資料シリーズNo.177 第2章 地域別最低賃金と賃金格差 本章では 1994 年から 2014 年の賃金センサスの個票データを用いて、最低賃金の上昇が低 賃金労働者の賃金を引上げ、賃金格差の縮小に寄与するという仮説の検証を行う。 最低賃金と賃金格差の関係については、1980 年代のアメリカにおいて賃金格差の拡大が社 会問題となったことを背景に、アメリカを中心に研究の蓄積が進んだ1。例えば Lee（1999） は 1979 年から 1989 年の Current Population Survey（CPS）を用いて、賃金格差の拡大は連邦 最低賃金の実質的な低下に起因することを示している2。女性の賃金格差拡大のおよそ 7 割は 最低賃金の伸びの鈍化によって説明できるという3。 Bosch et al.（2010）は、1989 年から 2001 年のメキシコの都市部を対象とした全国雇用調査 （ENEU）のマイクロデータを利用して同様の分析を行っている4。メキシコでは 1980 年代後 半から 1990 年代半ばに所得格差が拡大したが、Bosch らは 1986 年から 1996 年までの最低賃 金の伸び悩みが格差拡大の一つの要因であると結論づけている。メキシコの最低賃金は市区 町村ごとに A、B、C の 3 ランクが割り当てられ、同じ州の中でも市町村によって最低賃金が 異なるという特徴がある。Bosch らはこの制度的特徴を生かし、州より細かい単位で時間を 通じて一定な観測されない地域間の異質性をコントロールするなど、それまでの先行研究よ り精緻な形で推定を行っているが、先行研究と同様の結論を得ている。 Kambayashi, Kawaguchi, and Yamada（2013）は、Lee（1999）や Bosch et al.（ 2010）が最低 賃金の実質的な低下によって賃金格差の拡大を説明しようとしたのとは逆に、日本において 最低賃金の上昇が賃金格差を縮小させていることを 1994 年から 2003 年の賃金センサスのマ イクロデータを用いて示している5。彼らは、日本において最低賃金の影響を受けるのは大半 が女性であることに着目し、分析対象を女性に限定している。 Kambayashi et al.（2013）は 2003 年までのデータを利用しているが、日本で最低賃金の大幅 な改定が行われるのは 2007 年の最低賃金法改正以降であり、2003 年以降のデータを用いて 分析すれば、最低賃金引上げと賃金格差縮小とのより明確な関係が示される可能性がある。 そこで本章は、彼らと同じ期間、すなわち 1994 年から 2003 年の 10 年分と、それ以降の 2005 年から 2014 年の 10 年間の計 20 年分の都道府県パネルデータを作成し、最低賃金が賃金格 差に与える影響を分析する。また彼らは分析対象を女性に限定しているが、男性の非正規労 1 2 3 4 5 Neumark and Wascher(2008)の 4 章において、最低賃金と賃金格差の研究についての包括的なサーベイが行われ ている。Minimum Wage Effects on the Distribution of Wages and Earnings Minimum wages, David Neumark and William L. Wascher, The MIT Press. 107-140 Lee, David S. 1999. “Wage Inequality in the United States During the 1980s: Rising Dispersion or Falling Minimum Wage?” The Quarterly Journal of Economics. 114 (3):977-1023. ただし、男性についてはこの関係は確認されていない。 Bosch, Mariano, and Marco Manacorda. 2010. “Minimum Wages and Earnings Inequality in Urban Mexico.” American Economic Journal: Applied Economics. 2 (4):128-49. Kambayashi, Kawaguchi and Yamada. 2013 “Minimum wage in a deflationary economy: the Japanese experience, 19942003” Labour Economics. 24 :264-276. －132－ 労働政策研究・研修機構（JILPT） 資料シリーズNo.177 働者の増加も鑑み、本章では、女性のみと男性を含めた分析の両方を行う。 第１節 Effective Minimum Wage (実効最低賃金) Lee（1999）によれば、最低賃金と賃金格差の変動の間に関係があるならば、以下の式が成 立する。 ln W itp ln W itq f ( ln mwit ln W itq , x it ) (1) i は地域、t は時間、p、q は賃金分布における分位数を示している。左辺は賃金格差、f は関 数、mw は最低賃金、x は賃金分布に影響を与える最低賃金以外の要因である。 (1)式では、最低賃金を地域と時系列について標準化しており、本章ではこの標準化した最 低賃金を Lee（1999）にならって、effective minimum wage（実効最低賃金）と呼ぶ。では標準 化の基準はどこに設定され、また、賃金格差については誰と誰の賃金格差を考えるのか。Lee （1999）は、最低賃金の変動の影響を受けず、なおかつその地域の生活水準を示す代理指標 として第 50 分位を基準に選んでいる。Bosch et al.（2010）は、最低賃金の変動の影響を受け るのは第 60 分位までであることを確認し、その場合第 50 分位を基準に用いると推定結果に バ イ ア ス が 生 じ る と い う 計 量 経 済 学 的 理 由 か ら 、 第 70 分 位 を 基 準 に 選 択 し て い る 。 Kambayashi et al.（2013）は、Bosch らと同様の理由から第 70 分位を選択しており、本章でも Kambayashi らの 2004 年までの分析結果と比較を行うため、各都道府県の賃金の第 70 分位を 基準とし、(1)式左辺の賃金格差は賃金の各分位と、第 70 分位との対数階差を利用する。 第２節 実効最低賃金と賃金格差 図表 2-1 は、標本を女性に限定した上で 1994 年と 2003 年の都道府県別の実効最低賃金と 第 20 分位賃金の低賃金層との賃金格差の値をプロットした散布図であり、すなわち(1)式の 関係を賃金センサスを利用して図示したものである。本章では、賃金にはきまって支給する 現金給与額から通勤手当、精勤手当、家族手当を引いたものを所定内労働時間と時間外労働 時間の合計で割った時間給を用いる。縦軸が賃金格差で、基準となる賃金の第 70 分位に対す る第 20 分位の賃金（対数階差）であり、横軸は実効最低賃金で、第 70 分位と最低賃金のと の差（対数階差）である。○は 1994 年、×は 2003 年の値を示し、○や×の大きさは各都道 府県の労働者数を表している。横軸は負の値をとっており、右に行くほど値は大きくなる。 つまり、第 70 分位の賃金水準に対して相対的に最低賃金額が高いほど、実効最低賃金は大き くなり、右側に値をとる。縦軸も負の値をとっており、上に行くほど第 20 分位と第 70 分位 の賃金格差は小さいことを意味する。 図表 2-1 は、実効最低賃金が高い（＝相対的に最低賃金が高い）都道府県ほど、第 20 分位 と第 70 分位の賃金格差が小さいという、正の関係が見て取れる。図中で最も大きな○と×は 東京都であるが、1994 年、2003 年で実効最低賃金の値に変化はなくおおよそ-0.95 であるが、 縦軸の賃金格差は○が-0.44（指数換算すると 0.63）、×が-0.54（指数換算すると 0.58）と賃 －133－ 労働政策研究・研修機構（JILPT） 資料シリーズNo.177 金格差は縮小している。また回帰線をあてはめると、実効最低賃金の低い方で労働者の多い 東京に引っ張られる形で曲線を描く。なお、この図表は Kambayashi et al.（2013）と同じデー タを用いて p.271、figure5 右上の「20-70 wage gap」の図の再現したものであり、ほぼ同じ図 が描けている。 次に、図表 2-2 は、最低賃金の改定幅の大きい時期を含む 2005 年から 2014 年について女 性の標本に限定した上で、(1)式の関係を図示している。○が 2005 年、×が 2014 年の値であ る。図表 2-1 同様に、実効最低賃金の高さと賃金格差の縮小の間には正の関係が見て取れる が、回帰線を当てはめると、図表 2-1 とは異なり直線である。 そして、図表の 2-3 では、2005 年から 2014 年の男女計のデータに(1)式の関係をあてはめ ると、やはり実効最低賃金が高いと、賃金格差が縮小する正の関係が見て取れる。 －134－ 労働政策研究・研修機構（JILPT） ᇹЎˮƱᇹЎˮƷݣૠ᨞ࠀ 㸫135㸫 இ˯ƱᇹЎˮƷݣૠ᨞ࠀ இ˯ƱᇹЎˮƷݣૠ᨞ࠀ ࠰ ࠰ ࠰ ࠰ இ˯ƱᇹЎˮƷݣૠ᨞ࠀ இ˯ƱᇹЎˮƷݣૠ᨞ࠀ ࠰ ࠰ ᘙࠀƱஇ˯ ᘙࠀƱஇ˯ ࠰ųࣱڡų᧓ƋƨǓƖLJƬƯૅዅƢǔྵዅɨ᫇ ࠰ųࣱڡų᧓ƋƨǓƖLJƬƯૅዅƢǔྵዅɨ᫇ ᇹЎˮƱᇹЎˮƷݣૠ᨞ࠀ ᘙࠀƱஇ˯ ᘙࠀƱஇ˯ ࠰ųࣱڡų᧓ƋƨǓƖLJƬƯૅዅƢǔྵዅɨ᫇ ࠰ųࣱڡų᧓ƋƨǓƖLJƬƯૅዅƢǔྵዅɨ᫇ ᇹЎˮƱᇹЎˮƷݣૠ᨞ࠀ 㸫135㸫 －135－ ࠰ ࠰ 資料シリーズNo.177 労働政策研究・研修機構（JILPT） ᇹЎˮƱᇹЎˮƷݣૠ᨞ࠀ ᇹЎˮƱᇹЎˮƷݣૠ᨞ࠀ 㸫136㸫 இ˯ƱᇹЎˮƷݣૠ᨞ࠀ ᘙࠀƱஇ˯ ࠰ųဏڡᚘų᧓ƋƨǓƖLJƬƯૅዅƢǔྵዅɨ᫇ ࠰ ࠰ 資料シリーズNo.177 －136－ 労働政策研究・研修機構（JILPT） 資料シリーズNo.177 第３節 推定 第 2 節では第 20 分位の関係を図示したが、全分位において(1)式の関係が成立するか統計 学的に確認する。(1)式の関係は、(2)式のように表せる。 p ln W itp ln W it70 0 t 1p ln mwit ln W it70 2p ln mwit ln W 70 itp it i xit 2 p (2) ここで i は都道府県固有効果であり、時間を通じて変化しない都道府県固有の要因である。 観測できない固有効果については First Difference 推定を行い取り除くことができる。 2 ln W~ itp 1p ln MWit 2p ln MWit xit p itp , (3) Δは t 年とその前年の差を示す階差表示であり、W~ itp は lnW itp ln W it70 、MWit は ln mwit lnW it70 である。 xit はコントロール変数であり、年ダミー、都道府県トレンド、都道府県ごとの年齢 シェア、男性労働者シェアを利用する。 2005 年以降の推定は、図表 2-2 や 2-3 からもわかるように、実効最低賃金と賃金格差の関 係がそれ以前と異なり直線の関係にあり、(3)式の他に(4)式のような二乗項を含めない式の推 定も行う。 さらに、(3)式では賃金格差に影響を与えるのが、最低賃金の変化か、基準となる 70 分位 の賃金の変化なのか、もしくはその両方なのか区別がつかないため、最低賃金変化と分位別 賃金変化との関係をより明確に捉えるために、(3)式の従属変数を分解し ln W it70 を右辺に移 項した以下の（4）式も併せて推定する。 ln W itp 1p ln mwit 3p ln W it70 x it p itp . (4) この式を推定した場合、 ln mwit のパラメータ については(2)、(3)式の推定結果と同一 p 1 の結果が得られ、 ln W it70 のパラメータ 3 とともに有意であることが期待される。本章では p 主に(4)式に基づきモデルの検証、分析を行う。 図表 2-4 には Kambayashi et al.（2013）p.272、Table1 の OLS(1)と FD(2)の結果を再現してい る1。つまり、1994 年から 2003 年の女性のみを分析対象としている。実効最低賃金の賃金格 差に対する限界効果は第 10 分位で 0.552 であるところ、本章の推定では 0.602、第 20 分位で は 0.379 であるところ 0.446 である。全分位で本章の方が限界効果が大きく、第 50 分位まで 最低賃金の引上げの影響を受けている。First Difference 推定の結果については、低分位では 本章の方が限界効果が小さく、中分位以降は大きい。また OLS 同様に第 50 分位まで最低賃 金の影響を受けている。このように、Kambayashi et al.（2013）を完全には再現できていない ものの、限界効果の大きさに顕著な差は見られない2。 1 2 Kambayashi et al.（ 2013）は賃金階級データの測定誤差を考慮するため、2 年前の実効最低賃金を操作変数とし、 操作変数法を用いて推定を行っている。しかし、2 年前の実効最低賃金は分析期間を変えると t 年の実効最低 賃金に対して弱操作変数となり、また他に適当な操作変数を見つけることができなかったため、本章では OLS と First Difference 推定結果のみを示している。 Kambayashi Kawaguchi Yamada（2010）は、Kambayashi.et al.（2013）とデータ、推定期間、推定方法は同じだが、 Lee（1999）同様に第 50 分位に標準化の基準を置いて推定を行っている点で異なっている。筆者は Kambayashi et al.（ 2010）についても再現を行い、彼らの Discussion Paper の p.28 Table 1 の推定結果を完全に再現できた。 －137－ 労働政策研究・研修機構（JILPT） 資料シリーズNo.177 次に、図表 2-5-1 から 2-5-5 には、2005 年から 2014 年の男女計のデータを用いた(4)式を全 分位について推定した結果を示している。第 1 から第 30 分位までは、実効最低賃金、第 70 分位の賃金が統計学的に有意であり(1)式の関係が成立している。他の分位ではこのモデルは 成り立たず、実効最低賃金が他の分位の賃金格差に影響を与えているという事実は確認され なかった。 一方、Kambayashi et al.（ 2013）については、論文の p.271 の Figure.5 の第 20 分位の図について本章の p.152 の 図表 2-1 が完全に再現ができていないことからも、異常値処理等が施されるなど、推定に用いたデータの段階 で異なっていることが推定結果が異なる原因であると推測される。Kambayashi Kawaguchi Yamada（2010）“The Minimum Wage in a Deflationary Economy: The Japanese Experience, 1994-2003” IZA Discussion Paper No. 4949. March 2010. －138－ 労働政策研究・研修機構（JILPT） Ϭ͘ϰϰϲ Ϭ͘ϯϳϵ Ϯ͘ϭϲϱΎΎΎ Ϭ͘ϰϳϭ ϭ͘ϮϭϳΎΎΎ Ϭ͘Ϯϵϯ zĞƐ ϰϳϬ Ϭ͘ϱϭϰ ;ϮͿ ůŶǁƉͺϮϬ ϭ͘ϮϭϬΎΎΎ Ϭ͘ϯϴϮ Ϭ͘ϰϬϵ Ϭ͘Ϯϲϲ zĞƐ zĞƐ ϰϳϬ Ϭ͘ϲϳϲ Ϭ͘ϲϯϮ Ϭ͘ϳϱϭ ŵĂƌŐŝŶĂůĞĨĨĞĐƚƐ Ϭ͘ϳϳϰ <ĂŵďĂLJĂƐŚŝĞƚĂů͘dĂďůĞϭ;ϮͿ Ϭ͘ϴϴϳ ZŽďƵƐƚƐƚĂŶĚĂƌĚĞƌƌŽƌƐŝŶďƌĂĐŬĞƚƐ ΎΎΎƉфϬ͘Ϭϭ͕ΎΎƉфϬ͘Ϭϱ͕ΎƉфϬ͘ϭ ᐇຠ᭱ప㈤㔠䛾ᖹᆒ್䛿ͲϬ͘ϳϬϲϯϴ䛸䛧䛯 zĞĂƌĞĨĨĞĐƚƐ WƌĞĨĞĐƚƵƌĞͲƐƉĞĐŝĨŝĐƚƌĞŶĚƐ KďƐĞƌǀĂƚŝŽŶƐ ZͲƐƋƵĂƌĞĚ ͘ůŶDtϮ Ϭ͘ϯϬϯ Ϭ͘Ϯϯϰ ϭ͘ϴϴϮΎΎΎ Ϭ͘ϯϵϴ ϭ͘ϭϭϴΎΎΎ Ϭ͘Ϯϰϴ zĞƐ ϰϳϬ Ϭ͘ϰϭϵ ;ϯͿ ůŶǁƉͺϯϬ Ϭ͘ϭϴϰ Ϭ͘ϭϮϳ ϭ͘ϯϭϭΎΎΎ Ϭ͘ϯϰϳ Ϭ͘ϳϵϴΎΎΎ Ϭ͘Ϯϭϳ zĞƐ ϰϳϬ Ϭ͘ϯϱϬ ;ϰͿ ůŶǁƉͺϰϬ Ϭ͘ϬϵϬ Ϭ͘Ϭϱϲ Ϭ͘ϳϬϲΎΎ Ϭ͘Ϯϳϭ Ϭ͘ϰϯϲΎΎ Ϭ͘ϭϳϬ zĞƐ ϰϳϬ Ϭ͘Ϯϲϳ ;ϱͿ ůŶǁƉͺϱϬ Ϭ͘ϬϮϲ Ϭ͘Ϭϭϯ Ϭ͘ϮϮϳ Ϭ͘ϭϲϭ Ϭ͘ϭϰϮ Ϭ͘ϭϬϭ zĞƐ ϰϳϬ Ϭ͘ϭϳϭ ;ϲͿ ůŶǁƉͺϲϬ Ϭ͘ϬϬϬ Ϭ͘Ϭϭϱ ͲϬ͘Ϭϲϵ Ϭ͘ϮϭϬ ͲϬ͘Ϭϰϵ Ϭ͘ϭϯϯ zĞƐ ϰϳϬ Ϭ͘Ϭϱϲ ;ϳͿ ůŶǁƉͺϴϬ Ϭ͘Ϭϳϯ Ϭ͘ϬϮϲ Ϭ͘ϮϬϬ Ϭ͘ϱϬϮ Ϭ͘ϬϵϬ Ϭ͘ϯϭϮ zĞƐ ϰϳϬ Ϭ͘Ϭϱϲ ;ϴͿ ůŶǁƉͺϵϬ Ϭ͘ϱϬϵ Ϭ͘ϱϯϬ ϭ͘ϮϲϱΎΎΎ Ϭ͘Ϯϴϰ Ϭ͘ϱϯϱΎΎΎ Ϭ͘ϭϴϵ zĞƐ zĞƐ ϰϳϬ Ϭ͘ϲϭϱ Ϭ͘ϰϬϱ Ϭ͘ϯϲϮ ϭ͘ϭϴϭΎΎΎ Ϭ͘ϮϮϵ Ϭ͘ϱϰϵΎΎΎ Ϭ͘ϭϰϳ zĞƐ zĞƐ ϰϳϬ Ϭ͘ϱϭϱ Ϭ͘ϯϬϰ Ϭ͘ϮϲϬ Ϭ͘ϴϱϭΎΎΎ Ϭ͘ϭϵϮ Ϭ͘ϯϴϳΎΎΎ Ϭ͘ϭϮϲ zĞƐ zĞƐ ϰϳϬ Ϭ͘ϰϮϰ Ϭ͘ϭϳϳ Ϭ͘ϭϬϰ Ϭ͘ϰϯϰΎΎ Ϭ͘ϭϳϬ Ϭ͘ϭϴϮ Ϭ͘ϭϭϯ zĞƐ zĞƐ ϰϳϬ Ϭ͘ϯϮϮ ͲϬ͘Ϭϲϴ 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࠰ƴƓƚǔЎˮКɥଞ ࠰ƴƓƚǔЎˮКɥଞ ˎे ɥଞ ྵܱ ˎे ȑȸǻȳǿǤȫ 㸫146㸫 －146－ ȑȸǻȳǿǤȫ 労働政策研究・研修機構（JILPT） 㸫146㸫 資料シリーズNo.177 ᘙஇ˯ƷɥଞƕƳƔƬƨئӳƱྵܱƷЎˮКɥଞƷࠀ࠰ ᲢࠝဇŴɟᑍȷȑȸȈᚘŴࣱڡіᎍŴؕแЎˮŴ(KTUV&KHHGTGPEGਖ਼ܭƴǑǔŴʚഏƳƠᲣ ɥଞ ྵܱ ˎे ᘙஇ˯ƷɥଞƕƳƔƬƨئӳƱྵܱƷЎˮКɥଞƷࠀ࠰ ᲢࠝဇŴɟᑍȷȑȸȈᚘŴࣱڡіᎍŴؕแЎˮŴ(KTUV&KHHGTGPEGਖ਼ܭƴǑǔŴʚഏƳƠᲣ ࠰ƴƓƚǔЎˮКɥଞ ࠰ƴƓƚǔЎˮКɥଞ ɥଞ ྵܱ ˎे ȑȸǻȳǿǤȫ ȑȸǻȳǿǤȫ 図表2-9 最低賃金の上昇がなかった場合と現実の分位別賃金上昇の差 2005-2014年 （常用、パート労働者、男女計、基準分位70%、First Difference推定による、二次項なし） 0.15 賃金上昇 現実 図表2-9 最低賃金の上昇がなかった場合と現実の分位別賃金上昇の差 2005-2014年 （常用、パート労働者、男女計、基準分位70%、First Difference推定による、二次項なし） 2005-2014年における分位別賃金上昇 2005-2014年における分位別賃金上昇 0.10 0.15 仮想 賃金上昇 現実 仮想 0.05 0.10 0.00 0.05 -0.05 0.00 -0.10 -0.05 10 20 30 40 50 賃金パーセンタイル 60 70 80 90 60 70 80 90 㸫147㸫 -0.10 10 20 30 40 50 －147－ 賃金パーセンタイル 㸫147㸫 労働政策研究・研修機構（JILPT） 資料シリーズNo.177 第３章 まとめ ᮏ◊✲ࡣࠊ᭱ప㈤㔠ἲࡢᨵṇ࡞ࡼࡗ࡚ࠊ᭱ప㈤㔠ࡀࡁࡃᘬࡁୖࡆࡽࢀࡓࡇࡀປാ ⪅ࡢ㈤㔠ࡢࡼ࠺࡞ᙳ㡪ࢆ࠼࡚࠸ࡓࡘ࠸࡚ศᯒࢆ⾜ࡗࡓࠋྛ❶ࡢศᯒ࡛᫂ࡽ࡞ ࡗࡓࡇࡣ௨ୗࡢ 2 Ⅼ࡛࠶ࡿࠋ 1. 2008 ᖺ௨㝆ࡢ᭱ప㈤㔠ࡢᘬୖࡆࡣࠊ୍⯡ປാ⪅ࡢ㈤㔠ࡁ࡞ᙳ㡪ࢆ࠼࡚࠸࡞࠸ࡀࠊ ࣃ࣮ࢺࢱ࣒ປാ⪅ࡢ㈤㔠ᑐࡋ࡚ᙳ㡪ࢆ࠼࡚࠸ࡿࠋ≉ࠊ㏆ᖺࡢ㒔ᕷ㒊ࢆ୰ᚰࡍ ࡿ᭱ప㈤㔠ࡢᘬୖࡆࢆཷࡅ࡚ࠊ┠Ᏻไᗘ࠾ࡅࡿࣛࣥࢡࡀ A ࣛࣥࢡࡢ㒔ᕷࢆᢪ࠼ࡿ㒔 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