Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
の下では、フィリップス曲線が非線形になることである。経済全体で労働需要が減少したとき、元来から失業が生じているセクターが少なく欠員が生じているセクターが多い状態であれば、欠員の減少によって大きく賃金上昇率は下がる。もともと失業の生じているセクターが多い状態でも、失業の増加によって賃金上昇率は下がるが、その下落は小さい。賃金上昇率の水準自体は失業が多いほど低いため、フィリップス曲線の勾配は、賃金上昇率の水準が高いときにきつく低いときに緩やかになる。

以上の理論を踏まえた上で、最も単純な形のフィリップスカーブ、つまりインフレ率と失業率をプロットした曲線を描いてみる。石油ショック以降の日本では、名目賃金と一般物価はほぼ平行して動いてきたため、本節では以下、インフレ率として消費者物価指数前年比を用いる。図4-1をみると、インフレ率と失業率には明らかな負の相関が見てとれるが、1990年代の低インフレの下では以前に比べ曲線の傾きがかなり緩やかになっている。

この傾きの変化について、フィリップス曲線自体がシフトし、自然失業率が上昇した結果とする解釈がまずあるだろう。インフレ率を失業率で線形回帰し、インフレ率がゼロの時の失業率を自然失業率とする方法によるものだが、この方法を取れば、確かに1990年代に入って自然失業率は上昇したことになる。この解釈は、前節で見たUV曲線の上方シフトを構造的失業の増加とみなす解釈とも整合的であり、一見もっともらしく思える。

しかし既に述べたように、本来フィリップス曲線は線形ではないはずであり、非線形で推定したフィリップス曲線は必ずしもシフトしたとはいえない。具体的には、Phillips (1958) に倣って以下の式を推定した。

$$ \pi+a=bu^{c}\quad(p はインフレ率、u は失業率 ) $$

実際には、上記の式を変形し

$$ \log(\pi+a)=\log b+c\log u $$

を回帰して b と c を求めた。a は 0～5% の間の数を適宜代入し、最も当てはまりの良いものを選ぶ。Phillips(1958)は貨幣賃金上昇率を用いたが、ここではインフレ率として消費者物価指数前年比を用いる。この方法で 1976～2001 年のデータを用い日本のフィリップス曲線を推定し、以下の式を得た。

$$ \pi=e^{3.84}u^{-2.93}-1.1 $$

ただし、 $ p \cdot u $ ともに単位は%である。この式で表される曲線と実測値をプロットしたのが図4-2である。

続いて期間を 1976～1990 年と 1991～2002 年に分けて同様の推定を行い、b と c が両期間で変化したかについて、残差平方和を用いて Chow 検定を行った $ ^{10} $ 。結果は表 4-1 に示したとおり、有意水準 10% でも、係数の変化は有意にならない $ ^{11} $ 。したがってここでの推計結果
による限り、フィリップス曲線のシフトは見られない。

以上の解釈は、Phillips や Tobin に倣い、インフレ率そのものと失業率が連関しているという見方に立った上で成り立つものである。これに対し、失業率と連関しているのは期待インフレ率と実際のインフレ率のギャップである、という自然失業率仮説による解釈にも触れておく必要があるだろう。

Friedman（1968）によれば、自然失業率とは均衡における実質賃金に対応する失業率であり、現実の失業率の自然失業率からの乖離は、物価変動によって実質賃金が均衡から乖離するために生じる。失業率と相関しているのは名目ではなく実質賃金ということになる。自然失業率を発展させた概念に、インフレ率の変化率がゼロになる失業率であるNAIRU(Non-accelerating inflation rate of unemployment)がある。最もシンプルな形のNAIRUは実際の失業率とインフレ率の変化率の線形関数で表され、 $ ^{12} $ インフレ期待の形成が適応的であると仮定した場合には、失業率の変動から短期的な物価変動による貨幣錯覚効果を取り除いたものとなる。

しかし、実際にはインフレ期待の形成は必ずしも適応的ではない。日本においては、表4-2で示したように、インフレ率の差分と失業率の間には有意な相関関係が見られない。福田・慶田(2001)は、日本のインフレ率の自己相関は一貫して他の先進国に比べて低く、将来のインフレ動向の予測において過去のインフレ率の説明力が低いことを指摘している。また、Akerlof et al. (2000)によれば、アメリカにおいても、低インフレ期には高インフレ期に比べて、期待インフレに対する過去のインフレ率の説明力が弱い。Holden and Nymoen (2002)は、北欧諸国においても日本と同様、インフレ率の差分と失業率の相関が弱いことを指摘している。

こうした問題点を踏まえ修正した形で、OECD諸国のNAIRUを推定したのがRichardson et al. (2000)である。その推定結果によれば、1990年代後半の日本において、NAIRU自体も上昇する一方、NAIRUと実際の失業率のギャップであるunemployment gapが急拡大している。ここから、失業率を上げる方向で貨幣錯覚効果が働いていたことが示唆される。また、中山・大島(1999)のカールソン・パーキン法を用いた期待インフレの推定結果 $ ^{13} $ からも、実際のインフレ率が期待インフレ率よりも低下していたことがうかがえる。

結局、失業率と相関しているのが名目物価水準自体であると見ても期待物価水準と実現値のギャップであると見ても、いずれにしろ1990年代後半の失業率上昇の大部分はフィリップス曲線上の動きとして説明できる。これは、従来の区分からいえば需要不足失業の増加を意味する。

しかし名目賃金が硬直的ならば、ディスインフレの影響は単なる貨幣錯覚にとどまらない。現実には名目賃金は物価指数に比べて必ずしも硬直的とは言い切れないとしても、賃
金だけに限らずより広範に名目価格の下方硬直性が存在するとすれば、ディスインフレは価格による調整機能を弱め、結果として失業を増大させる。フィリップス曲線の傾きがディスインフレ下で緩やかになる、つまりディスインフレ下では適度なインフレの下に比べてインフレ率の変動に対する失業率の変動が大きいことは、デフレが進むにつれて失業率が急増する可能性があるという重大なインプリケーションにつながる。

1990 年代半ば以降の失業率上昇の大部分は、賃金の高止まりによる労働需要全体の不足から生じた失業の増加による可能性が高い。しかし、物価上昇率がかつてないほどに低下する中で、名目賃金の硬直性がもたらす影響は、従来の枠組みで考えられていたような需要不足としては単純に片付けられない。1990 年代後半の低インフレ・デフレの時期に UV 曲線が急激に上方へ延びていることを併せ考えると、物価下落が失業率の動向に、物価上昇時とは異なる重大な構造的影響を与えた可能性は否定できない。

この点を明らかにする上でも、ディスインフレの状態での失業率の上昇について、従来のインフレ下での失業変動とはまったく異なった分析枠組みが必要となってくる。実際の名目賃金硬直性によるインパクトを捉えるには、例えば Holden and Nymoen (2002)が試みたように、労働分配率が一定となる失業率を推定するといったアプローチが考えられるが、そのためには労働分配率や生産性についての詳細なデータの整備が必要である。

## 5 ．構造的失業の新たな視点

前節で述べたとおり、失業者数と欠員数のマクロデータから構造的失業を把握する方法は、その解釈に様々な課題を含んでいる。UV分析やフィリップス曲線は、個々の労働者の属性、仕事の内容、ミスマッチの状況などを直接観察するものではない以上、構造的失業の背後にあって本来最も知りたい内容であるはずの「その構造とは何か」を知ることはそもそも困難である。

そこでここでは UV 分析などの伝統的な推計手法から決別し、全く異なったアプローチから失業率上昇の背景にある構造問題を考察する。そのために、我々はあらためて労働力調査特別調査の調査項目に注目し、従来のマクロ的観点とは異なる失業の構造問題に焦点を当ててみたい。労働力調査特別調査では、平成11年2月より、月末一週間に仕事を探していた人に対して「仕事につけないのはどうしてですか」と直接たずねている。特別調査は2001年8月をもって廃止されたが、同じ質問項目は労働力調査の詳細結果として、4半期（1～3月、4～6月、7～9月、10～12月）ごとに集計し、公表されている。

その質問も複数の選択肢から一つを選ぶことになっているが、2003年の調査をみると、そこには「賃金・給料が希望とあわない」、「勤務時間・休日などがあわない」といった、求人企業が提示する労働条件と本人の希望とのミスマッチを表すものが含まれる。さらに同じミスマッチでも「自分の技術や技能が求人要件に満たない」といった技術・技能に関
するミスマッチによって失業していると本人が認識していることを意味する項目がある $ ^{14} $ 。「求人の年齢と自分の年齢があわない」という年齢に関するミスマッチもある。これらは総じて、求人の仕事自体は存在するものの、その条件が合致しない、つまりは「仕事があわない」ために仕事につくことができないミスマッチによる失業である。

一方で、「仕事がない」という需要不足の側面を色濃く反映する選択肢もある。「条件にこだわらないが（とにかく）仕事がない」（カッコは2001年2月まで）は、文字通り、求人そのものがないために失業していると考えることができる。需要不足による失業としては、この項目に加えて「希望する種類・内容の仕事がない」を含めて考えることにする $ ^{15} $ 。ただし、「希望する種類・内容の仕事がない」は、「仕事がない」という意味では需要不足による失業であると言える半面、本人の仕事の希望が実際に存在する仕事とあっていないという意味ではミスマッチによる失業の要素を多分に含んだものである。その意味では、「希望する種類・内容の仕事がない」は需要不足とミスマッチの両面を含んだ失業である。

このように仕事につけない理由に注目することで、あきらかにミスマッチによる失業と言える内容、あきらかに需要不足といえる内容、そしてミスマッチと需要不足の両方の側面を含む失業へと、失業内容の二分法を越えたより詳細な分類が可能となる $ ^{16} $ 。無論、失業者の意識が、果たして実際の仕事と本人の持つ技能や価値との不適合をどの程度客観的に表現しているかに、疑問を持つ向きもあるだろう。しかし、失業が労働供給主体の状態についての定義である以上、自発的・非自発的という区分同様、労働者の意識から完全に独立な状態で、失業状態の内容を数量的に表現することは、そもそも不可能なのである $ ^{17} $ 。

そこで、ここでは失業者本人が自分の無業状態をどう意識しているかを重視し、従来のUV分析と異なる視点から、構造的失業の中身を分析してみたい。この方法によれば、UV分析の制約だった求人統計の範囲が限定されているという問題も克服でできる。労働力調査は全国世帯に対する調査であるため、職安統計を用いることの問題は含まれない。

北浦等(2003)が「需要不足によるデフレーションの結果、調整能力の低下が構造的失業を増加させる」と指摘するように、雇用変動をもたらす構造的ショックと循環的ショックを区分するのは実際上必ずしも容易ではない。サービス産業就業率の長期的な上昇は両要因
により説明可能なように、需要不足要因と構造的要因の分離は根本的に困難である。だとすれば、「需要不足であるともいえるが、構造的であるともいえる」といったその中間的な内容は増加しつつある失業のどの程度を占めているのだろうか。それとも年齢や技能、もしくは労働条件といった明確にミスマッチによる失業が増えつつあるのだろうか。

実はこの点こそが、1999年以降の失業率急上昇の構造的内容について、従来認識されてこなかった新しい一面を明らかにすることになる。

### 6. 「仕事につけない理由」の考察

図 6-1 には、1999～2003 年の 2 月時点（02, 03 年は 1～3 月平均）における完全失業者のなかの「仕事につけない理由」別人数が示されている。各項目のうち、最も多いのは「希望する種類・内容の仕事がなかった」である。さらに希望する仕事がないと答える失業者は、1999 年以降、明らかに増えている。

それに次いで多いのは「年齢があわなかった」で示される年齢のミスマッチであり、若干の増加傾向が見られる。「知識や技能があわなかった」ことによる失業はそれらに比べて少なく、ゆるやかに減少する傾向すらみられる。需要不足を代表する「条件にこだわらないが仕事がない」にもはっきりした増加傾向はない。

図 6-2 は 1999 年から 2003 年にかけての増加人数をみたものである。完全失業者全体の増加人数 49 万人のうち、「希望する仕事がない」は 19 万人と、増加の約 4 割を占めている。

図 6-3 で全体構成を改めて確認すると、構造的失業で中心的に議論される「技能や知識があわなかった」は全体の1割にも満たない。それに比べ「年齢があわなかった」は約2割と大きい。ただし賃金、労働時間、技能・知識、年齢などのいずれかが希望とあわないために失業しているという、広い意味でのミスマッチによる失業は、99年でも2001年でも全体の4割台後半にのぼる。しかしUV分析と45度線の交点から計算される失業の4分の3が構造的・摩擦的失業というのに比べれば、その割合はあきらかに少ない。

一方で、希望する仕事がなかった、条件にこだわらないが仕事がなかったという、広い意味での需要不足による失業は全体の4割程度にのぼる。UV分析の場合に比べると、需要不足の失業割合は明らかに大きく、この限りでは構造的失業と需要不足失業には、UV分析でみたときほどは大きな差がない。

さらに、「希望する種類や内容の仕事がない」は構成比でみても増えている。労働条件や技能があわないというミスマッチによる失業の比率は減少しており、年齢のミスマッチも比率としてはほとんど変化がない。反面、条件にこだわらないがとにかく仕事がなかったという明確な需要不足はわずかに増えているものの、その増加は1%程度と大きくない。希望する仕事がなかったという失業は、「仕事がなかった」という点を強調すれば需要不足による失業ともいえるが、「希望する仕事が現実の仕事と合致しなかった」という意味ではミスマッチによる失業ともいえ、需要不足とミスマッチの両面を含んでいる。99年以降増加したのは、需要不足とミスマッチの両面を含む失業であり、明らかなミスマッチも、明ら
かな需要不足も、ともに顕著なかたちでは増加していない。

仕事につけない理由に趨勢的な傾向の変化が1990年代末以降に生じていたのかどうかを、単純な回帰分析によって確認してみる。具体的には各年の年齢・性別の仕事につけない理由別失業者数のデータを用いて、失業者全体に占めるそれぞれ仕事につけない理由別の人数を被説明変数に、性別、年齢、失業期間のダミーに、トレンド項を加えて回帰分析をしたのが、表6-1である。

ここで特に注目するのは、トレンド項の係数であり、ここに趨勢的傾向の存在をみることができる。トレンド項の係数が有意に正であり、趨勢的に増えているといえるのは、「仕事があわない」ではなく「仕事がない」ことによる失業である。

さらに細かい理由別にみると、トレンドの係数が有意に正であるのは「希望する仕事がない」および「年齢があわない」の2つである。ただし、「年齢があわない」は10％水準でのみ有意であり、係数もそれほど大きくはない。同じ「仕事がない」でも、条件にかかわらず「とにかく仕事がない」というのは、有意ではないが、むしろ減少傾向にある。労働条件や技能のミスマッチも同様である。

ここでもやはり明確な需要不足や、明確な技能のミスマッチによる失業は増えていないことが確認できる。むしろ需要不足失業と構造的失業の「中間」に位置する失業が増えているのが、1999年から2002年の失業率上昇の特徴なのである。

## 7 ．正社員志向は変化したか？

このように、1999 年以降の失業増加の最大の特徴は、明確なミスマッチや需要不足以上に、その中間的な「希望する仕事がない」が増加したことである。だが、そもそも「希望する仕事」がないとは、どういうことなのだろうか。考えられる一つの解釈は、失業者の正社員志向が強まったために、「希望する仕事がない」とこたえる失業者が増えたのではないか、というものである。

仕事につけない理由という調査項目は、労働力調査特別調査では、希望する仕事の内容（企画職、営業職など）と希望する仕事の形態（正社員、パートタイムなど）に質問項目も区分されていた。その区分がなされた最後の調査（2001年2月）をみると、「希望する種類の仕事がない」ために失業していたのが66万人なのに対し、「正職員・パート・アルバイトなど希望するかたちの仕事がない」ために失業していた人々は27万人にのぼる。また、図7-1を見ると、探している仕事の形態として「正社員」を挙げる失業者は、1993年以降男性では65歳以下、女性でも55歳以下の全ての年齢層で確かに増え続けている。

しかしながら、図7-2から、失業者に占める正社員志向の割合を年齢階層別にみると、年齢の高い男性ではむしろ低下している。55～64歳、65歳以上では、正社員志向割合に趨勢的な低下傾向がみられる。45～54歳についても、わずかではあるが、1998年以降、正社員志向割合はゆるやかに下がりつつある。背景としては、高齢の男性が失業した場合、正社員としての仕事を求職することが難しく、結果的に正社員以外の仕事を求める傾向が強ま
っていることが示唆される。

ただし男性の場合、1990年代を通じて、20代後半から30代、そして40代前半といった比較的年齢の若い層に正社員志向の割合は高く、その水準に明確な低下傾向はみられない。15～24歳男性も同様である。パートやアルバイトの増加をみて正社員以外の就業へ若者の関心が傾きつつあるという指摘が呟かれることがある。しかし、総じて年齢の若い男性失業者についてみれば、正社員の仕事を探している傾向は1990年代を通じて変わっていない。

女性失業者でも、男性と同じく、若い世代では正社員志向に明確な低下傾向はみられないものの、55歳以上では1995年以降、正社員志向割合は低下している。ただし、男性と異なり、女性では15～24歳について1996年以降、ゆるやかに正社員志向割合が低下している。正社員としての新卒採用が急減したことが、学卒直後に失業した女性をパートタイムやアルバイトなどの仕事に向かわせているのかもしれない。

以上の点をここでも回帰分析によって再確認しておく。表 7-1 は、失業者のうち雇われて働きたいという希望を持つ人々（すなわち自営業主、内職などを目指していない失業者）に占める「正規の職員・従業員」を希望する割合の決定要因を、性別・年齢の各ダミー変数とふたたびトレンド項によって回帰分析した結果である。サンプル全体をみると、トレンド項の係数は有意にマイナスであり、1990 年代から 2003 年にかけて正社員になりたい割合は趨勢的に低下しつつあることがわかる。同様の結果は、サンプルを男性と女性に分けた場合にもそれぞれ観察できる。

さらに男女別・年齢階層別にみても、正社員志向のトレンドが有意にプラスとなるケースはやはり存在しない。若年については、正社員志向は強まりも、弱まりもしていない。一方、45歳以上については男性、女性ともに正社員になりたい割合に有意なマイナスのトレンドが存在している。正社員志向の全体的な低下は、45歳以上男性についての趨勢的な傾向からもたらされたものであることが、ここからわかる。

表 7-2 は 1997 年以前と 1998 年以降の傾向の違いを確認しようとしたものである。それによると、1998 年から 2003 年にかけてのトレンドが有意にマイナスであって、98 年以降、正社員志向が全体的に低下していることがわかる。その意味では、先にみた「希望する仕事がない」ために失業しているというのは、失業者が正社員にこだわっていることが生み出している失業であるとは、言いがたい。むしろ、具体的な職務が構造変化と需要不足の両方から実際に「ない」ことから失業していると解釈するほうが自然だろう。

表7-1から45歳以上失業者の正社員としての求職意欲に変化がみられることを確認した。比較的年齢の高い失業者の求職意欲の中身が変わりつつあることは、労働力率の変化からもうかがえる。表7-3は、労働力率を被説明変数として、表7-1と同様の回帰分析を行った結果である。これをみると45歳未満の女性で労働力率のトレンド項が有意にプラスなのに対し、45歳以上の男性の労働力率のトレンドは有意にマイナスである。

中高年世代の男性のなかで正社員として就業する意欲が強まっているどころか、低下している。背景は平均寿命が延びたこと、高齢の農業世帯の引退、年金支給による所得安定
など様々であるが、そのなかには就業環境の悪化のなか、求職活動を断念し、非労働力を選択する傾向が強まったことも含まれているだろう。

かつて日本の失業率が低い理由として、職を失った年齢の若い女性が失業せず、非労働力化するという意味で求職意欲喪失の効果が注目されてきた。それが、1998年以降になると、年齢の高い男性が失業したときに正社員としての求職意欲を失いつつある面が強まっている。求職意欲喪失者の対象と内容が様変わりしつつある。それも98年以降の失業の構造的变化の具体的な一側面である。いずれにせよ、希望する仕事がなかったという失業の増加は、正社員志向の高まりといった失業者意識の変化によるものではなさそうである。

## 8 ．求職密度の変化

ただし、「希望する仕事がなかった」には、労働者自身の別のかたちでの意識や行動の変化が背後にあった可能性はある。実際には「希望する仕事はあった」にもかかわらず、求職活動そのものの熱心さ（以下、「求職密度」と呼ぶ）が下がっていることから生じているのかもしれない。だとすれば、ここでも「希望する仕事がなかった」には、労働需要側の要因や、市場構造の要因とならんで、労働供給要因も含まれる可能性は否定できない。

労働力調査特別調査では、米国の失業率と比較するため、「今月は求職活動をしておらず、活動の結果待っている失業者数」が1983年から調べられている。それによると、一ヶ月間求職活動をしていないという意味で求職密度の低い失業者は、2003年1～3月平均でも85万人存在する。しかし図8-1にあるように、失業者全体に占めるその割合は、趨勢的に低下している。

ただし厳密にいえば、失業期間一ヶ月未満にはそのような失業者は含まれ得ないため、失業プールへの新規流入が増えると、求職密度の低い割合はそれだけで低下することになる。そこで図8-2には失業期間が一ヶ月未満の場合を除いてその割合を計算してみた。それでもやはり一ヶ月間職探しをしていない割合は低下傾向にあることは疑いない $ ^{18} $ 。

このような求職密度が高まっている背景としては、まずは求職経路の多様化が考えられる。職安で求職登録することが主だった就職活動である場合、1ヶ月以上前に求職登録したままその結果を待っている状態が生まれやすく、今月は特段の職探し行動をしなかったという回答になりがちとなる。それが求人雑誌の普及やインターネットを通じた求人情報の多様化などにともない、求職活動をする経路も多様化している。求人雑誌をみて直接電話する、インターネットを使って求人企業に問い合わせするなど、仕事を探す機会自体は1990年代を通じて大きく拡大したとみていい。

ただし図8-1や図8-2をよくみると、1999年から女性で低密度の求職者割合が増加しているのも事実である。そこで予想されるのは派遣ビジネスの拡大の影響だろう。つまりは派遣会社に登録だけして求人を待っている女性が増えたことが影響しているのかもしれない。
そこで探している仕事の形態別に、一ヶ月職探しをしていない失業者の割合を求めたのが図8-3である。これをみると、派遣や嘱託を含む非正規労働の仕事を求めるなかでは、1997年以降増加していることがわかる。しかし同時に、正社員を求めている女性のなかでも、一ヶ月求職していない割合も同時に増加しており、単に派遣登録の影響だけではない。

さらにここでも集計データを用いて回帰分析を行った。失業者に占める1カ月以上求職活動をしていない（結果待ち）の割合を被説明変数に、性別、年齢、失業期間のダミー変数、季節性を考慮した8月調査ダミーに加え、ここでもトレンド項を説明変数に回帰分析を行った結果が表8-1である。トレンド項の係数は男性の場合、統計的に有意ではなく、1999年以降、トレンド的に求職密度が低下する傾向は観察されない。その限りでは、求職意欲の低下が男性失業者について「希望する仕事がなかった」を増加させたとは言いがたい。一方、女性の場合、10％水準であるが、トレンド項は有意に正となっている。ただし女性の場合でも、サンプルを2002年までとすればトレンドは有意でなくなるなど、求職密度の低下を必ずしも顕著なかたちで観察しているわけではない。

むしろ求職密度は、失業期間との関連がきわめて強い。実際、図8-4をみても、女性失業者に占める一年以上の長期失業者が急上昇しており、それと相俟って求職意欲にも影響を与えた可能性が大きい。このように考えると、希望する仕事があるにもかかわらず、求職密度が低下したことから、希望する仕事がなかったと答える割合が増えたのだという仮説は、現状ではあまり説得力をもたないように思える。

そう考えると、希望する仕事がないという失業者が増えたのは、希望を実現するために行う求職の密度が下がったからではない。ここからは文字通り「希望する仕事がない」傾向が強まったからであることが、少なくとも公表データの分析からは示唆されるのである。

## 9 ．構造的失業はどう捉えるべきか

構造的失業は、労働需要の変化によって生じる持続的な失業である。構造的失業は、欠員と失業の大小比較といった静学的なフレームワークではなく、需要の変化自体が失業を持続的に発生させる動学的メカニズムのなかで論じられるべきものである。ベヴァリッジ曲線と45度線の交点によって構造的失業を捉えようとする構造的失業の把握方法には、その静学的特性による本来の定義との不整合性に加え、構造要因と需要要因が本来不可分であることなど、様々な課題がある。

1990 年代後半以降の日本の労働市場を分析するとき、従来からのマクロ経済学的手法には限界がある。UV曲線は、その曲線上の移動もしくは曲線の右上方へのシフトというよりも、曲線の上側への垂直的移動として捉えられる。フィリップス曲線にしても、ディスインフレ下では、物価変動に対する失業の弾性値が大きく上昇しており、インフレ下とは異なる動きをみせている。かつて見られなかった急激な変化のなか、構造的失業の捉え方にも新しい分析枠組みが求められているといえよう。

そこで失業の質的変化を捉える新たな視点として、失業者本人の意識データを分析した。
その仕事につけない理由に着目し、構造的な失業の具体的な中身をみたところ、1997年以降、「年齢や技術があわない」というミスマッチが趨勢的に増えているといった傾向はみられない。ただ同時に「とにかく仕事がない」といった明らかな需要不足も増えているとはいえなかった。そのなかで、むしろ仕事に就けないのは、「希望する仕事がない」といったミスマッチと需要不足の両面を含む内容が主因となっていることが、失業の解釈を複雑化させている。

「希望する仕事がない」のは、正社員志向が強まったり、一方で失業者の求職密度が低下したといった失業者の意識面の影響によって生み出されたとは言えず、あくまで労働需要及び市場構造の変化によってもたらされた可能性が高い。ただし、45歳以上の男性失業者に限ると、98年以降、正社員として働くことに対する意欲が弱まりつつあり、就業環境の変化が中高年男性の就業意識に影響を与えつつあることも示唆される。

これからの課題としては、中間が増えたということを素直に受け止めるならば、ミスマッチと需要不足という区分とは異なる失業の適切な分類が求められるだろう。そもそもマクロ経済学の文脈のなかでも構造的失業が明確な定義を持って語られてきたとは言いがたい。自発的、非自発的という区分もあいまいになっていることも考えると、失業の捉え方自体に新しい理論的枠組みが求められているのだろう。

1999 年以降、労働需要の変化をきっかけに、何らかの理由で失業者に「希望する仕事がない」と持続的に意識させる構造が強まったのだとすれば、本来的な意味において構造的失業が増加しているといえる。しかし、それは特に求職の意識や意欲が変わったからではない。だとすれば、その仕事に対する「希望」がどのようにして形成され、それが実際に存在する仕事の分布情報およびその将来状況に対する予測をどの程度前提としているか、その動学的構造の把握が今後必要となる。

1990 年代半ば以降の失業率急上昇は、確かに景気後退による需要不足の面はあるものの、それだけでは説明は不十分である。かといって、技能や年齢といった明確な理由によるミスマッチが必ずしも増えているわけではない。さらには失業者の求職意欲にも明確な変化は見られない。しかし、これまでの分析では捉えられていない何か(something)が、失業者の職探しの効率を下げているのは、確かである。

求職行動には、現在の状況に加え、将来の状況に対する予測が大きく影響する。この意味で、構造的失業は、過去や現在の労働需要の変化だけでなく、失業者の将来に対する期待形成にも依存している。この連関関係が理解されて、はじめて構造的失業は本来の姿を明らかにする。それが「構造」という言葉に真の意味を与えることになるはずである。
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図3-1 UV曲線

(注1) 欠員率と雇用失業率はそれぞれ以下の式で求めた。

欠員率＝(有効求人数－就職件数)／(有効求人数－就職件数＋雇用者数)

雇用失業率＝完全失業者数／(完全失業者数＋雇用者数)

（出所）厚生労働省「職業安定業務統計」、総務省「労働力調査」

(注2) 変数は全て年平均値。
図4-1単純なフィリップス曲線

（出所）総務省「消費者物価指数」、「労働力調査」いずれも年平均値。

図4-2 推定されたフィリップス曲線

（出所）総務省「消費者物価指数」、「労働力調査」いずれも年平均値。

推定された式は、 $ \pi=e^{3.84}u^{-2.93}-1.1 $ 図の曲線はuに実現値を代入して求めた。
表 4−1 推定されたフィリップス曲線の係数変化の検定

期間	1976-2002	1976-1990	1991-2002	Chow 檢定
logb	3.84(0.28)	5.17(0.55)	3.33(0.57)	檢定統計量 F=2.351876F10%(2,26-4)=2.561315
c	-2.93(0.26)	-4.48(0.64)	-2.54(0.45)
サンプル数	27	15	12	有意水準 10% でも
修正済決定係数	0.825	0.772	0.7398
残差平方和	4.179295	1.172725	2.296978	係数変化は認められない

(注1) 検定に用いた式は $ \log(\pi+a)=\log b+c\log u $

(注2) a=1.1 は不変であると仮定している。

（注3）（）内は標準誤差。各変数の係数は全て1%水準で有意である。

表 4-2 インフレ率変化率と失業率の相関関係の検証

被説明変数	消費者物価指数前年比の差分
データの期間	1977-2001	1977-1990	1991-2001
失業率の係数	0.001	-0.872	0.024
t值	0.00	-0.45	0.08

（出所）労働力調査、消費者物価指数（総務省）、毎月勤労統計調査（厚生労働省）全て年平均値。

（注1）表中の係数・t値は、表中の被説明変数を完全失業率と定数項で線形回帰したときのもの。

（注2）「消費者物価指数前年比の差分」とは、当該年の消費者物価指数前年比の値から前年の値を引いた差である。

（注3）表中の係数は全て、10%水準でも有意ではない。
図6-1 仕事につけない理由別完全失業者数(万人)

（出所）総務省「労働力調査特別調査」（1999年～2001年までの2月調査）2002, 2003年については「労働力調査詳細結果」1～3月平均。
図6–2 仕事に就けない理由別完全失業者増加数（万人、1999年～2003年）

出所は図6-1に同じ。

図6-3 仕事に就けない理由別完全失業者構成比

出所は図6-1に同じ。
表6-1. 「仕事につけない理由」別完全失業者数決定要因(最小二乘法)

失業の種類
「仕事があわない」	「仕事がない」
説明変数	「仕事があわない」	「仕事がない」	労働条件が希望とあわない、年齢があわない、技術・技能があわない、希望している仕事がない、とにかく仕事がない、その他
トレンド項	0.0252(-1.07)	0.0682(3.57)***	0.0081(-0.63)	0.0244(1.68)*	-0.0074(-0.99)	0.0688(4.44)***	-0.0006(-0.07)	0.0081(-0.80)
女性ダミー	-0.883(-5.93)***	-1.595(-13.20)***	0.163(1.98)**	-0.701(-7.63)***	-0.345(-7.28)***	-0.830(-8.47)***	-0.765(-14.79)***	-0.530(-8.25)***
25～34歳	1.784(6.92)***	0.932(4.45)***	1.250(8.76)***	-0.034(-0.21)	0.568(6.93)***	0.818(4.82)***	0.114(-1.27)	0.341(3.06)***
35～44歳	0.648(2.51)**	-2.352(-11.24)***	0.216(-1.51)	0.852(5.36)***	-0.420(-5.13)***	-1.943(-11.45)***	-0.409(-4.57)***	-0.636(-5.72)***
45～54歳	1.625(6.30)***	-2.466(-11.79)***	-0.523(-3.66)***	2.670(16.79)***	-0.523(-6.38)***	-2.307(-13.59)***	-0.159(-1.78)*	-0.841(-7.55)***
55～64歳	2.261(8.77)***	-2.295(-10.97)***	-0.886(-6.21)***	3.614(22.71)***	-0.466(-5.68)***	-2.318(-13.66)***	0.023(-0.25)	-0.852(-7.66)***
65歳以上	-1.375(-5.33)***	-4.057(-19.39)***	-1.159(-8.13)***	0.455(2.86)***	-0.670(-8.18)***	-3.375(-19.89)***	-0.682(-7.61)***	-1.398(-12.56)***
3～6カ月失業	-2.114(-10.04)***	-1.614(-9.45)***	-1.189(-10.21)***	-0.500(-3.85)***	-0.424(-6.34)***	-1.197(-8.64)***	-0.417(-5.70)***	-1.144(-12.59)***
6カ月～1年失業	-2.061(-9.78)***	-1.576(-9.22)***	-1.371(-11.77)***	-0.265(-2.04)**	-0.424(-6.34)***	-1.303(-9.40)***	-0.273(-3.73)***	-1.212(-13.34)***
1年以上失業	-1.227(-5.83)***	-0.621(-3.64)***	-1.508(-12.94)***	0.485(3.73)***	-0.205(-3.06)***	-0.750(-5.41)***	0.129(1.76)*	-0.629(-6.92)***
定数項	3.757(14.27)***	5.739(26.88)***	2.054(14.11)***	0.560(3.45)***	1.143(13.66)***	4.349(25.11)***	1.389(15.19)***	2.448(21.54)***
サンプル数	528	528	528	528	528	528	528	528
F値	44.40	107.82	58.96	104.17	42.46	107.97	40.41	62.00
修正済決定係数	0.452	0.670	0.524	0.662	0.440	0.670	0.428	0.537

注1: サンプルは1999年2月から2003年1〜3月平均。

注9:***、**、*はそれぞれ1%、5%、10%水準で有意であることを示す。（）内はt値。

注2: 年齢ダミーのリファレンスグループは15～24歳。

注3:2001年までは2月と8月の年2回調査。2002年以降は、1〜3月、4〜6月、7〜9月、10〜12月の年4回平均。

注4：「その他」には、2001年までは「近くに仕事がない」を含む。

注5：「労働条件が希望にあわない」は、「賃金・給料が希望とあわない」と「勤務時間・休日などが希望とあわない」の合計。

注6：「技術・技能があわない」は、2001年までは「自分の知識や技能を活かせる仕事がない」と「自分の技術や技能にあう仕事がない」の合計。

注7：「希望している仕事がない」は、2001年までは「希望する種類の仕事がない」と「希望するかたちの仕事がない」の合計。

注8: 失業期間のリファレンスグループは、3ヵ月未満失業。
図7-1正社員として働きたい失業者数（万人）

図7-1（続き）正社員として働きたい失業者数（万人）

（出所）総務省「労働力調査特別調査」（各年2月）、2002年は「労働力調査詳細結果」の1～3月平均。
図7-2 雇用者として働きたい失業者に占める 正社員志望割合(%)

図7-2（続き）雇用者として働きたい失業者に占める正社員志望割合(%)

(出所)図7-1に同じ。

(注)65歳以上の女性については、失業者自体が非常に少ないので省いてある。
表7-1僱用者として働きたい失業者に占める正社員志望割合(最小二乗法)

説明変数	全体	男性	女性	44歳以下·全体	44歳以下·男性	44歳以下·女性	45歳以上·全体	45歳以上·男性	45歳以上·女性
トレンド項	-0.0064	-0.0075	-0.0054	-0.0020	-0.0008	-0.0033	-0.0108	-0.0142	-0.0077
女性ダミー	(-3.28)***	(-3.57)***	(-3.56)***	(-0.71)	(-0.48)	(-1.54)	(-4.50)***	(-3.96)***	(-3.65)***
15-24歳	-0.0356	-0.2569	0.1856	-0.0356	-0.2569	0.1856	-0.208)***
25-34歳	(-1.31)	(-8.78)***	(9.00)***	(-1.27)	(-16.32)***	(8.80)***
45-54歳	0.0714	-0.0272	0.1701	0.0714	-0.0272	0.1701
55-64歳	(-0.74)	(-0.61)	(-1.07)
65歳以上	-0.2656	-0.3479	-0.1832	-0.2456	-0.3300	-0.1612
定数項	(-9.78)***	(-11.89)***	(-8.89)***	(-10.55)***	(-9.32)***	(-8.16)***
-0.4920	-0.5740	-0.4106	-0.4736	-0.5561	-0.3865
(-17.58)***	(-19.62)***	(-18.65)***	(-19.73)***	(-15.70)***	(-18.28)***
0.8734	0.9605	0.4502	0.8184	0.9168	0.4366	0.9089	0.9863	0.4430
(35.92)***	(38.79)***	(25.61)***	(27.76)***	(60.29)***	(21.44)***	(37.10)***	(28.83)***	(22.68)***
サンプル数	165	84	81	84	42	42	81	42	39
F值	144.15	106.49	180.62	42	107.25	32.61	198	88.38	120.72
修正済決定係数	0.8594	0.8841	0.9309	0.6640	0.8860	0.6981	0.9078	0.8647	0.9043

（注1）サンプルは1990年から2001年までの労働力調査特別調査と2002, 2003年の労働力調査詳細集計1～3月。

（注2）年齢ダミーのリファレンスグループは35-44歳。ただし、45歳以上のみについて回帰したときは45-54歳。

(注3)65歳以上の女性では1990.1993,1997年は雇用者として働きたい失業者自体がゼロだったのでサンプルから外れている。

(注4)***、**、*はそれぞれ1%、5%、10%水準で有意であることを示す。（）内はt値。
表7-2 雇用者として働きたい失業者に占める正社員志望割合・期間別（最小二乗法）

説明変数	全体	男性	女性	44歳以下	45歳以上
1997年以前	1998年以降	1997年以前	1998年以降	1997年以前	1998年以降	1997年以前	1998年以降	1997年以前	1998年以降
トレンド項	-0.0012(-0.23)	-0.0107(-1.76)*	0.0002(0.04)	-0.0118(-1.96)*	-0.0026(-0.66)	-0.0096(-2.47)**	0.0040(-0.53)	-0.0066(-0.79)	-0.0068(-1.21)	-0.0147(-1.70)*
女性ダミー	-0.3445(-14.96)***	-0.3225(-15.55)***	-0.2774(-7.98)***	-0.2914(-10.18)***	-0.4170(-16.29)***	-0.3535(-11.91)***
15-24歳	-0.0145(-0.37)	-0.0638(-1.78)*	-0.2680(-7.12)***	-0.2420(-6.81)***	0.2390(8.17)***	0.1144(4.97)***	-0.0145(-0.34)	-0.0638(-1.82)*
25-34歳	0.0817(2.09)***	0.0577(1.61)	-0.0295(-0.78)	-0.0242(-0.68)	0.1929(6.59)***	0.1397(6.08)***	0.0817(1.92)*	0.0577(1.65)
45-54歳	0.0000(0.00)	-0.0449(-1.30)	-0.0144(-0.38)	-0.0183(-0.64)	0.0144(0.49)	-0.0715(-3.07)***
55-64歳	-0.2251(-5.75)***	-0.3195(-8.90)***	-0.3171(-8.43)***	-0.3891(-10.94)***	-0.1332(-4.55)***	-0.2499(-10.87)***	-0.2251(-7.47)***	-0.2728(-7.51)***
65歳以上	-0.4404(-10.64)***	-0.5544(-15.44)***	-0.4975(-13.22)***	-0.6760(-19.01)***	-0.4017(-12.05)***	-0.4329(-18.82)***	-0.4486(-14.04)***	-0.5078(-13.97)***
定数項	0.8386(24.11)***	0.9388(13.53)***	0.9218(29.40)***	1.0213(15.03)***	0.4110(16.61)***	0.5339(12.15)***	0.7869(17.99)***	0.8808(9.52)***	0.8946(28.21)***	0.9502(9.90)***
サンプル数	93	72	48	36	45	36	48	36	45	36
F値	59.55	96.15	49.32	96.21	82.91	155.97	17.47	29.09	107.14	85.03
修正済決定係数	0.817	0.904	0.861	0.942	0.918	0.964	0.584	0.763	0.906	0.906

注は表7-1と同じ。
表7-3 労働力率(最小二乗法)

説明変数	全体	男性	女性	44歳以下·全体	44歳以下·男性	44歳以下·女性	45歳以上·全体	45歳以上·男性	45歳以上·女性
トレンド項	-0.0003
(-0.22)	-0.0013
(-3.66)***	0.0007
(1.79)*	0.0007
(0.33)	-0.0004
(-0.87)	0.0018
(2.59)**	-0.0013
(-1.39)	-0.0022
(-4.23)***	-0.0004
(-1.07)
女性ダミー	-0.2517
(-25.65)***	-0.2249
(-12.67)***	-0.2785
(-37.57)***
15-24歳	-0.3532
(-20.78)***	-0.5086
(-103.79)***	-0.1977
(-34.31)***	-0.3532
(-16.24)***	-0.5086
(-118.65)***	-0.1977
(-28.12)***
25-34歳	-0.0273
(-1.61)	-0.0111
(-2.27)**	-0.0436
(-7.56)***	-0.0273
(-1.26)	-0.0111
(-2.60)**	-0.0436
(-6.20)***
45-54歳	0.0147
(0.87)	-0.0065
(-1.32)	0.0359
(6.24)***
55-64歳	-0.1526
(-8.98)***	-0.1337
(-27.28)***	-0.1716
(-29.78)***	-0.1674
(-18.43)***	-0.1272
(-24.91)***	-0.2075
(-61.05)***
65歳以上	-0.5661
(-33.31)***	-0.6227
(-127.06)***	-0.5095
(-88.42)***	-0.5808
(-63.96)***	-0.6162
(-120.66)***	-0.5454
(-160.46)***
定数項	0.9471
(62.30)***	0.9867
(237.83)***	0.6558
(134.44)***	0.9272
(40.66)***	0.9808
(236.83)***	0.6486
(95.49)***	0.9818
(103.09)***	0.9861
(199.86)***	0.6989
(212.83)***
サンプル数	168	84	84	84	42	42	84	42	42
F值	364.47	5419.55	2011.94	121.81	6123.23	294.29	1437.4	5416.82	8746.21
修正済決定係数	0.9384	0.9975	0.9932	0.8534	0.9978	0.9553	0.9858	0.9975	0.9984

注は表7-1と同じ。
図8-1 完全失業者に占める「一ヶ月間求職活せず過去の求職活動の結果を待っている」割合（各年2月、%）

（出所）総務省「労働力調査特別調査」、2002年以降は「労働力調査詳細結果」の1～3月平均。

図8-2.失業者（一ヶ月以上）に占める今月求職活動を実施していない割合（各年2月）

(出所)図8-1に同じ。
図8-3 失業者に占める一ヶ月求職活動をしていない割合（女性失業者、探している仕事形態別、各年2月）

■正規の職員・従業員 ロパート・アルバイトなど(派遣・嘱託含む)

(出所)図8-1に同じ。