研究成果論文

夫婦所得の格差に対する妻の所得の寄与度の国際比較†

浜田 浩児（独立行政法人 労働政策研究・研修機構 労働政策研究所 副所長）

1. はじめにが把握できるようにした。これに基づき、各国の間で所得格差や妻の稼得所得の寄与度等を比較し夫婦の稼得所得の世帯間分布に対する妻の稼得た。

所得の影響については、夫の所得が上昇すると妻以下、第２節で基礎データ、第３節で不平等度の就業確率が低下するというダグラス・有沢の法について述べ、第４節で所得５分位階層別の比則の妥当性等の観点から関心が寄せられ、日本に較、第５節で所得格差や妻の稼得所得の寄与度等ついて高山・有田（1996）、小原（2001）、大石の比較を行う。最後に、第６節で結論を述べる。

（2003）、樋口他（2003）、安部（2005）等、米国についてBurtless（1999）等で分析が行われている。また、夫婦だけでなく世帯全体の所得の不平

2. 基礎データと所得の範囲

等度に対する妻の稼得所得の寄与度に関しては、
日本について総務省統計局（2002）、浜田（2003， （1）日本
2005）等、米国についてCancian他（1998）等で日本の所得データは、財団法人家計経済研究所

計測されている。しかし、これらでは、夫婦の稼「消費生活に関するパネル調査」の個票に基づい得所得の世帯間不平等度に対する妻の稼得所得のている。このため、その対象範囲である、1999年

寄与度は計測されていない。

で30〜40歳の女性のパネルの中で、有配偶継続のこの寄与度等に関しては、浜田（2007b）で日者（対象期間中継続して有配偶であった女性）を本について計測したところであるが、本稿では、対象としている。
「消費生活に関するパネル調査」

これと同様の手法により、米国、韓国についてもは、1993年に24〜34歳の若年層の女性を全国規模計測し、日本との比較を行った。すなわち、財団

で抽出し、留置法で毎年行われており、妻（本法人家計経済研究所「消費生活に関するパネル調人）と夫について、前年の勤め先収入、事業収査」と米国、韓国のパネル調査の個票に基づき、入、財産収入、社会保障給付等の年収や税金・社

1999年で30〜40歳の有配偶女性に関し、各国の夫会保険料の年額が調査されている。継続サンプル

婦の稼得所得の世帯間格差について、相対分散数は約900であるが、このうち、有配偶継続で本（平方変動係数）等の不平等度による要因分解を稿の推計に必要な所得のデータが揃っているのは、行い、妻の稼得所得の寄与度や夫の稼得所得との約300サンプルである。

交差項、相互効果等を計測した。また、この計測

所得の概念は統計等によってさまざまであるが、は、年次所得ではなく、パネルデータの特性を生国際基準であるSNA（国民経済計算）によって、かして、より長期間（５年間）を通した所得につ第1次所得、可処分所得等の客観的な概念定義がいて行い、所得格差の固定性も反映した所得分布

なされている。第1次所得は、勤め先収入、事業56

夫婦所得の格差に対する妻の所得の寄与度の国際比較

収入、財産収入（支払を控除した純額）等、生産先収入および事業収入に対応すると考えられる。

に貢献した結果として受け取る所得であり、可処PSIDの調査は1997年までは毎年行われ、その後分所得は、第1次所得に現金による社会保障給付、は隔年の調査となっているが、稼得所得等は遡っ仕送り（支払を控除した純額）を加え、税金・社て尋ねているため、毎年のものが得られる。サン

会保険料を控除する等、現金による経常移転の受プル数は7,000程度であるが、1999年で30〜40歳の払を加えたものである。

女性で有配偶継続の者のうち、本稿の推計に必要

しかし、「消費生活に関するパネル調査」では、仕送りの受取は得られるが支払（年額）は把握でな所得のデータが揃っているのは、約400サンプ
ルである。

きず、税金・社会保険料についても無回答が多

また、日本の場合と同様に、稼得所得は年次そい。さらに、財産収入も受取は得られるが利子等のままではなく、パネルデータの特性を生かして、の支払は把握できず、第１次所得に含めるべき持1990年代後半（1995〜1999年）を通した所得の年

ち家の帰属家賃も得られない。このため、同調査

額（年数で除したもの）とした。さらに、妻の稼では第１次所得や可処分所得によることができな

得所得については、有業・無業という就業状態間いことから、所得の範囲は、勤め先収入と事業収の所得格差も分析した。

入を合わせた稼得所得とした。高山・有田（1996）、

なお、米国のパネルデータにはU.S. Bureau of

小原（2001）、安部（2005）等でも、稼得所得Labor Statistics「National Longitudinal Surveys（労働所得）に注目して、夫婦の所得分布に対す（NLS）」もあるが、対象者の年齢が限られ日本とる妻の所得の影響が分析されている。

対応する年齢層が得られないこと、調査が毎年行

また、稼得所得は年次そのままではなく、パネ

われているのは1994年まででその後は隔年の調査

ルデータの特性を生かして、1990年代後半（1995となっていること等から、NLSは用いなかった。

〜1999年）を通した所得の年額（年数で除したもの）とし、所得格差の固定性も反映した所得分布（3）韓国が把握できるようにした。所得分布については、

韓国の所得データは、Employment Research

年次間で所得順位の入れ替わりが少ない等の格差

Center, Korea Labor Institute「Korea Labor andの固定性も重要である。

Income Panel Study （KLIPS）」の個票に基づい

さらに、妻の稼得所得については、有業・無業ている。このパネル調査では対象者の年齢が限らという就業状態間の所得格差も分析した。無業者

れてはいないが、（1）の日本の場合に合わせて、は継続して無業の者とした。

1999年で30〜40歳の女性のパネルの中で有配偶継（2）米国

Income Panel Study （KLIPS）」は、1998年に調続の者を対象としている。「Korea Labor and
米 国 の所 得 データは、 Institute for Social

査が開始され、妻と夫について、勤め先収入およResearch, University of Michigan「Panel Study

び事業収入が得られるため、その合計として稼得

of Income Dynamics （PSID）」の個票に基づい所得を求めた。ただし、勤め先収入は税引き後のている。このパネル調査では対象者の年齢が限ら額である。KLIPSの継続サンプル数は約11,000でれてはいないが、（1）の日本の場合に合わせて、

あるが、1999年で30〜40歳の女性で有配偶継続の1999年で30〜40歳の女性のパネルの中で有配偶継者のうち、本稿の推計に必要な所得のデータが揃

続の者を対象としている。「 Panel Study ofっているのは、約800サンプルである。

Income Dynamics （PSID）」は、1968年に調査

また、日本の場合と同様に、稼得所得は年次そが開始され、妻と夫について、前年の稼得所得がのままではなく、パネルデータの特性を生かして、得られる。これには雇用者だけでなく自営業者の1998〜2002年を通した所得の年額（年数で除した所得も含まれており、日本の場合と同様に、勤めもの）とした。さらに、妻の稼得所得について57

季刊家計経済研究 2007 SUMMER No.75

は、有業・無業という就業状態間の所得格差も分ら、妻の稼得所得の格差は、有業者内の格差と析した。

有・無業者間の格差による分解ができる（無業者の稼得所得は０であるから無業者内の格差はない）。すなわち、

3. 不平等度

navy =1/（na/n）{1/na Σ（yi−ya）/ya }2

夫婦の稼得所得の世帯間格差について、不平等

2

2

i=1

2

2

2

+1/n{n（y+nbyu }/yuaa−yu）

度による要因分解を行い、妻の稼得所得の寄与度（na，nb：有業者、無業者の数、ya：有業者の平や夫の稼得所得との相互効果を計測した。
この要因分解を行うためには、不平等度がこれ

均稼得所得、無業者の所得０よりya/yu=n/na）

らの構成要素に分解できるようなものでなければとなり、妻の稼得所得の格差は、第１項のようにならない。また、稼得所得は０になることがある

有業者内の格差にウェイト（有業者率na/nの逆ため、不平等度は０についても定義できなければ数）を乗じた寄与度と第２項の有・無業者間の格ならない。こうした観点から、不平等度として差に分解できる。

は、相対分散（平方変動係数）を用いた。

また、妻の稼得所得と夫の稼得所得との関係に

夫婦稼得所得の相対分散は変動係数vの２乗、
すなわち、

ついては、ジニ係数に基づき、所得順位の一致度も計測した。豊田（2005a，2005b）のように、準nv =1/nΣ（wi−wu）/wu

ジニ係数（集中係数）は、所得順位の一致の程度（wi：ｉ番目の世帯の夫婦稼得所得、wu：同全世って、夫の稼得所得の順位s（x）による妻の稼得所

帯平均、ｎ：世帯数）

得の準ジニ係数C
（y│（
s x）
）
のそのジニ係数G（y）である。同様に、夫、妻それぞれの稼得所得の相に対する比率は、妻の稼得所得の夫の稼得所得に

2

2

2

を表す指標とジニ係数の積に分解される。したが

i=1

2

2

対する所得順位の一致度とみなせる。すなわち、対分散vx 、vy は、nn

vx =1/nΣ（xi−xu）/xu , vy =1/nΣ（yi−yu）/yu
2

2

2

2

2

i=1

2

i=1

C
（y│
（
s x）
）
/G
（y）
＝r
（（
s x）
,y）
/r
（（
s y）
,y）

（xi , yi：ｉ番目の世帯の夫、妻それぞれの稼得所

（r
（（
s x）
,y）
，r
（（
s y）
,y）：夫、妻の稼得所得の順

得、xu , yu：同全世帯平均）

位と妻の稼得所得との相関係数）となる。

である１）。この一致度は、妻の所得順位が夫の所

Shorrocks（1982）のように、相対分散で所得得順位から乖離するほど小さく、両者の所得順位

格差の所得構成要素による分解ができるから、夫が完全に一致する場合に１、完全に逆の場合に−婦の稼得所得の格差は、夫、妻それぞれの稼得所１となる。

得の格差による分解ができる。すなわち、
2

2

2

2

2

v=
（xu /wu）vx +（yu /wu）vy+2（xu /wu（y） u /wu）
vxvyrxy

4. 所得５分位階層別の結果
図表−１は、日本、米国、韓国に関し、1999年（rxy：夫、妻の稼得所得の相関係数）

で30〜40歳の女性について、1990年代後半（1995となり、夫婦の稼得所得の格差は、夫、妻それぞ〜1999年、ただし韓国は1998〜2002年）を通した

れの稼得所得の格差にその構成比に基づくウェイ

夫婦の稼得所得の年額（各期の年数で除したもトを乗じた寄与度と、両者の交差項vxvyrxyにウェの）の５分位階層別に見た夫と妻の稼得所得を比イトを乗じた相互効果に分解できる。

較したものである。各国とも、夫婦の稼得所得がさらに、Shorrocks（1980）のように、相対分高いほど、夫、妻とも稼得所得が高くなってお散で所得格差の構成集団による分解もできるかり、高所得の世帯で妻の稼得所得が低いというこ

58

夫婦所得の格差に対する妻の所得の寄与度の国際比較とはない。また、平均を

図表--1 ５分位別の夫婦稼得所得
第１分位

第２分位 第３分位 第４分位 第５分位

平均

日本
（万円）

夫婦

383

519

631

766

1067

675

（1995 〜 99 年）

夫

352

483

564

687

806

579

100とする各分位の指数を見ると、夫婦の稼得所得

妻

31

36

68

79

261

96

の世帯間格差は、米国が米国（百ドル） 夫婦

283

455

567

729

1303

669

（1995 〜 99 年）

夫

203

336

381

509

935

474

大きく、次いで韓国であ

妻

79

120

186

220

367

195

り、日本は相対的に小さ韓国（十万ウォン）
夫婦

86

131

164

208

345

187

い。日本は、夫の稼得所（1998 〜 02 年）

夫

70

111

139

174

271

153

妻

16

20

25

34

74

34

得の格差も米国、韓国よ
り小さいが、妻の稼得所（平均を100とする各分位の指数） （倍率）第１分位
日本
（1995 〜 99 年）
米国

第２分位 第３分位 第４分位 第５分位

第５/第１

夫婦

57

77

94

114

158

2.78

得の格差は米国、韓国よりも大きい。

夫

61

83

97

119

139

2.29

夫と妻の稼得所得の関

妻

33

37

71

83

273

8.29

夫婦

42

68

85

109

195

4.61

係を見ると、図表−２のよ

夫

43

71

80

107

197

4.60

うになっている。図表−２

妻

41

61

96

113

188

4.62

は、やはり1990年代後半

韓国

夫婦

46

70

88

111

184

4.01

（1998 〜 02 年）

夫

46

73

91

114

177

3.87

妻

47

59

74

100

218

4.63

（1995 〜 99 年）

注: 1）対象は1999年に30〜40歳の女性（有配偶継続）の夫婦で、サンプル数は、
日本306、
米国417、
韓国804であるを通した夫の稼得所得の年額の５分位階層別に見た妻の稼得所得である。
日本では、妻の稼得所得は、夫の稼得所得第１分

図表--2 夫の稼得所得５分位別の妻の稼得所得
第１分位

第２分位 第３分位 第４分位 第５分位

位のほうが第５分位より

日本
（万円）

夫

335

455

552

658

890

平均
579

（1995 〜 99 年）

妻

110

61

113

125

70

96

米国
（百ドル）

夫

177

293

385

505

1002

474

（1995 〜 99 年）

妻

156

210

180

206

221

195

国では、妻の稼得所得は、

韓国（十万ウォン）夫

59

105

136

175

290

153

夫の稼得所得第１分位で（1998 〜 02 年）

47

28

31

33

30

34

妻

（平均を100とする各分位の指数） （倍率）第１分位第２分位 第３分位 第４分位 第５分位

第５/第１

日本

夫

58

79

95

114

154

2.66

（1995 〜 99 年）

妻

115

63

118

131

73

0.63

高いものの、第４分位で最も高くなっている。韓

最も高いものの、第２〜５分位で大した差はない。
米国では、妻の稼得所得は、逆に夫の稼得所得第

米国

夫

37

62

81

107

212

5.65

１分位で最も低いが、や（1995 〜 99 年）

妻

80

108

93

106

113

1.41

韓国

夫

39

69

89

114

190

4.92

はり第２〜５分位で大差（1998 〜 02 年）

妻

138

82

91

97

88

0.64

はない。このように、各

注: 1）対象は1999年に30〜40歳の女性（有配偶継続）の夫婦で、サンプル数は、
日本306、
米国417、
韓国804である国とも、夫の稼得所得が図表--3 夫の稼得所得に対する妻の稼得所得の階層一致率

いとはいえない。

（％）
第１分位 第２分位 第３分位 第４分位 第５分位
日本
（1995 〜 99 年）

5

23

13

20

11

平均
14

米国
（1995 〜 99 年）

19

14

30

17

29

22

韓国
（1998 〜 02 年）

9

12

23

15

17

15

注: 1）対象は1999年に30〜40歳の女性（有配偶継続）の夫婦で、サンプル数は、
日本306、
米国417、
韓国804である

高いと妻の稼得所得が低
図表−３で、夫の所得階層に対する妻の所得階層の一致率を見ると、日本
では、第２〜４分位で無相関に近い２割程度で、第１、第５分位はさらに59

季刊家計経済研究 2007 SUMMER No.75

図表--4 夫婦稼得所得の格差の分解
相対分散
日本（1995 〜 99 年） 0.138

夫
0.095

妻
相互効果
0.048 −0.005

夫
0.858

妻
0.142

妻と夫の
夫
妻
相対分散 相対分散 交差項 相関係数
0.1292.393 −0.021 −0.038

米国（1995 〜 99 年）

0.490

0.346

0.112

0.031

0.709

0.291

0.690

1.324

韓国
（1998 〜 02 年）

0.364

0.298

0.070 −0.003

0.819

0.181

0.444

2.124

夫婦

寄与度

構成比

0.075

0.078

−0.009 −0.010

注: 1）対象は1999年に30〜40歳の女性（有配偶継続）の夫婦で、サンプル数は、
日本306、
米国417、
韓国804である
2）夫、妻の寄与度＝それぞれの構成比の2乗×相対分散
3）相互効果の寄与度＝2×夫の構成比×妻の構成比×交差項

図表--5 妻の稼得所得格差の就業状態別分解

図表--6 夫婦、夫、妻の稼得所得の格差

妻
相対分散
日本
（1995 〜 99 年） 2.393

有業内
寄与度
1.879

夫婦
夫
妻
妻の対夫
ジニ係数 ジニ係数 ジニ係数 順位一致度
日本（1995 〜 99 年） 0.200
0.191
0.696
−0.018

米国（1995 〜 99 年） 1.324

1.233

0.092

91.6

米国
（1995 〜 99 年） 0.299

0.340

0.504

0.097

韓国
（1998 〜 02 年） 2.124

1.493

0.631

61.3

韓国
（1998 〜 02 年） 0.274

0.300

0.676

−0.097有・無業間 有業者率
寄与度
（%）
0.515
66.0

注: 1）対象は1999年に30〜40歳の女性（有配偶継続）の夫婦で、サンプル数は、
日本306、
米国417、
韓国804である
2）無業：期間中継続して無業の者、有業：それ以外

注: 1）対象は1999年に30〜40歳の女性（有配偶継続）の夫婦で、サンプル数は、日本306、米国417、韓国804である

低い。米国では、第５分位で３割近く、逆に夫、差は夫の稼得所得よりはるかに大きく、ウェイト

妻とも高所得の組合わせがややうかがえるが、５が小さいわりに寄与度が大きい。また、夫と妻の分位平均ではやはり無相関に近い２割程度であ稼得所得の相関係数は、日本と韓国が負であるのる。韓国では、第３〜５分位で無相関に近い２割に対して米国は正であるが、各国とも小さく、夫程度で、第１、第２分位はさらに低い。このようの稼得所得が高いと妻の稼得所得が低いというよに、各国とも、夫と妻の稼得所得の関連は弱いよ

うな関連は薄いと考えられ、交差項、相互効果もうである。

小さい２）。
次に、図表−５は、やはり相対分散に基づき、5. 所得格差と妻の稼得所得の寄与度

日本、米国、韓国に関し、妻の稼得所得の格差を
就業状態別に分解したものである。有・無業者間

図表−４は、図表−１と同じく、日本、米国、の格差は米国よりかなり大きく、有業者内の格差

韓国に関し、1999年で30〜40歳の女性について、の寄与度についても米国、韓国より大きい（無業

相対分散に基づき、1990年代後半（1995〜1999

者の稼得所得は０であるから無業者内の格差はな

年、ただし韓国は1998〜2002年）を通した所得のい）。

年額（各期の年数で除したもの）の格差や妻の稼
得所得の寄与度等を比較したものである。

また、図表−６は、日本、米国、韓国に関し、ジニ係数に基づいて所得格差を見たものである。

夫婦の稼得所得の世帯間格差は、米国が0.490と相対分散の場合と同様に、夫婦の稼得所得の世帯

大きく、次いで韓国が0.364であり、日本は0.138

間格差は、米国が大きく、次いで韓国であり、日と相対的に小さい（ただし、変化を見ると、日本本は相対的に小さい（ただし、変化を見ると、日の格差は、2000年代前半には0.164へ拡大してい本の格差は、2000年代前半には0.213へ拡大している）。これについては、ウェイトの大きい夫の稼る）。また、夫、妻それぞれの稼得所得の格差や得所得の格差（相対分散）が米国、韓国よりも小両者の関連も同様になっている。すなわち、夫のさいことの影響が大きい。妻の稼得所得の寄与度

稼得所得の格差が米国、韓国よりも小さい一方、も米国、韓国より小さいが、これはその夫婦所得

妻の稼得所得の格差は米国、韓国よりも大きい。

に占める構成比が小さいためであり、妻の稼得所

また、夫と妻の稼得所得の順位一致度は、日本と得の格差自体は米国よりかなり大きく、韓国に比韓国が負であるのに対して米国は正であるが、各

べてもやや大きい。各国とも、妻の稼得所得の格国とも小さい。

60

夫婦所得の格差に対する妻の所得の寄与度の国際比較実態調査」に基づき、本稿と同様に、相対分散

6. 先行研究との比較（平方変動係数）等の不平等度による格差の要因
夫婦の稼得所得の世帯間分布に対する妻の稼得

分解を行い、妻の勤め先収入の寄与度や世帯所得所得の影響に関しては、日本について高山・有田との相互効果等を計測している。その結果を見る（1996）、小原（2001）、大石（2003）、樋口他と、妻の勤め先収入は世帯所得に占める構成比が（2003）、安部（2005）等、米国についてBurtless

小さいわりに寄与度が大きく格差の水準では夫の（1999）等で分析が行われている。

勤め先収入より大きいこと、相互効果も小さいこ

高山・有田（1996）では、1984年の総務庁「全と等、本稿と同様になっている。浜田（2003，

国消費実態調査」に基づき、妻のフルタイムの就

2005）も、稼得所得だけでなく財産所得も含む全

業率は夫の収入が多いほど低いが、逆に、フルタ

世帯員計の一次所得（SNA概念に基づく、生産にイムの妻の賃金は夫の賃金が多いほど高いと述べ貢献した対価として受け取る所得）の格差についている。小原（2001）では、1993〜1997年の「消て見ているため、本稿とは対象や概念が異なる

費生活に関するパネル調査」に基づき、夫の所得が、「全国消費実態調査」に基づき、準ジニ係数が高いと妻の就業率が低いという関係は弱い一等の不平等度による格差の要因分解を行い、妻の方、夫の所得が高いと妻の所得が高い可能性があ

勤め先収入の寄与度等を計測している。分析結果ると述べている。大石（2003）では、1998年の厚を見ると、妻の稼得所得の準ジニ係数の水準は夫生省「国民生活基礎調査」に基づき、妻の所得がの稼得所得より大きく、世帯所得に占める構成比

中間的な場合に夫の所得が低い一方、妻が比較的が小さいわりに寄与度が大きいことは、本稿と同低所得でも高所得でも夫の所得は高く、両者は非様である。また、Cancian他（1998）では、米国

線形の関係にあると述べている。樋口他（2003）

について、相対分散（平方変動係数）、準ジニ係では、1993〜2001年の「消費生活に関するパネル

数等の不平等度による格差の要因分解を行い、世調査」に基づき、夫の所得が低いと妻の就業率が帯所得の格差に対する妻の所得の寄与度等を計測

高いものの、その賃金は低く、夫の所得格差を埋している。その結果を見ると、妻の所得格差の水めきれないと述べている。安部（2005）では、準が夫より大きいこと、夫と妻の所得の相関係数

2002年の総務省「就業構造基本調査」に基づき、は正であるが小さいこと等、本稿と同様になって高所得夫婦がある程度の割合いると述べている。

いる。

また、Burtless（1999）では、米国において高所得の夫と高所得の妻との組み合わせが増えていると述べている。以上のように、先行研究においても、夫の稼得所得が高いと妻の稼得所得が低いという３）ような関連は薄く、本稿と同様になっている 。

7. まとめ
本稿では、財団法人家計経済研究所「消費生活に関するパネル調査」と米国、韓国のパネル調査

また、世帯所得の不平等度に対する妻の稼得所の個票に基づき、1999年で30〜40歳の有配偶女性

得の寄与度に関しては、夫婦だけでなく世帯全体

に関し、各国の夫婦の稼得所得（勤め先収入及びの所得格差についてではあるが、日本について総事業収入）の世帯間格差について、相対分散（平務省統計局（2002）、浜田（2003，2005）等、米方変動係数）等の不平等度による要因分解を行

国についてCancian他（1998）等で計測されていい、妻の稼得所得の寄与度や夫の稼得所得との相る。

互効果等を計測した。しかも、この計測は、年次

総務省統計局（2002）では、全年齢について、所得ではなく、パネルデータの特性を生かして、稼得所得だけでなく財産所得や年金等も含む全世より長期間（５年間）を通した所得について行

帯員計の所得の格差について見ているため、本稿

い、所得格差の固定性も反映した所得分布が把握とは対象や概念が異なるが、1999年の「全国消費できるようにした。これに基づき、各国の間で所61

季刊家計経済研究 2007 SUMMER No.75

得格差や妻の稼得所得の寄与度等を比較した。
分析結果を見ると、夫婦の稼得所得の世帯間格差は、米国が大きく、次いで韓国であり、日本は相対的に小さい。これについては、ウェイトの大
きい夫の稼得所得の格差が米国、韓国よりも小さいことの影響が大きい。一方、妻の稼得所得の格差は米国、韓国よりも大きい。妻の稼得所得の格差を就業状態別に分解すると、日本の有・無業者

（Cov
（（
s x）
,y）
，Cov
（（
s y）
,y）：夫、妻の稼得所得の順
位と妻の稼得所得との共分散）である。ここで、順位s
（x）
（y）
iとs
iの標準偏差は同じで
あるから、
C
（y│（
s x）
）
/G
（y）
＝r
（（
s x）
,y）
/r
（（
s y）
,y）
となる。
2）夫と妻の稼得所得の相関係数の有意性を検定すると、下表のように、t値の絶対値は各国とも小さく、有意ではない。

間の格差は米国よりかなり大きく、有業者内の格

夫と妻の稼得所得の相関係数の有意性検定

差の寄与度についても米国、韓国より大きい。ま日本（1995 〜 99 年）

た、各国とも、妻の稼得所得の格差は夫の稼得所

米国（1995 〜 99 年）
韓国（1998 〜 02 年）

得より大きい。夫と妻の稼得所得の相関係数は、
日本と韓国が負であるのに対して米国は正である
が、各国とも小さく、夫の稼得所得が高いと妻の稼得所得が低いというような関連は薄いと考えられ、格差に対する相互効果も小さい。
以上のように、各国とも、夫の稼得所得が高いと妻の稼得所得が低いというような関連は薄いと考えられるため、夫婦の稼得所得の世帯間格差
は、夫、妻それぞれの稼得所得の格差を反映したものになる。日本は、妻の稼得所得の格差が米国、韓国よりも大きいものの、ウェイトの大きい
夫の稼得所得の格差が両国よりも小さいことから、夫婦の稼得所得の世帯間格差は相対的に小さい４）。
†本論文は財団法人家計経済研究所の調査研究プロジェ
クト「パネルデータを用いた国際比較」の成果の一部
である。
注
1）
ｉ番目の世帯の夫、妻の稼得所得xi, yiの順位をs（x）
i,
（
s y）
iで表すと、夫の稼得所得の順位による妻の稼得所
得の準ジニ係数C
（y│（
s x）
）
、そのジニ係数G
（y）
は、
2

n

C
（y│（
s x）
）
= 2/
（n yu）
（x）
（y
,
Σs
i
i −yu）
i=1

2

n

G
（y）
= 2/
（n yu）
（y）
（y
Σs
i
i−yu）
i=1

となるから、

C
（y│（
s x）
）
/G
（y）
n

n

i=1

i=1

s （y
=1/nΣ（x）/{1/nΣs
（y）
（y
}
i
i−yu）
i
i−yu）
=Cov
（（x）
s
,y）
/Cov
（（y）
s
,y）

62

相関係数
−0.038t値−0.658

P値
0.511

0.078

1.364

0.174

−0.010−0.1740.862

3）夫の所得に対する妻の就業率の負の関係、その賃金の正の関係は、弱いながら本稿でもうかがえる。妻の稼得所得の格差と同様、夫と妻の所得格差の交差項
vxvyrxyも、妻が有業者内と有・無業者間に分解ができる。すなわち、na

vxvyrxy（= xa/xu）{1/naΣ
（xi−x（y（x/ aya）}a） i−ya）
i=1+1/n{n（x−xu（y） a−yu）
−n（x
−xu）
yu }/
（xuyu）aabb（xb：妻が無業者の夫の平均稼得所得）となる。第２項の有・無業者間の交差項は、
日本−0.025、
米国−0.048、韓国−0.120と負であり、第１項の有業者
内の交差項は、同0.004、0.123、0.111と正になっている。
4）
ただし、浜田（2007a）のように、より近年の2000年代前半には、ここで比較した1990年代後半よりも、日本の格差は拡大している。

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はまだ・こうじ 独立行政法人 労働政策研究・研修機
構 労働政策研究所 副所長。前財団法人家計経済研究所研究部長。主な著書に『93SNAの基礎』（東洋経済新報社，2001）。社会保障論・経済統計専攻。
（hamada@jil.go.jp）63