調 査・研 究

高卒と大卒の学歴間賃金格差は拡大したのか？

立教大学社会学部助教

豊永

耕平

〜要旨〜
本稿では、高卒と大卒との賃金格差が本当に拡大傾向にあるのかを追加検証した。賃金構造基本調査をみると、男女ともに 2000 年代以降には高卒と大卒の賃金格差が「拡大」しているようにみえるものの、労働者全体ではどのような変化が生じているのかは必ずしも明らかではなく、統計不正や調査
票変更などの調査方法の変化を反映した可能性も否定できなくなっていた。そこで就業構造基本調査（匿名データ）から労働者全体で追加検証した結果、年間収入からみた高卒と大卒の格差は 2000 年代
以降には確かに拡大していることが明らかになった。けれども、労働時間を考慮した時給賃金からみた場合にはそれほど大きな変化が生じていなかった。以上から、従業上の地位の変化も反映した労働
時間の変化によって年間収入からみた学歴間格差は拡大している可能性や、専門学校卒が高卒に含まれると学歴間賃金格差の大きさとそのトレンドを見誤ってしまうことを議論した。

1

学歴間賃金格差は本当に拡大したのか？

増大し、大卒学歴のリターンは上昇するという大学進学率は、1990 年には 24.6％（男性 33.4％、「スキル偏向型技術進歩」仮説も議論されてきた女性 15.2％）であったが、高等教育の抑制政策（Acemoglu ＆ Autor 2011）。それでは、高学歴が放棄された 1990 年代以降には急激に上昇し、化が進んだ 1990 年以降には学歴間賃金格差は日2019 年には 53.7％（男性 56.6％、女性 50.7％）に本でも変化しているのだろうか。

も達している（文部科学省 2019）。学歴が社会

図 1 には、厚生労働省が実施している「賃金経済的地位（職業・賃金など）にもたらす影響

構造基本調査」から学歴間賃金格差の推移を示

力は需要・供給の双方の関係性に依存する。そした 1）。ここでは、大学・大学院卒の平均賃金のため、急激な高学歴化は大卒労働者の供給過の推移を、高卒の平均賃金を 100 とした場合（黒剰につながり、従来よりも大卒学歴の価値を低太線）と、中卒も含めた高卒以下の平均賃金を下させる「学歴インフレ」を引き起こす可能性

100 とした場合（灰点線）について男女それぞれや（Wolbers et al. 2001）、むしろ高学歴化と並行で表している。これを確認すると、高卒や高卒して進展する技術進歩によって供給増加を上回

以下と比較した大学・大学院卒の相対的な平均る形で高スキル労働者（大卒労働者）の需要が賃金は高度成長期には高かったものの（1965 年）、

季刊

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2021 冬78

図 1 学歴間賃金格差の時代変化（賃金構造基本調査）
160
155
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145
140
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125
120
115
110
105
100
1965

1970

1975

1980

大学・大学院 v.s. 高卒（男性）
大学・大学院 v.s. 高卒（女性）

1985

1990

1995

2000

2005

2010

2015
（年）

大学・大学院 v.s. 中卒・高卒（男性）
大学・大学院 v.s. 中卒・高卒（女性）（出所）賃金構造基本調査

そ う し た 賃 金 格 差 は 1980 年 ま で に は 縮 小 し、含まれない。そのため、労働者全体でも本当に1990 年代後半までほぼ横ばいで安定的に推移し

学歴間賃金格差が拡大傾向にあるのかは必ずしていたことが読み取れる。しかしながら、2000も明らかではなく、あくまでも年間収入である年代以降には高卒や高卒以下と比較した学歴間ため、単に労働時間の変化を反映しているだけ

賃金格差は再び拡大傾向にあり、高学歴化によの可能性も否定できない。さらに賃金センサス

る大卒労働者の供給増加とは裏腹に、2015 年にでは専門学校卒は高卒に含まれるため、ここでは学歴間賃金格差はかなり高い水準まで「拡大」の「高卒」の意味合いが変化している可能性がしているようにみえる。

あることにも注意が必要である。

こうした賃金構造基本調査（賃金センサス）

注意すべき点の第二は、賃金センサスもまたから確認できる学歴間賃金格差の「拡大傾向」

統計不正が発覚した官庁統計の一つであることはしばしば言及されてきたものの（何・小林である。具体的には、調査員が事業所に出向い

2015 など）、賃金センサスからわかる学歴間賃て調査するべきところを少なくとも 2006 年に

金格差には以下のような注意を要する点がある。

は調査票の配布・回収のすべてを郵送法で実施

第一に、賃金センサスからわかるのは、① 5 人以していたことが報告されている（総務省 2019）。

上の事業所に勤務する「一般労働者」の、②労さらに、統計不正によるものではないものの、働時間を考慮しない年間収入でみた場合の、③2005 年には「パートタイム労働者」から「短時専門学校卒を含む高卒と大卒の格差であること間労働者」へと調査票の表現が変更されたため、である。
「一般労働者」は、同一事業所内部で相従来は「パートタイム労働者」と回答していた

対的に労働日数・労働時間が長い労働者を指し、層が「一般労働者」と回答してしまい、2005 年

短時間・パートタイム労働者や自営業者などは以降には一般労働者の賃金分布が大きく変化し

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季刊

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2021 冬調 査・研 究ていることも問題視されている（篠崎 2008）。

＆ Mori（2016）は、①自営業を除いた被雇用男

そのため 2000 年代以降に生じた「変化」が、統性の、②時給賃金でみた場合の、③専門学校卒

計不正や調査票変更などによる調査方法の変化を含んだ高卒と大卒の賃金格差にはやはり大きを反映しただけなのか、本当に「拡大」したのな変化が生じておらず、日本の場合には技術進

かは追加検証が必要である。

歩による大卒労働者に対する需要増大を満たす

そこで本稿では、総務省統計局が実施してい形で高学歴化が進んだために変化が生じなかっる「就業構造基本調査」（匿名データ）を用いてたことを議論している。

学歴間賃金格差が本当に拡大傾向にあるのかを

このように既存研究では、年間収入・時給賃明らかにする。既存研究では先述のような問題

金のいずれを、どのような期間・分析方法で検点がある中で、学歴間賃金格差は「拡大傾向」

証するかの違いもあって学歴間賃金格差の「変にあるという議論と（田中 2013、何・小林 2015化」に関する知見が一致していない。週あたりなど）、
それほど変化が生じていないという議論の労働時間の学歴間格差は拡大傾向にあること（Yamada ＆ Kawaguchi 2015、Kawaguchi ＆が知られているため（黒田 2009）、時給賃金かMori 2016 など）が混在して蓄積されており、学らみた場合はそれほど大きな変化が生じていな

歴間賃金格差の変化に関する知見が一致してこ

い一方で、年間収入からみた場合には「拡大」なかった。例えば賃金センサスを集計した何・している可能性があるものの、あくまでも賃金

小林（2015）は、①一般労働者の、②年間収入

センサスは「一般労働者」というセレクティブ

でみた場合の、③専門学校卒を含んだ高卒と大な集団が分析対象になるため、労働者全体では卒の格差は 1981 年から 2013 年にかけて全体的

学歴間賃金格差がどのように変化しているのかに拡大傾向にあり、高年齢層では縮小傾向にあは必ずしも明らかではない。さらに専門学校卒

るものの、特に中・若年層ほど拡大しているこが高卒に含まれることで学歴間格差が過大またとを明らかにしている。

は過小に評価されてしまう可能性も十分には議けれども賃金センサスの個票データを分析

論されていないため、本稿では、年間収入・時した Kambayashi et al.（2008）は、ミンサー型賃給賃金の学歴間格差とその変化を「就業構造基

金関数からわかる中卒と大卒の時給賃金格差

本調査」から男女それぞれについて追加検証しは 1989 年 と 比 べ て 2003 年 に は 男 女 と も に 縮ていく。

小傾向にあることを報告している。その一方で2同様に賃金センサスの個票データを分析した分析に使用する変数の設定

Yamada ＆ Kawaguchi（2015） は、学 歴 別 に分析に使用するデータは、総務省統計局が実

男性の賃金プロファイルを 1991 年・2000 年・

施した「就業構造基本調査」の匿名データであ2008 年の 3 時点間で比較すると、専門学校卒る。1956 年から 1982 年まではおおむね 3 年ごを含んだ高卒と大卒の時給賃金格差には大きなと、それ以後には 5 年ごとに実施されている基変化が生じていないことを指摘しており、同様

幹統計調査であり、層化二段無作為抽出法によっの賃金センサスを用いた分析結果であっても知て日本全国から世帯が抽出され、その世帯に居見が一致していない。こうした中で労働力調査

住する 15 歳以上の世帯員すべてが調査されてい（1986 年 〜 2008 年 ） か ら 追 試 し た Kawaguchi

る。本稿の目的は、賃金センサスから確認でき

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2021 冬80

る 1990 年代後半から 2000 年代にかけての学歴

有業者を予測する二項プロビット分析から逆ミ

間賃金格差の「拡大」を追加検証することにあルズ比を作成して統制することでセレクション

るため 20 歳〜 69 歳までのすべての有職男女をバイアスに対処する。二項プロビット分析では分析対象とし、1997 年調査と 2007 年調査の「変学歴・年齢 3）・婚姻状態・末子年齢を分析に使化」を検証する。分析に使用する変数の記述統用した。
本稿の焦点は、1997 年調査と 2007 年調査を

計量を表 1 に示した。なお、すべての分析は集比較して学歴が年間収入・時給賃金にもたらす計乗率を用いた重み付けを行っている。
本稿の関心となる従属変数は年間収入・時給影響が本当に変化しているのかを検証すること

賃金の 2 つである。本人が仕事から得る 1 年間にある。まず、年齢（とその 2 乗項）および逆ミの収入について各カテゴリの中央値を取って連ルズ比のみを統制したモデルから、学歴が年間続変数とし、2015 年価格に実質化した上で対数収入にもたらす全体的な影響が本当に「拡大」

2）

変換して用いる 。就業構造基本調査では、有業しているのかを追加検証する。以上を踏まえて者全員に年間収入を訊いているものの、労働日（と勤続年数（とその 2 乗項）・労働経験年数 4）

数・労働時間は「規則的な働き方」をしている

その 2 乗項）・逆ミルズ比を統制したミンサー型

有業者だけに調査されている。そのため、後述

賃金関数から、学歴が時給賃金にもたらす影響するように有業者および規則的な働き方をする

力とその変化を検証し、労働時間などを考慮し

表1

分析に使用する変数の記述統計量
1997 年

年間収入
時給賃金
学歴
中学
高校（専門学校含む）
高校
専門学校
短大・高専
大学・大学院
勤続年数
労働経験年数
年齢
有業
有業（規則的）
婚姻状態
配偶者なし
配偶者あり
末子年齢
子どもなし
末子 6 歳未満
末子 6-14 歳
末子 15 歳以上

2007 年

男性
有効度数
平均値
259,024506.135
245,361
0.352

女性
有効度数
平均値
171,727228.513
155,499
0.221

男性
有効度数
平均値
222,251472.178
209,747
0.322

女性
有効度数
平均値
175,346221.341
160,0900.225

298,219298,219298,219298,219298,219298,219
264,248
294,925
294,925
294,925
294,925

0.067
0.225
14.83125.40743.9560.901
0.858

312,871
312,871
312,871
312,871
312,871
312,871
196,435
312,923
312,923
312,923
312,923

0.181
0.067
9.879
26.21044.3310.613
0.548

262,815
262,815
262,815
262,815
262,815
262,815
220,713
261,588261,588261,588261,588

0.150
0.555
0.467
0.088
0.031
0.264
14.52426.25845.3350.868
0.831

277,075
277,075
277,075
277,075
277,075
277,075
173,983
278,099
278,099
312,923
278,099

0.138
0.606
0.477
0.153
0.153
0.104
9.567
26.95345.6330.613
0.577

294,811294,811

0.272
0.728

312,853
312,853

0.274
0.726

260,401
260,401

0.294
0.707

276,989
276,989

0.284
0.716

294,925
294,925
294,925
294,925

0.418
0.139
0.120
0.324

312,923
312,923
312,923
312,923

0.426
0.141
0.127
0.306

261,399
261,399
261,399
261,399

0.444
0.123
0.107
0.325

277,934
277,934
277,934
277,934

0.461
0.124
0.114
0.301

個人金融

2021 冬

0.227
0.481

0.231
0.521

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季刊

調 査・研 究ても「拡大」しているのかを明らかにする。基がもたらす影響とその変化を概観しておこう。

本的には賃金センサスや既存研究と同様に専門

表 2 には、有業者を予測する二項プロビット回学校卒を高卒に含めて「変化」を追加検証する

帰分析の結果を示した 5）。1997 年と 2007 年①

ものの、就業構造基本調査は 2007 年調査から専を比較することで専門学校卒を含む高卒と大卒門学校が学歴として調査されている。そのため、学歴の格差の「変化」を追加検証し、2007 年①

専門学校卒が高卒に含まれる場合とそうではなと 2007 年②を比較することで専門学校卒が高卒い場合ではどのようなバイアスが生じるのかもに含まれることで高卒と大卒との学歴間賃金格検証する。

差にどのようなバイアスが生じているのかを確
認する。

3

分析結果

表 2 に示した分析結果をみると、常識的な結（1）学歴が就業にもたらす影響力は変わったか？

果ではあるものの、男女ともに学歴は就業を大

それでは学歴間賃金格差には変化が生じていきく左右しており、専門学校卒を含む高卒と比るのだろうか。年間収入・時給賃金についての

べて中卒者ほど無業になりやすく、大卒者ほど分析に入る前に、就業（セレクション）に学歴

有業者になりやすいことがわかる。こうした学

表2

就業に対する学歴効果とその変化（二項プロビット分析）
2007 年②1997 年

女性2007 年①-0.017 *（0.008）-0.248 ***（0.010）0.133 ***
（0.029）0.162 ***
（0.011）-0.255 ***（0.012）0.147 ***
（0.019）0.156 ***
（0.029）0.184 ***
（0.011）-0.034 ***（0.008）0.038 **
（0.013）-0.028 **（0.009）0.071 ***
（0.012）-0.218 ***（0.010）0.183 ***
（0.011）0.014（0.010）0.114 ***
（0.012）-0.045 ***（0.000）-0.039 ***（0.000）-0.039 ***（0.000）-0.021 ***（0.000）-0.025 ***（0.000）-0.024 ***（0.000）0.865 ***
（0.012）0.752 ***
（0.012）0.754 ***
（0.012）-0.396 ***（0.008）-0.328 ***（0.008）-0.327 ***（0.009）0.139 ***
0.301 ***
0.299 ***
-0.687 ***-0.724 ***（0.018）（0.022）（0.022）（0.010）（0.012）末子 6-14 歳
0.333 ***
0.521 ***
0.521 ***
0.146 ***
0.117 ***
（0.019）（0.022）（0.022）（0.010）（0.012）
末子 15 歳以上
0.024 *
-0.002-0.0030.274 ***
0.200 ***
（0.010）（0.010）（0.010）（0.007）（0.008）
切片
2.839 ***
2.493 ***
2.451 ***
1.536 ***
1.778 ***
（0.023）（0.024）（0.025）（0.015）（0.017）
McFadden 擬似決定係数
0.168
0.160
0.160
0.088
0.097
N
294925261588261588312923278099（注）1）括弧内は標準誤差。***: p<0.001, **: p<0.01, *: p<0.05
2）多重代入法による欠損値補正を行った。代入回数は 30 回、分析で使用する変数すべてで予測した。

-0.727 ***（0.012）0.116 ***
（0.012）0.201 ***
（0.008）1.707 ***
（0.018）0.099
278099

学歴（基準：高校）
中学
専門学校
短大・高専
大学・大学院

年齢
婚姻状態（基準：配偶者なし）
配偶者あり
末子年齢（基準：子どもなし）
末子 6 歳未満

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2021 冬1997 年

男性
2007 年①-0.153 ***（0.010）-0.273 ***（0.012）-0.056 ***（0.019）0.146 ***
（0.013）82

2007 年②歴間の就業格差を 1997 年と 2007 年①で比較す卒が高卒に含まれると就業面での学歴間格差がると、男女ともに専門学校卒を含む高卒と大卒

過小評価されてしまうことがわかる。専門学校と格差は拡大傾向にあり（男性：0.146 → 0.162

卒は 2007 年と比べれば 1997 年では少ないため、／女性：0.038 → 0.071）、中卒との格差をみてもこうしたバイアスは 1997 年の方が小さい（だろ拡大傾向にある（男性：-0.153 → -0.273 ／女性：

う）ことも踏まえれば、専門学校卒を考慮して-0.017 → -0.248）。男女ともに就業についての学も就業面での高卒と大卒との格差は拡大傾向に

歴間格差は 2000 年代以降には拡大傾向にあるこあると推測される。

とが明らかになった。

（2）学歴が年間収入にもたらす影響力は変けれども先述したように、ここでは「高卒」に専門学校卒が含まれるため、2000 年代以降にわったか？

専門学校卒が増えることで「高卒」の意味合い

それでは、こうしたセレクション要因を考慮が変化し、学歴間格差が「変化」しているようしても学歴間賃金格差は本当に拡大傾向にあるにみえるのかもしれない。そこで「高卒」からのだろうか。年間収入に対する全体的な学歴効専門学校卒を抜き出した 2007 年②の分析結果を果とその変化についての結果を示した表 3 をみみると、当然ではあるものの、男女ともに高卒

ると、1997 年時点では専門学校卒を含む高卒とと専門学校卒の格差は大きく、高卒と比べて専比べて中卒男性は 19.5％（1－e-0.217）ほど、中門学校卒は就業しやすいことが確認できる。そ卒女性は 19.6％（1－e-0.218）ほど年間収入が低のため、2007 年②では男女ともに高卒と大卒くなりやすい一方で、大卒男性の場合は 24.5％の就業面での格差は大きくなっており（男性：（e0.219－1）ほど、大卒女性では 61.1％（e0.477 －1）

0.162 → 0.184 ／女性：0.071 → 0.114）、専門学校

ほど年間収入が高くなりやすく、高卒と大卒と

表3
学歴（基準：高校）
中学
専門学校
短大・高専
大学・大学院

年間収入に対する学歴効果とその変化（OLS 回帰分析）
1997 年

男性
2007 年①-0.217 ***（0.004）-0.123 ***（0.009）0.073 ***
（0.005）0.219 ***
（0.003）0.111 ***
（0.013）0.276 ***
（0.005）2007 年②1997 年

女性2007 年①-0.129 ***（0.009）-0.052 ***（0.007）0.099 ***
（0.013）0.267 ***
（0.005）-0.218 ***（0.007）-0.147 ***（0.010）0.247 ***
（0.007）0.477 ***
（0.010）0.166 ***
（0.008）0.462 ***
（0.009）

年齢

0.133 ***
0.139 ***
0.139 ***
0.014 ***
0.025 ***
（0.001）（0.002）（0.002）（0.001）（0.001）
年齢 2 乗項-0.137 ***-0.144 ***-0.144 ***-0.013 ***-0.030 ***（0.000）（0.000）（0.000）（0.000）（0.000）
逆ミルズ比-1.015 ***-1.074 ***-1.070 ***-0.682 ***-0.755 ***（0.018）（0.035）（0.034）（0.015）（0.017）切片
3.237 ***
2.998 ***
3.017 ***
5.057 ***
4.884 ***
（0.018）（0.032）（0.032）（0.023）（0.029）自由度調整済み決定係数
0.278
0.207
0.208
0.098
0.118
N
264495224716
196593
176740（注）1）括弧内は標準誤差。2 乗項は係数を 100 倍にして表示した。***: p<0.001, **: p<0.01, *: p<0.05
2）多重代入法による欠損値補正を行った。代入回数は 30 回、分析で使用する変数すべてで予測した。

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2007 年②-0.103 ***（0.010）0.205 ***
（0.008）0.224 ***
（0.008）0.523 ***
（0.009）0.027 ***
（0.001）-0.030 ***（0.000）-0.752 ***（0.016）4.782 ***
（0.028）
0.130

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2021 冬調 査・研 究の格差は女性の方が大きいことがわかる。こ差は変化しているのだろうか。時給賃金でみた

うした年間収入でみた学歴間格差を 1997 年と学歴間格差とその変化も表 4 から確認してみる

2007 年①で比べると、専門学校卒を含む高卒とと、1997 年時点では専門学校卒を含む高卒と比大卒の格差は女性の場合はそれほど大きな変化

較して大卒男性は 37.5％（e0.319－1）ほど、大卒が生じておらず（61.1％→ 58.6％）、むしろわず

女性では 67.3％（e0.515－1）ほど時給賃金が高くかに縮小傾向にあるものの、確かに男性の場合なりやすいことがわかる。こうした時給賃金でには拡大傾向にある（24.5％→ 31.8％）。就業構

みた学歴間格差を 1997 年と 2007 年①で比べる

造基本調査から労働者全体で追加検証しても、と、男性の場合には専門学校卒を含む高卒と大男性の場合には年間収入でみた高卒と大卒の格卒との格差にはそれほど大きな変化が生じてい差が拡大傾向にあることが明らかになった。

ない（37.5％→ 39.4％）。女性の場合には縮小している（67.3％→ 57.5％）。

こうした結果は、賃金センサスから年間収入を検討した既存研究とも整合的であるもののこうした結果は、時給賃金でみた学歴間格差（何・小林 2015 など）、先述のように単に「高卒」とその変化を検討した既存研究とも整合的でに専門学校卒が増えることで「変化」が生じてあ る（Kambayashi et al. 2008、Kawaguchi ＆いるのかもしれない。そこで 2007 年②の結果もMori 2016 など）。専門学校卒を「高卒」から抜確認すると、高卒と比較して専門学校卒の男性

き出した 2007 年②も確認すると、年間収入の場

は 5.1％（1－e-0.052）ほど年間収入が低いものの、合と同様に高卒と比較して専門学校卒の男性は専門学校卒の女性は 22.7％（e0.205－1）ほど年間6.4％（1－e-0.066）ほど時給賃金が低い傾向にある

収入が高い傾向にあり、高卒と専門学校卒の格一方で、専門学校卒の女性は 21.0％（e0.190 －1）

差は女性の方が大きいことが確認できる。そのほど時給賃金が高い傾向にあることがわかる。

ため年間収入からみた高卒と大卒の格差は、男そのため 2007 年①と 2007 年②を比較すると、性の場合はそれほど大きなバイアスが生じてい時給賃金からみた高卒と大卒の格差の場合にも、ないものの（31.8％→ 30.6％）、女性の場合には

男性ではそれほど大きなバイアスが生じていな

学歴間格差が過小評価されていたことがわかる

いものの（39.4％→ 37.4％）、女性の場合には学歴（58.6％→ 68.7％）。専門学校卒が増加したこと間格差が過小評価されていたといえる（57.5％

によるバイアスは男性ではそこまで深刻ではな→ 67.5％）。1997 年と 2007 年②を比較すると、いため、年間収入でみた高卒と大卒との格差が男女ともに時給賃金でみた学歴間格差にはほと労働者全体でも拡大していることは確かである

んど変化が生じていないことも踏まえれば（男といえるものの、そうした拡大傾向は、女性の性：37.5 ％ → 37.4 ％ ／ 女 性：67.3 ％ → 67.5 ％）、

場合には専門学校卒が「高卒」の中に増えるこ

時給賃金でみた場合は高卒と大卒の格差にはそとで打ち消されてしまい、格差が縮小している

れほど大きな変化が生じていないものの、専門ようにみえるのだと推測される。

学校卒が「高卒」に増えることで男性の場合にはわずかに「拡大」しているように、女性の場（3）学歴が時給賃金にもたらす影響力は変合には「縮小」しているようにみえてしまうのわったか？

だと推測される。

それでは労働時間を考慮しても学歴間賃金格

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2021 冬84

表4
学歴（基準：高校）
中学

時給賃金に対する学歴効果とその変化（ミンサー型賃金関数）
1997 年

男性
2007 年①-0.199 ***（0.005）-0.138 ***（0.007）2007 年②1997 年

女性2007 年①-0.146 ***（0.007）-0.066 ***（0.007）0.110 ***
（0.011）0.318 ***
（0.004）0.024 ***
（0.001）-0.029 ***（0.000）0.032 ***
（0.001）-0.046 ***（0.000）-0.598 ***（0.017）-1.998 ***（0.007）0.206-0.221 ***（0.007）-0.176 ***（0.011）

2007 年②-0.139 ***（0.011）
専門学校
0.190 ***
（0.007）
短大・高専
0.108 ***
0.125 ***
0.254 ***
0.191 ***
0.248 ***
（0.006）（0.010）（0.006）（0.007）（0.007）
大学・大学院
0.319 ***
0.332 ***
0.515 ***
0.454 ***
0.516 ***
（0.004）（0.004）（0.008）（0.008）（0.008）
勤続年数
0.029 ***
0.025 ***
0.033 ***
0.024 ***
0.024 ***
（0.001）（0.001）（0.001）（0.001）（0.001）
勤続年数 2 乗項-0.039 ***-0.030 ***-0.066 ***-0.062 ***-0.062 ***（0.000）（0.000）（0.000）（0.000）（0.000）
労働経験年数0.040 ***
0.032 ***
0.008 ***
0.016 ***
0.017 ***
（0.001）（0.001）（0.001）（0.001）（0.001）
労働経験年数 2 乗項
-0.060 ***-0.046 ***-0.019 ***-0.037 ***-0.036 ***（0.000）（0.000）（0.000）（0.000）（0.000）逆ミルズ比-0.506 ***-0.601 ***-0.208 ***-0.009-0.011（0.015）（0.017）（0.013）（0.014）（0.014）切片-2.006 ***-2.016 ***-2.045 ***-2.112 ***-2.183 ***（0.005）（0.007）（0.007）（0.008）（0.009）自由度調整済み決定係数
0.267
0.207
0.120
0.089
0.096
N
250638213265175030162641（注）1）括弧内は標準誤差。2 乗項は係数を 100 倍にして表示した。***: p<0.001, **: p<0.01, *: p<0.05
2）多重代入法による欠損値補正を行った。代入回数は 30 回、分析で使用する変数すべてで予測した。

4

結論と考察

門学校卒を含む高卒と大卒の格差は確かに拡大

本稿では、総務省統計局が実施している「就傾向にあることが明らかになった。「高卒」に専

業構造基本調査」（匿名データ）を用いて学歴間門学校卒が増えることで「変化」が生じている

賃金格差が 2000 年代以降に本当に拡大傾向にあようにみえるだけの可能性もあるが、高卒と比るのかを検証してきた。賃金センサスを確認す

較して専門学校卒の男性は年間収入がわずかにると、男女ともに 2000 年代以降には学歴間賃金

低いものの、専門学校卒の女性は年間収入が高格差が「拡大」しているようにみえるものの、い傾向にあり、特に高卒と専門学校卒の格差は労働者全体ではどのような変化が生じているの女性ほど大きかった。このことは専門学校卒がかは必ずしも明らかではなく、統計不正や調査

高卒に含まれてしまうと、男性ではわずかに過票変更などによる調査方法の変化を反映してい大に、女性では過小に学歴間格差が評価される

るだけの可能性も否定できない問題があった。

ことを示唆している。けれども、そうした専門

賃金センサスのように専門学校卒が高卒に含ま学校卒が「高卒」に増加するバイアスは男性のれる場合にはどのようなバイアスが生じるのか

場合にはそこまで深刻ではないため、年間収入も含めて検証した結果、以下のようなことが明からみた高卒と大卒の格差が労働者全体でも拡らかになった。

大傾向にあることは確かであるといえる。こう

第一に、就業構造基本調査から労働者全体でした拡大傾向は女性でも生じているものの、専追加検証しても、年間収入からみた場合には専門学校卒が「高卒」に増えることで学歴間格差
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2021 冬調 査・研 究が安定・縮小しているようにみえるのだと推測

ただし、高学歴化・技術進歩がもたらした影される。

響や、専門学校卒が「高卒」に増加するバイア

第二に、時給賃金からみた場合には専門学校

スは労働者の年齢段階によって異なっていると卒を含む高卒と大卒の格差にはそれほど大きな推測される。本稿が検証した「全体的なトレンド」

変化が生じていないことが明らかになった。年を踏まえて後続研究は、2010 年代以降の変化も

間収入の場合と同様に高卒と比較して専門学校

含めて学歴間賃金格差とその変化をより精緻に卒の男性は時給賃金がわずかに低くなりやすい

議論していく必要があるだろう。

ものの、専門学校卒の女性は時給賃金も高い傾【付記】向にあり、時給賃金からみても高卒と専門学校卒の格差は女性ほど大きかった。そのため、専本稿の分析は、統計法に基づいて独立行政法人

門学校卒が「高卒」に増加するバイアスは女性

統計センターから『就業構造基本調査』（総務省）

ほど深刻になりやすく、時給賃金からみた場合に関する匿名データの提供を受け、独自に作成・には男女ともに高卒と大卒の格差には労働者全加工した統計を使用しています。また本稿には、体でもそれほど大きな変化が生じていない一方

佐藤香先生（東京大学）
・須藤康介先生（明星大学）
・で、専門学校卒が「高卒」に増えることで女性

小川和孝先生（東北大学）
・打越文弥さん（プリの場合には「縮小」しているかのようにみえて

ンストン大学）から有益な助言を受けました。記

しまうことが示唆された。

して感謝申し上げます。

このように就業構造基本調査から労働者全体で追加検証しても、年間収入からみた高卒と大【注】卒との格差は拡大傾向にあるのに対して、労働

1）ここの賃金は「決まって支給する現金給与額」

時間を考慮した時給賃金からみた場合にはそれを 12 倍し（12 ヶ月分）
、それに「年間賞与その他

ほど大きな変化が生じていない。既存研究では特別給与額」を合算して用いた。

年間収入・時給賃金のいずれを検証するかによっ

2）2007 年調査では 1997 年調査と年間収入・年間て「変化」についての知見が一致してこなかっ

就業日数・週間就業時間のカテゴリが異なっていたものの、労働時間の学歴間格差は拡大ぎみにる部分があるため、分析結果の解釈を容易にする

推移していることが知られている（黒田 2009）。

ために 1997 年調査のカテゴリに揃えて用いた。

そのため、時給賃金でみると学歴間格差はそれ

また、年間収入・時給賃金は各調査年における上ほど変化していないという結果が得られる一方

位 1％と下位 1％は外れ値として除外した。ただし、で、労働時間の学歴間格差も反映した年間収入

こうした処理をしない場合にも本稿の結果は変わでみると高卒と大卒との格差は拡大傾向にあるらなかった。

という結果が得られるのだと考えられる。また

3）匿名データでは年齢については 5 歳きざみのカ

専門学校卒が「高卒」に含まれるバイアスは男テゴリでしか検討できないため、ここでは各カテ

性ではそれほど深刻ではないものの、女性の場

ゴリの中央値を取って連続変数として使用する。

合には高卒と大卒の格差が過小評価されてしま

4）労働経験年数は連続変数化した年齢から教育年

うため、専門学校卒に注意して議論を進める必

数を引くことで求めた。

要があるといえる。

5）労働日数・労働時間は「規則的な働き方をして

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2021 冬86

いる有業者」にだけ調査されているため、時給賃

実務上の諸問題を中心として』総務省行政評価局

金についての分析ではそうした有業者を予測する

田中康秀（2013）「我が国における学歴間賃金格差

プロビット分析から逆ミルズ比を別途作成した。

の変化について：再論」『国民経済雑誌』208（2）、ただし、分析結果は変わらないため、ここでは「有pp.1-15業者」を予測するプロビット分析の結果を示した。

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1991 年東京都生まれ。一橋大学社会学部卒業。東京大学大学院教育学研究科比較教育社会学コース博士課程単位取得退学。攻玉社中学校・高等学校英語科講師・日本
学術振興会特別研究員 DC2（2018 〜 2019 年度）を経て、2020 年 4 月より現職。
【専門】
教育社会学・社会階層論【主な論文】「高等教育の大衆化と大学進学の不平等：社会階層・学業達成がもたらす影響力とその変化」（単著・査読付）『年
報社会学論集』33: 61 - 72、2020 年「高学歴化・経済変動と学歴：上層ホワイトカラー入職に対する学歴効果の変容」（単著・査読付）『教育社会学
研究』103: 47 - 68、2018 年「出身大学の学校歴と専攻分野が初職に与える影響の男
女比較分析 : 学校歴効果の限定性と専攻間トラッキング」（単著・査読付）『社会学評論』69（2）: 162 - 178、2018 年「小学校英語教育の効果に関する研究：先行研究の問題
点と実証分析の可能性」（共著・査読付）『教育学研究』
84（2）: 215 - 227、2017 年

か？：1976-2006 年タイムユーズ・サーベイを用いた労働時間・余暇時間の計測」ISS Discussion
Paper Series J-174
文 部 科 学 省（2019）『学校基本調査』（http://
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