Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
表 8−1：芸能人の自殺に関する報道後 10 日間の自殺者数の変化（自殺者の年齢階級別）

20 歲未 満	20-29 歲	30-39 歲	40-49 歲	50-59 歲	60-69 歲	70-79 歲	80 歲以 上
総数	0.0546(0.0816)	0.0580(0.0349)	0.0672*(0.0297)	0.0123(0.0281)	0.0851**(0.0264)	0.0783**(0.0264)	0.0297(0.0322)	0.0619(0.0397)
男性	0.0493(0.0997)	0.0305(0.0420)	0.0600(0.0354)	-0.0347(0.0330)	0.0630*(0.0308)	0.0810*(0.0317)	0.0258(0.0409)	0.115*(0.0540)
女性	0.0604(0.142)	0.118(0.0629)	0.0818(0.0543)	0.140**(0.0537)	0.149**(0.0518)	0.0725(0.0481)	0.0364(0.0521)	-0.00140(0.0587)

注：2009年から2013年の警察庁の自殺統計原票に基づく日別データを用い、ポアソン回帰分析で得られた係数をIncidence rate ratioとして表示。括弧内は標準誤差。年月、曜日、日付に関する固定効果が推定には含まれているが表には掲載していない。観察数はすべて1826。分析対象となった芸能人の人数は15人。

同様の分析を職業別に行ったものが表8-2である。これによると、芸能人の自殺に関する報道後10日間には「無職者」の自殺者数が顕著に増えるようである。芸能人の場合「無職者」への影響が大きいことから、さらに内訳を見た結果も同表に掲載する。それによると、「年金・雇用保険生活者」の場合、報道後10日間で自殺者数は普段に比較して9パーセント増加する。なかでも、女性の無職者の自殺者数は報道後における増加傾向が大きく、「無職者」全体では9.35パーセント、そのうち「主婦」の場合、11.7パーセント自殺者数が報道後10日間に増加する。

表 8–2：芸能人の自殺に関する報道後 10 日間の自殺者数の変化（自殺者の職業別）

自営業者・家族従業者	被雇用者・勤め人	学生・生徒
総数	0.0677(0.0373)	0.0429*(0.0216)	-0.0123(0.0655)
男性	0.0626(0.0395)	0.0399(0.0238)	0.0114(0.0769)
女性	0.111(0.112)	0.0575(0.0522)	-0.0769(0.125)

無職者	主婦	失業者	年金・雇用保險等生活者	その他の無職者
総数	0.0663** (0.0147)	0.00739 (0.0472)	0.0906** (0.0250)	0.0436 (0.0227)
男性	0.0474* (0.0192)	0.00883 (0.0493)	0.0942** (0.0318)	0.0249 (0.0279)
女性	0.0935** (0.0228)	0.117** (0.0402)	0.0197 (0.164)	0.0852* (0.0403)	0.0804* (0.0392)

注：同上
本研究は警察庁の自殺統計原票に基づく2009年から2013年の日別の自殺者数データを用い、全国紙に訃報が載るような著名人の自殺が報じられた後に自殺者数が増加するかどうかを検証した。全体的な結果としては、人口動態統計に基づく自殺者数データを用いたUeda, Mori, and Matsubayashi(2014)と同様に、自殺報道の後10日間に自殺者数が平均で5パーセント弱増加するという結果を得た。

本研究の一番重要な貢献は報道後にどのような属性を持つ自殺者数が増えるかということを明らかにしたことにある。この点についての先行研究は、日本では皆無であり、また詳細な職業別の分析は著者の知る限り海外においても例がない。このような分析を可能にする警察庁の自殺統計原票データは国際的に見ても非常に貴重なものである。自殺者の属性別に分析を行った結果、自殺報道に影響を受けやすいグループとそうでないグループの違いが明らかになった。特に、従来の研究では若者が自殺報道を受けて模倣行為に走ると言われてきたが、本研究ではむしろ中高年の自殺者数のほうが報道後に増加するという結果が得られた。また、職業別の結果では、自营業者、被雇用人、無職者（なかでも年金・雇用保険等受給者）の自殺者数が特に自殺報道後に増加することが明らかになった。原因・動機別では「健康問題」に加えて「家庭問題」を原因・動機とする自殺者数が報道後に増える傾向にあるという結果も得られた。

さらに、著名人のタイプ別に分析を行ったところ、政治家と芸能人の自殺に関する報道の影響が大きく、また影響を受ける傾向の強いグループも著名人のタイプによってかなり異なることが明らかになった。例えば、政治家の自殺が報じられた後には「被雇用者・勤め人」や60代の自殺者数が増える一方、芸能人の自殺報道の後には、40代、50代の主婦や年金・雇用保険等生活者の自殺者数が増加する傾向が確認された。

本論文の分析にはいくつかの問題点や限界も存在する。問題点としては、過去の論文と同様、本論文は自殺に関する報道が新たな自殺を引き起こしているのか、それともただ単にいずれ起こる自殺の時期を早めているだけなのかについて答えを提供していない。時期を早めているだけの場合、長い目で見た際には報道が自殺者総数へ大きな影響を与えていない可能性もある。この説への反論として、もし「早めているだけ仮説」(precipitation hypothesis)が正しいならば、報道後に自殺者数が増加した後に自殺者数は低下するはずであるが、その傾向は検出されないと示した研究も存在する(Phillips 1974; Phillips and Carstensen 1986; Schmidtke and Hafner 1988)。しかしながら、仮に自殺者数が一時的な増加の後に減少するとしても、減少がどのくらいの期間に渡って継続するかが不明である以上、これらの研究結果が上記仮説を完全に否定しているかどうかは不明である。近年の研究ではこの問題は解決済みとして検討すらされないことが多いが、以前より詳細なデータが使用可能になっている現在、今後この仮説を改めて検証することは意義のあることであろう。
さらに本論文では著名人のタイプ（職業グループ）別に影響の大きさを推定したが、著名人の属性と一般の人の属性の両方を考慮に入れて検討することはできなかった。例えば、20代の女性タレントの自殺に関する報道が20代の女性に特に大きな影響を与える可能性はあると思われる。ウェルテル効果の理論的背景を考える上でも、この点について検証することは将来の重要な研究課題である。

本論文は今後の自殺報道のあり方を考える上でも重要なインプリケーションを持っている。本研究の結果は政治家や芸能人の自殺に関する報道についてはより慎重であるべきことを強く示唆している。また、自殺報道後に特に中高年の自殺者数が増えるということは、インターネットだけでなく、新聞やテレビなどの既存のメディアの報道のあり方も重要となってくると考えられる。WHO（世界保健機構）は自殺に関する報道のガイドラインを設定しているが、強制力はなく、日本で報道に携わる人々にガイドラインがどれだけ周知されているかは明らかでない。例えば、WHOのガイドラインでは、報道の見出しに「自殺」という単語を入れないよう推奨しているが、本研究中の30件の第一報の見出しのうち実に27件に「自殺」という単語が含まれていた。

報道ガイドラインが日本でどの程度遵守されているかどうかについての体系的な調査は存在しないが、多くの国においてガイドラインは守られていないと報告されている（Fu and Yip 2008; Jamieson, Jamieson, and Romer 2003; Tatum, Canetto, and Slater 2010; Lee et al. 2014）。しかし、オーストリアにおいて地下鉄自殺に関する報道を自主的に規制した後に自殺者数が減少した著名な事例からもわかるように（Sonneck, Etzersdorfer and Nagel-Kuess 1994）、適切な報道をすることによって守ることができる命は存在すると考えられる。報道の影響がこれだけ大きい以上、人々の知る権利を保障しつつ、報道機関において適切な報道のあり方を今後も考えていく必要があると思われる。また、今後の研究の課題として、具体的にどのような報道内容が特に大きな影響力を持つのかを明らかにすることも重要であろう。
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## 第 1 章 公害紛争の処理状況

## 1 平成25年度の公害紛争の処理状況

平成25年度に公害等調整委員会（以下単に「委員会」という。）に係属した公害紛争事件は、前年度から繰り越された41件（裁定事件38件（責任裁定事件18件、原因裁定事件20件）、調停事件3件）と、25年度に新たに受け付けた37件（裁定事件32件（責任裁定事件23件、原因裁定事件9件）、調停事件5件）の計78件である。このうち、27件が25年度中に終結し、残り51件は26年度に繰り越された（表1、表2）。

平成25年度に新たに受け付けた事件の件数（37件）は、20年度（12件）、21年度（24件）、22年度（27件）、23年度（29件）、24年度（29件）に引き続き増加している。特に、裁定事件の受付件数（32件）は、昭和47年の裁定制度導入以来最多となった。

なお、これ以外に委員会は、不知火海沿岸における水俣病に係る損害賠償調停申請事件において成立した調停条項に基づき、慰藉料額等変更申請を処理している。

## （1） 平成25年度に終結した主な事件

ア 江東区におけるマンション工事による騒音・振動・低周波音被害責任裁定申請事件

平成24年4月20日、東京都江東区の住民1人から、不動産会社を相手方（被申請人）として、被申請人が発注したマンション建設現場を発生源とする騒音、振動、低周波音により、申請人は肉体的、精神的苦痛を受けたとして、被申請人に対し、損害賠償金492万円の支払を求める責任裁定の申請があった。

その後、同年7月6日、同一原因による被害を主張する住民4人から参加の申立てがあり、裁定委員会は、同年8月8日、これを許可（平成24年（セ）第5号事件）した。

委員会は、本申請受付後、直ちに裁定委員会を設け、手続を進めた結果、本件については当事者間の合意による解決が相当であると判断し、平成25年8月27日、公害紛争処理法（昭和45年法律第108号）第42条の24第1項の規定により職権で調停に付し（平成25年（調）第8号事件）、裁定委員会が自ら処理することとした。同年9月2日、第1回調停期日において、裁定委員会から調停案を提示したところ、当事者双方はこれを受諾して調停が成立し、責任裁定申請については取り下げられたものとみなされ、本事件は終結した。

## (2) 係属中の主な事件

## ア 大東市における工場からの排出物質に係る大気汚染等による財産被害等責任裁定申請事件及び同原因裁定申請事件

平成25年1月9日、大阪府大東市の住民14人から、金属加工会社を相手方（被申請人）として、自宅のアルミサッシの被膜が剥がれるなどの申請人らの財産的被害等は、被申請人の工場から排出される硝酸等を含んだ有害なガスによるものである、との原因裁定及び被申請人に対し、損害賠償金合計5,992万2,000円の支払を求める責任裁定の申請があった。

その後、同年5月24日、同一原因による被害を主張する大東市の住民3人から個別に参加の申立てがあり、裁定委員会は、同年6月25日、これらを許可（平成25年（セ）第14・15・16号事件、平成25年（ゲ）第8・9・10号事件）した。
事 件 名	受付年月日	終結年月日
高槻市におけるエアコン室外機からの騒音・低周波音による健康被害原因裁定申請事件	H23.6.16	H26.1.28一部認容
名古屋市における鉄道等からの騒音被害責任裁定申請事件	23.7.22	25.11.5一部認容
加須市における地下水汲上げによる地盤沈下被害原因裁定嘱託事件	23.9.7
茅ヶ崎市における小売店舗からの騒音・低周波音による慰謝料等責任裁定申請事件	23.9.29
鹿児島県馬毛島における開発工事による漁業被害原因裁定申請事件	23.11.29
岐阜県笠松町における騒音等による財産被害等責任裁定申請事件	23.12.8
福岡県寺内ダム下流域における養殖のり被害原因裁定申請事件	23.12.20	26.3.13取下げ
甲州市における工場からの騒音・低周波音による健康被害責任裁定申請事件	23.12.27	25.5.28棄却
安来市における宅地造成工事による地盤沈下被害原因裁定申請事件	24.1.23
刈谷市における産業廃棄物処理施設からの振動・騒音被害責任裁定申請事件	24.2.1	25.5.28棄却
野田市における廃棄物処理施設からの大気汚染等による健康被害原因裁定申請事件	24.3.725.3.1125.4.325.6.4
武蔵野市における騒音・低周波音被害原因裁定申請事件	24.4.4	26.1.28棄却
江東区におけるマンション工事による騒音・振動・低周波音被害責任裁定申請事件	24.4.2024.7.6	25.9.2調停成立
岩国市におけるポンプ場建設工事による騒音・振動・地盤沈下被害責任裁定申請事件	24.6.15
京都市における体育施設からの騒音による健康被害原因裁定申請事件	24.6.19	25.6.13調停成立
品川区における鉄道騒音被害責任裁定申請事件	24.8.13	26.1.6調停成立
福津市における下水道処理施設建設工事からの騒音・振動等による財産被害等責任裁定申請事件	24.9.20	25.12.3棄却
千葉市における地盤沈下被害原因裁定申請事件	24.10.25	26.3.25棄却
栃木県壬生町における地盤沈下被害原因裁定申請事件	24.10.26	26.3.25棄却
大東市における工場からの排出物質に係る大気汚染等による財産被害等責任裁定申請事件	25.1.925.5.2425.5.2425.5.24
## 2 公害紛争の近年の特徴及び課題への取組

## (1) 近年の特徴及び課題

公害紛争の処理状況について、近年見られる主な特徴及び課題は、以下のとおりである。

## ア 係属事件の特徴

## (7) 裁定事件の増加

平成25年度の裁定事件の受付件数は、昭和47年の裁定制度導入以来最多となった。かつては、委員会の各年度の受付件数の大半を調停事件が占めていたが、近年は裁定事件がその大半を占めている（表2）。

その要因の一つとして、地方公共団体と委員会との連携が、公害紛争処理制度の一層の周知等により図られつつあることが挙げられる。市区町村が行う公害苦情処理や都道府県公害審査会（審査会を置かない都道府県にあっては、都道府県知事。以下単に「都道府県公害審査会」という。）が行う調停等では公害紛争の解決が困難な場合に、委員会が行う裁定制度の意義や内容について当事者に情報提供等がなされ、その活用が図られているものと考えられる。

## （イ）小規模事件の増加

平成25年度は、被害が広範囲にわたるような事件のほか、前年度に引き続き、比較的小規模な事件が多く委員会に係属する傾向にあることが特徴の一つとなっている。

近年、環境意識の高まりなどから、都市型・生活型の紛争が増加している。こうした事件を含め、市区町村による公害苦情処理では解決が困難な事件について、公害紛争処理制度の活用が図られていることが、小規模事件の増加の一因と考えられる。

一方で、既に委員会に係属している事件に関して、申請人の家族や近隣住民から参加申立ての申請があるなど、紛争の広がりを見せる例もある。

## (う) 公害紛争の多様化

公害紛争処理法第2条の規定により、公害紛争処理制度の対象となる公害の範囲は、いわゆる「典型7公害」（大気汚染、水質汚濁、土壌汚染、騒音、振動、地盤沈下及び悪臭）とされている。

近年においては、化学物質に関する紛争、廃棄物処理・処分に関する紛争など、主張される公害の態様が多様化しているが、そうした紛争についても、「典型7公害」に関する紛争と解することが可能な場合には制度の対象として広く取り上げるなど、社会のニーズに対応し、制度の柔軟な運用を図っている。

また、前述のとおり、比較的小規模な事件も多く係属する傾向にあることから、円滑な紛争解決のため、紛争の特性を踏まえた審理の進行を図るための取組を進めている。
# Tariffs, offshoring and unemployment in a two-country model

Ken-ichi Hashimoto

September 2011

Economic and Social Research Institute

Cabinet Office

Tokyo, Japan

The views expressed in “ESRI Discussion Papers” are those of the authors and not those of the Economic and Social Research Institute, the Cabinet Office, or the Government of Japan.
# Tariffs, offshoring and unemployment in a two-country model

by

Ken-ichi Hashimoto $ ^{\dagger} $

## Abstract

We develop a two-country model of international trade that incorporates offshoring opportunities, and we analyze the effects on employment and effective demand of offshoring in the home country under stagnation when there is a liquidity trap. A rise in the tariff on imported outsourced goods causes production to shift from the foreign to the home country. This increases employment in the home country but also causes an appreciation of the real exchange rate, which reduces employment. The latter effect dominates the former, so that home-country employment and consumption fall. However, the home and foreign countries respond in opposite ways to the production shift caused by the tariff and to real exchange rate adjustment. Consequently, employment and consumption in the foreign country rise. Furthermore, when there is unemployment, the effects of tariff on consumption are opposite to when there is full employment.

Keywords: employment, real exchange rate adjustment, offshoring, tariff

JEL Classification Number: E24, F31, F41
### 1. Introduction

Developed countries are increasingly outsourcing production. According to empirical work by Feenstra and Hanson (1996a) and Crinò (2009), the share of international outsourcing by U.S. firms was 11.61% in 1990 and 18.1% in 2002. According to surveys, as reported by Ito et al. (2007), 21% of manufacturing industries in Japan use offshoring. When firms shift the production of some components abroad and assemble the components into final goods at home, the components are imported. Since increased offshoring causes public concerns about loss of jobs, offshoring activity has become an important political issue. Furthermore, the effects of outsourcing on the structure of imports and exports also influence the current account balance, and thus, international relative prices (the terms of trade) may well change. In this case, government trade policy on offshoring may have macroeconomic effects on the real exchange rate, the employment rate and consumption. We examine the trade policy of imposing tariffs on imported outsourced goods designed to reduce offshoring in order to protect domestic employment. How does a rise (or fall) in tariffs affect macroeconomic variables in open economies? The purpose of this paper is to investigate whether increasing tariffs under synchronized stagnation improves domestic conditions and worsens conditions abroad. Given that Japan’s economy has experienced severe stagnation since the 1990s, the effects of offshoring on employment are an important contemporary policy issue. In particular, we show that international relative prices play an important role when analyzing the effects of offshoring on employment.

In the international outsourcing literature, Feenstra and Hanson (1996b) and Arndt (1997) highlight the importance of international outsourcing for determining labor demand in a static setting. Glass and Saggi (2001) construct a North–South production cycle model to examine the effects of increased outsourcing. Gao (2007) considers the relationship between non-tariff barriers (like an iceberg cost) and growth in an offshoring economy. Naghavi and Ottaviano (2009) obtain multiple equilibria in a North–South trade model with offshoring. Davis and Naghavi (2011) examine the relationship between trade liberalization, offshoring and labor allocation in a multi-sector model with heterogeneous workers. These models, however, are not conclusive with regard to the labor market effects of offshoring because they do not incorporate an adjustment mechanism between offshoring and the employment rate; that is, the authors assume that demand always matches supply in the labor market.
To the best of our knowledge, there are few studies of the effects of international outsourcing on the unemployment rate. Gaston (2002), Egger and Egger (2003) and Skaksen (2004) consider trade union activities as a source of labor market imperfection. Egger and Kreckemeier (2008) develop an efficiency wage model in an international fragmentation framework. Mitra and Ranjan (2010) introduce labor-market search frictions into an outsourcing economy. Because these are small open-economy models, however, the country under study is assumed to take world prices as exogenously given. Policy changes in countries with large shares of international markets, such as Japan and the U.S., may well affect international relative prices, which in turn affect not only domestic employment but also the employment rates of trading partners.

We develop an offshoring model that incorporates labor market imperfections that stems from a demand shortage in the goods market. Recently, Ono (2001) investigated the possible existence of stagnated equilibrium. He shows that stagnation may occur under two assumptions not found in the neoclassical literature: namely, insatiable liquidity preference and sluggish price adjustment. Under certain conditions, a demand shortage with a liquidity trap exists. In this model, Ono (2006) considers the spillover effects of fiscal and monetary policy on effective demand in a two-country economy. Johdo and Hashimoto (2009) introduce foreign direct investment into a two-country monopolistic competition model that incorporates a stagnation mechanism and analyze the effect of corporate taxation on employment in each country. However, these studies do not incorporate international outsourcing.

We contribute to the literature by first developing a two-country model that incorporates international outsourcing opportunities under stagnation, and then by using the model to shed light on the relationship between offshoring, international relative prices and the employment rate, and on the role of the tariffs on outsourced goods that lead to the substitution of production inputs. Using a two-country model may reveal new employment effects of offshoring that operate through international relative prices, which are important for interdependent countries in the world economy, which cannot be obtained from small-country models.

The main result is as follows. A rise in tariffs decreases imports of outsourced goods, which causes production to shift from foreign countries to the home country. This raises domestic employment but also causes an appreciation of the real exchange rate, which lowers employment. This is because an appreciation of the real exchange rate implies an increase in
the price of home goods relative to foreign goods, and thus, world demand for home goods decreases and domestic employment falls. The employment fall exceeds the employment rise, and thus, domestic employment and consumption fall. However, the home and foreign countries respond in opposite ways to the production shift caused by outsourcing and to real exchange rate adjustment. Consequently, employment and consumption in the foreign country rise. Thus, a decrease in the tariff, which promotes outsourcing activity, boosts the domestic labor market and consumption. In this context, Amiti and Wei (2005) use U.K. data from 1992–2001 to find evidence, in many empirical specifications, of a positive relationship between employment and outsourcing. Furthermore, when there is unemployment, the effects of outsourcing on consumption are opposite to when there is full employment. $ ^{1} $

The remainder of this paper proceeds as follows. Section 2 outlines the features of the model. Section 3 describes the steady-state equilibrium under stagnation with a liquidity trap. Section 4 presents the comparative steady-state results of tariffs and explains the underlying intuition. In section 5, we treat the case of full employment and compare the effect of outsourcing under full employment with that in the presence of unemployment. The final section summarizes our findings and concludes the paper.

### 2. The Model

#### 2.1. Firms

Consider an economy with two countries, home and foreign, in which the firm sector of the home (foreign) country specializes in commodity 1 (commodity 2). First, consider the production of home country firms. Output $ y_{1} $ is produced with two intermediate goods z and $ z^{*} $ . The intermediate good z is produced in the home country, and $ z^{*} $ is produced in the foreign country. The production function of $ y_{1} $ is given by:

$$ y_{1}=\theta(z)^{1-\gamma}\left(z^{*}\right)^{\gamma}, $$

where $ \theta $ is constant productivity, $ \gamma $ the input share of the intermediate input. An import tariff $ \tau $ is levied on outsourced intermediate goods $ z^{*} $ . Given the production technology, we derive the cost function of final output $ y_{1} $ by solving the cost-minimization problem:
min $ \{Qz + (1 + \tau)\varepsilon Q^{*}z^{*}\} $ , subject to (1),

where $ Q\left(Q^{*}\right) $ denotes the nominal price of intermediate goods in the home (foreign) country and $ \varepsilon $ is the nominal exchange rate [e.g., yen/dollar]. The total cost $ (TC_{1}) $ of $ y_{1} $ is then given by:

$$ T C_{1}=\frac{1}{\theta}\Gamma Q^{1-\gamma}\big((1+\tau)\varepsilon Q^{*}\big)^{\gamma}y_{1}. $$

where $ \Gamma\equiv1/\gamma^{\gamma}(1-\gamma)^{1-\gamma} $

Given the nominal price of commodity 1 $ (P_{1}) $ and the nominal wage and exchange rate, the firm sector maximizes profit: $ P_{1}y_{1} - TC_{1} = \left(\theta P_{1} - \Gamma Q^{1-\gamma} \left((1+\tau) \varepsilon Q^{*}\right)^{\gamma}\right) y_{1}/\theta $ . The perfect adjustment of $ P_{1} $ is assumed, and firm profit is zero because the commodity market is perfectly competitive;

$$ \theta P_{1}=\Gamma Q^{1-\gamma}\big((1+\tau)\varepsilon Q^{*}\big)^{\gamma}. $$

holds. In this case, production of commodity 1 can take any finite value.

Turning to the foreign firm, we assume that it does not have the opportunity of outsourcing. $ ^{3} $ The production of commodity 2 $ (y_{2}) $ is then given by:

$$ y_{2}=\boldsymbol{\theta}^{*}l_{y}^{*}. $$

where $ \theta^{*} $ is constant productivity and $ l_{y}^{*} $ represents the labor input for the production of $ y_{2} $ . Given the nominal price of commodity 2 ( $ P_{2} $ ) and the nominal wage, the firm sector maximizes profit as: $ P_{2}^{*}y_{2}-W^{*}l_{y}^{*}=[\theta^{*}P_{2}^{*}-W^{*}]l_{y}^{*} $ , where $ W^{*} $ denotes the nominal wage rate in the foreign country. Then, the first order condition is given by

$$ \boldsymbol{\theta}^{*}\boldsymbol{P}_{2}^{*}=\boldsymbol{W}^{*}. $$

Finally, consider the intermediate sector. The technology of intermediate goods $ z \left( z^{*} \right) $ production is given by,

$$ z=\phi l_{z},\qquad z^{*}=\phi^{*}l_{z}^{*}, $$

where $ l_{z}\left( l_{z}^{*} \right) $ represents labor input for intermediate goods production in the home (foreign) country, and $ \phi\left(\phi^{*}\right) $ is constant productivity. Then, These sectors profits are: $ Qz - Wl_{z} = l_{z}(Q\phi - W) $ in home and $ Q^{*}z^{*} - W^{*}l_{z}^{*} = l_{z}^{*}(Q^{*}\phi^{*} - W^{*}) $ in foreign. Then we have obtain