Panel Data Research Center at Keio University
DISCUSSION PAPER SERIES
DP2015-001
June, 2015
非正規労働の増加と所得格差：所得格差における個人と世帯――国際比較に見る日本の特徴――
石井加代子＊
樋口美雄＊＊【要旨】
本稿では、近年の非正規労働の増加が個人間の所得格差と世帯間の所得格差にもたらす影
響について、慶應義塾大学パネルデータ設計・解析センターの実施している「日本家計パネル調査（JHPS）」を用いて分析を行う。その結果、非正規労働者の給与所得は所得分布の下層に集中しており、非正規労働の増加は労働者間の給与所得の格差拡大に大きく影響していることがわかった。その要因について分析したところ、単に非正規労働者の労働時間が短いことが原因であるのみでならず、むしろ時間当たり賃金率に大きな格差があり、それが所得格差拡大に寄与していること、さらに時間当たり賃金率が低い者ほど労働時間が短い傾向にあることが、給与所得における格差拡大を助長していることがわかった。
一方で、世帯所得にかんしては、非正規労働の拡大は必ずしも格差拡大をもたらす要因とはなっておらず、非正規労働者が正規労働者と生計を共にし、家計の補助的な役割を担う
場合は、むしろ世帯間の所得格差を縮小させる方向に働くことがわかった。しかしながら、非正規労働者が家計の主たる稼得者である場合には低所得に陥る確率が高く、ワーキング
プアと非正規労働の関係の強さを改めて確認した。
これらを OECD の加盟各国における分析結果と比較すると、日本では正規労働者と非正規労働者の間で賃金の格差が大きいこと、しかしながら、非正規労働者が世帯の主たる稼ぎ手となっているケースが少なく、むしろ家計補助的な役割を担っていることが多いため、非正規労働者の給与所得が低いにもかかわらず、世帯単位で見ると所得格差を縮小させていることが明らかとなった。もちろん、このことは非正規労働者の賃金の低さを是認する
ものではなく、これが高ければ、個人のみならず、世帯単位でも格差の縮小をもたらすことになる。
＊

慶應義塾大学大学院商学研究科＊＊

慶應義塾大学商学部

Panel Data Research Center at Keio University
Keio University非正規労働の増加と所得格差：所得格差における個人と世帯――国際比較に見る日本の特徴――
石井加代子・樋口美雄
要約
本稿では、近年の非正規労働の増加が個人間の所得格差と世帯間の所得格差にもたらす影
響について、慶應義塾大学パネルデータ設計・解析センターの実施している「日本家計パネル調査（JHPS）」を用いて分析を行う。その結果、非正規労働者の給与所得は所得分布の下層に集中しており、非正規労働の増加は労働者間の給与所得の格差拡大に大きく影響していることがわかった。その要因について分析したところ、単に非正規労働者の労働時間が短いことが原因であるのみでならず、むしろ時間当たり賃金率に大きな格差があり、それが所得格差拡大に寄与していること、さらに時間当たり賃金率が低い者ほど労働時間が短い傾向にあることが、給与所得における格差拡大を助長していることがわかった。
一方で、世帯所得にかんしては、非正規労働の拡大は必ずしも格差拡大をもたらす要因とはなっておらず、非正規労働者が正規労働者と生計を共にし、家計の補助的な役割を担う
場合は、むしろ世帯間の所得格差を縮小させる方向に働くことがわかった。しかしながら、非正規労働者が家計の主たる稼得者である場合には低所得に陥る確率が高く、ワーキング
プアと非正規労働の関係の強さを改めて確認した。
これらを OECD の加盟各国における分析結果と比較すると、日本では正規労働者と非正規労働者の間で賃金の格差が大きいこと、しかしながら、非正規労働者が世帯の主たる稼ぎ手となっているケースが少なく、むしろ家計補助的な役割を担っていることが多いため、非正規労働者の給与所得が低いにもかかわらず、世帯単位で見ると所得格差を縮小させていることが明らかとなった。もちろん、このことは非正規労働者の賃金の低さを是認する
ものではなく、これが高ければ、個人のみならず、世帯単位でも格差の縮小をもたらすことになる。
キーワード：非正規労働、所得格差、個人の給与所得、世帯所得、国際比較

慶應義塾大学大学院商学研究科
慶應義塾大学商学部

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非正規労働の増加と所得格差：所得格差における個人と世帯1――国際比較に見る日本の特徴――
石井加代子・樋口美雄
１. はじめに雇用の非正規化はここ数年で大幅に拡大している。厚生労働省「労働力調査（詳細結果）」によると、2013 年時点で雇用者に占める非正規労働者（パート、アルバイト、派遣社員、契約社員、嘱託、その他）の割合は 36.7%とおよそ 4 割にのぼるようになった。非正規労働の多くは低収入で不安定な雇用条件にある。所得格差の拡大が懸念されて久しいが、低収入が特徴の非正規労働の増加は、所得格差にどのような影響を与えているのだろうか。
労働者個人間の給与所得においては、非正規労働の増大は、高収入な正規労働者と低収入な非正規労働者という形で所得分布の二極化を生じさせているかもしれない。事実、非正規労働の増大と給与所得における格差拡大との関係を分析した太田(2005)では、1990 年代後半以降、特に若年層で給与所得の格差拡大が急速に進んだこと、そして、その主要な要因として 90 年代就職氷河期における若年労働者の非正規労働化と失業があげられると指摘している。
一方で、所得格差を世帯単位で見た場合、主婦パートのような非正規労働の増大は格差を拡大させるというよりも、格差を縮小させている可能性も考えられる。たとえば、低所得の夫の妻が非正規労働者として働いていれば、無業の場合に比べ世帯間の所得格差を縮小させる可能性もある。個々人が享受する生活水準はその人 1 人の所得のみならず、その人が所属する世帯の所得により決定される部分が大きく、この点を無視して、非正規労働の増大が所得格差に与える影響を評価することはできない。
夫婦間における所得の組み合わせの変容とそれが所得格差にどういった変化をもたらすかについては、すでにいくつかの分析が行われている。たとえば、小原(2001)では、1990
年代中盤において夫の所得と妻の所得の負の相関が弱まったことが、若年の有配偶世帯における所得格差を拡大させたことを指摘している。また、橘木・迫田(2013)では、多数の先行研究とともに、夫の所得が高いと妻は働かないという「ダグラス・有沢の第二法則」が効力を失いつつあることを検証し、この崩壊により世帯所得間の格差が拡大しつつあることを示唆している。夫婦における所得の組み合わせという観点から世帯所得における所得格差拡大を捉えた研究は複数あるが、非正規労働の増大という視点を交えて世帯所得の格差拡大を捉えた分析は少なく検討に値する。
このような問題意識のもと、本稿では、「日本家計パネル調査（Japan Household Panel
Survey(JHPS)）」を用い、非正規労働の増大が日本の所得格差に与える影響について、①
1 本稿を執筆するに当たり、日本学術振興会の科学研究費助成事業 2400003（特別推進研究）「経済格差のダイナミズム：雇用・教育・健康と再分配政策のパネル分析」、および課題設定における先導的人文・社会科学研究推進事業「国際比較可能データによる男女共同参画と役割変化の多次元動学分析」より助成を受けた。

2労働者個人間の給与所得における格差と、②世帯間の所得における格差という 2 つの視点から分析を行う。分析に入る前段階として、第 2 節では公的統計等を用い、世帯における非正規労働者の分布の現状について把握する。非正規労働者は男性に多いのか、女性に多いのか、有配偶者に多いのか、無配偶者に多いのか、これにより問題の中味も異なってくる。世帯における非正規労働の位置づけにかんする、ここ数年間の変容についても把握する。そのうえで、第 3 節では、非正規労働の増大が個人の給与所得における格差に与える影響とその要因について、OECD が 2011 年に出版した所得格差の要因解明をテーマとした報告書 “Divided We Stand? – Why inequality keeps rising” における分析方法を踏襲しながら検討していく。OECD(2011)では、給与所得の格差の要因を労働の価格である「時間当たりの賃金率」と、労働の量である「労働時間」の 2 つに分解して国際比較分析を行っているが、残念ながら日本は分析対象に含まれていない。所得格差の要因分析における斬新な視点であるため、本稿で日本について同様の分析を行い、国際比較することは意義深い。
続く第 4 節では、非正規労働の増大が世帯所得における格差に与える影響について分析する。ここでは、OECD(2011)の後続として OECD が 2015 年 5 月に出版した報告書 “In It
Together: Why less inequality benefits all” に掲載された筆者らが行った日本の分析結果
について、国際比較とともに紹介する。
２. 世帯における非正規労働者の分布の現状
2013 年時点で雇用者に占める非正規労働者の割合はおよそ 4 割にのぼる。非正規労働の多くは低収入で不安定な雇用条件にあるが、かれらが世帯の主たる稼ぎ手であるのか、もしくは家計補助的な役割を担っているのかによって、所得格差に与える影響は異なってくる。そこで、この節では公的統計等を用いて、非正規労働者がどのような属性の世帯にいるかを把握しておく。
まずは、非正規労働者の男女・配偶状況割合について検討する。表 1 は、総務省「平成24 年就業構造基本調査」をもとに、20 歳から 64 歳の非正規労働者（パート、アルバイト、
派遣社員、契約社員、嘱託、その他といった企業における呼称）について、男女・配偶状
況割合を示している。無配偶男性が 15%、有配偶男性が 14%、無配偶女性が 16%、有配偶女性が 55%であり、20-64 歳の非正規労働者の半数以上を有配偶女性が占めている。
次に、有配偶世帯に限定して、夫婦間における就業・雇用形態の組み合わせの移り変わりについて確認する。表 2 は、慶應義塾大学「慶應義塾家計パネル調査（KHPS）」の 2004
年調査と 2014 年調査を用い、夫の年齢が 20 歳から 64 歳以下の有配偶世帯に限定して、ここ 10 年間における夫婦の就業形態の組み合わせ割合の変化を示している。ここでの非正規労働者とはパート・アルバイト、契約社員、派遣社員、嘱託であり、正規労働者とは常勤の職員（役員・経営者を含む）であり、自営業者とは自営業主、自由業者、家族従業者、委託労働・請負と定義される。夫が正規労働者で妻が非正規労働者という組み合わせは、2004 年には全体の 20%であったが、2014 年には 31%にまで増えており、その一方で、夫3

が正規労働者で妻が無業者という組み合わせが減っていることがわかる。また、夫婦ともに正規労働者という割合が 2004 年から 2014 年の間で僅かながら増えていることがわかる。
さらに、夫の年齢が 20-64 歳までの有配偶世帯では、非正規労働のみで生計を担っている
割合は 2014 年時点においても依然として低い水準にとどまっているが、存在していることがわかる。
妻の就業状況の推移について、夫の所得階層別に見てみよう。表 3 は、総務省「就業構造基本調査」の平成 14 年調査（2002 年）と平成 24 年調査（2012 年）の公表されている表を加工し、夫の年齢が 59 歳以下の有配偶世帯に限定して、夫の所得階層別に妻の就業状況を示したものである。夫の所得階層がいずれの水準であっても、2002 年から 2012 年にかけて妻の正規雇用率も非正規雇用率も増加しているが、とくに夫の所得階層が低水準の場
合において妻の非正規雇用率が大幅に増加している。それだけ夫の所得の不足分を補おうとして働く非正規労働者（主にパート）が多いことがわかる。このことは、結果として非正規労働者の増加は世帯間所得格差を縮小させる傾向が見られること、もっともこの非正
規雇用の賃金が上昇すれば、個人はもとより世帯間の所得格差をさらに縮小させる可能性があることがうかがえる。
夫婦間における就業状況の変化は、当然のことながら、夫婦間における所得の組み合わせに変化をもたらす。表 4 は、同じ調査を使って、平成 14 年調査（2002 年）と平成 24 年調査（2012 年）の公表されている表を加工し、夫の年齢が 59 歳以下の有配偶世帯における夫と妻の所得の組み合わせを示している。表 1 でも確認したとおり、妻が無業である世帯が大幅に減少していること、そして、夫の所得が高水準の層の割合が全体的に小さくなっており、その代わりに、夫の所得が低・中水準の世帯で妻の所得が中・高水準の割合が増えていることがわかる。夫も妻も高水準の所得を得ている層の割合には変化が見られないことも確認される。
以上のことを総合して考えると、雇用者全体に占める非正規労働の割合は増えつつあるものの、有配偶世帯においては非正規労働で生計を立てている割合は低く、むしろ、今まで無業であった専業主婦が非正規労働（パートタイム労働者）という形で働きだしたケースが増えている様子がうかがえる。そして、このことは、非正規労働者の増加が世帯間所得格差を縮小させる可能性があること、もっともこの非正規労働者の賃金が上昇すれば、個人はもとより世帯間の所得格差をさらに縮小させる可能性があることを示唆している。また、夫婦の所得水準との関係付けて見ると、全体的な傾向として夫の所得がここ 10 年間で平均的に下がってきており、それを補てんする形で、妻が就職する割合が高まったことが見受けられる。
３. 労働者個人間の給与所得格差の要因分析
OECD(2011)の第 4 章 “Hours worked, self-employed and joblessness as ingredients ofearnings inequality”では、OECD 加盟 23 か国の所得の個票データを用いて、労働者個人
4

の給与所得（年収）の格差の要因について解明を試みている。そこでは、給与所得の格差の要因を労働の価格である「時間当たり賃金率」と、労働の量である「労働時間」に分解し、1980 年代以降の格差拡大の要因を分析している。時間当たり賃金率は、労働市場におけるその人の人的資本に対する評価であるのに対し、労働時間そのものは需要側要因とともに、供給側である個人の意思決定をしばしば反映している可能性が強い。同じ所得格差の拡大であっても、時間当たりの賃金率の差が拡大しているのと、労働時間の違いが拡大しているのでは、経済学的意味も違ってくるはずであるし、政策的な対応にも違いが生まれてくるはずである。日本については、従来、比較可能なデータが提供されていなかった
ため OECD(2011)第 4 章の分析から外されていた。そこで、本稿では OECD(2011)の手法を踏襲し、慶應義塾大学パネルデータ設計・解析センターの実施している「日本家計パネル調査（JHPS）」を用いて、日本における労働者個人の給与所得における格差の要因を解明していく。
３-１. データ
本節で用いるデータは「日本家計パネル調査（Japan Household Panel Survey(JHPS)）」の 2009 年度調査データである。OECD(2011)第 4 章の集計結果と国際比較可能な形にする
ため、各変数の定義は OECD(2011)での定義に従うこととする。分析対象は、調査対象者のうち 25 歳から 64 歳までの男女とする。年収である給与所得については、昨年一年間の仕事からの収入（税引き前）を用いた。2009 年 1 月調査のため、前年の 2008 年の税引き前の年収となる。時間あたり賃金率については、昨年一年間の仕事からの収入を年間週数（365 日÷7 日）と調査で回答されている週の労働時間で除すことで算出した。また、回答誤差の可能性を縮小すべく、該当する給与形態（月給、週給、日給、時給、もしくは年俸）と労働日数、週の労働時間から別途年収を算出し、この年収と大差のあるもの2は分析対象から除いた。また、OECD(2011)では雇用労働者の就業形態については週の労働時間で判別しているため、ここでも週の労働時間が 30 時間未満の雇用者をパートタイム労働者、30時間以上の者をフルタイム労働者とし、企業における呼称に基づく正規労働・非正規労働区分の代わりとする。
なお、OECD(2011)においては、OECD 加盟 23 か国を分析対象としており、いずれの国についても Luxemburg Income Study の提供する所得の個票データを利用している。そのうち、12 か国3については税引き前のグロス値、残りの 11 か国4については税引き後のネッ
ト値を用いて分析しており、税・社会保障制度の影響を考慮するため、分析結果はグロス

2

具体的には 2 つの年収の差が 200 万円以上の者は分析から除いた。そのうえで、時間当たり賃金率で 5000
円以上（上位約 5%）となる者も分析の対象から除外した。
3 デンマーク、チェコ、スウェーデン、フィンランド、オーストラリア、ノルウェー、オランダ、ドイツ、
イギリス、イスラエル、カナダ、アメリカ。
4 ベルギー、ハンガリー、イタリア、スペイン、オーストリア、ギリシャ、フランス、アイルランド、ル
クセンブルク、ポーランド、メキシコ。

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値報告国とネット値報告国で別々に示されている。
３-２. 就業形態の違いによる不平等度の変化
まずは、就業形態の違いがどれほど所得格差に影響を与えているのかについて見る。具体的には、フルタイム労働者のみで給与所得のジニ係数を算出した場合に比べて、パートタ
イム労働者を加えた場合、さらに、自営業者を加えた場合、どのように給与所得の不平等度が変化するかを見ている。図 1 は OECD(2011)の集計値を引用して国際比較した形で結果を示している。比較可能にするため、日本の集計値同様に給与所得のグロス値を報告している国の集計値のみを掲載している。
日本について見ると、フルタイム労働者のみを対象に算出したジニ係数の値は 31%程度であり、そこにパートタイム労働者を加えてジニ係数を算出すると 38%程度と 7%ポイント上
昇し、自営業者を含むとさらに 2%ポイント上昇することがわかる。フルタイム労働者のみで測ったジニ係数は OECD 平均とほぼ等しいが、パートタイム労働者を加えた際のジニ係数の上昇幅が他国と比較して大きい。日本同様、パートタイム労働者を加えた際にジニ係数の上昇幅が大きい国としてドイツやオランダがあげられる。これらの国では、近年パー
トタイム労働者の増大が著しく、そのことがフルタイム労働者にパートタイム労働者を加えた際のジニ係数の大幅な上昇を説明していると考えらえる。一方で、アメリカやカナダ
ではフルタイム労働者にパートタイム労働者を加えた際のジニ係数の上昇幅は極めて小さ
く、もともとパートタイム労働者が少なかったり、いてもフルタイム労働者とパートタイ
ム労働者の所得格差が小さいことを示唆している（樋口・佐藤(2015)）。
３-３. 給与所得格差の分解：時間当たり賃金率の違いか、労働時間の違いか？
従来の正規労働を前提とした働き方においては、給与所得の格差の大部分を労働の価格である「時間当たり賃金率」の差のみに求めることができたが、就業構造が多様化してきた
現在、賃金率の差のみならず、労働の量である「労働時間」の差にも求めることが必要である。事実、前項の分析では労働時間の短いパートタイム労働者を加えたことで大幅にジニ係数が上昇しており、就業者における労働時間の差も年間の給与所得の格差を左右する要因と考えられるからである。(1)式は、年間の給与所得は時間当たり賃金率と労働時間によって決定されることを示す。この式に基づき、給与所得の格差を時間当たり賃金率の格差と労働時間の格差に要因分解していく。
AE＝hw×ah ......................................................................... (1)（AE：年間の給与所得, hw：時間当たり賃金率, ah：年間の労働時間）

図 2 は、OECD(2011)Figure4.4 を参考に、全雇用者を対象に、縦軸に年間の給与所得のジニ係数、横軸に時間当たり賃金率のジニ係数をとり、給与所得の不平等度の要因分解を試みている。仮にすべての労働者が同じ労働時間だけ働いたとすると、給与所得の不平等
6度は賃金率の不平等度と一対一の対応をするはずであり、各点は対角線上に並ぶことになる。しかしながら、実際には大半の国において給与所得のジニ係数が賃金率のジニ係数を上回っている状況にあり、賃金率の高い人がより長い時間働いていることがわかる。あるいは逆に、長い時間働いている人の時間あたり賃金率は高い傾向にあることを示す。日本
においても年間の給与所得のジニ係数は賃金率のジニ係数を上回っており、他の多くの国と同様により長い時間働いている人の時間当たり賃金率は高いことがわかる。さらに、賃金率のジニ係数と給与所得のジニ係数の差を見ると、日本ではその差が 6%ポイントと大きく、パートタイム労働の拡大および、フルタイム労働者とパートタイム労働者とで労働時間に大きな違いが生じていることがこのような結果を導いている可能性が示唆される。
次に、要因分解を行うことで、時間当たり賃金率と労働時間のそれぞれがどの程度、年間の給与所得の格差を説明しているかについて分析する。要因分解の方法は(2)式に示されるとおりである。確率変数の和の分散の定理を用いて、(1)式について対数値をとることで、給与所得の対数値の分散を年間労働時間の対数値の分散と時間当たり賃金率の対数値の分散、および、2 つの共分散の 2 倍に分解している。
Var(lnAE) = var(lnhw) + var(lnah) + 2cov(lnhw,lnah) .......... (2)
集計結果は表 5 に示されるとおりである。この表の(2)から(4)列の括弧内には、給与所得の対数値の分散を 1 とした場合の各変数の対数値の分散の相対的大きさが記されている。
日本について見ると、0.78 の年間給与所得の分散のうち、時間当たり賃金率が 54%、労働時間が 30%、交叉効果 15%を説明していることがわかる。参考までに、日本同様にグロスの給与所得データの得られる 9 か国について平均値を見ると、年間給与所得の分散が 0.88であり、そのうち時間当たり賃金率によって 55%が説明され、労働時間の違いは 28％にとどまり、交叉効果が 18％を説明している。すなわち、日本を含めほとんどの国で、時間当たり賃金率が給与所得格差の多くを説明しているが、労働時間の違いによる給与所得の格差も無視できないほど寄与していることがわかる。さらに、交叉効果である労働時間と時間当たり賃金率の共分散は正の相関を示しており、賃金率の高い人ほど労働時間が長いことがこの表からも確認できる。
ここまでの分析結果をまとめると、労働者個人の年間給与所得における格差については、
次のようなことが明らかになった。まず、フルタイム労働者にパートタイム労働者を加えて年間給与所得のジニ係数を算出すると不平等度が大幅に高まる。そしてこのことは、パートタイム労働が個人間の所得を拡大させることを示唆するとともに、所得格差の要因を検討する際に、労働の価格である「時間当たり賃金率」の差のみならず、労働の量である「労働時間」の差についても注目する必要があることを示唆している。そこで、給与所得の格差の要因について賃金率と労働時間の両側面から分析すると、賃金率における格差が給与所得の格差の約半分を説明しているものの、労働時間における違いも無視しえないほどに寄与している。さらに、賃金率が高い者ほど労働時間が長く、このことが年間給与所
7

得の格差拡大を助長していることがわかった。
４. 世帯における所得格差
ここまでは、パートタイム労働者の拡大を焦点に労働者個人の年間給与所得の格差に着目してきた。パートタイム労働は労働者個人における所得格差を助長することがわかったが、世帯所得で見た場合どうであろうか。実際に個々人が享受する生活水準はその人 1 人の所得のみならず、その人が所属する世帯の所得により決定される部分が大きい。事実、日本においても既婚女性の就業率がパートタイム就業という形で増えてきており、このことは労働者個人として見たら所得格差拡大の要因になりうるが、世帯として見たら夫の所得を補てんする働きを通じて所得格差縮小の要因にもなりうる。表 3 で確認したとおり、2002
年から 2012 年の 10 年間に、とりわけ夫の所得が低水準の層で妻の非正規就業率が大きく上昇しており、無業からの非正規労働者の増加は世帯間所得格差を縮小させる可能性があることが示されている。
この節では、非正規労働が世帯所得に与える影響について JHPS を用いて分析を行う。まずは、OECD(2011)を参考に、個人から世帯に焦点を移した際に、どれだけ所得の不平等度が変化するかを確認したうえで、世帯員の就業形態の組み合わせにより、非正規労働者の就業が世帯所得における格差縮小にいかに貢献するか分析していく。なお、本稿の分析結果は、OECD(2015)の“Non-standard work, job polarisation and inequality”の節で日本の結果として掲載されている。
４-１. ジニ係数――個人 vs.世帯
まずは、OECD(2011)の分析を参考に、個人間で給与所得の格差を見た場合と、世帯間で世帯の給与所得の格差を見た場合で、どの程度格差の大きさが変わるかについて確認する。
サンプルは、世帯主が 25-64 歳の世帯および、その世帯の 25-64 歳の個人（調査対象者）である。世帯の給与所得は、世帯員の給与所得を世帯で合算したものになっており、等価尺度については世帯人員数の平方根で除して調整している5。
図 3 は、グロスの所得が把握できる国について、個人の給与所得におけるジニ係数と世帯で合算した給与所得の等価額6におけるジニ係数を示している。個人の給与所得のジニ係数については無業者も含めた値であり、同様に、世帯の給与所得のジニ係数についても無業世帯を含めた値である。いずれの国においても、個人単位で見た場合よりもほかの世帯員の所得を含めることによって、所得格差が大幅に削減されることがわかる。削減幅は国に

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JHPS2009 では、個人の給与所得については、「昨年 1 年間の仕事からの収入（税引き前）」の値を用いる。世帯における給与所得の合算額については、昨年一年間の世帯の収入にかんする詳細票より、
「ご主人」
「奥様」
「その他の全員」の「勤め先年間収入」と「自営・事業収入・内職収入」を合算したものを用いる。
分析サンプルについては、JHPS2009 の回答者のうち、世帯主が労働年齢（25-64 歳）にある世帯とし、個人所得の分析においてはその世帯における 25-64 歳までの調査回答者を分析対象とする。
6 世帯で合算した給与所得額を世帯員数の平方根で除した値。

8よって異なり、スウェーデンやデンマークでは削減幅は小さいが、カナダやドイツなどでは削減幅が大きい。日本について見ると、個人間の給与所得におけるジニ係数は 0.53 とOECD 平均値よりも大きいが、世帯間で見ると、大幅にジニ係数が下がり、他国に比べてもその削減幅は大きいことがわかる。すなわち、ほかの国々に比べて日本では夫婦間分業が際立っており、所得においても夫婦間の差は平均して大きく、夫婦合算した所得格差は個人にくらべ、大きく縮小することがわかる。
４-２. データと定義
以降では、OECD(2015)の国際比較分析に合わせて、データの年次や定義について前節までとは異なった設定を行う。データは JHPS2012 年度調査の結果を用い、分析対象は 20
歳から 64 歳までの対象者とその世帯としている。就業形態の定義については、常用雇用契約のもと週 30 時間以上働いている者を正規労働者、それ以外の雇用者と自営業者を非正規労働者、そして無業者の 3 カテゴリーに区分している7。これに基づき、世帯を以下の 4 タ
イプに分ける。
① 正規労働世帯：少なくとも 1 人以上の正規労働者がいる世帯でその他の世帯員も正規労働者か無業者である世帯。
② 非正規労働世帯：少なくとも 1 人以上の非正規労働者がいる世帯でその他の世帯員も非正規労働者か無業者である世帯。
③ 混合世帯：少なくとも 1 人の正規労働者と 1 人の非正規労働者からなる世帯。
④ 無業世帯：就業者がいない世帯。
個人所得については昨年 1 年間の給与所得（事業収入を含む）を用いている。世帯所得については昨年 1 年間のすべての収入源からの所得を用い、世帯人員数の平方根で除すこと
で等価世帯所得を算出している。いずれも昨年 1 年間の所得額のため、JHPS2012 データ
では 2011 年の値となる。また、個人所得と等価世帯所得いずれも税引き前の値である。
このような条件のもと、JHPS2012 における非正規労働者のうち、35%が単独世帯を含む
家計の主たる稼ぎ手として就業しており、残りの 65%の非正規労働者は家計における補助的な労働者として就業している（図 4 参照）。OECD(2015)で示されている OECD 平均値では非正規労働者のうち約半数が家計の主たる稼ぎ手として就業しているとなっており、それに比べると日本では家計の主たる稼ぎ手となっている非正規労働者は近年増加してきているものの、相対的に未だに少ないといえる。
４-３. 所得階層――個人 vs.世帯
まずは、非正規労働者個人で見た場合の所得階層と、その人が所属する世帯の所得階層を見てみる。表 6 では、縦方向に分析対象である 20-64 歳の全就業者を対象にして作成した
7

OECD(2015)においてはそれぞれ Standard worker, Non-standard worker, Jobless と名称づけられている。

9

個人所得の五分位が示されており、(2)列目には、個人所得の各階層における非正規労働者の分布割合を示している。横方向には 20-64 歳の人が属する全世帯を対象にして作成した等価世帯所得の五分位をとっており、(3)列目から(7)列目には個人所得の各階層にいる非正規労働者の各等価世帯所得階層における分布割合を示している。日本において、非正規労働者の 40.6%が個人所得では最下層に属していることがわかるが、等価世帯所得で見ると、そのうちの 22.6%の人が最下層にとどまっているのみで、それ以外の人はより高い所得階層に属するようになることがわかる。個人所得階層の第Ⅱ五分位においても、等価世帯所
得で見た場合、より上層の所得階層に移動している。その一方、個人所得で最上層にいる
非正規労働者においては、その 8 割弱（21.1%＋56.1%）が世帯所得においても所得上位に位置しており、移動が少ないことがわかる。
日本におけるこの状況は他国と比較してどうであろうか。図 5 は、個人所得で最下層にいる非正規労働者のみに着目して（日本の値は表 6 の 1 行目に対応）、かれらの等価世帯所得における所得階層の分布を国別に示している。日本は、ベルギー、オーストラリア、アイ
ルランドと並んで、個人所得で最下層にいる非正規労働者のうち等価世帯所得でも最下層にいる割合がもっとも低いグループに属する。個人単位で見ると、たとえ所得の低い非正規労働者であっても、世帯単位で見ると、必ずしも所得が低いわけではない。
それでは、どのような世帯に属する非正規労働者が、個人所得では低所得であっても、等
価世帯所得で見た場合、より高い所得階層に移動することができるのであろうか。図 6 はOECD(2015)Figure4.14(Panel A)を参考に、個人所得で最低所得階層にいる非正規労働者について、その人が他の非正規労働者と生計をなしている場合（非正規労働世帯）もしくは、その人が他の正規労働者と生計をなしている場合（混合世帯）に限定して、等価世帯
所得における所得階層を示している。非正規労働者が他の非正規労働者と生計をなしている場合は、個人所得で最下層にいる者のうち 4 割が等価世帯所得においても最下層にとどまっている。一方で、非正規労働者が他の正規労働者と生計をなしている場合は、個人所得で最下層にいる者のうち等価世帯所得でも最下層にとどまっている者は 1 割強に過ぎず、7 割以上が第Ⅲ五分位以上の階層に移動している。つまり、低所得の非正規労働者においても、正規労働者と生計をなしている場合は高い確率で低所得から脱出することができるが、一方で、非正規労働のみで生計をなしている場合には低所得から逃れにくいことがうかがえる。
このことを別の視点から見るために、図 7 では等価世帯所得で最下層に陥る割合が世帯類
型ごとに示されている。当然のことながら、いずれの国においても無業世帯においては最下層に陥る割合がもっとも高く、日本においてもその割合は 6 割程度となっている。非正規労働者のみから成る非正規労働世帯の最下層率がこれに続いて高く、日本では 34%となっている。さらに、正規労働者のみから成る正規労働世帯では、正規労働者と非正規労働者から成る混合世帯よりも最下層にいる割合が高いことも各国共通の現象である。総じて、
日本は OECD の平均的な値を示している。非正規労働者が正規労働者と生計をなし家計補10

助的な役割を果たす場合には、低所得から回避できる確率が高まるが、それ以外の場合には低所得、すなわちワーキングプアという状況から脱出することは難しい状況にあることが読みとれる。
４-４. 非正規労働と世帯の所得格差
非正規労働の増加は個人所得における所得格差を拡大させることが前節で明らかになったが、それでは、世帯所得における所得格差の拡大につながる要因となっているのであろうか。個人所得で見た場合、非正規労働者の 4 割が最低所得階層に位置していることを考慮すると、非正規労働は所得格差拡大に寄与すると予想される一方で、非正規労働者のうち 65%が世帯主ではなく、世帯では家計補助的な役割を担っていることを考慮すると、所得格差縮小の方向に寄与しているかもしれない。
図 8 は OECD(2015)Figure4.16 を参考に、正規労働世帯のみで算出した等価世帯所得のジニ係数、そこに混合世帯を加えて算出したジニ係数、さらに非正規労働世帯を加えて算出したジニ係数、最後に無業世帯を加えて算出したジニ係数を示している。分析を 20-64
歳に限定しているため、全体的に全年齢を対象としたジニ係数よりも低い値が算出されている。正規労働世帯のみでの等価世帯所得のジニ係数は 0.271 なのに対し、混合世帯では0.266 と僅かながら格差が縮小している。一方で、非正規労働世帯を加えると 0.291 と格差が拡大し、無業世帯を加えるとさらに格差は拡大する。このことは、非正規労働者が正規
労働者と生計をなし家計補助的な役割を担っている場合において、世帯所得の格差は縮小されるが、そうでない場合には格差を拡大させることを示している。
４-５. 非正規労働と貧困
最後に、非正規労働と貧困との関係についても見ていく。表 7 は世帯類型ごとの貧困率を示している。非正規労働者が家計補助的な役割を担っている混合世帯においては貧困率がもっとも低く 3.8%、次に正規労働世帯で 5.2%となっている。非正規労働世帯においては貧困率が 21.2%と高く、働いていても貧困から抜け出すことができないというワーキングプ
アの問題が浮かび上がっている。
表 7 では同時に貧困層の内訳についても示されている。貧困層の 8 割強が就業世帯であり、中でも非正規労働世帯が大半を示していることがわかる。OECD 平均と比較してみても、わが国におけるワーキングプアが顕著であることが際立っている。日本では労働年齢人口における無業世帯・失業世帯が少ないため、貧困層においても無業世帯の割合が圧倒的に低く、逆に、ここでもワーキングプアという問題が浮き彫りになっている。
５. まとめ
本稿では、近年の非正規労働の増加が個人間における所得格差と世帯間における所得格差にもたらす影響について分析を行った。個人の給与所得における格差にかんする分析では、
11

非正規労働の増加は個人の給与所得における格差を拡大させることを確認したうえで、その格差の要因について OECD(2011)を参考に、労働の価格である「時間当たり賃金率」と労働の量である「労働時間」に分解して検討した。その結果、正規労働と非正規労働における労働時間の差が所得格差を引き起こしていることも事実である一方で、時間当たり賃金率の差が所得格差の主要な要因であり、さらに、時間当たり賃金率の高い者ほど労働時間が長いことが格差を助長していることがわかった。
非正規労働の増加が世帯所得における格差に与える影響については以下のことが指摘された。非正規労働者の 4 割が個人所得で見ると最低所得五分位に位置している一方で、世帯の合算所得で見ると、そのうち最低所得階層にとどまる人は 2 割程度にとどまり、残りの人はより上位の階層に移動している。そして、正規労働者と生計をなしている非正規労働者においてはこのようなケースが多く、逆に、非正規労働で生計をなしている場合においては、世帯所得で見ても低所得層にとどまる確率が高いことがわかった。すなわち、非正規労働は必ずしも世帯所得の格差を拡大させる要因とはなっておらず、非正規労働者が正規労働者と生計をなし家計の補助的な役割を担う場合は、むしろ世帯間の所得格差を縮小させる方向に働く。事実、ここ 10 年の間、とりわけ夫の所得が低水準の層で妻の非正規雇用率が大幅に増加しており、いままで無業であった妻がパートタイム労働者として働くようになった結果、世帯所得を引き上げ、世帯間格差を縮小させるのに寄与していることが見てとれた。非正規労働者の増加は世帯間所得格差を縮小させる傾向が見られた。もっともこの非正規雇用の賃金が上昇すれば、個人はもとより世帯間の所得格差をさらに縮小させる可能性があるといえる。他方、単独世帯や非正規労働者が家計の主たる稼得者である世帯では低所得に陥る確率が高く、ワーキングプアと非正規労働の関係の強さが改めて確認された。
最後に本稿の限界について述べておく。まず、世帯の類型については就業形態に着目し、その世帯が夫婦のみの世帯なのか、単身世帯なのか、三世代同居世帯なのかといった点までは考慮しきれていない。そのため、「ダグラス・有沢の第二法則」の崩壊に着目した先行研究と並列して議論ができない。その点については今後の検討課題としたい。また、世帯所得においては、給与所得以外において資産収入や社会保障給付といったさまざまな収入源があり、租税や社会保険料負担もあるが、それら各々が個人や世帯の所得格差に与える影響について詳細な分析が必要であり、この点も今後の課題としていきたい。

参考文献
OECD (2011) “Divided We Stand?: Why inequality keeps rising”, OECD Publishing,Paris.
OECD (2015) “In It Together: Why lower inequality benefits all”, OECD Publishing,Paris.
12

太田清 (2005)「フリーターの増加と労働所得格差の拡大」『ESRI,
Discussion Paper Series』
No,140.
浦川邦夫 (2007) 「家族の変容と教育意欲の世帯間格差に関する考察」『経済学研究年報』
No.54, pp.107-126.
太田清 (2006) 「非正規雇用と労働所得格差」『日本労働研究雑誌』 No.557, pp.41-52.
小原美紀 (2001) 「専業主婦は裕福な家庭の象徴か？――妻の就業と所得不平等に税制が与える影響」『日本労働研究雑誌』 No.493, pp.15-29.
橘木俊詔・迫田さやか (2013) 『夫婦格差社会――二極化する結婚のかたち』中公新書.
樋口美雄・佐藤一磨 (2015)「雇用・賃金統計に見る先進各国共通な流れと日本の特徴」『三
田商学研究』 (近刊) .

13

表 1：非正規労働者の男女別・有配偶別割合（20-64 歳までの非正規労働者）
男性

無配偶
有配偶

女性

無配偶
有配偶

計

15%
14%
16%
55%
100%

出所：総務省「平成 24 年就業構造基本調査」の集計表（b223 および b227）より筆者らが算出。
註 1：非正規労働者の定義：パート、アルバイト、派遣社員、契約社員、嘱託、その他の総計。

表 2：有配偶世帯における夫と妻の就業形態の組み合わせ（夫の年齢が 20-64 歳の世帯）
2004年

夫の就業形態(N=2,369)
正規

妻の就業形態
正規
非正規
自営
無業
11%
20%
6%
29%

合計
66%

非正規

1%

2%

0%

2%

6%

自営

2%

3%

10%

6%

22%

無業

1%

1%

1%

4%

7%

合計

15%

26%

17%

41%

100%

妻の就業形態
正規
非正規
自営
無業
13%
31%
4%
23%

合計
71%

2014年

夫の就業形態(N=1,782)
正規
非正規

1%

3%

1%

2%

8%

自営

2%

5%

7%

4%

18%

無業

1%

1%

0%

2%

4%

合計

17%

40%

12%

31%

100%

出所：KHPS2014 より筆者らが算出。
註 1：非正規労働者の定義：パート、アルバイト、派遣社員、契約社員、嘱託の総計。
正規労働者の定義：常勤の職員（役員・経営者を含む）。
自営業者の定義：自営業主、自由業者、家族従業者、委託労働・請負の総計。

14

表 3：有配偶世帯における夫の所得階層別に見た妻の就業状態（夫の年齢が 59 歳以下の世帯）
2002年
妻有業
（N=18,848,500）
夫有業

自営業者

正規雇用者

非正規雇用者

妻無業

計低(400万円未満)

12.8%

21.1%

30.8%

35.3%

100%

中(400-700万円未満)

6.4%

19.9%

31.4%

42.3%

100%

高(700万円以上)

6.0%

15.2%

31.6%

47.2%

100%

43.4%

100%

妻無業

計

夫無業

56.6%

2012年
妻有業
(N=15,576,800)
夫有業

自営業者

正規雇用者

非正規雇用者低(400万円未満)

5.4%

24.1%

40.2%

30.2%

100%

中(400-700万円未満)

3.1%

23.0%

36.5%

37.4%

100%

高(700万円以上)

3.2%

17.5%

35.0%

44.4%

100%

36.2%

100%

夫無業

63.8%

出所：総務省「平成 14 年就業構造基本調査」の集計表（z188 および z194）および「平成 24 年就業構造基本調査」の集計表（b222 および b228）より筆者らが算出。
註 1：非正規労働者の定義：パート、アルバイト、派遣社員、契約社員、嘱託、その他の総計。
自営業者には家族従業員を含む。
註 2：所得水準のグルーピングについては、すでに用意された所得カテゴリーをもとに、サンプルを三等分するのにもっとも近い形で設定した。

15

表 4：有配偶世帯における夫と妻の所得水準の組み合わせ（夫の年齢が 59 歳以下の世帯）
2002年
妻
夫

低
(無業者)

低(400万円未満※1)

中(200万円未満※2)
13%

13%

高
(200万円以上)

計

6%

32%

中(400-700万円未満)

18%

14%

8%

40%

高(700万円以上)

14%

9%

5%

28%

計

44%

36%

20%

17,894,300

2012年
妻
夫

低
(無業者)

中
(200万円未満※2)

高(200万円以上)

計

低(400万円未満※1)

11%

16%

8%

35%

中(400-700万円未満)

15%

16%

10%

41%

高(700万円以上)

10%

8%

5%

24%

計

37%

40%

23%

15,547,400

出所：総務省「平成 14 年就業構造基本調査」の集計表（z188）および「平成 24 年就業構造基本調査」の集計表（b222）より筆者らが算出。
註 1：所得水準のグルーピングについては、すでに用意された所得カテゴリーをもとに、サンプルを三等分するのにもっとも近い形で設定した。

16

図 1：就業形態の違いによる給与所得のジニ係数の変化（グロス所得報告国）

引用：OECD(2011)p.170, Figure 4.1
出所：日本のデータについては JHPS2009 を用いて筆者らが推計。
註 1：平均値は OECD(2011)に掲載されている値であり、日本の値は除いて算出されている。

図 2：時間当たり賃金率のジニ係数と年間給与所得のジニ係数の関係
0.50

ｱﾒﾘｶ

0.45

ﾒｷｼｺ

年間勤労所得のジニ係数

ｲｽﾗｴﾙ ｶﾅﾀﾞ
日本

0.40

ﾄﾞｲﾂ

0.35

ｵﾗﾝﾀﾞ

0.30

ｵｰｽﾄﾗﾘｱﾊﾝｶﾞﾘｰ
ﾁｪｺ

ﾌﾗﾝｽ

ｲｷﾞﾘｽ

ﾙｸｾﾝﾌﾞﾙｸ

ﾌｨﾝﾗﾝﾄﾞｽﾍﾟｲﾝ ｱｲﾙﾗﾝﾄﾞ

ﾍﾞﾙｷﾞｰｷﾞﾘｼｬ

ｵｰｽﾄﾘｱ

ｲﾀｲﾘｱ

0.25

0.20
0.20

0.25

0.30

0.35

0.40

0.45

0.50

時間当たり賃金率のジニ係数

引用：OECD(2011)p.175, Figure 4.4
出所：日本のデータについては JHPS2009 を用いて筆者らが推計。

17

表 5：年間給与所得（対数値）の分散の要因分解（雇用者のみ）
Var(ln_AE)(1)

Var(ln_hw)(2)

Var(ln_ah)(3)

2xCov(ln_hw,(4)

オーストラリア 2003

0.460 (1.00)

0.210 (0.457)

0.255 (0.554)‐0.005 ‐(0.011)

カナダ 2004

1.539 (1.00)

0.934 (0.607)

0.222 (0.144)

0.383 (0.249)

チェコ 2004

0.416 (1.00)

0.300 (0.721)

0.055 (0.132)

0.061 (0.147)

フィンランド 2004

1.085 (1.00)

0.553 (0.510)

0.233 (0.215)

0.298 (0.275)

ドイツ 2004

1.089 (1.00)

0.441 (0.405)

0.333 (0.306)

0.315 (0.289)

イスラエル 2005

0.769 (1.00)

0.504 (0.655)

0.198 (0.257)

0.066 (0.086)

オランダ 2004

0.877 (1.00)

0.394 (0.449)

0.286 (0.326)

0.197 (0.225)

イギリス 2004

0.700 (1.00)

0.347 (0.496)

0.229 (0.327)

0.123 (0.176)

アメリカ 2004

0.972 (1.00)

0.600 (0.617)

0.218 (0.224)

0.154 (0.158)

OECD9か国平均

0.879 (1.00)

0.476 (0.546)
0.225 (0.276)
Corr(AE,
Corr(AE, ah)=0.43

0.177 (0.177)

日本 2008

0.782 (1.00)

0.424 (0.542)

0.120 (0.154)

0.238 (0.304)

引用：OECD(2011)p.177, Table 4.1
出所：日本のデータについては JHPS2009 を用いて筆者らが推計。
註 1：平均値は OECD(2011)に掲載されている値であり、日本の値は除いて算出されている。

図 3：個人の給与所得および世帯の合算給与所得におけるジニ係数0.7
個人の給与所得 （無業者を含む）
等価世帯給与所 得（無業世帯を含む）

0.6

0.5

0.4

0.3

0.2

引用：OECD(2011)p.196, Figure 5.1
出所：日本のデータについては JHPS2009 を用いて筆者らが推計。
註 1：平均値は OECD(2011)に掲載されている値であり、日本の値は除いて算出されている。

18

図４：非正規労働者が世帯の主たる稼ぎ手および補助的な稼ぎ手となっている割合

OECD21か国平均(2012年前後）48%

日本(2011年）

52%

35%

0%

20%

65%

40%

60%

80%

100%

非正規雇用者が世帯の主たる稼ぎ手となっている割合
非正規雇用者が世帯の補助的な稼ぎ手となっている割合

引用：OECD 平均値については、OECD(2015)p.171, Figure4.13 より引用。
註 1：日本のデータについては JHPS2012 を用いて筆者らが推計。
註 2：非正規労働者の定義：OECD(2015)における Non-standard worker に準ずる。

19

表 6：個人所得階層における非正規労働者の分布 および
個人所得階層別の世帯所得階層における非正規労働者の分布（日本 2011 年）
個人の給与所 非正規労働者
得の五分位
の分布
最下層
(1)

(2)

最下層

Ⅱ
Ⅲ
Ⅳ
Ⅴ
合計

40.6
29.8
13.5
7.8
8.3
100

等価世帯所得の五分位

Ⅱ

Ⅲ

Ⅳ

Ⅴ

(3)

(4)

(5)

(6)

(7)

22.6
28.8
21.5
3.7
10.5
21.8

20.1
25.9
35.5
29.6
0.0
23.0

24.0
14.1
23.7
27.8
12.3
20.3

17.2
15.1
9.7
22.2
21.1
16.3

16.1
16.1
9.7
16.7
56.1
18.6

合計
(8)

100
100
100
100
100
100

出所： JHPS2012 を用いて筆者らが推計。（N=688）
註 1： OECD(2015)p.172 Table4.5（EU 加盟 15 か国に関する同様の集計）を参考に作成。
註 2：個人の給与所得の五分位は、分析対象である 20-64 歳の全就業者を対象にして作成しており、等価世帯所得の五分位は、20-64 歳の人が属する全世帯を対象にして作成している。

図 5：個人所得で最下層にいる非正規労働者の世帯所得階層の分布（2012 年前後）
100%
80%
60%
40%
20%

ｴｽﾄﾆｱ
ﾙｸｾﾝﾌﾞﾙｸﾞ
ｷﾞﾘｼｬ
ﾌﾗﾝｽ
ｽﾍﾟｲﾝ
ﾎﾟｰﾗﾝﾄﾞｲﾀﾘｱ
ﾁｪｺﾊﾝｶﾞﾘｰｶﾅﾀﾞ
ﾎﾟﾙﾄｶﾞﾙ
ｽﾛﾊﾞｷｱ韓国
ｵｰｽﾄﾘｱ
ｲｷﾞﾘｽ
ﾄﾞｲﾂ
ｽｲｽ
ﾍﾞﾙｷﾞｰ
ｵｰｽﾄﾗﾘｱ
ｱｲﾙﾗﾝﾄﾞ日本
OECD21か国平均

0%

最下層

Ⅱ

Ⅲ

Ⅳ

Ⅴ

引用：OECD(2015)p.173, Figure4.14 Panel B より引用。
註 1：日本のデータについては JHPS2012 を用いて筆者らが推計。（N=279）20

図 6：個人所得で最下層にいる非正規労働者の世帯所得階層（日本 2011 年）――非正規労働者が他の非正規労働者と生計をなしている世帯と非正規労働者が他の正規労働者と生計をなしている世帯に限定――

非正規労働者＋正規労働者(N=123)

11%

14%

34%

23%

18%
最下層
Ⅱ
Ⅲ
Ⅳ

非正規労働者＋
非正規労働者(N=51)

41%

0%

20%

24%

40%

18%

60%

10% 8%

80%

Ⅴ

100%

出所：JHPS2012 を用いて筆者らが集計。
註 1： OECD(2015)p.173 Figure4.14 Panel A（EU 加盟 15 か国に関する同様の集計）を参考に作成。

図 7：世帯類型別の最低所得階層にいる割合（2012 年前後）
80%

60%

40%

20%

0%

非正規労働世帯

正規労働世帯無業世帯

混合世帯

引用：OECD(2015)p.174, Figure4.15 より引用。
注 1：日本のデータについては JHPS2012 を用いて筆者らが推計。（N=321）
註 2：非正規労働世帯とは 1 人以上の非正規労働者がおりその他の世帯員も非正規労働者か無業者である世帯、正規労働世帯とは 1 人以上の正規労働者がおりその他の世帯員も正規労働者か無業者である世帯、混合世帯とは少なくとも 1 人以上の非正規労働者と 1 人以上の正規労働者がいる世帯である。

21

図 8：各世帯類型における等価世帯所得におけるジニ係数（日本 2011 年）
0.296

0.30
0.291
0.29
0.28
0.271
0.27

0.266

0.26
0.25

出所：JHPS2012 を用いて筆者らが集計。（N=1,600）
註 1：OECD(2015)p.175 Figure 4.16（OECD 加盟 20 か国に関する同様の集計）を参考に作成。
註 2：非正規労働世帯とは 1 人以上の非正規労働者がおりその他の世帯員も非正規労働者か無業者である世帯、正規労働世帯とは 1 人以上の正規労働者がおりその他の世帯員も正規労働者か無業者である世帯、混合世帯とは少なくとも 1 人以上の非正規労働者と 1 人以上の正規労働者がいる世帯である。

表 7：世帯類型ごとのと貧困率 および 貧困層の内訳

日本の値(2011年）

OECD平均(2012年前後）

貧困率

貧困層の内訳

サンプル全体における世帯分布

21.2%
5.2%
3.8%
46.3%
10.3%

54.3%
16.5%
14.0%
15.2%
100%

26.2%
32.8%
37.7%
3.4%
100%

非正規労働世帯
正規労働世帯
混合世帯
無業世帯
全体

貧困率

21.9%
4.3%
2.6%
40.1%
‐

貧困層の内訳

27.0%
14.8%
2.8%
55.4%
100%

註 1：JHPS2012 を用いて筆者らが集計。相対的貧困線は 158 万円。(N=1,600)
註 2：OECD 平均値については、OECD(2015)p.178, Figure4.18 および Figure4.19 より引用。貧困率は OECD 加盟 21 か国（日本含む）の平均値。貧困層の内訳については OECD 加盟 20 か国（日本含まない）の平均値。
註 3：非正規労働世帯とは 1 人以上の非正規労働者がおりその他の世帯員も非正規労働者か無業者である世帯、正規労働世帯とは 1 人以上の正規労働者がおりその他の世帯員も正規労働者か無業者である世帯、混合世帯とは少なくとも 1 人以上の非正規労働者と 1 人以上の正規労働者がいる世帯である。

22