わきが 症例が示すこと
100万円よりも多い年収を稼ぐ場合は、1989年と1994年でほとんど変わっておらず、30％程度にとどまっている（表3−2(、前年年収＞100万円の割合)。
時間給の上昇に対し、有配偶女性は労働時間を減少させたため、年収は名目で1定のままで推移した。
1方、未婚女性の年収もあまり上昇しなかった。
クロスセクションでは、未婚女性の年収は有配偶女性ほど100万円の周辺への明確な集中をしていない。
しかし、1990年から95年までの間、未婚女性は平均で労働時間を2時間程度減少させた。
この理由としては、以下のことが考えられる。
パート労働者はこの水準以下に収入を抑えようとする場合が多くあり、その行動が、「103万円の壁」と呼ばれている。
壁の値は以前は100万円だったので「100万円の壁」という表現がされることもある。
第1に、ここで分析されている期間中、フルタイム労働者の法定労働時間が徐々に週44時間から40時間に減少したという点である。
パート労働者の労働時間を減少させるという法的な制約は特になかったけれども、フルタイム労働者の時短が、パート労働者の労働時間を短くする効果を持ったかもしれない。
この影響は、労働時間は比較的長めである労働者でより強いと予想される。
有配偶女性は労働時間が未婚女性より短いため、フルタイム労働者の時間短縮の影響は未婚パート労働者にとってより強かったであろうと考えられる。
第2に、未婚女性の1部は、所得制限のある移転所得(たとえば生活保護）を受給しているかもしれない。
その場合、移転所得をフルに受け取るためには労働収入を抑える必要があり、このような状況下にある未婚女性は時間給が上昇した場合、労働時間を短縮するかもしれない。
ここでは、89年の収入分布（1990年調査）を1.17倍したものと、94年の実際の年収分布とを配偶関係別に示している。
もし労働供給が5年間で変化せず、時間あたり賃金が最低賃金と同率で上昇したならば、年収分布は1990年のそれを1.17倍したものとなったはずである。
しかしながら、実際の1995年の分布は90年の分布を1.17倍したものよりも左側により多くの労働者が分布するものとなった。
この傾向は、有配偶女性・未婚女性の両方に共通している。
次に、定義された九つのセルへの分布状況を確認しておこう。
いくつかのセルでは、そこに属する労働者の割合がきわめて低い。
たとえば、労働時間が雇用保険加入の最低限の労働時間数未満で、かつ年収が雇用保険の加入基準（90万円）以上であるのは、どのサンプルでも5％未満である。
示されているように、女性パート労働者の労働時間は1般に長い。
21.17倍しているのは、地域別最低賃金．および地域別パート賃金の上昇率の下限が、17％程度であったことを反映している。
1989〜94年の間に、地域別最低賃金は20.7％上昇している。
1方、県別パート賃金の上昇には、地域差が大きい。
1989〜94年にかけての県別パート賃金の上昇率は、全国平均では28％であるが県別の値は17〜42％の間に分布している。
また、1990〜95年の地域別パート賃金の上昇率は、全国平均で20％であるが、県別の上昇率は13〜33％の範囲に分布している。
もし、17％より高い値を用いて1989年の年収分布から94年の年収分布を予測した場合、ここでの結論（1989〜94年にかけて年収の上昇は抑えられていたということ）はより強く支持されることになる。
1990年のパート実態調査を用い、有配偶女性の厚生年金・健康保険加入率、雇用保険加入率を年収の範囲別に計算している。
その結果をもとに、これらの保険への加入が年収90万〜100万円の範囲で大幅に上昇することを確認し、企業は厚生年金・健康保険加入の基準である130万円よりも、所得税がかからない最大限である100万円を、加入の基準として用いているのではないかという議論を展開している。
この議論は、1990年当時の厚生年金・健康保険の加入基準を130万円と仮定したものであるが、実際には当時の基準額は110万円であった（基準額が130万円に上昇したのは1992年以降である)。
樋口論文の議論はこの点を誤解しているのではないかと考えられる。
1995年には、有配偶女性パート労働者の13％が労働時間20時間未満であり、49％は週30時間かそれ以上働いていた。
1990年と95年の間に、とくに有配偶女性についてセルの分布に大きな変化が見られた。
年収90万円未満であるパート労働者の割合は、有配偶女性でも未婚女性でも低下している。
時給が上昇したため、より容易に収入を稼ぐことができるようになっている。
しかしながら、有配偶女性パート労働者の多くが年収を100万円未満に抑制しようとしたため、100万円以上を得る割合は上昇せず、ほぼ1定のままであった。
は各セルに属すパート労働者の割合を示しているが、これは社会保険加入基準の年収・労働時間が1990年と95年の間に変わったことも反映して若干複雑に変化した。
1般に、社会保険加入の基準となる労働時間の低下は、基準を満たす労働者の割合を増加させることとなった。
1方労働時間の減少により、90万〜130万円を稼ぐ割合が高くなった。
社会保険加入の分析結果規制に違反している度合い労働時間・年収の基準を満たしているという前提で、基準に反して社会保険に加入しない（規制を遵守しない）傾向は、未婚女性よりも有配偶女性により多いと予想される26,2。
見てとれるとおり、社会保険加入は明確に年収と労働時間と関連している。
1990年の有配偶女性のサンプルに関しては、どの社会保険にも加入していない割合はセル1（年収90万円未満で週間労働時間22時間未満）では97.5％であるが、セル9（週間労働時間33時間以上かつ年収110万円以上）では、同様の割合は10.7％である。
同様のパターンは他のグループでも見られる。
したがって、基準に反した未加入はある程度存在するかもしれないが、それはいくつかの先行研究が示唆していたほど広範な現象ではないと考えられる。
配偶関係・調査年にかかわらず、労働者の少なくとも79％は、厚生年金・健康保険・雇用保険のすべてに加入している。
労働者については、有配偶女性が未婚女性よりも社会保険に加入しにくいという明らかな傾向はない。
この領域では、有配偶女性が夫の保険から給付を得られるという可能性、妻の社会保険加入に有意な影響を与えていない。
有配偶女性と未婚女性と比較すると、どの社会保険にも加入していない割合が、有配偶女性のほうで高い。
1995年には、有配偶女性パート労働者のうち、46％はいずれの保険にも加入していなかったが、未婚女性のなかでの同様の割合は22％である。
労働者のうち、3つの保険すべてに加入する割合は有配偶女性で31％だが、未婚女性では52％である。
比較して、厚生年金と健康保険の加入割合が、有配偶女性ではより大幅に低下することは、この領域で「労働者側の条件」（夫の被扶養者となるかどうか）が有配偶女性の加入に影響を与えていることを示唆する。
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