経済研究
Vo1．64，No．2，Apr．2013

多種類の所得調査を用いた我が国の所得格差の動向の検証

田辺和俊・鈴木孝弘
近年，我が国では所得格差の拡大の有無やその是非が大きな議論の的となっている．しかし，格差の動向については所得調査によって異なる結論が導かれている．本稿では各種の所得調査から導かれ
る格差やその動向の違いを検証する大規模調査研究を行った．そのために，現時点で入手可能な13種の所得調査データを用いて，戦後から現在までの長期間のジニ係数を計算した．所得格差の推移を統計学的に検証するために，時系列回帰によりジニ係数のトレンドを検定した．さらにジニ係数の計算結果に含まれる誤差を見積もるために，所得調査あ標本誤差や所得階級集約の影響を解析した．その結果，ジニ係数のトレンドが所得調査の種類に大きく依存することから，格差の動向を議論する際には，多種類の所得調査を用いて総合的に考察する必要があることを明らかにした．
JEL

C1assification

Codes＝D31，EOユ，C46，C83

1．はじめにから70年代前半のオイルショック時までは所得分配が平等化，その後，80年代後半のバブ

昨今の政治・経済状況下，日本では所得格差

ル期までは安定的な低不平等化，バブル期以降の拡大の有無やその是非が大きな議論の的となは不平等化が進行したと結論している．他方，っている．2006年の通常国会では所得格差拡

大竹（2003）は「家計調査」や「国民生活基礎調

大の原因を小泉内閣の構造改革政策に関連付け査」等からのジニ係数に基づいて，90年代以る論戦が行われた．また，同年の内閣府発表の降，所得格差は拡大しているが，その主な要因

資料も緩やかな格差拡大を認め，r格差社会」

は人口高齢化（高齢者の低所得化）であり，所得という言葉はその年の流行語大賞の候補になっ格差は見かけ上に過ぎないとした．その他，ジた．厚生労働省は2008年に行ったr所得再分

ニ係数に基づいて格差の推移を論じた研究は数配調査」の結果，税の支払いや社会保障給付を多い（寺崎（1993），松浦（1993），Yoshino

含まない当初所得について所得格差の大きさを（1993），大竹（1994），溝口・寺崎（ユ995），南示すジニ係数が0．5318と過去最大になったが，（！996），溝口・松田（1997），大竹（2000），橘木

格差の最大要因は年金収入に依存する高齢者世（2000），舟岡（2001），溝口（200ユ），白波瀬

帯の増加であると推定し，雇用悪化や非正規雇（2002），橘木（2006），Moriguchi＆Saez（2008）

用増加の影響は不明であるとした．一方，当初など）．しかし，所得格差に関する先行研究に所得から税金と社会保険料拠出を差し引き，公は幾つかの問題点がある、的年金，医療，保育等の社会保障給付を加えた

第1は用いられている所得データが限られて再分配所得のジニ係数は013758と微減傾向にいる点である．ジニ係数を計算するために必要あるとした．

な所得データは総務省，厚生労働省，国税庁等

r所得格差」という言葉は既に1956年の厚生がそれぞれ独自に調査・集計・公表しており，白書に登場しているが，今般の所得格差論議の現時点で10種以上のデータが利用可能である．

端緒は橘木（1998）の著書とされる．この本ではそれら各種の所得調査は，調査対象（2人以上

r所得再分配調査」とr家計調査」から算出しの世帯か／単身世帯を含む全世帯か），所得のたジニ係数に基づいて，60年代の高度成長期

定義1）（当初所得か／総所得か／再分配所得か，

120

経

済

研

究

世帯所得か／個人所得か），調査方法（世帯主が計分析には幾つかの方法がある．第1は1噴位相記入する自記式か／調査員が面談して言己入する関法であり，Kenda11およびSpearmanの検定

他記式か，家計簿をつけさせるか／否か2））等が代表的である、この方法は海外の所得格差研の点で細かく異なっている、そのため，所得の究では多用されているが，我が国の所得調査に分布やその推移が所得調査によって異なり，先ついては吉岡（1979）が1963〜1977年のr家計行研究では格差動向について異なる結論が導か調査」からのジニ係数の時系列データをれている．また，各種の所得調査はデータの精

Spearmanの順位相関で検定しているのみであ度，信頼性等の点で様々な問題があることが多る．しかし，この方法は時系列データを順序尺くの著者により指摘されている（寺崎（！990），

度とみなすため，トレンドの有無は判定できる

山田（1990），溝口（1992），寺崎（1993），橘木・が，トレンドの大小については判定できない．

八木（1994），松浦（！995），村上（1999），梅渓

第2の方法は所得分布を検定可能な変数に変換（2000），橘木（2000），篠崎（2001），舟岡（200／），

し，変化の有無を検定する．西埜他（2009）は山田（2002），大竹（2003），米澤・金子（2007），

1985〜2005年の「家計調査」の所得分布をパ鈴木（2008）など）．

レート分布で近似し，そのパラメータの差の検しかし，多種の所得調査がある中で，先行研定から格差変動を判定している．しかし，この究で用いられているデータはほとんどr家計調方法では年次2点間での格差変動は判定できる査」，r国民生活基礎調査」，r所得再分配調査」

が，多年間のトレンドは判定できない．第3のの3種に集中しており，これら個別の所得調査

方法は時系列回帰法であり，ジニ係数Gの時からの格差の動向が議論されている．また，こ系列データを年次fの一次関数：

れら3調査がデータに問題があるとされている

G＝α・C＋c（α，cは定数）（1）にもかかわらず，これまで多く用いられていると仮定して単回帰分析を行い，係数αの有意性

理由は議論の対象とする所得内容にあると考え検定からトレンドの有無を判定する（溝口・刈られる．すなわち，所得格差の要因を知りたい，屋（1983））．この方法も海外の論文では多く用

所得再分配の効果を知りたい，成果主義が賃金いられているが，わが国の所得格差への適用は格差に及ぼす影響を知りたい等の目的をもつ経

一見当たらない．

済学者や政策担当者にとってはその目的に適しまた，先行研究では格差の動向を議論する際た調査を，そのデータに若干の問題があってもにジニ係数の誤差を考慮した解析も行われてい利用せざるを得ない．しかし，所得調査が多数ない．所得調査データから算出されるジニ係数

存在する中で上記3調査がデータの特性や信頼には様々な誤差が含まれる．第1の誤差は標本性の点で特に優れているとは考えられず，これ誤差であり，幾つかの所得調査では世帯数等にらが多用される強い理由は見当たらない．したついての標本誤差を公表している．しかし，こがって，各種の所得調査から導かれる格差やその標本誤差がジニ係数の数値にどの程度の影響の推移がどの程度異なるかが興味深いが，このを与えるかについて十分な解析を行った研究はような調査の違いを総合的に検証した研究は見ない、わずかに石井（2004），石井・古屋（2005）

当たらない．そこで，多種類の調査データを用がr国民生活基礎調査」の所得分布の精度からいてジニ係数を計算し，調査の違いが格差の動ジニ係数の標準誤差率を推定しているのみであ

向にどのような影響を与えるかを検証する必要

る．第2の誤差は，所得データからジニ係数をがあるというのが本稿の主張の第1点である．

計算する過程で生じる誤差である、その中では，問題点の第2は，先行研究では所得格差の動

所得階級別に集約した所得データを利用するこ向を議論する際，ジニ係数の変化を定性的に捉とによる誤差が最も大きいと考えられる14階

えるのみで，統計的な解析がほとんど行われて級または5階級程度に集約した所得データを用いない．時系列データのトレンドを判定する統．

いてジニ係数を計算すると，ローレンツ曲線を

多種類の所得調査を用いた我が国の所得格差の動向の検証

12ユ

4本または5本の直線で内接近似することにな

階級の代表値には階級の両端の平均を用いた、るため，ジニ係数の計算値は真値より低目にな

最低所得階級についても「ユ00万円以下」のよる．しかし，所得階級数の影響を詳細に検討しうに上限のみが記載されているので，上限の半た先行研究は見当たらない．篠崎（2001）はジニ分（rlOO万円以下」の場合は50万円）を用いた．

係数の計算では階級数を揃える必要があるとし最高所得階級については「1000万円以上」のているが，階級数集約による定量的な影響は記ように下限のみが記載されているので，平均所していない．梅渓（2000）は，r全国消費実態調得を計算し，公表値に一致するよう代表値を決査」の個票に基づいたジニ係数は10分位階級定した、各調査について算出したジニ係数を表による数値より0，025高くなり，r家計調査」

2に示す．ジニ係数が公表されている調査につのジニ係数は，10分位階級からの数値が5分

いて本稿の計算値を公表値と比較した結果，全位階級からの数値より0，0！3〜0，014高くなると体的によい一致が得られ（データ数99，標準誤報告しているのみである．したがって，格差の差O．0032，相対誤差0，95％），以上のジニ係数動向に関して結論する際には，ジニ係数の時系の計算法が妥当なことを確認した．

列データについてその誤差を考慮しつつ統計解

表2から，同じ年次でも調査によってジニ係析を行い，トレンドの有無を定量的に評価する数にかなりの違いが認められる．世帯所得を対必要があるというのが本稿の主張の第2点であ象とする9調査について最近年の数値を比較す

る．

ると，r所得再分配調査（当初所得）」のO．5321

そこで本稿では，現時点で入手可能な所得調が突出し，次に「国民生活基礎調査」，「就業構査を全て用いてジニ係数を計算し，そのトレン

造基本調査」，r家計消費状況調査」，r住宅土地ドを統計的に検定することにより，調査の違い

統計調査」，r所得再分配調査（再分配所得）」のが格差動向に与える影響を検証する大規模な調5調査が0−37〜0．39付近に集中し，残りの「全査研究を行った．本稿の構成は以下の通りであ

国消費実態調査」，r家計調査」，r貯蓄動向調

る．2．では戦後から現在に至る長期間について査」が0．32〜O，29付近に集中している、「所得多種類の所得調査からジニ係数を計算し，調査

再分配調査（当初所得）」は年次推移もきわめてによるその違いを検証する．3．ではその動向を特異なため，後で詳しく解析する．その他の調

統計的に検定するためにトレンド分析を行う．

査のジニ係数の差は表1の各調査の特徴と所得

4．では所得調査の標本誤差や所得階級集約によ

分布の違いで説明できる．

るジニ係数の誤差を見積も一り，トレンド分析へ代表的なr国民生活基礎調査」，r所得再分配の影響を検証する．5．では幾つかの調査につい調査（再分配所得）」，r全国消費実態調査」，r家て動向分析の結果を所得分布に基づいて考察す計調査」の4調査の最近年の所得分布を図！にる．6、では本稿の結果を・まとめ，今後の検討課

示す．各調査の特徴に対応して，前2者では題に言及する．

200万円付近にピークがあり，低所得層の比率

2．所得調査によるジニ係数の違い
ジニ係数の計算には表ユに示すユ2種の所得が高いが，後2者のピークは400万円付近にあり，中間所得層の比率が高い．そのため，前2者の方がジニ係数が大きい．また，これら4種調査を用いた．この内，r所得再分配調査」のの所得調査およびr国勢調査」の世帯主年齢別

当初所得と再分配所得は所得の定義の違いから

世帯数分布を図2に示す．全数調査である「国所得分布が全く異なるため別個にジニ係数を計勢調査」と比較すると，4種の所得調査のいず算したので，本稿では以降，所得データの種類

れもそれからずれている3）、r所得再分配調査」

は13種とする．各調査報告書に記載されていは若年層の比率が低く，高齢者層の比率が高い．

る所得階級別世帯（または個人）数の集計データ

r国民生活基礎調査」は同様の分布であるが，4を用いてジニ係数を計算した．その際，各所得種の所得調査の中では最もr国勢調査」に近い．

経

ユ22

済

研

発

表1．ジニ係数の計算に用いた12種の所得調査

調査名（担当官庁）

家計消費状況調査

対象

標本数

調査対象の所得

毎年

世帯

約2万

世帯全体の年間収入

11〜13

2002年以降のデータしかない．調査拒

（総務省）

家計調査

内容

階級数

約6千〜3万年間現金収入15〜2！

2人以上の世帯が対象で，農家・単身世
帯・個人経営者は除外．家計簿記入のため，高・低所得層の比率が低く，中間所
得層の比率大毎年世帯

約3千〜3万世帯の税込収入7〜31

調査区内の全世帯を調査するため標本バ
イアスあり 単身世帯を含むが，面接調査のため単身世帯が低目 福祉事務所調
査と家計簿不要のため，高齢者・低所得層の比率が過大
現金所得・労働所得に限定．調査拒否の場合の補正あり．高所得者の比率が低目（現物収入を含む）

3〜5年毎世帯

約2〜5万

世帯の税込収入

10〜14

5年毎

世帯

約3〜50万世帯の税込収入

7〜13全職業を含む世帯の収入．国民生活基礎調査と比べて低所得層が多く高所得層が少ない

3〜5年毎世帯約5〜9千（1）当初所得および（2）再分配
所得

13〜21

（総務省）

住宅土地続言十調査（総務省）

所得再分配調査（厚労省）

否の場合の補正あり

世帯

（厚労者）

就業構造基本調査（先行研究の記述を抜粋）

毎年

（総務省）

国民生活基礎調査

各調査の問題点や所得分布の特徴

調査頻度

高・低所得層・高齢者世帯の比率が高く
分布の幅が広い 単独世帯・若年層の比率が低い．当初所得の定義が他の統計と異なる

全国消費実態調査

5年毎

世帯

約4〜6万

年間の収入総額

16〜19

2人以上の普通世帯が対象．家計簿記入のため，高・低所得層の比率が低く，中所得層の比率が高い

貯蓄動向調査

毎年

世帯

約2〜7千

年間の収入（税ユ1〜20

農村を含む全世帯．家計調査・国民生活基礎調査と比べると高所得層の比率犬

（総務省）

（総務省）

国税庁申告所得調査

込み）

毎年

個人

約200〜950万

年間申告所得

9〜25所得階級幅が非常に広い 申告所得であるため源泉所得対象者を含まない

毎年

個人

約90〜200万ユ月分の所定内
給与額

18〜29

毎年

個人

約3〜30万1年間の支給総額

8〜14全職業を含む個人が対象で，公務員および1年未満の勤務者は除外

仕事からの年間

9〜22

（国税庁）

賃金構造基本統計調査（厚労者）

民間給与実態統計調査（国税庁）

労働力調査特別調査

毎年

個人

約3〜6千

（総務省）

企業規模10人以上の一般労働者が対象
で，役員・小規模企業労働者・非正規雇用者等は除外極端に低所得層が多い

収入注〕調査名は年代により変更あり．調査対象の世帯や所得・収入の定義は調査により細かい違いあり．

「全国消費実態調査」と「家計調査」は若年層所得層側に長い裾を引いている4）．また，このの比率がきわめて低く，高齢者層の比率も低い

調査は確定申告の納税者のみを対象とし，確定が，中年層の比率はr国勢調査」より高い．し申告を要しないほとんどの給与所得者を含まなたがって，このような世帯分布の違いがジニ係

いため，中間所得層の比率が低い．そのため，数の違いを生じる大きな要因であるが，この分ジニ係数が他の調査よりきわめて大きく，その布のずれはこれらの調査から算出したそれぞれ

変動幅も大きいので，後で詳しく解析する．対のジニ係数の信頼性に疑問を抱かせる．

照的に「賃金構造基本統計調査」はジニ係数が他方，個人所得対象の4調査のジニ係数（最際立って低いが，この調査対象が企業規模10

近年）はr国税庁申告所得調査」が0．5739，r労人以上の一般労働者に限定されているため，図働力調査」がρ．4298，「民間給与実態統計調査」

3のように所得分布が狭い領域に集中しているがO．3665，r賃金構造基本統計調査」がO，2487

ことで説明できる．r労働力調査」は極低所得であり，世帯所得調査以上に数値の差が大きい．

層のピークが100万円付近にあり，そのためジ

この違いは表！の各調査の特徴と図3に示す所

ニ係数がかなり大きな数値になっている．

得分布から理解できる、r国税庁申告所得調査」

以上の結果から，！3種の所得調査では調査

は他の調査と比べて低所得層から超高所得層ま方法，調査対象，所得内容などの違いに起因すで所得階級の幅が非常に大きく，所得分布は高るジニ係数の大きな違いがあり，所得格差を議123

多種類の所得調査を用いた我が国の所得格差の動向の検証
表2．各種所得調査データについてのジニ係数

年灘家計調査醸嚢鱗羅筈豊再分篶鍵鶴鵜蟻棄鱗聾轄禦
ユ946

0．4323

1947

0．39701948

0．37390．3263

1949

0．36670．31101950

0．3573

1951

0．34700．3261

1952

0．33741953

0．3407

C．3187

1954

0．31650．33180．38571955

0．30！20．29400．3806

0．29590．33020．29700．40900．29210．28950．3559！956

0．3595

1957

1958
1959

0．29ユ51960

0．2756

0．29960．3902196！

1962

0．37001963

0．3647ユ964

0．34501965

0．3454！966

0．3567

1967

0．35481968

0．3512

1969

0．35261970

0．3526197王

0．3490工972

0．33331973

0．32301974

0．32461975

0．3343

1976

0．34411977

0．3322

1978

0．33220．38920．38670．35430．27500．28290．34370．36910．3376

0．33210．29840．28090．3650α3536

0．3ユ830．34180．34040．2701
O．37170．3417

0．33630．34320．36620．33560．43490．39650．27630．36590．3478

0．3ユ420．39980．3476

0．42ユ4

0．33860．432！

0．34400．43780．33030．4756

0．33690．43460．32910．47770．32550．47570．32030．47310．30450．40080．31980．46390．29330．38530．31540．46570．28830．38550．30700．46390．鵬07

0．37570．2957

0．46680．28340．37430．28950．50170．27920．29030．51880．2721

0，286ユ0．54950．2622

O．285ユ

0．5583

α2564

O．28380．57890．24710．27960．54050．24430．2786

0．53580．24000．27610．50080，244ユ

0．2796

0．50ユ7

O．24480．27840．50860．24650．42190．4105

論する際には，これまでのような少数の調査でみが急激に増大する．残りの調査は最近まで漸なく，可能な限りの多種類の調査のジニ係数を増ないし停滞の傾向である．すなわち，近年の総合的に考察することが重要であるといえる、

ジニ係数が明確に増大し格差の拡大を示す調査

3．ジニ係数のトレンド分析
以上のように各所得調査のジニ係数の絶対値については大きな違いがあるが，図4に示すよと，変動が少なく格差の拡大が結論できるか不明な調査がある．したがって，所得格差の動向を結論するためには，ジニ係数の時系列データ
を統計的に検定する必要がある．

うにその推移も調査によって大きく異なってい本稿では前記の時系列回帰法を用いてジニ係

る．1955年頃まではほぼ全ての調査のジニ係数の変動傾向の判定を行った．ただし，この方数が0．3〜O．4付近に集中しているが，その後，

法で検定する場合，区間の取り方によって結果「国税庁申告所得調査」のみが急激に増大し，が変わる可能性があるため，区間を規定する必O．5以上の領域で大きく変動する．他の調査は要がある．最近の所得格差論議で問題となって1980年頃までは全体的にほ一ば微減傾向である

いるのは我が国が経済安定成長期に入った
1975年頃以降において格差が拡大したか，そが，その後，「所得再分配調査（当初所得）」の

経

ユ24

済

研

発

表2．各種所得調査データについてのジニ係数（続）年灘家計調査墨議簸織筈葛再分篶簸礪鶉蟻欝罫離禦
0．2726

0．32230．27150，332ユ

0．2731O．33390．27570．34320．358！

0．27240．3546

0．32330．33230．27650．52330．24700．32880．2722

0．53ユ20．24690．33280．27290．52920，249ユ

0．334902749

0．5310O．2507

0．33640．27970．5256

0，252ユ

0．34550．28660．5188O．2543

0．34600．35ユ6

0．27220．35240．275！

0．35270．28800．35330．29190．52ユ30．2532

0．29ユO

0．36210．29450．52920．25470．34600．4195

O．28770．3647

0．29660．54590．2556

0．34550．42230．28530．36690．29830．53850．2566

0．34850．4256

0．28320．37020．29930．55230．25870．35110．44030．29！40．37450．3016

0．55770．25740．35／70．4坐40．29550．37410．30430，554ユ0．25390．3504

0．仏33

0．29270．37580．3057

O．51790．25060．35240．44250．29340．37630．30730．51140．24900．35170．43720．29290．38050．30690．5006

0．24750．35650．43470．29510．39070．30890．50410．24710．3590C．43800．29680．3862

0．3ユ040．51030．24640．35740．43210．30000．38900．31010．50570．24610．35870．4334

0．2966

0．39490．3！490．49370，246ユ

0．35840．43490．30500．38760．32080．5058O．24520．35780．4382

0，294ユ

0．3942

0．3！530．51350．24510．35940．4420O．29200．39530．30590．51380．24470．36070．4354

O．37420．2952

0．39600．2971

0．5ユ320．24570．3586

0．42850．37660．28540．39780．29450．51350．24620．36420．43300．37660．28400．39010．293！

0．52330．24680．37060．43020．37710．28730．39920．29200．54120．25490．37190．43工80．37320．29320．39550．29190．58150．25540．37830．43030．37570．2936

0．39870．29290．58930．25470．37890．42800．38150．29140．40020．29140．58010．25080．38020．42850．3906

0．295！

0．40390．29ユO

0．56900．25ユ90．37480．42670．38940．2916

0．3946

O．29030．57390．24870．36650．42980．36ユ4

0．39ユ80．40350．34520．33720．28080．3410C．37090．29090．42900．35920．36490．37560．437！

0．3616

0．29420．43940．36650．38030．38240．46960．3845．O．4995

0．3776

0．29970．37690．39190．3ユ090．5226

0．38380．39240．37490．53210．3738O．3161

国民生活基礎調査の1961年，賃金構造基本調査の1950〜1953年，ユ957年，ユ962年，！963年，労働力調査の1969〜ユ985年は所得調査なし．

して，より重大関心事は経済停滞期に入ったが分かれた．したがって，！990年以前の経済

ユ990年代以降において格差が拡大・停滞・縮安定成長期では格差の拡大を結論できるが，小のどの傾向にあるかである．そこで，この判！991年以降の経済停滞期については格差の動定目標を考慮して1975年〜ユ990年と1991年

向を明確に結論できない．r家計調査」のジニ〜2010年の2区間について別個に検定を行っ係数の変動から1990年代以降，格差の拡大をた．

結論している先行研究が多いが，本稿の結果で表3に示すように，区間1975年〜！990年では8種の調査について有意のトレンドがあり，は拡大傾向は判定できない5）．

以上の結果はこれまでのように少数の所得調

いずれも係数αの符号が正であることから，ジ査のジニ係数の推移から定性的に格差の動向を

ニ係数の増大が判定された．しかし，区間
199／年〜2010年では9種の調査について有意結論するのは統計的観点から問題があり，多種のトレンドありと判定されたが，その内の7調
査ではジニ係数の増加，残りあ2調査（r貯蓄動計解析を行い，その判定結果を総合的に考察す向調査」と「労働力調査」）では減少と判定結果

類の調査のジニ係数の時系列データについて統る必要があるといえる．

多種類の所得調査を用いた我が国の所得格差の動向の検証

ユ25

図1．代表的な4種の世帯所得調査の所得分布（最近年）
O．2

十国民生活

・◆一㍗

！
β

0．15

・△一・一再分配（再分配）

払・払〃へ＼．、

斗一全国消費
一◆

奉

越
撫
倖

・

・◆…

払・
込． づ、

0・1

家計調査

一ム、．

や

早

込・今．・、

ぐ

㌧へ，、

◆・、．
一也一

0．05

ﾇ、
込一ム・

込一一．
，。づ

0

3

6

9

15

12

所得（百万円）図2．代表的な4種の世帯所得調査と国勢高周査の世帯主年齢別世帯数分布（最近年）
o．3

一金

O．25

O．2
□

煤

無0・15
鞍
串

．．一

I

一パ

O．1

O．05

φI

十国勢調査

D1

…日一・・全国消費…φ・・一所得再分配

十家計調査

斗一国民生活29歳以下

30〜39歳40〜49歳

50〜59歳

60〜69歳

70歳以上

世帯主年齢

4．ジニ係数の誤差の推定

1四分位点〜第3四分位点内の所得階級では所得者数を1〜5％減少させ，第1四分位点以下

次に，所得データから算出されるジニ係数におよび第3四分位点以上の所得階級では所得者含まれる様々な誤差を見積もり，トレンド分析

数を1〜5％増加させて，ジニ係数の変化を調の結果への影響を検証した．まず，所得データ

べた．表4に示すように，所得分布の誤差を増の標本誤差がジニ係数に及ぼす誤差を見積もる

やすとジニ係数は当然ながら増大するが，分布ために，幾つかの所得調査での世帯数の標準誤の誤差が1〜3％程度であれば，ジニ係数の誤差率1〜3％を参考に，所得分布にこの程度の差はほぼ1％以下に収まっている．この結果は，誤差を与えた時のジニ係数の変動を調べた．そ石井（2004），石井・古屋（2005）がr国民生活基

こで，ジニ係数が最大のr国税庁申告所得調

礎調査」の所得分布の精度から推定したジニ係

査」と最小の「賃金構造基本統計調査」の2調数の標準誤差率O．7〜1．3％にほぼ一致している．

査の各最近年のデータについて，所得分布の第次に，所得階級別に集約した所得データを用

126

経

済

研

究

図3．4種の個入所得調査の所得分布（最近年）
O．02

0．5

†国税庁
・・

o．4

一一
・・

処黶E一賃金構造

x民間給与

O．O15

｣一・・労働力

0．3

趣
類
忙
余

φ

o．o1

牝

0．2

O．O05

も
、よ・一．、

0．1

戸

▲・，
〇一、

も一．．

ひ・・一〇．．

04681010203040

2

所得（百万円〕

50

所得（百万円）図4．各種の所得調査データについてのジニ係数の推移

o．6

一十一 草ﾅ庁

十再分配（当初）
I一

f…

労働力

O．5

一・・一国民生活→一就業構造

戸
づ

O．4

柵
◆1■

．．．

㌧、

●．．

m芦榊〆v州州 十家計消費一一○＾．一…羊r一・・．．固…一一一一，㍗。．一。．、
03

・

．ツx

㎡

≡一十一一・一十一

・¥一一一再分配（再分配）

月一。

・・

x汰

｣…全国消費→一家計調査

．。1．．
一・日一

x

…住宅土地

民間給与

・

■・・．〃・

ユーI㍗・・・…中……・・一・?鼈黶E貯蓄動向｡…賃金構造

O．2

1945

i950

1955

1960

1965

1970

1975

1980

1985

1990

1995

2000

2005

2010

いることによる誤差を見積もった．そのために，

基本統計調査」と同程度と考えられる．したが上と同じ2調査の最近年のデータについて，各って，この階級数集約によるジニ係数の誤差は階級の所得者数ができるだけ揃うように階級を1％程度以下と推定される．この結果は，上記

集約しながら算出したジニ係数の変化を調べた．

の本稿のジニ係数の計算値と個票による公表値

表5に示すように，階級の数を減らすとジニ係との相対誤差O，95％，および経済企画庁（！999）

数が徐々に減少レ，階級数が10以下になるとの，r所得再分配調査」のデータについて階級

誤差が急増する．特に「国税庁中吉所得調査」

を細分化するほどジニ係数は上昇するが，個票では誤差が大きいが，これはジニ係数が大きく，との違いは最大でも1．5％程度である，というローレンツ曲線の曲率が大きいためである．本記述6〕とよく対応している．

稿で利用した所得データでは，表1のように階以上の各種の誤差を総合すると，一般にジニ

級数が10以下の場合もあるが，いずれもジニ係数の計算結果には概ね1％程度の誤差が存在

係数が低いので，その誤差は表5の「賃金構造していると推測される．そこで，表3に示した

127

多種類の所得調査を用いた我が国の所得格差の動向の検証
表3．各種所得調査のジニ係数に対する時系列回帰の検定結果

調査

検定区間1975−！990年

検定区間！991−2010年

押

n

α

Pイ直

α

O．0019

O．O11‡

家計調査

O．0001

0．887−O．OO03

O．140

家計消費状況調査

Pイ直国民生活基礎調査

0．00300．OOO舳

0．0013

0．OOO舳

就業構造基本調査

0．OOOO

O．994

0．0017

O．032ヰ

住宅土地統計調査

O．0028

0．1！4

0．OO01

O．879

所得再分配調査（当初所得）

0．00420，033ヰ

0．0072

0．OOO柚

所得再分配調査（再分配所得）

0．O0！1

O．270

0．O0！1

O．090

全国消費実態調査

0．O0／90，033■

0．00150．01王ヰ

貯蓄動向調査0．00190，000軸−0．00ユ2

0．GOO舳
O，001軸

国税庁申告所得調査

0．0025

O．O01舳

0．0036賃金構造基本統計調査

0．O01！

O．OOO舳

0．OO02O．254

民間給与実態統計調査

0．0021O．OOO帥

0．00140，000軸

労働力調査特別調査

0．0068

O．010−O．OO07

O．OOO細注）弼：データ数．α：式（ユ〕の係数，＾■1危険率工％で有意，15％で有意．

表4．所得分布の誤差がジニ係数に及ぼす影響
国税庁中吉所得調査（2010年〕

賃金構造基本統計調査（2ClO年）

所得分布の誤差（％）■

注〕

ジニ係数

増減率（％）

ジニ係数

増減率（％）

O．57380O．248700．57500，210．24970．41

0．57620，420．25070，82

0．57740，630．25171．22

0．57850，830．2527

ユ．62

0．57971．02

0．25372．02

所得分布の第ト第3四分位点内の所得階級の人数を減少，それ以外の人数を増カロさせた比率．

表5．所得階級の数がジニ係数に及ぼす影響
国税庁申告所得調査（2010年）

所得階級数

ジニ係数

増減率（％）

25

0．5738170．573714ユ2

賃金構造基本統計調査（2010年）

所得階級数

ジニ係数

増減率（％〕

O

O．2487O

一α020．2485−0．09

0．5704−O．58

0．2478−0．36

0．5667−1．24

0．2476−O．45

100．5640一ユ．7！

0．2468−O．76

80．5602−2．38

0．2461−1．05

60．5534−3．56

0．2438−1，96ジニ係数の時系列回帰で危険率1％または5％

たがって，現状の所得調査を利用する限りでは，で有意と判定された調査・区間について，ジニ

ジニ係数のトレンド分析の結果から所得格差の係数の誤差により時系列回帰検定の結果がどの動向を結論する際には，誤差の影響は無視でき

程度影響を受けるかを調べた．上と同様，ジニるといえる．

係数に最大の誤差を与えるために，各検定区間の全ジニ係数の内の数値の低い半数を0．5〜2％

5．所得分布に基づく考察増加させ，数値の高い半数を0．5〜2％減少さ

ここでは幾つかの調査について以上の結果をせたデータについて時系列回帰検定を行った7）．

所得分布に基づいて考察する．第1は「所得再紙面の都合で結果の詳細は割愛するが，ジニ係分配調査（当初所得）」であり，表3の係数αの数の誤差が1％程度ならば表3の結果にはほと数値が示すように，ジニ係数の増大傾向がきわんど影響を与えないという結果が得られた：しめて顕著である．この原因は図5に示す所得分

128

経

済

研

究

図5．1975年二2008年の「所得再分配調査（当初所得）」の所得分布
0．5
一回一・一

1975

−rトー1978
O．4
…

o一・一

1981

、口

口

O．3

巳

越
撫

＿＿ P＿＿1984

｛・白」

・

自．

・△…

古

今戸

揖

余O．2

一一 怦鼈黷Q008

．｛、へ

＼口

．、〆

ー・．

ビ

β一

1990

一α、

．一ム㌔：パ
。・。

O．1

ーパ
〇一

ム…

一

．．一一△一一一

@

o・㌧

いムー一．

△一

．o

0

2

4

6

所得（百万円）図6a．「所得再分配調査（当初所得）」の所得

図6b．「国税庁申告所得調査」の所得分布

分布のQエμ／Q。μ比とジニ係数の相関のQ昌μ／Q里μ比とジニ係数の相関

。．6

。．7

O．6

O．5

輔
蜂

無O．5
峰
11

口

へ

へO．4
O．4

O．3

O．3

O．2
O．3

⑪．4

0．5

0．6

⑪．7

Q1−4／Q別

1．2

1．4

1．6

1．8

2．O

Q拙／Q則

布の推移から理解できる．すなわち，1975年

り，異常な形状である．この原因としては若年に200万円付近にあるピークが年と共に高所得者や高齢者等の低所得層が年と共に急激に増大

方向に移動し，1984年には400万円付近に移るが，20〜30万円付近の極低所得層に新たな指摘されている（大竹（2003）など）．この調査のピークが現れる．1990年にはこのピークの方

ジニ係数の顕著な増大傾向はこれまで近年の我したことが考えられ，先行研究でもこの原因がが高くなり，2008年には低所得層が急激に増が国における格差拡大の証左として多用されて加する一方，中間所得層が急激に減少する．こいるが，この調査の信頼性については問題があのような分布の変化のためにジニ係数が年と共ることが指摘されている（橘木・八木（1994），に急激に増大している．この関係を定量的に示

木村（2003）など）、すなわち，表1のようにすために，1962年〜2008年の間の8ヶ年8〕につ「所得再分配調査」は他の調査と比較して標本

いて所得分布の第！四分位点（Qユμ）と第2四分数がきわめて少なく，信頼性に疑問がある．こ位点（Q。μ，中央値）の比9）とジニ係数との相関の点については報告書の中で利用上の注意としを図6aに示す．両者の相関がきわめて高い（決て，本調査は標本調査であり，統計上，誤差が定係数0，947）ことから，このジニ係数が主に低生じることから，調査結果は幅をもってみる必

所得層の比率を反映していることが分かる．

要がある（世帯数が少ない場合には特に注意を

しかし，このr所得再分配調査（当初所得）」

要する），と記されている、しかし，他の所得の最近の分布は他の調査とは明白に異なってお調査のほとんどが標本誤差を公表しているのに

多種類の所得調査を用いた我が国の所得格差の動向の検証

対し，この調査報告書には現在に至るまで標本129

r賃金構造基本統計調査」と結果が異なる．こ

誤差の記載がない．また，犬竹（2003）もこの調の原因としては調査対象の違い（前者が役員を査の当初所得の定義には問題があるとしている．

含む民間給与所得者，後者は一般賃金労働者がしたがって，この当初所得のジニ係数の推移の対象）が考えられる、また，r労働力調査」はこ

みから我が国の所得格差の拡大を結論することの区間でジニ係数の減少が判定され，r民間給には問題がある．

与実態統計調査」とは正反対の結果とな二た．

第2はr国税庁申告所得調査」であり，図4

したがって，本稿の結果では成果主義の影響はのように他の調査と異なりジニ係数は上下に大きく変動している．この変動は日未経済の景気「民間給与実態統計調査」のみに表れていると動向でよく説明でき，1955年からの急上昇は
高度成長期，1974年からの急落と緩やかな上

これまでは種々の所得調査のジニ係数の違いを調査対象の違い等によるとして定性的に議論

昇は第1次オイルショックと安定成長期，1987

されていることが多く，本稿のように所得分布

年からの急上昇はバブル景気，1992年からのに基づいて解析的に考察している研究は少ない

急落と停滞はバブルの崩壊と経済停滞期，2004（嶋村（ユ980），Atoda材泓（ユ988））．むしろ，本年からの上昇はいざなみ景気というように，ジ邦においてはローレンツ曲線図に基づいて所得ニ係数の変動が景気動向と見事に対応している．

の移動等を議論している研究が多い．しかし，

これはこのジニ係数が主に高所得層の比率を反

ローレンツ曲線図では所得分布図ほど分布の変映していることで説明できる．図6bに示すよ化が明確に捉えにくい．格差の大きさやその変

うに，1946年〜2007年の間の8ヶ年10〕につい動に関して所得分布に基づいて定量的に分析すて所得分布の第3四分位点（Q。μ）と第2四分位

ることの重要性を強調したい．

いえる．

点（Q，／、）の比とジニ係数との相関はかなり嵩い

6．結論（決定係数0，871）．したがって，このr国税庁

申告所得調査」のジニ係数には，日本経済の景

本稿では近年の日本における所得格差拡大の気動向がその影響を直接的に受ける高所得層の有無を検証するため，多種類の所得調査に基づ

比率の変動を通して反映されていると解釈でき

いてジニ係数を計算し，その年次推移を時系列る．

回帰により検定した．その結果を総括すると，第3は個人所得対象のr賃金構造基本統計調

以下の結論となる．

査」，r民間給与実態統計調査」，r労働力調査」（！）！3種の所得調査から算出したジニ係数の絶の3調査の動向である．近年の所得格差拡大の対値やその年次推移は調査の種類により大幅一因として，いわゆる成果主義の採用による賃に異なる．したがって，格差の動向を結論す

金格差拡大の影響が議論されている（篠崎る際には，多種類の所得調査を用いて総合的（2001），大竹（2005），橘木（2006））．しかし，に考察する必要がある．

r賃金構造基本統計調査」についてジニ係数の（2）ジニ係数の時系列データを時系列回帰法で増大を認め，成果主義の影響が表れているとしトレンド分析した結果，1990年以前の経済ている論文がある一方，同じ調査からの賃金格

安定成長期では格差の拡大を判定できるが，差がユ980年代に緩やかに拡大した後，90年代

1991年以降の経済停滞期については格差動

は横ばい，または僅かな縮小で推移したとする同を判定できない．

論文もあり，結論が一致していない、これに対（3）従来は種々の所得調査のジニ係数やその変して，本稿の結果は表3のように，成果主義が動の違いを調査対象の違い等によるとして定

我が国に取り入れられ始めた1990年代以降で性的に議論されているが，所得分布に基づいは上昇傾向は判定できない．一方，r民間給与て定量的に分析することが重要である．

実態統計調査」はジニ係数の増大が判定され，本稿は近年の我が国の所得格差の動向に対す

！30

経

済

る調査の違いを総合的に検証することを目的としたので，少数の調査を除いて個別の調査の動向は十分解析できなかった．所得分布に基づいて各種調査の格差や動向の違いを詳細に解析することは今後の研究課題である．また本稿では，

研

発
する．

10） ジニ係数が極大・極小を示している1946．
1955．1962．1973．1976，工990．1998．2007の8ヵ年．
！！）上記のr所得再分配調査（当初所得）」とr国
税庁申告所得調査」のように，ジニ係数は高・低所得層を同等に評価していることも問題点の1つとされる．

所得格差の指標として頻繁に用いられているジ

参考文献

ニ係数に基づいて格差の動向を検証した．しか舟岡史雄（2001）r日本の所得格差についての検討」

し，ジニ係数には不平等指数として問題がある『経済研究』第52巻第2号，pp．！17−131．

石井太（2004）r国民生活基礎調査標本誤差推定へのリことが指摘されている11〕（豊田・和合（1977），

サンプリング法の応用」r労働統計調査月報』第56豊田・和合（1978），綿貫（1978），セン（2000），

巻第1号，pp．｝2−181

木村（2008）など）．ジニ係数以外の不平等指数（タイル指数，アトキンソン指標，セン指数等）

を用いて所得格差を検証することも今後の課題である．

（投稿受付2011年7月27日・最終決定

2012年5月16日，東洋大学現代社会総合研究所・東洋大学経済学部）

石井太・古屋裕文（2005）「国民生活基礎調査における所得分布の精度について」r厚生の指標』第52巻
pp．7−12．

経済企画庁国民生活局（1999）『平成u年版新国民生
活指標』大蔵省印刷局．
木村和範（2008）rジニ係数の形成』北海道大学出版会．

木村陽子（2003）r社会保障制度の充実が高齢者世帯と一般世帯の所得格差にいかなる影響を与えたのか」r季刊家計経済研究」第58号，pp．55−63．
松浦克己（1993）r日本の職業別，年齢階層別にみた所

得，資産の分布：80年代後半の不平等度の動き」『日本経済研究』24号；pp．97−115．

注＊ 本稿の作成に当たり貴重なコメントを頂いた本
誌レフェリーの諸先生方，慶膳義塾大学大学院健康マ
ネジメント研究科の渡辺美智子教授，一橋大学経済研
究所共同利用研究拠点プロジェクト研究セミナーに参加された大阪大学経済研究所の大竹文雄教授を初めとする諸先生方に深く感謝します、

1）世帯や所得の定義は所得調査により細かく異なる1

2）家計簿をつけさせると高所得層や低所得層がもれる可能性があるが，家計簿をつけさせないと高・低所得層の回収率は高まるが，データの誤差が大きくな

173．

南亮進（1996）『日本の経済発展と所得分布』岩波書店．
溝口敏行・刈屋武昭（1983）r経済時系列分析」日本経済新聞社．

溝口敏行（1992）r我が国統計調査の現代的課題第．4
章世帯統計の諸問題」岩波書店．
溝口敏行・寺崎康博（1995）r家計の所得分布変動の経
済・社会および産業構造的要因」r経済研究』第46巻第ユ号，pp．59−77．

溝口敏行・松田芳郎（1997）rアジアにおける所得分間己る．

3）世帯主の定義が調査により細かく異なるので，厳密な比較は困難である．

4）例えば，最近年の調査では最低所得の年収70万円以下から最高所得のユ00億円超まで所得階級は25もある、勿論，超高所得層の割合はきわめて低く，
年収1億円以上の納税者の比率はO．05％に過ぎない．
5）検定区間を変えれば異なる結論になる可能性はと貧困率の分析第6章日本の所得・資産分布と貧困率」多賀出版．

溝口敏行（2001）「家計の経済格差の長期的変動」『季刊家計経済研究』第51号夏，pp．24−29．
村上雅子（1999）r社会保障の経済学』東洋経済新報社．
西埜晴久・各務和彦・大鋸崇（2009）「パレート分布を用いた経済格差の検定」r日本統計学会誌』第38巻第2号，pp．！5ユーユ64．

ある．

6）

松浦克已（ユ995）r世帯所得の分布：国民生活基礎調
査・全国消費実態調査・家計調査の比較を中心として」r神戸学院経済論集』第27巻第3号，pp．155−

ただし，このレポートにはこれ以⊥の詳細なデ

大竹文雄（1994）r！980年代の所得・資産分配」丁加ータの記載はない．

Eco〃。刎｛c7）・データ数が奇数の区間については，ジニ係数を数値順に並べ，真中のユつは変化なレとし，残りの低い方は増加，大きい方は減少させた1

385−402．

S棚泓召∫

Q批m亡鮒妙，Vol．45，No．5，pp．

9）Q、μおよびQ跳の絶対値が年によって大きく変動しているのでQ挑に対する比を用いた．Q、μ／Q。μ比が小さいほど低所得層の比率が高く，Q。μ／大竹文雄（2000）rgO年代の所得格差」『日本労働研究雑誌』480号，pp．2−111
大竹文雄（2003）r所得格差の拡大はあったのか」樋口美雄十財務省財務総合政策研究所編著『日本の所得格差と社会階層』日本評論社．
大竹文雄（2005）『日本の不平等一格差社会の幻想と未来』日本経済新聞社1

Q・μ比が大きいほど高所得層一の比率が高いことを意味

アマルナィアセン（2000）『不平等の経済学』東洋経

8）ジニ係数が極大・極小を示している1962．

1975，ユ981，ユ987．1993．1999．2002．2008の8ヵ年．

多種類の所得調査を用いた我が国の所得格差の動向の検証
済新報社．

ユ3！

第4号，pp．361−371、

嶋村絃輝（ユ980）r個人問所得分配の不平等」r早稲田
商学』285号，pp．39−66．

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