経済・金融

経 済・金 融国内雇用情勢～引き締まる労働需給、鈍い賃金増加ペース～主任研究員 木下茂

（第１図）失業率と有効求人倍率の推移（季節調整値）〇引き締まる労働需給
国内景気の緩やかな回復が続く中、労働需（％）

給の逼迫度合いが強まっている。今年２月の

（倍）

62.4

完全失業率

5

完全失業率は2.8％と３％を割り込んだほか、

2.0

有効求人倍率（右軸）

41.6

31.2

20.8

足元の失業率は90年代半ば、有効求人倍率は10.4

平成バブル期のピークを上回る水準にあるこ

0

同月の有効求人倍率も1.43倍と高水準を維持している。両指標の長期推移を確認すると、

0.0
85 87 89 91 93 95 97 99 01 03 05 07 09 11 13 15 17とがわかる（第１図）。

（注１）直近は17年１～２月平均（注２）総務省、厚生労働省のデータより作成

これに伴い、企業の人手不足感も強まっている。日銀短観の「雇用判断ＤＩ」は、「不足超」幅が期を追って拡大しており、やはりバ（第２図）企業の人手不足感と賃金上昇率ブル期並みの水準となっている（第２図）
。

過剰超

30（％）

-620-410〇労働集約的業種で強まる人手不足感-200-10こうした人手不足感はどのような業種で強-20まっているのだろうか。業種ごとのデータを確認すると、非製造業のうち、主として労働不足超

2-30

雇用判断DI（全規模・全産業）-40

現金給与総額前年比（右軸、逆目盛）

691

集約的と思われる業種において、より人手不4-5093959799010305070911131517（注１）賃金上昇率の直近は１～２月平均（注２）日銀短観、厚生労働省「毎月勤労統計」のデータより作成足感が強いことがわかる（第３図）。これは、直接的には、生産年齢人口の減少などにより労働の供給制約が強まる中で、企業が必要と（第３図）業種別の雇用人員判断ＤＩ（全規模）する雇用量の確保が従来に比べて困難になっ（％ポイント）0ていることを反映したものであろう。

-10-20-30〇鈍い賃金の動き
本来であればこうした人手不足感の強まり-40

16年12月

-50

17年３月

-60
宿泊・飲食サービス

対個人サービス

対事業所サービス

情報通信

運輸・郵便

卸・小売

不動産・物品賃貸

比0.4％増にとどまっており、足元の人手不建設

給与総額」の伸びをみると、今年２月は前年

非製造業

こで、毎月勤労統計（厚生労働省）の「現金製造業全産業は賃金に上昇圧力をもたらすはずである。そ（注）日銀短観のデータより作成

足感の強まりの割には賃金増加ペースの鈍さ

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共済総研レポート 2017.４

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経済・金融が目立つ。ここで、企業の人手不足感と賃金（第４図）雇用判断ＤＩと賃金増加率の関係（非製造業）

増加率の関係をみると、長期的にみれば緩や

6かな連動性が観察されるが、直近については、

5
現金給与総額前年比（％）

人手不足感が一段と強まっているにもかかわらず賃金の伸びが頭打ちになっている点が目を引く（前掲第２図）。
また、製造業に比べて人手不足感が強い非

y = 0.103x + 4.467
R2 = 0.4498

432
10

製造業について、業種ごとの雇用判断ＤＩと-1

賃金増加率のデータを用いて散布図を描いて←不足超←不足超-60-50-40-30-20-100

過剰超→雇用判断DI（％ポイント）（注１）両データとも16年平均（注２）建設、不動産、物品賃貸、卸売、小売、運輸・郵便、情報通信、対事業所サービス、対個人サービス、宿泊・飲食サービスについて表示（注３）日銀短観、厚生労働省「毎月勤労統計」のデータより作成

みると、人手不足感が強い業種ほど、賃金の伸びが低いという一見奇異な関係が観測される（第４図）。この点はどのように解釈すればよいのだろうか。

（第５図）労働生産性の推移（季節調整値）〇長い目でみた賃金の伸び鈍化の背景(CY11=100)

110

まず、「労働需給が逼迫しているにもかか105

わらず、賃金増加ペースが鈍い」という状況

100

06～16年のトレンド（年率成長率：0.9％）
94～05年のトレンド（年率成長率：1.9％）95のより根本的な背景としては、長い目でみて90

労働生産性の伸びが鈍化していることがあげ

85
80

※

られる 。94年以降の生産性の動きを確認し75
94てみると、00年代半ば以降、トレンド成長率

96

98

00

02040608

10121416（注１）労働生産性＝実質ＧＤＰ／（就業者数×労働時間）（注２）内閣府、総務省、厚生労働省のデータより作成が鈍化していることがわかる（第５図）。
さらに、観測期間を分割して雇用判断ＤＩと賃金増加率の関係を確認すると、観測期間（第６図）雇用判断ＤＩと賃金上昇率の期間別の関係の後半においては、あるＤＩ水準に対応する賃金上昇率が下方にシフトしているという変6

現金給与総額前年比（％）

化が見出される（第６図）。これは、労働需給の逼迫が以前に比べ賃金増加につながりにくくなっていることを示すものである。

y = -0.0911x + 0.9316
R2 = 0.6202

420-2

こうした変化を踏まえつつ、以下では持続91/1Q～02/2Q的な労働時間の短縮に着目する。改めてやや-4

長い目で労働時間（一人あたり・月間）の動-602/3Q～16/4Q-60-50←不足超きを確認してみると、全体としては、00年代-40

y = -0.0735x - 0.6095
R2 = 0.3779-30-20-10010

雇用判断DI（％ポイント）

2030

過剰超→

（注１）雇用判断ＤＩは全規模・全産業（注２）日銀短観、厚生労働省「毎月勤労統計」のデータより作成の後半に大きく減少した後、足元は横這い圏内の動きとなっているが、パートタイム労働※ 近年の賃金の伸び鈍化の背景として、労働生産性上昇率鈍化、後述する労働時間短縮に加え、労働分配率の低下や交易条件の悪化がしばしば指摘される。実際の分析例としては古金（2015）、厚生労働省（2015）などを参照

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経済・金融者については労働時間短縮の動きが続いてい（第７図）労働時間の長期推移（雇用形態別、季節調整値）

る（第７図）。これについては、個々の労働者(CY15=100)
115の労働時間が一様に減少しているというよりも、近年のシニア層・女性の就労増に伴い、労働時間指数 全体110

短時間のパート勤務者が増加した結果と考え一般労働者
パートタイム労働者

られる。

105

100

〇無視できない労働時間短縮の影響
95

以上のようなマクロベースの労働時間短縮

00 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 13 14 15 16 17は、賃金統計の代表的指標として参照される（注）厚生労働省「毎月勤労統計」のデータより作成

毎月勤労統計のデータ（一人あたり・月間）の伸びを低下させる。この影響を回避するた（第８図）賃金指数の推移（季節調整値）

め、公表値を労働時間で除することにより時間(CY12=100)
106あたりに換算してみると、公表値よりも高めの水準で推移していることがわかる（第８図）。
労働時間短縮の影響は、業種ごとにみると

105

現金給与総額・公表ベース

104

同・時間あたりベース

103102

より鮮明になる。第９図は、パートタイム労101

働者の賃金増加率について、業種別データを

100
99

労働時間調整前／後で比較したものである。

98
1212/01

特に、情報通信業など非製造業の一部業種にお1313/01

1414/01

1515/01

1616/01

1717/01（注）厚生労働省「毎月勤労統計」のデータより作成

いて、両者の差が大きくなっている点は目を引くところである。
〇短時間雇用の拡大が一段の生産性伸び鈍化を招く可能性
以上、パート雇用の増加が経済全体の労働時間短縮を通じて月間ベースの賃金上昇の抑制要因になっていること、労働時間短縮の効果を調整したベースでみれば、賃金の伸びは公表データほどには低くない、といった点に（第９図）業種別賃金増加率（パートタイム労働者、公表ベースと時間あたりベースの比較）
（％）
3.5
3.0
2.5
2.0
1.5
1.0
0.5
0.0
-0.5

現金給与総額(a)

-1.0
-1.5
-2.0

同 時間あたり(b)b-aその他のサービス業

医療，福祉

教育，学習支援業

生活関連サービス等

飲食サービス業等

学術研究等

不動産・物品賃貸業

ところで、近年のパート雇用の増加は、労卸売業，小売業用しているものと考えられる（補論参照）。

運輸業，郵便業

とりわけパート賃金については依然として作

情報通信業

は、かつてに比べれば弱まってはいるものの、建設業

労働需給の引き締まりが賃金を押し上げる力

製造業

調査産業計ついてみてきた。こうした結果からすれば、（注１）賃金増加率は、16年10～12月値／12年10～12月値の伸びを年率換算したもの（注２）厚生労働省「毎月勤労統計」のデータより作成

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経済・金融働者側からみれば、個々人の様々な事情や時＜参考文献＞

間・体力・年齢といった種々の制約により従・上里啓(2017)「中小企業における賃金上昇の背景」（みずほインサイト）

来であれば就労を断念せざるを得なかった層にまでその機会が拡大している、とも捉えら・大澤直人、神山一成、中村康治、野口智弘、れる。その意味では、こうした状況はポジテ

前田栄治(2002)「わが国の雇用・賃金の構ィブに受け止められるのであろう。

造的変化について」（日本銀行調査論文）
・厚生労働省（2015）「平成27年版労働経済のしかしながら、仮に遊休労働資源の枯渇を分析」

背景に、限界的ながら低スキル・低付加価値雇用のウェイトが上昇した場合、今後一段の・日本銀行調査統計局(2004)「雇用・所得情労働生産性の伸びの鈍化を招来する可能性が勢にみる日本経済の現状」（日本銀行調査ある。これを回避するには、情報通信技術や論文）
・古金義洋（2015）「最近の賃金低迷を巡る諸ロボットなどの積極的な活用により、労働生問題」『共済総合研究』Vol.71

産性を高めていく努力が必要となる。また、政策誘導としても、税制などを通じて民間の・宗像晃、東将人(2016)「雇用形態別にみて生産性改善努力を促進するような工夫が求め基本給はどのように決まるのか」（日銀レられよう。

ビュー）（４月17日 記）＜補論＞
ひとつの試みとして、賃金の動きを生産性の伸び、労働需給変数、インフレ率などで説明する式について期間を分割して推計してみた。労働需給変数にかかる係数について前半期間と後半期間とで比較すると、一般労働者の式においては同係数が小さくなってはいるものの統計的有意性は維持、パート労働者の式においては同係数に大きな変化はない、という結果が得られた。
（補論図表１）一般労働者賃金関数の推計（被説明変数：現金給与総額）
計 測 期 間 定 数 項 労働生産性
95/1Q～02/2Q

1.307302/3Q～16/4Q -0.7145

0.2906(2.3126)
0.0724(0.8170)

労働生産性
Ｃ Ｐ Ｉ 総 合 自由度修正済
雇用判断ＤＩ（１期ラグ）（１期ラグ）
決定係数0.2931-0.17190.2746
0.7896(2.1631)(-7.8234)(1.6539)0.4448-0.05010.30700.5817(5.3360)(-4.4076)(2.3036)（注１）各変数は雇用判断ＤＩを除き前年比（注２）労働生産性＝実質ＧＤＰ／（就業者数×労働時間）（注３）カッコ内はｔ値（注４）日銀、内閣府、厚生労働省、総務省のデータより作成（補論図表２）パート労働者賃金関数の推計（被説明変数：時間あたり現金給与総額）
労働生産性
ＣＰＩ総合自由度修正済
雇用判断ＤＩダ ミ ー（４期ラグ）（４期ラグ）
決定係数0.23380.2766-0.0351
0.33792.3222
0.5272(2.2387)(-1.9955)(2.3372)(3.9128)
0.56930.0780-0.0334
0.2704
1.97890.6974(1.5933)(-5.0640)(3.8936)(7.8030)

計 測 期 間定数項
95/1Q～02/2Q（①）

02/3Q～16/4Q（②）（注１）各変数は雇用判断ＤＩとダミーを除き前年比（注２）労働生産性＝実質ＧＤＰ／（就業者数×労働時間）（注３）ダミーは①が98/1Q、②が08/1Q～08/4Q（注４）カッコ内はｔ値（注５）日銀、内閣府、厚生労働省、総務省のデータより作成

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