に近い賃金が支払われている可能性はある｡ 生
活保護を受給する可能性の高い人々が直面する市場賃金がどのようなものであるかについて, 信頼度の高い実証的事実は存在していないというべきであり, 生活保護受給の可能性が
46

第 9 章,

3. html. 最終アクセス日 2007 年 4 月 27 日.
生活保護手帳編集委員会編 (2005) 生活保護手帳 (2005年度版)
中央法規出版.
全国社会福祉協議会編 (2000) 生活保護手帳 (平成12年度版)
全国社会福祉協議会.
No. 563/June 2007

論
橘木俊詔・浦川邦夫 (2006)

文 最低賃金・生活保護額の地域差に関する考察

日本の貧困研究東京大学出版

堀春彦・坂口尚文 (2005) ｢日本における最低賃金の経済分析｣
労働調査会出版局編 (2006)

from the 1980 Population Census of Japan."  





 

独立行政法人・労働政策研究・研修機構.
平成18年度版最低賃金決定要覧 
26: 2, 35‑46.

Yamada, T. and T. Yamada (1987)

Part‑Time Work of

Married Women in Urban Japan."  
 





労働調査会.
Abe, Y. (2007)

Yamada , T . and T . Yamada (1986) Fertility and Labor
Force Participation of Married Women : Empirical Evidence

会.

Cohort Experiences of Labor Force Be- 
27: 1, 41‑50.

havior and Its Implications for Sustainability of the Public
Pension System in Japan." Paper presented at the ESRIInternational Collaboration Project 2006 ,Sustainable

Economic Growth and Fiscal Reconstruction in the Aging
Society".
Kawaguchi, D. and K. Yamada (2007)

The Impact of

The Minimum Wage on Female Employment in Japan."






 
 , 25: 1, 107‑118.

Suzuki, W. and Y. Zhou (2007)

Welfare Use in Japan :Trends and Determinants." Mimeo.
Yamada, T., T. Yamada and F. Chaloupka (1987) Using
Aggregate Data to Estimate the Part-time and Full‑Time

あべ・ゆきこ 北海道大学大学院経済学研究科准教授｡ 最近の主な著作にThe effectiveness of financial incentives

in controlling the health care expenditures of seniors"
forthcoming in     . 労働経済学, 社会保障論専攻｡
たまだ・けいこ福岡大学准教授｡ 最近の主な著作に｢生活保護制度は就労意欲を阻害しているか

アメリカの公的扶助制度との比較｣ (大竹文雄氏と共著, 日本経済研究
No.50 pp.38‑62), 2004 年｡ 労働経済学, 公共経済学専攻｡

Work Behavior of Japanese Women."   



 
22: 4, 574‑583.

日本労働研究雑誌47