Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
# 一平成27年度概算要求のポイント一

職業安定局

## 女性・若者・高齢者等の人材力の強化

全ての人材が能力を高め、その能力を存分に発揮できるよう、円滑な転職の支援、女性・若者・高齢者・障害者等の活躍推進、労働市場インフラの戦略的強化、地域に応じた良質な雇用機会の確保・創出、外国人材の活用などにより人材力の強化を図る。

## 1 女性の活躍推進

29億円(28億円)

(1) 女性のライフステージに対応した活躍支援 29億円 (28億円)

マザーズハローワーク事業について、出張相談の充実や出張セミナーの実施、求職者等に対する情報発信機能の強化などの充実を図る。

2 若者の活躍推進・正社員雇用の拡大

461億円(386億円)

## (1) 若者の活躍推進

155億円（141億円）

①総合的かつ体系的な若者雇用対策の充実に向けた法的整備【新規】19百万円

若者が将来の産業及び社会を担う者としてその能力を有効に発揮できるよう、社会全体が責任をもって若者雇用対策に取り組む体制について法的整備を行い、着実に実施する。

②新卒者等の職業意識の醸成・就職支援の強化【一部新規】109億円（99億円）

「若者応援企業宣言」事業の更なる普及・活用促進を図るため、若者の採用・育成に取り組み、一定の要件を満たした若者応援企業を「若者育成認定企業（仮称）」として認定し、重点的なマッチングや助成措置等を講ずるとともに、新卒応援ハローワーク等における新卒者等に対する就職支援の強化を図る。

また、中退者、未就職卒業者に対して、関係機関と連携を図りつつ、就職支援情報等を確実に届ける等の支援を行う。
さらに、若者の非正規雇用割合や早期離職率が高い業種について、業界ごとの多様な若者の活用状況や雇用管理上の課題を踏まえつつ、コンサルティング等を新たに実施することにより、企業の自主的な雇用管理改善による「魅力ある職場づくり」の取組を推進する。

③フリーター等の安定雇用への支援・職業的自立への支援 47億円(42億円)

フリーター等の現状について、学校段階から若者に周知し、若者の安定就労への意識喚起を図るとともに、わかものハローワークにおけるキャリア・コンサルティング機能を強化する。

## (2) 「正社員実現加速プロジェクト」の推進 297億円(238億円)

## ①総合的かつ体系的な若者雇用対策の充実に向けた法的整備

（再掲・2ページの2（1）①参照）19百万円

## ②非正規雇用労働者の正社員転換や処遇改善に取り組む事業主への支援の拡充

296億円(238億円)

「勤務地・職務限定正社員」制度を新たに導入する企業に対する助成を行うほか、派遣労働者の正社員転換や非正規雇用労働者の賃金テーブルの改善を促進するためキャリアアップ助成金を拡充する。また、学卒未就職者、フリーター、ニート等について、正社員就職の早期実現を図るため、トライアル雇用奨励金等による支援を強化する。

## (3) 非正規雇用労働者の雇用の安定と処遇の改善

312億円(248億円)

①非正規雇用労働者の正社員転換や処遇改善に取り組む事業主への支援の拡充

（一部再掲・本ページの（2）②参照）296億円（238億円）

## ②労働者派遣制度の見直しの着実な実施等

15億円（9億円）

労働者派遣制度の見直しについて、労働政策審議会建議を踏まえ、必要な法制上の措置を講ずるとともに、その円滑かつ着実な実施に向けた対応を行う。

また、特に小規模事業所を中心として一定期間のみの不安定な雇用形態の職業紹介が多い有料職業紹介事業者が、より安定的な雇用形態の職業紹介ができるように関係団体への委託による事業運営方法の改善等を推進する。

## ③「多様な正社員」の普及・拡大

64百万円(64百万円)

いわゆる正社員のワーク・ライフ・バランスの実現や、非正規雇用労働者のキャリアアップを促進するため、職務や勤務地等を限定した多様な正社員の普及・拡大を図る。
## 3 高齢者・障害者等の活躍推進

399億円(383億円)

## (1) 高齢者の活躍推進(「シニア活躍応援プラン(仮称)」の推進)

253億円(256億円)

①「生涯現役社会」の実現に向けた企業への支援策の充実 35億円(86億円)

65 歳を過ぎても働くことができるような企業の普及促進に向けた支援を強化するとともに、業界団体における生涯現役雇用制度導入マニュアルの作成など、生涯現役社会の実現に向けた社会的な機運の醸成を図る。

## ② 高齢者の再就職支援の充実

101億円(77億円)

高齢者が年齢にかかわりなく安心して再就職支援を受けることができるよう、全国の主要なハローワークで職業生活の再設計に関する支援や就労支援チームによる就労支援を行うとともに、技能講習を実施するなど、再就職支援の充実を図る。

## ③ 高齢者が地域で働ける場や社会を支える活動ができる場の拡大

117億円（94億円）

育児支援等の分野など現役世代の支援となるような分野を中心に、シルバー人材センターの活動範囲を拡充する。

## (2) 専門的知識等を有する有期雇用労働者等に関する特別措置法(案)の円滑な施行【新規】2億円

高度専門知識等を有する者や定年後の高齢者に係る無期転換ルールの特例を定めた「専門的知識等を有する有期雇用労働者等に関する特別措置法案」が成立した場合には、事業主等に対する法内容の周知や円滑な計画認定を行うための体制整備を図る。

## (3) 障害者等の就労促進

144億円（127億円）

## ①障害特性に応じた就労支援の推進等

71億円（62億円）

ハローワークにおける精神障害者、発達障害者や難病患者に対するそれぞれの特性に応じた就職支援体制の充実を図るとともに、難病のある人を雇用し、適切な雇用管理等を行った事業主に対する支援の拡充を図る。

また、がん患者等の長期にわたる治療が必要な疾病を抱えた求職者に対する就労支援モデル事業の拡充を図る。

## ②地域就労支援力の強化による職場定着の推進

79億円(68億円)
障害者就業・生活支援センターを増設するとともに、新たに配置する経験豊富なジョブコーチによる定着支援を強化するほか、職場適応・定着等に取り組む事業主への支援を拡充する。

③中小企業に重点を置いた支援策の実施 19億円（13億円）

障害者を初めて雇用する中小企業に対する支援やハローワークによる中小企業を主な対象とした就職面接会を実施することにより、効果的なマッチングを図る。

## 4 労働市場インフラの戦略的強化 459億円(358億円)

(1) 労働市場全体としてのマッチング機能の強化	459億円(358億円)
①失業なき労働移動の実現	395億円(330億円)
労働移動支援助成金の拡充や産業雇用安定センターの機能強化により、離職を余儀なくされた労働者の早期再就職を促進する。
②民間人材ビジネスの適切な評価と積極的な活用	28億円(6億円)
優良な職業紹介事業者や労働者派遣事業者の認定を推進することにより、健全な事業者の育成を推進する。
また、民間事業者を活用して、わかものハローワークにおけるキャリア・コンサルティング機能及び訓練受講を希望する者に対する訓練前のキャリア・コンサルティング機能を強化する。
③労働市場全体としてのマッチング機能の強化	21億円(13億円)
ハローワークの保有する求職情報を、民間職業紹介事業者や地方自治体に対して提供するための仕組みの構築など、必要な措置を講ずる。
④労働者派遣制度の見直しの着実な実施等(再掲・3ページの(3)②参照)
15億円(9億円)

## 5 重層的なセーフティネットの構築 1,704億円(1,734億円)

(1) 雇用保険制度、求職者支援制度によるセーフティネットの確保

1,632億円(1,659億円)

国庫負担金の本則（雇用保険制度1/4、求職者支援制度1/2）復帰については、雇用
保険法附則の規定に基づき検討する。

※雇用保険制度の失業等給付費として1兆8,215億円（1兆7,562億円）を計上

※求職者支援制度の職業訓練受講給付金等として420億円（450億円）を計上

## (2) 生活保護受給者等の生活困窮者に対する就労支援の推進など

72億円(75億円)

① 生活保護受給者等の生活困窮者に対する就労支援の推進等 66億円(72億円)

生活保護受給者等の生活困窮者の就労による自立を促進するため、地方自治体等に設置するハローワークの常設窓口を増設（150箇所→180箇所）するなど、ハローワークと地方自治体が一体となった就労支援を推進する。

② 刑務所出所者などに対する就労支援の充実(一部推進枠) 6億円(3億円)

再犯防止対策の観点からも重要な刑務所出所者等の就労支援について、ハローワークと刑務所・保護観察所等が連携して実施する「刑務所出所者等就労支援事業」の拡充を行う。

## 6 地域に応じた良質な雇用機会の確保・創出

464億円(93億円)

良質かつ安定的な雇用機会の創出に向けて、産業政策等と一体となった地域の自発的な雇用創造への取組を支援する。

(1)「地域しごと創生プラン(仮称)」の推進【新規】(推進枠) 331億円

地域ごとに異なる課題の解決や資源の活用などを通じて、良質かつ安定的な雇用機会の創出等が可能となるよう、地方自治体の産業政策・地域振興策等と連携しつつ、地域の自発的な「しごと創生」の取組を総合的に支援する。

また、意欲のある自治体の取組と連携し、大都市圏から各地方へ、地域経済を支える人材の確保のために、地域への人材還流を促す総合的な取組を行う。

(2) 人材不足分野における人材確保・育成対策の推進

(一部再掲・2ページの2(1)②参照)

133億円(93億円)

①雇用管理改善による「魅力ある職場づくり」の推進 116億円（77億円）

人材不足が懸念される分野ごとの特性を踏まえ、各種の雇用管理制度の有効性やノウハウ等の把握、事業主に対する雇用管理制度の導入支援等を行う雇用管理改善
促進事業を実施し、人材不足分野における「魅力ある職場づくり」を推進する。

また、雇用管理改善につながる制度を導入し適切に実施する事業主を支援する中小企業労働環境向上助成金・建設労働者確保育成助成金について、中小企業以外への適用拡大や助成対象メニューを拡充するなど、雇用管理改善の取組による職場定着の促進を通じて人材不足の解消を図る。

## ②潜在有資格者の掘り起こし・マッチング対策の強化

17億円（15億円）

福祉分野（介護・医療・保育職種）の人材確保に向け、関係機関との連携を強化し、求人充足に向けた支援を推進する。

また、建設分野において、ハローワークにおける未充足求人へのフォローアップの徹底等を内容とする「建設人材確保プロジェクト」を推進する。

## 7 外国人材の活用・国際協力

21億円(21億円)

## (1) 外国人材の活用

20億円（20億円）

地元企業への就職支援と広域的な就職支援の両面から、留学生に対する就職支援体制の強化を図るとともに、在留資格上我が国での活動に制限のない定住外国人に対する成長産業や人手不足産業とのマッチングの促進を図る。

## （２）経済連携協定などの円滑な実施

57百万円(54百万円)

経済連携協定などに基づく外国人看護師・介護福祉士候補者について、インドネシア及びフィリピンに加え、平成26年度よりベトナムからの受入れを開始したことに伴い、その円滑かつ適正な受入れ及び受入れの拡大のため、就労ガイダンスを行うとともに、受入れ施設に対する巡回指導等を実施する。

## 8 震災復興のための雇用対策

441億円(56億円)

## （１）被災者の一時的な雇用の確保（復興）

194億円

被災者の一時的な雇用の確保、生活の安定を図るため、都道府県又は市町村による直接雇用又は民間企業・NPO等への委託により雇用を創出する「震災等対応雇用支援事業（仮称）」について、緊急雇用創出事業の基金を積み増し、事業の実施期限を一年延長する。

(2) 産業政策と一体となった被災地の雇用支援(復興)

242億円
被災地での安定的な雇用を創出するため、産業政策と一体となって雇用面から支援を行う「事業復興型雇用創出事業」について、緊急雇用創出事業の基金を積み増し、事業の実施期限を一年延長する。

## （３）福島避難者帰還等就職支援事業の実施

5億円（6億円）

自治体や経済団体で構成する協議会に対し、就職活動支援セミナー等の避難解除区域等への帰還者の雇用促進に資する事業を委託する。

また、福島県の市町村に対し、市町村の実情に応じて助成金等雇用創出の支援ツールの活用方法の提案や、手続・運営等に関するアドバイスを行う。

さらに、福島県内外の避難者の就職支援を推進する。
事項	26年度予算	27年度要求
1 女性の活躍推進	2,799	2,875
(1) 女性のライフステージに対応した活躍支援	2,799	2,875
2 若者の活躍推進・正社員雇用の拡大	38,582	46,055
(1) 若者の活躍推進	14,080	15,546
①総合的かつ体系的な若者雇用対策の充実に向けた法的整備	0	19
②新卒者等の職業意識の醸成・就職支援の強化	9,873	10,858
③フリーター等の安定雇用への支援・職業的自立への支援	4,207	4,669
(2) 「正社員実現加速プロジェクト」の推進	23,842	29,666
①総合的かつ体系的な若者雇用対策の充実に向けた法的整備	0	19
②非正規雇用労働者の正社員転換や処遇改善に取り組む事業主への支援の拡充	23,842	29,647
(3) 非正規雇用労働者の雇用の安定と処遇の改善	24,822	31,195
①非正規雇用労働者の正社員転換や処遇改善に取り組む事業主への支援の拡充	23,842	29,647
②労働者派遣制度の見直しの着実な実施等	916	1,484
③「多様な正社員」の普及・拡大	64	64
3 高齢者・障害者等の活躍推進	38,266	39,901
(1) 高齢者の活躍推進（「シニア活躍応援プラン（仮称）」の推進	25,603	25,345
①「生涯現役社会」の実現に向けた企業への支援策の充実	8,562	3,513
②高齢者の再就職支援の充実	7,666	10,145
③高齢者が地域で働ける場や社会を支える活動ができる場の拡大	9,375	11,686
(2) 専門的知識等を有する有期雇用労働者等に関する特別措置法（案）の円滑な施行	0	201
(3) 障害者の就労促進	12,663	14,355
①障害特性に応じた就労支援の推進等	6,212	7,118
②地域就労支援力の強化による職場定着の推進	6,755	7,918
③中小企業に重点を置いた支援策の実施	1,282	1,897
事項	26年度予算	27年度要求
4 労働市場インフラの戦略的強化	35,810	45,852
(1) 労働市場全体としてのマッチング機能の強化	35,810	45,852
①失業なき労働移動の実現	32,951	39,504
②民間人材ビジネスの適切な評価と積極的な活用	636	2,753
③労働市場全体としてのマッチング機能の強化	1,307	2,111
④労働者派遣制度の見直しの着実な実施等	916	1,484
5 重層的なセーフティネットの構築	173,403	170,404
(1) 雇用保険制度、求職者支援制度によるセーフティネットの確保	165,930	163,211
(2) 生活保護受給者等の生活困窮者に対する就労支援の推進など	7,473	7,193
①生活保護受給者等の生活困窮者に対する就労支援の推進等	7,216	6,559
②刑務所出所者などに対する就労支援の充実	257	634
6 地域に応じた良質な雇用機会の確保・創出	9,260	46,381
(1) 「地域しごと創生プラン（仮称）」の推進	0	33,078
(2) 人材不足分野における人材確保・育成対策の推進	9,260	13,303
①雇用管理改善による「魅力ある職場づくり」の推進	7,736	11,576
②潜在有資格者の掘り起こし・マッチング対策の強化	1,524	1,726
7 外国人材の活用・国際協力	2,068	2,051
(1) 外国人材の活用	2,014	1,994
(2) 経済連携協定などの円滑な実施	54	57
8 震災復興のための雇用対策	560	44,084
(1) 被災者の一時的な雇用の確保	0	19,400
(2) 産業政策と一体となった被災地の雇用支援	0	24,200
(3) 福島避難者帰還等就職支援事業の実施	560	484
## 外務省

➢ 国連ボランティア計画（UNV）

・平和構築の現場で活動する国際機関へ専門技術を持つボランティアを派遣する

広島平和構築人材育成センター（HPC）

・平和構築分野の人材育成，調査・研究等の事業を実施する一般社団法人

・役割：各種国内研修・セミナー，シンポジウム等の広報，キャリア構築支援及び

## 平和構築人材育成事業の概要

平成19年度から毎年企画競争を実施して委託業者を決定。

平成24年度事業は，広島平和構築人材育成センター（HPC）に国内研修等を委託し，国連ボランティア計画（UNV）が海外実務研修を実施。

## 【参考】

・役割：UNVのボランティア派遣の枠組みを活用し，海外実務研修を実施。

## 体制

➤平成19年度から平成22年度の修了生は，南スーダン，シエラレオネ，アフガニスタン等において，国際機関の現地事務所，国連PKOミッション，NGO等で活躍中。

➢平成19年度から平成24年度にかけて，日本人118名及びアジア人108名が研修コースに参加し，日本人123名が平和構築基礎セミナーに参加。

## 実績

➢平和構築の現場で活躍できる日本及びアジアの文民専門家の育成，平和構築の現場で活躍する日本人のプレゼンスの強化。
事業所管部局による点検
項 目	評価	評価に関する説明
国必要投性入の	広く国民のニーズがあるか。国費を投入しなければ事業目的が達成できないのか。	○	研修コースへの応募は多数にのぼり,参加した研修員からも高い評価を得ている。国際社会の責任ある一員として平和構築分野での貢献の拡充は重要であり,我が国としては,国連ボランティア計画(UNV)の枠組みを活用した国際機関への派遣により,研修員に国際業務の実務経験を積ませることは,政府のみが主体的に行い得る優先度の高い事業と位置づけられる。
地方自治体,民間等に委ねることができない事業なのか。	○
明確な政策目的(成果目標)の達成手段として位置付けられ,優先度の高い事業となっているか。	○
事業の効率性	競争性が確保されているなど支出先の選定は妥当か。	○	平和構築の現場で活動する国際機関等へのボランティア派遣実績があり,効果的な海外実務研修の派遣が可能となる国連ボランティア計画(UNV)の枠組みを引き続き活用。これまで着実に研修員の派遣が実現している。
受益者との負担関係は妥当であるか。	○
単位当たりコストの水準は妥当か。	○
資金の流れの中間段階での支出は合理的なものとなっているか。	○
費目・使途が事業目的に即し真に必要なものに限定されているか。	○
不用率が大きい場合,その理由は妥当か。(理由を右に記載)	-
事業性の有効	事業実施に当たって他の手段・方法等が考えられる場合,それと比較してより効果的なあるいは低コストで実施できているか。	○	平和構築分野に特化して人材育成を図る唯一の事業として,着実に実績を積み上げており,現場で活躍する修了生を輩出している。成果物は十分に活用されている。
活動実績は見込みに見合ったものであるか。	○
整備された施設や成果物は十分に活用されているか。	○
重複排除	類似の事業がある場合,他部局・他府省等と適切な役割分担を行っているか。(役割分担の具体的な内容を各事業の右に記載)	-
事業番号	類似事業名	所管府省・部局名

点検結果	(目的・予算の状況)・冷戦終結後,内戦の増加などによる国際環境の変化に伴い,国連PKOは,展開数が増加するとともに,その活動も小規模で停戦監視などの伝統的な任務を中心とするものに加え,紛争後の国づくり支援等へと役割を拡大している。我が国は,平和構築を主要な外交課題の一つと位置付け,1992年にPKOへの協力を開始して以来,この20年間に世界各地の国連PKOに自衛官,警察官,選挙監視要員等を派遣し,世論調査でも国民の圧倒的多数から評価される活動に成長してきている。他方,平和構築においては紛争後の平和と安定や復興・国づくり支援に携わる多様な分野での文民専門家の役割が不可欠であり,国際社会においてもニーズの増大に対する人材不足が指摘されているが,例えば,国連PKOミッションにおける文民のうち邦人は僅か30名(平成24年10月31日現在)に留まるなど,我が国の貢献は限定的なものになっている。・かかる状況を改善していくことは,我が国にとって重要な課題であり,本事業を通じ,高い専門性や実務経験等を備え,平和構築の現場で活躍することができる人材,さらには将来的に我が国における平和構築に係る人的ネットワークの核になる人材を育成し,文民専門家の人材層を拡大することは極めて有益。本事業は,平和構築分野での貢献拡大を目指す我が国外交政策の重要な一部をなしている。(資金の流れ・費目・使途)・UNVから定期的に報告を受けることにより,拠出金の適正な執行の確保に努めている。執行状況については,定期的な報告に加えて必要に応じて随時報告を求めている。・海外実務研修が研修員のキャリア形成に資するよう,UNVと緊密に協議を行うことで拠出金の効果的な執行を図っている。(活動実績・成果実績)・人材育成事業の成果は中長期的に評価する必要がある。上記の成果実績はあくまで研修直後の就職実績に過ぎないが,平成19年度以降の本事業により,修了生は平和構築分野におけるキャリア形成を始めている。

行政事業レビュー推進チームの所見

所見を踏まえた改善点/概算要求における反映状況

備考
・平和構築に携わる文民専門家の育成は世界的な課題であり,G8プロセスにおいても課題の一つとして取り上げられるとともに,文民専門家の拡大について国連及び国際社会による支援のあり方を分析する見直し作業(文民派遣能力レビュー)が行われており,国際社会が一体となった文民派遣の向上に係る方向性及びニーズへの具体的対応も示されている。このような潮流の中,文民専門家を対象とした育成・研修機関が存在しないアジアの中にあって,日本人のみならずアジア人文民専門家の育成を目指す本事業は,国連関係者や関係国から高い評価を受けており,今後益欠重要性が高まることが予想される。
関連する過去のレビューシートの事業番号
平成22年	106	平成23年	111	平成24年	137
ESRI Discussion Paper Series No.34

Nonprofit Wage Premiums in Japan’s Child Care Market: Evidence from Employer-Employee Matched Data

by

Haruko Noguchi, Satoshi Shimizutani, and Wataru Suzuki

May 2003

Economic and Social Research Institute

Cabinet Office

Tokyo, Japan
# Nonprofit Wage Premiums in Japan’s Child Care Market: Evidence from Employer-Employee Matched Data $ ^{1} $

By

Haruko Noguchi, Satoshi Shimizutani and Wataru Suzuki

May 2003

Please address correspondence to:

Haruko Noguchi, Toyo-Eiwa University, Yokohama, Japan

Email: hnoguchi@newage3.stanford.edu

Satoshi Shimizutani, Cabinet Office, Tokyo, Japan

Email: satoshi.shimizutani@esri.cao.go.jp

Wataru Suzuki, Osaka University, Osaka, Japan

Email: suzuki@osipp.osaka-u.ac.jp
## Abstract

This paper investigates nonprofit wage premiums in Japan’s child care labor market, an area that has not yet been studied. We take advantage of a unique, large, and high-quality data set on child care workers collected in the summer 2002 to evaluate nonprofit wage premiums after controlling for selection bias and various characteristics of employers and employees.

Our findings demonstrate that wage premiums in the nonprofit sector relative to subsidized for-profit centers were clearly observed in Japan’s child care industry; the estimated hourly wage differential is 28.3 percentage points (398 yen in real value), even after controlling for differences in subsidies for each area and facility. Second, nonprofit firms are more likely to value workers with respect to age, market experience, education, qualifications, and the size of firms than are subsidized for-profit firms. Third, more experienced workers with higher levels of education and qualifications, who therefore may provide higher quality of care, tend to choose working in nonprofit centers because they are more likely to be valued in the not-for-profit sector compared to the proprietary sector. Fourth, significant amounts of nonprofit wage premiums in the child care market are most likely to be caused by the high value on not-for-profit workers rather than on the presence of a larger number of workers who have unmeasurable comparative advantage in the nonprofit sector. To improve the efficiency of child care management and break through the bottleneck of child care supply, therefore, the policy should shed light on the lavish and inefficient rate of return to workers in the not-for-profit sector.
### 1. Introduction

This paper investigates nonprofit wage premiums in the Japan’s child care labor market, an area that has not yet been studied. Although both for-profit and nonprofit centers have been operating in the child care industry in Japan, not-for-profit centers have been rather dominant in the sector. These organizations include both publicly owned and private nonprofit centers run mostly via social welfare cooperation. They are approved by local governments and enjoy preferable treatments through subsidies. On the other hand, for-profit facilities are not licensed, and most of them are small in size and managed by individuals. In 2000, the Japanese government began to encourage private companies to enter the licensed child care market.

It is well known that the undersupply of child care services is serious in Japan, especially in urban areas $ ^{2} $ . Usually, nonprofit centers are considered to be much more costly than for-profit counterparts (Cabinet Office (2003)). Since the child care industry is seen to be labor intensive, higher costs reflect higher wages. Thus, research on wage determination in the market is urgent for improving the efficiency of child care management and breaking through the bottleneck of child care supply.

Surprisingly, however, there have been no empirical studies on the wage differentials between the for-profit and not-for-profit sectors in this market. There are competing hypotheses accounting for the sectoral wage differences in previous theoretical literature. Those who support nonprofit wage premiums emphasize the non-distributional constraint, which is peculiar to nonprofit institutions, and managers' preferences toward the quality of services. On the other hand, those who insist that wage differentials are more preferable for the proprietary sector assume that employees value non-wage compensation more than monetary rewards.

To examine empirically the wage differentials, we conducted a unique employer-employee matched survey on child care workers in the summer of 2002. This is
the first study to assess nonprofit wage premiums in the child care market in Japan.

Our findings demonstrate that wage premiums in the nonprofit sector relative to the subsidized for-profit centers were clearly observed. The estimated hourly wage differentials are 28.3 percentage points (398 yen in real value), even after controlling for differences in subsidies for each area and facility. Second, nonprofit firms are more likely to value workers with respect to age, market experience, education, qualifications, and the size of firms than are subsidized for-profit firms. Third, more experienced workers with higher levels of education and qualifications, who therefore may provide higher quality of care, tend to choose working in nonprofit centers because they are more likely to be valued in the not-for-profit sector compared to the proprietary sector. Fourth, significant amounts of nonprofit wage premiums in the child care market are most likely to be caused by the high value of not-for-profit workers rather than the presence of a larger number of workers who have unmeasurable comparative advantage in the nonprofit sector. To improve efficiency in child care management and break through the bottleneck of child care supply, the policy should therefore shed light on the lavish and inefficient rate of return to workers in the not-for-profit sector.

This paper is organized as follows. The next section briefly reviews some theoretical background and previous research on the nonprofit earnings differentials. Section 3 describes the empirical specifications to be used in this paper. Section 4 describes the data for our empirical work. Sections 5 and 6 present and discuss the results. The last section concludes.

### 2. Previous Research

There is a large body of literature on non-profit wage differentials in the United States. Most of these studies test the competing hypotheses that support either the wage premium in the nonprofit sector or that in the for-profit sector, derived from different behavioral characteristics of enterprises in these sectors.
The representative argument on the nonprofit wage premium is Hansmann (1980). He emphasizes the peculiar institution to the nonprofit enterprises, the “non-distributional constraint” under which the nonprofits are prohibited from distributing net earnings. More concretely, the non-distributional constraint provides two kinds of hypotheses on non-profit management to explain the wage premium. The first explanation, termed “philanthropic wage-setting” (Feldstein (1971)) or “attenuated property rights” (Borjas et. al (1983)), argue that nonprofit managers have less incentive to lower wages, since they do not have to make profits. The other explanation is that managers have less incentive to lower the quality provided, since an increase in quality raises their utility in the not-for-profit sector (Newhouse (1970)). Moreover, other research attributes nonprofit wage premiums to the organizational characteristics of the nonprofit sectors such as exemption of corporate taxes or preferential treatment by the government (Frank and Salever (1994)), or soft budget constraints that allow inefficient management of nonprofit enterprises.

On the contrary, there are some arguments to support the theoretical hypothesis that nonprofit wages are less than their counterparts in the profit sectors. The representative of this view is the “labor donation” story, which states that employees in nonprofit sectors place lower value on money and higher value on non-monetary benefits such as working conditions or social responsibility (Rose-Ackerman (1996), Preston(1989)). Another explanation is that nonprofit enterprises are concentrated in less-profitable sectors so that wages are lower in the nonprofit compared to the for-profit sector (Lakdawall et. al. (1998)). Despite a large body of empirical literature on the wage differentials, the results are inconclusive $ ^{3} $ .
As regards the child care market, Mocan and Tekin (2000) perform an empirical study on the nonprofit wage premium. They use an employer-employees matched data set to address the wage differentials between for-profits vs. nonprofits and full-time vs. part-time. Their evidence, which uses 1,000 child care workers, supports the labor donation hypothesis, but at the same time indicates that the existence of nonprofit wage and compensation premiums, which supports the property rights hypothesis. Mocan and Viola (1997) also find the positive nonprofit premium, though the statistical significance disappears once sector breakdowns are controlled.

Despite its academic and practical importance, there is little research on the nonprofit wage differentials in Japan. The only related research in Japan is Noguchi and Shimizutani (2002), which demonstrates that the nonprofit wage premium is observed in Japan’s long-term care labor market. This is partly explained by the unavailability of micro-level data on wages and employee characteristics. As previous research pointed out, it is crucial for evaluating wage differentials after controlling for the characteristics of employees and facilities due to heterogeneity. To our knowledge, this study is the first attempt to assess non-profit wage differentials in the child care market in Japan.

### 3. Empirical Specification

Our basic specification in this paper is the following Mincer type semi-logarithmic wage equation frequently used in labor literature.

$$ \mathbf{W}_{\mathrm{i}}=\mathbf{X}_{\mathrm{i}}\boldsymbol{\beta}+\boldsymbol{D}+\boldsymbol{\tau}_{\mathrm{i}} $$

$ X_{i} $ includes various factors determining the $ i^{th} $ worker's wage rate, such as human capital characteristics. $ \beta $ is a parameter to be estimated, and D is an indicator variable for
private status. $ \tau_{i} $ shows unobservables that would influence his or her wage rates.

However, it is well-known that simple linear regression including a sector allocation dummy variable is not appropriate for examining the sectoral wage differentials because the estimation yields unreliable biased estimates, owing to the endogeneity problem such that the sector affiliation of workers is influenced by unobservable various characteristics that also affect wage rates. The nature of characteristics of workers who decide to work in the public or private sector is alleged to be systematically very different, and owners in these different sectors tend to hire workers with different specific types of characteristics.

To address this selection bias, we will apply Heckman's two-stage approach to obtain unbiased estimates of parameters (Lee (1978), Heckman (1979), Willis and Rosen (1979), Greene (1981)). First, we use the maximum likelihood method for the probit regression equation to estimate the parameter vector $ \gamma $ for workers' tendency to choose publicly owned facilities in the following selection rule.

$$ \begin{aligned}&Z_{\mathrm{i}}^{*}=\mathrm{Y}_{\mathrm{i}}\gamma+\mathrm{u}_{\mathrm{i}}\\&\mathrm{Z}_{\mathrm{i}}=1\ \mathrm{if}\ Z_{\mathrm{i}}^{*}\geq0\ \mathrm{or}\ -\mathrm{u}_{\mathrm{i}}\leq\mathrm{Y}_{\mathrm{i}}\gamma\\&\mathrm{Z}_{\mathrm{i}}=0\ \mathrm{if}\ Z_{\mathrm{i}}^{*}<0\ \mathrm{or}\ -\mathrm{u}_{\mathrm{i}}>\mathrm{Y}_{\mathrm{i}}\gamma\\&\mathrm{u}_{\mathrm{i}}\sim N(0,\sigma_{u}^{2})\\ \end{aligned} $$

where $ u_{i} \sim N(0, \sigma_{u}^{2}) $

Then, we will perform regression for $ W_{i} $ on $ X_{i} $ and $ \lambda_{i} $ in the for-profit and nonprofit sector, separately, as follows:

where

$$ \begin{aligned}&\mathbf{W}_{\mathrm{i}}^{1}=\mathbf{X}_{\mathrm{i}}^{1}\boldsymbol{\delta}^{1}+\lambda_{\mathrm{i}}^{1}\boldsymbol{\theta}^{1}+\boldsymbol{\omega}^{1}\\ &\\&\mathbf{W}_{\mathrm{i}}^{2}=\mathbf{X}_{\mathrm{i}}^{2}\boldsymbol{\delta}^{2}+\lambda_{\mathrm{i}}^{2}\boldsymbol{\theta}^{2}+\boldsymbol{\omega}^{2}\\ &\\&E(\boldsymbol{\omega}_{\mathrm{i}}^{1})=E(\boldsymbol{\omega}_{\mathrm{i}}^{2})=0\\ &\\&\lambda_{\mathrm{i}}^{1}=-\phi(\mathbf{Y}_{\mathrm{i}}\boldsymbol{\gamma}/\boldsymbol{\sigma}_{\mathrm{u}})/\boldsymbol{\Phi}(\mathbf{Y}_{\mathrm{i}}\boldsymbol{\gamma}/\boldsymbol{\sigma}_{\mathrm{u}})\quad and\quad\lambda_{\mathrm{i}}^{2}=\phi(\mathbf{Y}_{\mathrm{i}}\boldsymbol{\gamma}/\boldsymbol{\sigma}_{\mathrm{u}})/[1-\boldsymbol{\Phi}(\mathbf{Y}_{\mathrm{i}}\boldsymbol{\gamma}/\boldsymbol{\sigma}_{\mathrm{u}})]\\ &\\&\boldsymbol{\theta}^{1}=\boldsymbol{\sigma}_{\mathrm{l u}}/\boldsymbol{\sigma}_{\mathrm{u}}=\operatorname{c o v}(\boldsymbol{\varepsilon}_{\mathrm{i}}^{1},\mathbf{u}_{\mathrm{i}})/\boldsymbol{\sigma}_{\mathrm{u}}\quad and\quad\boldsymbol{\theta}^{2}=\boldsymbol{\sigma}_{2\mathrm{u}}/\boldsymbol{\sigma}_{\mathrm{u}}=\operatorname{c o v}(\boldsymbol{\varepsilon}_{\mathrm{i}}^{2},\mathbf{u}_{\mathrm{i}})/\boldsymbol{\sigma}_{\mathrm{u}}\\ \end{aligned} $$