『季刊経済理論』第 45 巻第 1 号（2008 年 4 月）
日本における賃金格差拡大とその要因
宇仁宏幸（京都大学）
はじめに
本稿では、総務省『全国消費実態調査』と『就業構造基本調査』の公表調査結果と、一橋大学
経済研究所附属社会科学統計情報研究センターで提供しているこれらの調査の秘匿処理済ミクロ
データ1を用いて、1990 年代末以降、60 歳未満の各年齢階層内において所得格差が拡大していることを実証する。第 1 節では、この格差拡大は主に賃金所得において生じていることを明らかにする。また、消費支出と貯蓄の格差拡大についても触れる。賃金所得は年間労働時間と時間当たり賃金との積であるが、第 2 節では、両者の動きについて分析し、とくに男性正規社員の時間当たり賃金における格差拡大が顕著であることを示す。そのうえで、第 3 節では、厚生労働省『賃金構造基本調査』なども利用して、この格差拡大の諸要因とメカニズムを検討し、第 4 節で今後の展望を述べる。
1.

賃金所得と支出の格差拡大

1.1 賃金所得の格差拡大『全国消費実態調査』は、いわゆる格差論争において、議論の基礎資料となったものである。
橘木(1998)は、所得の不平等度を示すジニ係数が日本で上昇を続けていることに警鐘を鳴らした。
しかし、大竹(2005)や内閣府(2006)は、1999 年までの『全国消費実態調査』の分析を通じて、1990
年代の格差拡大の主な要因は人口高齢化であり、このような不平等化は真の不平等化とはいえないと主張した。その分析の手順と結果は次のようなものである。まず約 5 万世帯のミクロデータ
を、世帯主の年齢階層別にグループ分けをする。次に、グループ毎に、所得の不平等度をあらわ
す尺度である「ジニ係数」や「対数分散」という値を計算する。得られた年齢階層別ジニ係数を一時点で観察すると、年齢階層が高いほど所得不平等度は高い。また、任意の年齢階層のジニ係
数を時系列で観察すると、その値はほとんど変化していない。全世帯を対象にして計算されたジニ係数が、1980～90 年代に一貫して上昇した主因は、人口高齢化により、もともと所得不平等度が高い高齢層人口の割合が増えたことにある。したがって格差の拡大は「見かけ」上の問題にすぎない。以上が大竹や内閣府の主張である。
橘木(2006)は、このような主張を基本的に認めた上で、次のように反論している。所得不平等度が高い高齢層人口の割合が増えるということは、高齢貧困者の数が増えることを意味しており、このことを「見かけ」として無視することはできない、と。この橘木の反論は有効であるとはいえ、問題の範囲を大幅に縮小してしまうことは否めない。もともと国民全体に関わる問題として提起された格差拡大問題が、高齢貧困者の問題に限定されてしまうからである。
しかし、大竹の分析には含まれていない『2004 年全国消費実態調査』の公表調査結果と、前回の 1999 年調査結果とを注意深く比較すると、この間に、「見かけ」ではない真の格差拡大、つま秘匿処理の一環として、全データから約 8 割を無作為抽出したミクロデータが提供されている。
そのため公表調査結果と、ミクロデータの調査結果とは完全には一致しない。しかし、その公表値からの乖離率の平均値は、たとえば『全国消費実態調査』の年齢階層別ジニ係数でみると、プラスマイナス 1.3%であり、微々たるものである。
11

り年齢階層内格差拡大が広範囲で発生していることがわかる。1999 年と 2004 年の年間収入の年
齢階層別ジニ係数を比較すると、「全世帯」と「勤労者世帯」ともに、60 歳未満のすべての年齢
階層において、ジニ係数が上昇している2。このような広範囲の上昇は、1980、90 年代にはみられなかった現象である。勤労者世帯の 25～59 歳について、年間収入の年齢階層別ジニ係数の単純平均をとると、1999 年が 0.217、2004 年が 0.226 であり、上昇率は 4%である。この上昇率は、
30 歳未満の年齢階層において、特に高く、これは若年層の格差拡大として、多くの論者が認めている現象である。しかし本稿では、30、40、50 歳代の年齢階層においても、上昇率は若年層よりも小さいものの不平等度が増加している点に着目したい。後で述べるように、基幹的収入である
賃金収入3に注目すると、そのジニ係数の上昇率は約 10%であるからである。
大竹(2005)は、世帯人数で調整した所得である「等価所得」という値の不平等度を対数分散という尺度で表し、その変化を、人口構成変化による部分、年齢階層内格差変化による部分、年齢階層間格差変化による部分という 3 つの部分に分解している。1984～99 年のミクロデータにもとづく大竹の計算によると、年齢階層内格差変化は、実際の所得格差拡大にはあまり影響しておらず、これが真の不平等化は起きていないという大竹の主張の根拠となっている。ところが、今回計算した 1999～2004 年においては、
表 1 に示すように、年齢階層内格差の増加率は 2.6％であり、年間収入の対数分散の増加率 2.7％と並ぶ大きさである。つまり年齢階層内格差拡大は所得の不平等化に大きな影響を及ぼしている。
表 1 挿入世帯の総収入は次のような様々なカテゴリーの収入の合計値である。世帯主や配偶者などの賃金収入、事業収入、年金など社会保障受取、仕送り金、預貯金引出、有価証券売却などである。
『全国消費実態調査』では、勤労者世帯について 3 カ月間の各カテゴリー別の収入と支出の調査が行われている。勤労者世帯についていえば、収入のうちでもっとも大きなウェイトを占めるのは賃金収入である。年金など社会保障受取はおおまかにみれば、賃金収入とは逆相関して、賃金収入格差を是正する役割を果たしており、不平等化を緩和する機能を果たしている4。したがって、
不平等化の源泉を明らかにするためには、勤労者世帯の基幹的収入である賃金収入の不平等化の動向をみる必要がある。
『全国消費実態調査』の公表調査結果では、年間収入のジニ係数しか明らかにされていないので、秘匿処理済ミクロデータを使って、勤労者世帯の世帯主と配偶者それぞれの、賃金収入のジニ係数を求めてみた。その結果を図 1 に示す。この図に示されているように、世帯主と配偶者ともほぼすべての年齢階層において賃金のジニ係数の上昇が認められる。25～59 歳の年齢階層別ジ「世帯属性別年間収入のジニ係数」という表による。「全世帯」の 40～44 歳のジニ係数は低下しているが、これは 1999 年の「勤労者以外の世帯」に含まれていた「外れ値」を示すサンプルの影響であり、この所得が異常に高いサンプルを除外すれば、1999 年から 2004 年にかけて上昇すると推測できる。
3 『全国消費実態調査』では、賃金収入は「勤め先収入」と表記されている。またフルタイム勤
務、パートタイム勤務は、それぞれ勤務形態「普通」と「パート」と表記されている。
4 60 歳以上の年齢階層において、賃金収入のジニ係数が上昇しているのに、年間収入のジニ係数が上昇しないのは、年金等の社会保障受取額が、賃金収入額と逆相関するという関係にあるから
である。
2

2

ニ係数の単純平均値で示すと、フルタイム勤務の世帯主については、1999 年が 0.176、2004 年
が 0.193 であり、上昇率は 10%である5。フルタイム勤務の配偶者については、1999 年が 0.261、
2004 年が 0.283 であり、上昇率は 9%である。パートタイム勤務の配偶者については、図には示していないが 1999 年が 0.262、2004 年が 0.283 であり、上昇率は 8%である。年間収入の最大割合を占める賃金収入のジニ係数の上昇幅は、年間収入のジニ係数の上昇幅を大幅に上回っている。
したがって基幹的収入である賃金収入の格差拡大が、年間収入の年齢階層内格差拡大の主な要因であると推測できる。後に述べるように、現時点で 2006 年の結果が利用できる『賃金構造基本
統計調査』のデータによると、2004 年から 2006 年の間も、賃金格差拡大はさらに加速して進行している。図 2 は、図 1 の年齢階層別ジニ係数データから計算した 1999～2004 年の 5 年間の変化率を示したものである。大まかにみると配偶者に関しては、若年層ほどジニ係数変化率が大きいという傾向がみられる。世帯主については、傾きはゆるやかであり、54 歳までの年齢層ではほぼ同様の率でのジニ係数増加が起きている。この違いについては第 2 節でくわしく検討する。
図 1 挿入図 2 挿入1.2 消費支出と貯蓄の格差拡大
表 1 には、消費支出総額とその用途分類別項目の格差変化も等価値の対数分散増加率で示されている。所得格差拡大は当然、消費支出や貯蓄の格差拡大に結びつく。消費支出総額の格差増加
率は 4.5％であり、年間収入の格差増加率 2.7％よりも大きい。また年齢階層内格差拡大の効果も3.8％と大きい。用途別に格差増加率をみれば、「被服・履物」12.5％、「教育」12.1％、「食料」
11.2％という順に格差増加が激しい。教育支出の格差拡大は、学歴の固定的な再生産につながり、
社会階層間のモビリティを低下させるものである。また、「保険医療」については高齢化の影響が大きいが、それ以外の項目については年齢階層内格差拡大の効果が大きい。
図 3 には、家計黒字額の等価値（実収入から実支出を引いた値である家計黒字額を、世帯人員の平方根で除した値）の年齢階層別ジニ係数を示している。所得額のようにすべてのデータが正値の場合、ジニ係数は 0 と 1 との間の値となる。家計黒字額が負値となる赤字世帯が多く含まれる場合、ジニ係数は 1 を上回る数値となる。図 3 に示すように、若年層と高齢層を中心に、この5 年間にジニ係数は大幅に上昇し、2004 年には 1 を大きく上回る値となった。これは赤字世帯の割合が増加したことも意味している。ほとんどの赤字世帯は、貯蓄を取り崩して、赤字を補てんしている。したがって、貯蓄純増額（預貯金－預貯金引出＋保険掛金－保険取金）の等価値のジニ係数も、同様の傾向を示す。これは若年層と高齢層を中心に貯蓄が減少する世帯の割合が増加したことを意味する。
図 3 挿入2004 年の『全国消費実態調査』の二人以上世帯の家計収支結果の「第 9 表

世帯主の年齢階級,

世帯人員別 1 世帯当たり 1 か月間の収入と支出」と 1999 年の同内容の表から、勤労者世帯のう5

パートタイム勤務の世帯主は、サンプル数が非常に小さいので、計算ができなかった。
3

ち世帯主が 30 歳未満の世帯の年収、貯蓄現在高、負債現在高の平均値をみると次の通りである。
年収は 1999 年の 481 万円から 2004 年の 473 万円へ 1.6％の減少、貯蓄現在高は 382 万円から363 万円へ 5％の減少、負債現在高は 303 万円から 356 万円へ 17％の増加である。平均値でみてこのような状況であるから、低所得層の家計の多くは、家計収支では赤字で、貯蓄現在高を負債
現在高が超過する状態に陥っていることは確実である。このような状態は長期的には持続不可能であり、賃金所得の格差拡大は、低所得層において労働力再生産が非常に困難となる状態を引き起こしているといえる。
2.

労働時間と時間当たり賃金の格差拡大

2.1 労働時間と時間当たり賃金の平均値の変化
賃金所得は年間労働時間と時間当たり賃金との積である。賃金所得の格差拡大は、主として年間労働時間の格差の拡大により起こる場合と、主として時間当たり賃金つまり賃金率の格差の拡大により起こる場合とが考えられる。賃金の平等性という観点では、賃金率格差拡大の場合の方が深刻な問題を含んでいる。日本の 90 年代末以降における賃金所得の格差拡大は、どちらの場合であるのかを、この節では、年齢階層別、男女別、雇用形態別に検討する。
2002 年『就業構造基本調査』の公表集計表（総務省統計局 HP 掲載の第 31 表）から、所得階級別の一人当たり平均年間労働時間が計算できる。年間就業日数 200 日以上の男性正規職員についてそれを計算してみた。一般には、所得が高い労働者ほど年間労働時間が長いと考えられがちであるが、実際はそうではなく、最も年間労働時間が長いのは年間所得が 300 万円台の労働者で2530 時間である。それからは所得が増えるにしたがって、年間労働時間は短くなり年間所得が700 万円を超えると 2300 時間台となる。このような事実から、時間当たり賃金のジニ係数は、年間所得のジニ係数よりも大きな値になると予測できるし、後で述べるように実際にそうである。
年間所得を年間労働時間で除してえられる時間当たり賃金は、年間所得が 300 万円台の労働者で約 1400 円、700 万円台の労働者で約 3200 円である。300 万円未満の労働者の時間当たり賃金は1000 円に満たない額であり、正規職員といっても、パートタイム労働の時給と大差ないということになる。
上記と同じ公表集計表から、年間就業日数 200 日以上かつ週間就業時間 35 時間以上の労働者の所得階級別の人数を計算できる。
「正規職員・従業員」と、フルタイムパートも含む「正規職員・従業員以外」に分けて、さらに男女別に計算してみた。時間当たり賃金では 1000 円に満たない
年間所得 300 万円以下の労働者は、男性正規職員の 19％に当たる約 430 万人、女性正規職員の52％に当たる約 460 万人もいる。非正規職員ではそのほとんどが年間所得 300 万円以下であり、男性で約 140 万人、女性で約 280 万人である。さらにこの中には、年間 200 日以上かつ週間 35
時間以上働いても、年間所得が 150 万円に満たない労働者も男女合計で約 250 万人含まれることも、いわゆる「ワーキング・プア」問題の大きさを示すものとして注目に値する。
しかしこの公表集計表からは、年間労働時間と年間所得の大まかな分布しか知ることができな
い。また時間当たり賃金の分布についての推測は困難である。そこで、これらの分布の計算を、
一橋大学経済研究所附属社会科学統計情報研究センターで提供している 1997 年と 2002 年の『就業構造基本調査』の秘匿処理済ミクロデータを使用して、次のように行った。
『就業構造基本調査』には、「年間就業日数」「週間就業時間」「個人所得」という調査項目がある。個表データ毎に年間労働時間と時間当たり賃金を計算することができる。約 80 万件のサンプルデータ毎に年間労働時
4

間と時間当たり賃金を計算し、年齢階層別、男女別、雇用形態別6に集計して、その各集計区分の平均値とジニ係数を算出した。
まず、1997 年から 2002 年の 5 年間に、年間所得、年間労働時間、時間当たり賃金の各平均値がどのように変わったかを、年間就業日数 200 日以上の男性正規労働者、女性正規労働者、女性
パートタイム労働者についてみてみよう。
図 4 は男性正規労働者の集計結果である。年齢階層別の違いは小さく、全年齢階層の単純平均でみると、1997～2002 年の 5 年間に、年間労働時間の平均値は 4.8％増加したが、年間所得の平均値は 5.0％減少した。そして時間当たり賃金の平均値は、8.4％も減少した。
図 4 挿入図 5 挿入図 5 は女性正規労働者の集計結果である。年間所得と時間当たり賃金については年齢階層別の違いが大きく、20 歳台では男性正規労働者と同様に減少しているが、45～59 歳では年間所得と時間当たり賃金の平均値は増加している。これは男女雇用機会均等法が 1997 年に改正され、募集･採用、配置･昇進についての差別が、事業主の努力義務から禁止に変わったことの影響が大き
いと考えられる。例えば 2002 年の 50-54 歳の男性正規労働者の時間当たり賃金は約 3100 円であるのに対し、女性正規労働者は約 1900 円にすぎず、男女間の賃金格差の解消にはほど遠いとしても、1997 年のそれぞれ約 3400 円と約 1800 円という格差と比べると格差は縮小したのである。
図には示していないが、女性パートタイム労働者（年間就業日数 200 日以上）については、時間当たり賃金の平均値は 1997 年も 2002 年も全年齢階層で約 800 円であり、その変化率は全年齢階層の単純平均で 0.1％にすぎない。正規職員の時間当たり賃金は低下したにもかかわらず、パー
トタイム労働者の賃金が低下しなかったことは、とくに高く評価すべきことでもない。日本ではパートタイム労働の均等待遇原則が法制化されておらず、パートタイム労働者の時間賃金とフルタイム労働者の時間当たり賃金との差は、国際的にみても大きいことはよく知られている。したがって、このような低水準の時間賃金がまったく上昇しなかったことには問題があるとみるべきであろう。
2.2 労働時間と時間当たり賃金のジニ係数の変化
以上みたような年間所得、年間労働時間、時間当たり賃金の各平均値の変化を念頭において、それぞれのジニ係数が、1997～2002 年の 5 年間にどのように変わったかをみてみよう。
図 6 は、年間就業日数 200 日以上の正規労働者の時間当たり賃金のジニ係数を示している。こ6

雇用形態の区分は、2002 年の場合、勤め先の呼称によって、「正規の職員・従業員」「パート」「アルバイト」「労働者派遣事業所の派遣社員」「契約社員・嘱託」「その他」に分かれている。しかし、1997 年の場合は 5 番目が「嘱託など」となっており、契約社員は「正規の職員・従業員」に含まれている可能性が高い。2002 年と 1997 年の区分を同一にするために、「正規の職員・従業員」と「契約社員・嘱託」とを統合して、これを以下では「正規労働者」と呼ぶ。また、退職金が個人所得に含まれているサンプルをできるだけ排除するために、年間就業日数が 200 日以上の雇用者（会社役員を除く）を集計対象とした。年間就業日数が 200 日以上の雇用者は、正規社員の 93％、パートタイム労働者の 55％を占める。
5

の図から、男性正規労働者ではほとんどすべての年齢階層で時間当たり賃金のジニ係数が上昇していることがわかる。女性正規労働者では、時間当たり賃金の格差拡大は 35 歳未満若年層で起きている。図は省略するが、年間所得のジニ係数も同様の右上がり傾向を示すが、その水準は時間当たり賃金よりもやや小さく、0.05 ほど下に位置する。また、年間労働時間のジニ係数は男女とも全年齢階層でほぼ等しく約 0.12 で、図に示すと水平な線となる。また女性パートタイム労働者
については、年間所得、年間労働時間、時間当たり賃金とも、年齢階層別の差は小さく、0.2～0.25の値を示す。
図 7 は、男性正規労働者について、年間所得、年間労働時間、時間当たり賃金のジニ係数の変化率を示したものである。ほとんどすべて正の値であり、年間所得、年間労働時間、時間当たり
賃金とも、59 歳までのすべての年齢階層で格差が拡大している。しかし、その増加率にはかなりの違いがある。第 1 節の図 2 でみた『全国消費実態調査』にもとづく賃金収入のジニ係数の変化とほぼ同様に、年間所得については、すべての年齢階層で、ほぼ同じ率で格差が拡大している。
ところが、年間労働時間は、若年層と高齢層を中心に格差が拡大している。そして時間当たり賃金のジニ係数増加率については、若年層において、年間所得のジニ係数増加率を大幅に上回るという結果となっている。図 8 に示すように女性正規労働者についても、若年層において、時間当たり賃金のジニ係数増加率は年間所得のジニ係数増加率を大幅に上回る。図には示していないが、女性パートタイム労働者については、年間所得、時間当たり賃金のジニ係数は多くの年齢階層で低下し、年間労働時間のジニ係数は多くの年齢階層で増加した。時間当たり賃金のジニ係数は、
1997～2002 年の 5 年間に 7.4％低下し（全年齢階層の単純平均）、パートタイム賃金の平準化が進んでいる。
図 6 挿入図 7 挿入図 8 挿入この原因は、先にみた年間労働時間平均値の増加傾向と年間所得平均値と時間当たり賃金平均値の低下傾向とを考慮すると、次のような現象が生じているためであると考えられる。つまり、時間当たり賃金が低い労働者が、年間労働時間をより多く増やすことによって、年間所得の低下を小さくしようとする。しかし、労働時間が増えたにもかかわらず、年間所得の低下はくいとめられず、時間当たり賃金はさらに低下する。つまり労働時間の増加と時間当たり賃金の低下とが、若年層のうちの低所得労働者にかたよって生じていることを示唆する。これは「ワーキング」の量と「プア」の程度の増加が同時進行する現象であり、賃金格差拡大がもたらす最悪の弊害である。通常、所得格差の議論では、年間所得のレベルでの格差しか議論されない。ここでみたように、時間当たり賃金というレベルでの格差が若年層においては、年間所得の格差よりも急速に増大しているという事実、および、若年層の時間当たり賃金の格差増加率は、中高年層のそれよりもかなり大きいという事実は、若年層の格差拡大に関する実感と符合していると考えられる。
3.

賃金格差拡大の要因とメカニズム

3.1

2004 年以降の賃金格差拡大『全国消費実態調査』では 2004 年までの分析しかできないが、また、『就業構造基本調査』で6

は 2002 年までの分析しかできないが、厚生労働省『賃金構造基本統計調査』については現時点
で 2006 年の結果が利用できる。
『賃金構造基本調査』は主として正規職員に関する調査であるが、そのデータによると、1990 年代末から 2006 年の間、様々な面において正規職員の賃金格差は拡大している。
企業規模間格差----大卒男性の企業規模間格差を 99 年と 2004 年とで比較すると、59 歳以下の全ての年齢階層で格差が拡大している。以下、説明を簡単にするために年齢計での値を例にあげる。従業員 1000 人以上企業の大卒男性の所定内給与を 100 とすると、10～99 人企業の値は 1999
年には 83 であったが、2004 年には 79 に低下した。大卒女性の場合は、98 が 93 に低下した。このような企業規模間格差の拡大は、2004～06 年においても続いており、また、拡大幅は小さいが高卒男性でも認められる。
男女間格差----高卒の男女間格差を 99 年と 2004 年を比較すると、ほとんどすべての年齢階層において格差は縮小している。しかし 2004 年と 2006 年を比較すると、逆に、ほとんどすべての年
齢階層において格差は拡大している。たとえば、高卒男性の所定内給与を 100 とすると、高卒女性の値は、1999 年は 66 であったが、2004 年には 68 になった。しかし 2006 年には 66 に戻った。
このような 80 年代から長期にわたり続いてきた男女格差縮小傾向の反転は、大卒についてもみられる。
学歴間格差----大卒労働者と高卒労働者との間の格差を 99 年と 2004 年とで比較すると、49 歳
以下のほとんど全ての年齢階層で格差が拡大している。たとえば大卒男性の所定内給与を 100 とすると、高卒男性の値は 99 年は 79 であったが、2004 年には 75 に低下した。
賃金の分散係数----『賃金構造基本統計調査』では、賃金分布の広がりの程度を示す「十分位分散係数」という値が、学歴、性、年齢階層などの属性別に公表されている。ジニ係数と同様に、この値が大きいほど賃金格差は大きく、一般に、年齢階層が高いほど、分散係数も大きい。男性については、99 年と 2004 年を比較すると、各学歴とも 59 歳以下のすべての年齢階層において分散係数は増加している。つまり同一学歴同一年齢階層の労働者内で賃金格差は拡大している。
とくに 45～59 歳の増加幅が大きい。この増加傾向は、2004～06 年においても続いている。女性については 1999～04 年については明確な変化パターンは認められないが、2004～06 年については 59 歳以下のすべての年齢階層において分散係数は増加している。
3.2 賃金格差拡大の全般的要因
第 2 節でみたように、時間当たり賃金というレベルでみると、賃金格差の拡大は、パートタイ
ム労働者ではなく、正規労働者で生じている。女性より男性の正規労働者の方が賃金格差拡大は顕著である。また正規労働者のなかでは男女とも 35 歳までの若年層において格差増加率が大きい。
「格差の大きさ」の要因として、非正規労働者と正規労働者との格差は重要であることはいうまでもない。また、2.1 節でみたように、年間 200 日以上週間 35 時間以上働きながら年間所得が150 万円に達しない労働者の数は非正規労働者の方が多く、格差がもたらす悪影響は非正規労働者により重くのしかかっている。しかし、「格差の拡大」の要因を探る場合は、正規労働者内部での賃金格差に着目しなければならない。これまでみたように、正規労働者の賃金に関して、企業規模間格差、男女間格差、学歴間格差、分散係数という様々なかたちで、90 年代末以降、現在まで、格差が拡大傾向をみせている。このことは、企業間および企業間での賃金平準化メカニズム
がともに弱まっていることを示唆する。
7

第 1 に、企業間格差については、次のことがいえる。企業別組合、企業別賃金交渉が一般的な日本において、企業間の賃金平準化メカニズムとして大きな役割を果たしたのは、春季にほぼ同時期に賃上げ交渉を行うという「春闘」システムである。このシステムでは、比較的好業績産業の企業群が、賃上げの社会的相場を形成するパターン・セッターとして位置づけられた。そして、その他企業の賃金交渉の時期を少し後にずらして設定することにより、その他企業群の賃上げを
好業績企業群の賃上げ相場に、できるだけ近づけようとした。しかし、近年の春闘では、パター
ン・セッターとなる企業において、労働組合がその要求を実現できないことが多い。また、労働組合側は賃上げ要求を産業単位で統一することすらできないケースが増えている。また厚生労働省『賃金引上げ等の実態に関する調査』によると、経営者側も賃金決定の際に世間相場を重視す
る割合が減っている7。このような春闘の「形骸化」が、賃金の企業間格差の拡大をもたらしていることは間違いない。
第 2 に、企業内における賃金格差拡大の要因としてあげられるのは、目標管理制度、自己申告・面談制度など「成果主義」と総称されるような、個人の実績との連動性の高い賃金制度の導入である。内閣府『平成 16 年度企業行動に関するアンケート調査』は、1999～2004 年における企業
内の最高賃金と最低賃金の格差を調査しており、成果主義的賃金制度導入企業では賃金格差の拡大テンポが速いという結果が示されている。
3.3 賃金格差拡大の産業別要因
厚生労働省『賃金構造基本統計調査』には、産業中分類別男女別年齢階級別の所定内給与の十分位分散係数8が示されている。1996 年と 2003 年のデータを比較することにより、賃金格差拡大
を産業別に分析してみよう9。表 2 は、1996～2003 年の主要産業10における男性正規社員の賃金分散係数の平均増加率を示している。賃金分散係数増加率の大きさは産業によってかなり異なっている。大部分の産業では分散係数が増加、つまり賃金格差が拡大しているが、賃金格差が縮小している産業も一部にみられる。
表 2 挿入さらに、この表 2 には、1996～2003 年の各産業の男性正規社員（年齢計）の雇用変化率も示している。大部分の産業では男性正規社員雇用はかなり大幅に失われた。後で回帰分析によって7厚生労働省『賃金引上げ等の実態に関する調査』のデータを使って計算すると、1980～97 年では平均 25%の企業が、「世間相場」を賃金改定の際、もっとも重視したと答えているが、1998～
2006 年では平均 11%となる。他方、「企業業績」をもっとも重視したと答えた企業の割合は、62%から 75%に増加する。
8常用労働者 10 人以上の事業所のフルタイムの常用労働者の数値であり企業規模計である。大部分は正規社員であると考えられるので、フルタイムの常用労働者を、以下では「正規社員」と表示する。
9分析期間の初めを 1996 年としたのは、『事業所・企業統計調査』がこの年に行われており、派遣・下請労働者数がわかるからである。また分析期間の終わりを 2003 年にしたのは、2004 年から産業分類が大幅に変わるからである。
10 1996 年時点で、30～49 歳の男性正規社員が、全国で 10 万人を超える 27 の産業を分析対象とした。小規模産業ではデータの誤差率が大きいからである。平均増加率は 30～34、35～39、40～44、45～49 歳の 4 つの年齢階級における増加率の単純平均である。
8

数量的に示すが、雇用の減少率と、賃金分散係数増加率との間には相関関係がある。つまり正規社員が大きく減少すればするほど、賃金格差は拡大する。それは雇用が減少する産業や企業では賃上げ横並び主義の廃止や成果主義賃金制度の導入への圧力が強まるからであろう。ただし、顕著な例外は情報サービス業であり、大幅な雇用増加にもかかわらず、賃金格差は拡大している。
また、賃金格差がかなり拡大した産業について、第 1・十分位数と第 9・十分位数の変化を観察した。表 2 において、第 1・十分位数低下に丸印が入っている場合は、下層賃金が低下したことを示す。また第 9・十分位数上昇に丸印が入っている場合は、上層賃金が上昇したことを示す。
これをみると、賃金格差拡大のパターンが産業によって異なることがわかる。鉄鋼、金属製品、
一般機械、電気機械、卸売業では、賃金が上下に分極化するかたちで賃金格差拡大が起きている。
このような上下への分極化は、賃上げ横並び主義廃止と成果主義的賃金制度導入の通常の結果であると解釈できる。窯業・土石製品、道路旅客運送、道路貨物運送、各種商品小売業、その他の小売業などでは、下層賃金が低下するかたちで賃金格差拡大が起きている。1990 年代末は、とくに運輸・流通分野で競争制限的な参入規制などが緩和され、バス、タクシー、トラック、酒類小売、医薬品小売、ガソリン小売などの業種で競争が激化した。道路旅客運送、道路貨物運送、その他の小売業は、運輸・流通規制緩和の影響を受けており、これらの産業における下層賃金低下
は、規制緩和による競争激化によると解釈できる。出版・印刷、鉄道業、情報サービス業では、上層賃金が上昇するかたちで賃金格差拡大が起きている。出版・印刷と鉄道業では、正規社員雇用数が減少しており、上層賃金の上昇は、請負化などによって下層賃金社員を削減した結果であると考えることができる。しかし、情報サービス業では、正規社員雇用数が増加しているのでこのような解釈はできない。むしろ 1990 年代末のいわゆる IT ブームの中で、高技能 IT 技術職や管理職に対する需要の高まりのなかで、これらの職種の報酬が上昇したことによると考えられる。
以上の男性正規社員の賃金格差拡大に関する産業別の考察は、次のような図 9 にまとめることができる。
図 9 挿入この図に示すように、1990 年代末以降の日本における男性正規社員の賃金格差拡大は、主として 3 つのメカニズムによってもたらされた。第 1 は、長期不況とグローバル化の進展にともない、生産減少と雇用減少がおき、これに雇用の非正規化が加わって、正規社員雇用の大幅な減少がおきるという因果連関である。正規社員雇用の大幅な減少は、労働組合の交渉力を弱めて、成果主
義的賃金制度導入へと導く。それが賃金の上下への分極化を引き起こす。これは全産業で作用する因果連関であるが、グローバル化の影響による輸出減、輸入増という側面は製造業において強く働く。第 2 は、規制緩和を起点とする因果連関であり、運輸・流通分野の規制緩和によって、その影響を受けた産業では、企業間競争の激化により賃金抑制圧力がとくに大きくなった。第 3は、IT ブームを起点とする因果連関であり、上層賃金の上昇をもたらしたが、情報サービス業に限定されたものである。この意味で、賃金格差拡大の主要な要因を IT 化によるスキル変化に求める見解は、産業全般に妥当する見解とはいえない。
このような分析を検証するために、表 2 に示した 27 の産業の産業別データを用いて、簡単な回
帰分析を行った。非説明変数は、表 2 に記した 30～49 歳の男性正規社員の所定内給与に関する分散係数の 1996-2003 年の増加率である。第 1 の説明変数は、表 3 に示した男性正規社員の雇用
9変化率である。第 2 の説明変数は、規制緩和が実施された産業を示すダミー変数であり、その値
は、鉄道業、道路旅客運送、道路貨物運送、その他の小売業については 1 とし、それ以外の産業
は 0 とした。第 3 の説明変数は、IT ブームの影響を示すダミー変数であり、情報サービス業だけ
1 の値をもつ。回帰分析の結果は以下の通りである。各係数推定値の符号は予測通りであり、推定値の値も係数の下に括弧内に記した t 値が示すように有意である。たとえば男性正規社員雇用
が 10％減少すると、賃金分散係数は約 3％増加する。また規制緩和は、当該産業の賃金分散係数
増加率を 12％ポイント引き上げる効果があり、IT バブルは情報サービス業の賃金分散係数増加率を 28％ポイント引き上げる効果をもったといえる。また、自由度修正済決定係数は 0.567 であり、
この 3 つの要因によって、賃金格差拡大の約 6 割が説明できることになる。
分散係数増加率＝－0.018＋(－0.292)×雇用変化率＋0.120×規制緩和ダミー＋0.283×IT ダミー(－1.3)(－3.73)(4.47)(3.96)
自由度修正済決定係数＝0.567
4.

今後の展望
ポントゥソン(2005)は先進諸国の経済格差の水準と変化について、体系的な国際比較分析を行っている。彼が「社会市場経済」とよぶ平等性が高い北欧諸国やドイツなどのグループと、「自由市場経済」よぶ平等性が低いアメリカ、イギリスなどのグループが存在する。実際、賃金格差の大きさは、北欧社会市場経済、大陸型社会市場経済、自由市場経済という順で階段状に高くなる。
また賃金格差の拡大傾向は自由市場経済では顕著であるが、社会市場経済では顕著ではない。さらに、賃金格差の大きさは、パートタイム労働の均等待遇、高等教育への投資額、労働組合組織
率、公的部門の雇用量といった制度的変数とかなり明確な相関関係を示す。
前節で挙げたように、日本では春闘の「形骸化」というかたちで、企業間の賃金平準化メカニ
ズムの弱体化が進行しており、それが正規労働者内部での賃金格差拡大のひとつの要因である。
しかし社会市場経済では、労働組合組織率が高く、産業別賃金交渉で賃金が決定されること、あるいは組織率が低い国においては、労働組合と経営者団体との賃金交渉の結果を社会全体に適用する法制度が存在することが、賃金の高い平等性の維持に寄与している。残念ながら、この企業間の賃金平準化メカニズムという点では、日本での弱体化を止めるような兆候は見えない。
他方で、賃金の平等性は、雇用制度や技能形成制度のあり方と密接に関わっている。日本についてポントゥソンは分析していないが、技能形成システムが欧米とはかなり異なる。米国では、
大学院レベルの高等教育を個人的に受けることが、技術職や管理職の高技能につながっている。
ドイツなどでは公的な職業訓練機関によって労働者の高技能を育成している。日本では、長期雇用を前提に、主に OJT として企業内で長期にわたり集団的に行われる職業訓練が、労働者の高技能を保証している。企業内技能形成システムに代わるものが、すぐにはつくりだせないという制約条件を考慮すると、このような企業内技能形成システムと賃金制度との整合性が問題となる。
以下に述べるように、正規労働者内部での賃金格差拡大のもうひとつの要因である成果主義的賃金制度の広がりについては、様々な弊害を引き起こしており、すでに見直しの動きがでている。
2005 年に行われた労働政策研究・研修機構『多様化する就業形態の下での人事戦略と労働者の「正社員の賃金を決定する際に重視する要素」を使用者に尋ねている。
意識に関する調査』11では、
11

この調査では、「3 年前と比べた同年代の正社員の間の賃金格差」について、使用者と従業員双10「業績・成果」について「以前より重視する」と答えた企業は 60%を上回るが、「勤続年数」「年
齢」「学歴」についても約半数の企業は、以前と同様重視すると答えている。この背景には、業績や努力に対する評価に関する従業員の不満や不信がある。この調査では、従業員に対しても「会社の自分に対する賃金の決め方に納得しているか」を尋ねている。納得していないとする割合(36%)は、納得しているとする割合(23%)を大幅に上回る。納得していない理由の第 1 位は「努力が正しく評価されていない」、第 2 位は「業績が正しく評価されていない」である。労働に対する意欲や努力は、賃金が公正であると感じるかどうかによって左右されることは間違いない。成果主義への傾斜によって、約三分の一の労働者が公正ではないと明言するまでに至っている現在の賃金制度は、果たして労働のインセンティブとして機能しているのだろうか。行き過ぎた不平等
化が、労働のディス・インセンティブとして機能し、生産性を引き下げている可能性も高い。
ネットワーク化などにより、協業の範囲がますます拡大し、その連結度も高まる生産システムのもとで、個人の実績の識別は困難であり、この点で成果を個人レベルでとらえることを大前提とする成果主義的賃金制度は、決定的な欠陥を抱えている。たとえば、トヨタの生産システム、宅配便の輸送システム、コンビニエンス・ストア・チェーンの販売・物流システムは驚異的な労働生産性を実現している。しかしこの高生産性は、労働者個々人の努力の成果として分解できる部分は少なく、大部分はシステムやネットワークを介して多数の労働がムダなく制御されスキマなく結合されていることによって実現したものである。したがって高生産性の大部分は労働者全体の共同的な成果であり、それを個々人の成果に分解することには無理がある。
現に、成果主義的賃金制度の拡大傾向はすでに止まっている。社会経済生産性本部が毎年行っている『日本的人事制度の現状と課題』という調査は、賃金制度を「職能給」「役割・職務給」「年俸制」などに分類して、各企業がどの程度導入しているかを調べている。成果主義的色彩が最も強い年俸制の導入率は、1996 年の調査では約 10%であったが、2002 年には 40%に達した12。しかし、それ以降は、年俸制を廃止する企業も現れ、導入率はゆるやかに低下している13。
現在拡大傾向にある賃金制度は、「職務給制度」である。1960 年代までは、ほぼ年齢に応じて昇給・昇進が行われるという年功賃金制度が主流であったが、70 年代以降、「職能給」が主流の賃金制度となった。賃金制度に能力開発機能とインセンティブ機能を持たせることを意図した日経連が、この賃金制度改革を主導した。この職能給は査定とセットの存在であり、「職能資格制度」「職能」とよばれる「職務遂行能力」をと呼ばれる日本独特の人事・賃金制度を構成している14。
上司が「査定」し、その評価に応じて、賃金とリンクする職能等級に労働者が格付けされる。し方に尋ねており、両者とも約 3 割の回答者が「拡大した」と答えている。
「変わらない」という回
答は使用者で約 5 割、従業員で約 3 割、「縮小した」という回答は使用者で約 1 割、従業員でほぼゼロである。
12 大部分は対象を管理職層に限定した導入であり、一般職については、係長・主任クラスでも年俸制導入率は 10%に達していない。
13次のような廃止事例が紹介されている。
「沢井製薬では 97 年に年俸制を導入したが、チームでの活動が多く、個人の成果を評価できにくいことや、個人レベルで目標を達成しても会社業績には結びつかず、成果を上げたと思っている社員からは待遇が改善しないための不満が広がったことなどを理由に 2000 年に年俸制を廃止した」社会経済生産性本部『2004 年度版 日本的人事制度の現状と課題』26 ページ。
14職能資格制度と日本のパフォーマンスとの関係については宮本(1999)が詳しい。森(2005)は、職能資格制度が、賃金の男女格差をもたらす要因であることが説明されている。
11

かし、「職能給」も「職能」とよばれる能力をどのようにして客観的に数値化するかという問題をかかえている。森(2005)で紹介されている昭和シェル石油の評価項目表では、「説明・報告力」「理解・判断力」「手順・段取り」「工夫・改善力」「知識・技能」
「規律性」
「積極性」
「協調性」
「責任
性」が列挙されている。これらの項目がもつ問題点は、いずれも客観的基準がなく、評価者の主観によって評価が大きく左右される点である。
欧米で主流の賃金制度は、「職能給」ではなく「職務給」である。これは個人の「能力」にではなく、個人が行う仕事の内容に賃金がリンクしている。また昇進などを決める際の従業員に対する評価についても、それをできるだけ客観化させるための制度改革が近年進んでいる。この職務給については、戦後一時期、GHQ の要請もあり、一部の日本企業で試行されたが、現場労働者や労働組合の同意がえられず、定着しなかった。しかし、近年、大企業を中心に、徐々に「役割・職務給」の導入率が増加している。上記の『日本的人事制度の現状と課題』という調査によると、
一般職での「役割・職務給」15の導入率は、1999 年は 18%であったが、2005 年には 41%になっている。
また労働組合側でも、企業単位の職務給をもう一歩進めて、「同一価値労働＝同一賃金」という考え方に基づく産業横断的な「職種別賃金」をめざす動きが現れた16。これも賃金格差拡大を抑制する方向に作用する兆候である。
参考文献
宇仁宏幸「賃金の不平等化と労働制度の変化」『現代思想』2007 年 7 月号
大竹文雄(2005)『日本の不平等』日本経済新聞社
橘木俊詔(1998)『日本の経済格差』岩波新書
橘木俊詔(2006)『格差社会

なにが問題なのか』岩波新書

内閣府(2006)「月例経済報告等に関する関係閣僚会議資料

平成 18 年 1 月」

宮本光晴(1999)『日本の雇用をどう守るか』PHP 新書
森ます美(2005)『日本の性差別賃金』有斐閣
Pontusson, J. (2005) Inequality and Prosperity, Cornell University Press.

15

この調査では「役割・職務給」は、「基本給の決定要素として役割、職責あるいは職務の価値を反映している部分」という定義されている。この導入率増加の背景には、職能資格制度が年功的運用になりがちで、従業員の高齢化とともに人件費の増加が起きることを、職務給への移行によって回避するという経営側の意図もある（社会経済生産性本部、前掲書、13-14 ページ）。
16 電機連合『2006・2007 年度運動方針』http://www.jeiu.or.jp/activity/plan/index.html
12

表 1 1999～2004 年の 2 人以上全世帯の収入と支出の不平等化（単位: ％）等 価 値 の 対 数 分 散 う ち年 齢階層 内格差変 年齢階層間格差変化 人口構成変化によ
の増加率
化による分
による分
る分

2.7
4.5
11.2
-62.5
-0.9
12.5
3.5
-3.5
12.1
-5.6
3.4

年間収入
消費支出総額食料
住居・光熱・水道
家具・家事用品
被服・履物
保健医療
交通・通信
教育
教養娯楽
その他の消費支出

2.6
3.8
9.9
-61.9
-3.5
9.3
1.2
-7.3
8.2
-6.8
4.3

-2.8
-1.4
1.5
-0.9
0.5
-0.2
1.0
1.1
2.5
0.0
-1.5

2.9
2.1
-0.2
0.3
2.1
3.4
1.4
2.7
1.4
1.3
0.6

出所: 総務省『全国消費実態調査』1999 年、2004 年の秘匿処理済ミクロデータより筆者が計算。

図1 賃金収入の年齢階層別ジニ係数（勤労者世帯のフルタイム労働者）
0.4
0.3
世帯主2004年
世帯主1999年
配偶者2004年
配偶者1999年

0.2
0.1

出所: 表 1 と同じ。

13

65-69

60-64

55-59

50-54

45-49

40-44

35-39

30-34

25-29

0

図2 賃金収入の年齢階層別ジニ係数の変化率(勤労者世帯 1999-2004年)
25%
20%
15%
フルタイム世帯主
フルタイム配偶者
パートタイム配偶者

10%
5%

60-64

55-59

50-54

45-49

40-44

35-39

30-34

-5%

25-29

0%

-10%

出所: 表 1 と同じ。

図3 家計黒字額（等価値）の年齢階層別ジニ係数（勤労者世帯）
3
2.5
2
1999
2004

1.5
1
0.5

出所: 表 1 と同じ。

14

75-

70-74

65-69

60-64

55-59

50-54

45-49

40-44

35-39

30-34

25-29

15-24

0

図4 男性正規労働者の平均値の変化率(1997-2002年)
10%
8%
6%
4%
2%
0%
60-64

55-59

50-54

45-49

40-44

35-39

30-34

-4%

25-29

-24

-2%

時間当たり賃金
年間所得
年間労働時間

-6%
-8%
-10%
-12%

出所: 総務省『就業構造基本調査』1997 年、2002 年の秘匿処理済ミクロデータより筆者が計算。年間就業日数200 日以上の者が集計対象である。

図5 女性正規労働者の平均値の変化率(1997-2002年)
10%
8%
6%
4%
2%
0%

-6%
-8%
-10%
-12%

出所: 図 5 と同じ。

15

60-64

55-59

50-54

45-49

40-44

35-39

30-34

25-29

-4%

-24

-2%

時間当たり賃金
年間所得
年間労働時間図6 正規労働者の時間当たり賃金の年齢階層別ジニ係数
0.50.4
男2002年
男1997年
女2002年
女1997年

0.3

0.2

60-64

55-59

50-54

45-49

40-44

35-39

30-34

25-29

-24

0.1

出所: 図 5 と同じ。

図7 男性正規労働者のジニ係数の変化率(1997-2002年)
12%
10%
8%
6%

時間当たり賃金
年間個人所得
年間労働時間

4%
2%
60-64

55-59

50-54

45-49

40-44

35-39

30-34

25-29

-2%

-24

0%

-4%

出所: 図 5 と同じ。

図8 女性正規労働者のジニ係数の変化率(1997-2002年)
12%
10%
8%
6%

時間当たり賃金
年間個人所得
年間労働時間

4%
2%
60-64

55-59

50-54

45-49

40-44

35-39

30-34

25-29

-2%

-24

0%

-4%

出所: 図 5 と同じ。
16

表 2 男性正規社員の産業別賃金分散係数増加率（1996～2003 年の 7 年間の変化率、単位: ％）分散係数増加率

雇用変化率

第 1 分位賃金低下 第 9 分位賃金上昇

E09 総合工事業
-2.9
-15.3
E11 設備工事業
0.4-13.6
F12 食料品製造業
2.7
-14.3
F19 出版・印刷・同関連産業
8.9
-13.1
○
F20 化学工業
0.9-18.0
F25 窯業・土石製品製造業
5.1
-28.5
○
F26 鉄鋼業
6.8
-28.2
○
○
F28 金属製品製造業
4.0
-17.2
○
○
F29 一般機械器具製造業
3.9
-20.2
○
○
F30 電気機械器具製造業
5.1
-17.1
○
○
F31 輸送用機械器具製造業
3.0-9.8
H39 鉄道業
12.3-6.7○
H40 道路旅客運送業
12.5
-15.2
○
H41 道路貨物運送業
5.4
-3.4
○
H46・47 郵便・電気通信業
-3.4
-8.5
I48～53 卸売業
11.6
-16.0
○
○
I54 各種商品小売業
9.8
-30.0
○
I56 飲食料品小売業-7.2
8.4
I57 自動車・自転車小売業
-2.7
-12.1
I59 その他の小売業
26.2
-28.6
○
J62 銀行・信託業
-0.8
-28.7
L82 情報サービス・調査業
11.3
51.5
○
L84 専門サービス業
1.9
1.7
L85 協同組合-3.9-20.5
L86 その他の事業サービス業
4.9
5.8
○
L88 医療業-12.5
23.6
L91 教育4.3-5.8○
出所: 厚生労働省『賃金構造基本統計調査』1996 年と 2003 年の第 3 表より筆者が計算。

図 9 正規社員の賃金格差拡大のメカニズム
運輸・流通業
情報サービス業
主として製造業
長期不況による内需減
グローバル化による外需減
規制緩和
IT ブーム
↓↓↓
国内生産減少競争激化
高利益・高成長↓↓
高技能技術職と管理職の不足
賃金コスト抑制
1 企業当たり利益減少↓↓↓
高技能技術職と管理職の非正規雇用の増加
賃金コスト抑制
賃金引上げ
正規社員の減少↓↓
下層正規社員の賃金引下げ
賃上げ横並び主義廃止圧力
成果主義的賃金制度導入圧力↓
正規社員の賃金の分極化

17コメントへのリプライ
宇仁宏幸
福島氏のわたしへのコメントについては異論がないので、福田氏の下記の 2 点のコメントに答えたい。
1.

グローバル資本主義に関して「大手多国籍企業の経営戦略に対応した新自由主義政策の展開、グローバル競争の激化」が重視すべき事実であることには異論はない。しかし、とくに賃金は、国民経済次元に存在する諸制
度の媒介によって決定されるという点を同時に重視すべきである。4 節で書いているように、賃金格差の動態は、制度配置の国による違いによって、かなり異なる様相をもつのである。
2.

太田清氏の分析との違い
報告論文の 3.2 節で次のように書いた。「「格差の大きさ」の要因として、非正規労働者と正規労働者との格差は重要であることはいうまでもない。……しかし、「格差の拡大」の要因を探る場
合は、正規労働者内部での賃金格差に着目しなければならない」。その根拠は、第 1 に、1997 年
から 2002 年にかけて、正規労働者の平均賃金率は低下したのに、非正規労働者の過半を占める
女性パートタイム労働者の平均賃金率はほとんど変化せず、両者の格差は縮小したことにある。
これは 20 歳代の若年層にはとくに妥当する事実である（図 4 と図 5、2.1 節の記述参照）。根拠の第 2 は、正規労働者内部の賃金率格差は増加したのに（図 7 と図 8）、女性パートタイム労働者内部の賃金率格差は縮小したことにある（20 歳代の女性パートタイム労働者の賃金率格差（ジニ係数）は 1997 年 0.237、2002 年 0.206）。これも 20 代の若年層にとくに妥当する事実である。第 3に、上記の女性パートタイム労働者のジニ係数の大きさは、図 6 に示す 20 歳代正規労働者のジニ係数の大きさとほぼ同じである。
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)は、1997 年と 2002 年の『就業構造基本調査』の公表集計表をもとにした分析である。
太田は、20 歳代の若年層の年間所得格差拡大の大部分は非正規労働者の割合が高まったことによるという結論を導き、次のように述べている。
「正規・非正規のグループ内格差、正規・非正規間のグループ間格差の変化の影響はわずかで、全体の対数分散の上昇 0.75 のうち、0.70 が構成比の変化によるものである。また、構成比変化のうち、0.40 が正規雇用者よりも対数分散が大きい
非正規雇用者の構成比が高まったことによる。一方、0.31 が全体の平均からの距離が大きい非正規雇用者の構成比が高まったことによる対数分散の上昇である」。
わたしと太田氏との見解は次の 3 点に関して異なる。①宇仁は正規・非正規間のグループ間格
差は縮小したととらえるが、太田は変化していないととらえる。②宇仁は正規労働者のグループ内格差が拡大したととらえるが、太田は変化していないととらえる。③宇仁はグループ内格差は正規と非正規でほぼ同じだととらえるが、太田は非正規の方が大きいととらえる。
①②の違いの原因は、次の点にあると思われる。宇仁は、注 6 に記しているように、1997 年の統計と 2002 年の統計では雇用形態区分に相違があることを考慮してその対処をしているのに対し、太田はその対処をしていない。したがって、太田のデータでは、20 歳代で約 50 万人もいる
契約社員が、97 年では正規グループに含まれ、2002 年では非正規グループに含まれている。そのために太田の計算では 97 年の正規グループ内に関して、年間所得の平均値が実際より過少に、年間所得の格差が過大になっていると思われる。③の違いの原因は、次の点にある。宇仁は年間就業日数 200 日以上だけの労働者をセレクトして、しかも賃金率（時間当たり賃金）に焦点を当
18

てて分析している。太田は年間所得を分析対象としているのに、「自発的に労働時間を短くし、そのために所得が少ない者」を完全に取り除いていない。太田の非正規グループには短時間ゆえの低所得者がかなり含まれるので、当然非正規グループ内の年間所得格差は大きくなる。太田はこの問題は認識しており、所得 100 万円未満のサンプルを排除した推計も試みているが、このような処理は完全とはいえない。太田の分析は、ミクロデータではなく公表集計表にもとづく分析であるから、時間当たり賃金は計算できず、またサンプル選択も思い通りには行えないという限界をもつ。

19