OSIPP Discussion Paper : DP-2014-J-006「2000 年代の学歴間賃金格差の様相：労働者の年齢間代替性が与える影響」(The wage differential between college and high-school graduates in the2000s: The effect of labor substitution between age groups)
May 8, 2014
関島 梢恵(Kozue Sekijima)

大阪大学大学院国際公共政策研究科（ＯＳＩＰＰ）

博士前期課程Master student, Osaka School of International Public Policy (OSIPP)【キーワード】学歴間賃金格差、年齢間代替性、若年雇用JEL Classification Codes: J21、J31、E24【要約】
本稿では 2000 年代に年齢間の労働代替性が高まったのかを探るため、Card andLemiuex(2001)の不完全代替モデルを用い、野呂・大竹（2006）の分析で使用されたデータを 2011 年まで更新して回帰分析を行った。分析によって、（ⅰ）先行研究と同様に年齢グループ間は依然として不完全代替の関係にあり、（ⅱ）代替弾力性の値は 90 年代までと 2000 年代で大きな変化が見られないとの結果を得ている。このことから、若年雇用環境の悪化の背景で懸念されている年齢間の代替関係の高まりは、必ずしも起きているわけではないことが明らかになった。
本研究を進めるにあたり、指導教官の国際公共政策研究科小原美紀准教授から、丁寧かつ熱心なご指導を賜りました。ここに感謝の意を表します。
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Ⅰ．はじめに

日本では 2002 年から 2008 年の金融危機の勃発前にかけて、機械類の輸出好調などを起因とした好景気を迎え、雇用も回復した。製造業の現場等での労働需要の高まりは、高卒労働者にとって学歴間賃金格差を縮小する方向に作用したのではないかと推測される。しかしながら、実際は若年層の学歴間賃金格差にわずかな拡大傾向1が見られる。若年層では 2000 年代以降、継続的な高学歴化2により相対的な高卒労働供給は小さかったにもかかわらず、高卒労働者の賃金低下率は大卒労働者より大きい3。なぜこのようなことが起こったのか。
太田(2010)は若年雇用について、中高年労働者との代替の可能性を指摘している。高齢者の継続雇用の進展や技術発展による年齢のハンディキャップの軽減などによって世代間の職業類似性が高まることで、若年の雇用が圧迫されるという。中高年との代替によって若年の高卒労働者の雇用が圧迫されたのだとすれば、2000 年代の好景気が若年高卒者にとって有利に働かなかったのかもしれない。総務省統計局の『労働力調査』によると若年男性（25～29 歳）の完全失業率は、1990 年に 2.0％（全世代平均は 2.0％）だったのが、2000 年に 5.8％（同 4.9％）、2010 年に 7.8％（同 5.4％）まで増加し、全世代平均を上回るようになっている。2012 年 7 月 16 日の日本経済新聞では、中高年就業率の上昇と対照的に深刻さを増す若年の就業難を取り上げ、「若者の雇用が割を食いやすい構造問題」を指摘している。若者と中高年の代替性の高まりが懸念されているのだろう。本稿では若年と中高年の労働者の代替弾力性を算出し、2000 年代以降でより代替的になったかを探りたい。
日本における若年と中高年の代替関係の研究には、事業所の中高年比率と採用の関係を分析した玄田(2001)や、企業へのアンケート調査から中高年の過剰感と新規採用の関係を分析した川口(2005)などがある。また、太田(2010)は『国勢調査』を用いて中高年の就業率が高い地域で若年の就業率が低いか分析しており、これらの先行研究から間接的に若年と中高年の年齢間代替関係が示唆されている4。
年齢間の労働の代替性を直接計測できる手法として Card and Lemieux(2001)の不完全代替モデルがある。
労働市場の需給関係に基づき外生的な学歴間相対労働供給の変化が学歴間賃金格差に与える影響を分析することで、アメリカ、イギリス、カナダにおいて労働者が年齢1

若年層（25－29 歳）の大卒－高卒間相対賃金の対数値は、2001 年に 0.11、2006 年に 0.16、2011 年に 0.21であり、大卒賃金が相対的に高まっている。
2
若年層の大卒－高卒間相対労働供給の対数値は 2001 年に－0.07、2006 年に 0.05、2011 年に 0.14 であり、大卒労働供給の相対的な増加が続いている。
3
2001 年から 2011 年における若年層の賃金変化率は、高卒で約 11％、大卒で約 1％の減少が見られる。
4
若者と高齢者(55 あるいは 60 歳以上)の代替関係に着目した研究もある。三谷(2001)がコストシェア関数の推定から代替性を直接計測しているほか、太田(2012)では 2006 年の「改正高年齢者雇用安定法」の施行後、男性の高齢化指標の上昇が若年採用を抑制する傾向が観察されている。

2

グループ間で不完全代替の関係にあることを明らかにしている。また、1950 年代後半から1990 年代後半に起きた若年層の学歴間賃金格差の背後に、大卒労働者への需要の増加と高学歴化の進展の鈍化があったことを指摘している。Fitzenberger and Kohn(2006)はこのモデルを拡張し5、ドイツのデータで 3 つのスキルグループ間の賃金格差を分析して比較的高い年
齢間代替弾力性を確認している。
不完全代替モデルは日本の労働市場について分析した既存の研究でも使われている。
Kawaguchi and Mori(2008)はスキル偏向的技術進歩による大卒労働者の需要の高まりが高学歴化と相まって大卒賃金プレミアムを安定的に推移させたことを示している。Kawaguchiand Mori(2014)では、日本の学歴間賃金格差がアメリカより小さい点に着目し、1986 年から2008 年にかけての大卒労働供給の伸びが日本でより早かったことによって説明している。
野呂・大竹(2006)は年齢間の代替関係に注目しており、1976 年から 2001 年の厚生労働省の『賃金構造基本統計調査』のデータを用いて分析している。これら日本の先行研究で共通して、年齢間代替性は完全代替ではないものの、ある程度代替的であることが示されている。
本稿では、若年労働者と中高年労働者の代替が高まってきているのかを不完全代替モデルを用いて年齢間代替弾力性を推定することによって明らかにする。
貢献および主要な結果は次の 3 点である。
（ⅰ）日本における年齢間代替の可能性について、学歴間格差を同時に考慮するモデルに基づいて分析したことに加え、（ⅱ）直近の 2011 年までデータを更新したことで、労働環境が大きく変わったとされる 1998 年以降の様相を分析することができた。また（ⅲ）分析により、90 年代と 2000 年代で年齢間代替弾力性に大きな差はなく、高まっていると懸念される年齢間の代替関係が必ずしも高まっているわけではないことが示された。
以下、Ⅱで分析に用いるモデルと推定方法について説明し、Ⅲで実証分析の推定結果のまとめと考察を行い、最後にⅣで結論を述べる｡

Ⅱ．推定モデルとデータ

Card and Lemieux(2001)のモデルの詳細は Appendix に示す。モデルでは労働者を大卒者と高卒者の 2 つの学歴グループに分け、各グループの労働投入が年齢グループ別で表される労働者と生産効率性のパラメーターからなる CES 型関数に依存すると仮定する。総生産を 2つの学歴グループの労働投入と技術的効率性のパラメーターからなる CES 型関数で表す。
さらに賃金が限界生産物価値に等しくなるように決定されるとする。
同じ学歴グループに属する労働者が年齢グループ間で不完全代替であり、学歴間相対労働供給を年齢グループと全

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Ottaviano and Peri(2012)には様々なパターンの入れ子型モデルへの拡張が示されている。

3

体で比較したときに時間を通じて同じ傾向を示すのでない場合、次のことが示唆される。大卒－高卒間の相対賃金（学歴間賃金格差）は、技術進歩に依存する相対的技術ショックや相対労働供給、年齢に依存する相対生産効率性に加えて年齢階級別相対労働供給の影響を受けて、年齢グループごとに異なる傾向を示す。
推定では年齢間代替弾力性と学歴間代替弾力性の識別が必要になるため、二段階の推定を行う。第一段階推定では年齢間代替弾力性𝜎𝐴 を求める。
𝑐𝑤𝑗𝑡

1𝐶𝑗𝑡

𝑤𝑗𝑡

𝐴𝑗𝑡

(1) log ( ℎ ) = 𝛼1 𝐵𝑡 + 𝛼2 𝐷𝑡 − (𝜎 ) log (𝐻 ) + 𝑒𝑗𝑡
c は大卒、h は高卒、t は年、j は年齢グループを示す。被説明変数は学歴間賃金格差を表し、𝑤は賃金である。注目する説明変数は年齢階級別相対労働供給（log⁡(𝐶𝑗𝑡 /𝐻𝑗𝑡 )）で、𝐶は大卒労働者数、𝐻は高卒労働者数を示している。𝛼1と𝛼2はパラメーター、𝑒𝑗𝑡 は誤差項、𝐵𝑡 は年齢ダミー、𝐷𝑡 は年ダミーあるいは線形のトレンドとして推定する。得られた1⁄𝜎𝐴 の推定値を使って第二段階推定では学歴間代替弾力性𝜎𝐸 を求める。
𝑐𝑤𝑗𝑡

1

𝑤𝑗𝑡

𝐴

𝐶

𝛽𝑗

1𝑗𝐸

𝐶

1𝐶𝑗𝑡

𝐴

𝑗𝑡

(2) log ( ℎ ) + (𝜎 ) log (𝐻𝑡 ) = 𝑏1 ∗ 𝑡𝑟𝑒𝑛𝑑 + 𝑏2 log (𝛼 ) − (𝜎 ) log (𝐻𝑡 ) − (𝜎 ) ⁡log (𝐻 ) + 𝑒𝑗𝑡
𝑡𝑡log⁡(𝐶𝑡 ⁄𝐻𝑡 )は総労働供給比、log(𝛽𝑗 /𝛼𝑗 )は相対生産効率性であり、𝛼𝑗 と𝛽𝑗 は時間を通じて一定と仮定した生産効率性を示している。𝑏1 と𝑏1 はパラメーター、trend はトレンド項を表す。
(1)式と(2)式を推定し、年齢階級別相対労働供給のパラメーター（−(1⁄𝜎𝐴 )）の推定値が有意にマイナスとなれば、年齢間不完全代替の仮定が満たされ、同じ学歴グループに属する異なる年齢グループの労働者間の代替弾力性𝜎𝐴 を算出できる。
データおよび指標作成方法は野呂・大竹(2006)に準ずる。厚生労働省の『賃金構造基本統計調査』（1976－2011 年）における一般男性労働者の年齢階級別データを使用し、新たに実施・公表された調査結果を加えてデータを更新する。［25～29 歳、30～34 歳、35～39 歳、40～44 歳、45～49 歳、50～54 歳、55～59 歳の 5 歳ごと 7 階級］×［1976－2011 年の 5 年ごと計 8 回分の調査］より 56 サンプルが得られる。被説明変数の大卒－高卒間賃金格差は、高卒の賃金に対する大卒の賃金の比率の対数値で表す。賃金は大卒・高卒ともに、年齢および時点で区分された各グループの年間労働所得の平均値とする｡年間労働所得とは、現金給与総額を 12 倍したものに前年の年間賞与その他特別給与額を加えた値を指す。説明変数について、年齢階級別相対労働供給と総労働供給比はそれぞれ年齢階級別と全年齢階級での高卒労働者数に対する大卒労働者数の比率を対数値で表す。労働者数は産業計かつ企業規模計の数値を使う。年齢ダミーは若年層（25～29 歳）、中年層（30～49 歳）、高年齢層（50～59歳）の 3 つの年齢グループに分けたダミー変数を作り、中年層ダミーと高年齢層ダミーを加える。これは「5 歳ごとに分けられた年齢グループよりも、若年層、中年層、高年齢層に分4けた、大きなグループのほうが年齢による特徴を捉えやすく、賃金に与える影響が大きいのではないか」との野呂・大竹(2006)の指摘に従っている。年ダミーには 1976 年以外の調査年のダミーを加える。記述統計は表 1 に示す。
（表 1 挿入）

Ⅲ．推定結果と考察(1)式と(2)式をサンプルの期間を変えて推定し、第二段階推定の結果を表 2 に示す。第一段階、第二段階推定ともに、年齢グループ間の代替弾力性を示すパラメーター（−1⁄𝜎𝐴 ）は有意水準 1％で有意に負の値となっている。これは理論モデルと一致しており、年齢グループ間における不完全代替の仮定を満たし、年齢間代替弾力性𝜎𝐴 の値を算出できる。
（表 2 挿入）1976 年から 2011 年までに拡張したサンプルの推定では年齢間代替弾力性が 5.41 である。
バブル崩壊前までの時期（1976 年～1991 年）のサンプルを使った推定では 3.66 と比較的代替性が小さいのに対して、野呂・大竹（2006）が行ったのと同じ 2001 年までのサンプルの推定では 5.65 になっている6。日本における他の先行研究とも比較すると、1982 年から 2002年の総務省の『就業構造基本調査』を用いた Kawaguchi and Mori(2008)の分析では、年齢間代替弾力性は 6.0 と推定されている7。
また、Kawaguchi and Mori(2014)による 1986 年から 2008
年の総務省の『労働力調査』を用いた分析では、5.7 と算出される。こうした分析結果から、年齢間の代替性は 2000 年代以降ほとんど変化していないことがわかる。
なお、その他のパラメーターを確認すると、年齢ダミーはすべて有意に正の値を示している。これは先行研究とも一致し、若年層を基準として年齢層が上がるにつれて学歴間賃金格差の程度が大きくなることを示している。また、学歴間の代替性を示すパラメーター（−1/𝜎𝐸 ）はほとんどが有意でなく、理論から導かれる符号（－）とも一致しない。トレンド項も有意に推定されていない。先行研究でも指摘されるように、総相対労働供給のパラメーターが示す高学歴化の進展と年ダミー（トレンド項）が示す技術進歩がともに線形のトレンドとして捉えられるため、識別が困難であることが原因だと考えられる。
2001 年までのデータに限定した推定と 2000 年代のデータを加えた推定で年齢間代替弾力性に変化が見られないとの結果は何を意味しているのだろうか。
年齢グループ間が代替的な関係にある点は既存の研究結果と整合的である。しかしながら、2000 年代以降に年齢間の労働代替性が高まったわけではないことがわかる。すなわち本稿の研究結果からは、近年の6 野呂・大竹（2006）は推定パラメーターを－0.17 として年齢間代替弾力性を計算し、約 5.8 としている。
7 学歴別卒業者数比を操作変数に利用した IV 推定では、年齢間代替弾力性は 4.7 と算出されている。

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若年層の雇用環境の悪化において懸念されている若年層と中高年層との代替関係の高まりは確認されない。
ただし、労働者間の代替関係が若年の雇用を圧迫する可能性が否定されたわけではない。
本稿の分析では観察することができない他の代替性が存在する可能性があるからだ。
この時期の特徴として、非正規雇用の急激な増加が挙げられる。若年の高卒労働者と非正規労働者の代替性が高ければ、非正規労働者の需要の高まりが若年の高卒正規労働者の雇用や賃金を抑制したのかもしれない。若年層での正規・非正規の代替関係だけでなく、中高年の非正規労働と若年の正規労働の代替の可能性もあるだろう。本稿は一般労働者のデータを使用しており、雇用形態（正規／非正規）を識別することはできないため、非正規雇用の影響を見ることはできない。

Ⅳ．おわりに本稿は、2000 年代の若者を取り巻く雇用環境の悪化の背景に、中高年労働者との代替関係 の 高 ま り が あっ た かを 探 っ て い る 。年 齢 間代 替 弾 力 性 を 計測 す るた め 、 Card andLemieux(2001)のモデルを利用した野呂・大竹（2006）の先行研究に準じて、2000 年代のデータを加えて分析を行った。
結果として 2000 年代でも年齢間不完全代替性は確認されたが、代替弾力性の値には変化が見られなかった。したがって、2000 年代における若年と中高年の労働代替性の高まりは否定される。一方、2000 年代以降の若年雇用をめぐっては、非正規雇用の急激な増加も見られ、雇用形態による労働代替の可能性が浮かび上がっている。本稿のデータではその点を分析できないが、今後は非正規雇用の増加が若年雇用にもたらした影響を詳しく分析する必要があるだろう。

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参考文献
Card David, and Thomas Lemieux（2001）“Can Falling Supply Explain the Rising Return to Collegefor Younger Men?: A Cohort-Based Analysis”, Quarterly journal of Economics 116, 705-746
Fitzenberger, B. and K. Kohn（2006）“Skill Wage Premia, employment, and Cohort Effects: Are
Workers in Germany All of the Same Type”, Centre for European Economic Research (ZEW),
Discussion Paper
Gianmarco I. P. Ottaviano and Bocconi（2012）“Rethinking the Effect of Immigration on Wages”,
Journal of the European Economic Association
Daiji Kawaguchi and Yuko Mori（2008）“Stable Wage Distribution in Japan, 1982-2002: A Counter
Example for SBTC?”, RIETI Discussion Paper Series 08-E-020
Daiji Kawaguchi and Yuko Mori（2014）“Winning the race against technology”, Bank of Japan
Working Paper Series
太田聰一（2010）「労働者間の代替関係と若年雇用」『若年就業の経済学』第 5 章（日本経済新聞出版社）
太田聰一（2012）雇用の場における若年者と高齢者―競合関係の再検討」（日本労働研究雑誌）労働政策研究・研修機構
川口大司（2005）「労働者の高齢化と新規採用」『雇用ミスマッチの分析と諸課題―労働市場のマッチング機能強化に関する研究報告書』第 6 章（連合総合生活開発研究所）
玄田有史（2001）「結局、若者の仕事がなくなった―高齢社会の若年雇用」橘木俊詔、デーヴィッド・ワイズ編『【日米比較】企業行動と労働市場』第 7 章（日本経済新聞出版社）
野呂沙織・大竹文雄（2006）「年齢間労働代替性と学歴間賃金格差」（日本労働研究雑誌）労
働政策研究・研修機構
三谷直紀（2001）「高齢者雇用政策と労働需要」猪木武徳・大竹文雄編『雇用政策の経済分
析』第 11 章（東京大学出版会）
日本経済新聞「特集―若年失業率、２０年で２倍、就職環境、厳しさ増す（働けない若者の危機）」2012 年 7 月 16 日

7表 1．記述統計
変数

観測数

平均

標準偏差

最小値

最大値

大卒男性賃金56 6660.579

2049.809

2307.610320.4

高卒男性賃金56 4800.637

1191.1172169.27080.4

大卒男性労働者

56 52470.45

26035.17

2653

89925

高卒男性労働者

56 82726.54

28353.17

11462

138940

年齢階級別学歴間賃金格差

56

0.307250.129210.024711

0.534878

年齢階級別相対労働者

56 -0.58409

0.438492-1.46335

0.320678

総労働供給比56 -0.581150.227748-0.91195-0.23156

注：［25～29 歳、30～34 歳、35～39 歳、40～44 歳、45～49 歳、50～54 歳、55～59 歳の 5
歳ごと 7 階級］×［1976－2011 年の 5 年ごと計 8 回分の調査］より 56 サンプル。

8

表 2.第二段階推定の結果
1976－1991

1976－1996

1976－2001

1976－2006

1976－2011

年齢階級別相対労働者-0.273***-0.210***-0.177***-0.181***-0.185***（−1⁄𝜎𝐴 ）(0.0722)(0.0595)(0.0545)(0.0550)(0.0527)

総相対労働者

0.230

0.249

0.341

0.563**

0.609**（−1/𝜎𝐸 ）(0.453)(0.447)(0.321)(0.244)(0.246)30-49歳ダミー0.0850*

0.110**

0.130***

0.129***

0.118***(0.0477)(0.0400)(0.0350)(0.0337)(0.0326)

0.172**

0.200***

0.215***

0.192***

0.171***(0.0767)(0.0659)(0.0593)(0.0581)(0.0548)0.01460.0106-0.00396-0.0205-0.0202(0.0344)(0.0341)(0.0279)(0.0235)(0.0239)-0.0850-0.0279

0.167

0.391

0.430*(0.435)(0.431)(0.317)(0.245)(0.248)

サンプル数

2835

4249

56

決定係数

0.858

0.833

0.810

0.780

0.763

𝜎𝐴 （年齢間代替弾力性） 3.66

4.76

5.65

5.52

5.41

50-59 歳ダミー

トレンド

定数項

注：推定は最小二乗法で行った。（）内は標準誤差。***は 1％有意, **は5％有意, * は10％有意を表す

9補説：不完全代替モデル
大卒労働者と高卒労働者の 2 つの学歴グループの労働投入に CES 型関数を仮定する。
1𝜂 𝜂(1) 𝐻𝑡 = [∑𝑗(𝛼𝑗 𝐻𝑗𝑡 )]1

𝜂 𝜂(2) 𝐶𝑡 = [∑𝑗(𝛽𝑗 𝐶𝑗𝑡 )]t は年、j は年齢グループ、𝛼𝑗 と𝛽𝑗 は時間を通じて一定と仮定した相対効率性を表す。－∞＜η≦ 1 は同じ学歴で異なる年齢グループ間の代替弾力性𝜎𝐴 = 1/(1 − 𝜂)で表される。簡略化のため η は 2 つの学歴グループで等しいと仮定する。t 期の総生産𝑦𝑡 は、高卒労働者と大卒労働者、技術的効率性のパラメーター𝜃ℎ𝑡 および𝜃𝑐𝑡 からなる CES 型関数で表す。
𝜌𝜌

1(3) 𝑦𝑡 = (𝜃ℎ𝑡 𝐻𝑡 + 𝜃𝑐𝑡 𝐶𝑡 )𝜌
－∞＜𝜌≦ 1 は 2 つの学歴グループ間の代替弾力性⁡𝜎𝐸 = 1/(1 − 𝜌)で表される。ここで賃金率 w が限界生産物価値に等しくなるように決定されるとする。大卒－高卒間の相対賃金を対数化して整理すると、𝑤𝑐

𝜕𝑦𝑡⁄𝜕𝐶𝑗𝑡

𝑤𝑗𝑡

𝜕𝑦𝑡 ⁄𝜕𝐻𝑗𝑡

(4) log ( 𝑗𝑡ℎ ) = log (𝜃𝛽1𝑗𝐸

𝐶1𝐶𝐶) = log ( 𝑐𝑡 ) + log ( 𝑗 ) − ( ) log ( 𝑡 ) − ( ) [log ( 𝑗𝑡 ) − log ( 𝑡 )]𝜃𝛼𝜎𝐻𝜎𝐻𝐻ℎ𝑡𝑡𝐴𝑗𝑡𝑡

年齢グループ間が不完全代替で1⁄𝜎𝐴 > 0となり、log(𝐶𝑗𝑡 ⁄𝐻𝑗𝑡 ) − log(𝐶𝑡 ⁄𝐻𝑡 ) が時間とともにℎ変化する場合、大卒－高卒間賃金格差（log(𝑤𝑗𝑡𝑐 /𝑤𝑗𝑡)）は、t 年の相対的技術ショック（log⁡(𝜃𝑐𝑡 ⁄𝜃ℎ𝑡 )）と総労働供給比（log⁡(𝐶𝑡 ⁄𝐻𝑡 )）の影響（年効果）や、年齢グループ j の相対生産効率性（log(𝛽𝑗 /𝛼𝑗 )）の影響（年齢効果）を受けるだけでなく、年齢階級別相対労働供給（log⁡(𝐶𝑗𝑡 /𝐻𝑗𝑡 )）の影響を受ける。

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