Doshisha University Center for the Study of the Creative Economy
Discussion Paper Series No. 2016-02

中国の対日本輸出が日本の所得格差に与えた影響-ジニ係数の時系列データによる計量的分析中尾武雄

Discussion Paper Series

中国の対日本輸出が日本の所得格差に与えた影響-ジニ係数の時系列データによる計量的分析中

尾

武

雄

2016 年 10 月 24 日改訂版
論文要旨
バブル崩壊後の約 20 年を対象にジニ係数決定要因の回帰分析を行うと，中国･日本
輸出比率（中国から日本への輸出の対日本 GDP 比率），進学率，女性就業率，経済成
長率，男性 失業率によって経年的変化のほとんどを説明できた．更にジニ係数に対する寄 与 率 を 算 出 す る と ， 中 国･日本 輸 出 比 率 以 外 の国 内的 要 因の 影響 は 全体 と し て は 無視できるレベルであった．一方，中国･日本輸出比率の寄与率はほぼ 100 ％で，近年の
日 本 の 所 得 格差 拡大 は 中国 から 日 本 への 輸出 に よる 賃金 低下圧 力が 主たる 原因 であることが明らかになった．

1

序

本稿では，中国との貿易が日本の所得格差に与えた影響を時系列データの回帰分析によって明らかにする．グローバリゼ ーショ ンが進行し隣国の中国が世界の工場化す
るとと もに 中国か ら日 本への輸出は 急増し てきた．たとえば，中国から日本へ の輸出 額の対「日本の GDP 」の比率は 1965 年の 0.25 ％から 2010 年の 2.82 ％に 10 倍以上増-1-

加 し て い る １ ．ス ト ル パ ー･サ ミ ュ エ ル ソ ン定 理に よれ ば， 自 由貿 易は 資本 が 豊 富な 日 本の資本用役価格を上昇させ，労働用役の価格である賃金率を低下させる．具体的には，比較優位がある中国製品が日本市場で増加し，該当産業の日本企業の生産量を減少 させて労働市場 で需要が減少し，賃金率に対して低下圧力が生じる（これを以下では 「 中国 輸 出によ る賃 金 低下圧力」と 呼ぶ）．し かし実際には日本の労働市場 が完全競争市場でないため，この賃金低下圧力はすべての労働市場で均等に働くのではなく，中国企業との競争に直面している財市場に関連する労働市場を中心に働く．この中国
輸 出 によ る 賃 金 低 下 圧力 が低 賃金 率市場 で強 い場 合に は，低 賃金 労働者 の賃金 率 が更に低下し，賃金格差から生じる所得格差（以下では簡単に「賃金格差由来の所得格差」と呼ぶ ）が拡大する ２ ．ただし，ここで賃金格差と言うときには高賃金率と低賃金率の差 を ， 賃 金 格 差 由 来 の 所 得 格 差 と 言 う と き に は 高賃 金 労 働 者 が全 体 と し て得 る 賃金 所
得 と 低 賃 金 労働者 が 全 体と して 得る 賃金 所得の 不平等 度を 意味し て いる ． 賃金格 差 は
たとえば男女賃金格差比率のように女性労働者の賃金率を男性労働者の賃金率で割った比率で表されるし，賃金格差由来の所得格差はたとえばジニ係数によって表される．本 稿 では，中国輸 出による賃金低下 圧力で賃金格差由来の所得格差が拡大するよう な 現 象 が 実 際 に 日 本 で 起 こ っ た の か ど う か を ， 時 系 列 回 帰 分析 で 検 証 す る ． ま た， この回帰分析の推定結果を用いることで，中国貿易が賃金格差由来の所得格差に与えた影響の大きさを推定する．
具体的には， 1965 年から 2010 年の 46 年間の日本の賃金率分布から算出したジニ係数を賃金格差由来の所得格差を表すデータと見なして被説明変数とし，これに影響を 与 え る と 考 え ら れ る さ ま ざ ま な 要 因 を 説 明 変 数 と し て 回 帰 分析 を 行う ． そ の説 明変 数

１

これらの比率は中国から日本への輸出額とＧＤＰのデータを使って算出した．デー

タは 中 国 か ら の日本 の 輸入金額に ついて は『 外国貿易概況』より， GDP は『国民経済計算年報』より収集 し た．
２

所得格差には賃金格差由来でない部分もある．たとえば資産収入の差から生じる所

得格差がある．

-2-

の 1 つ に「中 国 か ら 日 本への 輸出」 を使 う ので ある ．中国 貿易 が日本の賃 金格差由来の 所 得 格 差 に 影 響を 与 えてき たの であれば ， 説明変数と しての 中国から日 本への輸 出は統計的に有意になる．また，中国から日本への輸出が賃金格差由来の所得格差に与えた影響 の大きさは，他の変数が一定 不変で中国から日本への輸出のみが変化した
とき の ジ ニ係 数の 変 動の大き さ， すなわち寄 与度を算出 するこ とで 把握する． 中国の 日
本輸出の寄与度がジニ係数の現実の増加分に占める比率，すなわち寄与率を見れば中 国 から日 本へ の輸出 が賃金 格差由来 の所 得 格差に与えた影響 の重要度を推測することができる．
所 得 格 差 や 資 産 格 差 に 関 す る 先 行 研 究 は 多 く あ る ． た と え ば Bahmani-Oskooee,
Hegerty, and Wilmeth (2008)はアメリカ合衆国と 15 の開発途上国を対象に時系列データ
でジニ係数の回帰分析を行ってクズネッツの逆 U 字仮説について検証している． Çelik
and Basdas (2010) はパネルデータの回帰分析で直接投資や市場開放度が所得格差に与えた影響 を分 析し経済 発展の程度によって影響 が異なること を発見している． その他 にも 多 くの 研 究 は あ る が ３， 中 国 か ら 日 本 へ の 輸 出 が 所 得 格 差 に 与 え た 影 響 を 時 系 列 データ を 使 っ て 計量経 済 学的 手法で 分析 して い る研 究はほ とん ど存 在し ない ４ ． 中国 貿 易が 労 働市 場 を 通 じて日 本国内の所得格 差 に重要な影響を与えたと 推測されるにもかかわらず ，これ を実証 的 に厳密に確認しようとする研究がないのである．したがって，本稿の研究はそれなりの価値があると思われる．
本稿の第 2 章では賃金率格差を生み出す 2 つの労働市場が存在する経済に関する理論モデルを構築し，賃金格差由来の所得格差に影響を与える要因について分析す３

日本の 所得格差に関する研究については田 辺 ･鈴木 (2013)，海外の研究については田辺･鈴木(2015)を参照されたい．
４

佐々木･桜(2004)では，賃金支払い総額に占める大卒向け賃金支払い額の比率を被説 明 変 数 と し， 東ア ジ ア から の輸入 額が 国内 出荷額 と輸 入額の合計に占める 比率 を説
明変数に含む回帰分析を行っている．大卒向け賃金支払い比率を所得格差の 1 つの指標と考えれば貴重な先行研究と言える．

-3-

る． 第 3 章 で は， 回帰 分 析で 用い る推 定 モデ ル，すなわ ち被説明変 数と説明変 数を提示すると 同 時 に具体 的なデータについ て解説 し ，第４ 章で回帰分析の手法を説明し，推定結果を提示する．第５章では，寄与率を算出することで中国貿易が所得格差に与えた影響の大きさを推定する．第６章では，本稿の研究内容と重要な結論を要約する．

2

2.1

理論モデルと仮説理論モデル：労働市場の２分割

所 得 格 差 につ い て 分 析す るた め には ， どの よ う な 所得 の 定義 を 用 いる か が まず 問 題と な る ５． 所 得 は ， 一 般 的 に 言 え ば ， 労 働用 益 か ら 得 る 所 得， 資 本 用 益 から 得 る 所 得 ，
独占 力 など超過利 潤 から得る所得，資産売却により得る譲渡所得から成っている．したがって，所得分配の公正さを議論する場合は，所得格差の定義にはこれら４種の所得の合 計所 得 を用いるのが 望ましいかもしれないが，本稿は中国貿易が日本の労働市場を通じて賃金格差由来の所得分配に与える影響を分析するのが目的である．そこで，
以 下 では 中 国 貿 易が 「 賃金 格差 が 存 在 する 労働市 場」に 与え る影 響を 分析す る ための
簡単な労働市場の理論モデルを構築する．
賃 金格 差 が 存 在 する と い う こ と は，労 働市 場が不 完全で 複数の 労働 市場に分 断 されていることを意味している．均衡賃金率が異なる無数の労働市場が存在し，労働市場
間には参入障壁があって，労働者は賃金率が低い労働市場から高い労働市場に自由に行 き来で きないため に異なっ た賃金 率が 存在 する状況になってい るはずである ．そこで， ここ では 簡 単化の ため に労働 市場 が均 衡賃 金率 の高い市場と 低い 市場の２ つに分割 さ れ て い る と 仮 定 す る ． 均 衡賃 金 率 が 高 い 市 場 では ， 労 働 を 需 要 す る 側 は 労働 者 に
特定の 資格 ･技術 ･知 識あるいは優れた能力を保有していることを要求するため，多くの労働者にはハードルすなわち参入障壁が高く参入が困難となっている．具体的な職業

５

本稿での目的から考えると政府による所得再分配の影響は排除することが望ましい．したがって，ここでの所得の定義は政府による所得再分配前の所得となる．

-4-

の 例 と し て は ， プ ロ 経 営 者 ･技 術 専 門 職 ･研 究 者 ， 医 者 ･薬 剤 師 ， パ イ ロ ッ ト ･航 海士 ， 会
計 士 ･弁 護 士･税 理士 ･公務員，俳優 ･歌手 ･スポーツ選手などさ まざ まな職種があるが ，最も一般的なのは「競争力のある大企業｣の正規社員であろう．たとえば，５大商社社
員の 平均 年 収は ５社 平均 1,347 万円で ６ ，日本の 労働者の平 均年収 361 万円 ７ の 3.7
倍 で あ る が ， ５ 大 商 社 の 正 規社 員 に な る た め に は就 活 突 破 と 言 う 参 入障 壁が 存 在す るため，誰 でも参入 できるわけではない ．そこ で，以下ではこのよう な労働市場を 「独占的労 働 市 場 」 と呼ぶ こ と にする ．こ の独占 的労 働 市 場に参入障壁が 存在するため ，こ れ を乗り越えられない労働者はすべて参入自由な労働市場に参加することになる．以下では ，こ の 参 入 自 由な 労働 市場を 「競 争的労 働市場 」と 呼ぶ ．こ のよ う に 労働市 場が独 占的労働市場と競争的労働市場に分割されている経済状況を示しているのが図１である．図では，曲線 Dm が独占的労働市場の需要曲線， Sm が供給曲線で，均衡点 Emの高さである Wm が独占的労働市場の均衡賃金率， Nm*が均衡雇用量となる．同様にして，曲線 Dc が競争的労働市場 の需要曲線， Sc が供給曲線で， Ec が均衡点， Wc が競争的労働市場の均衡賃金率， Nc*が均衡雇用量となる．

６Yahoo ファイナンスのサイト http://finance.yahoo.co.jp/から収集した．たとえば伊藤忠商事(株)の場合の URL は http://stocks.finance.yahoo.co.jp/stocks/profile/?code=8001.T である．
収集したのが 2016 年 6 月であるから 2015 年度決算からのデータと推定できる．
７『 民間給 与実 態統計 調査』にある 2014 年のデータより給与額と給与所得者数を収集 し ， 前 者 を 後 者 で 割 っ た 値 で あ る ． デ ー タ は 国 税 庁 ホ ー ム ペ ー ジ の 「 統 計 情 報 ･長 期
時系列データ」 https://www.nta.go.jp/kohyo/tokei/kokuzeicho/jikeiretsu/01.htm にある．

-5-

図１

２分割された労働市場

賃金率
Dm
Wm

Sm
Em
Sc
Dc
Ec

Wc

Nm*

2.2

Nc* 労働量

ローレンツ曲線と累積所得曲線

図１では，独占的労働市場の賃金率は競争的労働市場の約２倍あって賃金格差が存 在 し てい る が ， 賃 金 格差から 生 じる 社会 全体と しての所 得格差の大きさ ，すな わち賃
金 格 差 由 来 の 所 得 格 差 を 把 握 す る た めに は ， 独 占 的 労 働 市場 と 競 争 的 労 働 市 場の 労
働者の人数を考慮する必要がある．この所得格差を説明するために図１に対応しているローレンツ曲線が図２に太い線で描かれている．図１の労働市場と図２のローレンツ
曲線 の 対 応 関 係 を理 解するために ，図２ の横 軸座標を累 積労働 者数 ，縦軸座標を累 積
賃金所得額と考えると，ローレンツ曲線であった曲線は累積労働者数と累積賃金所得の関 係 を表 す曲線となる．こ れを累積所得 曲線と呼ぶことにする．こ の累積所得曲線の場合には屈折点 K の横軸は Nc*である．すべての労働者の労働時間を１と想定すると独占的労働市場の労働者の所得は Wm ，競争的労働市場の労働者の所得は Wc とな-6-

るから，累積所得曲線の傾きは点 K より左側では Wc ，右側では Wm となる．したがって，累積所得曲線の高さは点 K より左側では WcNc ，点 K では WcNc*となる．点 K より
右側 の 累 積 所 得 曲線は 横軸座標が「全低賃 金労働者数 Nc*＋高賃 金労働者数 Nm 」
で ， 縦 軸 座 標 が 「 全 低 賃 金 労 働 者 の 所 得 合 計 WcNc*＋ 高 賃 金 労 働 者 の 累 積 所 得
WmNm 」となる．したがって，右下端 R の横軸座標は Nc*+Nm*=全労働者数である「累積労 働者 総 計」 で，右上端 M の縦軸座標は WcNc*+WmNm*=全労働 者の所得合計である「累積所得総計」となる．
ローレンツ曲線の場合 には右上端 M の縦軸座標も右下端 R の横軸座標も１であるから，縦 軸座 標は累 積 所得曲線の縦軸座標値 を累積所得総計(WcNc*+WmNm*)で割った 値 ， 横 軸 座 標 は 累 積 所 得 曲 線 の 横 軸 座 標 値 を 累 積 労 働 者 総 計 (Nc*+Nm*)で 割 っ た値になる．ローレンツ曲 線の傾きは累積所得 曲線の傾きである Wc および Wm を平均
賃金率=(WcNc*+WmNm*)/(Nc*+Nm*)で割った値となるから ８ ，たとえば，屈折点 K の高
さは WcNc*/(WcNc*+WmNm*)=総 所 得に占 める 低賃金労 働者 所得 の比 率と なる ．独占的労働市場と競争的労働市場の賃金格差は図２では線分 OK の傾き(=Wc)と線分 KMの 傾 き ( =Wm) の 差 で 表 さ れ る が ， 経 済 社 会 全 体 と し て の 所 得 格 差 を 表 す 方 法 と し て は
図 ２ の △OMK を △OMR で 割 っ た 値 を 用 い る 方 法 が 考 え ら れ る ． こ れ が ジ ニ 係 数 で ある．

８

屈折点より左側では Wc を平均賃金率で割った値、右側では Wm を平均賃金率で割った値となる．

-7-

図２

2.3

ローレンツ曲線と累積所得曲線

賃金率と労働者分布の変化がジニ係数に与える影響

図 １ でど ち らか の 市 場 の需要曲線が 右側にシ フ トすれ ば，均衡点 は右上にシ フ ト して
賃 金 率 は 上 昇 し 雇用 量は 増 加す る ．供 給 曲線 のシ フ ト で も 同 じで た と えば 左 側に シ フ ト
すれ ば 均 衡 賃 金率は上昇し 均衡雇用量は減少する．このよ うに需要曲線でも供給曲 線
でもシ フ ト すれば 均 衡賃金 率と均衡雇 用量が同時的に変 化する． とこ ろが， 賃金率と雇用量 が同 時 的に変 化し たときにジニ 係数 で表される賃金格差由来の所得格差が受ける影響は複雑である．そこで，以下では賃金率だけが変化したケースと労働者の市場間分
布だけが変化したケースに分けて分析する．
まずは 賃金 率だけが変化したケースを考える．ジニ係数の定義と屈折点 K の高さが１/(１+(WmNm*/WcNc*))と表されることから，独占的労働市場の均衡賃金率 Wm が上がるか 競争 的 労 働 市場の 均衡賃金率 Wc が下が って賃金格差が拡 大すれ ば，低賃金労
働者所得の比率を示す点 K が下方にシフトする．ところが，２市場間の労働者分布(Nm*と Nc*）が一定であれば屈折点 K の横軸座標が不変であることから，ジニ係数が増加して賃金格差由来の所得格差が拡大する．反対に独占的労働市場の均衡賃金率-8-

Wm が下るか競争的労働市場の均衡賃金率 Wc が上がって賃金格差が減少すれば屈折 点 K は真上にシフトしてジニ係数が減少する．このように，労 働 者 分 布 が 不 変 で あ れば，賃金格差と賃金格差由来の所得格差の変化方向は一致する．
賃 金 率 が ジ ニ 係 数 に 与 え る 影響 は 簡 単 で あ る が 独占 的 労 働 市 場 あ る い は 競 争的 労
働市場の労働者数の変化が賃金格差由来の所得格差に与える影響の分析は簡単では ない． 賃 金率 およ び総労働者数が 一定 不変 のままで，たとえば競争的労働 市場の 低賃金 労 働 者 数 が Nc*から Nc**に減少 し独占的労働市場の高 賃金労働者 数が Nm*から Nm**に 増 加 する よ う な 労 働 者の ２ 市 場間 分布 変 化が 起こ っ た場 合に は 累積 所 得 総計 が (WcNc*+WmNm*)か ら (WcNc**+WmNm**)に 増 加 す る ９ ． こ の た め 累 積 所 得 曲 線 を（ 労 働 者 総 数 /累 積 所 得 総 計 ） で 乗 じ て い る ロ ー レ ン ツ 曲 線 の 低 賃 金 労 働 者 の 部 分 （ 横軸 座 標 の ０ と Nc**の 間 ） は 図 ３ に 示 さ れ て い る よ う に 分 布 変 化 後 に は 下 方 に シ フ ト する．ただし，この図では太い線が労働者分布の変化前，細い線が分布変化後のローレン ツ 曲 線 ， 点 K が 分 布 変 化 前 ， 点 K**が 分 布 変 化 後 の 屈 折 点 を 表 す ． 新 し い 屈折 点
K**より左側のローレンツ曲線が分布変化後に低くなることを式で示せば
WcNc/(WcNc*+WmNm*)＞ WcNc/(WcNc**+WmNm**)(１)となる．ただし， Nc は屈折点 Nc**より小さい任意の値で，左辺は分布変化前，右辺は分 布 変 化 後 の ロ ー レ ン ツ 曲 線 の 高 さ を 表 す ． 同 様 に し て 新 屈 折 点 K**の 高 さ は
WcNc**/(WcNc*+WmNm*)＞ WcNc**/(WcNc**+WmNm**)であるか ら新屈折点でもローレンツ曲線は元の水準よりも低くなっている．

９

労働市場の分布変化が起こっても労働者数が一定のため Nc*+Nm*=Nc**+Nm** で

ある．

-9-

図３

高賃金労働者増加の影響

新 しい屈 折点K**より 右 側では分 布 変化前には 低賃 金 率 であっ た部分が高賃金 率に取って代わられるため，分布変化後のローレンツ曲線は急上昇して元のローレンツ曲線を上回 るようになる．例としてローレンツ曲線図の右上端点M （縦軸座標値＝１）の近辺 に あ っ て 点M よ り △N/( Nc*+Nm*) だ け 左 側 の 任 意 の 点 す な わ ち 横 軸 座 標 =1- △N/(Nc*+Nm*)の点での分布変化前と分布変化後のローレンツ曲線の高さを比較してみる．
点M の近辺ではローレンツ曲線の傾きが Wm×(Nc*+Nm*)/(WcNc*+WmNm*)であることから，ローレンツ曲線の高さは分布変化前が 1- △NWm/(WcNc*+WmNm*)，分布変化後が 1- △NWm/(WcNc**+WmNm**)となり後者のほうが高い位置にある．この分析は △N/(Nc*+Nm*)が Nm*より小さいかぎり成立するから，元の屈折点K より右側では変化前のローレンツ曲線より変化後のローレンツ曲線のほうが上にあることは明らかである．
以 上の 分 析 か ら 分 か る よう に高 賃金労働者の増 加はローレ ンツ 曲線を引き 下げ る効果と引き上げる効果が あり，前者はジニ係数を増加させるが後者は減少させるため，全体としてどのようになるかは一般的には不明となる．競争的労働市場の低賃金労働者の 人 数 Nc*が相対的 に 増加し た場 合も 同じ で，累積所得 総計の減少はローレンツ曲 線- 10 -

を上方にシフトさせるが，低賃金労働者の増加自体はローレンツ曲線を低下させるため，全体としてジニ係数がどうなるかはケースバイケースで一般的には予測できない
１０

．

2.4

賃金格差由来の所得格差に影響を与える要因

労働市場 が２分 割されている経済の理論モデルより賃金格差由来の所得格差を決定しているのは独占的労働市場と競争的労働市場の賃金率や労働者数に影響を与える
要因 である ことが分かる．たとえば，独占的労働 市場と競争的労働市場の需要･供給 曲
線の 位 置 や 形 状 あるいはこ れら の２市 場の間 に存在する参入障壁の高さに影響を与 える要因 である．具体的 には，国内の労働需要に影響を与えるグローバリゼーシ ョン関連
要因，労働 供給 に影響 を与える国内要因，労働市場の需給条件に影響を与える経済成
長 ･景 気 状 況 関連 の要 因 が考 えら れる ．次 章で は，こ れ ら の要因 につ い て分析 する こ とで推定モデルを導出する．

3

推定モデルとデータ

この章では，回帰分析を行うための推定モデルを構築するが，そのためには被説明

１０

ほぼ全員が低賃金労働者であれば屈折点は点 M の近辺に存在し，ローレンツ曲

線は対角線とほぼ一致するからジニ係数はほぼゼロとなる．点 M の近辺では対角線の傾 き(=1)よ りロ ーレン ツ曲線 の傾き(=高賃金 率/平均賃 金率)が大 きいため，高賃金労 働者が増加すると屈折点は左下にシフトしながら対角線から離れるためジニ係数は増加す
る．反対にほぼ全員が高賃金労働者であれば屈折点は点 O の近辺に存在してジニ係数はほぼゼロとなる．点 O の近辺では対角線よりローレンツ曲線の傾き(=低賃金率/平均
賃 金 率 )が 小 さ い ため ， 賃金労 働者の 増加 で屈折点 は右上にシ フト し ながら対角 線 から
離れ てジ ニ 係数が増 加する．これらの極 端な例からも労働者分布の変化の影響は状 況により異なることがわかる．

- 11 -

変数と説明変数について分析する必要がある．そこで，以下では被説明変数であるジ
ニ 係数 と こ れ に影響 を与え ると考 えられる さまざ まな説明変数に つい て分析する と同時に 被 説 明 変 数 ･説 明 変 数 と し て 回 帰 分 析 で 利 用 す る 具 体 的 な デ ー タ に つ い て も 解 説 する．

3.1

被説明変数とデータ

被 説 明 変 数 と し て は 所 得 格 差の 大 き さ を 表 す 変 数 が 必 要で ， こ れ に は最 も 一般 的 なジ ニ係 数 を使う ．ジ ニ 係数 を算出する ため には所得デ ータが必要であるが，問題は さま
ざまな所得 データが存在し，どの所得データを使うかでジニ係数の値には大きな差異が存 在 す る こ と で あ る ． こ の 点 に つ い て は 田 辺 ･鈴 木 (2013)が 非 常 に 有 益 で ある ．こ の論文では，日本で利用可能な 12 種類の所得データについてジニ係数が算出されて
い る １１． こ れ ら の 所 得 デ ー タ で ， ジ ニ 係 数 の 長 期 的 な 回 帰 分 析 に 必 要 な デ ー タ が 揃 っ
てい る の は ６ 種類 で あ る が １ ２ ， 本 稿 で は 個人 の 賃 金 所 得 の 格 差 に 焦 点を 当 て てい る ため『賃 金構造 基本統計 調査』と『民間給与実態統計調査』以外の所得データは適切ではない １ ３ ．本稿ではこれ ら２種類の所得データを用いて算出したジニ係数を被説明変数の
候 補 と す る ． こ れ ら の デ ー タ に つ い て は 田 辺 ･鈴 木 (2013)で 公 表 さ れ て い る の で ， そ
れらの値を用いる．連続したデータとしては『賃金構造基本統計調査』は 1964 年から 2010 年，『民間給与実態統計調査』は 1950 年から 2010 年の間で年データとして算出されているが，他の変数のデータ収集期間の都合で分析期間は 1965 年から 2010 年
とする．

１１

以 下 の分 析 では田辺 ･鈴木(2013)の p.122 にある表１およびpp.123-124 の 表

２を参照した．
１２

具体的には『 家計調査』『国民生活基 礎調査』，『貯蓄動向調査』，『国税庁申告所得調査』，『賃金構造基本統計調査』，『民間給与実態統計調査』のデータである．
１３

世帯所得であれば複数の個人の合計所得となるし、賃金以外の所得が含まれる可能性もある．

- 12 -

本稿では所得格差が拡大した原因を分析するのが目的であるから，実際にこれら２種 類 の ジ ニ 係数 で所 得 格差 の拡大 を確 認す るため に， ジ ニ係数を被 説明変数と し時 間

ｔ を説明変数として 1965 年から 2010 年のデータで回帰分析を行うと，『賃金構造基本
統計調査』から算出したジニ係数 Jwage の場合にはJwage= 0.27 - 0.0005 ｔ(0.00) (0.00)(２)『民間給与実態統計調査』から算出したジニ係数 Jsala の場合にはJsala=0.33+0.0007 ｔ(0.00) (0.00)(３)となった．ただし，推定係数の下の括弧内の値は p-値である．これらの推定結果によれ
ば『賃金構造基本統計調査』から算出したジニ係数では所得格差は長期的に減少し，『 民 間 給 与 実 態 統 計 調 査 』か ら 算 出 し た ジ ニ係 数で は 増加 し たこ と にな る ． 本稿 の 目的は所得 格差 拡大の原因 を分析することであるから，被説明変数としては『民間給与実態
統計調査』から算出したジニ係数を用いることにする．

3.2

説明変数とデータ

ここではグローバリゼーションが国内の労働需要に与える影響を反映する説明変数，
国内の労働者の供給行動を反映する説明変数，労働市場の需給条件に影響を与える
経済成長や景気状況を反映する説明変数について分析する．
3.2.1

グローバリゼーション関連の要因

グローバリゼーショ ンは日本の労働市場にも甚大な影響を与えてきている．特に重要と思われるのは中国との貿易である．そこで，グローバリゼーション関連の説明変数として中国から日本への輸出額を日本の GDP で割った値を採用し，以下では「中国･日本輸出比率」と呼ぶ．グローバリゼーションを反映する説明変数として中国･日本輸出比率だけでは偏っているように思われるため，すべての外国からの輸入額の GDP に対す
る 比 率 で あ る 輸 入 比 率 も 考 慮し た が， 試 験 的 分析 の結 果 で統 計 的に 有 意に な ら なか っ

- 13 -

たため説 明 変 数として採用しない １ ４ ．以下では，グローバリゼ ーシ ョ ンを表す変数としての中 国･日 本輸出 比率が賃金格差に与える影響と回帰分析に用いるデータの収集方法について説明する．

･中国･日本輸出比率 CHNA
中 国か ら 日 本への 輸 出が増加すれば 独占的労働市場 も競争的労 働市場も 影響 を受けるのは明らかであるが，中国は新興経済国で熟練労働者が少ないことから，参入障壁 が 高い独 占 的労働 市場よ りは競 争的労働市場に対する影響が強い と考えられる．そこで，中国からの輸入は競争的労働市場にのみ影響を与えると想定する．この場合には，中国･日本輸出比率の増加は日本の競争的労働市場での労働需要を減少させ，
図 １ の労 働 需要 曲 線 Dc を 左側 に シ フ ト さ せて 均衡 賃 金 率 を引 き下 げ均衡雇用 量を減
少 さ せ る １ ５ ． 理 論モ デル で 分析 し たよ う に競争 的労 働市 場 の 賃金 率低 下は 賃 金 格差 を
拡 大 しジ ニ 係数 を 上昇 さ せるから ，こ の 側面 か らはジ ニ係数と はプラ スの関係が予 想され る ． し か し な が ら 雇 用 減 少 が ジ ニ 係数 に 与 え る 影 響 は 明確 で は な い ． し た が っ て ， 中
国 ･ 日 本 輸 出 比 率 が 賃 金格 差由 来 の所 得格 差 に与 える 総合的 影響 は理論 的には 不 明
で，推定結果の係数の符号から判断するほかない．
中国 から日本への 輸出金額については『外国貿易概況』より， GD P は『国民経済計
算年報』より収集 する １６ ．ただし具体的には日本経済新聞社『 NEEDS-CD ROM 日経
マク ロ デ ータ 』 20 13 年 版 （ 以下 で は簡 単に 『 日経 マ クロ デー タ 』と 呼 ぶ） を 利用 す る． また，『日経マクロデータ』を用いてデータを収集する場合には，オリジナルな出典名などについて詳細には記載しないケースがあるので『日経マクロデータ』を参照された

１４

念の ため輸入比率を説明変数として採用したケースの推定結果が表１に示されている．
１５

競争的労働市場での雇用量は減少するが,参入障壁があるため独占的労働市場はほとんど影響を受けないと考えられる．
１６

3 つの基準が異なる GDP データを，差が最小になっている年を選んで繋いでいる．

- 14 -

い．回帰分析に用いる中国･日本輸出比率は中国から日本への輸出金額を日本のGDP で割 っ た値 で あ る ． 単 位 は ジ ニ 係 数 がパ ー セ ン ト で な く 小数 点 以下 の 比率 で 表 示されるため，これに合わせている １ ７ ．
3.2.2

労働供給関連の要因

労 働 市 場 の 条 件 が 変 化 し て ， 独 占 的 労 働 市場 か 競 争 的 労働 市 場 で 供 給曲 線 が シ フ
ト す れ ば 均 衡 賃 金 率 も 変化 す る た め 賃金 格 差 由 来 の所 得 格 差 も 影 響 を 受 け る ． た と え
ば，独占的労働市場で供給を増加させ，競争的労働市場で供給を減少させるような社会的 ・ 経 済 的 変 化が起 こ れば，独占的労働市 場の高い賃金率が相対的に低下し，競 争
的労働市場の低い賃金率が上昇する，その結果賃金格差は縮小し，賃金格差由来の所得格差も影響を受けることになる．このような賃金格差由来の所得格差変化を分析する ため の 説明 変 数 と して は， 独占 的労働市 場と 競争的労働市場 に対して非 対称 的な影 響 を 与 え る社 会 的・ 経済 的変化 が望ま しい ．そこ で，本 稿では説明変 数とし て大学 進
学率，女性就業率および高齢男性労働人口比率を採用する．

･大学進学率 UNIV
大学進学は，独占的労働市場と競争的労働市場の間に存在する参入障壁を克服して，独占的労働市場に参入する可能性を開く．したがって，大学進学率（以下では略して「 進 学 率」 と 呼 ぶ ） の上 昇は 競 争的 労働 市 場か ら 独占 的 労働 市場に 労働 者を シ フ ト させ る か ら ， 独 占 的 労 働 市 場の 労働 供 給を 増 加さ せ 図１ の Sm 曲線 の 右側 への シ フ ト を引き起こして，独占的労働市場の均衡賃金率の低下と均衡雇用量の増加をもたらす．
一 方 ，競 争 的 労 働市 場 では 労 働供 給が 減 少 し 均 衡賃 金率 の上昇 と 均衡雇 用量の 減 少を引き起こす．独占的労働市場の賃金率低下と競争的労働市場の賃金率上昇は賃金格差を減少してジニ係数を低下させるため，進学率とジニ係数の間にはマイナスの関係 が 予 想 さ れ る． ただし ， こ こ でも 雇用 量増加 の影響 は不 明であ る ため， 進学 率がジ ニ係数に与える総合的影響は推定結果から判断することになる．進学率のデータは「政１７

他の比率の説明変数についても同様である．

- 15 -

府統計の総合窓口」 http://www.e-stat.go.jp/SG1/estat/eStatTopPortal.do?method=init を使って『学校基本調査』「年次統計」（ 2015 年 12 月 25 日公表）の総括表･第４表より収集する．

･女性就業率 WWK
男 性労 働 者と 女 性 労働者の間には賃金格差が存在するが １８ ，そ の原因の 1 つは女
性労働者の多くが競争的労働市場を中心に労働を供給していることにある．したがって，女性就業率の上昇は競争的労働市場における労働供給の増加を意味し，供給曲
線 を 右側 に シ フ ト さ せ て ， 競争 的労 働 市場 に お ける 均 衡 賃金 率低 下 と 均衡 雇用 量 増 加
を も た ら す ． 競 争 的 労 働 市 場 で の 賃 金 率低 下 は ジ ニ係 数 を 上 昇 さ せ る が ， 雇 用 量増 加の影響は不明である．したがって，女性就業率がジニ係数に与える総合的影響についても推定結果から判断する．このデータは『労働力調査年報』より 15 歳～ 64 歳の女性
労 働 人 口 数 ， 『人 口推 計 月報』 より 女 性人口 総数を 収集 し ，前者を 後者で割っ て算 出す
る．ただし，実 際 に デ ータ を 収 集す る 作業 に は『 日経 マ ク ロ デー タ 』を 用 い る ．

・高齢男性労働比率 M60
女 性 労 働 者 と 同様 に 男性 労働 者 であ っ て も 退職 後の 高 齢労 働者 は 独占 的労 働 市場に参入 することは困 難である．したがって，高齢男性の労働人口が増加すると競争的労働 市 場 の 供 給 曲線 が 右側 にシ フ ト し て， 競 争 的 労働 市場にお ける 均衡賃金率低 下 と均
衡雇用量増加をもたらす．競争的労働市場での賃金率低下はジニ係数を上昇させる
が，雇用量 増加 の影響は不明であるため，ジニ係数に与える総合的影響は推定結果から判断する．退職 年齢も退職後に働く期間 も時代とともに変化しているであろうが，本稿

１８

３０人以上の事 業所を対象とした『 毎月勤労統計 』の現金給与額（産業計）のデータ

で女性給与の男性給与に対する比率を 2001 年から 2010 年で平均すると 0.502 となる．
このデータでは 女 性は男性の約半分の収 入しかない．算出に使ったデータは『日 経 マ ク
ロデ ー タ』で収集した．

- 16 -

では高齢男性で本格的な労働力となるのは 60 歳から 64 歳と想定し，これが全男性労働 者 に占 め る比 率を 説明 変数と する １ ９ ． 算出 に必要 なデ ータ は『労 働力調 査年報 』 よ り
60 歳～ 64 歳 男性の労働人口数と男性の総労働人口数を収集して，前者を後者で割った値を用いる．実 際の デ ータ 収 集 には 『日 経 マク ロ デ ータ 』 を 用い る ．
3.2.3

経済成長･景気状況関連の要因

経 済 成 長 も 景 気 状況 も 賃金 格 差に 影 響を 与 え る可 能 性が ある ． 経 済成 長 がも た ら し
た賃 金 率 上 昇 が 全労 働者 で均等 でない かぎり ，経済成 長は賃金格差に影 響を与える ．
景気状況はもっと直接的で，好景気で男性労働者が不足すれば男性労働者の賃金率
が 上 昇し， 女 性労働 者 が 不足すれば女 性労 働者の賃金率が上 昇する． このよ うな変 化は 男 女 で賃 金格差 が 存 在するため 賃 金 格 差由 来の所得 格差に影響を 与える ．そこ で，経済成長･景気状況関 連の説明変数としては経済成長率と男女の失業率を用いる．

･経済成長率 GR
経済が成長期にあるときには労働力不足が生じて賃金率が上昇するなどの変化が生じる．経済成長が引き起こす変化が所得格差にどのような影響をもたらすかは簡単には分析できないが，経済成長が独占的労働市場の成長を中心に進行すれば高い賃金率を相対的に高めて賃金格差を拡大するし，反対に競争的労働市場が発展すれば低 い 賃 金 率 を 相 対 的 に 高 め て 賃 金 格 差を 縮 小す る ． ど ち ら が現 実 にあ て はま る か を 理論的に予想することは困難であり，経済成長率がジニ係数にどのような総合的影響を与えるかについては推定結果から判断する．経済成長率を表す具体的なデータとして，
１ 人 当 たり 国 民 所得 の 増 加 率が まず 考え ら れ るが ， こ の所 得の定 義に は利潤 所得も 含まれている．被説明変数は民間給与という賃金率データを用いて算出されたジニ係数
で あ る か ら 整 合 性 が な い し 対 応 関 係 も 明 確 で な い ． た と え ば ， 利潤 所 得 が 増 加 し て も ，
賃金率で算出されたジニ係数には直接的な影響はないのである．そこで，経済成長率

１９

60 歳～ 69 歳のケースも推定したが， 60 歳～ 64 歳のほうが推定結果が良好であった．

- 17 -

の 算 出 には ，被 説 明変 数のジ ニ 係 数の 算出 に 使わ れてい る 『民間 給与実 態統計調 査 』の 所 得 デ ー タ を 用 い る ． 具 体 的 に は 国 税 庁 の ホ ー ム ペ ー ジ の 「 統 計 情 報 ･長 期 時 系 列データ」 https://www.nta.go.jp/kohyo/tokei/kokuzeicho/jikeiretsu/01.htm より給与額と給
与 所 得 者 数 を 収 集 し ， 前 者を 後者 で 割 っ て １ 人当 た り の 給 与 を 算 出 する ． こ の デ ー タ を
消 費 者 物 価 指 数 で 割 っ て 実 質 化 す る こ と も 可 能 で あ る が ， 名 目 値 の ほう が 景 気変 動 に
敏 感 で あ る 点 を 考 慮 し て ， １ 人 当 た り の 給 与 デ ー タ を 用 い て 各 年 の 上 昇率 を 算 出 し ， こ
れをそのまま経済成長率として利用する．

･男性失業率 MU と女性失業率 WU
景気 変動 も経済成 長と同様に所得格差に重要な影響を与える可能性がある．景気が良い ときには 労 働力が 不足するし ，景 気が悪いと きには労働力に余剰が生じる．こ の よ
うに景気 変 動は 労 働市場 の需給状況 を変化させ，結果として賃金格差由来の所得格差に影 響 を 与 え る 可能 性 があ る ．た だ し ，女 性 労働 者が 競 争的 労働 市 場， 男 性労 働 者 が
独占 的労 働市 場を中心に労働を供給している可能性が高いため，男性労働市場と女性労働市場では需給状況が所得格差に与える影響は異なる可能性がある．男性労働市
場の 供 給 不 足 で男 性賃金率が上がれば 賃金 格差は拡大し，女性労働市場の供給不足
で女 性 賃 金 率 が上が れば 賃金格 差は 縮小 する ．男性労働市場 の需給状況を 表す説明
変 数 とし て男 性失業 率 ，女性労働市場 の需給 状況を表す説明変数として女性失業 率を用いる．男性失業率は 賃金格差とマイナス，女性失業率はプラスの関係があると予 想されるため雇 用量 変化が ないとすれば賃金格 差由来の所得格差とも同じ関係が予想 される ２ ０ ．男 女の 完全 失 業 率データ は『 日 経 マ ク ロ デ ー タ 』 を 用 い て 『 労働力調査報告』 よ り
収 集 する ．

２０

景気変動に伴う失業率変化は労働需要曲線のシフトで起こっている可能性が高いが ，たとえ ば需 要 曲線が 左側にシ フ ト すれば雇用量が減少し て失業率が高くなり，賃金率が低下する．失業率と賃金格差との関係は予想できるが，雇用量変化があるため賃金格差由来の所得格差に与える影響は明確でない．

- 18 -

4

4.1

推定結果

推定モデルと推定方法

回帰分析に使う推定モデルは以下のように表される．
Jsala t =a 0 +a 1 CHNA t +a 2 UNIVt +a3WWKt +a4M60 t +a 5 GR t +a 6 MU t +a 7 WU t +εt(４)

ただし， ai (i=0,1,2,3,...,7)は推定されるべきパ ラメータである．またεは誤差項，下付き添
え字 の ｔ は 時 間を 表 す． 賃 金 率 に 与 え る 影 響 だ け に か ぎ れ ば 中 国 ･ 日 本 輸 出 比 率CHNA ，女性 就業率 WWK ，高齢男性労働比率 M60 はジニ係数とはプラスの関係，進学 率 UNIV は マ イ ナ ス の 関 係 が 予 想さ れる が ， 既 述 のよ う に雇 用量 を 通 じ ての 影 響が
不 明 の ためこ れ らの 説 明変 数の推定係数の 符号を予想 するこ とは 困難である ．男性失業率 MU の推定係数の符号はマイナス，女性失業率 WU はプラスが予想され るが ２ １ ，経済成長率 GR については予想が困難である．
こ の 推 定 モ デ ル に 対 し て 通 常の 最 小 自 乗 法 を 用 い て 回 帰分 析 を 行 う ． 時系 列 デ ー タ
であ る か ら ， 被 説 明 変 数 お よ び 説 明 変数 が 定 常 的で あ る必 要 があ る が， 推 定 モ デル に
含 まれ てい る変 数はすべて定常的と判断できる．単位根過程は時間が経過するにつれて分 散 が 無 限 に な ると 言う 性 質を 持つ が ２２ ， 被説 明変数 のジ ニ 係 数を 始め 説明変 数の
中国･日本輸出比率，進学率，女性就業率，高齢男性労働比率，経済成長率，男性失業 率 ， 女 性 失 業 率 は す べ て 比 率デ ー タ で あ る か ら 平 均 的 に 発 散す る よ う な 性 質 の デー
タではなく，無限期間をとっても有限な範囲にとどまるため，すべての変数が定常的と

２１

既述のように失業率の変化が賃金率だけでなく雇用量にも影響を与える場合には，推定係数の符号は不明となる．
２２

Wooldridge(2008, p.389)で示されているように，分散は時間の一次関数となる．

- 19 -

考えられる ２３ ．

4.2

推定結果

1965 年から 2010 年のジニ係数を被説明変数とする回帰分析の推定結果は表１に示2されている．ただし，この表で AR は自由度修正済決定係数， DW はダービンワトソン
値 であ る．モ デル １が ( ４) 式に対応する 推 定結 果で， モ デル２は 日本の輸入比 率を説 明
変数 と して追 加したものである．既述したよう に，輸入比率は統計的に有意ではなく，ジニ 係数 の 時間 的 変化に 影響 を与 えて きたと は言えない ため，以下 では輸入比 率を説 明
変数か ら省 いたモデル１について考察する ２４ ．ダービンワトソン値に問題はないし， LM
検 定 の p-値 は 0.28 で 不 均 一 分 散 は 存 在 し な い と 判 断 で き る ． 経 済 成 長 率 の p-値 は0.35 となったが，それ以外の推定係数は 10 ％水準で統計的に有意である．これらの７つの説明変 数でジニ係数のばらつきの約 93 ％を説明できる．言い換えれば，ジニ係数の時間的変化は，これら 7 つの変数によってほぼ完全に説明されることになる．

２３

これ らの変数 を対象に加重対称タウ検定，ディッキー･フラー検定，フィリップス･ペロン検 定 のよ うな検定 を行うと ほとんどのケースで「単位根を持つと言う 帰無仮説」は 棄却できないと言う結果になる．しかし，これは中尾･東(2015)，中尾(2016)で説明され てい
るように，根が１に近いが１より小さいケースと考えられる．詳しい議論は副島(1994,p.126)， Kwiatkowski et al.(1994, pp.160-161)， Maddala(2001, p.547)， Greene(2012, p.987)などを参照されたい．
２４

輸 入比 率 の代わりに総輸入額を説明変 数としたケースも推定したが、推定係数は-0.04 で， p -値は 0.82 であった．総輸入額は『外国貿易概況』より『日 経 マク ロ デ ータ 』
をつかって収集した．

- 20 -

表１ ジニ係数決定要 因の推定結果： 1965 年～ 2010 年
モデル１
モデル２
説明変数
推定係数 p -値 推定係数 p -値
切片
0.28
0.00
0.28
0.00
中国･日本輸出比率
1.42
0.00
1.49
0.00
進学率
-0.12
0.00
-0.12
0.00
女性就業率
0.12
0.09
0.12
0.10
高齢男性労働比率
0.44
0.04
0.42
0.07
経済成長率
0.02
0.35
0.02
0.42
男性失業率
-2.39
0.00
-2.44
0.00
女性失業率
3.02
0.00
3.06
0.00
輸入比率
-0.01
0.82
２
0.93
1.87
0.93
1.90
AR /DW

推 定係 数 の符 号 を 見 る と 進学 率 と 男性 失業 率 はマ イ ナス で ある が ， その 他 はす べて
プラスである ．理論 モ デルの予想では，中国 ･日本輸出比率，女性就業率，高齢男性労働比率の３変数の上昇は競争的労働市場の低い賃金率を更に低下させてジニ係数を
上昇 さ せる が雇用 量減少 が与える影響は不明と した．しかし推定係数がプラス であることから，雇用量減少もジニ係数を増加させたか，あるいは雇用量減少より賃金率低下の 方 がジ ニ 係数 に与 えた影響が大 きかったと 考えら れる． 進学率の上昇は 独占的労 働
市場の賃金 率の低下と競争的労働市場の賃金 率の上昇でジニ係数を低下させるため，
賃 金 率 上 昇 が 雇 用 量 増 加 よ り も 影 響 が 強け れ ば， 推 定 係 数 は マイ ナ スに な る はず で ，
実際にそのようになっている．これら４変数すべてで賃金率を通じてジニ係数に与える
影 響 と 推定 係 数の 符号 が一 致してい るこ とか ら， 労働市場の需要･供給曲線 のシ フト がジニ係数に与える影響の方向については，シフトがもたらす賃金率変化の影響を調べて判断してよいと思われる．
これらの説明変数の推定結果から以下のような状況を確認できた．
①中国輸出による賃金低下圧力は賃金格差由来の所得格差を拡大してきた．

- 21 -

②女性 就業 率の増加は 競争的労働市場の労働供給を増加させて賃金格差由来の所得格差を拡大した．
③退職後の高齢男性労働者の増加は競争的労働市場の労働供給増加を招いて賃金格差由来の所得格差を拡大した．
④大学進学率の上昇は，競争的労働市場から独占的労働市場への労働者のシフトを引き起こして賃金格差由来の所得格差を縮小した．
男 性 と女 性の失 業 率 が賃金 格差由 来の所 得格 差に与 える 影響 は理論 的に 予想できた．前者はマイナスで後者はプラスになるはずであるが，推定係数の符号は理論的予想 と 一 致し た ２ ５ ． し た がっ て ， 相対 的 に高 賃 金 率 の男 性 労 働 者 が 不 足すれ ば賃 金 格 差
由 来 の 所 得 格 差は 拡 大す るし ，相 対 的 に低賃 金率の 女性 労働者 が不足 すれ ば賃金 格
差由来の所得格差は縮小するという結果となった．経済成長率は推定係数がプラスであるが p-値 が 0.35 であることから，賃金格差由来の所得格差に与えてきた影響はほぼ中立的であったと思われる．

5

5.1

中国･日本輸出比率の所得格差への影響

バブル崩壊前後での構造変化

こ の 章 の 目 的 は ， 中 国輸 出に よ る 賃金 低下 圧 力が 賃 金格 差由 来 の所 得格 差拡 大に果たした役割の大きさを可能なかぎり数字で把握することである．ところが，分析の初期年と終端年のジニ係数を比較すると 1965 年が 0.3715 で， 2010 年が 0.3665 となっているため 過去 40 年から 50 年の間で賃金格差が拡大 したことを確認することはできな
い． そこ で， 分 析期 間 を バブル崩 壊の前と後 に分けて ，ジ ニ係数を 被説明変数， 時間 を説明変数として回帰分析を行うと 1965 年から 1989 年は２５

既述のように失業率は賃金率だけでなく雇用量にも影響を与える可能性があるが，これらの変化が賃金格差由来の所得格差に与える影響では，賃金率が雇用量を圧 倒したと考えることもできる．

- 22 -

Jsala=0.35-0.0005 ｔ(５)(0.00) (0.22)
1989 年から 2010 年はJsala=0.32+0.0013 ｔ(６)(0.00) (0.00)となる．ただし，推 定係数の下の括弧内の値は p-値である．これらの結果からバブル崩壊 前 の期 間 ではジ ニ 係 数にはトレ ンドは存 在しなかったが，バブル崩壊後には上昇ト レ
ンドが発 生したことが 分かる．言い換 えれば，バブル崩壊前の期間では，賃金格差由来の所 得格 差 が長 期的に拡大するような変 化はなかったが，バブル崩壊後の期間では 長
期 的 に拡 大 する よ う なト レ ン ド 変化が 起こ っ たの である ． 表１ の推定 モ デル でも 「バ ブル崩壊 前後 で推定係 数に変化がなかった」という帰無仮説を Chow 検定 で調べると p-値
は 0.02 となって棄却される．そこで，推定モデルをバブル崩壊の前と後に分けて回帰分
析 を 行 う と 表 ２ の よ う な 推 定 結 果 が 得 ら れ る ． た だ し ， こ の 表 の モ デ ル ３ が 1965 年 ～1989 年，モデル５が 1989 年～ 2010 年を対象に(４)式を推定した結果である ２ ６ ．分析期
間をバブル崩壊前後に分けることで幾つかの説明変数が統計的に有意でなくなったが ， こ れ は多 重 共線 性 が原 因と 思 われ る ． そこ で， p-値 が相 対的に 高い 説 明 変 数 をモ
デル ３ か ら 省 い て推 定 し た結果 がモ デル４ ， モ デル５ か ら省 いて 推定し た結 果が モ デル
６である．

２６

1989 年～ 2010 年を対象とした回帰分析のケースではアセアン諸国からの輸入データ も 収 集可 能 で あっ た ． そこ で ， その 対日 本 GDP 比率 を 説明 変数 と し て追 加 して 推定してみたが統計的に有意にはならなかった．たとえばモデル６に追加した場合の p-値
は 0.99 となった．ただしアセアン諸国からの輸入データは『日経マクロ経済データ』を使って『外国貿易概況』より収集した．

- 23 -

表２

バブル崩壊前後のジニ係数の推定結 果

推定期間：1965-1989
推定期間：1989-2010
モデル３
モデル４
モデル５
モデル６
説明変数
推定係数 p -値 推定係数 p -値 推定係数p -値 推定係数 p -値
切片
0.12
0.21
0.11
0.23
0.43
0.00
0.44
0.00
中国･日本輸出比率
1.28
0.41
1.16
0.00
1.06
0.00
進学率
-0.17
0.00
-0.16
0.00
0.06
0.43
0.08
0.08
女性就業率
0.14
0.22
0.12
0.28
-0.18
0.26
-0.20
0.14
高齢男性労働比率
3.27
0.01
3.62
0.00
-0.01
0.99
経済成長率
0.11
0.01
0.11
0.01
-0.05
0.27
-0.08
0.06
男性失業率
-1.54
0.16
-2.00
0.04
-0.95
0.20
-0.33
0.01
女性失業率
3.96
0.00
4.57
0.00
0.87
0.40
２
0.90
2.29
0.91
2.39
0.92
2.35
0.93
2.25
AR /DW

表１のモデル１と表２のモデル４の推定結果を比較すると推定係数の符号がすべて一致しているが，モデル６とは進学率，女性就業率と経済成長率の３か所で符号が異なる．したがって，バブル崩壊前後でこれらの変数が賃金格差由来の所得格差に与えた影響が 180 度変化したことが分かる ２７ ．以下ではこれらの変化の理由を考える．まず進
学 率 に つい て は バ ブ ル崩 壊前は賃 金格 差由 来の所得 格差 を縮 小さ せたが 崩壊後は拡大した．そこで，進学率のデータを見ると 1965 年の 17 ％から 1989 年の 36 ％に，更に2010 年には 56 ％まで上昇している．これらの数字から，バブル崩壊後に大学に進学した学生の多 くが 独 占的労 働市場に参入できず に競争的労働市場に労働を供給し，競争的労働市場の賃金率を低下させたのではないかと推測できる．大学進学率が高くなりすぎて独 占 的労 働 市場の参入障壁を乗り越 える 効果がなくなったのが推定係数の符 号

２７

高齢男性労働者がバブル崩壊後の期間で統計的に有意となっていないが，これは多重共線性が原因の可能性もある．

- 24 -

が 変 わ っ た 理 由と 考 え られ る ２ ８ ． 女 子就業率 はバ ブル 崩 壊 前 は 賃 金 格差 を 拡 大さ せ てい たが 崩 壊 後 は 縮小 す る よ う に な っ た ． そ こ で ， 女 子 就 業 率の デ ー タ を 見る と 1965 年
は 0.532 ， 1989 年は 0.556 と変化は小さかったが， 2010 年は 0.622 と顕著に上昇している ． こ れ は キャ リ ア を 追求 する 女性労 働者 が増加 して 独占的 労働 市場へ の供給 が増加した結果 である可能性 が高い．進学率と女子就業率の場合には，量の変化が質の変化をもたらしたということである．
経済成長率もバブル崩壊前後で推定係数がプラスからマイナスに変化している．経済成長率についてもデータを調べると， 1965 年から 1989 年の平均は 9.3 ％であるのに対して， 1989 年から 2010 年は 1 ％である．したがって，バブル崩壊前の成長率が高かった時期には，すべての労働者の所得が増加したが豊かな労働者のほうが所得上昇率がより高かった．これに対してバブル崩壊後は所得が長期的にほぼ一定で，分析期間 22 年のうち 8 年は所得が減 少している．経済成長率の推定係数がマイナスと言う
こ とは ，バブ ル崩 壊 後には 所得が少し だけでも 増加した ときに は高賃金労働者 より も低賃金 労働 者 の賃 金所得 上昇が大きく，所得が減 少したときには低賃金労働者の賃金所
得低下のほうが大きかったことを意味する２９．言い換えれば，経済成長率はバブル崩
壊前 には経 済成長の速さを反映する変数であったが，バブル崩壊後は経済成長が止まったため景 気変動を反 映する変数に変化したと言えそうである．
中国輸入はバブル崩壊前は統計的に有意でないが，バブル崩壊後は有意になり推定係数がプラスになっている．中国から日本への輸入の GDP に対する比率を調べると

２８

進 学率 が上昇すると，独占的労働市場の規模よりも大学卒業者の規模が大きくなってミスマッチが生じ，就職活動に失敗して非正規労働者になる割合が上昇する可能性が高い．そうなればジニ係数も上昇する．これがバブル崩壊後に進学率の推定係数がプラスになった原因の 1 つと思われるが，この問題を詳しく分析することは本稿の目的を逸脱するため，ここでは行わない．
２９

競 争 的労 働 市場よ り も 独占的 労働市場 の賃金 率のほう が景気変動に対し て安 定的･硬直的であったとも言える．

- 25 -

1965 年が 0.25 ％， 1989 年が 0.37 ％， 2010 年が 2.82 ％である．バブル崩壊前の 25
年間では約 1.5 倍しか増加していないのに対してバブル崩壊後の 22 年間で約 7.6 倍に急 増 し て い る ． 中国 輸 出 に よ る 賃 金 低 下 圧 力 が 顕 著 に な っ たの が バブ ル 崩壊 後で あ ったため，バ ブル崩壊前は統計的に有意でなく ，バブル崩壊後にプラスで有意になったの
である．

5.2

中国輸入が賃金格差に与えた影響の大きさ

本 稿では 中国か ら日本へ の輸入が賃金格差由来の所得格差に与えた影響を評 価す
るの が 目 的 で，そのため には日本でのこ の所 得格差が拡大している 期間を分 析の対 象とする必 要がある．ところが，これまでの分析から明らかなように，日本で賃金格差由来の所 得 格 差 が 拡 大したのはバブル崩 壊後 のことなのである．そこで，ここ での分析対象
はバブル崩 壊後の期間とするが，終端年ではジニ係数が急落しているため ３ ０ ， 1989 年と 2008 年の 20 年間を選択する．この期間ではジニ係数は 0.3511 から 0.3802 に約
0.029 増加している．
表 ２の モ デル ６の推 定 結 果を見れば明ら かなように， ジニ係数のバブル崩壊後約 20
年 間 の 経 年 的 変化 は 中国 ･日本 輸出比 率，進学率 ，女性就業率， 経済成長率 ，男性失業 率 の ５ 要 因 によ っ て 約 93 ％が 説 明で き る ．し か し ， こ れ ら の 変数 が個 別にジ ニ係 数にど れ ほ ど の影 響 を 与えて きた かは回 帰分 析 だけ では明ら かではな い．そこ で ，こ れ らの変数が個別にジニ係数に与えた影響を知るために， 1989 年～ 2008 年の期間を対象に寄 与 度 と 寄 与 率 を 算 出 する ． た だ し ， 寄 与 度 と は 「分 析 期間 中に 任 意の 1 つ の 説明
変数のみが変化したときの被説明変数の変化分」のことで，これを被説明変数の総変化分で割った値が寄与率である．たとえばある変数の寄与率が 50 ％であれば，被説明
変 数 の 総 変 化 分の 半 分 がその変数に よって 引き起こ さ れたこ とにな る．また， すべての説 明 変 数 の 寄 与 度 合 計 は 被説 明 変 数 の 推 定 値 の 総 変 化 分に 等 し く ， 寄 与 率 の 合計 は

３０

2008 年の 0.3802 から 2010 年の 0.3665 に低下している． 1989 年から 2008 年の間に約 0.03 増加したが，この 2 年間でその約半分を減らしたことになる.

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100 ％になる ３１ ．
モ デル ６の推 定結 果を 使っ て算出し た寄与度と寄与率が 表３に示されている ．この表にある初期値とは 1989 年，終端値とは 2008 年の値を表し，変化分は 2008 年の値から1989 年の 値を差し引いた数字である．この変化分に推定係数を乗じた値が寄与度である．経済 成長率の推定係 数がマイナスであるのに寄与度がプラスになっているのは，変化分がマイナス，すなわち経済成長率が 1989 年より 2008 年のほうが低かったためである．寄与率がマイナスになっているのは女子就業率と男性失業率で，それぞれ寄与率は-43.5 ％ と-21.4 ％となっている．ところが，進学率の寄 与率が 51.6 ％で女 子就業率の影響をほぼ相殺し，経済成長率の寄与率が 13.4 ％で男性失業率の影響をほぼ相殺するため，これら４つの変数を総合すると寄与 率は 1 ％となってジニ係数 にほとんど
影 響 を 与 え て い ない と 言 う 結 果で あ る ．こ れら の ４ 変数 は 国内 の経 済 的･社 会的な 要 因である から， 国内要因 を総合的に見ればジニ係数にほと んど影響を与えなかったことになる．こ れ に 対しグロ ーバリゼ ーシ ョン の進行 を 反映する変数とし て採用し た中 国･日 本
輸 出 比 率 の 寄与率 は 95.7 ％ であ る． し たがっ て， 日本 の賃 金 格 差 由 来の 所得格 差 は
ほぼすべて中国から日本への輸出の増加による賃金低下圧力から生じたと結論できる．

３１

被 説明 変数の推定値の総変化分と実際のデータの総変化分は異なるのが普通である．したが って，被説明変数の総変化分とし て実際のデータを使った場合には若干 の乖離が生じる．表３の場合には実際のデータの総変化分値は 0.0291 で，推定値は0.0279 であったため，全説明変数の寄与率を合計しても 100 にならない．

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表３

説明変数の寄与度と寄与率

説明変数

初期値 終端値 変化分 寄与度 寄与比(％)
0.004
0.030
0.026
0.028
95.7
中国･日本輸出比率
0.363
0.553
0.190
0.015
51.6
進学率
0.556
0.618
0.062 -0.013
-43.5
女性就業率
0.046 -0.005 -0.051
0.004
13.4
経済成長率
0.022
0.041
0.019 -0.006
-21.4
男性失業率

グロ ーバ リ ゼーシ ョ ン ， 特に 中国貿 易が日 本の 所得格 差に与 えた 影響の重要 性 を寄与率 の よう な方 法で分析 した先行研究が存在しないため他の研究結果と 直接的な比 較はできないが，佐々木･桜(2004,p.21)が 1988 年から 2003 年の 16 年間を対象に東アジア
輸 入 比率 が 大卒 向 け 賃 金支払額比率に与えた影響の大きさ を寄与率で算出し ている．
その分析によれば東アジア輸入比率は大卒向け賃金支払額比率とプラスの関係があり，その寄与率は 10.8 ～ 12.7%程度とされている．この寄与率は大卒向け賃金支払額比率を対象とし，本稿での寄与率はジニ係数を対象としているため、これらの値を比較する
ことには問 題が ある ３ ２ ．しかし，あえて比較すれば本稿での 中国貿易のジニ係数に対する寄与率は，佐々木･桜(2004)の大卒向け賃金支払額比率に対する東アジア輸入比率の寄与率の 7.5 倍から 9 倍の大きさである．言い換えれば，本稿では日本の所得格差拡大

３２

大卒労働者は独占的労働市場で働き，それ以外の労働者は競争的労働市場で働く と 考 え る と 大卒賃金支払い額比率は図 ２ で は ( 1-KH/MR) に よ っ て表 さ れる ． グ ロ ーバ
リ ゼー シ ョ ン が 大卒労働者に対する需要を増加して，点 K を 真 下 に シ フ ト さ せる と すれば ジ ニ 係 数 は 増 加 する ． と こ ろ が， 大卒労働者数も同時に増加するとすれば点 K は左側にも シフ トするため ，ジニ 係数が増加するかどう かは不明となる．こ の分析からも明らかなように，大卒賃金支払い額比率を所得格差を表す指標と考えることには無理があると思われる．

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のほとんどは中国貿易の影響としているのに対して，佐々木･桜(2004)では中国を含む東アジア貿易は寄与率 10%強程度のマイナーな影響しか 与えていないとされている．どちらの 結論 が 現 実 により 近 いかを 現時点 で判 断 するのは困 難であり ，今後の 研究の結 果を待ちたい．

6

結語

本 稿で は ，グ ロ ーバ リ ゼ ーシ ョ ン が日 本の 賃金格差 由来 の所得 格差に 与え た影 響 を
実 証 的 に分 析 し た．隣 国と し て中 国が存 在 し てい たため日本がグロ ーバリ ゼーシ ョ ンから受 けた イン パ ク ト の 多 くは 中国と の貿 易か ら生 じて いる ． そこ で， 時系列デー タを 用 いて回 帰 分 析 を行う こと で，中 国との貿 易 が 日本 の賃金格 差由来の所得格差に 与えた影響を分析した．具体的には， 1965 年から 2010 年の期間を対象に，賃金所得から作成され たジ ニ 係 数を 被 説 明変数 とし ， 中国･ 日 本輸 出比率 ， 進学率， 女性就業率 ，高齢 男
性 労 働 比 率 ， 経 済 成 長 率 ， 男 性失 業率 ， 女性 失 業率 を 説明 変 数と し て 回帰 分 析を 行 った．経済成長率以外は統計的に有意となり，ジニ係数の経年的なばらつきをほぼ完全に説 明 できたが，バブル崩壊前後で構造変化が起こった可能性があったことと，賃金格差 が 拡 大 し た 期 間 が バ ブ ル 崩 壊 後 で あっ たこ と か ら ， バ ブ ル 崩壊 後 の期 間 1989 年～
2010 年の データに対 して回帰分析を行った．この回帰分析の結果，バブル崩壊後の期間で統計的に有意になったのは，中国･日本輸出比率，進学率，女性就業率，経済成
長率，男性失業率の５要因で，これらの説明変数によってバブル崩壊後のジニ係数のば ら つき の約 93 ％が 説明で きた．最後 に，こ れ ら の推定結果を 用いて ，５つ の 説明 変数 の 寄与 率 を算 出したと ころ，国内的要 因と言える進学率，女性就業率，経済成長率 ，
男性失 業率 の４要因 を統 合した寄与率はほぼゼロであった．したがって，国内的要因は全体 と しては 賃金格 差 由来の所得格差にほと んど影響を 与えてい なかったこと になる．
言い換えれば，中国･日 本輸出比率の寄与率はほぼ 100 ％で，バブル崩壊後の賃金格
差由 来 の 所 得 格 差拡大 はグローバリ ゼーシ ョ ンの進行で増加し た中国から日本への 輸- 29 -

出による賃金低下圧力が引き起こしたと結論できる．

【謝 辞 】
こ の 論 文 は 創 造 経 済 研 究 セ ン タ ー ･嘱 託 研 究 員の 研 究 成 果 の一 部 と し て 書 か れ た もの で あ る ． ま た， 回 帰 分 析 の 被説 明 変 数 で あ る ジ ニ 係 数 は 田辺 ･鈴 木 (2013)に 掲 載 されていたデータを利用させていただいたので，ここに謝意を表したい．

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