Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
のように影響しているかなどを分析する。第6章では結論と今後の課題について述べる。

## ２．本稿の分析の特徴

## ２．１　３つの特徴

本稿の特徴としては3つのことがある。第1は、日本社会の将来の姿を展望する上でも役に立つよう努めていることである。第2は、カバレッジの広い統計を用いていることである。第3は、年齢別にみることにより、人口の年齢構成の変化の影響をコントロールしていることである。第2，第3の点は、やや技術的ではあるが、所得格差を巡る論争でも取り上げられている点である。

## ２．２ 日本社会の将来の姿の展望に役立つ指標－特徴（１）

特徴の第1は、できるだけ日本社会の将来を展望する上で役立つような指標での分析を試みていることである。大きくは二つの点においてである。一つは、個人の経済力として、労働所得(賃金等)を取り上げ、その格差を求めていることである。もう一つは、日本社会の将来を担う若年層に分析の重点を置いていることである。

## (労働所得格差の分析)

まず、何故、個人間の経済的格差を労働所得の面から把握するのか。それは労働所得が多くの場合、個人の基本的な稼得の能力を最も反映しているからである $ ^{2} $ 。労働所得は、個人の将来の経済的厚生の状況をも示す可能性が高い。例えば、次のようなことがある。若者の中には、本人自身の稼ぎは少ないが、親と同居し、親の所得が少なくないために、現状では比較的豊かな生活をおくっているという者もいる。この場合、仮に若者本人たちの間で労働所得の稼ぎに格差があっても、それは生活水準の格差に結びつきにくい。統計データにおいても、世帯所得（家計所得）の統計で見る限り、世帯全体で把握しているため、世帯の一員である若者たちの間にある労働所得の格差まで把握できない。しかし、若者は、いずれは親に頼らずに自らの稼得能力で暮らしていかなければならない。親はいずれ勤労生活から引退し、死亡する。その時には、現在の若者同士の間での労働所得格差が生活水準、経済的厚生の格差として表面化することになる。

## (若年層に分析の重点)

若年層の中で起こっていることは、日本社会全体の将来の姿を映すものである可能性がある。そのことは、ある意味で当然のことであるが、さらに、例えば、労働市場に新規参入する時期（すなわち、若い時期）の状況がその後にも影響を与える場合も多いという実
証研究の結果によって一層裏づけられている³。

若年層の動きが社会全体の動きに先行する傾向があり、そのことが労働所得格差にも当てはまることは、各国の経験の中にも見いだすことができる。実際に、所得格差が拡大したアメリカ等多くの国では、まず若年層の間での格差が拡大し、それから上の年代、社会全体の格差が拡大するという姿が観察された。アメリカについて、Current Population Surveyで男性の労働所得（Earnings）の推移を年齢別にみてみる。格差の大きさを示すと考えられる平均値÷中位値は、25-34歳では70年代半ばから上昇を始めたのに対し、35-44歳、45-54歳では、80年代になって上昇し始めている（図2-2）。また、Katz and Revenga (1989)、Levy and Murnane (1992)では若年層から格差拡大が早く始まったことが取り上げられている。Katz (1999)では、教育を通じた格差（学歴間格差）が若年層から始まっていることを示している。Ryscavage, Paul. (1999)では、若年層で低賃金の者が増えたのが早かったことが取り上げられている。

また、イギリスについては、New Earnings Survey で年齢別賃金格差をみると、70 年代後半から 80 年代後半にかけての格差拡大期には、明確に若年層の賃金格差拡大が他の年齢層のそれに先行しているとは必ずしも言えない。しかし、Smeedings and Sullivan (1998) によると、70 年代後半以降、25 歳未満層で最も早く貧困層が増えている。また、イギリスでは、90 年代に入って格差拡大傾向が緩やかになったが、若年層ではそれに先行して緩やかになっている（図 2 - 2）。

ニュージーランド、オーストラリアも所得格差の拡大が大きかった国であるが、やはり若年層で拡大の動きが早く始まった $ ^{4} $ 。

また、失業率の高まった大陸ヨーロッパ諸国の多くでは、1970年代半ば以降、失業率がトレンドとして上昇したが、この時、若年層の失業率がまず上昇し、その後、失業率全体が上昇した $ ^{5} $ 。

## 2 ．3 非正規雇用者を含めた分析 - 特徴 2

特徴の第2は、非正規雇用者や失業者をも含むカバレッジの広い統計で格差の変化を計測していることである。この点については、まず、非正規雇用者、特にフリーターと呼ばれている層を含めて格差を測ることの意味を考えてみる必要がある。というのは、「若者は自ら望んでフリーターになっているのだから、それを格差の拡大として問題視する必要はない」という見方も成り立ち得るからである。あるいは、フリーターであるのは、若い時の一時期だけであり、生涯所得での格差をみる上では、フリーターを含めて格差の大きさを測ることの意義は小さいという見方も成り立ち得る。
## (フリーターの自発性)

まず、若年層が進んで、自発的にフリーターになっているのであれば、それを含めて所得の格差を測ってそれが拡大して見えるからといっても、その政策的な意味合いは大きくない。所得が少ないとしても、経済厚生上の問題があるのではないからである。しかし、進んでフリーターになっているというよりも、やむを得ずになっており、正規雇用者になりたがっているとする証拠が多く見出されている。

例えば、男性の転職希望者の割合を現職の雇用形態別に見ると、正規雇用で低く、非正規雇用者、特にパート・アルバイトで高い。「就業構造基本調査」(2002年)によると、男性20－24歳では、正規で16.4%、非正規で42.0%、うちパート・アルバイトで46.8%が転職希望者である。25－29歳では、それぞれ17.4%、40.4%、48.6%である。30－34歳では同じく15.8%、37.1%、43.2%である（いずれも「仕事が主な者」を対象としており、「仕事が従な者」を含まない数値である。)

さらに、時系列的な変化を追ってみると、転職先での雇用形態として正規職員になることを希望する者の割合は高まってきている。男性で雇用者として転職したい者のうち、転職先での雇用形態として正規職員を希望する者の割合を時系列でみると、20－24歳では、92年に71.4%、97年に74.5%、2002年に80.1%と、近年になるほど高まってきている。同様に、25-29歳では、それぞれ77.5%、80.9%、89.5%である。30－34歳では同じく75.9%、81.8%、89.0%である。これは、フリーターをしていても、あまりいいことはないという認識が広まってきていることを示しているのではないだろうか。

また、もし非正規雇用者が、「夢追い型」であり自発的であるのならば、短時間就労をしながら、「夢の実現」に向けた活動をしている人が多いだろう。しかし、非正規雇用者の割合が高まっているほどには、短時間雇用者の割合は高まっていない（表2-1） $ ^{6} $ 。

## (フリーターからの離脱の容易さ)

もし、必ずしも進んでフリーターになっているのではないにしても、フリーターからの離脱が容易であれば(これはフリーターでいる期間が短くてすむことを示すものであろう)フリーターを含めて所得格差を測る意義は少ないと考えられる。しかし、内閣府（2003）が実施した20－34歳男女を対象にしたアンケート調査では、新卒時にフリーターであった者のうち半分以上が、現在（アンケート調査時点）もフリーターである。丸山（2005）は後述の酒井・樋口（2005）と同じアンケート調査から、男性25－29歳のフリーター(非正規雇用者)が5年後もフリーターである確率は55%であるとしている。30－34歳では75%、35－39歳では80%であるとしている。

また、「就業構造基本調査」によると、1997年に20－24歳の男性雇用者において非正規雇用者の割合は13.1%であったが、5年後の2002年に5歳年長の25－29歳ではその
割合は 13.9% である。同一のサンプルを追跡したパネルデータではないので、どこまで同じ者が継続して非正規雇用者であるのかまで正確にはわからないが、少なくとも、非正規雇用から正規雇用への転換が容易でないことが示唆されている。

さらに、時系列的な変化については、内閣府（2003）によると、パート・アルバイトからの転職者のうち転職先が正社員である人の割合は低下してきている（「労働力特別調査」より算出。15－34歳男女の転職経験者で以前に非正規雇用者であった者のうち、転職後に正規雇用者になった者の割合。男女計で1990年に37.8%、96年に29.7%、2001年に24.5%）。酒井・樋口（2005）は、2004年1月末現在における満20－69歳の男女へのアンケート調査から、フリーター（非正規雇用）状態からの離脱までの期間が近年になるほど長くなっているとしている。

## (フリーターと職業能力の形成)

フリーターを続けていても職業能力の形成の面で問題がなければ、少なくとも、その後、同一世代の者同士の間での格差の拡大にはならないので、問題がさらに大きくなるとは言えない。しかし、それについても楽観的になれないとする研究が多い。上西(2001)は、同じ正社員でも、かつてフリーターを経由した者の方が年収は低いことを指摘している。酒井・樋口（2005）は、学卒1-2年後にフリーター（非正規雇用）であった男性は、同じく正規社員であった人と比べて、年収が有意に低く、およそ26万円低いとしている。（その後正規になった人を含めてであり、また学歴の違いによる影響をコントロールしている）。

さらに、小杉（2002）はヒアリング調査結果などから、フリーター経験がキャリア探索期間として有効だったとは言いがたいケースが多いとしている。また個別の能力にすぎないかもしれないが、内閣府（2003）の調査では、フリーターはパソコン能力が相対的に低いことが示されている。

## ２．４　年齢要因のコントロール－特徴３

本稿の特徴の第3は、格差の大きさを年齢別に算出し、年齢をコントロールしていることである。日本では、高齢になるほど同一年齢層内の所得格差が大きい。そうすると、人口の年齢構成においてそのウェイトが中高年齢層に移っていくだけで、全体（全年齢、年齢計）で見た格差は大きくなる。しかも日本は高齢化のテンポが速いだけに、格差の拡大テンポが速く見える。本稿では、そのような見かけ上の格差の変化を除くため、年齢別に格差を求めている。

## (男性のみに分析を限定する理由)

なお、ここでは、以下のような分析上の理由から、分析を男性に限っている。第1の理由は、男女を区別せずに分析すると、男女間の労働所得格差の縮小という、本稿の分析対象とは別の一種の大きな構造変化の問題が入りこむからである。男女合計でみた個人間の格差は、男性同士、女性同士の格差と男女間の格差からなる。もともと男女間には大きな格差があり、それが徐々に是正されているという状況にある。歴史的な経緯もあり、男性と女性は元々労働市場では異質なグループであった。ここでは、男性のみというある程度
同質なグループ内での格差の変化を測ることとする。男女計では例えば次のようなことが起こり、実態をわかりにくくする。例えば、男性同士や女性同士では仮に格差が拡大していたとしても、男女間の格差の縮小により、全体としては格差が縮小しているように見える可能性である。実際、本稿で焦点を当てている25-29歳層について、そのジニ係数をみると、男性内（男性同士）のジニ係数、女性内のジニ係数ともに上昇しているが（女性内の場合の上昇は小さい）男女計のジニ係数は、男女間所得格差の縮小を反映して低下している。

ただし、今後、長期的には、女性が家計の中心である場合も多くなっていくだろうし、単身者（女性一人暮らし、男性一人暮らし）も増えていくだろう。そうすると、特に本稿のように、社会の将来を展望する上でも役立つことを志向する分析としては、女性も含めた分析が必要になってくる。この点は今後の課題である。

### 3. 先行研究

## 3 ．1 世帯ベースの所得格差に関する先行研究

本稿は労働所得の格差について分析しているが、まず、より多く行なわれている所得(家計所得ないし世帯所得)の格差に関する先行研究を取り上げる。特に、人口の中高年齢化の影響に焦点を当て、1980年代以降を分析対象とした研究を、分析対象となっている時期の順に概観する。

かつてクズネッツは、各国とも、経済発展の中で当初は国内の所得格差は拡大し、その後縮小するという逆U字カーブ仮設を提示した。しかし、その後、米国では60年代末から、イギリスでは70年代の後半から所得格差が拡大し始めた。他の多くの欧州諸国でも、所得格差の拡大傾向が観察されるようになった。このように大西洋をはさんで多くの国で国内の所得格差の拡大傾向が確認されるようになったことを、アトキンソンはTransatlantic Consensusと呼んだ $ ^{7} $ 。

(1990 年代前半以前までを分析対象とした研究)

日本については、橘木・八木（1994）が、「所得再分配調査」（厚生労働省）や「家計調査」（総務省統計局）を基にした世帯所得のジニ係数が1980年代に上昇し、格差が拡大したことを指摘している。また、橘木（1998）は、その傾向が90年代前半も続いたことを確認している。

しかし、この場合のジニ係数は世帯主の年齢を区別しない全年齢層のものであり、その
上昇の多くは人口の中高年齢化によるものであることが指摘されるようになった。すなわち、対象としている世帯は、世帯主の年齢階級について全年齢を含んだ世帯であるが、この全年齢合計でみた格差は、人口の年齢別構成が中高年齢層の方にウェイトが移っていくだけで、拡大していくことになる。年齢が高くなるほど、同一年齢層内の格差が大きくなり、格差が大きい層の構成が高まっていくからである。しかし、これは個々人でみた場合、同一世代内の格差の拡大ではないので、その限りでは不平等感の高まりには結びつきにくいものであろう。

大竹(1994)は、「全国消費実態調査」の84年と89年で所得のジニ係数を算出している。その結果、全世帯では上昇しているが、世帯主年齢別にみると、上昇しているのは70歳以上、20代後半、30代であり、中年層では変化がないか低下していることを見出している。

大竹・斎藤(1996)、Ohtake and Saito（1998）は、「全国消費実態調査」の79年－89年で消費の対数分散を算出している。その間の消費における格差の拡大のうち、約5割が人口高齢化の影響としている。一方、大竹・斎藤(1999)は、「所得再分配調査」の80年－92年で修正再分配所得における対数分散による不平等度の上昇のうち24%が人口の高齢化によるものであると、上記の消費格差よりも小さな値を算出している。

岩本(2000)も、「国民生活基礎調査」(厚生省)の個票を用いて、88年（89年調査）から94年（95年調査）にかけて所得の対数分散が10.6%上昇したと算出している。そのうち人口の年齢構成の変化の影響は全体の19%とそれほど大きくなく、年齢階層内の格差拡大の影響が55%であるとしている。ただし、岩本が比較年としている94年は前後の年と比べても、やや格差が大きくでており、そのことが高齢化の影響の割合をやや小さめにしている可能性もあることに注意する必要がある。

茂木(1999)は、「全国消費実態調査」の84年－94年で年間収入のジニ係数、対数分散、平均対数偏差を算出し、同一年齢内の格差は拡大していない、従って全体としての格差拡大には高齢化の影響が大きいとしている。舟岡（2001）も「全国消費実態調査」で、所得分布のタイル尺度（Theil Inequality Measure）を算出し、「不平等度の低い若年層の構成比が減少し、不平等度の高い高齢層の構成比が増加したことによってクラス内タイル尺度の不平等が高まったことがわかる。」としている。また、89年－94年における所得格差の拡大のうち年齢構成変化の効果122％を占めると計測している。さらに、84年、89年、94年について、年齢別に年間収入のジニ係数を求め、「同一年齢階級内でのジニ係数は3時点でほぼ接近した値で安定的に推移している。」とし、同一年齢内での格差拡大としていない。

(1990 年代半ば以降を対象に含めた研究)

経済企画庁（1999）、太田他（2002）は「国民生活基礎調査」から85年－96年の当初所得（税・年金受給額込み）可処分所得のジニ係数を算出している。それらによると、ジニ係数は年齢計の全世帯では上昇しているが、世帯主年齢別にみると上昇していない。
大竹(2003)は、「全国消費実態調査」の84年～99年で所得のジニ係数や対数分散を算出し、茂木、舟岡の研究対象時期よりも最近時点の90年代後半を含めてみても、年齢別にみて、特に不平等度が拡大したグループはないとしている。ただし、94～99年についてより子細にみると、55歳ないし60歳以上では格差の縮小がみられ、若い層では若干の格差拡大となっている。

総務省統計局(2002)は「全国消費実態調査」の94年と99年で、世帯員2人以上の世帯で年間収入のジニ係数を算出している。年齢構成変化の影響を除くとジニ係数がわずかながら低下している。

浜田（2003）は「全国消費実態調査」を国民経済計算ベースに組み替え、94年から99年にかけての第1次所得(年金などの社会保障給付を含まない)における格差拡大のうち、50％強が人口高齢化の影響であるとしている。90年代を対象とした研究の中では、高齢化の影響のウェイトを小さく算出している例としてあげられる。不平等尺度としてジニ係数や対数分散でなく相対分散（平方変動係数）を用いている。

厚生労働省(2002)は、「所得再分配調査」（厚生労働省）の個票から、1995年と1998年の世帯の当初所得（年金受給額を含まない）再分配後所得のジニ係数を算出している。また、そのうち高齢者世帯の増加の影響、世帯構造の変化の影響がどれほどであるかを求めている。当初所得の3年間のジニ係数の増加のうち、高齢者世帯比率の上昇で30%、その他の世帯構造の変化（単身者の増加等）で25%説明されるとしている（高齢化に伴う単身者比率の上昇の影響は後者に含まれる）。また、再分配後所得のジニ係数の増加のうち、高齢者世帯比率の上昇で30%、その他の世帯構造の変化（単身者比率の上昇等）で43%説明されるとしている。

小塩(2005)は、「所得再分配調査」（厚生労働省）の個票を用いて、89年－98年について、当初所得(年金受給額を含まない)再分配後所得の平均対数偏差(Mean Log Deviation、MLD)対数分散（Log Variance、LV）を算出している。89年－98年の間に、「当初所得」では格差が拡大しているが、全体の7割弱～9割弱が人口構成の変化によるものであり、同一年齢階層内での所得格差の変化はわずかであるとしている。この場合、この「当初所得」は年金受給額を含まないものであるので、高齢化に伴う引退者、年金受給者の増加により格差は拡大していく。従って、高齢化の進行の格差拡大への影響が大きく出ている可能性があり、その点に注意する必要がある。

以上のように、世帯所得に関する先行研究においては、1980年代については人口構成の変化を差し引いても若干の格差の拡大があったとするものが多いが、90年代になると、格差拡大との多くは人口の年齢構成の変化という要因によるとするものが多い。

ところで、人口の年齢構成の変化について、特に高齢者の増加、中高年層の増加に着目したものが多く、本稿のように若年層に着目したものは少ない。

## 3 ．2 労働所得（賃金など）の格差に関する先行研究
ここでは、本稿での分析のように、男性の賃金格差、労働所得格差について年齢をコントロールした分析を行っている先行研究を取り上げる。

前述の世帯ベースの所得の場合とやや違って、賃金では全年齢でみても、格差が拡大しているとする研究は多くない。全年齢といっても高齢者がほとんど含まれないためでもあるだろう。もちろん、若年層よりも中年層の方が同一年齢内格差が大きいから、中年層のウェイトが増えることは全体の賃金格差を大きくする方向に作用する。

賃金の格差の分析は、主に、事業所を対象にした大規模調査である「賃金構造基本統計調査」（厚生労働省）で行われてきた。特によく使用されているのは、毎年の報告書の第1巻第3表である。これは、企業の従業員規模が10人以上の一般労働者（パート以外の常用労働者）の月間所定内給与を対象としている。すなわち、パート労働者や従業員規模が9人未満の労働者を含まない。男性就業者については全体の55％程度のカバー率である。また、超過労働給与額や賞与なども含まない。

この「賃金構造基本統計調査」を用いて、男性の年齢別賃金格差を観察したものとして、太田(1999)、大竹（2000）、原嶋・手嶋（2002）があり、少なくとも年齢をコントロールしてみると、90年代に格差は拡大していないことを確認している。

篠崎（2001）は「賃金構造基本統計調査」で、79年から99年までの賃金のジニ係数を求め、男性の賃金格差は、全年齢では80年代には拡大した後、90年代は当初に若干縮小し、その後、横ばいとなったことを確認している。また、さらに、年齢構成の影響について、対数分散による要因分解を通じて、80年代は人口の中高年齢化の影響があって、全体でも上昇しているが、90年代はそのような影響は小さいとしている。また、90年代は各年齢グループ内の賃金格差はやや縮小しているとしている。

アメリカでは、特に80年代に学歴間賃金格差が大きく拡大した。財・サービスを生産するために必要な技術が高いスキルを要するようになり、そのスキルの獲得のために高い学歴を要するようになってきているという見方も多い。しかし、日本ではそのような学歴間賃金格差の拡大は見られず、そのこともアメリカと違って賃金格差が拡大しない理由の一つである。この点に関し、玄田（1994）は、80年代の状況を分析し、高学歴化で高学歴者の供給が増加し、その賃金への低下圧力として働いたために、学歴間賃金格差が拡大しなかったとした。伊藤・香西・鈴木（2000）は、90年代についても同様のことが起こったことを確認している。なお、規制緩和等で産業別賃金プレミアムによる格差も縮小したとし、これも全体として賃金格差が拡大しない理由の一つであるとしている。

篠崎（2001）は、上述のような「賃金構造基本統計調査」（第1巻第3表ベース）からカバレッジを広げて分析している。まず、従業員規模について、5-9人の企業を加えても、格差の状況は変わらないことを確認している。また、

「就業構造基本調査」（総務省統計局、5年毎）により、従業員規模5人未満の企業も含めて、男性正規雇用者のジニ係数を算出し、82年から87年にかけてはジニ係数が上昇、87年から92年、97年にかけてはジニ係数が低下しているとしている。さらに、非正規雇
用をも含めてみると、90年代（97年まで）はジニ係数は低下ではなく、横ばいであるとしている。一方、同じく非正規雇用を含む「労働力特別調査」（総務省統計局、毎年）では、80年代、90年代（99年まで）を通じてジニ係数がわずかに拡大したとしている。ただし、これら「就業構造基本調査」「労働力特別調査」による分析は、全年齢のもののみであり、年齢別の分析は行われていない。

このほか、対象とする人口のカバレッジの広いものとしては、個人間の格差ではないが、浜田（2003）は、「全国消費実態調査」を国民経済計算の概念・範囲に組み替え、94年から99年の間に、年齢をコントロールしても雇用者報酬による所得（等価世帯所得ベース）の格差は拡大したとしている。なお、浜田(2005)と照らしあわせてみると、89年から94年にかけては、格差はわずかながら縮小している。

以上の労働所得に関する先行研究では、篠崎（2001）以外は非正規雇用、フリーターを含めておらず、また、篠崎（2001）もそれを年齢別に分析していない。本稿では、非正規を含め、年齢別に分析する。

## ４．使用するデータ

本稿で使用するデータは「就業構造基本調査」(総務省統計局)である。それを「労働力調査(詳細調査、旧特別調査)」(総務省統計局)で補足する。これらは世帯単位で調査した統計である。労働所得を把握した統計としては、このほかに、事業所単位で調査した「民間給与実態統計調査」(国税庁)や「賃金構造基本統計調査」(厚生労働省)がある。

表 3 - 1 はこれらの統計データの対象範囲などである。「就業構造基本調査」「労働力調査」では、雇用者は非正規雇用者を含んでいる。すなわち、これらの調査は世帯に対する調査であり、世帯員一人ひとりの就業状況や所得などを調査している。「民間給与実態統計調査」「賃金構造基本統計調査」のような事業所調査には含まれない部分をもとらえている。従業員規模の小さな企業を含み、給与として残業手当やボーナスをも含んでいる。また、自营業を含んでいる。

年齢別のデータもとれる。一方、失業者のうち、失業期間1年以上の長期失業者まではとらえていない（詳細は後述）。しかし、「労働力調査(詳細調査、旧特別調査)からは長期失業者数が得られる。

なお、「家計調査報告」、「国民生活基礎調査」「所得再分配調査」などの世帯調査でも、フリーター等の所得はとらえられない。これらは、世帯全体の所得、世帯主の所得を調査しているが、世帯員一人ひとりの所得を調査していない。世帯主の子供の所得まで調べていない。この意味で、フリーター等を含めた分析が可能なのは、「就業構造基本調査」「労働力調査」だけである。
「就業構造基本調査」は5年に1度の調査である。最近では2002年(10月)時点である。ここでは、1987年から2002年までの5年ごとの状況を概観した後、最近時点の1997年から2002年にかけての変化をみる。サンプル数は44万世帯、105万人である(2002年)。公表統計では、年齢別・雇用形態別（正規職員、非正規雇用（パート、アルバイト、派遣等））の所得分布のデータが利用可能である。

労働力調査の詳細調査（旧特別調査）は、現在は4半期ごとである。この調査では、現在、年としては、「就業構造基本調査」よりも最近の2004年の状況までわかっている。サンプル数は4万世帯、約10万人である。公表統計では、年齢別、雇用形態別それぞれの所得分布が利用可能であるが、年齢別・雇用形態別のクロスセクションの所得分布のデータは利用可能でない。

ここでは、公表統計を用いて分析する $ ^{10} $ 。個票データは用いない。なお、「民間給与実態統計調査」(国税庁)や「賃金構造基本統計調査」(厚生労働省)はフリーター等を含んでいないので本論の分析では取り上げないが、付表2、3としてジニ係数を「就業構造基本調査」と比較したものを載せている。

## 5 ．個人間の労働所得格差の計測

### 5.1 計測手法

男性有業者の労働所得の分布について、不平等尺度を算出する。不平等尺度としてはジニ係数（Gini Coefficient）のほか、平均対数偏差（Mean Log Deviation、MLD）タイル尺度（Theil Inequality Measure）対数分散（Log Variance, LV）も求める。いずれも年齢別に求める。また、対数分散については、雇用者について、1997年から2002年への変化についてグループ分けによる要因分解（decomposition）を行う。すなわち、近年における非正規雇用比率の上昇に着目し、2つのグループ（正規雇用と非正規雇用）に分けて、全体の変化をグループ内格差の変化による部分とグループ間格差の変化による部分、構成比の変化による部分等に要因分解する。

それぞれの不平等尺度の算出方法は次のとおりである。

ジニ係数 = 構成員同士のあらゆる組み合わせの差の平均 / 構成員の平均所得

$$ \begin{aligned}GC&=\quad\frac{1}{2n^{2}\mu}\sum_{j=1}^{n}\sum_{i=1}^{n}\left|y_{i}-y_{j}\right|\end{aligned} $$

GC : ジニ係数、n : 構成員数、 $ \mu $ : 構成員の平均所得、 $ y_{i} $ : 第i人の所得

平均対数偏差 = - （個人の所得の対数値—平均所得の対数値）² の平均
$$ MLD=\frac{1}{n}\sum_{i=1}^{n}\log\frac{\mu}{y_{i}} $$

MLD：平均对数偏差、n：構成員数、 $ \mu $ ：構成員の平均所得、 $ y_{i} $ ：第i人の所得

タイル尺度 = （個人の所得の対数値—平均所得の対数値）×個人所得の平均

$$ Theil=\frac{1}{n}\sum_{i=1}^{n}y\ \log\frac{y_{i}}{\mu} $$

Theil：タイル尺度、n：構成員数、 $ \mu $ ：構成員の平均所得、 $ y_{i} $ ：第i人の所得

対数分散 = （個人の対数所得—平均対数所得）² の平均

$$ LV=\frac{1}{n}\sum_{i=!}^{n}\left(ly_{i}-\mu\right)^{2} $$

LV：対数分散、n：構成員数、 $ \mu $ ：構成員の平均対数所得、

$ ly_{i} $ ：第i人の対数所得

このうち、ジニ係数は直観的な解釈が容易であるという利点がある。対象となる構成員のあらゆる組み合わせ(対)(いわば、総当たりリーグ)を考え、その組み合わせごとの(労働)所得差の平均を求め、それを構成員の所得の平均で割ったものである。例えば、所得についてジニ係数が0.2であるということは、個人間で平均的には、平均所得の2割の差があるということである。

しかし、ジニ伝数では、構成員をいくつかのグループに分けた時、全体をグループ内の格差とグループ間の格差とに整合的に分解できない。すなわち、全体のジニ伝数＝各グループ内格差(ジニ伝数の加重平均＋グループ間の格差というように分解することができない。このような加法性を満たさない $ ^{11} $ 。

そこで、変化の要因分解については、整合的な分解が可能な対数分散を用いる。すなわち、正規雇用と非正規雇用という二つのグループに関し、グループ内格差とグループ間格差にわけ、それらが1997年と2002年の間でどう変わったか、両者の構成比の変化（非正規雇用の増加）がどのように影響しているのかの様子を対数分散による分解で確認する。

本稿での分析は、公表統計を用いたものである。公表統計からは、所得階級別の有業者数という度数分布が得られる。それを用いて、ジニ係数などの不平等尺度を計算した $ ^{12} $ $ ^{13} $ 。
個表データは使っていない。

## 5 ．2 基本的統計量（有業者等の所得分布状況）

本分析の中で重点を置いている「就業構造基本調査」における20-24歳、25-29歳、30-34歳の有業者、雇用者、正規雇用者、非正規雇用者の所得分布状況（所得階級別有業者数シェア、累積シェア）を付表1に示した。

### 5.3 不平等尺度の計測結果

算出した年齢別労働所得のジニ係数を表 5 - 1 に示した。有業者間のジニ係数について1997年、2002年、雇用者間のジニ係数については1987年、1992年、1997年、2002年について算出した（雇用者所得のジニ係数については図 5 - 1 に示した） $ ^{14} $ 。

(1997年までのジニ係数の動き)

バブル時をはさむ 1987 年から 1992 年にかけては、どの年齢層とも雇用者のジニ係数は低下している。また、1992 年から 1997 年にかけては、20-24 歳、25-29 歳ではジニ係数が若干上昇し、他の年齢層では引き続き低下した。しかし、多くの年齢層で低下幅は 1987 年から 1992 年にかけてよりも小さい。

(1997 年から 2002 年にかけてのジニ係数の上昇)

布からジニ係数等の不平等尺度を求めると、時系列的には不連続なものとなる。そこで、次のような調整を行った。まず、ジニ係数については、2002年の15区分で求めたジニ係数をベンチマークとしている。1997年の値については、2002年と1997年で1997年の12区分によるジニ係数を求め、両者の差を2002年の15区分で求めたジニ係数から引いたものとした。すなわち、

1997 年のジニ係数

= 2002 年の 15 区分のジニ係数

- （2002年の12区分のジニ係数 - 1997年の12区分のジニ係数）

である。それ以前の区分の変更についても同様の処理を行なった。

平均対数偏差、タイル尺度、対数分散については、分析の対象が1992年、1997年、2002年の3時点だけであるので、中間時点にあたる1997年の12区分に1992年、2002年をあわせて算出した。

$ ^{13} $ 各区分内の個人の所得については、例えば、200万円～300万円という区分に属する者の所得は中央の値である250万円であるみなすなどの処理を行なった。また、50万円未満、1500万円以上など、端の区分に属する者の所得については、50万未満は25万円、100万未満は50万円、1000万以上は1350万円、1500万円以上は2000万円とみなした。

$ ^{14} $ 表 5 - 1、図 5 - 1 は、在学者を除く数値である。在学者を含めると、特に 20 - 24 歳では本稿の分析対象とは性格の異なる学生アルバイトが多いという問題を生じる。
1997 年から 2002 年にかけては、有業者、雇用者ともに、すべての年齢層でジニ係数が高まっている。特に、20 代、30 代の若年層でジニ係数の上昇が大きい。なお、20-24 歳の分布の変化は図 5 - 2 のようになっている。

(ジニ係数以外の不平等尺度でみた若年層の全般的動向)

1997 年から 2002 年にかけてジニ係数の上昇が大きい 20-24 歳、25-29 歳、30-34 歳について、ジニ係数以外の不平等尺度を算出し、その結果を表 5 - 2 に示した。平均対数偏差、対数分散、タイル尺度とも 1997 年から 2002 年にかけて上昇するなど、ジニ係数から示された結果と同様の傾向をみせている。

(正規・非正規2つのグループへの分解・若年層の分析)

1997 年から 2002 年にかけての雇用者全体での格差の動向を、正規雇用者、非正規雇用者の 2 つのグループに分けて、それぞれの全体の変化への影響をみてみた。図 5 - 4 に雇用者全体および正規・非正規雇用の分布を示した。

全体での格差は、大きくは、各グループ内の格差（正規雇用者、非正規雇用者それぞれの内部での所得格差）とグループ間の格差（正規雇用者の平均所得と非正規雇用者の平均所得の間の格差）に分けられる。また、全体の格差の変化は、次のように分けられる。

全体の格差の変化

= グループ内格差の変化による部分 + グループ間格差の変化による部分

+ グループ間構成比の変化

= グループ内格差の変化による部分 + グループ間格差の変化による部分

+ グループ内格差に違いがあることによりグループ間構成の変化が影響する部分 + グループ間格差と構成比変化の交叉項

(正規・非正規それぞれのグループ内格差の変化)

グループ内格差の変化をみると、20-24歳では正規雇用者、非正規雇用者ともにそれぞれのジニ係数等の上昇は小さい（ジニ係数については表5-1、その他の不平等尺度については表5-2）。25-29歳では、正規雇用者のジニ係数の上昇はやや大きいが、非正規雇用者内のジニ係数は低下している。すなわち、これら20代の層では、グループ内格差の変化は雇用者全体でのジニ係数の上昇を説明しない。30-34歳については、正規雇用者、非正規雇用者ともジニ係数等は上昇しており、グループ内格差の拡大が全体での格差拡大に寄与している様子が窺われる。

(正規・非正規のグループ間格差の変化)

グループ間格差については、表 5 - 3 にみられるように、20-24 歳では、正規雇用者と非正規雇用者の間で平均所得の差はわずかに縮小しており、全体での格差の拡大要因ではない。一方、25-29 歳、30-34 歳では差がやや拡大しており、全体での格差を拡大させている。

（正規・非正規のグループ別構成比の変化の影響）

以上のように、20-24歳では、グループ内格差、グループ間格差とも拡大していない。
25-29 歳ではグループ内格差が拡大していない。そうすると、これらの年齢層では、正規・非正規間の構成比の変化が、全体での不平等度の増大に関係していそうである。実際に、非正規比率の上昇は図5-4にみられるように、各年齢層とも大きい。

そこでジニ係数について、構成比の変化の影響のおよその大きさを把握するため、20-24歳、25-29歳、30-34歳の若年層について、正規雇用・非正規雇用の構成比が1997年から2002年にかけて変化しなかったとした場合にジニ係数がどうなるかをみてみた（表5-4）。20-24歳でジニ係数上昇の85%、25-29歳で同じく62%、30-34歳で同じく48%が正規・非正規間の構成比の変化（非正規比率の上昇）の影響ということになる $ ^{15} $ 。

(構成比の変化の影響の要因分解)

構成比の変化の影響をさらに要因分解してみる。要因は二つに分けられる。一つは、グループ間のジニ係数の違いによるものである。正規雇用者内のジニ係数等に比べて非正規雇用者内のジニ係数等は大きく、非正規雇用者の構成比が高まれば、全体のジニ係数等はそれだけ大きくなり得る。もう一つは、グループ間格差と構成比変化の交叉項である。これは、相対的に多数である正規雇用の構成比が減り、相対的に少数である非正規雇用が増えることにより、ジニ係数の場合であれば、構成員間の平均的な格差が広がるというものである。すなわち、もともと正規雇用者と非正規雇用者とでは平均的な所得に差があって正規雇用者の方が多いが、所得の少ない少数派の構成比が上昇することによって、構成員間の平均的な格差が開く。

前者の正規・非正規間でジニ係数が異なることによる変化のおよその大きさをみるため、正規のジニ係数と非正規のジニ係数を1997年の値に固定し、正規と非正規の構成比だけ変化させて全体のジニ係数がどの程度上昇するかをみてみた（表5-5）。雇用者全体のジニ係数の上昇に対する寄与率は、20-24歳で54%、25-29歳で59%、30-34歳で26%である。いずれの年齢層も構成比変化の影響の半分以上を占めている。

## (対数分散による要因分解)

前述のように、ジニ係数の場合は、変化を要因分解したものの合計が全体の変化に一致しない。このため、ここでは対数分散により、変化の要因分解を試みた（表5-6） $ ^{16} $ 。(対数分散による分解方法の詳細については、付注1参照。)

20-24 歳については、正規・非正規のグループ内格差、正規・非正規間のグループ間格差の変化の影響はわずかで、全体の対数分散の上昇 0.75 のうち、0.70 が構成比の変化によるものである。また、構成比変化のうち、0.40 が正規雇用者よりも対数分散が大きい非正規雇用者の構成比が高まったことによる。一方、0.31 が全体の平均からの距離が大きい非正規雇用者の構成比が高まったことによる対数分散の上昇である。25-29 歳についても構
成比の変化の影響は大きく、そのうちグループによって対数分散が異なることによる部分は半分以上を占める。

以上のように、雇用者全体のジニ係数や対数分散等の不平等尺度の上昇の多くは非正規雇用者構成比の上昇による。それは、一つには、フリーター等の低所得者の新しい核が形成される（少数派が大きくなる）という二極化の様相を呈している。これは上述のグループ間格差と構成比変化の交叉項の部分である。しかし、もともとばらつきの大きい非正規雇用者の構成比が高まることによる部分も大きく、派遣や契約社員とパート、アルバイトといった非正規の中での多様性をも反映している。全体としてみれば、不平等尺度の上昇は、二極化的性格も持ちながら、雇用形態の多様化があり、それが主に所得の低い方に向かった多様化であるという姿を反映している。

(「労働力調査」等による労働所得格差の把握)

「労働力調査」(詳細調査、旧特別調査)もフリーター等の非正規雇用をもとらえられるので、「労働力調査」でもジニ係数を算出してみた（表5-7）。「就業構造基本調査」とほぼ同じような傾向がみられる。二つの統計は標本設計がほぼ同じようなものであるから当然とも言える。

「労働力調査」(詳細調査)は、四半期ごと調査であり、速報性がある。同調査によると、2003年にも25-34歳などでは格差が拡大している。しかし、2004年には25-34歳などでわずかながら格差が縮小した $ ^{17} $ 。

なお、「就業構造基本調査」に最近年データである2002年以降で、労働所得格差を求められる統計としては、事業所調査である「賃金構造基本統計」と「民間給与実態統計調査」がある。「賃金構造基本統計」では、2003年は2002年に比べて労働所得格差が50歳未満の層で拡大し、2004年にも25歳以上の層で若干ながら拡大している。「民間給与実態統計調査」では、年齢計のジニ係数は2003年にも拡大した（以上二つの統計によるジニ係数を付表1、2に示した）。

## 5 ．4　2種類の追加的なジニ係数の計測

(低収入層を除いたジニ係数の計測)

非常に所得の低い者の中には、本来の稼得能力はあるにもかかわらず、何らかの理由により、自発的に労働時間を短くし、そのために所得が少ない者もいるだろう。そこで、低所得の者を除いてジニ係数を算出してみた。もちろん、現実には非自発的な低所得者も多いだろうから（２．参照）ジニ係数の上昇が小さくなることは割り引いて解釈する必要がある $ ^{18} $ 。
ここでは、所得 50 万円未満の者を除いたジニ係数と所得 100 万円未満の者を除いたジニ係数とを算出した（表 5 - 8、表 5 - 9、表 5 - 10 表 5 - 11）。また、パート、アルバイトを除いたジニ係数をも算出してみた（表 5 - 12）。いずれのジニ係数も 1997 年から 2002 年にかけて上昇している。

（長期失業者を含めたジニ係数の計測）

逆に、より厳しい見方をしてみる。これまでは「ふだんの状態として収入を得ることを目的として仕事をしている」有業者のみを対象として分析してきた。しかし、「ふだんの状態として仕事についていない」無業者のなかには、働く意志を持ちながら就業していない者もいるだろう。ここでの分析は、稼得能力の格差を測ることを目的としているので、何らかの理由により就業できず労働所得を得ることができていない者をも含めてみることには意味がある。そのような観点からは求職活動をしている失業者は含められるべきである。

「就業構造基本調査」では「ふだんの状態として収入を得ることを目的として仕事をしている」者を有業者としている。このため、失業者のうち過去1年間のうち短期間だけ失業していた人は有業者に含まれており、過去1年間の就業している時期に得た所得が計上されているとみられる。一方、過去1年以上失業している長期失業者については、無業者に含まれるとみられる。すなわち、長期失業者は統計技術的な事情から、これまでの有業者だけの分析には含まれていなかった。ここでは、「労働力調査(詳細調査、旧特別調査)」の1年以上の失業者について、所得はゼロであるものとして加えてジニ係数を算出してみた $ ^{19} $ 。長期失業者も含めると、ジニ係数の上昇は一層大きなものとなっている（表5-13）。

(イギリスとの比較 - ジニ係数の上昇のテンポの評価)

ところで、1997 年から 2002 年までの間の格差の拡大はそのテンポとして、速い、遅いという点ではどのように評価されるべきか。ここでは、一つの参考として、米国と同様に格差の拡大テンポが速かったイギリスとジニ係数の上昇テンポを比較してみた。イギリスは、特にサッチャー政権時に賃金格差がかなり拡大した。表 5 - 14 にみられるように、

と、所得100万円未満の人では、現在の仕事に継続就業を希望する人の割合は41.1%、転職を希望する人の割合は40.0%である。これに対し、25-29歳層で、すべての所得階層計ではそれぞれ71.5%、20.3%であり、100万円未満の人とは大きく違う。しかも、1997年と比較してみると、100万円未満の人の方が、継続就業を希望する人の割合の低下幅が大きく、転職を希望する人の割合の上昇幅が大きい。

$ ^{19} $ ここで「就業構造基本調査」の無業者のうちの求職者を加えることをしなかったのは、この場合の求職者では「仕事を探したり、準備をしている」となっており、必ずしも非自発的無業ではないとみられるからである。実際、無業求職者は、「労働力調査」の長期失業者に比べてその数がかなり多いものとなっている。
日本の若年層における格差拡大テンポは、イギリスの1978年から1989年にかけての変化と大きな差はない $ ^{20} $ 。

## 6 結論と今後の課題

## (政策的含意)

本稿では、日本における男性個人間の労働所得格差、不平等度を、非正規雇用者を含むデータで、年齢をコントロールした上で計測した。その結果、労働所得の格差は97年以降拡大しており、特に、非正規雇用者の増加の影響もあって、若年層でその拡大のテンポが速いことがわかった。

以上の結果の政策的含意は次のようなものであろう。第1に、特に所得の少ない者が増えることにより格差が拡大するということは、政策的にも重要な問題を投げているといえる。若年者が職業能力を身につける機会を是非とも確保する必要がある。

第2に、やや技術的な問題であるが、経済的格差の拡大等、社会の変化をできるだけ早期に察知できるよう、統計の整備が望まれる。3．先行研究の項で述べたように、90年代以降の時期では、人口高齢化の要因を除去すれば格差は拡大していないとする研究が大部分であった。格差拡大の実態を示すデータがなかったためである。5年に一度の「就業構造基本調査」による結果が利用できるようになった2003年の後半になって、やっと、年齢5歳階級別の格差の拡大状況と、その最大の原因である労働力の非正規化の影響の様子を把握、確認できるようになった。実際には97年頃から格差が拡大していたにもかかわらずである。確かに、「労働力調査」では毎年、年齢別の収入の状況を公表されている。しかし、「労働力調査」の公表値は、年齢階級は5歳階級別ではなく10歳階級別であり、また、年齢と雇用形態（正規、非正規等）とのクロス表も公表されていない。さらに、同調査はサンプル数が多くはないという問題点がある $ ^{21} $ 。

## (残された課題)

残された課題について述べる。

一つは、所得格差と景気動向、経済成長との関係についての分析である。今回の労働所得格差の拡大は、日本経済の長期停滞期の特に後半で起こった。これが景気、マクロ経済変動に左右されたものなのか、それとも何らかの構造的な要因によるトレンド的な流れで今後も長期にわたって続きそうなものなのかを見極めていくことは重要である。確かに、
多くの国で、経済が好調な時には所得格差の縮小が観察されることが多いようである。例えば、所得格差の大きなアメリカ、イギリスでも90年代後半以降の経済拡大時には、下の層が底上げされることにより、それまでの格差拡大傾向にある程度の歯止めがかかった。日本でも、60年代をはさむかつての高度成長時代には、「貧困問題」が解消され、格差が大幅に縮小した。その後、高度成長の終焉とともに、格差縮小も終わった。また、本稿の「就業構造基本調査」による分析でも、バブルの時代にも、経済の拡大の下で労働所得の格差は縮小したことが示されている。さらに、景気は2002年1月から回復、拡張局面にあるが、しばらくぶりに景気拡張期間が長く続いた中で、「労働力調査」によれば、2004年には労働所得格差がわずかながら縮小したことが示されている。しかし、さらに情報を集めつつ、それらの個別事象をより体系化して、格差と景気等の関係について解明していくことが望まれる。

第2は、技術的な点であるが、ミクロデータ、個表データを使って、より情報量を多くし、分析をより精緻化することである。例えば、今回の分析においても、所得と労働時間の関係を個人単位でみれば、非正規化がどの程度自発的なものであるかという情報がある程度得られるが、ミクロデータがあれば両者のクロス集計などが可能である。また、若年者が親と同居しているかなど、世帯と個人との関わりもより緻密にみることができる。さらに、非正規雇用といっても、派遣、契約社員、アルバイトと多様であり、それらをよりきめ細かくとらえる必要がある。あるいは、ジニ係数の分解などもミクロデータなどがあれば、よりきめ細かい要因分解などが可能になる。

第3に、今回の「就業構造基本調査」による分析で、中年層の間でも格差は拡大していること、しかも非正規雇用による影響が大きいという、ある意味で意外とも言えることが起こっている（表5-1）。中年層の中で何が起こっているのか、まずは実態の解明から行われるべきであろう。

さらに、本稿の分析は将来を視野に入れることを志向した分析である。そうすると、より長期的に将来を見るということになると、男性だけでなく女性も分析の中に含めることが必要となってくるだろう。現在は、夫婦、家族の中でも男性がまだ稼ぎの中心であるが、今後は妻の方が中心であるというケースも増えてくるだろう。また、配偶者を持たず自らの稼ぎのみで暮らしていくという女性も増えるだろう。

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