ジェンダー研究第 23 号

2020 年

投稿論文

幼稚園教諭賃金の地域格差に見る少子化時代の女性活躍推進のジレンマ― 保育者の労働環境におけるジェンダー不平等の実証分析
小林佳美（お茶の水女子大学大学院）

本稿では、少子化対策の枠組みで進められた女性活躍推進が、幼稚園教諭の賃金にどのような影響を与えたのかを定量的に明らかにすることを目的に、1980 年から 35 年
間、8 時点の都道府県別平均賃金データを活用した実証分析を行った。女性一般労働者に比べた幼稚園教諭の賃金水準は「男女雇用機会均等法」制定前夜の 1980 年代前半
から、平均以下となり 2015 年に至るが、人口が少なく、もともと 3 歳未満児就園率の高い地域で低くなる傾向が明らかになった。さらに、2005 年以降の幼稚園教諭の賃金水準は、女性が出産を経て就業を継続し、キャリアを重ねる傾向を強めている都道府
県ほど低くなることが、マルチレベル分析の結果から観察され、女性活躍推進により生成されたジェンダー内格差の内側で、幼児教育の領域にも不平等が生み出されていたことが示唆された。

キーワード
幼稚園教諭、賃金、女性活躍推進、ジェンダー不平等、マルチレベル分析

Ⅰ．問題と目的1990 年代後半以降、欧州連合（EU）や経Early Childhood Education and Care）の質を

済協力開発機構（OECD）等の国際機関は保障する上での保育者の労働条件の重要性相次いで、乳幼児期の教育とケア（ECEC:を提言してきた 。この背景に、少子高齢化

1

1

欧州連合（1993 年までは欧州共同体）は European Commission Network on Childcare による “Quality
Targets in Services for Young Children: Proposals for a Ten Year Action Programme”（1996）で、加盟各国が保育の質を保障する上での今後 10 年間の目標として、学校教員と同等の保育者賃金、適切な養成と現職研修の必要性を挙げた。また経済開発協力機構（OECD）は加盟各国の ECEC サービスの整備状況や政DOI：10.24567/00063803

207

幼稚園教諭賃金の地域格差に見る少子化時代の女性活躍推進のジレンマに対応するための女性労働力の拡大に伴う主体制限の撤廃や、2003 年の公立保育所運保育・幼児教育の量的な増大と、人的投資

営費の一般財源化に象徴される保育制度改のみならず、子どもの権利の視点から、質

革により、私立保育所の施設数や開所時間改善への関心が高まったことがある（泉ほ等、両立支援のための量的拡大は進んだもか 2008; 一見 2016）。それ以降、「多くの国のの、そこで働く保育士の賃金水準は低下

で、幼児教育・保育を国家の責任で強化すしたことが報告されてきた（義基 2009; 蓑る政策（すべての子どもを視座に入れた保輪 2016; 小林 2019）。一方、保育所／幼稚

育のユニバーサル化をすすめる策）がとら

園の利用選択は主に母親の就労状況によっれてきている」（泉 2017: 20）。

て規定されるため、少子化進行下における一方、同時期の日本においても、「少子化

女性の就労拡大は、幼稚園と保育所の利用対策という政策フレームの登場と、いわゆ

ニーズのバランスに影響を与えるものと推る女性の就業継続の実現を目指す多様で柔察されるが 、近隣職種の幼稚園教諭賃金に軟な保育サービスの拡充方針」（萩原 2011:

関しては未だ研究の余地が残されている領

47）のもと、「働く母親を支援することで、域であると考えられる。そこで本稿では、

労働力不足と少子化問題を同時に解決す私立幼稚園教諭（以下、幼稚園教諭とする）ることが企図されるようになった」（三浦の賃金に着目し、女性全般の就労環境が大2015: 53）点では、国際的な潮流と重なる。

きく変化した 1980 年以降の平均賃金の変

しかし、日本の少子化対策の本質は、「最小動と、その規定における女性の労働環境ののコストで最良最大のサービスを」（2001

変化との関連を計量分析によって解明する

年 7 月 6 日閣議決定）という政府方針のもこととする。

2とで女性労働力の拡大を目指した点にあっその目的は、戦後一貫して就業者の 9 割たと言われている（近藤 2016）。そのため、以上を女性が占め 、ジェンダー化された職保育制度については 2000 年の保育所設置業と言える幼稚園教諭の賃金水準は、当該

3

策課題をテーマとする初の国際調査報告書である “Starting Strong: Early Childhood Education and Care”（OECD 2001）で保育者の公正な労働条件の必要性を加盟各国の政策課題に挙げ、続く Starting Strong
Ⅱ（OECD 2006）、Ⅲ（OECD 2012）ではさらに、子どもとのかかわりの質に影響を及ぼすため、保育者の賃金を保証することの必要性を提言している。
2

幼稚園は学校教育法第 26 条の規定により満 3 歳からの入園を基本としており、1 日の教育課程に係る教育時間は、幼稚園教育要領で 4 時間が標準とされている。一方、保育所は児童福祉法第 39 条によって「保育を必要とする」（2015 年改定まで「保育に欠ける」）乳幼児に対する保育を目的とする施設と規定されている。そのため、戦後の幼保二元体制のもとでは「とりわけ母親の就労状況によって、幼稚園の対象となる幼児と保育所の対象となる乳幼児が分けられることになった」（松島 2015: 432）ため、子ども数の減少と、就学前の子どもを育てる女性の就労拡大は幼稚園の量的ニーズの縮小につながる可能性があると考えられる。

3208『学校基本調査』（文部科学省）によると、1980-2015 年の幼稚園本務教員の全体人数に占める女性教員の割合は 93.8 ％である。この女性比率は 1966 年から 1985 年の 20 年間においても 93.9 ％、1948 年から
1965 年も 92.3 ％と戦後から変化が少ない値と言える。

ジェンダー研究第 23 号

2020 年

地域の女性労働者賃金、及び働き方の変化

府県ごとの変動を確認する。これらを踏まに影響を受けるものと推察される。そのたえ、都道府県別幼稚園教諭賃金の規定要因

め、1980 年代後半からの女性労働力の拡を、女性の就労状況の時点間変動と地域差

大に伴う女性平均賃金の漸増と、男女賃金を手がかりにしたマルチレベル分析によっ格差の縮小 （川口 2010）は、女性比率のて検証し、結果から得られる考察を示すこ高い職種の賃金を押し上げて然るべきであ

ととする。

4

る。しかし、新自由主義的に推進された男
女共同参画施策は、男女平等化の先頭に立Ⅱ．先行研究と分析視角の焦点化

ちキャリアを追求できる女性と、従来通り

1．保育職の賃金水準における前提としての性別分業イデオロギーの中で、より不利のジェンダー不平等な立場に追い詰められる女性とのジェン「保育者の給与（公定価格）は他の職種にダー内格差を生み出したことが指摘されて比べて非常に低く抑えられており、保育現

きた（橘木 2006; 文 2012; 三浦 2015; 上野

場の保育労働環境はきわめて過酷である」

2017）。こうした時代背景の中で、幼稚園教（泉 2017: 373）と指摘されながら、日本に諭もまた、ジェンダー内階層化の弱者の側おける賃金そのものの分析は、保育士を対に立たされてきたことを明らかにすること象としたものが多かった 。その理由の一つは、今後の幼児教育・保育政策の在り方をとして、保育所の「人件費は公的に定めら展望する上で重要な課題であると言える。

れた保育単価に依存する」（小林 2019: 15）

そこで、以下ではまず、幼稚園教諭賃金形態であったのに対して、幼稚園は利用家がジェンダー不平等の影響を受けて規定さ庭との直接契約を原則としているという、れてきたことを先行研究から明らかにした園の帰属収入における公共性の違いにも上で、1980 年から 2015 年の幼稚園教諭賃あったと思われる。ただし、幼稚園教諭の金及び賃金水準と、女性の就労環境の都道

ジェンダー・バランスが女性に偏っている

5

4

賃金格差が緩やかに縮小している背景について川口章（2010）は、「一般労働者も短時間労働者もかな
りのペースで賃金格差が縮小しているが、一般労働者と短時間労働者を合わせた全労働者で見ると、
男女賃金格差の縮小ペースは非常に遅い」（川口 2010: 338）ことを指摘している。
「その理由は、女性の短時間労働者の増加が、男性の短時間労働者の増加と比べてかなり大きかったからである」（川口2010: 337）。関連して、1990 年代のバブル経済崩壊後の女性労働者の拡大分は非正規労働者が多くを占め、不安定雇用と正規雇用の女性対女性間での格差が進展した時期であることも指摘されてきた（橘木 2006; 文 2012; 三浦 2015）。

5「保育士賃金の調査・研究は 1950 年代から積み重ねられており、その低賃金実態が保育運動や労働運動によって問題提起されてきた」（小林 2019: 7）。特に 1990 年代後半から本格化する地方分権化と地方
自治体の財政難を背景に計量研究が本格化し、例えば、女性労働力拡大を支えるための家庭外の保育の担い手を効率的に確保する必要性を強調する立場で、公立／私立、認可／認可外といった運営主体
や雇用形態別の賃金プロファイル分析を行った清水谷・野口（2004, 2005）の研究や、公的統計を活用した時系列分析により、2000 年以降の賃金水準の低下状況を分析し、保育の質保障の一部としてその水準の回復の必要性を指摘する研究（蓑輪 2016; 小林 2019）等が蓄積されてきた。

209

幼稚園教諭賃金の地域格差に見る少子化時代の女性活躍推進のジレンマ

ことによる社会的地位と低賃金との関連かる」（野呂 2009: 190）との考察がなされた。

らのアプローチでは、これまでにも研究のさらに、調査で得られた各職業の平均階層蓄積が見られる。

点と、『賃金構造基本統計調査』（2008）の一つは史実からの検証で、遡ること 1890

所定内給与額の順位が正に相関することか（明治 23）年公布の第二次小学校令においら、社会的地位と給与の関連性が結論付けて、初めて幼稚園教諭の資格が規定されたられている。

際、「幼稚園保姆は女子にして小学校教員

同様の指摘は国際的な視座からも繰り返たるべき資格を有する者又は其他府県知事されており、例えば、ポーラ・イングランの免許を得たるものとす」とされた。しかド（Paula England）らが指摘してきた、学し、「小学校教員免許状を有する者がわざ

歴や経験年数が同じでも、女性割合の多い

わざ社会的地位も低く、待遇面でも低く抑職種の平均賃金は相対的に低くなる「不当えられていた保姆になろうとすることは稀に切り下げられる仕事」（devalued work）のであった」（田中 2003: 246）ため、都道府議論がある（England et al. 1988）。これを県が実施する幼稚園保姆検定や 1 年の実務援用して、デブラ・アッカーマン（Debra

経験のみで資格取得と見なされたという歴

Ackerman）は米国における保育職の低賃史的背景がある。こうした幼稚園草創期の金要因として、「幼児や高齢者のケア等歴経緯から、幼稚園教諭は女性の、特に若い史的に家庭内で行われることの多かった職

女性の職業として家事役割の延長であると

務内容を含む仕事は、高度な専門性を要し解釈されてきたために、「準専門職」としてない『女性の仕事』と捉えられがちで、この位置付けとなり、労働条件が低く抑えらうした職種は賃金と社会的認識が切り下れてきたという指摘である（日浦 2009）。

げられる傾向にある」とし、「幼児教育のこのような幼稚園教諭の社会的地位に対ケアの側面がそれに該当するためである」

する世間一般の人びとの捉え方と賃金との（Ackerman 2006: 99）と考察している。

関連に迫るため、野呂（2009）は約半世紀前と同じ手法による調査を試みている。結2．日本における男女賃金格差の発生メカ

果として、調査対象とした 32 種の職業のニズム

中で、幼稚園教諭の社会的地位は中のややではなぜ、ジェンダー・バランスが女性上位だったという点で 50 年前と変わらなに偏る職種の賃金が切り下げられるのか。

かった。しかし、同調査で、19 位から 6 位

労働経済分野の研究では、「男女賃金格差」

へと最も順位を上げた看護師については、が、女性の多く就く職種の平均賃金を低く

4

4「看護婦」から「看護師」へとジェンダー固する主要な要因の一つと考えられてきた。

定化を軽減する名称変更が行われた後、就

特に、日本における男女賃金格差の要因に業者に占める男性割合に上昇がみられてい

ついて、バブル景気以降の全ての研究で共る。このことにより、「職業上の性差と社会通して指摘されてきたのは、男女の「勤続的地位および専門職との関連性が推測され年数の違い」であるという（川口 2010）。

210

ジェンダー研究

それらの発生メカニズムを本稿であまねく

第 23 号

2020 年て成り立ってきたという理論である 。
9

議論できるものではないが、川口（2008）、

これらの経緯を背景に、専業主婦家庭の大沢（2015）、山口（2017）等から概観す

満 3 歳以上の幼児を主な保育対象としてきると、日本型雇用制度と家庭における性別た幼稚園の教員自身の若年退職の実態も指役割分業規範が強い相互依存関係によって摘されており、例えば大阪府下の私立幼稚成り立っているとの説明が、多くの論者に園教諭（n=496）の離職意思を分析した西坂

よって示されている。すなわち、高度経済

小百合（2014）は、結婚・子育てといった成長期に成立した日本の雇用慣行として、

ライフイベントが発生する 30 歳頃を離職

残業、出張、転勤等、雇用者の企業への従属の目安と多くの教員が考えている可能性をと引き換えに、雇用主は終身雇用と年功賃指摘している。また、九州地方の幼稚園教金を保障し、内部労働市場 が成り立った。

諭（n=378）、保育者養成校の学生（n=53）

他方で、家庭での性別役割規範の強い日本の性別役割意識を調査した川俣美砂子は、において、企業が平均的に離職率の高い女

私立幼稚園教諭の「結婚・出産による離職性への統計的差別 を強め、基幹的職務から意思」が公立園や学生よりも有意に高くな排除して男性を優遇するようになると、女ることを報告しているが、その背景として

性は出産を機に専業主婦となる傾向を強め「職場に結婚・出産しても働き続けるといる。さらに、女性の専業主婦化が進行する

うモデルが不在であること」等、「個人特と、政府はサラリーマンの妻が被扶養配偶性としての役割意識の差ではなく、就業し者であることによる便益を強化するようなてからの職場の状況の違いによるものであ

政策 を導入した。これらの要素によって日る」（川俣 2008: 25）という見方が示されて本社会においては女性が出産を機に就業中

いる。

6

7

8

断することが、家族の戦略的合理性をもっ6

内部労働市場について山口一男（2017）は、ピーター・ドリンジャーとマイケル・ピオリ（Peter
Doeringer and Michel Piore）（1971）を参照して、「企業に欠員が生じたときに原則として企業内人材で満たし、採用と訓練にかかるコストを減らし、かつ雇用者流出を防ぎ安定的雇用関係を作るための、
企業内の制度や慣行」であると概括している。

7

統計的差別はエドムンド・フェルプス（Edmund Phelps）（1972）の研究が広く知られている。これは、労働市場における採用や処遇において、雇用者が、女性や黒人等の性別や人種といった一定の属性を持つグループの一人ひとりの資質を選別するコストに比べれば、集団の平均的資質を当てはめて判断することが合理的である、とした実証分析である。この理論をもとに、「日本の女性は離職率が高く、その離職コストをあらかじめ差し引いて女性の賃金を男性の賃金より低く設定することが合理的という議論に、用いられてきた」（山口 2017:33）。

8

妻が専業主婦であることの世帯所得への便益となる制度として、大沢（1993）は配偶者控除（1960 年制
定）、配偶者特別控除（1987 年制定）
、第三号被保険者制度（1985 年、年金制度改正）等を挙げている。

9

日本型雇用制度について上野千鶴子は、「男性稼ぎ主」に対して企業が「家族給（family wage）」を保障
し、維持する労使協調路線を歩んできたことが、「女性を構造的に労働市場から排除し、婚姻へと強制的に誘導し、女性の賃金を家計補助型に抑制するように機能した」（上野 2017: 28）とも指摘している。

211

幼稚園教諭賃金の地域格差に見る少子化時代の女性活躍推進のジレンマ

3．女性就労の地域差
上記を踏まえると、幼稚園教諭という女は、保育所の整備状況 によって決まると10

いう指摘である 。
11性にジェンダー化された職種の賃金とジェ

他方で、松田（2005）によると、家庭内のンダー経済格差との関連が推察されるが、夫の家事・育児分担率が 40 ％以上であれさらに考慮しなければならないのは、ジェば、妻の第一子出産と同時に離職する割合

ンダー経済格差を成立させる要素には地域は極めて低くなり、夫の家事分担を促進す差があるということである。例えば、女るためには労働時間（通勤時間も含む）の性就業率の地域差を指摘する武石恵美子

短縮が有効であった。この研究に地域的分（2006）は、1982 年から 2002 年の『就業構析は含まれないが、男性の労働時間が、地造基本調査』（総務省、5 時点分の個票デー方に比して大都市圏で長いことは『就業構タ）による分析で、地域別にみた女性の有造基本調査』等の公的統計でも明らかにさ

業率の高低差は、「子どもをもつ女性の有れており（橋本・宮川 2008）、夫の家事・業率の違いに起因している部分が大きい」

育児分担率の地域差も示唆されてきた。

（武石 2006: 14）ことを報告している。そのため、子育て資源としての保育所の定員率

4．私立幼稚園運営上の地域差と結婚・出産による女性の離職率との関連

これらの女性就労の地域特性を後景に置を示す研究にも様々な蓄積があり（滋野・きつつ、少子化が顕在化した近年では、充大日 1999; 坂爪 2007; 宇南山 2011）、例え

分な園児数を確保し大規模運営が可能な都

ば宇南山卓（2011）は 1980 年から 2005 年

市部の私立幼稚園と、少子化が進む地方のの『国勢調査』（総務省）による都道府県

園とで、帰属収入の違いによる教員給与の別疑似パネルの分析で、結婚・出産による地域間格差が起きていることも指摘されて離職率は時系列的には低下しているが、都いる（田中 2016）。まず、人件費の原資と道府県別には時点間で相対的に変化しにくなる「私立幼稚園の帰属収入は、園児納付

い地域差があり、東京・大阪等の大都市部

金、寄付金、補助金、その他収入によってでは高く、山形・富山・石川等の日本海側成り立っている」（田中 2016: 254）。ここの各県では非常に低かったことを報告してでの補助金の多くを占めるのが私学助成でいる。さらに、結婚・出産によって離職をあるが、予算積算に際して都道府県の裁量

選ぶか、仕事と育児を両立するかの地域差が大きい補助金であるため、これも地域間

10

保育所の整備状況として宇南山は、保育所の定員と 20-39 歳の女性人口との比率を潜在的定員率として用いている。

11

育児期の女性の就労を可能にする子育て資源として親族による支援も考えられる。地理的には専業主婦率の低い東北から北陸地方、山陰地方にかけての地域と、三世代同居率が高い地域は一致しており、「三世代同居と女性就業が正の相関を示す」（久木元 2016: 36）ことが指摘されている。しかし、宇南山（2011）の研究では、時系列で見た三世代同居率の低下が必ずしも結婚による離職率を上昇させる
ことにはなっていないことから、三世代同居と女性就業の関連は、疑似相関の可能性が排除できないという指摘も見られる。

212

ジェンダー研究

格差の一要因として働いていることが指摘されている 。そのため、助成額が少ない地
12

域では、それ以外の収入によって消費支出

第 23 号

2020 年

園教諭賃金も高まる。
仮説 2

女性労働力の高い地域で、幼稚園教諭賃金は抑制される。

（人件費・教育管理経費等）を賄わなければならなかったが、「すでに少子化が進み、

仮説 1 は、保育所等の子育て資源の整備

1 園規模の園児数が少ない幼稚園が多い県によって女性が活躍する地域では、女性のでは、人件費比率は経営安定の上限とされ出産・育児による就業中断が減少することる 70 ％を超えている」（田中 2016: 256）状により、男女賃金格差が縮小し、女性比率

況であり、その場合、教育管理経費を切りが高い幼稚園教諭の平均勤続年数も並行し詰めたとしても一定の給与を出せない現状て高まるため、職種内の平均賃金が押し上があるという。加えて、保育所／幼稚園のげられることを意味する。そのため、仮説普及状況には地域差があることも知られて

1 が正しければ、幼稚園教諭賃金と 3 歳未おり（高山 2003; 松島 2015; 久木元 2016）、

満児就園率は正、男女賃金格差と負の関連

特に幼稚園の普及については、高山育子が予想される。一方で、女性活躍の推進に（2003） が 1960 年 か ら 2000 年 ま で、4・5より、専業主婦が減少することで、幼稚園歳児に関しては一貫して「公立幼稚園との量的ニーズが抑制されることが推察され専業主婦が多い県で就園率が高い」（高山る。そのため、仮説 2 が正しければ、幼稚2003: 370）ことを明らかにしている。そし園教諭賃金と 3 歳未満児就園率は負、男女て、専業主婦率は大都市圏で高い傾向があ

賃金格差と正の関係が示されることが予想る（瀬地山 1996; 久木元 2011）ことを踏まされる。つまり仮説 2 が支持された場合、えると、少子化の進む地方ではより一層、経営的に不利な環境が、教員の給与にも反幼稚園での人件費確保が難しくなっていた

映されていることが示唆されるわけである

ことが予測される。

が、そうした教育機会の不平等を是正するために、私学助成が機能していれば、仮説

5．分析課題2 に関わる予測は成立しない。

以上、先行研究における議論を踏まえる

そこで、幼稚園教諭賃金の規定においと、女性活躍の推進と幼稚園教諭の賃金にて、特に着目する独立変数として 3 歳未満

かかわる要因として、以下の相反する二つ

児就園率、男女賃金格差、私学助成のうちの仮説が想定される。

人件費に活用できる経常費補助（以下、私学助成）とし、コントロール変数として可

仮説 1
12

女性労働力の高い地域で、幼稚住地人口密度（以下、人口密度）、三世代同1975 年に制定された私立学校振興助成法による私学助成・経常費補助は「人件費、光熱費など学校運営を行う上で経常的に必要な経費に活用することができ、私学経営の中でも大きな割合を占める補助金である」（小入羽 2013）。本来は、「県間差の解消とともに最低基準を担保することで私学経営の健全化を図ることを目的として」（小入羽 2013: 144）導入された。

213

幼稚園教諭賃金の地域格差に見る少子化時代の女性活躍推進のジレンマ

居率、及び地域の幼稚園に関する地方施策については、本稿では小林（2019）の保育の在り方を示す公立／私立の園数割合（以士賃金に関する分析に倣って、賞与を含め

下、公／私割合）を投入する。定義と出典

た年収を分析対象とする。その理由としては表 1 に示す通りである。

分析対象期間である 1990 年代前半は、1987
年の労働基準法第 36 条の改正（1997 年全Ⅲ．使用データ

面実施）により、法定労働時間が 1 週 40 時

これらの分析課題を明らかにするため、間、1 日 8 時間と定められたことや、学校週利用する賃金データは時点間変動、及び地14
休 2 日制 へと移行した時期と重なり、1990

域差の情報を含む時系列データである必要

年から 1995 年にかけて、幼稚園教諭の所がある。この二つの必要条件を踏まえる

定内実労働時間数と超過実労働時間の合計と、本稿では、集計データであるという制は 1 か月当たり 191.1 時間から 181.7 時間と約はあるものの、豊富なタイムスケールと約 10 時間の大幅な縮減が見られた。これ

地域差の情報を持ち合わせる『賃金構造基は保育士と同様の傾向であるが、事業所を

本統計調査』の 47 都道府県別、幼稚園教対象とした調査の性質上、教員個々の持ち諭賃金データを用いることとする。分析対

帰り仕事やサービス残業を含めた実際の労象期間は、近年の幼稚園教諭賃金と女性の働時間が反映されているかは不明である。

働き方に着目するため 1980 年を始点としそのため、時間当たり賃金を分析対象とすて、「子ども・子育て支援新制度」の施行

ると、時系列の比較で労働時間の変化がバに至る 2015 年までの 35 年間・5 年ごと・8

イアスとなる可能性が考えられるためであ時点のデータを活用し、分析対象を「短時る。また、年収の算定方法は、きまって支間労働者」以外の常用雇用者である「一般給する現金給与額に 12 か月を乗じて、賞与労働者」とする。ここには、常勤で働く非額 を加えた値を年収の名目値とし、地域

正規雇用の教員も含まれるが、雇用形態をごとの物価の違いを考慮するため、各都道問わない幼稚園教諭という職業の価値の変

府県の県庁所在地の「消費者物価地域差指動に着目するためである。また、女性特有

数」で、デフレートした値を実質値としてのライフコースによる影響を統制するため用いる（表 1 参照）。なお、都道府県単位の女性教員のデータに限定する。賃金の定義

集計データによる分析は、幼稚園教諭一人

13

15

13

分析対象期間の始点が 1980 年である理由は、出産・育児等による就労中断を表す日本の年齢別女性
労働力曲線（M 字カーブ）の谷底が、戦後以降続く主婦化のトレンドから底を打ち、上昇傾向へと向かったのが 1970 年代後半であり、「70 年代後半以降、女性の生きかたがいろいろと変わった」（落合1994:20）との指摘がみられるからである。

14

1992 年から月 1 日程度の段階的な実施を始め、2002 年から完全実施。

15 『賃金構造基本統計調査』の「賞与額」は調査年前年の実績を聞いているため、年収を計算するに当たり、同調査における翌年の賞与額を用いることも考えられるが、異なる調査年のデータを使用することで、抽出対象となる事業所が変わり誤差が生ずる問題もある。そのため本稿では、前年度の実績値ではあるが同一サンプルのデータを集計した同一調査年の「賞与額」を計上することとする。

214

ジェンダー研究第 23 号

2020 年

ひとりの賃金や学歴、資格等の個人属性、が個々の賃金を説明するものではない点は並びに各園の規模や教育・保育内容等の施予めの限界として指摘しておきたい。

設属性を考慮できないため、得られた結果
表1
変数名

投入変数の定義と出典

定義
資料名（調査年）（きまって支給する現金給与額× 12 か月＋ 『賃金構造基本統計調査』
幼稚園教諭賃金賞与額）×（100/ 消費者物価地域差指数） （厚生労働省、昭和 55・60・平成 2・
7・12・17・22・27）
4）『消費者物価地域差指数』
3）
男女賃金格差男性平均年収÷女性平均年収（総務省、昭和 55・60・平成 2・7・
12・17・22・27）『社会生活基本調査』
女性／男性家事育 （女性の週当たり家事・育児時間）÷（男性の（総務省、昭和 56・61・平成 3・8・
5）
児時間割合
週当たり家事・育児時間）
13・18・23・28）6）
保育所 0・1・2 歳 利用児童数：『福7）祉行政業務報告』（厚生労働省、昭和 56・61・平成 3・
3 歳未満児就園率 保育所 0・1・2 歳 利用児童数÷ 0・1・2 歳 人口 8・13・18・23・28）
0・1・2 歳人口：『国勢調査』（総務省、昭和 55・60・平成 2・7・
12・17・22・27）『国勢調査』（総務省、昭和 55・60・
8）
三世代同居率
三世代同居世帯 ÷一般世帯の総数
平成 2・7・12・17・22・27）『学校基本調査』
公／私割合
公立幼稚園数÷私立幼稚園数（文部科学省、昭和 55・60・平成 2・
9・12・17・22・27）
学校法人立私立幼稚園への私学助成・経常 『私立幼稚園振興資料 2017』
私学助成費等補助単価（園児 1 人あたり年額）を対数 （全日本私立幼稚園連合会、2016 年 3
（対数化）
9）
化した値
月）
人口：『国勢調査』
可 住 地 面 積：『統 計 で み る 都 道 府
可住地人口密度（人口）÷（可住地面積）を対数化した値
県・市区町村のすがた』（対数化）（総務省、昭和 55・60・平成 2・7・
12・17・22・27）
1）

2）注 1） すべての変数で都道府県ごとの値を取得。
注 2） 欠損値は沖縄県（1990、1995、2000 年）、高知県（2005 年）、滋賀県（1980、1985、1995、2000 年）、
石川県（2000 年）、島根県（1985、1995 年）、徳島県（1980、1995 年）、奈良県（1980 年）、福井県（1995 年）。千円単位、小数点以下第一位までのデータを取得。
注 3） 男女共に平均年収は消費者物価地域差指数でデフレートした値を用いた。
注 4） 全国平均を 100 とした場合の県庁所在地の総合（持家の帰属収入を除く）物価指数を用いた。
注 5） 週当たり家事・育児時間：（平日× 5 日）＋（土曜日・日曜日の家事時間）。
注 6） 5 年に 1 度の調査なので分析対象年に近い年次データを当てはめた。
注 7） 母数とする 0・1・2 歳人口を取得した『国勢調査』は 10 月 1 日を基準日としているため、分子にあたる保育所利用児童数は同年年度末の 3 月 1 日を基準とするデータを活用した。そのため、調査年に 1 年のズレが生じる。
注 8） 三世代同居世帯は「夫婦・子供と両親から成る世帯」「夫婦・子供とひとり親から成る世帯」「夫婦・子供と他の親族（親を含まない）から成る世帯」「夫婦・子供・親と他の親族から成る世帯」を指す。
注 9） 原資料の入力間違いを全日本私立幼稚園連合会事務局に聞き取りの上、修正。2005 年（誤）滋賀
153,048 →（正）愛媛 153,048

215

幼稚園教諭賃金の地域格差に見る少子化時代の女性活躍推進のジレンマ

Ⅳ．結果と考察
1．賃金の時系列変化

30 万 -40 万円の幅で生じていた。
また、地域格差の目安として、8 時点のまず、幼稚園教諭の全国平均値の時系列

可住地人口密度平均の上位 25 ％に位置す

推移から観察していく。図 1 は、前節で述る都市部の都道府県（11 県）と、下位 25 ％

べた本稿で分析対象とする都道府県データの地方部（11 県）の平均値をプロットしたの標本平均（以後、データ平均、5 年ごと

図 2 によると、賃金上昇が低成長期に入っ取得）と、各都道府県の集計値に労働者数たと見られる 2005 年前後から、都市部とを加味した加重平均（毎年取得）による賃

地方部の賃金格差が顕著となっている 。

金の推移である 。女性一般労働者の平均

1981 年から 1994 年にかけての都市部と地賃金との比較で、幼稚園教諭賃金はデータ

方部の差は、加重平均で見て約 22 万 -35 万

平均で見ても、加重平均で見ても、1980 年

円の幅で生じていたが、2005 年から 2014 年までは平均以上の水準にあったが、『男女にかけては約 42 万 -66 万円の差で推移して雇用機会均等法』制定の 1985 年を前に女性いる。8 時点の標準偏差もまた、1980 年の労働者平均以下となり、2015 年まで推移し258.5 から 2015 年の 401.0 へと徐々に拡大ている。なお、1988 年から 1997 年の 10 年している 。

1617

18

間は、前半のバブル景気を背景に、女性労働者の平均賃金も幼稚園教諭賃金も大きく

2．マルチレベルモデルを用いた賃金規定上昇する。しかし、女性労働者の平均賃金

要因の分析と幼稚園教諭賃金の格差は、この時期が対

1）分析モデル

象期間中で最も大きく、その差は 1990 年のさて、本稿では、賃金に及ぼす独立変

約 44 万円（加重平均）を最大値として、約数の影響をこのような時系列変動だけでな

16

本稿では賃金に及ぼす説明変数の影響を、時系列変動と都道府県特性の影響を同時に考慮した分析を行うため、この後の多変量解析では公的統計から得られる各都道府県の情報の集計値が用いられる（表 1 参照）。そのため、従属変数である幼稚園教諭賃金には各都道府県の労働者数による加重平均は用いない方針とした。なお、加重平均は労働者数の少ない地域よりも、労働者数の多い都市部の賃金が、より多く平均に加味されるため、標本平均より高くなる傾向がある。

17

2000 年のデータ平均の数値が都市部と地方部で平均値の大小が逆転している背景には、この年、地方部で、きまって支給する現金給与額及び賞与額の平均値が 35 年間の中で最も高くなっている一方で、都市部の数値は、奈良県の賞与額（37 万 4,000 円）が 1995 年の賞与額（95 万 9,8000 円）と比して非常に小さく外れ値を示している影響が推察される。奈良県の賞与額は、その前の観察時点である 1998 年
が 18 万 700 円であり、2005 年の賞与額が 42 万 4,700 円であることから、無作為抽出によるバラつきとして、排除しない方針とした。なお、この外れ値を排除した場合でも、マルチレベル分析の結果に大きな相違をもたらすものではないことを確認している。

18

216

各種公的統計による世帯所得及び賃金の地域間格差を分析した勇上（2010）は、格差はバブル崩壊とともに急激に縮小したが、全雇用者の賃金は 90 年代後半から、一般労働者の賃金や世帯所得は 2000 年に入って、再び格差拡大に転じたことを概括している。従って、2000 年代以降の幼稚園教諭賃金の都
市部と地方部の賃金格差拡大が、労働者全体の地域格差と連動していることも考えられる。

ジェンダー研究第 23 号

2020 年

4000

3,437

3500
3,045
3000

3,019

2,570
2500

2000

3,206

3,190

3,102
3,029

3,096

3,135

2,866

2,119
2,302

1,685
1,999

1500

1,748

1000

公表されている女性平均
女性データ平均500

幼稚園教諭加重平均
幼稚園教諭データ平均

0
2015

2010

2005

2000

1995

1990

1985

1980

（年）

注）数値は上段が女性労働者のデータ平均、下段が幼稚園教諭のデータ平均を示す。
「公表されている女性
平均」は全産業、全企業規模の女性一般労働者の平均値として公表されている数値である（1980 年は取得できず欠損）。
（出典）『賃金構造基本統計調査』をもとに作成

図1

幼稚園教諭賃金の推移

く、各都道府県の地域特性の効果にも着目て活用されるのが、従属変数の級内相関係

して明らかにすることを目的としているた数（ICC: intra-class correlation）であり、本め、表 1 のとおり、47 都道府県における 8稿の例では、賃金の都道府県間分散を、全時点の地域情報を取得している。こうした体の分散（都道府県間分散 + 都道府県内の階層性のあるデータを分析するために用い時点間分散）で除した値である。ICC が大きられてきたのがマルチレベルモデルである

いほど、当該都道府県内の時点間相関があ（Kreft and Leeuw 1998=2006）が、一般的にるため、通常の最小二乗法の前提条件であマルチレベル分析を適用する際の目安としる誤差項の独立を満たすことができなくな

217

幼稚園教諭賃金の地域格差に見る少子化時代の女性活躍推進のジレンマ

4000

3500
2,993

3000

2,968
3,065

2,499
2500

2000

3,335

2,931

2,633

2,147
1,952

2,794

3,490

3,370

2,782

2,126
1,878

15001,621

1000

都市部加重平均
地方部加重平均

500

都市部データ平均
地方部データ平均

0
2015

2010

2005

2000

1995

1990

1985

1980

（年）

注）地方部は可住地人口密度平均を順に並べて、下位 25 ％（11 県）、都市部は上位 25 ％（11 県）に位置付
く都道府県の幼稚園教諭賃金の平均。数値はデータ平均を示す。
（出典）『賃金構造基本統計調査』をもとに作成

図2

人口規模別幼稚園教諭賃金の推移

ることが、マルチレベルモデルを選択する

プレベルの文脈効果（contextual effect）を一つの理由でもある。その点では、本稿で考慮すべきであるとしている Hank（2001）、

用いる都道府県別の幼稚園教諭賃金は、都

鎌田（2009）、川口（2009）等を参考に、マ

道府県間分散に比して、時点間分散が大きルチレベルモデルを採用することとする。

いため、ICC は非常に小さくなるという特その際、都道府県内の時点間で変動する変性があり、誤差項の独立は満たされる。し数（レベル 1 変数）が賃金に与える影響は

かし、研究の関心が地域特性による影響に

式 4-1 のようにして推定する。

も置かれており、その係数を明らかにする必要がある。また、ICC に関わらずグルー218

ジェンダー研究第 23 号

2020 年までの前半期の平均 11 ％から、賃金の格（レベル 1: 式 4-1）

差拡大が顕著になる 2005 年以降の後半期の 21 ％へ、約 2 倍の増加がみられる。しか上記の式 4-1 は調査時点 t の都道府県 i にし、こうした時系列変動がある一方、ICC

おける賃金 Yti の回帰式であり、β0i は独立変

は ρ=.37 と地域ごとの差異があることも示数を統制した後に残る都道府県平均を示す

唆されている。そのため、3 歳未満児就園率

ランダム切片を、rti は誤差項を表している。

が高い地域は日本海側の都道府県に多く、また、独立変数 X の各都道府県内の時点間一方で低い地域は、神奈川、愛知、広島、

変動による影響を推定するためのレベル 1

北海道、宮城といった政令指定都市を擁す

変数は、都道府県ごとの地域特性は差し引る都道府県であるという相対的な地域特性

いて検討するため、当該変数をその都道府は 35 年間、変化が少ない。また、親族によ

県平均（グループ平均）でセンタリングしる子育てサポート資源とも考えられる三世た値（CWC: centering within cluster）を投入

代同居率は 35 年間を通して前半期の平均する。

17% から後半期の平均 9% へと減少傾向に

さらに、各都道府県の地域特性が賃金にある。ただし、その都道府県別の順位はほ与える影響は、レベル 2 変数として、式 4-2

ぼ変わらず、同居率の低い順に、東京、鹿のように、独立変数 X の都道府県平均と全

児島、大阪、神奈川、北海道、沖縄は前半

体平均の偏差（DEV: Deviation）を投入する期・後半期を通して順位も変わらない。一ことで、全体平均 γ00 を中心に、X の都道府方で、山形、富山、福井、秋田、新潟といっ県平均が賃金に及ぼす影響を表す固定効果

た日本海側の東北・北陸地方では三世代同γ01 及び、都道府県ごとに異なる変量効果 u0i

居が多く、こうした地域特性を保ちながらの分散を推定する。なお、二つの式 4-1 とも、全体的に減少傾向にあることが確認さ

4-2 を統合して式 4-3 とし、rti と u0i はそれぞれた。そのため ICC は ρ=.50 であり、時点

れ平均 0 の正規分布に従うと仮定する。

間の違いとほぼ同じくらい都道府県間の違いがあることになる。
また、女性の多く就く職種の平均賃金を（レベル 2: 式 4-2）

低くする主要因とされる「男女賃金格差」、
及び家庭内の性別役割分業の実態を表す「女性／男性家事育児時間割合」の 2 変数

（式 4-3）は、共に 35 年間の平均値の減少が大きいという特徴があるが、ICC は非常に小さく、

2）独立変数の記述分析
賃金との関連を検討するために投入す

本データでは地域特性による影響は想定しないこととする。

る変数の記述統計量は表 2 に示される通り

そして、私立幼稚園経営の地域格差に影である。まず、3 歳未満児就園率は 2000 年

響を及ぼす（田中 2016）と指摘された私学

219

幼稚園教諭賃金の地域格差に見る少子化時代の女性活躍推進のジレンマ

表2

投入変数の記述統計量
ICC

可住地人口密度（対数化）.995

可住地人口密度都道府県平均
男女賃金格差

.02

最小値

最大値

平均

標準偏差

n

5.48

9.16

6.87

0.71

376

5.54

9.09

6.87

0.71

376

1.28

1.97

1.63

0.15

376

1980-2000 年

1.44

1.97

1.71

0.11

235

2005-2015 年

1.28

1.70

1.49

0.09

141

4.88

35.02

12.35

6.06

376

5.73

35.02

15.35

5.83

235

4.88

10.82

7.36

1.17

141

0.02

0.58

0.14

0.09

376

0.02

0.29

0.11

0.06

235

女性／男性家事育児時間割合.00

1980-2000 年
2005-2015 年
3 歳未満児就園率.37
1980-2000 年
2005-2015 年

三世代同居率.50
1980-2000 年
2005-2015 年

公／私割合

.99

公／私割合都道府県平均
私学助成（対数化）

.00

0.04

0.58

0.21

0.09

141

0.01

0.36

0.14

0.07

376

0.03

0.36

0.17

0.07

235

0.01

0.23

0.09

0.04

141

0.03

18.23

1.80

3.02

376

0.05

16.69

1.80

3.01

376

10.62

12.22

11.57

0.50

376

41,000203,690

117,970

49,988376

1980-2000 年

41,000170,099

87,28536,758

235

2005-2015 年

110,787

203,690

169,113

14,837141

私学助成（実数）助成の特徴は、35 年間の時系列変動が非常ごとの地域特性の存在が推察される人口密に大きく、前半期の平均約 8 万 7 千円から、度、3 歳未満児就園率、三世代同居率、公後半期の約 16 万 9 千円へと約 2 倍の上昇が／私割合は、レベル 2 変数として都道府県

みられるが、ICC は非常に小さい。また、こ

平均と全体平均との偏差（DEV）を、レベの他のコントロール変数として投入する、

ル 1 変数として都道府県平均

私立幼稚園数に占める公立園数の割合を示

ングした値（CWC）を投入する。それ以外

す「公／私割合」は、35 年間を通して減少の変数はセンタリングしない値（RAW）を傾向にあるが、平均値が最も小さい栃木県

投入して、各都道府県の平均賃金に及ぼすが .05、最大の徳島県が 16.69 と、都道府県

影響を推定する。

でセンタリごとの地域差が非常に大きい変数である。
なお、前述の通り、マルチレベルモデル
では集団レベル（レベル 2）の変数と、集団

3）賃金への影響要因のマルチレベル分析
a）賃金の地域差要因

内の時点間の変動（レベル 1）による影響

まず幼稚園教諭平均賃金を従属変数とを同時に求めることができる特徴がある。

して、独立変数を含まない表 3・モデル 0

そこで、ICC が ρ= .3 以上であり、都道府県（null model）と、人口密度のみを投入した

220

ジェンダー研究第 23 号

2020 年

モデル 1 の結果の比較によると、都道府県る。それでもなお、経営的に不利な地域でごとのばらつき示す切片 u0i の分散成分はは、賃金格差が是正されるまでには及んで

約 2 分の 1 の減少が観察されており、賃金いなかったと解釈できる。

の地域差の多くが人口密度の違いで説明できることが示唆されている。

b）女性就労の拡大と賃金水準の抑制

さらに、すべての変数を投入したモデル

さらに、当該都道府県内の女性労働者の

2 では、こうした人口密度による影響をコ

平均賃金に対する幼稚園教諭の賃金との比

ントロールした上でも、私学助成と地域特率を「賃金レベル」として従属変数とし性（レベル 2）として投入した 3 歳未満児た場合、3 歳未満児就園率の当該都道府県

就園率平均が有意な影響を及ぼしている。

内での時点間変動による負の効果（b= －この 3 歳未満児就園率の影響は、都道府県

0.502, p<.05）が観察されており、その傾内の時系列の変動によるものではなく、都向は 1980-2000 年には b=0.367（－ 0.502* －道府県平均による固定効果が賃金に及ぼす

0.086**+0.955**）だったところから、2005

負の関連である（b= － 1965.1, p<.01）。そ

年以降は b= － 0.502 (p<.05) へと符号が逆のため、未満児就園率のレベル 2 変数を推転し、「賃金レベル」を抑制する効果を強定式 4-3 に代入して得られる賃金ポイント

めていることがわかる。また、男女賃金格

は、未満児就園率平均が最も高い島根県

差（b=0.240, p<.01）や家事育児時間比率（DEV= .14）と、最も低い神奈川県（DEV ＝（b=0.005, p<.05）も有意に正の関連が観察－ .1）で約 1.7 倍の差が推定される。また、されており、男性の年収が女性に比して高この 3 歳未満児就園率の固定効果と賃金とい、或いは、女性の家事育児時間比率が男の負の関連は、1980 年から 2000 年の b= －性に比して長い都道府県では幼稚園教諭の190.6（－ 1965.1**+164.5*+1610.0**）から、「賃金レベル」が高くなる傾向がある。すな

合計特殊出生率が過去最低の 1.26 を記録し

わち、男女賃金格差が縮小する、または、男た 2005 年以後の b= － 1965.1（p<.01）へと女の家事育児時間割合が平等に近づくと、抑制効果を強めている。併せて、人口密度

幼稚園教諭賃金の水準は下がると解釈でき

平均の影響も 2005 年以降有意に高まってる。

いることから、田中（2016）によって指摘

なお、幼稚園教諭の勤続年数は、図 3 で示された地方と都市の幼稚園教諭の賃金格差

されるように、各都道府県の 3 歳未満児就は、2005 年以降に拡大していることが推察

園率の増加と比例するように 35 年間一貫される。ただし、人口規模の小さい地域でして上昇しており、各都道府県における 3

進む少子化の影響も排除できない。

歳未満児就園率と、幼稚園教諭の平均勤続

なお、特筆すべきは、私学助成が幼稚園

年数は正の相関関係にある（r=.45, p<.01）。

教諭賃金を引き上げる効果は有意に正の関

しかし、前述のように 3 歳未満児就園率が連があり（b=1058.3, p<.01）、公的財政支援

上昇するほど、幼稚園教諭の「賃金レベによる賃金への影響は少なくないことであル」は抑制される度合いを強めている。以

221

幼稚園教諭賃金の地域格差に見る少子化時代の女性活躍推進のジレンマ

表3

幼稚園教諭賃金／「賃金レベル」のマルチレベル分析結果

1）

従属変数：幼稚園教諭賃金
モデル 0

2）

b
切片（γ00）p2961.0 **

モデル 1

3）

b

p

モデル 2

4）

b

p

従属変数：
5）
賃金レベル
b

p

2964.7 **-10091.0 **

0.650

381.4

841.7 **

0.496 **

267.7

0.240 **

【固定効果：レベル１】
人口密度 _ 対数化 <CWC>:γ10
男女賃金格差 <RAW>:γ20
家事育児時間比率 <RAW>:γ30-3.60.005 *

3 歳未満児就園率 <CWC>:γ40

232.2-0.502 *三世代同居率 <CWC>:γ50-931.0-0.384

公／私割合 <CWC>:γ60-179.5 **-0.040

私学助成 _ 対数化 <RAW>:γ70

1058.3 **-0.0065）【固定効果：レベル 2】<DEV>
人口密度 _ 対数化平均 :γ01

148.2 **

245.4 **

-0.031 *3 歳未満児就園率平均 :γ02

-1965.1 **0.277

三世代同居率平均 :γ03

1143.0 *公／私割合平均 :γ04

-2.3

-0.005

1980 ～ 2000 年ダミー:γ80

164.5 *

-0.086 **2005 ～ 2015 年ダミーref

人口密度 _ 対数化平均× 1980 ～ 2000 年ダミー:γ05-114.2 *3 歳未満児就園率平均× 1980 〜 2000 年ダミー:γ06

1610.0 **3 歳未満児就園率 <CWC> × 1980 〜 2000 年ダミー:γ90

0.521 *

ref0.955 **

【変量効果】（u0i）
切片の分散

27214.9 **14232.5 **13223.3 **0.002 **

-2log likelhood5517.25503.55098.4-573.0

注 1） **p<.01、*p<.05 最尤法で推定したランダム切片モデルである。平均平均レベル 1 の残差 rti は時点間でそれぞれ異なる値をとるように設定。
注 2） モデル 0：Yti=(γ00＋ u0i)＋ rti
注 3） モデル 1：Yti=(γ00＋ u0i)＋ γ10(人口密度 ti)＋ γ01(人口密度平均 i)＋ rti
注 4） モデル 2：Yti=(γ00 ＋ u0i) ＋ γ10( 人口密度 ti) ＋ γ20( 男女賃金格差 ti) ＋ γ30( 家事育児時間比率 ti) ＋ γ40(3 歳未満児就園率 ti) ＋ γ50( 三世代同居率 ti) ＋ γ60( 公／私割合 ti) ＋ γ70( 私学助成 ti) ＋ γ01( 人口密度平均 i) ＋ γ02(3歳未満児就園率平均 i) ＋ γ03( 三世代同居率平均 i) ＋ γ04( 公／私割合平均 i) ＋ γ80(1980 ～ 2000 ダミー i) ＋γ05(人口密度平均 i× 1980～ 2000ダミー ti)＋ γ06(3歳未満児就園率平均 i× 2005～ 2015ダミー ti)＋ rti
注 5） 幼稚園教諭賃金レベル：Yti=(γ00 ＋ u0i) ＋ γ10( 人口密度 ti) ＋ γ20( 男女賃金格差 ti) ＋ γ30( 家事育児時間比率 ti) ＋ γ40(3 歳未満児就園率 ti) ＋ γ50( 三世代同居率 ti) ＋ γ60( 公／私割合 ti) ＋ γ70( 私学助成 ti) ＋ γ01( 人口密度平均 i) ＋ γ02(3 歳未満児就園率平均 i) ＋ γ03( 三世代同居率平均 i) ＋ γ04( 公／私割合平均 i) ＋ γ80(1980 ～2000ダミー i)＋ γ90(3歳未満児就園率 ti× 1980～ 2000ダミー i)＋ rti

上を総じて、女性が活躍できる環境が整う

Ⅴ．総合考察ほど、幼稚園教諭賃金は抑制される傾向を本研究によって、私立幼稚園教諭の賃金強めており、概ね仮説 2 が支持される結果

水準は『男女共同参画推進法』制定前夜のと言える。

1980 年代前半から女性一般労働者の平均

222

ジェンダー研究108
6

4.77 5.23

42
00.08 0.08

5.74

0.10

6.55 6.86

0.12

0.15

7.25

7.93
0.21

8.24

第 23 号

2020 年

0.25

0.23 0.20

0.18

0.15
0.10
0.05

1980 1985 1990 1995 2000 2005 2010 20150

（調査時点）
勤続年数未満児就園率

出典：『賃金構造基本統計調査』『福祉行政業務報告』『国勢調査』より作成。

図3

幼稚園教諭平均勤続年数と 3 歳未満児就園率の推移

賃金以下となり、2015 年に至ることが明ら

安価に消費される層と、そうではない層とかになった。その間、バブル期を含む 1980の格差がもたらされていたことが示唆され年代後半から 1990 年代半ばにかけて、女性たものと言えるだろう。

労働者の平均賃金との格差が拡大した。そなお、本分析の結果には地方から進む少して、2005 年以降は幼稚園教諭の職種内で子化による影響も含まれる。とは言え、保都市部と地方部の地域格差が拡大したこと

育者賃金が保育の質の一要素であるとするが確認されている。また、幼稚園教諭賃金

世界的なコンセンサスが広がる中で、このはもともと 3 歳未満児就園率が高い地域でような地域格差を看過して各園の運営努力

低い傾向にあるが、2005 年以降の賃金水に委ねた結果は、保育の対象となる幼児の準は、女性が出産を経て就業を継続しキャ

教育機会の平等を保障しているとは言い難

リアを重ねる傾向を強めている都道府県ほいと考えられる。この状況下において、国ど低くなる傾向が、マルチレベル分析の結は 2015 年に「子ども・子育て支援新制度」

果によって示された。従って、バブル経済を施行して、幼稚園と保育所への給付を一破綻後の長引く経済不況下に、少子化対策

元化し、「地域型保育」の新設等による保の枠組みで進められた、女性の就業継続の育の多様な在り方を認めた。その結果とし実現を目指す女性活躍施策は、幼稚園教諭て、「園児数の減少等、地域の状況の変化に賃金を抑制する影響を及ぼしていたと考え対応した経営が可能になる」（文部科学省

られる。これまで正規／非正規の雇用格差

2019: 22）と言う。一方で、新制度の施行がや、そこに第三号被保険者の専業主婦を加準市場化メカニズムの本格的導入となった

えた「三極化」（文 2012）によって説明さ（萩原 2017）という指摘もあり、新たな施れてきた女性間のジェンダー内格差拡大の策の実効性の分析が今後の研究課題と言え内側で、保育・幼児教育を担う保育者にも

る。

223

幼稚園教諭賃金の地域格差に見る少子化時代の女性活躍推進のジレンマ

最後に本稿における限界と展望を述べる

分析対象を 1980 年より遡ることで、より精と、本分析は前述の通り、都道府県集計

緻にジェンダー不平等と幼稚園教諭賃金のデータ上の地域特性と幼稚園教諭賃金の生関連を検証する必要性も残されている。加

態学的相関の分析であり、本来のコミュニ

えて、保育者の労働環境を計量的に検証すティや個々の賃金の要因間関連を必ずしもる上での今後の展望として、表層に表れた保証しない。つまり、保育者賃金をマクロ

結果の内実に迫るために、個人属性や勤務な視点から捉えた地域差の表層であり、こ園におけるグループ属性の情報を含む個票うした差が生じる背景の検討において、5

データの整備や有効な分析手法の適用も挙年ごとではなく毎年度のデータを収集し、

げられる。

付記
本論文は筆者が、お茶の水女子大学人間文化創成科学研究科に提出した修士論文の一部を再分析・再構成したものである。
謝辞
本論文は指導教官、ならびに匿名のレフェリーに御精読いただいた上で有益なコメントをいただき、改善することができました。深く感謝を申し上げます。
参考文献
Ackerman, Debra J, 2006, “The Costs of Being a Child Care Teacher: Revisiting the Problem of Low Wages”,
Educational Policy, 20(1): pp.85-112.
Doeringer, Peter and Michel Piore, 1971, Internal labor Markets and Manpower Analysis, London, Lexinton,
MA: D.C.Heath and Company
England, Paula, Gorge Farkas B. Kilbourne and T. Dou, 1988, “Explaining Occupational Sex Segregation andWages: Findings from a Model with Fixed-effects”, American Sociological Review, 53: pp.544-88.
萩原久美子, 2011,「『公的』セクターと女性：ローカルなケア供給体制の変動への接近、福島県北の保育政策（1950 ～ 2000 年代）を事例に」『日本労働社会学会年報』（日本労働社会学会）第22 号 : pp.43-72.
―. 2017,「保育供給主体の多元化と公務員保育士：公共セクターから見るジェンダー平等政策の陥穽―」『社会政策』（社会政策学会）第 8 巻第 3 号 : pp.62-78.
Hank Karsten, 2001, “Regional Social Contexts and Individual Fertility Decisions: A Multilevel Analysis ofFirst and Second Births in Western Germany”, European Journal of Population,18: pp.281-99.
橋本由紀・宮川修子, 2008,「なぜ大都市圏の女性労働力率は低いのか : 現状と課題の再検討」『PRIETI Discussion Paper Series』（独立行政法人経済産業研究所）08-J-043: pp.1-47.
日浦直美, 2009,「幼稚園教諭職の専門職化に関する研究：（1）幼稚園教諭志望学生の職業観を視点として」『教育学論究』（関西学院大学）創刊号 : pp.129-38.
一見真理子, 2016,「OECD の保育（ECEC）政策へのインパクト」日本保育学会編『保育学講座②
保育を支えるしくみ 制度と行政』東京大学出版会.

224ジェンダー研究第 23 号

2020 年

泉千勢・一見真理子・汐見稔幸編著, 2008,『未来の学力と日本の教育⑨ 世界の幼児教育・保育改革と学力』明石書店.
泉千勢, 2017,「世界の保育から日本は何を学ぶのか :『すべての子どもの幸せ』の実現に向けて」泉
千勢編『なぜ世界の幼児教育・保育を学ぶのか : 子どもの豊かな育ちを保障するために』ミネルヴァ書房.
鎌田健司, 2013,「地域の就業・子育て環境と出生タイミングに関する研究：マルチレベルモデルによる検証」『人口問題研究』（国立社会保障・人口問題研究所）69: pp.42-66.
川口章, 2008,『ジェンダー経済格差』勁草書房.
―. 2010,「バブル景気以降における男女賃金格差の実態とその研究動向」樋口美雄編『労働市場と所得分配：バブルデフレ期の日本経済と経済政策』慶應義塾大学出版会.
川口俊明, 2009,「マルチレベルモデルを用いた『学校の効果』の分析：「効果的な学校」に社会的不平等の救済はできるのか」『教育社会学研究』（日本教育社会学会）第 84 集 : pp.165-84.
川俣美砂子, 2008,「幼稚園教諭のライフコースとその問題：幼稚園教諭と保育者養成校学生の性別
役割意識について」『福岡女子短大紀要』（福岡女子短期大学）第 71 号 : pp.17-26.
小林佳美, 2019,「私立保育所保育士の賃金水準の低下と影響要因 : 1980 年以降の都道府県別時系列
集計データによる実証分析」『保育学研究』（日本保育学会）57（2）: pp.6-17.
小入羽秀敬, 2013,「私立学校振興助成法成立による都道府県私学助成の変容：国庫補助金制度導入
前後の経常費助成」『日本教育政策学会年報』（日本教育政策学会）第 20 号 : pp.144-57.
近藤幹生, 2016,「少子化対策と保育施設」日本保育学会編『保育学講座② 保育を支えるしくみ 制
度と行政』東京大学出版会.
Kreft, Ita and Jan de Leeuw, 1998, Introducing Multilevel Modeling, Sage Publications.（小野寺孝義監訳,
2006,『基礎から学ぶマルチレベルモデル』ナカニシヤ出版．）
久木元美琴, 2016,『保育・子育て支援の地理学：福祉サービス受給の「地域差」に着目して』明石書店.
松田茂樹, 2005,「男性の家事・育児参加と女性の就業促進」橘木俊詔編著『現代女性の労働・結婚・子育て：少子化時代の女性活用政策』ミネルヴァ書房.
松島のり子, 2015,『「保育」の戦後史：幼稚園・保育所の普及とその地域差』六花出版.
蓑輪明子, 2016,「2000 年代における女性労働とケアの現状：低年齢児童を持つ家族の労働と保育」『大原社会問題研究所雑誌』（法政大学大原社会問題研究所）695・696: pp.19-34.
三浦真理, 2015,「新自由主義的母性―『女性の活躍』政策の矛盾」『ジェンダー研究』（お茶の水女子大学ジェンダー研究センター年報）第 18 号（通巻 35 号）: pp.54-68.
文部科学省, 2019,『初等教育資料』東洋館出版社.
文貞實, 2012,「労働市場の再編と女性労働者：温泉リゾート地域の労働市場を事例に」『日本都市社会学会年報』（日本都市社会学会）30 号 : pp.29-41.
西坂小百合, 2014,「幼稚園教諭の職業継続の意思と教職経験年数・職場環境の関係」『共立女子大
学家政学部紀要』（共立女子大学）60: pp.131-9.
野呂育未, 2009,「幼稚園教諭の社会的地位に関する一考察」『教育学論究』（関西学院大学）創刊号 :pp.181-90.
落合恵美子, 1994,『21 世紀家族へ：家族の戦後体制の見かた・超えかた』有斐閣.
OECD, 2001, Starting Strong: Early Childhood Education and Care, Paris,OECD Publishing.
―. 2006, Starting Strong II: Early Childhood Education and Care, Paris, OECD Publishing.
―. 2012, Starting Strong III: A Quality Toolbox For Early Childhood Education And Care, Paris,
OECD Publishing.

225

幼稚園教諭賃金の地域格差に見る少子化時代の女性活躍推進のジレンマ―. 2017, Starting Strong 2017: Key Indicators on Early Childhood Education and Care, Paris, OECD
Publishing.
大沢真知子, 1993,『経済変化と女子労働：日米の比較研究』日本経済評論社.
―. 2015,『女性はなぜ活躍できないのか』東洋経済新報社.
Phelps, Edmund S, 1972, “The Statistical Theory of Racism and Sexism”, American Economic Review, 62(4):659-61.
坂爪聡子, 2007,「都道府県別にみる出生率と女性就業率に関する一考察」,『京都女子大学現代社会研究』（京都女子大学）第 10 号 : pp.137-50.
瀬地山角, 1996,『東アジアの家父長制』勁草書房.
滋野由紀子・大日康史, 1999,「保育政策の出産の意思決定と就業に与える影響」『季刊・社会保障
Vol.35
No.2:
pp.192-207.
研究』（国立社会保障・人口問題研究所）
清水谷諭・野口晴子, 2004,「沖縄県における保育士賃金の決定要因：経営主体別の賃金プロファイ
ルと非営利賃金プレミアムのミクロデータによる検証」『ESRI Discussion Paper Series』（内
閣府 経済社会総合研究所）No.99: pp.1-21.
―. 2005,「保育士賃金の決定要因と賃金プロファイル：ミクロデータによる検証」『経済分
析』（内閣府経済社会総合研究所）第 175 号 : pp.35-49.
高山育子, 2003,「戦後日本社会における家族と就学前教育：就学率規程要因としての〈専業主婦率〉に着目して」『京都大学大学院教育学研究科紀要』（京都大学大学院教育学研究科）第 49 号 :pp.363-75.
武石恵美子, 2006,「女性有業率（M 字カーブ）の変化と地域別にみた特徴」男女共同参画会議 少子化と男女共同参画に関する専門委員会『少子化と男女共同参画に関する社会環境の国内分析報告書』参 pp.1-41.
田中雅道, 2016,「幼稚園の園・クラス運営と財政の課題」日本保育学会編『保育学講座② 保育を支えるしくみ 制度と行政』東京大学出版会.
田中友恵, 2003,「戦前日本における幼稚園保姆検定制度の確立」『乳幼児教育学研究』（日本乳幼児教育学会）第 12 号 : pp.33-42.
橘木俊詔, 2006,『格差社会：何が問題なのか』岩波書店 .
上野千鶴子, 2017,「ネオリベラリズムとジェンダー」『ジェンダー研究』（お茶の水女子大学ジェン
ダー研究センター）第 20 号（通巻 37 号）: pp.21-33.
宇南山卓, 2011,「結婚・出産と就業の両立可能性と保育所の整備」『日本経済研究』（日本経済研究センター）No.65: pp.1-15.
山口一男, 2017,『働き方の男女不平等 : 理論の実証分析』日本経済新聞社出版.
義基祐正, 2009,「民間保育者の賃金の歴史」浅井春夫・金澤誠一編著『福祉・保育現場の貧困 : 人間の安全保障を求めて』明石書店.
勇上和史, 2010,「12. 賃金・雇用の地域格差」樋口美雄編『バブル / デフレ期の日本経済と経済政策
第 6 巻 労働市場と所得分配』慶應義塾大学出版会.

（掲載決定日：2020 年 6 月 17 日）

226

ジェンダー研究第 23 号

2020 年

Abstract

The Dilemma Posed by Measures to Promote the Social Advancement of
Women Evaluated from the Regional Disparity of the Salaries of Kindergarten Teachers: An Empirical Analysis of Gender Inequality in the Working Conditions of ECEC Teachers
Yoshimi Kobayashi
Purpose of this paper is to clarify the relationship between measures for the promotion of
female participation in the workplace and salaries of kindergarten teacher who are in chargeof early childhood education and care (ECEC) for over 3 years old. Therefore, focusing on
the influence of the time series and regional characteristics of women's working environment on the prefectural disparities in the teacher’s salary, using aggregated data of prefectural average salary surveyed at eight points every five years from 1980 to 2015. As a result,teacher's wage level has fallen below the average for female workers since Early 1990s, andremained at a low level to 2015. With regard to determining factors, population density andgovernment subsidies to private schools effect is large, however, even after controlling thesevariables, it has been confirmed that the regional characteristics that the childcare utilization
rate for under 3 years old is factors of reduce teacher’s salaries. In addition, since 2005, when
the birth rate became the lowest in Japan, the time-series changes in the childcare utilization
rate for under 3 years old have a negative effect on the salary level of teachers. These results
suggest that measures for the promotion of female participation in the workplace in a declining birthrate society have created a new dilemma among women in ECEC field.
Keywords
kindergarten teacher, salary, women’s social advancement, gender inequality, multi-level
analysis227