2009 年度

公共政策の経済評価

最低賃金が地域の雇用及び世帯所得に与える影響の経済分析―青森県を対象地域として―

東京大学公共政策大学院
財前

善行（経済政策コース）

鈴木康祐（国際公共政策コース）

舟山

和男（経済政策コース）

馬渕晋吾（経済政策コース）

安原恵子（公共管理コース）

1

目

次

Executive Summary............................................................................................... 4
1. はじめに............................................................................................................ 61.1

最低賃金制度の概要 .................................................................................... 71.2

最低賃金をめぐる先行研究 ....................................................................... 10

1.2.1

経済理論 ............................................................................................. 10

1.2.2

実証研究 ............................................................................................. 12

1.3

労働市場のコストに関する先行研究......................................................... 14

1.3.1

生活保護のコスト ............................................................................... 14

1.3.1.1
1.3.2

失業のコスト ...................................................................................... 15

1.3.2.1
1.4
2.

「積極的雇用政策」としての生活保護 ........................................ 14

失業とモデル................................................................................ 15

本分析によるアプローチ........................................................................... 16

最低賃金が雇用量に与える影響...................................................................... 192.1

雇用量の分析............................................................................................. 202.1.1

最低賃金と失業の関係........................................................................ 20

2.1.2

分析の方法.......................................................................................... 20

2.1.3

結果..................................................................................................... 20

2.2

効果 ........................................................................................................... 21

2.2.1

直接効果 ............................................................................................. 21

2.2.2

間接効果 ............................................................................................. 212.2.3

賃金上昇額の分析結果........................................................................ 232.2.4

効果指標と効率性比較........................................................................ 232.3

感度分析 .................................................................................................... 27

2.4

Manningモデルの限界.............................................................................. 28
2

3.

4.

世帯所得への影響 ........................................................................................... 30
3.1

最低賃金の引き上げは低所得世帯を減少させるのか................................ 30

3.2

Neumarkモデルの適用 ............................................................................. 30

3.3モデルの限界............................................................................................. 32

3.4

まとめ........................................................................................................ 33

費用の分析 ...................................................................................................... 34
4.1

失業の社会的費用の推計........................................................................... 344.2

最低賃金による失業と社会保障の関係 ..................................................... 35

4.2.1

雇用保険の給付（求職者給付） ......................................................... 35

4.2.2

生活保護 ............................................................................................. 364.3
5.

最低賃金上昇の影響を緩和するための政策コスト ................................... 37

結論と今後の課題 ........................................................................................... 38
5.1

結論 ........................................................................................................... 38

5.2

残された課題............................................................................................. 38

6.

謝辞................................................................................................................. 40

7.

参考文献.......................................................................................................... 41

8.

補遺Neumarkモデルの導出・計算方法...................................................... 43

8.1

重み付け関数を用いた最低賃金以外の要素の除去 ................................... 438.2

平均値を用いた都道府県・年固有の影響の除去....................................... 44

8.3

同時性効果とラグ付き効果の調整 ............................................................ 44

8.4

分析結果 .................................................................................................... 45

3

Executive Summary
I. テーマ概要及び問題意識
2009年、民主党はマニフェストの中で、労働者の生活の安定を確保するため最低賃金の引き上げを約束した。本稿では、最低賃金の引き上げが労働者の生活向上に与える影響を、
社会的効率性を考慮に入れて分析する。また、最低賃金引き上げが世帯所得分布にもたらす変化について考察することにより、再分配政策としての最低賃金も論じる。

II. 分析手法と本稿の構成
今回、最低賃金引き上げのインパクトを考えるにあたっては、その影響が大きいであろう青森県を対象とした。レポートは主に、以下の 3 つのアプローチからなる。
①

社会全体の支払い賃金増加（効果）と雇用量の喪失（費用）の関係を、労働者の年間所得 1 万円増加当たり何人の失業者が出るかで表した変形型の費用効果分析②

最低賃金の上昇が世帯所得の分布に及ぼす影響③

雇用量喪失の金銭評価など①、②で扱いが困難な事象についての定量的な考察

III.

結論

第２章では、最低賃金政策は労働者の受け取り賃金を増加させるが、失業も発生すると考えられるため、それらの程度の比較という効率性の観点から最低賃金政策が労働市場に与える影響を考察した。現行の最低賃金が市場に受容されているという前提の下、最低賃金の引き上げに対する雇用の弾力性を-0.2 とおき、Manning[2003]の推定式により間接効果が発生すると仮定した場合、マニフェストに従った年間 42 円という急激な最低賃金引き上げは、これまでの最大上げ幅 10 円～15 円と比べて効率が悪いことが判明した。
また、第３章では、最低賃金の所得分配効果に着目し、過去の最低賃金引き上げにおいて生活保護レベルの世帯がどの程度減少したのかを考察した。最低賃金引き上げと低所得世帯数との間の関係を推定すると、負の相関が認められ、1%の最低賃金引上率に約 0.57%の低所得世帯数減少率が対応するという推定結果が得られた。これは最低賃金が一定の所
得分配効果を持つことを示唆していると解釈できる。しかし、推計の対象が市場のごく一部にとどまり、市場全体における所得分配効果の推計については更に詳細なデータを用いて分析を行う必要がある。
そして、第４章では、社会的コストである失業がもたらす費用についていくつかの試算を行った。例えば、マニフェストに従った年間 42 円という急激な最低賃金の引き上げは、レジャーの価値を無視した場合、失業によって年間約 346 億円の賃金を喪失させる。そのほか、雇用保険の求職者給付（基本手当）約 10 億円、生活保護の受給額約 17 億円のコストとなる推計結果となった。
以上により、最低賃金引き上げは低賃金労働者の生活の安定に一定の効果は期待できる4

ものの、拙速な引き上げは却って労働市場の悪化を招き、そのような悪化を軽減するための補完政策を要するなど、社会的な正の効果を奪ってしまう可能性があるという結論に至った。
他方、本稿においては効果についても費用についても労働市場全体における値の推計には至らず、便益費用比（B/C）を算出できなかった。これについては今後の課題としたい。

5

1.

はじめに
最低賃金制度とは、国が法的強制力をもって賃金の最低限を規制し、使用者はその金額以上の賃金を労働者に支払わなければならないとする制度である。我が国では、低賃金労働者の生活の安定、労働力の質的向上及び事業の公正な競争の確保に資することを主な目的として、最低賃金法の下で制度の運営が行われている。
最低賃金法の成立は1959年4月であるが、その後長らく、最低賃金で働く労働者は、学生や既婚女性のパート労働など、世帯の主たる生計維持者ではないという暗黙の了解があったため、最低賃金額と厳密な意味での生計費との均衡は考慮されてこなかった。
しかしながら、2004年、いくら働いても豊かになれない「ワーキングプア」がNHKによって取り上げられたことを契機に、貧困対策の一つとして最低賃金制度にも大きな注目が集まった。
2009年、政権交代を掲げた民主党は、マニフェストの中でも労働者の生活の安定を確保することを目標として最低賃金の引き上げを約束した。その約束は、全国一律時間額で800円以上とすること、将来的には経済状況に配慮しつつ全国加重平均1,000円を目指す、というものであった。本稿では、この最低賃金大幅引き上げが地域の雇用及び世帯所得に与える影響を、費用便益分析の観点から分析するものである。

6

1.1

最低賃金制度の概要 1

最低賃金制は、1919年に労働組合の全国組織が最低賃金制の確立を要求したのを端緒に、労働組合のスローガンとして取り上げられてきた。行政としての対応は、1933年から1935
年頃にかけて、中小零細企業の間に業者間の不当競争を主因として極端な低賃金労働や長時間労働などの劣悪な労働条件が発生したのを受けて、当時の労働行政を所管する内務省社会局が、同業組合等への指導により中小企業の労働条件の適正化を図ったことに始まる。
戦後、1959年4月に最低賃金法が成立するが、当初は使用者側のみによる業者間協定方式を中心としていた。その後、労使関係の成熟に従い、現在の審議会方式による最低賃金制度に移行した。
最低賃金制度においては、仮に最低賃金額より低い賃金を労使合意の上で定めても、それは法律により無効とされ、最低賃金額と同額の定めをしたものとみなされる。
最低賃金には、産業に関わりなく地域内のすべての労働者に適用される都道府県別の「地域別最低賃金」と、例えば電気機械器具製造業、自動車小売業など特定の産業に働く労働者に適用される「特定（産業別）最低賃金」の二種類が設定されている。本稿は、すべての労働者に適用され、特定最低賃金より低額で、最低限度の基準としての機能を持つ地域
別最低賃金を対象に分析を行っている。また、地域別最低賃金額の表示については、従来、
日額・時間額併用方式となっていたが、平成14年度以降時間額単独方式に移行されているため、本稿における最低賃金額の表記も、特段の断りがない限り、時間額での表示である。
最低賃金は、最低賃金審議会において、賃金の実態調査結果など各種統計資料を十分参考にしながら審議が行われ、①労働者の生計費 2②労働者の賃金③通常の事業の賃金支払能力の３要素を考慮して決定又は改定されることとなっており、①を考慮するに当たっては、労働者が健康で文化的な最低限度の生活を営むことができるよう、生活保護に係る施策との整合性に配慮するものとされている。
最低賃金審議会は、厚生労働省に中央最低賃金審議会が、都道府県労働局に地方最低賃金審議会が置かれている。中央最低賃金審議会は、毎年、地域別最低賃金の全国的整合性を図るため、地域別最低賃金額改定の「目安」を作成、地方最低賃金審議会へ提示する。
地域別最低賃金は、各地方最低賃金審議会の審議を経て、都道府県労働局長が決定又は改定することとなっている。
1

歴史については、濱口桂一郎「最低賃金制の法政策」，季刊労働法 226 号（2009 年秋季）
その他現行制度当については、平成 21 年 7 月 29 日付け 中央最低賃金審議会「平成 21 年度地域別最低賃金額改定の目安について（答申）」参考資料及び平成 21 年度版厚生労働白書
2「最低賃金法の一部を改正する法律」が2008年7月1日から施行され、地域別最低賃金の具体的な水準を決定する際に考慮する三つの要素（①労働者の生計費、②労働者の賃金、③通常の事業の賃金支払能力）のうちの生計費について、労働者が健康で文化的な最低限度の生活を営むことができるよう、生活保護との整合性に配慮するよう決定基準の明確化がなされた。

7

改定・新設された最低賃金については、履行の確保を図るため、リーフレットの配布に加え、インターネットや広報媒体を活用した周知広報を行うほか、説明会の実施などにより使用者及び労働者、民間団体等広く国民に周知が図られている。また、労働基準監督署
は事業場に対し、毎年１～２月に最低賃金の履行確保を主眼とする監督を実施しており、違反している事業場に対しては厳しく指導を行っている。
労働市場における最低賃金の位置づけに目を向けると、平成21年４月１日現在の最低賃金の全国加重平均時間額・件数・適用労働者数は、地域別最低賃金703円・47件・約5000万
人 3 であったが、上述の手続きにより同年秋に改定され、平成22年２月現在、全国加重平均
は713円となっている。
日本の労働市場において、最低賃金近辺に位置する労働者の割合は極めて少なく、最低賃金から直接的な影響を受ける労働者の範囲は限定的である 4 。しかし、北海道、東北、九州、沖縄は、最低賃金近辺の労働者が占める割合が高いといったように、最低賃金が労働市場の制約として機能している度合いは、地域的な差が大きいことが指摘されている。
図1-1、1-2は、縦軸を度数、横軸を１時間当たり賃金額とおいた、１時間当たり賃金が1,500
円未満の労働者の分布 5 を示したものであり、フラッグは適用されている最低賃金額である。
北海道では、一般労働者、パートタイム労働者ともに、最低賃金のところで労働者密度が急激に変化する様子が見て取れる。

一般労働者（北海道）

一般労働者（東京）
10000

30000

654 円

9000

739 円

25000

8000
7000

20000

度数

度数

6000
15000

5000
4000

10000

3000
2000

5000

1000

1時間当たり賃金（円）

1時間当たり賃金（円）

図 1-1 東京および北海道の一般労働者の賃金分布

3

特定最低賃金については、786 円・251 件・約 381 万人
坂口尚文「企業にとっての最低賃金」、日本労働研究雑誌No.593
5
平成 19 年賃金構造基本統計調査特別集計
4

8

1470

1410

1350

1290

1230

1170

1110

990

1050

930

870

810

750

690

630

510

1470

1410

1350

1290

1230

1170

1110

990

1050

930

870

810

750

690

630

570

510

570

0

0

パートタイム労働者（東京）

パートタイム労働者（北海道）

45000

20000

40000

18000

739 円

16000

35000

14000

30000

12000

25000

度数

度数

654 円

20000

10000
8000

15000

6000

10000

1時間当たり賃金（円）

1470

1410

1350

1290

1230

1170

1110

990

1050

930

870

810

750

690

630

510

1470

1410

1350

1290

1230

1170

1110

990

1050

930

870

810

750

690

630

570

0

510

2000

0

570

4000

5000

1時間当たり賃金（円）

図 1-2 東京および北海道のパートタイム労働者の分布
なお、現実には最低賃金額を下回る労働者が存在しており、その割合を「未満率」という。また、最低賃金を改正した後に、改正後の最低賃金を下回ることとなる労働者割合を「影響率」という。上記の図1-1、図1-2では、フラッグより左にいる者の割合が未満率ということになる。

91.2

最低賃金をめぐる先行研究

最低賃金に関する先行研究は、大きく分けて経済理論面の議論と実証分析の二つの領域において、様々な論争を巻き起こしてきた。ここでは、経済理論と実証研究のついて振り返ることで、本稿の位置づけを明確にしたい。なお、以下の議論は JILPT (2005)第２章を参考にしていることを断っておく。

1.2.1

経済理論

Fuchs 他（1998）が最低賃金の上昇がどの程度雇用量の増加につながるかという問いを投げかけたように、多くの経済学者は最低賃金の上昇は労働コストの上昇につながり、企業
は雇用量の調整を行うと考えている。これは、基本的には、完全競争を仮定しているために導かれる当然の帰結である。伝統的な完全競争モデルは、市場に参加している労働者と企業がそれぞれ同質であり、またその数は多数であると仮定する。ここでは、①最低賃金
によって費用の高くなった労働を、相対的に費用の安くなった資本で置き換えるという代
替効果、②価格転嫁が出来ないための生産量減少に伴う労働需要の減少という規模の効果によって、労働の超過供給と失業の発生が想定される。図 1-3 は、完全競争モデルにおける最低賃金の影響を示している。新しい最低賃金 Wm で働きたい労働者（供給）は E→S に増加するが、賃金が上がったことにより労働の需要量が減少し、雇用は E→E'に減少する。すると、EE'間のみならず、ES 間にも潜在的な失業が発生する。
この限られた雇用E'の配分が余暇の限界便益が低い順に決定されるなら、市場における死荷量は雇用量減少に起因する三角形ABCですむ。しかし実際には余暇の限界便益は目に見えないため、より高い余暇の限界便益を持つ者を含んだ賃金Wmで雇用を希望する供給S全体の中からランダムに労働の機会が与えられる。その場合、さらに三角形ACFも死荷重となり、市場全体の死荷重は三角形BCFとなる 6 。
W

Wm

S

C
B

W*

A

D

F
E'

E

S

L

図 1-3 完全競争モデルの最賃の影響

6

実際に労働市場に参加している労働者と企業には異質性があるため、この死重量を具体的に算出するのは容易でなく、本稿においては算出を見送った。
10

W

W
超過供給となる労働力は
非適用部門へ

Sc

Su

Wm

W0

W0

Wu

Dc
Emc

E0c

Su’

供給増加

Du
E0u

L

E1u

L

図 1-4 二部門モデル（左が適用部門、右が非適用部門）
もっとも、米国では最低賃金制度は全雇用者に適用されるものではなく、適用除外の産業や職種が存在している。この事実から、Welch（1995）によって主張されたのが、図 1-4に示す二部門モデルである。ここでは、最低賃金適用部門で最低賃金が上がると適用部門
では労働力の超過供給が生じるものの、その超過分が非適用分野に流れるため、非適用分
野の労働供給が増加し、非適用部門の賃金を押し下げる効果をもたらすという。故に最低賃金を引き上げても、格差拡大と引き換えに、完全競争モデルよりも雇用減少が緩和されるとされた。
しかしながら、1990 年代以降の議論においては、最低賃金が上昇しても、少なくとも短期的には雇用量は減少しないという主張が発表されるようになった。当然ながら、こうした結論は今までの完全競争を基本としたモデルでは説明できない。そのため、こうした結果を説明できるモデルが学問上注目されるようになった。その 1 つが労働の図 1-5 に示す需
要独占モデルである。完全競争と異なり、企業城下町のように企業に労働の需要独占力があるように仮定すれば、企業が市場の賃金や労働量をコントロールする力を持つ。最適雇
用量 E は、利潤が最大化される限界労働費用と限界収入生産物が一致する点 C で決定される。しかしその賃金水準は点 A による W*である。この場合に最低賃金が W*から W’の間の W’’で決定されても、企業は最低賃金 W’’で雇いたい労働者をすべて雇うほうが利潤が大きくなるため、雇用量は E→E’に上昇する。したがって、最低賃金の上昇によって雇用が減少するとは必ずしもいえない。しかしながら、最低賃金の上昇コストは企業が負担しているのであり、企業の限界利潤が負になる値にまで賃金が上昇した場合には、雇用の減少を見る。どの程度まで賃金を上昇できるかは、労働供給の弾力性に依存する。

11

W

限界労働費用

C
W’
W’’
W*

労働供給 w(L)

B
A

E

限界収入
生産物

E’

L

図 1-5 買い手独占下における最低賃金の影響
他方、適度な最低賃金の上昇であれば、雇用の増加にもつながる主張する動学モデルも見られるようになった。最低賃金を提示する企業は、小売りなどの零細企業が多いため、Card and Krueger（1995）は買い手独占モデルだけでなく労働者の職の探索行動をモデルに含めて考えた。そこでは、人員規模が大きい企業ほど必要な人員確保のコストが増加する
ことがその理由にある。
また、完全競争モデルや需要独占モデルと異なり、市場に参加している労働者は同質ではなく、技術水準の差があると仮定するのが自然である（労働の異質性）。ここでは、熟練労働者と非熟練労働者（最低賃金適用）の労働力が代替しあうか、補完しあうかによって効果は変わってくるが、実証上は分布の変化が最低賃金の影響と考える手法も登場した。
我々の第３章以下の分析もこうした手法を取り入れている。
効率賃金仮説の観点に立てば、賃金の上昇は労働者の作業効率を上げるため、最低賃金上昇によって労働力という投入資源が減少してもそれを補う可能性がある。しかし、使用者は最低賃金の上昇により発生するコストを、福利厚生費、教育訓練費等賃金以外の人件費からの天引くことも考えられる（福利厚生費の相殺）。すると、実質的に労働者が受け取る便益は変わらず、市場への影響も小さいものとなり得る。

1.2.2

実証研究

このように、最低賃金に関しては様々な理論が混在しており、どのモデルが最適なのかは俄かに判断しづらい。そのため、近年は最低賃金を実証的に分析し、その影響を考察す
る論文が多く存在する。本稿もこうした実証研究のひとつである。ここでは、実証研究の分析手法について概観し、本稿の分析手法の位置づけを行いたい。
上述の Card and Krueger 論文以前は、最低賃金の上昇は雇用喪失効果を持つと考えられ、実際 1980 年代までのデータを用いた分析ではそのような結果が出ていた。これらの論文で用いられてきた手法は、時系列分析が中心である。こうした分析では、最低賃金よりも賃金水準の方が大きな影響を与えるといった結果も存在した。ただし、時系列分析は様々な
12

問題点も指摘されている。
一方、1990 年代に入って Card らが行った分析はパネルデータ分析を主に使用したものであった。我々が今回モデルとして扱っている Neumark（第 3 章を参照）などもこうしたパネ
ルデータ分析に属するものである。Card や Neumark のモデルにも推計に関していくつかの難点があり、最低賃金の雇用喪失効果は実証研究の分野においても未だ決着を見ていない。
他方、最低賃金が賃金分布に与える影響も実証研究においては考察されてきた。一般的に、最低賃金が新たに設定された場合、その設定額以下で働いていた労働者は設定された
最低賃金以上の賃金を手に入れるか、その最低賃金額以下の水準に留まるか（未満率へと反映される）、職を失うかに振り分けられる。最低賃金はこのように賃金分布を切断するた
めに賃金分布は最低賃金額の近辺に集中し、こぶ状の突起（スパイクという）が生じる。
実証データから、最低賃金の引き上げによるスパイクの移動は、労働者の賃金底上げ効果があると感じられる。
DiNardo 他(1996)は最低賃金が賃金分布全体にどのようなシフトをもたらすかという観点から、最低賃金が実質的に低下すると賃金格差が増大することを示唆した。Card and Krueger
も最低賃金の改正は低賃金労働者の賃金を上昇させ、また州間での賃金格差も縮小すると考えている。
日本においては、永瀬（1997）らが最低賃金はパートタイムの労働者に対して下支えが効果あると結論付けた（ただし、特定の県のみという小原（2000）、安部（2001）の批判もある）。他方で、低賃金労働者にとっては、負の雇用影響を与えうるという研究も存在する（Kawaguchi and Yamada（2004））。

13

1.3 労働市場のコストに関する先行研究
1.3.1 生活保護のコスト
最低賃金を考察する上で考えねばならない点として、生活保護との逆転現象が指摘される。実際、平成 19 年度においても、生活扶助基準が最低賃金を上回ってしまう都道府県は
全国で 13 にも上っている 7 。これらの都道府県の中には最低賃金での張り付き状況があまり強くない東京都等も見ることが出来る。しかし、本稿の分析対象である青森のような、最低賃金が雇用体系に大きな影響を及ぼしうる地域も含まれることは問題点として指摘されるべきであろう。

1.3.1.1「積極的雇用政策」としての生活保護

このような逆転現象が見られる中で、生活保護制度も就労支援政策の一環として、①職業訓練、②労働需要の促進、③若年向けの雇用政策、④公的職業紹介等といった、様々な効果が期待されるようになった。元来労働市場の規制については、労働市場で不利益を得ている人々の厚生の増加を図ろうとする「受動的雇用政策」が主流であったが、昨今においては「積極的雇用政策」として労働市場に容易に参入できない者の雇用や賃金の増加を図る政策が注目されている（阿部他（2008）、173 頁）。生活保護との逆転の解消をしている
県については、特にワークフェアとの関係で生活保護自体を「積極的雇用政策」と位置づけることも可能であろう。
ワークフェアとは、福祉（Welfare）と就労（Work）を合わせて作った用語であり、「社会的扶助給付の見返りとして人々に就労を要求するプログラム、あるいはそうした体制」と定義されることが多い。ワークフェアは米国ニクソン政権時の AFDC（Aid to Families with
Dependent Children）改革に求められる。実際、アメリカにおいては、EITC（Earned Income Tax
Credit）などが実施され、最低賃金よりも有効な政策なのではないかという指摘も多い。
しかしながら、このような就労を軸として支援を行う政策も全く問題がない訳ではない。
そもそも積極的雇用政策自体、実効的な雇用支援政策なのかは議論の余地がある問題である。Martin and Grubb は、上記①から④の就労支援のうち、①と③は一般的に有効ではないと結論付けている。また、ワークフェアについても、こうした政策を日本に適用する際には、現金給付を避け公共事業等で就労機会を確保するという日本の伝統的な考えを反映しているに過ぎないという批判もある（脇田（2008）、170 頁）。

7

中央最低賃金審議会平成 21 年度第２回「目安に関する小委員会」資料参照。具体的な都道府県は、東京、神奈川、大阪、千葉、埼玉、京都、兵庫、広島、北海道、宮城、青森、秋田、沖縄の 13 都道府県である。

14

1.3.2

失業のコスト

一般に、最低賃金の上昇は失業を招くとされており、本稿でもそのように仮定した（詳細は第２章を参照のこと）。そのコストを第４章で見積もるが、ここではそれに先立ち失業のコストに関する先行研究について説明する。なお、以下のモデルの説明に関しては、脇田（1997）を参照している。

1.3.2.1

失業とモデル

失業は、主にマクロ経済学上、様々な論議がなされた論点である。失業に関しては、大きく分けて二つの考え方が存在する。一つは新古典派であり、もう一つはケインジアンの立場である。新古典派は摩擦的・構造的な側面を重視して失業を考える。産業構造の転換
や技術の進歩によって労働力の再配分は不可欠であるため、労働力がよりよい仕事を探し当てるまで、または企業がより適切な人材を採用するまでの若干のミスマッチが生じる。
この過程の中で自発的な失業が生じてくるというのである。
他方、ケインジアンは非自発的失業を重視した。ケインジアンによれば、名目賃金の硬直性のもとで企業の労働需要が雇用量を決定するため、このような賃金調整を欠いた労働市場では非自発的な失業が生じてくると主張する。
こうした理論的な二分法は必ずしも誤りとは言えないものの、現在では「相互乗り入れ」
が進んでいる状況が指摘される。また、近年は失業の総論から各論へのシフトが生じ、各国の制度的な特徴や統計的な特性に基づいた、より実態に即したモデル分析がなされてきた。例えば、①暗黙契約理論とくじ引き均衡、②労働組合・労使交渉のモデルとインサイ
ダー・アウトサイダー理論、③多部門モデルとジョブサーチモデル、④効率賃金のモデル等が存在している（これらの数学的構造については、脇田(1996)を参照）。
しかしながら、問題は、これらのモデルがそのまま日本経済の現状に当てはめることは難しいこともさることながら、失業に関するモデルでコストに踏み込んだものがあまり見られない点である。その中で、コストについて説明した貴重なモデルがジョブサーチモデ
ルである。ジョブサーチモデルとは、産業構造の転換や技術の進歩によって労働力の再配分が必要となる状況をとらえるモデルである。労働者にはさまざまな特性があり、企業にもさまざまな特性がある。ところが仕事探しには時間がかかってしまうので、その間は失業が避けがたいことになる。ジョブサーチモデルではこの摩擦的失業をコストと捉えるた
め、失業のコストは労働の機会費用として求められることになる。

15

1.4

本分析によるアプローチ

以上に見たとおり、経済理論と実証研究のどちらにおいても、最低賃金の上昇が雇用に対して正もしくは負の効果のどちらをもたらすかについての確たる理論は存在しない。また、積極的雇用政策としての生活保護もその全てが有効なわけではない一方で、失業に関するコストも一定程度存在している。そのため、最低賃金政策は依然として雇用政策としてそれなりの地位を有しており、同時にそれに対して従前行われてこなかった費用便益分析を行うことは、雇用問題に対する政策判断を行う際に大きな助けとなると考えられる。
しかしながら、雇用の喪失は社会的費用であるが、受取り賃金額の上昇については使用者から労働者への所得移転に過ぎず純粋な社会的便益（純粋なプラス効果）ではないため、制度の是非を単純な費用便益分析で論じることはできない。そのため、費用効果分析という社会的効率性に立脚した概念を導入する。これは達成したい政策目標に対してどのようなアプローチをとれば社会的に最も効率的であるかを分析する手法であり、政策効果を費用で除した指標を用いて効率性を判断する。
では、最低賃金の上昇にまつわる効果とはどのようなものが存在するのだろうか。具体例を挙げるならば、受け取り賃金の上昇やそれに伴う所得分配効果などは効果の筆頭であると言える。その一方で便益も存在しており、例としては最低賃金が低賃金労働者の賃金の底上げや下支えとなっていることに人々が見出す価値が挙げられる。他に考えられる便益・効果として、賃金の上昇がもたらす可能性のある労働意欲向上による生産性向上や、1.1 の冒頭で最低賃金の端緒は業者間協定方式であったことから推察されるように、高い最低賃金が使用者にもたらす経営安定上のメリットも便益と言える可能性がある。他方、費用に目を向けると、失業による雇用及び賃金の喪失は費用となって社会全体に重石となってのしかかっている。
残念ながら、これらがどのような組み合わせで社会に発生するのかについての先行研究は存在しないのが現状である。従って、本稿ではそのような便益・効果や費用などが実社
会に発現している姿の一端を捉えることを主眼としたい。例えば、次の様な状況は考えられないだろうか。仮にもし多少の失業が発生していたとしても、失業者はランダムに決まるわけではないため、世帯単位で見た場合には所得分配効果が生活の安定にむしろ貢献しているという場合である。このことは、最低賃金の上昇によって失業する確率がより高い
者は、最低賃金周辺の労働者であるという先行研究の結果 8 や、最低賃金周辺に多く分布するのは若年、高齢、既婚中年女性労働者であるが、彼らは被扶養者の確率が高く、必ずしも低所得世帯に属しないことも指摘されている 9 ことからも強ち非現実的ではないと思われる。
以上をまとめると、最低賃金上昇のもたらす便益と効果、及び費用は、次の表 1-1 のように整理できる。
89Kawaguchi and Yamada, 2007
川口、森（2009）16

表 1-1 最低賃金上昇のもたらす便益・効果、及び費用
労働者

使用者

・受取り賃金の上昇（移転） ・労働意欲向上による生産

社会全体・所得分配効果性の向上
便益・効果・賃金の下支え・経営の安定・所得分配効果・雇用及び賃金の喪失

・支払い賃金の上昇（移転） ・雇用の喪失

・最低賃金労働者以外の労・付加価値の減少

費用
働者の賃金の抑制（移転）・福利厚生費の相殺（移転）（便益）受取り賃金上昇に外部便益
よる消費の伸び外部費用（費用）失業対策費

本稿ではこのうち、可視的に大きな効果が期待できる受取り賃金の上昇、雇用の喪失、所得分配効果の３要素に着目し、以下の３つのアプローチをとる。
① 雇用量の喪失というアプローチ費用として雇用量の減少人数を弾力性から求め、効果として社会全体の支払い賃金の増加をManning モデルの応用から求めることで、いくつかの想定されるシナリオに対して費用効果分析を行ったものである。ただし、費用を金銭評価していないため、変形型の費用効果分析となっている。それゆえ、絶対的な最適解を求めるのではなく、複数のシナリオ間での比較評価とする。
② 賃金の上昇が分配にもたらす効果の例として、世帯所得に占める過去の最低賃金引き上げの影響をNeumark モデルを用いて考察する。
③ ②のアプローチでは行わなかった、雇用の減少量の金銭評価等について検討を加える。
具体的には、総喪失賃金、雇用保険費の増加、生活保護費の増加の３つの側面から考える。最後に、これらを総合して、最低賃金政策が労働市場に与える効果について検討するとともに提言を行う。
今回、最低賃金上昇のインパクトを考えるにあたって、青森県に限定した分析を行った。
その理由は、上述のとおり、最低賃金上昇が労働市場に与える影響には地域差があり、全国一律に取り扱うことは適切でないと考えたためである。また、地域の特定については、
最低賃金上昇が労働市場に与える影響が大きく、かつ最低賃金での労働で得られる所得が生活保障水準を下回っており、最低賃金を上げる必要性が高いと考えられる都道府県を調査した所、青森県が最もこの要件を満たしていたため、これを選んだ次第である。以下に全国・青森県に関する最低賃金額、最低賃金引上率、未満率及び影響率の推移を表1-2に示す。
17表1-2 全国・青森県の最低賃金（時間額）、引上率、未満率及び影響率の推移
9

10

11

12

13

14

15

16

17

18

19

20

21

最低賃金額（円）

637

649

654

659

663

663

664

665

668

673

687

703

713

全

引上率（％）

(2.2)

(1.8)

(0.9)

(0.8)

(0.7)

(0.0)

(0.2)

(0.2)

(0.5)

(0.8)

(2.1)

(2.3)

(1.4)

国

未満率（％）

1.2

1.3

1.5

1.6

1.2

1.9

1.6

1.5

1.4

1.2

1.1

1.2

-

影響率（％）

2.0

2.1

1.9

1.9

1.8

1.9

1.6

1.5

1.6

1.5

2.2

2.7

-

最低賃金額（円）

579

589

595

599

604

605

605

606

608

610

619

630

633

青

引上率（％）

(2.3)

(1.8)

(0.9)

(0.8)

(0.8)

(0.2)

(0.0)

(0.2)

(0.3)

(0.3)

(1.5)

(1.8)

(0.5)

森

未満率（％）

1.5

1.7

1.7

2.3

1.2

2.6

2.6

2.0

2.1

2.1

1.4

1.8

-

影響率（％）

2.6

2.9

2.4

2.6

2.8

2.7

2.6

2.2

2.4

2.5

3.1

3.7

-

平 成

資料：中央最低賃金審議会「目安制度のあり方に関する全員協議会（平成 21 年～）」資料及び 「目安に関する小委員会」資料より作成
注）１ 全国は全国加重平均である。
２ 平成 12 年以前の青森県最低賃金額は日額÷８で算出した。
３ 青森県の未満率・影響率は地域別最低賃金額改定の目安 D ランクの加重平均値。

18

2.

最低賃金が雇用量に与える影響
本章では、最低賃金引き上げに伴う雇用量の減少と社会全体の支払い賃金の変化を分析する。その上で前者を費用、後者を一種の効果とみなすことによって複数のシナリオについて効率性の比較検討を行う。もちろん賃金の上昇は単なる所得移転であり、純便益でな
く、あくまで同一の仮定の下でどのシナリオが効率的かという相対的な比較分析である。
シナリオについては、表 2-1 で示した６つを想定する。①については、青森県の過去の平均的な引き上げ額が今後も同様のペースで続いてゆく場合を想定した。②については、民主党がマニフェストにおいて掲げている４年間で全国一律最低賃金 800 円というケースを想定し、①との比較を試みる。③、④は、②における最低賃金 800 円という目標額に対して、異なる期間で達成する場合を比較するために設けた。ここで 15 円という引き上げ幅を設定した理由については、民主党が可及的速やかに最低賃金の引き上げを目指していることを考慮し、
過去青森県の最大の引き上げ幅が約 15 円であることを規準としたものである。
ゆえに、分析としてそれ以上の引き上げ幅の効率性について扱い、その候補値として 30 円を設定した。⑤、⑥については、③、④における優劣評価が目標額 800 円の場合に特有なものでないことを確認するために加えた。目標額 900 円を選んだ理由については、民主党の掲げる全国加重平均 1000 円を達成する際、現在の雇用者比率が保持されると仮定した場
合、青森県においては 900 円となるためである。

表 2-1 各シナリオの詳細
シナリオ

名称

目標額（円） 年間上昇額（円） 年数（年）①

Without ケース

―

5

4

②

民主党ケース M

800

42

4

③

民主党ケース M15

800

15

12

④

民主党ケース M30

800

30

6

⑤

民主党ケース O15

900

15

18

⑥

民主党ケース O30

900

30

9

19

2.1 雇用量の分析
2.1.1 最低賃金と失業の関係
最低賃金の上昇が雇用に与える影響については、多くの実証研究がある。その中で、影響の正負に関する一致した見解はない。しかし、多くの研究では負の影響があることを認めている 10 。本章は、負の影響があることを前提として失業者数を算出する。

2.1.2

分析の方法

最低賃金の引き上げに対する雇用の弾力性を用いて分析する。若年者労働市場の実証分析
11からの伝統的な見解では、その弾力性の値は－0.1～－0.3 である 12 。本章は、中間の－0.2をベースケースの弾力性として用いる。
分析の方法は、１年間の賃金上昇率に 0.2 を掛けて雇用の減少率を求め、それを雇用者数に掛けて雇用減少量を計算する。このプロセスをシナリオで規定された目標年まで繰り返
し、その期間の失業者数を合計する。以上の手順を各シナリオで行う。

2.1.3

結果

結果は以下の通りである。事前の最低賃金の値は 633 円（2009）、労働者数は 57.5 万人 13（2008）として計算した。
表 2-4 失業者数の推計結果 14
シナリオ

合計失業者数（人）

1 年あたり失業者数（人／年）

①w/o

3,552

888

②M

27,146

6,786

③M15

28,172

2,348

④M30

28,523

4,754

⑤O15

39,549

2,197

⑥O30

40,013

4,446

10

REITIのセミナー（2007）において、David NeumarkはWilliam Wascherと共同で過去の最低賃金に関わる100 本の研究を検証し、そのうち信頼のおける 33 本中 28 本が負の効果があると認めていると明らかにした。
11
最低賃金の分析は最も影響を受けやすい若年者を対象に行うものが主流である。
12
Brown (1982)など。また、David Neumark 、William Wascher（2002）はこの値は過小であるとし、－0.92という値を提案している。今回は、日本の過去の歴史を鑑みてこの提案は除外した。
13
総務所統計局「労働力調査」より。
14 弾力性一定から、最低賃金引上げの到達額が同じでも複数年にわたって引き上げるほうが合計失業者数が少なくなる。ただし、本稿においては 1 年の引上げ額が違いからシナリオによって到達額が異なることに注意が必要である。到達額：w/o＝653 円、M＝801 円、M15、M30＝813 円、O15、O30＝903 円

20

2.2

効果

最低賃金の引き上げの賃金分布変化への影響は、直接効果と間接効果に分けられる。前者は、引き上げ後の最低賃金に満たない人々が、新たな最低賃金に張り付くという賃金上
昇効果であり、後者は、最低賃金の引き上げによって、それをすでに上回っている人々の賃金も上昇するという効果（スピルオーバー効果）である。
以下のモデルでは、最低賃金未満の人々のうち前節で求めた失業者数と、最低賃金引き
上げ後も最低賃金未満にとどまる人々の数を引いた残りすべての人々が、新たな最低賃金に張り付くと仮定する 15 。失業者の発生については、各階級が全体に占める割合に応じて等しく発生するものと仮定する。また、スピルオーバー効果の算出にはManning[2003]のモデルを用いる。

2.2.1

直接効果

前節における雇用の弾力性より、各最低賃金引き上げに伴う失業者数が求まった。これらの人々に対して支払われなくなった賃金は、増加額においてマイナスとして扱う。次に、引き上げ後も最低賃金未満にとどまる人々の割合（未満率）については、青森県の現状と照らし合わせて 1%を一定として仮定し用いる。
これらの人々が最低賃金未満でどのように分布するかについては、入手可能だった平成
18～20 年の青森県賃金分布において最低賃金未満の各階級における度数がそのうちに占める割合を適用する。これらの推計から直接効果による賃金上昇額が求まる。

2.2.2

間接効果

間接効果であるスピルオーバー効果については、以下の Manning[2003]の式を適用する。

s( F ) =wm − w∗ ( F )1− e− β ( wm − w∗ ( F ))− max(wm − w∗ ( F ),0)s (F ) ：パーセント点 F における対数賃金の上昇幅

wm ：最低賃金（対数）w ∗ (F ) ：最低賃金引き上げ前の賃金（対数）β ：パラメータ
最低賃金引き上げに伴う間接効果について定量的に評価した先行研究は多くない。その中で、上式は最低賃金の間接効果に関する主要な文献において最も頻繁に引用されているものであったため、今回これを採用した。上式は最低賃金引き上げ後の賃金分布を、新し
15 後述のManningの式に従えば、最低賃金未満を受け取っていた人々にも間接効果が発生し一定の割合で賃金が上昇する。しかし、繰り返しManning式を適用すると、間接効果だけで未満率がどんどん減少し１％を大きく下回っていく。本稿においては未満率を一定に維持することを優先し、最低賃金未満を受け取っていた人々は直接効果のみが発生し間接効果が発生しないこととした。

21

い最低賃金、引き上げ前の賃金、パラメータの３つで決定するものである。
具体的には右辺のwm − w∗ ( F )1− e− β ( wm − w∗ ( F ))∗部分をA、 max(wm − w ( F ),0) 部分をBとおくと、exp(A)は新しい最低賃金を適用した場合に、極小のw*(F)を新しい最低賃金wmまで引き上げ
る賃金上昇率を最大に、Fが上がるにつれて非線形にその賃金上昇率（間接効果）が縮小していくような値を返す。AからBを減ずることで、極小のw*(F)部分での効果が 0 になるよう調整した推計値となる。βはその縮小の速さを決定するパラメータで、βを大きく設定するほど急激にAによる賃金上昇割合は縮小するため、結果的に最低賃金より大きい階層でのFパーセント点における賃金の上昇割合（間接効果）が小さくなる。

β については、海外の先行研究によって求められた値もあるが（Manning[2003]）、より現実に即すために、上述の平成 18～20 年の青森県賃金分布を用いて、モデルによる推計と実際の青森県の変化後の賃金分布との誤差が最小となるように決定した。すなわち、各賃金階級に属する人数（度数）の差の二乗の和が最小となる値を推定し、13.1 という値を得た。
これらを踏まえてシナリオ②M における間接効果を示したのが以下の図 2-1 である。

図 2-1

Manning 式による間接効果の推計

図の横軸は最低賃金適用前の賃金階級、縦軸は引き上げた新しい最低賃金適用後の間接効果による賃金上昇率を示し、A、B に添えられている数字はシナリオ②M の 4 年間における１年後～４年後を示す。
図から分かるように、スピルオーバー効果によって賃金上昇が最も大きくなるのは最低賃金付近の階級に属する人々である。この最大の賃金上昇幅は、一度の最低賃金引き上げ額が大きいほど大きくなる。しかし、本稿で用いた賃金分布のデータが 10 円刻みであった22ことから引き上げ幅による差異は誤差にのまれ、シナリオに関わらず最低賃金付近で最大約８％アップする結果となった。一方、この効果は引き上げ前の賃金が高い階級ほど効果は薄く、例えば、時間給 1,100 円以上の階級においては一度の賃金上昇効果が 1 円未満と非常に小さいものになるが、現実に時間給 1,100 円以上を受け取る層が最低賃金上昇を受けて昇給するケースは少ないと推測され、これは現実と整合的であると考えられる。
以上より、間接効果による賃金上昇額を求める。

2.2.3

賃金上昇額の分析結果

以下に各シナリオにおける直接・間接効果を合わせた賃金上昇額を示す。一人当たりの換算額とは、総賃金上昇額を引き上げ後の全就業者数で割ったものである。また、現在価値への換算においては、1.4% 16 という割引率を適用した。
なお、総賃金額上昇に影響を与える直接効果と間接効果の内訳について、シナリオによって程度は異なるが、間接効果のほうが数倍大きな結果となった。これは、未満率が 1～2%であることからわかるように、最低賃金を下回るわずかな人々が最低賃金に張り付くことの賃金上昇分よりも、その他の大多数の人々の賃金がスピルオーバー効果によって上昇することによるそれの方が大きいことによる。
表 2-2 賃金上昇の分析結果
シナリオ

総賃金上昇額

一人当たりの換算額①w/o

63 億 7374 万円

11,154 円②M

112 億 3482 万円

20,507 円③M15

521 億 9025 万円

95,442 円④M30

239 億 5455 万円

43,885 円⑤O15

530 億 8775 万円

99,146 円⑥O30

167 億 9750 万円

31,398 円

同じ目標額（③と④、⑤と⑥）を比較すると、長期に渡って緩やかに最低賃金を上昇させる方が、総賃金上昇額が大きくなる。これは、最低賃金引き上げ毎にスピルオーバー効
果が発生することによって、最低賃金以上の人の賃金が上昇する効果が大きく影響したためと考えられる。以下ではこれらを用いて、効率性の比較を行う。

2.2.4

効果指標と効率性比較

各シナリオの効率性を比較するために、費用効果指標（以下 CE）を提示する。これは、

16

日本において公共事業の社会的割引率は４％を用いる場合が多いが、本稿においては賃金は個人が受け取る金銭であり、利率の良い個人向け国債（10 年満期・変動金利）であっても 1 年あたりの金利が 1.48％（2009 年 10 月現在）であることを考慮した。

23

労働者の年間所得 1 万円増加当たり何人の失業者が出るかを表したものであり、値が小さいほど社会的に効率的であるとする指標である。先述したように、最低賃金の引き上げは賃金が増加するという正の効果を持つ一方で、失業者が増加するという負の側面が存在す
るため、この CE を政策判断指標として用いることで、より少ない失業者をもってより大きな賃金増加を実現できるシナリオを求められる。また図 2-2 は、これらの費用対効果を比較したものである。CE はこれらの各点と原点を結んだ直線の傾きを表すため、右（下）にある点ほど効率的だとみなせる。
表 2-3 費用効果指標の分析結果
シナリオ

CE

①w/o

796

②M

3309

③M15

246

④M30

1085

⑤O15

222

⑥O30

1416

24

図 2-2 各シナリオの効率性の比較（点線は w/o と等しい効率性を表す）

分析結果からまず、①と②の比較において、②が①より非効率的であることがわかる。
すなわち、一定の賃金上昇を実現するのに、より多くの失業者数が生まれることとなる。
これは急激な最低賃金の上昇で一年当たりの失業者数が多くなることに起因する。
次に目標額 800 円、900 円の両方において、30 円より 15 円ずつの上昇の方が効率的であるということがわかった。加えて 10 円ずつの上昇の方がさらに効率的だということも追加の分析の結果判明した。これは先に触れたように、引き上げ回数が多いほど間接効果（ス
ピルオーバー効果）の影響が大きくなることに起因している。すなわち、目標額が同じであれば失業者数は同じであるのだから、最低賃金の引き上げを長期間に渡って行う方が、本稿で定義する効率性の意味では良いということである。
しかしながら、期間が長い引き上げにおいては割引率による影響も大きくなるため、必ずしも引き上げ幅が小さいほうがよいとは言えないことに注意が必要である。つまり、割引によって CE の分母が小さくなる（賃金増加額の流列の割引現在価値が小さくなる）ケースが考えられる。事実、引き上げ幅 15 円という上記ケースと引き上げ幅 20 円というケースについて割引率を 5%として比較したところ、20 円ずつの方が効率的であるという結果になった。つまり、あまり引き上げ幅を小さくして長期化させることは効率性を失わせる影
25

響ももたらすことになる。しかし、そもそも期間があまりに長い引き上げは、今いるワー
キングプアを救済するという民主党の政策目的には合致しないと考えられるため、本稿では上記シナリオ以外の可能性については考慮しないものとする。あくまで、可能性の高いシナリオについて一定の仮定のもとで相対的な効率性を比較することに主眼を置いた。
政策の実行においては、これら２つの相反する要因をよく吟味する必要があろう。

26

2.3

感度分析

最低賃金の上昇に対する雇用量の弾力性の値と Manning のモデル式におけるパラメータβ の２つを感度分析変数として感度分析を行う。弾性値については±0.1、β については±10%で変化させる。
表 2-5 感度分析に用いる変数

感度分析変数

推定値

低位値

高位値

弾性値

-0.2

-0.1

-0.3

β

13.1

12.3

14.9

これを基に、低位値と高位値における失業者数を以下の表 2-6 に、更にその失業者数を用いた CE の感度分析結果を表 2-7 にそれぞれ示す。
表 2-6 失業者数の感度分析結果
1 年あたり失業者数（人／年）

合計失業者数（人）
シナリオ
－0.1

－0.3

－0.1

－0.3

①w/o

1,778

5,321

444

1,330

②M

13,69740,3493,424

10,087③M15

14,25041,774

1,187

3,481

④M30

14,41442,333

2,402

7,056

⑤O15

20,11058,338

1,117

3,241

⑥O30

20,32959,068

2,259

6,563

表 2-7 費用効果指標の感度分析結果

シナリオ

ベストケース

推定値

ワーストケース

①w/o

61

796

-4283

②M

1170

3309

21700

③M15

105

246

519

④M30

422

1085

3077

⑤O15

92

222

505

⑥O30

451

1416

50435

ベストケースはβが 12.3、失業の弾力性値-0.1 の場合、ワーストケースはβが 14.9、失業の弾力性値-0.3 の場合の推計である。②、⑥のワーストケースにおいて推定値の 6.5～35 倍と、他シナリオのそれより大きくなっている。これらは、年間の失業者数が多く、失業による支払い賃金の減少が賃金増額を減少させる効果が大きく働いたため、CE における分母27

（一人当たりの賃金上昇）が急激に小さくなったことが要因と考えられる。また、①のワーストケースでは値がマイナスとなっており、賃金総額が増えないことを示している。

2.4

Manning モデルの限界

引き上げ回数が増えるほど総賃金額が上昇しやすいのは、この Manning 式の性質といえる。したがって、費用効果指標においても、引き上げ回数が増えるほど望ましいという結果が導かれやすい。
Manning の式を日本の最低賃金引き上げよる賃金上昇インパクトの推計に適用しても不適当でないというためには、最低賃金の影響による賃金上昇割合が最低賃金から離れるほど非線形に縮小することを証明する必要がある。感覚的に最低賃金から離れるほど最低賃金によるインパクトが小さいことは当然と推定されるが、それが非線形であることを実証的に証明することは容易でない。本稿においては「賃金階級が高いほど間接効果が非線形に縮小する」という仮定は所与として、Manning の式を用いた間接効果を求めた。参考までに図 2-3 に青森県における平成 19 年と平成 20 年の賃金分布の比較を示す。

図 2-3 青森県賃金分布実績値（ただし、縦軸は１時間当たり賃金 500 円－1,500 円の人数計を 1,000,000 とした度数）

また、効果の分析結果の冒頭でも述べたように、直接効果と間接効果の比率は、間接効果の方が大きいことがわかった。間接効果の大きさは引き上げ前後の賃金のほかには β にのみ依存することを考えれば、この決定係数の設定は慎重になされなければならない。今回 β の推定については、青森県の実データとの誤差が最小になるように決定したが、直感的な感覚からすれば、間接効果がもっと小さくなってもよいのではないかという感もあり、この点については更に精緻な計算を行う必要があるだろう。
これまで最低賃金の未満率は、引き上げ幅に関わらず１、２％台という低い水準で推移してきた。これは、市場が当該最低賃金を受容しているためと考えられる。しかし、市場
28

の受容限界を超える大幅な最低賃金の引き上げがなされた場合、福利厚生費等の著しい縮減、倒産の増加、最低賃金遵守率の低下といった負の効果が引き起こされる懸念がある。
今回の Manning モデルを用いた分析は、この需要限界内にとどまっていると仮定している。
結果的に毎年 30 円～42 円ずつ引き上げるよりも、これまでの最大上げ幅 10 円～15 円にしたほうが効率がよいという結論であったため、複数のシナリオ間の比較評価という結論に変化はないが、それぞれの効率性を過大評価している可能性がある。限界を超えた場合の、負の効果に対する定量的評価については今後残された課題である。

29

3. 世帯所得への影響
3.1 最低賃金の引き上げは低所得世帯を減少させるのか
第２章においては、最低賃金の引き上げ政策を効率性の観点から考察した。しかしながら、これら賃金の上昇分が誰の手に渡っているのかについては不明瞭なままである。増加
した賃金の行方を詳細に追うには、個々の労働者の所得に関する個票を用いて分析する必要がある。残念ながら、そのような個人情報を含んだデータの取り扱いは今回の研究の範囲を超えており、実現性に乏しい。
従って、第３章では低所得世帯数の推移を用いて所得分配効果について考察する。これ
は、最低賃金引き上げによる影響を受けやすいのは最低賃金周辺の労働者であることから、彼らが属する低所得世帯所得群の分布にも影響があるだろうという推定に基づいている。
手法としては、non-Parametric な手法である Neumark モデルを用いて二時点間の分布の差異を推定し、それと最低賃金引き上げ額との相関を考察することとする。

3.2

Neumark モデルの適用

世帯所得の推移を推定する方法としては、non-Parametric な手法である Neumark(2009)のモデルを用いた。これは世帯所得分布のうち、最低賃金以外の要因による影響を可能な限り同等に揃えて差し引くことで、二時点間の分布の差異に占める最低賃金の影響部分のみを取り出す手法である。データとしては、就業構造基本調査(平成 14 年・平成 19 年)を用いて、日本の各都道府県の勤労世帯のうち夫婦二人の家族をモデル世帯として研究の対象とした。また、低所得世帯を概ね生活保護水準を下回る「世帯収入 200 万円以下の世帯」と設定し、その水準以下で暮らす世帯の数が最低賃金の上昇によってどのように変化したのかについて考察する。
まず、就業構造基本調査から得られた 100 万円刻みの世帯所得を実質値に調整したデータを用いて、世帯所得の密度分布関数 fe(I ) を各年毎に次のようにして推定した。

θj⎛ I − Ij ⎞
⎟⎟
K ⎜⎜
h
j =1 h⎝⎠nf e (I ) = ∑(1)

I は世帯所得、 I j は各世帯所得の階級値であり、 I j としては各世帯所得の中央値を用いた。 h はバンド幅であり、Sheather&Jones(1991)の方法を用いて最適な値を求めた。 K ( x ) は
カーネル関数であり、今回は正規分布であるガウス核 K ( x ) =トθ j は1

1 − 2 x2eを用いた。ウェイ
2πn∑θ = 1 を満たす重み関数であり、各世帯所得をウェイトとして用いた。
j =1

j

これらを基に、各都道府県において世帯所得が「100 万円未満」の世帯から「900 万円から 1,000 万円」の世帯を対象に平成 14 年及び平成 19 年の密度分布関数を計算した。図 3-1
は青森県における推定された世帯所得の分布を表している。
30

2.50E-03

2.00E-03

確 1.50E-03
率
度
数 1.00E-03

平成１４年
平成１９年

5.00E-04

1
49
97
145
193
241
289
337
385
433
481
529
577
625
673
721
769
817
865
913
961

0.00E+00

世帯所得（万円）

図 3-1 青森県における推定された世帯所得分布
次に、世帯所得の変化から他の要因を可能な限り除去するため、①重み付け関数を用いて最低賃金以外の要素を除去②平均値を用いて都道府県・年固有の影響を除去、の２つを行った。①を実行する際に、前提条件として(i)最低賃金の引き上げによる間接効果は発生しない(ii)平成 19 年における平成 14 年次の最低賃金以下の分布形は、平成 14 年次の最低賃金以下の分布形と比例している(iii)最低賃金の引き上げは雇用率に影響を与えない、という３つの仮定を設定していることを付言しておきたい。なお、手法の詳細については補遺に掲載した。
以上より、各都道府県における最低賃金の引上率と低所得世帯数の変化の割合をプロットすると、図 3-2 のような結果を得た。
0.00%-0.05%

（ ）

２
０
０
万
円
以
下
の
世
帯
数
変
化
の
割
合

-0.10%

y = -0.05683x
adjusted R2 = 0.8727-0.15%-0.20%-0.25%-0.30%％-0.35%-0.40%
0%

1%

2%

3%

4%

5%

最低賃金の増加率(%)

図 3-2 最低賃金の引上率と低所得世帯数の変化の割合
31これから、最低賃金引上率と低所得世帯数の間に負の相関関係が見られることが分かった。実際、外れ値である沖縄を除去して線形近似を行い最低賃金引き上げと低所得世帯数との間の関係を推定すると、1%の最低賃金引上率に約 0.57%の低所得世帯数減少率が対応するという推定結果が得られた。従って、世帯所得の観点から見ると、最低賃金の引き上げは一定の所得分配効果を持ち貧困対策として幾ばくか機能している可能性を示唆することが出来る。

3.3

モデルの限界

上記で使用したモデルはいくつかの大きな仮定を置いているため、結果を正しく説明す
るにはモデルの限界について言及する必要があると思われる。
(a) 用いた世帯のデータが勤労世帯のうち、夫婦二人家族のみである(b) データが 100 万円刻みと粗く、また必ずしも適切でない正規分布を仮定している
これらは標本選択に関する誤差の問題である。(a)を基にした反論として、このモデル世
帯が全ての世帯所得の影響を代表しているわけでは無いというものが当然考えられうるが、そもそも「勤労世帯のうち、夫婦二人家族」をモデル世帯としたのは①全世帯を対象に分析すると、マイクロデータを用いない限り、それぞれの世帯人員数が不明で生活費の比較ができない②賃金・給料が主な世帯に限らないと、引退世代の高齢者世帯が多く含まれ、最低賃金上昇の効果を反映しないという二つの理由から、現実的に用いることが出来るデータの中では最低賃金上昇の効果を最も反映していると考えたからである。さらに③勤労世帯として最もシンプルな構成であり、データが入手しやすい④子供がいないことから、他の世帯類型よりも貧困との関連性が推定しやすいという二つの理由を加えると、現況としてこの仮定は正当化できると考えられる。ちなみに、平成 19 年就業構造基本調査によれ
ば、全国の世帯数 52,252,800 に対し、うち世帯の家族類型が夫婦のみ世帯数 10,715,200、更に世帯の収入の種類が賃金・給料が主な世帯数 4,747,000 となっており（図 3-3）
、全体から見れば約９%に過ぎないことを言及しておく。
夫婦のみ
勤労世帯
9%
20%

その他の世帯

11%

夫婦のみ
非勤労世帯

80%
80%

図 3-3 夫婦のみ勤労世帯が世帯数全体に占める割合
32

(b)については、一般の研究者が使用可能なデータとしては今回用いた就業構造基本調査の公開データしか存在しない現状では解決し得ない問題であると言える。この点については、今後のデータの整備を待つしかないだろう。
(c) 最低賃金の引き上げによる間接効果が発生しない(d) 最低賃金の引き上げが雇用率に影響を与えない
これらは最低賃金の影響を抽出する際に課せられた仮定による限界である。しかしながら、第２章で考察したように、間接効果の影響及び雇用率に対する影響は比較的大きく本来無視することは出来ない。従って、これらの影響を考慮に入れたモデルを引き続き構築
していくことが必要となるだろう。

3.4

まとめ

第３章では最低賃金の所得分配効果に着目し、過去の最低賃金引き上げにおいて、生活保護レベルの世帯がどの程度減少したのかを考察した。その結果、1%の最低賃金引き上げに約 0.57%の低所得世帯数減少が対応するという推定結果が得られ、最低賃金の引き上げが一定の所得分配効果を持つ可能性が示唆された。これから、最低賃金の引き上げは低所得
世帯の所得向上対策として有効であると考えられる一方で、現段階ではモデルにいくつかの大きな仮定を課しており、モデルの限界についても考慮する余地がある。この点については、今後より詳細なデータと精緻なモデルを用いて調査する必要性があると言えよう。

33

4. 費用の分析
4.1 失業の社会的費用の推計
第１章３節で述べたように、失業の社会的費用の推計はジョブサーチモデルを用いるのが望ましい。しかし、今回は労働者の仕事選択における選択行動を同定できなかったため、総喪失賃金の面からアプローチする。その最大値は失業者数×賃金 17 であり、第２章で用いたシナリオごとにその値を求めたものの現在価値 18 の合計は以下の表 4-1 のようになる。
表 4-1 青森県における失業者数×賃金の推計結果

総喪失賃金（億円／年）

シナリオ
①w/o

45

②M

346

③M15

347

④M30

370

⑤O15

566

⑥O30

533

失業の社会的費用を求めるには、これから余暇の機会費用を差し引いて相殺する必要がある。その値について以下で考える。
余暇の機会費用の推計について考えられる一つの方法は、アンケートを利用したCVM法である。胡内健一らのアンケート調査での休日の時間価値の推定 19 によると、余暇時間全体の平均の時間価値は 1666（円／時間）となっており、これから一人当たりの機会費用を推定できる。
しかし、これらは失業者を対象にした調査ではないため、そのまま適用することは不適切であろう。というのは、そもそも失業者に余暇の価値があるのかという疑問があるからである。失業している間の時間に価値を見出すのは感覚的に不自然であるし、また、もしその時間を職探しに使うのであれば、それは余暇としては捉えられないだろう。よって、失業の社会的費用の推計は困難かつ正確さに欠けるため、ここでは最大値を計算するに留めておくことにする。
第２・３章と合わせると、本来ならば費用便益分析が行えるはずである。しかしながら、①第２章で推計した最低賃金の上昇に伴う受け取り賃金の上昇はあくまで効果であって便益でない、②第３章で得られた低所得世帯数の減少は労働市場全体の便益を表していない、③失業の社会的費用が最大値でしか求められない、の３つの理由から本稿では B/C は計算
しないこととする。これについては今後の課題としたい。

17

ただし、誰が失業するのかは不確実であるので、事前の賃金を正確に知ることはできない。よって、あくまで最大値として計算するために、事後の賃金（変化後の最低賃金）を用いて計算した。
18
割引率は第２章と同じく 1.4％を用いた。
19
胡内健一、加藤浩徳（2003）「時間価値を用いた休日の余暇活動の価値意識に関する分析」p3

34

4.2 最低賃金による失業と社会保障の関係
失業は各種の社会保障のコストを生むため、そのコストを試算する。ただし、第２章の雇用喪失量の推計は、引き上げられた最低賃金を市場が受容し大量失業が発生していないという前提であるため、結果的にその失業に対する社会保障のコストも過小評価となっている点について、留意が必要である。

4.2.1

雇用保険の給付（求職者給付）

労働者が失業して所得の源泉を喪失した場合、生活を支えるセーフティネットとして金銭を給付するのが雇用保険である。
青森県における平成 19 年度の求職者給付の支給額は 190
億 6,135 万円で、うち基本手当は 123 億 6,332 万円である（青森労働局ホームページより）。
しかし、最低賃金の上昇によって失業しやすい最低賃金労働者は非正規労働者の割合が高く、所定労働時間数や契約期間が雇用保険の加入要件に達しない場合が想定され、また、加入期間が短かったり被扶養者であったりするなど 20 、離職しても雇用保険給付の受給資格者とならない可能性も高い。したがって、最低賃金上昇を原因とする離職によって雇用保険を受給開始する確率は小さいと推定されることから、第２章で推定した失業者の１割のみが基本手当を受けるものと仮定する。
基本手当日額は、離職日の直前の賞与等を除く６か月の賃金日額の 50～80％（60～64 歳
については 45～80％）である。最低賃金の上昇によって失業する者は、最低賃金付近の労働者が多く、第 1 節で求めた失業者の賃金から逆算した基本日額は約 1,408～7,156 円と低額であったため、給付率 80％をかけて基本手当日額を算出し、平成 20 年度の全国の所定給付日数実績を所定給付日数別初回受給者数で加重平均した 134.73 日を乗じて、最低賃金上
昇による基本手当の支給額を推計したものが以下の表である。

表 4-2 雇用保険支出（失業等給付のうち基本手当支給額）の推計結果
シナリオ

1 年あたり失業者数（人／年）

1 年あたり失業者数×賃金（億円／年）

1 年あたり基本手当支給額（0.1×基本手当日額×134.73 日）

①w/o

888

45

1 億 3,473 万円

②M

6,786

346

10 億 3,592 万円

③M15

2,348

347

10 億 3,892 万円

④M30

4,754

370

11 億 778 万円

⑤O15

2,197

566

16 億 9,460 万円

⑥O30

4,446

533

15 億 9,580 万円

20 川口、森（2009）によれば、最低賃金労働者が世帯主以外である割合は 76.26％である。

35

4.2.2

生活保護

最低賃金を考察する上で、考えねばならない点として、生活保護との逆転現象が指摘される。実際、平成19 年度においても、生活扶助基準が最低賃金を上回ってしまう都道府県
は全国で13 にも上っている 21 。これらの都道府県の中には最低賃金での張り付き状況があ
まり強くない東京都等も見ることが出来る。しかし、本稿の検討対象である青森のような、最低賃金が雇用体系に大きな影響を及ぼしうる地域も含まれることは問題点として指摘されるべきであろう。
第３章に見たように、現行の最低賃金引き上げと低所得世帯の数は負の相関があるため、最低賃金の上昇によって生活保護の受給者が増えるという仮定は整合的でない。しかし、第２章で述べているとおり、急激又は大幅な最低賃金引き上げに対する雇用の喪失量は第２章の推計より多くなることが予想され、その場合には生活保護受給者が増加することが予想される。〔失業を理由とする生活保護世帯の増加×生活保護費×ウェイト（最低賃金の上昇による失業の発生割合）= cost〕という単純な式から、失業コストを試算してみる。
平成 19 年被保護者全国一斉調査個別調査から、青森県内の被保護者世帯の数は 18,170 世
帯であり、その保護の決定状況額は最低生活費 97,462 円（うち生活扶助費 79,784 円）、収入認定された額等を差し引いた実際の扶助費 68,462 円と推計された 22 。なお、高齢世帯・障害世帯を除く世帯の平均保護受給期間は約５年間であった。
Manningモデルによる失業者は間接効果も含めて最低賃金付近の労働者に集中するが、最低賃金労働者のうち、約３割が世帯主又は世帯所得 300 万円未満の低所得家計の非世帯主であることから 23 、第２章で求めた最低賃金引き上げによる失業者のうち、この３割が失業により生活保護の受給を開始すると考え 24 、これをまとめた結果が次の表 4-3 である。

21 中央最低賃金審議会平成 21 年度第２回「目安に関する小委員会」資料参照。具体的な都道府県は、東京、神奈川、大阪、千葉、埼玉、京都、兵庫、広島、北海道、宮城、青森、秋田、沖縄の１３都道府県である。
中央最低賃金審議会公益委員見解としては一定の前提の下に最低賃金と生活保護とを比較した結果、最低賃金が生活保護を下回る都道府県については、平成 21 年度のように各地域の経済・企業・雇用動向等の実態を踏まえ、緊急避難的な措置を交えることはあっても、基本的には解消に向けた最低賃金引き上げ額を目安として提示している。
22 保護の決定状況額は青森県（青森市）と青森市の保護の決定状況額（積み上げ）実績を、青森県内の級地別被保護世帯数で加重平均して算出した。データ出所はすべて被保護者全国一斉調査個別調査。
23 川口、森（2009）24 Manning モデルでは一度失業した者は就業者に戻らず、失業し続けるものであるため、失業即ち生活困窮と仮定する。また、失業者は 1 世帯に 1 人とする。

36

表 4-3 生活保護費増加の推計結果

4.3

シナリオ

1 年あたり失業者数（人／年）

生活保護費（円／年）

①w/o

888

2 億 1,886 万円

②M

6,786

16 億 7,250 万円

③M15

2,348

5 億 7,870 万円

④M30

4,754

11 億 7,169 万円

⑤O15

2,197

5 億 4,148 万円

⑥O30

4,446

10 億 9,578 万円

最低賃金上昇の影響を緩和するための政策コスト

最低賃金引き上げの影響を緩和するために、失業対策、企業支援策を行っていれば、その費用は最低賃金政策に付随する社会的コストであるという考慮が必要かもしれない。
例えば、平成21年度、青森県は緊急雇用創出対策事業等として総額150億円を超える基金を造成し、これを財源に雇用機会を創出する事業を実施しており、補正予算による追加も含めると雇用創出数の累計は約4,450人となっている。そのほか、中小企業金融対策として、
平成21年度補正予算で、信用保証協会への補助を通じ、3,000億円の信用保証枠を創出する事業を実施した。金融経済危機に対応した雇用・産業政策であるが、最低賃金引き上げに対応する副次的な効果を持っただろう。
民主党は、マニフェストの中で、「最低賃金を引き上げる」政策に付随して、「中小企業における円滑な実施を図るための財政上・金融上の措置を実施する」として、所要額2,200
億円程度を見積もっている。
最低賃金を労働市場の負担が小さいよう、効率的に上昇させれば、これらの政策コスト節約につなげることができるだろう。

37

5. 結論と今後の課題
5.1 結論
第２章では、最低賃金政策は労働者の受け取り賃金を増加させるが、失業も発生すると考えられるため、それらの程度を労働者の年間所得 1 万円増加当たり何人の失業者が出るかという効率性の観点から最低賃金政策が労働市場に与える影響を考察した。現行の最低賃金が市場に受容されているという前提の下、最低賃金の引き上げに対する雇用の弾力性を-0.2 とおき、Manning[2003]の推定式により間接効果が発生すると仮定した場合、マニフ
ェストに従った年間 42 円という急激な最低賃金引き上げは、これまでの最大上げ幅 10 円
～15 円と比べて効率が悪いことが判明した。
また、第３章では、最低賃金の所得分配効果に着目し、過去の最低賃金引き上げにおいて生活保護レベルの世帯がどの程度減少したのかを考察した。その結果、最低賃金引き上げと低所得世帯数との間の関係を推定すると、負の相関が認められ、1%の最低賃金引上率に約 0.57%の低所得世帯数減少率が対応するという推定結果が得られた。これは最低賃金が一定の所得分配効果を持つことを示唆していると解釈できる。しかし、推計の対象が市場のごく一部にとどまり、市場全体における所得分配効果の推計については更に詳細なデータを用いて分析を行う必要がある。
そして、第４章では、社会的コストである失業がもたらす費用についていくつかの試算を行った。例えば、マニフェストに従った年間 42 円という急激な引き上げは、レジャーの価値を無視した場合、失業によって年間約 346 億円の賃金を喪失させる。そのほか、雇用保険の求職者給付（基本手当）約 10 億円、生活保護の受給額約 17 億円のコストとなる推計結果となった。
以上により、最低賃金引き上げは低賃金労働者の生活の安定に一定の効果は期待できる
ものの、拙速な引き上げは却って労働市場の悪化を招き、そのような悪化を軽減するための補完政策を要するなど、社会的な正の効果を奪ってしまう可能性があるという結論に至った。
他方、本稿においては効果についても費用についても労働市場全体における値の推計には至らず、費用便益比（B/C）を算出するには至らなかった。

5.2

残された課題

今回の分析ではいくつかの課題が残された。
まず、第２章では、過去に例を見ない急激な引き上げについて、先行研究の弾力性やManning モデルを適用したため、その部分については、非効率の程度が過小評価となっている可能性がある。
次に、最低賃金の効果を実証的に分析するためには、労働者の所得状況や属性に関する統計の個票分析が不可欠であるが、今回は公開データに頼ったため、大胆な仮定に頼らざるを得なかった。
38

また最低賃金政策の持つ効果については一定の考察を試みることができたが、低賃金労働者の生活の安定を図るための手段は、最低賃金以外にも考えられる 25 。そのような手段に対する検討も必要であると思われる。例として、次のようなものが考えられる。
(a)最低所得保証
最低所得保証とは、政府の財政負担によってすべての個人に最低所得を保証しようとするものである。
(b)負の所得税
一定の給付を行いつつ、限界税率を引き下げる政策。給付つき税額控除も、この一類型である。
(c)雇用調整助成金
事業活動の縮小を余儀なくされた事業主に対して、その雇用する労働者の失業の予防や雇用の安定を図るため賃金等の一部を助成する制度。
最低所得保証は所得の少ない世帯への支援策として直接的な効果を持つが、勤労意欲阻
害効果を持つ。負の所得税は、この点を克服するが、貧困そのものを解消する手段ではない。雇用調整助成金に代表される賃金補填政策は、一時的な不況への対応として用いるには効果的であるが、継続すると、企業の競争力強化に対する自助努力をそいでしまう欠点も持つ。一方、最低賃金引き上げは、政策の対象が必ずしも低所得世帯に絞られない上に、分配政策のコストを一義的に事業主に負担させるため、労働市場への負荷が大きい。さらに、低賃金労働者が低賃金から抜け出すためには、労働者自身の就業能力の向上を図ることも重要である。
これまでわが国において、最低賃金が労働市場にもたらす効果について、経済理論と実証とをつなぐ研究が十分とはいえず、印象論で語られた結果、社会に正しい理解が行われにくかった側面があるのではないか。特に、所得分配効果に着目したことは、本稿の画期的な部分と自負している。来年度、厚生労働省は、最低賃金の影響を受ける労働者の実態について調査を予定している 26 。最低賃金政策の有効活用が今後一層進むことを期待している。
政策決定者は、どのような政策目的を実現したいのかを明確にした上で、各政策の持つ効果をよく認識し、適切な組み合わせにより実行することが求められる。

25
26

小林 航「最低賃金と給付政策に関する理論的考察」，日本労働研究雑誌No.593「最低賃金の引上げに向けた検討（新規）」平成 22 年度予算 1 億円

39

2009 年 12 月号

6.

謝辞
本稿の作成に当たり、様々なご指導を頂いた東京大学公共政策大学院金本良嗣教授に深謝を述べたい。また、研究全般について丁寧なご助言を頂いた一橋大学経済学研究科川口大司准教授、東京大学社会科学研究所玄田有史教授、最低賃金制度に対する理解やデータ収集について業務の合間をぬって快く協力してくださった厚生労働省労働基準局勤労者生
活部勤労者生活課担当者の皆様方、県内情勢や産業・雇用政策等にご示唆をくださった青
森県商工労働部商工政策課ご担当者、ティーチングアシスタントの中尾宏規先輩、西村仁
憲先輩、遠山祐太先輩、そして多くのご指摘を頂いた同期の皆様にこの場をお借りして厚く御礼申し上げる。
なお、本稿における誤りは全て筆者達に起因するものである。本稿における内容や分析、解は我々に属し、所属する機関やお話を伺った方、ご協力頂いた方々の見解を示すものではないことを了承いただきたい。

40

7.

参考文献

（英文）
[1] Brown, Charles, Curtis Gilroy and Andrew Kohen (1982), “The effect of minimum wage on
employment and unemployment”, Journal of Economic Literature 20: pp.487-528[2] Card, David and Lawrence Katz and Alan Krueger (1995), “Myth and measurement: the new
economics of the minimum wage”, Princeton University Press, Princeton, NJ.
[3] Welch, Finis (1995), “Comment by Finis Welch, in Review symposium on Card and Krueger’s‘myth and measurement: the new economics of the minimum wage’ ”, Industrial and Labor
Relations Review 48: 842-848.
[4] John Enrico DiNardo, Nicole M.Fortin and Thomas Lemieux (1996) “Labor market institutions
and the distributions of wages, 1973-1992: a semiparametric approach”, Econometrica 64:
1001-1004[5] Fuchs, Victor, Alan Krueger, and James Poterba (1998), “Economist’ views about parameters,
values, and policies: Survey results in labor and public economics”, Journal of Economic
Literature 36: 1387-1425.
[6] Kawaguchi, Daiji and Ken Yamada (2004), “The impact of minimum wages on female
employment in Japan”, Discussion Paper No.1074, Institute of Policy and Planning Science,
University of Tsukuba.
[7] Manning,Alan (2003) “Monopsony in Motion”, Princeton University Press: pp.326-359[8] Martin, D. and Grubb, J.P (2001) “What Works and for Whom: A review of OECDCountries-Experiences with Active Labour Market Policies”, Swedish Economic Policy Review,
vol. 8, pp.9-56.
[9] Neumark,David;Schweitzer,Mark;Mascher,William(2005), “The Effects of Minimum Wages on
the Distribution of Family Incomes”, Journal of Human Resources, Vol. 40, No. 4, pp. 867[10] S.J.Sheather;M.C.Jones(1991), “A Reliable Data-Based Bandwidth Selection Method for
Kernel Density Estimation”, Blackwell Publishing for the Royal Statistical Society, Vol. 53, No.
3, pp. 683-690

41

（和文）
[1] 阿部彩、國枝繁樹、鈴木亘、林正義（2008）「就労支援と生活保護」、『生活保護の経済分析』東京大学出版会[2] 安部由紀子（2001）「地域別最低賃金がパート賃金に与える影響」猪木・大竹編『雇用政策の経済分析』東京大学出版会[3] 石井久子「最低賃金と雇用に関する最近の研究動向」高崎経済大学論集第 51 巻第２号、2008、57 頁～65 頁[4] 大竹文雄（1998）「労働経済学入門」日本経済新聞社[5] 小原美紀（2000）「最低賃金は誰を支えているのか」三谷直紀編『21 世紀への労働市場と雇用システムの構造（2）』雇用・能力開発機構、関西経済研究センター[6] 川口大司、森 悠子「最低賃金労働者の属性と最低賃金引き上げの雇用への影響」（2009）
独立行政法人労働政策研究・研修機構（JILPT）『日本労働研究雑誌』No.593[7] 小林 航「最低賃金と給付政策に関する理論的考察」（2009）独立行政法人労働政策研
究・研修機構（JILPT）『日本労働研究雑誌』No.593[8] 坂口尚文「企業にとっての最低賃金 ――認識と対応」（2009）独立行政法人労働政策
研究・研修機構（JILPT）『日本労働研究雑誌』No.593[9] 独立行政法人経済産業研究所（REITI）HP「最低賃金と雇用」（http://www.rieti.go.jp/jp/events/07111601/summary.html）[10] 永瀬伸子（1997）「パート賃金はなぜ低いか：諸制度の足かせ」『国際化の深遠と労働市場―制度・政策への影響』雇用・能力開発機構、財団法人統計研究会[11] 八田達夫（2009）「ミクロ経済学Ⅱ 効率化と格差是正 (プログレッシブ経済学シリーズ)」東洋経済新報社[12] 濱口桂一郎「最低賃金制の法政策」，季刊労働法 226 号（2009 年秋季）
[13] 脇田成（1996）「マクロとミクロの日本的労働慣行」、『社会科学研究』(東京大学社会科
学研究所) 46-2,220-306 頁[14] 脇田成（1997）「『協調の失敗』と雇用慣行—近年の失業のモデルをめぐって」、独立行
政法人労働政策研究・研修機構（JILPT）『日本労働研究雑誌』No.447[15] 脇田成（2008）「日本経済のパースペクティブ」有斐閣[16] 独立行政法人労働政策研究・研修機構（JILPT）（2005）「日本における最低賃金の経済分析」[17] 独立行政法人労働政策研究・研修機構（JILPT）（2006）「労働力需給の推計～都道府県別将来推計」

42

8.

補遺

Neumark モデルの導出・計算方法

本節では Neumark モデルにおける、difference-in-difference estimator を用いた最低賃金の影
響抽出に関する手続きの詳細を記述している。補遺という名前からも想定される通り、本節を理解せずとも本文の全体像を把握することは可能である。しかしながら、本節を理解することで本文のより深い理解への一助となることを期待し、補遺として記述することとした。
以下に、最低賃金の引き上げにより世帯所得が受ける影響を抽出する三段階のプロセスを順に示す。

8.1

重み付け関数を用いた最低賃金以外の要素の除去
e
まず、世帯所得分布 f (I ) を３つの変数 w, z , m を用いて再構成する。w は賃金、z は個々の世帯、 m は最低賃金を表している。以下、 p, q, r を 14 または 19 のどちらかをとる変数として f (w; t w = p, t z = q, mr ) と記述した際には、これを「賃金が平成 p 年の状態である

個々の世帯が平成 q 年の属性を持ち、かつ最低賃金が平成 r 年の状態を仮定した世帯所得の分布」と約束する。
このとき、最低賃金の影響を表すのは平成 19 年時点において最低賃金以外の要素を同等にした f (w; t w = 19, t z = 19, m14 ) と平成 19 年において実際に観測された分布の差

f (w; t w = 19, t z = 19, m19 ) − f (w; t w = 19, t z = 19, m14 )である。後者は実際の観測値であり容易に推計することが可能であるので、今求めたいのは観測不能な分布である前者の f (w; t w = 19, t z = 19, m14 ) である。従って、これは幾つかの仮定の下に構築する必要がある。それら仮定を以下に示す。
(i)

最低賃金の引き上げによる間接効果は発生しない(ii)

平成 19 年における、平成 14 年次の最低賃金以下の分布形は平成 14 年次の最低賃金以下の分布形と比例している(iii)

最低賃金の引き上げは雇用率に影響を与えない

これらの仮定の下、 f (w; t w = 19, t z = 19, m14 ) を次の様に構築する。

f (w; t w = 19, t z = 19, m14 ) = ∫ I (w ≤ m14 )ψ ( z , m14 ) f (w z , t w = 14, m14 )dF (z t z = 19 )+ [1 − I (w ≤ m14 )] f (w z , t w = 19, m19 )dF (z t z = 19 )ここで、I (⋅) はカッコ内が真であれば１、偽であれば０をとる関数である。また、ψ ( z , m14 )は重み付け関数と呼ばれるものであり、次の様に定義される。

ψ (z , m14 ) =Pr (t w = 19 z ,ω ≤ m19 ) Pr (t z = 14 )⋅Pr (t w = 14 z ,ω ≤ m14 ) Pr (t z = 19 )43ω は平成 14 年においては ω = m 、平成 19 年においては ω = m − Δw j を満たす変数である（ Δω j は最低賃金の引き上げによる世帯所得の増加分）。 Pr (t z = x ) は世帯が平成 x 年の属性を持つ割合である。
ちなみに、最低賃金を世帯所得に変換する際には以下の式を用いた。
実質世帯所得＝実質賃金率×176 時間×12 ヶ月×0.876×平均有業親族世帯人数
0.876 とは時間額 606 円で働いた場合の税・社会保険料を考慮した可処分所得の総所得に対する割合 27 である。平均有業親族世帯人員は全国平均の 1.2 人を用いた。

8.2

平均値を用いた都道府県・年固有の影響の除去
I で得られた効果には都道府県・年固有の影響が含まれている可能性がある。今回はそれらを、平均値を用いて除去した。
具 体 的 に は 、 都 道 府 県 固 有 の 影 響 の 除 去 に は N を 階 級 の 数 1,000 と し て

Pj =

1 N e
∑ f (I i ) を各年毎に求め、その差 P19 − P14 を差分から差し引いた。
N i =1

年固有の影響の除去には M を都道府県の数として f (I ) =
平均分布 f (I ) を各分布から除いている。

1 M e∑ f (I ) として得た
M i =1

8.3 同時性効果とラグ付き効果の調整
一般に広範な政策の効果はラグ付き（遅れ）効果をもたらす。即ち、今年の政策影響度が昨年の政策効果だけでなく、一昨年の政策効果の影響を受けていることを示している。
従って、異なる地域間の比較においては同時性効果とラグ付き効果の割合を同等に調整する必要が生じる。
しかしながら、今回はこの調整について見送ることとした。なぜならば、そもそも日本
では米国と異なり、ほぼ毎年最低賃金の引き上げが行われており、都道府県間で条件を同等にする標本数を確保することが困難であることが第一の理由として挙げられる。また、
前述の理由の裏返しとして、事業主たちは毎年の最低賃金引き上げに慣れており、それによる賃金増加交渉が頻繁に行われる結果、最低賃金引き上げの効果は年内に殆ど吸収されてしまうと考えられる。従って、同時性効果のみが影響していると考え、同時性効果とラグ付き効果を分解する必要は無いものとして分析を行った次第である。

27

2006 年度 12 月厚生労働省審議会資料より

44

8.4 分析結果
以上、三段階のプロセスを経て第３章で示した低所得世帯数への影響を推計すると、以下の図 6-1 のようになった。このように、最下層に位置する世帯の数が減少し、その上に位置する世帯が増加している。これこそが所得の底上げ効果であると考えられる。
2.00E-04
1.50E-04
1.00E-04

最低賃金効果

1
57
113
169
225
281
337
393
449
505
561
617
673
729
785
841
897
953

5.00E-05
確率 0.00E+00
度
数-5.00E-05-1.00E-04-1.50E-04-2.00E-04

世帯所得（万円）

図 6-1 世帯所得の変化

45

全変化