Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
19 回 ARSC 研究発表大会

身崎成紀・城山秀明(2005)『安全確保に向けた損害保険制度設計オプションと評価の視点の検討』社会技術研究論文集

矢代晴実（2002）『住宅の耐震性を促進させる社会システムと保険制度のあり方に関する研究』大都市大震災軽減化特別プロジェクト平成16年度成果報告書 文部科学省

吉沢卓哉(2001)『企業のリスク・ファイナンスと保険』千倉書房

ヨーロッパ水害調査団（2002）『2002年ヨーロッパ水害調査報告書』（財）河川環境管理財団

湧川勝己、柳澤修(2003)『今後の治水対策の方向性に関する研究』JICE REPORT

Federal Emergency Management Agency Federal Insurance and Mitigating Administration (2002) “NATIONAL FLOOD INSURANCE PROGRAM PROGRAM DESCRIPTION”

A. Froot, K. (2001) “THE MARKET FOR CATASTROPHE RISK: A CLINICAL EXAMINATION” In NBER WORKING PAPER SERIES

A. Froot, K. (2003) “RISK MANAGEMENT, CAPITAL BUDGETING AND CAPITAL STRUCTURE POLICY FOR INSURERS AND REINSURERS” In NBER WORKING PAPER SERIES

GDV(2004) “EU-CHINA Financial Services Co-operation Project Policy Advice on Insurance against Natural Catastrophes”

Kunreuther, H. (1996) “Mitigating Disaster Losses through Insurance”

Kunreuther, H.·V Pauly M.·Russell T. (2004) “Demand and Supply Side Anomalies in Catastrophe Insurance Markets: The Role of the Public and Private Sectors”

Kunreuther, H. (2006) “Has the time comes for Catastrophe Natural Disaster Insurance?” In Daniels, R.J., D.F. Kettl, and H. Kunreuther, eds., On Risk and Disaster: Lessons from Hurricane Katrina, Philadelphia: University of Pennsylvania Press

P. Hartwig R. · Wilkinson C. (2005) “The National Flood Insurance Program”

Vallet S. (2004) “Insuring the Uninsurable: The French Natural Catastrophe Insurance System” In E.N. Gurenko, Catastrophe Risk and Reinsurance: A country Risk Management Perspective.

United States Government Accountability Office (2005) “CATASTROPHE RISK U.S. and European Approaches to insure Natural Catastrophe and Terrorism Risks”
## Appendix1：プロスペクト理論による防災投資

不確実性下の意志決定モデルの1つに「プロスペクト (見込み) 理論」がある。多田 (2003) によると、これは人々がくじ引きや株式投資など結果が確実ではなくリスクが存在する商品を購入する際に、そのリスクに対してどのような行動をとるか説明したモデルである。人々は得する場合にはリスクを回避し、損をする場合にはリスクを追い求めるという選択をする事が多く、損失をそれと同規模の利得よりも重大に受け止め、わずかな確率であっても発生する可能性があるケースを強く意識するという行動パターンを理論的に分析する。

図表 1 はプロスペクト理論における価値関数であり、利得よりも同じ規模の損失を価値ベースでより深刻に感じるという「損失回避性」と、利得であろうと損失であろうと参照点 $ ^{26} $ から離れれば離れるほど、僅かな額の変化から生じる価値の変化分が小さくなるという「感応度遅減」の性質を併せ持っている。

図表1: プロスペクト価値関数

（出典）多田(2003)

では、地震などの不確実性のあるイベントに対する行動もこの理論で考えられるか。現時点では、行動経済学を用いて災害時の行動を分析したような研究はほとんど見られないが、数少ない研究の1つとして藤見・多々納(2005)がある。ここでは地震保険の購入問題を例にとって分析しているが、結論として地震保険購入行動の説明モデルとしてプロスペクト理論はあまり妥当しないとされている。それは、賭け事のように損得の発生する基準が明確なものに対して、地震保険の購入行動を決める基準となる地震リスクに関する情報は非常に曖昧なものであり、意志決定に影響を及ぼす情報が欠けすぎている事を要因としている。

しかし、地震のように発生確率自体が曖昧性を持っているリスクに対する人々の行動は、経済合理性よりも、災害に対する心理面や人々の経験則などが大きく影響してくる事は十分考えられる。その為、今後人々の防災インセンティブに繋がる保険制度を構築するためにも、こういった分野の研究が進む事が重要となってくることは間違いなさそうである。
各国の自然災害保険制度「免責金額」を設定している。この免責金額の設定によって、契約者はリスクの一部分を自己保有することになるが、これは図表1における少規模損害に対して設定されることが多い。少規模損害は、発生頻度は高いが損害額は小さい損害であるため、自己の経済力で賄うことも出来る被害であるため保有する事となる。

しかし、一方で少額損害は発生可能性が高いため、保険会社における事故処理コストが高く、保険料に与える影響が大きい。よって、この部分を契約者が自己保有することは、保険料を軽減することにつながる。

また、リスクを自己保有することによって、契約者のリスク意識が高まる。地震リスクに絞って考えれば、地震による少規模損害の発生頻度は、例えば自動車事故などの様に高くはないものの、一旦地震が起きれば発生する可能性の高い損害ということになる。そのため、少額損害を保有することは、契約者に小さな地震であっても、地震が発生する度に損害が発生していないかなどを意識させる事に繋がる。また実際に事故が発生すれば、その処理に手間を取られるなど余計なコストもかかるため、契約者はリスクコントロールを行い、損害発生要因そのものを見つめ直すことで発生可能性や損害額の軽減図ろうとする。そして、その結果リスクそのものの大きさが小さくなり、保険金額の見直しも可能となり、更なる保険料の削減効果に繋がる。

図表1:イベントのリスクカーブ

このように、免責金額の設定は、保険料の削減効果を発生させるだけではなく、長期的に見ればリスクそのものを縮小する可能性を秘めており、契約者にとっても保険会社にとってもメリットの高い仕組みと言える。ただし、免責金額の設定に関しては、自己保有可能なリスク水準や加入率への影響などを十分に考慮しなければならない。
家計が防災投資を行う際の判断基準と、地震保険への加入するための判断基準には共通の意識があるものと考えられる。そこで、家計の防災投資インセンティブはどこにあるのかという点に関する研究を紹介する。

Kunreuther(1996)によると、家計の防災投資における許容最大支払額（WPT）は、事前の防災投資の費用（C）と投資による減少損失額との比較の結果、および家計がその住宅に何年間居住するかという計画期間からの影響を受けるとされている。例えば、住宅に被害を及ぼす強力なハリケーンの科学的な年間発生確率（p）が0.04もしくは1/25であるならば、家計が$1,200の事前防災投資によって住宅を強化した結果、$10,000の被害軽減が実現する場合、家計に対する事前投資による年間の期待便益は$400となる。この時、その家計がその住宅に今後何年間居住する計画があるかによって、投資を行うか否かの判断がなされる。そこで、この判断に影響を与える効果的な項目を考えたのが図表1であり、これは家計が防災投資を行う判断基準となる便益と費用の比率を示している。比率が1を超えると人々は防災投資を行う。なお、time horizonは家計の住宅への居住計画期間を示し、（p）は災害の発生確率、Discount Rate（d）は防災投資の効果に対する割引率を示している。

図表1: 防災投資を行う判断基準

Time horizon (in years)	Discount rate(10%)	Discount Rate(20%)
p=1/25	p=1/75	p=1/25	p=1/75
1	0.3	0.1	0.28	0.09
2	0.58	0.19	0.51	0.17
3	0.83	0.28	0.7	0.23
4	1.06	0.35	0.86	0.29
5	1.26	0.42	1	0.33
10	2.05	0.68	1.4	0.47
15	2.54	0.84	1.56	0.52
20	2.83	0.94	1.62	0.54
25	3.03	1.01	1.65	0.55

例えば（d）=10%で（p）=1/25の場合、防災投資を行うと判断するには、今後4年以上の居住計画期間があれば良い。しかし（p）=1/75の場合は、25年以上もの計画期間が必要となり、その差は大きく、人々の災害への認知度合いが判断基準に大きな影響を与えている事が分かる。そもそも人々は、災害を「自分には起きない」リスクとして認識する傾向があるため（p）を科学的な発生確率よりも低く認識する可能性が高い。

一方で、 $ (\mathrm{p})=1/25 $ の場合に $ (\mathrm{d})=20\% $ が10％となったとしても、計画期間が5年から4年になるだけで、その影響は小さい事も分かる。

つまり防災投資を促進するためには、金利の引き下げ等よりも、人々の災害リスクに対する意識を向上する仕組みを構築する方が、効果が高いという事がわかる。これは同様に、地震保険の普及にも人々のリスク意識を向上させる仕組みが重要となってくる事を意味しているとも考えられるだろう。
# 平成 25 年度補正予算による継続課題に係る継続評価書

研究機関：日本電信電話(株)、沖電気工業株式会社

研究開発課題

： 超高速・低消費電力光ネットワーク技術の研究開発

課題 I (a)加入者ネットワーク多分岐化・長延化技術

研究開発期間 ： 平成 24 ～ 26 年度

代表研究責任者：吉本直人

☑ 総合評価：適

(評価点 20 点／ 25 点中)

(総論)

引き続き研究開発を推進することが適当。

(コメント)

● 計画通りに進捗しており、国際競争力のある成果が期待できるが、査読付き誌上発表論文数に係る目標達成を望む。

● 最終の総合評価で予想を上回る性能が得られることを大いに期待している。

● 外部発表も多く、また標準化活動も積極的に行っている。目標の達成に向けて必要な予算計画および妥当な実施計画をたてている。体制強化のため、人員増強を行ったことも評価できる。
# (1) 当該年度における研究開発の目標達成(見込み)状況

$ 5\sim1 $ の5段階評価）：評価4(評価点)

(総論)

計画通りの成果が得られ、一部に進歩的な成果等が認められる。

(コメント)

● 国際会議発表、国際標準化活動を通じて国際競争力の強化に努めており、計画通りの成果が得られているが、目標としていた査読付き誌上発表論文がなく、今後に期待する。

● システム設計の机上概算値であるが, 従来比で3割以上の消費電力削減効果を見込めることは高く評価できる。

● 外部発表, ならびに標準化寄書を多く行っており, 成果の公表という点で極めて高く評価できる。

● 研究は順調に遂行されている。

## (2) 当該年度における研究資金使用状況

$ 5\sim1 $ の5段階評価）：評価4(評価点)

(総論)

予算計画書あるいは適切な理由に基づく支出変更理由に則り、有効、効率的かつ適正な執行が行われている。さらに、資金管理などの面で優れた取り組みが認められる。

(コメント)

研究費は、ほぼ当初の予算計画通り執行されている。

## (3) 研究開発実施計画

（5～1の5段階評価）：評価4（評価点）

(総論)

実行可能であり有効かつ効率的な計画である。

(コメント)

動作検証・性能検証、課題間連携を含めて、実行可能な計画になっている。

● 研究開発計画は的を絞ったものとなっており, 最終年度での成果達成にむけた妥当な実施計画である。
## (4) 予算計画

（5～1の5段階評価）：評価4（評価点）

(総論)

有効かつ効率的な予算計画が組まれており、積算額も妥当である。

(コメント)

● 目標の達成に向けて有効かつ効率的な予算計画が組まれており, 積算額も含めて妥当である。

## (5) 实施体制

$ 5\sim1 $ の5段階評価）：評価4(評価点)

(総論)

適切な実施体制が組まれており、計画通りの事業進捗が見込まれる。

(コメント)

課題間の連携を含めて、適切な実施体制になっている。

● 体制強化のため、人員増強を行ったのは評価できる。研究成果をより多く公表できることが期待される。
New ESRI Working Paper No.33

# 賃金のばらつきの労働時間と時給への分解 ——1989～2013 年の推移——

浜田 浩児

March 2015

内閣府経済社会総合研究所

Economic and Social Research Institute

Cabinet Office

Tokyo, Japan

New ESRI Working Paper は、すべて研究者個人の責任で執筆されており、内閣府経済社会総合研究所の見解を示すものではありません。研究試論という性格上今後の修正が予定されるものであるため、当研究所及び著者からの事前の許可なく論文を引用・転載することを禁止いたします。
新 E S R I ワーキング・ペーパー・シリーズは、内閣府経済社会総合研究所の研究者および外部研究者によってとりまとめられた研究試論です。学界、研究機関等の関係する方々から幅広くコメントを頂き、今後の研究に役立てることを意図して発表しております。

論文は、すべて研究者個人の責任で執筆されており、内閣府経済社会総合研究所の見解を示すものではありません。

なお、研究試論という性格上今後の修正が予定されるものであり、当研究所及び著者からの事前の許可なく論文を引用・転載することを禁止いたします。

（連絡先）総務部総務課 03-6257-1603 （直通）
# 賃金のばらつきの労働時間と時給への分解

——1989～2013年の推移——

內閣府経済社会総合研究所総括政策研究官

浜田 浩児 *

はじめに

賃金のばらつきを分析した研究は数多く、「賃金構造基本統計調査」（厚生労働省）に基づいて分布尺度を計測した先行研究に限って見ても、篠崎（2001、2008）、連合（2013）、太田（2006）等少なくない。しかし、賃金のばらつきを労働時間と時給に分解した分析は見られない。

本稿では、1989年～2013年の「賃金構造基本統計調査」に基づき、準対数分散を分布尺度に用いて、賃金のばらつきを労働時間、時給等により分解し、これらの構成要素の寄与を分析する。対数分散が、対数値の平均との差の2乗の平均であり、自身の対数値の平均との差をウェイトにした加重平均とみなせるのに対し、準対数分散は、構成要素自身ではなく賃金の対数値の平均との差をウェイトにして、構成要素の対数値の平均との差を加重平均したものである $ ^{1} $ 。労働時間、時給等の構成要素の関係は乗法的であること（賃金＝労働時間×時給）から、ジニ係数等ではばらつきの分解ができないが、準対数分散は分解できる。

さらに、本稿では、準対数分散により、賃金のばらつきを構成集団内、構成集団間に分解し、これに基づいて、賃金のばらつきに対する雇用形態・就業形態間のばらつきの寄与や高齢化の影響等を分析する。準対数分散は、対数分散についてShorrocks（1980）に述べられているのと同様に、雇用形態・就業形態、年齢階層等の構成集団による分解ができる。

以下、分析手法に関し、第1節で基礎データである「賃金構造基本統計調査」と各種時給等の推計方法、第2節で分布尺度に用いる準対数分散やそれによるばらつきの分解等について述べる。それに基づき、第3節で、各種分布尺度による賃金のばらつきの推移や、その労働時間、時給等の構成要素による分解、雇用形態・就業形態、年齢階層等の構成集団による分解等、「賃金構造基本統計調査」に基づく分析結果を示す。最後に、第4節で結
論を述べる。

### 1. 基礎データと分析対象

## (1) 基礎データと時給等の導出

本稿の賃金、労働時間等の基礎データは、1989年～2013年の「賃金構造基本統計調査」の個票に基づいている。「賃金構造基本統計調査」は、常用労働者5人以上を雇用する事業所を対象とし、抽出事業所数は約7万8千、その抽出労働者数は約169万（ともに2013年調査の場合）の大規模調査で、有効回答率はおよそ4分の3である。このうち、給与や労働時間が0の労働者は本稿の分析対象から除いたが、わずか0.3%程度にすぎない。

「賃金構造基本統計調査」から、本稿の分析に必要な賃金、労働時間や、構成集団の区分に用いる雇用形態、就業形態、年齢、勤続年数、学歴、性別等が得られる。ただし、賃金は、地域（都道府県）間の物価水準差を考慮して、「消費者物価地域差指数」（総務省）で除したものを用いた。

また、時給等は、以下のように求めた。

時給(所定内)=所定内給与÷所定內労働時間

時給(きま給)=きまって支給する現金給与÷(所定内労働時間+超過労働時間)

超過労働の時給拡大率＝時給(きま給)÷時給(所定内)

超過労働の労働時間拡大率=1+超過労働時間÷所定内労働時間

超過労働の賃金拡大率＝きまって支給する現金給与∕所定内給与

賞与の時給拡大率＝賞与の賃金拡大率＝1＋年間賞与∙12∙時給(きま給)したがって、

賃金、労働時間、時給(各きま給)=同(各所定内)×超過労働の各拡大率

賃金（賞与込、1か月当り）、時給(賞与込)=同(各きま給)×賞与の各拡大率という関係が成り立つとともに、所定内、きま給、賞与込とも、

賃金＝労働時間×時給

となる。このように、本稿で扱う各構成要素の関係は乗法的になるため、準対数分散を分布尺度に用いて賃金のばらつきを各構成要素により分解でき、その寄与が得られる。

## (2) 「賃金構造基本統計調査」の調査方法変更と分析対象

川口（2011）、篠崎（2008）、連合（2013）で述べられているように、「賃金構造基本統計調査」は、2005年調査から、調査方法の変更が行われている。本稿では、これに対応して、分析対象の限定等を行った。

まず、2005年調査から、臨時労働者（日々又は1か月以内の期間を定めて雇われている労働者のうち、4月又は5月に雇われた日数がいずれかの月において17日以下の労働者）が、新たに調査対象に追加された。このため、本稿では、2004年以前の調査に合わせて、
2005年以降の調査の臨時労働者を分析対象から除いた。

また、篠崎（2008）に述べられているように、2005年調査から新たに調査対象に追加された職種がある。具体的には、2004年までで中止となった「屋外労働者職種別賃金調査」（厚生労働省）の一部職種が、2005年から「賃金構造基本統計調査」で調査されることとなり、土工，大工，電気工，配管工，とび工，左官，鉄筋工，掘削・発破工，はつり工，建設機械運転工，型枠大工，港湾荷役作業員が追加された。さらに、歯科医師，弁護士，社会保险労務士，技術士，大学講師，個人教師・塾・予備校講師，獣医師，公認会計士・税理士，不動産鑑定士，デザイナーも、2005年から調査対象に追加された。このため、本稿では、2004年以前の調査に合わせて、2005年以降の調査についてこれらの職種を分析対象から除いた $ ^{2} $ 。

このように 2005 年調査から調査対象に追加され、本稿の分析対象から除いた労働者は約4%である。

さらに、雇用形態について、2004年以前の調査における常用名義、臨時名義の区分が、2005年以降の調査では雇用期間の定め無し、雇用期間の定め有りへと変わっている。就業形態についても、2004年以前の調査における一般労働者、パートタイム労働者の区分が、2005年以降の調査では一般労働者、短時間労働者に変わっている。ただし、これらの変更前後で各区分の定義は同じであるため、本稿では、雇用形態について無期雇用、有期雇用、就業形態について一般労働者、短時間労働者という区分用語を用いた $ ^{3} $ 。

しかし、以上の調整を行っても、補論のように2005年以降の賃金のばらつきはほとんど変わらず、後述の表1のとおり、2004年から2005年にかけて段差がある。この段差は、川口（2011）、篠崎（2008）、連合（2013）のジニ係数等を用いた分析でも、同様に存在する。これについては、事業所の回答者（給与担当者）の中に、2004年以前の調査における一般労働者を無期雇用の正社員とみなしていた者がいた可能性が考えられる。一方、2005年以降の調査では、雇用期間の定め無し、雇用期間の定め有りという用語になるとともに、正社員・正職員、正社員・正職員以外の区分も尋ねられるようになったため、事業所の回答者（給与担当者）の中で、有期雇用の労働者を調査対象と意識する者が増えた可能性が考えられる。補論の表Bのとおり、2004年以前の調査に比べて2005年以降の調査では、有期雇用の労働者の割合が大幅に高まっている。

とはいえ、2004 年以前の調査と 2005 年以降の調査の間の雇用形態、就業形態の区分の変更は、上述のように用語の変更であり、各区分の定義は同じであるから、両者間の調査対象の調整は困難である。このため、本稿では、2004 年以前と 2005 年以降に分けて分析
を行った。

### 2. 使用する分布尺度

本稿では、賃金のばらつきについて労働時間、時給等の構成要素の寄与を分析するために、分布尺度の分解の手法を用いる。構成要素の関係が加法的である場合（たとえば、夫婦所得＝夫の所得＋妻の所得）には、ジニ係数等で、ばらつきをその構成要素により分解することができる。しかし、本稿で扱う構成要素の関係は乗法的であること（賃金＝労働時間×時給）から、ジニ係数等ではこのような分解ができない。

これに対し、以下に述べる準対数分散では、賃金のばらつきを労働時間、時給等の構成要素により分解することができる。対数分散が、対数値の平均との差の2乗の平均であり、自身の対数値の平均との差をウェイトにした加重平均とみなせるのに対し、準対数分散は、構成要素自身ではなく賃金の対数値の平均との差をウェイトにして、構成要素の対数値の平均との差を加重平均したものである。

すなわち、賃金の対数分散 VL が、

$$ \mathrm{VL}=\underset{\mathrm{i}=1}{\overset{\mathrm{n}}{\mathrm{(1/n)}}}\sum_{\mathrm{i}=1}^{\mathrm{n}}(\mathrm{lny}_{\mathrm{i}}-\mathrm{u})^{2} $$

(lnyi: 労働者 i の賃金 yi の対数値、u: 賃金の対数値の全労働者平均、n: 労働者数)と表されるのに対し、賃金の各構成要素 m (m=1～M。M は構成要素の数)の準対数分散 $ VL_{m} $ は、

$$ \mathrm{VL}_{\mathrm{m}}=\underset{\mathrm{i}=1}{\overset{\mathrm{n}}{\mathrm{(1/n)}}}\sum_{\mathrm{i}=1}^{\mathrm{n}}\left(\mathrm{lny}_{\mathrm{im}}-\mathrm{u}_{\mathrm{m}}\right)\left(\mathrm{lny}_{\mathrm{i}}-\mathrm{u}\right) $$

(lnyim：労働者 i の構成要素 yim の対数値、um：構成要素の対数値の全労働者平均)と表される。このように、賃金の各構成要素の準対数分散 VLm は、賃金の対数値の平均との差 lnyi-u をウェイトにして、構成要素の対数値の平均との差 lnyim-um を加重平均したものである $ ^{4} $ 。
ここで、構成要素の関係は乗法的であること（賃金＝労働時間×時給）から、

$$ \begin{array}{ccc}\mathrm{M}&\mathrm{M}&\mathrm{M}\\\Pi y_{im}=y_{i}&\therefore\sum lny_{im}=lny_{i}&\therefore\sum VL_{m}=VL\\\mathrm{m}=1&\mathrm{m}=1&\mathrm{m}=1\\\end{array} $$

となる。すなわち、賃金の各構成要素の準対数分散 VL_{m} を合計すると賃金の対数分散 VL に等しくなるから、準対数分散で、賃金のばらつきを労働時間、時給等の構成要素により分解できる。したがって、VL_{m} は、賃金のばらつきに対する各構成要素の寄与度である。

また、準対数分散 VL は、対数分散について Shorrocks（1980）に述べられているのと同様に、雇用形態・就業形態、年齢階層等の構成集団による分解ができる（構成集団は賃金の順に分けられるのではないから、その間のばらつきについてジニ係数は適用できない）。労働者が K 個の構成集団に分けられるとすると、各構成集団内の準対数分散 W_{km}、構成集団間の準対数分散 B_{m} は、

$$ \begin{aligned}&\mathrm{W}_{\mathrm{km}}=\underset{\mathrm{i}=1}{\overset{\mathrm{nk}}{\mathrm{(1/nk)}}}\sum_{\mathrm{k}}\left(\mathrm{lny}_{\mathrm{im}}-\mathrm{u}_{\mathrm{km}}\right)\left(\mathrm{lny}_{\mathrm{i}}-\mathrm{u}_{\mathrm{k}}\right)\\&\mathrm{B}_{\mathrm{m}}=\underset{\mathrm{k}=1}{\overset{\mathrm{K}}{\mathrm{(1/n)}}}\sum_{\mathrm{k}}\mathrm{n}_{\mathrm{k}}(\mathrm{u}_{\mathrm{km}}-\mathrm{u}_{\mathrm{m}})\left(\mathrm{u}_{\mathrm{k}}-\mathrm{u}\right)\\ \end{aligned} $$

(n_{k},u_{km},u_{k}: k 番目の構成集団の労働者数、構成要素の対数値の平均、賃金の対数値の平均)と表される。

各構成集団内の準対数分散 $ W_{km} $ に労働者数割合 nk/n を乗じて合計し、構成集団間の準対数分散 $ B_{m} $ を加えると、

$$ \begin{aligned}\mathrm{K}\quad&\sum_{\mathrm{k}=1}^{\mathrm{K}}(\mathrm{nk}/\mathrm{n})\mathrm{W}_{\mathrm{km}}+\mathrm{B}_{\mathrm{m}}=(\mathrm{1}/\mathrm{n})\sum_{\mathrm{k}=1}^{\mathrm{K}\mathrm{nk}}\sum_{\mathrm{i}=1}^{\mathrm{K}\mathrm{nk}}(\mathrm{lny}_{\mathrm{im}}\mathrm{lny}_{\mathrm{i}}-\mathrm{u}_{\mathrm{km}}\mathrm{uk})+(\mathrm{1}/\mathrm{n})\sum_{\mathrm{k}=1}^{\mathrm{K}\mathrm{nk}}\sum_{\mathrm{i}=1}^{\mathrm{K}\mathrm{nk}}(\mathrm{uk}_{\mathrm{m}}\mathrm{uk}-\mathrm{u}_{\mathrm{m}}\mathrm{u})\\&\quad\mathrm{K}\mathrm{nk}\\&=(\mathrm{1}/\mathrm{n})\sum_{\mathrm{k}=1}^{\mathrm{K}\mathrm{nk}}\sum_{\mathrm{i}=1}^{\mathrm{K}\mathrm{nk}}(\mathrm{lny}_{\mathrm{im}}\mathrm{lny}_{\mathrm{i}}-\mathrm{u}_{\mathrm{m}}\mathrm{u})\\&\quad\mathrm{K}\mathrm{nk}\\&=(\mathrm{1}/\mathrm{n})\sum_{\mathrm{k}=1}^{\mathrm{K}\mathrm{nk}}\sum_{\mathrm{i}=1}^{\mathrm{K}\mathrm{nk}}(\mathrm{lny}_{\mathrm{im}}-\mathrm{u}_{\mathrm{m}})(\mathrm{lny}_{\mathrm{i}}-\mathrm{u})\\&=\mathrm{VL}_{\mathrm{m}}\end{aligned} $$

となる。すなわち、労働者全体の準対数分散 $ VL_{m} $ は、各構成集団内の準対数分散 $ W_{km} $ にその労働者数の割合 $ nk/n $ を乗じて合計し、構成集団間の準対数分散 $ B_{m} $ を加えたものに等しいから、準対数分散で、賃金のばらつきや労働時間、時給等の構成要素のばらつきを構成集団内、構成集団間に分解できる。したがって、 $ (nk/n)W_{km} $ は、全体のばらつきに対する各構成集団内のばらつきの寄与度であり、 $ B_{m} $ は、全体のばらつきに対する構成集団間のばらつきの寄与度である。これにより、賃金のばらつきや労働時間、時給等の構成要素のばらつきに対する雇用形態・就業形態間のばらつきの寄与や高齢化の影響等を分析できる。

以上のように、準対数分散は、賃金のばらつきを労働時間、時給等の構成要素により乗法的に分解できるとともに、年齢階層等の構成集団による分解ができることから、本稿で
は、分布尺度として準対数分散を用いる $ ^{5} $ 。

### 3. 賃金のばらつきの推移と要因

以上のように「賃金構造基本統計調査」から求めた賃金、労働時間、時給、雇用形態、就業形態、年齢、勤続年数、学歴、性別等と、準対数分散に基づき、賃金のばらつきの推移や、その労働時間、時給等の構成要素による分解、雇用形態、就業形態、年齢階層等の構成集団による分解等の分析を行った。

ただし、1．（2）で述べたように、「賃金構造基本統計調査」の調査票の用語変更に伴い、2004年から2005年にかけて調整困難な段差があるため、2004年以前と2005年以降に分けて分析した。

## (1) 賃金のばらつきの推移

表 1 は、対数分散を分布尺度に用いて賃金のばらつきの推移を見るとともに、他の分布尺度と比較したものである。表 1 の分布尺度については、青木（1979）に述べられているように、変動係数、タイル尺度、アトキンソン尺度（所得の個人間社会的代替率 $ \varepsilon=0.5 $ ）、アトキンソン尺度（ $ \varepsilon=1.5 $ ）の順（昇順）に、低所得階層内のばらつきが重視され、タイル尺度はジニ係数と同順位である $ ^{6} $ 。対数分散は、アトキンソン尺度の $ \varepsilon=0.5 $ と $ \varepsilon=1.5 $ の間になる。

表 1 では、水準については分布尺度によって大きさが異なるが、推移を見ると、どの分布尺度でも、1989～2004年、2005～2013年の両期間において、賃金（賞与込、1か月当り）のばらつきが拡大している。

(2) 賃金のばらつきに対する労働時間、時給等の寄与—ばらつきの構成要素による分解—表2は、準対数分散を分布尺度に用いて、賃金のばらつきの推移や、賃金（賞与込、1か月当り）のばらつきに対する労働時間、時給等の構成要素の寄与度を計算したものである。
1989～2004年、2005～2013年の両期間において、賃金（賞与込、1か月当り）、きまって支給する給与、所定内給与とも、ばらつきが拡大している。これに対する労働時間、時給等の寄与を見ると、労働時間の寄与度は両期間とも上昇し、上記各賃金のばらつき拡大の要因となっている。一方、時給の寄与度は、1989～2004年では上昇しているが労働時間ほどではなく、2005～2013年ではやや低下している。賞与の寄与度の推移も同様である。

## (3) 賃金のばらつきに対する雇用形態・就業形態間のばらつき等の寄与—構成集団による分解—

表 3 は、準対数分散を分布尺度に用いて、(1) で述べた全体の賃金のばらつきの推移に対する雇用形態・就業形態間の賃金、労働時間、時給等のばらつきの寄与度を計算したものである。雇用形態・就業形態については、1．（2）で述べたように、雇用形態について無期雇用、有期雇用、就業形態について一般労働者、短時間労働者を掛け合わせた4区分に分類している。

1989～2004年、2005～2013年の両期間において、賃金（賞与込、1か月当り）、きまって支給する給与、所定内給与とも、雇用形態・就業形態間のばらつきが拡大し、全体の賃金のばらつきに対する寄与度が上昇している。労働時間、時給の寄与度も、両期間とも上昇している。ただし、時給の寄与度の上昇（1年当り）は、1989～2004年よりも2005～2013年のほうが小さくなっている。このように、雇用形態・就業形態間の賃金、労働時間、時給のばらつきが拡大し、(1)で述べた全体の賃金のばらつき拡大の要因となっている。

一方、表4のとおり、労働者の多くを占める無期雇用の一般労働者内のばらつきは、1989～2004年、2005～2013年の両期間において、賃金（賞与込、1か月当り）、きまって支給する給与、所定内給与とも縮小している。これは、主に時給の寄与度の低下による。これに関し、無期雇用の一般労働者の年齢階層間のばらつきを見ると、表5のように、1989～2004年、2005～2013年の両期間において、賃金（賞与込、1か月当り）、きまって支給する給与、所定内給与とも縮小している。これも、時給の寄与度の低下による。このように、無期雇用の一般労働者の時給、賃金のばらつき低下については、その年齢階層間のばらつきの低下が要因となっている。

(1)で述べたように、全体の賃金のばらつきに対する時給の寄与度が、1989～2004年では上昇したが2005～2013年ではやや低下していることについては、以上のように、無期雇用の一般労働者内のばらつきに対する時給の寄与度が低下していること、雇用形態・就業形態間のばらつきに対する時給の寄与度の上昇（1年当り）が1989～2004年よりも2005～2013年のほうが小さくなっていることが反映されていると考えられる。

## (4) 賃金のばらつきと高齢化

表 6 は、準対数分散を分布尺度に用いて、ばらつきの構成集団による分解により、(1)で述べた全体の賃金のばらつきの変化（増減）に対する高齢化の影響を計算したものである。高齢化の影響は、15～19 歳から 70 歳以上まで 5 歳刻みの年齢階層について、前年の各年
齢階層内のばらつきに、当該年齢階層の構成比（全年齢階層の労働者数に占める割合）の前年からの変化を乗じ、全年齢階層を合計して求めた。

表 6 のとおり、1989～2004 年、2005～2013 年の両期間において、賃金（賞与込、1 か月当り）、きまって支給する給与、所定内給与とも、ばらつきの変化に対する高齢化の影響は小さい $ ^{7} $ 。労働時間、時給、賞与の寄与度を見ても、同様に高齢化の影響は小さい。

この要因としては、団塊二世や1990年前後のバブル期の大量採用等により、団塊の世代と合わせて年齢分布の山が2つあり、年齢階層が高いほど構成比が上昇するという単調な関係にはなっていないことが考えられる。表7のように、2004年は1989年に比べて、階層内のばらつきの小さい20～24歳の構成比が低下したものの、同じく階層内のばらつきの小さい25～34歳の構成比は上昇している。また、階層内のばらつきの大きい50～59歳の構成比が上昇したものの、やはり階層内のばらつきの大きい45～49歳の構成比は低下している。2013年を2005年と比べても、階層内のばらつきの小さい25～34歳の構成比が低下したものの、やはり階層内のばらつきの小さい35～44歳の構成比は上昇している。また、階層内のばらつきの大きい70歳以上の構成比が上昇したものの、同じく階層内のばらつきの大きい50～59歳の構成比は低下している。

一方、表 7 において年齢階層内のばらつきの動向を見ると、2004年は1989年に比べて全年齢階層で拡大し、特に若年層内のばらつきが拡大している。若年層内のばらつきは、2013年を2005年と比べても拡大しており、全体の賃金のばらつき拡大の要因となっている。

## 結論

賃金のばらつきを分析した研究は多いが、賃金のばらつきを労働時間と時給に分解した分析は見られない。本稿では、1989年～2013年の「賃金構造基本統計調査」に基づき、準対数分散を分布尺度に用いて、賃金のばらつきを労働時間、時給等により分解し、これらの構成要素の寄与を分析した。対数分散が、対数値の平均との差の2乗の平均であり、自身の対数値の平均との差をウェイトにした加重平均とみなせるのに対し、準対数分散は、構成要素自身ではなく賃金の対数値の平均との差をウェイトにして、構成要素の対数値の平均との差を加重平均したものである。労働時間、時給等の構成要素の関係は乗法的であること（賃金＝労働時間×時給）から、ジニ係数等ではばらつきの分解ができないが、準対数分散は分解できる。

さらに、本稿では、準対数分散により、賃金のばらつきを構成集団内、構成集団間に分解し、これに基づいて、賃金のばらつきに対する雇用形態・就業形態間のばらつきの寄与や高齢化の影響等を分析した。準対数分散は、雇用形態・就業形態、年齢階層等の構成集
団による分解ができる。

分析結果を見ると、2004年から2005年にかけて賃金のばらつきの大きさに段差があり、その調整は困難であるため、2004年以前と2005年以降に分けて分析を行った。

1989～2004年、2005～2013年の両期間において、賃金（賞与込、1か月当り）、きまって支給する給与、所定内給与とも、ばらつきが拡大している。これに対する労働時間、時給等の寄与を見ると、労働時間の寄与度は両期間とも上昇し、上記各賃金のばらつき拡大の要因となっている。一方、時給の寄与度は、1989～2004年では上昇しているが労働時間ほどではなく、2005～2013年ではやや低下している。賞与の寄与度の推移も同様である。

これについては、雇用形態・就業形態間の賃金のばらつきが拡大し、全体の賃金のばらつき拡大の要因となっている。労働時間、時給の寄与度も、両期間とも上昇しているが、時給の寄与度の上昇（1年当り）は、1989～2004年よりも2005～2013年のほうが小さくなっている。

一方、労働者の多くを占める無期雇用の一般労働者内の賃金のばらつきは、その年齢階層間のばらつきの低下が要因となって、縮小している。これは、主に時給の寄与度の低下による。全体の賃金のばらつきに対する時給の寄与度が2005～2013年ではやや低下していることについては、無期雇用の一般労働者内のばらつきに対する時給の寄与度が低下していること、雇用形態・就業形態間のばらつきに対する時給の寄与度の上昇が2005～2013年では小さくなっていることが反映されていると考えられる。

また、1989～2004年、2005～2013年の両期間において、賃金のばらつきの変化に対する高齢化の影響は小さい。労働時間、時給の寄与度を見ても、同様に高齢化の影響は小さい。この要因としては、団塊二世や1990年前後のバブル期の大量採用等により、団塊の世代と合わせて年齢分布の山が2つあり、年齢階層が高いほど構成比が上昇するという単調な関係にはなっていないことが考えられる。

## （補論）「賃金構造基本統計調査」の調査方法変更に応じた分析対象除外の影響

本論では1．（2）のように、「賃金構造基本統計調査」について、2004年以前の調査に合わせて、篠崎（2008）に述べられている2005年から調査対象に追加された職種の労働者を分析対象から除いている。これに対し、表Aは、2005年以降についてこれらの労働者を分析対象に含め、準対数分散を分布尺度に用いて、賃金のばらつきと労働時間、時給等の構成要素の寄与度を計算したものである。本論表2を表Aと比較すると、分布尺度、寄与度はほとんど変わらず、2004年から2005年にかけての段差も縮まっていない。調査対象に追加された労働者を分析対象から除いたことの影響は小さいといえよう。

一方、2004 年以前の調査と 2005 年以降の調査の間の雇用形態、就業形態の区分の変更は、1．（2）のように、用語の変更で定義は同じであるにもかかわらず、回答に影響を及ぼしているように思われる。表 B のとおり、2004 年以前の調査に比べて 2005 年以降の調査
では、有期雇用の労働者の割合が大幅に高まっている。

この要因については、2004年以前の調査において、無期雇用が常用という名義であったため、これに有期雇用の労働者も含めてしまう回答が多かったのが、2005年以降の調査では、無期雇用が雇用期間の定め無しという文字通りの用語になったため、これに有期雇用の労働者も含めてしまう回答が減った可能性が考えられる。しかし、本論表4及び表Cのとおり、無期雇用の労働者における賃金のばらつきと労働時間、時給等の寄与度は、2004年から2005年にかけて高まっている。2005年以降の調査で、有期雇用の労働者も含めてしまう回答が減ったのであれば、低賃金の者が減るため、無期雇用の労働者の賃金のばらつきは低下するはずである。さらに、無期雇用の一般労働者の賃金のばらつきについては、2004年から2005年にかけて大きな段差はない。したがって、無期雇用の区分に有期雇用の労働者も含めてしまう回答が減ったというよりは、1.(2)のように、2005年以降の調査で、雇用期間の定め無し、雇用期間の定め有りという用語になったため、有期雇用の労働者を調査対象と意識する回答が増えたことによる可能性が考えられる。

## (参考文献)

青木昌彦（1979）、『分配理論』（筑摩書房）第2章「個人間所得分配の記述と評価」

太田清（2006）、「非正規雇用と労働所得格差」、『日本労働研究雑誌』No. 557、pp. 41-52

川口章（2011）、『賃金構造基本統計調査』1989-2009年の概観」、『同志社政策研究』、No.5、pp.107-122

篠崎武久（2001）、「1980～90年代の賃金格差の推移とその要因」、『日本労働研究雑誌』No. 494、pp. 2-15

篠崎武久 (2008)、『賃金構造基本統計調査』の調査方法変更と賃金格差の推移」、『人文社会科学研究』(早稲田大学)、No. 48、pp. 131-144

連合（日本労働組合総連合会）（2013）、『連合・賃金レポート』

松浦克己・滋野由紀子（1995）、『女性の就業と富の分配』（日本評論社）

浜田浩児（2003）、『SNA家計勘定の分布統計—国民経済計算ベースの所得・資産分布—』（財務省印刷局、経済分析167号）

Atkinson, A. B. (1970), "On the measurement of inequality," Journal of Economic Theory 2(3), pp.244-263

Shorrocks, A. F. (1980), “The Class of Additively Decomposable Inequality Measures,” Econometrica, Vol.48, No.3, pp. 613-625

Shorrocks, A. F. (1982), “Inequality Decomposition by Factor Components,” Econometrica, Vol.50, No.1, pp.193-211

Theil, H. (1967), Economics and Information Theory, North-Holland Publishing Company
表A 追加職種を含めた賃金のばらつきの推移と構成要素による分解（準対数分散）

(寄与度)

年	賃金
(賞与込)	きまって
支給する
給与	所定内
給与	所定内
給与	超過労
給与	特別給与
(賞与等)
2005	0.6766	0.2870	0.3896	0.6064	0.2870	0.3194	0.5811	0.2668	0.3143	0.0253	0.0202	0.0050
2006	0.6850	0.2950	0.3900	0.6124	0.2950	0.3174	0.5869	0.2740	0.3129	0.0255	0.0211	0.0045
2007	0.6752	0.2911	0.3841	0.6027	0.2911	0.3117	0.5769	0.2690	0.3079	0.0258	0.0221	0.0038
2008	0.7186	0.3272	0.3914	0.6431	0.3272	0.3159	0.6153	0.3036	0.3117	0.0278	0.0236	0.0042
2009	0.7180	0.3278	0.3902	0.6417	0.3278	0.3139	0.6206	0.3103	0.3103	0.0211	0.0175	0.0036
2010	0.6996	0.3244	0.3752	0.6333	0.3244	0.3089	0.6092	0.3040	0.3052	0.0241	0.0204	0.0037
2011	0.7082	0.3341	0.3741	0.6397	0.3341	0.3057	0.6144	0.3134	0.3010	0.0253	0.0207	0.0046
2012	0.7058	0.3328	0.3729	0.6368	0.3328	0.3040	0.6108	0.3112	0.2996	0.0261	0.0216	0.0044
2013	0.7100	0.3387	0.3713	0.6424	0.3387	0.3037	0.6159	0.3163	0.2995	0.0265	0.0224	0.0041

(注)表2の注1～3参照。

表B 雇用形態・就業形態構成の推移

(%)

年	無期·一般	無期·短時間	有期·一般	有期·短時間
1989	90.2	6.1	1.4	2.2
1990	90.6	6.5	1.2	1.6
1991	90.6	7.0	1.0	1.5
1992	89.9	7.3	1.1	1.8
1993	88.7	8.3	1.0	2.0
1994	88.5	8.6	1.0	2.0
1995	88.5	8.4	1.0	2.1
1996	87.6	9.3	1.0	2.2
1997	87.2	9.9	1.1	1.9
1998	84.7	11.3	1.1	2.9
1999	84.4	11.7	1.1	2.8
2000	84.2	11.8	1.1	2.9
2001	83.6	12.3	1.2	2.9
2002	81.4	13.9	1.2	3.5
2003	80.7	14.2	1.7	3.4
2004	78.4	15.8	1.5	4.3
2005	71.1	10.1	8.2	10.6
2006	71.2	9.4	8.9	10.5
2007	70.8	9.2	9.0	11.0
2008	68.4	9.4	9.4	12.7
2009	67.7	9.7	9.7	12.8
2010	67.1	9.4	9.6	13.9
2011	67.0	9.7	9.7	13.6
2012	64.7	9.6	11.3	14.4
2013	64.9	9.3	11.0	14.8
表C 無期雇用・短時間労働者の賃金のばらつきの推移と構成要素による分解（準対数分散）

(寄与度)

年	賃金
(賞与込)	きまって
支給する
給与	所定内
給与	所定内
給与	超過労働
給与	特別給与
(賞与等)

1989	0.2678	0.2000	0.0678	0.2552	0.2000	0.0553	0.2487	0.1941	0.0546	0.0065	0.0058
1990	0.2641	0.1919	0.0722	0.2510	0.1919	0.0591	0.2453	0.1871	0.0582	0.0057	0.0048
1991	0.2694	0.2014	0.0680	0.2568	0.2014	0.0554	0.2505	0.1960	0.0545	0.0062	0.0053
1992	0.2727	0.2016	0.0710	0.2586	0.2016	0.0570	0.2530	0.1968	0.0562	0.0056	0.0048
1993	0.3087	0.2381	0.0706	0.2945	0.2381	0.0564	0.2889	0.2335	0.0553	0.0056	0.0046
1994	0.3209	0.2501	0.0708	0.3080	0.2501	0.0579	0.3028	0.2458	0.0570	0.0052	0.0043
1995	0.2961	0.2282	0.0679	0.2824	0.2282	0.0541	0.2768	0.2232	0.0535	0.0056	0.0050
1996	0.3375	0.2664	0.0711	0.3241	0.2664	0.0577	0.3174	0.2603	0.0571	0.0067	0.0061
1997	0.3341	0.2648	0.0693	0.3210	0.2648	0.0562	0.3144	0.2589	0.0555	0.0066	0.0059
1998	0.3436	0.2751	0.0684	0.3316	0.2751	0.0564	0.3255	0.2698	0.0557	0.0061	0.0054
1999	0.3393	0.2720	0.0672	0.3277	0.2720	0.0557	0.3216	0.2674	0.0543	0.0060	0.0046
2000	0.3515	0.2848	0.0667	0.3412	0.2848	0.0563	0.3333	0.2782	0.0551	0.0079	0.0066
2001	0.3315	0.2652	0.0663	0.3208	0.2652	0.0556	0.3135	0.2584	0.0551	0.0073	0.0068
2002	0.3570	0.2890	0.0680	0.3468	0.2890	0.0578	0.3393	0.2824	0.0569	0.0075	0.0066
2003	0.3656	0.3031	0.0625	0.3565	0.3031	0.0534	0.3483	0.2959	0.0524	0.0081	0.0072
2004	0.3859	0.3225	0.0635	0.3776	0.3225	0.0552	0.3690	0.3151	0.0539	0.0086	0.0074
2005	0.4667	0.3722	0.0945	0.4586	0.3722	0.0864	0.4542	0.3684	0.0858	0.0044	0.0037
2006	0.4734	0.3774	0.0961	0.4645	0.3774	0.0871	0.4593	0.3730	0.0863	0.0052	0.0043
2007	0.4853	0.3846	0.1006	0.4765	0.3846	0.0918	0.4718	0.3801	0.0917	0.0047	0.0046
2008	0.5165	0.4046	0.1120	0.5051	0.4046	0.1006	0.4994	0.3998	0.0996	0.0057	0.0048
2009	0.5093	0.3932	0.1161	0.5001	0.3932	0.1069	0.4955	0.3893	0.1061	0.0047	0.0038
2010	0.4889	0.3856	0.1033	0.4798	0.3856	0.0942	0.4745	0.3813	0.0933	0.0052	0.0043
2011	0.5183	0.4142	0.1040	0.5076	0.4142	0.0934	0.5029	0.4106	0.0923	0.0047	0.0036
2012	0.5119	0.3985	0.1133	0.5018	0.3985	0.1033	0.4968	0.3945	0.1023	0.0051	0.0040
2013	0.5120	0.4063	0.1057	0.5021	0.4063	0.0958	0.4960	0.4013	0.0946	0.0062	0.0050
## 鹿児島県

## 鹿児島県立鹿児島盲学校

■ 建築主／鹿児島県

■ 所在地／〒891-0116 鹿児島県鹿児島市上福元町5369-1

☐ 敷地面積／20,000m²

☐ 建築面積／6,060m²

☐ 延床面積／9,708m²

構造・規模／鉄骨造（3階建）

☑ 施工期間／平成21年10月～平成22年12月

## 計画に見られる指針改訂のポイント

☐ 学習・生活空間の充実

☑ 一人一人の教育的ニーズへの対応

☑ 企業等との連携による職業教育の充実等に資する空間の整備

## 児童生徒が安全・安心に 暮らせるよう最大限配慮した空間

エントランスからグラウンドまで、南北に一直線に伸びる廊下が、校舎の各棟と直角に交わり、空間の基軸となっている。シンプルな空間構造にすることで、児童生徒が容易に移動でき、安心して活動できるようになっている。

## 配置図

## 視覺障害

学部	児童生徒数	クラス数
小学部	8 (5)	4 (2)
中学部	8 (4)	5 (2)
高等部	11 (6)	5 (2)
専攻科	21	6
合計	48	—

$ ^{※} $ 平成23年12月現在

※（）内は重複障害学級の児童生徒数とクラス数（内数）

廊下に引かれたラインは、基軸部分を太く、派生部分を細くすることで位置の認識を容易にする配慮がなされている

☑ 平面図(1階)