Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
行の小口・大口預金とMMDA）

RNOTP は非個人分でかつ一定満期未満分の割合。

変更後はNOW 勘定等は要求払預金準備率が適用され、従来準備賦課対象であった貯蓄預金（全て個人名義）が準備不要となった他、MMDA には定期性の準備率が賦課されることになった。

同様にして、非加盟銀行の必要準備は、次式で表すことができる。

$$ \begin{aligned}&C=\left(DDOCD\cdot DDM\cdot OCDM\right)\cdot RRDD+\\&DEPTRE\cdot RNOTP\cdot RRDT\text{——}(12)\\& ここで \\ \end{aligned} $$

$$ DEPTRE=STDT+MMDAT+LTDT $$

（商業銀行以外の貯蓄金融機関の小口・大口預金とMMDA）

モデルでは(10)～(12)式の必要準備額を算出するために、前述の移行パラメータ-PHASEM、PHASENMを用いて、要求払準備率を賦課される預金の合計を、

$$ DDRES=DDM\bullet\left(1-PHASEM\right)+\left(DDM+\right. $$

OCDM )· PHASEM + ( DDOCD - DDM -

OCDM )· PHASENM

定期性準備率を賦課される預金の合計を、

$$ \begin{aligned}&DTRES=\left(DCDM+DTM\right)\cdot\left(1-PHASEM\right)\\ &+DEPCOM\cdot RNOTP\cdot PHASEM+DEPTRE\cdot\\ &RNOTP\cdot PHASENM\\ \end{aligned} $$

と定義し、これを用いて総必要準備(RRES)は、

$ RRES = DDRES \cdot RRDD + DTRES \cdot RRDT $

として導出している。必要準備額(RRES)(A)

~ (C)を図示したのが図補1-8である。

1987年第4四半期までに準備制度の移行は完了しており、現在では加盟銀行、非加盟銀行を問わず、要求払の預金（DDOCD）には3％あるいは12%、一定期間未満の非個人の定期預金にはそれぞれ3％の準備率が課されている。

連銀の準備率操作は例えば準備率（RRDD・RRDT）を引き上げることにより必要準備の額を増加させ自由準備の供給を減少させる方向に動かすことができる。この時、前出の自由準備需給式(7)～(9)式においてCUR（現金通貨）及び自由準備（FFRES）の需要側が不变の場合には、FFレートを上昇させるような効果をもたらす。

図補 1 - 8 準備制度移行

80/Q4	83/Q3	87/Q4
速邦準備制度加盟銀行	(A)	PHASEM	(B)
非加盟銀行	PHASENM	(C)

## 4 ．金利体系

表補1－1に示したとおり1970年代後半から、80年代半ばまでの金融革命期においては新しい金融商品の登場、金利の自由化（いわゆるディレギュレーション）が進んだ。この流れの中で、自由準備の需給で決定されたオーバーナイトのFFレートが、モデルの中のその他の長短金利にどのように波及していくと考えるかが、金融セクター定式化の重要なポイントであると考える。以下では、モデル内の主要金利体系について説明を加える。
「連銀理論」によれば各種ターム物金利はFFレートの動きを反映しつつ期間構造理論による形で決定されるとしている。つまり例えばTB3ケ月レートなどの短期タームの金利は、日々成立したFFレートの期間平均値に依存して変化すると考えられる。今回のモデルではTB3ケ月レート（RTB3M）とCD3ケ月レート（RCD3M）を単純に以下のように推定した。RTB3M=a_{1}+a_{2}・RFF——(13)

RCD3M=b_{1}+b_{2}・RFF——(14)

ここでアメリカにおいてはTB の利子収入は州の所得税を免除されているため両者の質的差異に無関心な投資家にとっては理論的には、 $ RTB3M = RCD \cdot (1 - t) $

t：当該州の所得税率

が成立しCDレートの方がいくぶん高くなるはずである。実際CD3ヶ月レートとRTB3ヶ月レートの金利差は1970年移行、平均して0.3～2％程度になっているが、(13)(14)式の推定により得られたパラメータを用いてグラフに示すと、単純には図補1－9のようになり、1970年以降6％を下回ったことのないFFレートが前節の過程で正確に解かれればCDとTBのレートの関係が現実から極端に乖離することはないと思われる。

このようにして決められたTB3ケ月物金利はM2及びCUR（現金通貨）、DDOCD（要求払預金）の需要式の説明変数になる他、消費支出、在庫投資等に影響を与える。さらにTBレートに連動する形で自由化されてきたMMCなどの市場連動型預金金利（RCBC）を決定し、民間部門の利子所得にも影響を及ぼすことになる。またCD3ケ月物金利は裁定関係がますます強くなってきているユーロ・ドル預金金利（REUR3M）を決定する他、大口の定期預金（LTD）の需要機関の説明要因となる。

次に、長期金利（AAA 格社債金利）は、単利表示による期間構造理論を取り入れた定式化を行った。

RCB = コンスタント項 + $ \sum \alpha \cdot (RTB3M - GR) $

図補 1 - 9

$$ \left(PC,1\right)\cdot400)+\sum\beta\cdot GR\left(PC,1\right)\cdot400 $$

$$ GR\left(X,n\right)=\left(X-X.\_{n}\right)/X.\_{n} $$

推定により、コンスタント項が2.2（長期金利のリスクプレミアムと考えられる） $ \Sigma\alpha=1.17 $ 、 $ \Sigma\beta=0.96 $ という結果が得られた。
## 参考文献

・石崎 昭彦ほか 「現代のアメリカ経済（改訂版）」

東洋経済新報社 1988年

・大野 明弘ほか 「世界経済モデルにおけるアメリカ経済の短期予測モデル」

経済企画庁経済研究所 経済分析81号 1981年

・神崎 隆 「短期市場金利の決定メカニズムについて」

日本銀行金融研究所 金融研究 1988年

・堀雅博ほか「世界経済モデルにおけるアメリカ経済モデル（メモ）」経済企画庁経済研究所内部資料 1990年

・八代 尚宏ほか 「第3次版EPA世界経済モデルにおけるアメリカ経済モデル」

経済企画庁経済研究所内部資料 1989年

・藪下 史郎 「アメリカの金融市場と構造」

東洋経済新報社 1987年

東洋経済新報社 1989年
# II 日本の金融ブロックに関する分析

(問題意識)

日本では、1980年代において金融自由化が進展し、短期金利の決定方式も、従来は公定歩合が市場金利に先行して決められてきたが、次第に市場金利の動きに追随して決められるという方向へ変わってきているといわれている。金融政策においても、様々な形でオープン・マーケットオペレーションが導入されるなど、短期金融市場による調整が重視されるようになってきている。

また、この間に80年1月の中期国債ファンドなどマネー以外の新商品の創設や、85年3月のMMCの創設など、各種自由金利預金の創設・拡充により、利子感応的な新商品が通貨に含まれるようになり、通貨を従来どおりの範疇で捉えた場合、安定的な通貨需要関数を推計することは難しくなってきている。また、85年以降の金融緩和（低金利）期において経済主体の金利選好度が高まったとの指摘もなされており、金融自由化の進展とあいまって通貨需要に影響を及ぼしている可能性もある。さらに、85年後半以降の株価の高騰等資産価値の増加がみられ、これと通貨需要との関係も整理しておく必要があろう。

今回の日本モデル改訂においては、金融自由化が進む中で、こうした動きをモデルの中でどのように定式化すべきか、及び80年代後半における低金利、資産価値の上昇と通貨需要関数との関係をどのように捉えるべきかが課題となった。

## 1 ．金利の決定

(金利変数の変更)

モデルの中で用いる金利は、市場で最も代表的なものであることが望ましい。日本モデルにおいては、短期金利の変数として現先レート（公社債現先売買利回り、3か月もの）を、長期金利として利付金融債利回り（利付金融債最終利回り）を用いていた。しかし、表補2－1に示されるように、1979年に譲渡性預金CDが創設される一方、国債の残高累積などにより、金融市場にも変化がみられ、近年、短期市場の指標としてはCDレートがより重要となっており、長期金利としても国債流通利回りが重視されるようになっている。

これらを踏まえ、今回の改訂においては、金利変数として、ＣＤレート（３か月もの、新規発行ベース）および利付国債流通利回りの採用を試みた。しかし、短期金利については後に述べる様な理由から、今回の改訂では、結果としては現先レートを引き続き採用することとした。

(金利の定式化)

短期金利は自由準備の需給により決定されると考えられる。

$ RESF^{S} = MBU - CURP - RESR $ ——(1)

$ RESF^{D} = f(RDIS, RS) $ (2)

$ RESF^{S} $ : 自由準備の供給

$ RESF^{D} $ : 自由準備の需要

$ MBU $ : マネタリーベース

$ CURP $ : 現金通貨

$ RESR $ : 必要準備

$ RDIS $ : 公定歩合

$ RS $ : 短期金利

ここで、(2)式におけるRSのパラメータの符号は正、RDISのパラメータの符号は負となり、 $ RESF^{S}=RESF^{D} $ となる点でRSが決定される。日本モデルでは、短期金利と公定歩合に共線性があり、(2)式の推計がこのままの形では困難であることから、以下の定式化を用いていた。

$$ RS=f\left(RDIS,RESF\right)\quad\frac{ 冚 }{ 冚 }(3) $$

旧版の日本モデルでは、(3)式にユーロダラー金利を加えた説明を行っていたが、
表補 2 - 1 日本の短期金融市場における主な自由化措置等

インターバンク市場	オープン市場	その他
昭和51年	(3月)現先取引認知
52年	(4～10月)国債の流動化
53年	(6月)＜市場の弾力化Ⅰ＞・コールレート建値弾力化・買入後1か月経過手形の転売容認(自由レート)(10～11月)＜市場の弾力化Ⅱ＞・7日物コール(自由レート)新設・1か月物手形(自由レート)新設・3山越え手形レート自由化	(6月)入札方式による中期国債発行(〃)日銀、入札方式による国債買オペ開始
54年	(4月)＜市場の弾力化Ⅲ＞・コールレート建値廃止(レート自由化)・2～6日物コール新設(10月)＜市場の弾力化Ⅳ＞・2山越え手形レート自由化	(5月)CD発行開始(〃)非居住者の現先取引自由化	(2月)非居住者による国内債券取得規制を全廃(6月)本邦為銀の短期インパクトローン容認(12月)低価法・原価法の選択を認可
55年	(5月)＜市場の弾力化Ⅴ＞・手形を山越方式から応当日を基準とする順月方式に変更(11月)大手証券会社のコールマネー取入容認	(4月)都銀の売現先自由化	(1月)中国ファンド発売(3月)海外公的機関の円預貯金金利自由化(12月)新外為法施行(〃)居住者外貨預金、インパクトローン自由化
56年	(12月)中堅証券会社のコールマネー取入容認(大手の取入枠拡大)	(4月)都銀の買現先自由化(5月)日銀、TBの市中売却開始
57年	(4月)新銀行法施行(〃)改正証取法施行
58年	(4月)長期国債の応販開始(6月)非居住者向け短期ユーロ円貸付解禁(10月)中期国債の応販開始
59年	(6月)円転規制撤廃	(1月)CD小口化(5→3億円)(12月)ユーロ円CD発行解禁	(4月)海外CP・CD取扱開始(6月)金融機関の公共債ディーリング開始(〃)居住者向け短期ユーロ円貸付自由化(〃)日銀、小口ロットによる機動的国債買オペ開始
60年	(6月)5～6か月物手形新設(7月)コール無担取引開始(8月)2～3週間物コール新設	(4月)CD小口化(3→1億円)、短期化(3→1か月)(6月)円建BA市場創設(〃)CD流通市場に証券会社参入	(3月)MMC発行開始(4月)非居住者向け中長期ユーロ円貸付解禁(6月)金融機関の公共債ディーリング拡大(行数、対象銘柄等)(8月)FFF(大口公社債投信)発売(10月)大口定期預金(10億円以上)の金利自由化
61年	(1月)日銀、TBの現先オペを開始(2月)入札方式による短期国債発行(4月)CD長期化(6か月→1年)	(4月)MMC長期化(6か月→1年)(〃)大口定期預金小口化(10→5億円)

（出所）日本銀行「わが国の金融制度」
イ）短期金利の変動のほとんどが公定歩合で決められており（短期金利決定式の公定歩合の係数がほぼ1と推計されていた）短期金融市場の繁閑はほとんど短期金利に影響を及ぼさない。

☐）長期金利は、短期金利と期間構造的な関係で結ばれていたが、上記のように短期金利がstickyなため、その変化は小さい。

といった問題点が指摘されており、また、このことが日本モデルの財政乗数が中期的に拡大し続け、クラウディング・アウトが明確に現れてこない要因の一つともなっていた。

近年では、金融自由化が進展しており、短期金融市場においても、金利は市場の繁閑に応じて変動する面が強くなってきているといわれている。公定歩合との関係も、むしろ公定歩合が市場金利に追随して変更されるようになっている。ただし、モデルで用いている四半期データでどちらが先行しているかを見極めることは難しい（図補2-1）。最近でも(3)式を推計すると、以下のように公定歩合のパラメータはほぼ1となる。これは、公定歩合の金融政策上の効果を過大評価することになりかねない。

図補 2 - 1 日本における短期金利と公定歩合

したがって、今回のモデルでは、借入準備を新たに内生化し、公定歩合の変更は借入準備の変動を通じて短期金利に影響を及ぼすと考え、以下の定式化を試みている。
$$ \begin{aligned}MBER^{S}&=MBU+RESB-RESR——(4)\\MBER^{D}&=f(RS,RDIS)\quad——(5)\\RESB&=f(RDIS,FXS)\quad——(6)\\MBER&: 必要準備を除くマネタリーベース \\RESB&: 借入準備 \\RESR&: 必要準備 \\FXS&: 為替レート（円 / ドル )\\\end{aligned} $$

ここで、MBER は、必要準備を除くマネタリーベースである。考え方は自由準備の需給の場合と基本的に同じであり、自由準備では有意な数字が得られなかったため、MBER を用いた。(5)式については(2)式と同様の理由により、

$$ RS\qquad=f(RDIS,MBER) $$

とした。しかし、RDIS のパラメーターがやはり 1 に近くなるため、公定歩合は説明変数からあえて外している。(6)式は、需給を引き締めたい時には公定歩合を引上げ、為替レートが増価（減価）する時には金利を低め（高め）に誘導するという中央銀行の反応関数である。推計式では、MBER, RESB ともに名目 GNP でスケーリングしている $ ^{注} $ 。

長期金利の式は、短期金利との期間構造により説明している。

$$ \begin{aligned}&RL=f(\sum RS,\sum GR\ (P))\\ &\quad RL\quad\quad\quad: 長期金利 ( 年率 )\\ &\quad GR\ (P)\quad: 物価上昇率 ( 年率 )\\ \end{aligned} $$

従来は、公的部門赤字累積額を説明変数に加えていた。これは、金融債と国債との競合要因を考慮したものであるが、期間構造により定式化する場合、ここに公的部門赤字累積額が加わる理論的根拠は曖昧である上、その動きにより長期金利の動きが攪乱される可能性があるため、パラメーターの大きさには十分配慮する必要がある（たとえば、パラメーターの大きさ如何では最近の財政バランス改善のもとで、長期金利を引き下げる効果が大きくなる）。今回は、まず、上式による推計を試みたところ、比較的良好な結果が得られたので、期間構造式による定式化により忠実なものとし、公的部門赤字累積額を説明変数からはずした。

### 2. 通貨需要関数の安定性 - 1980年代を中心として

## (通貨需要関数の定式化)

通貨需要については、従来モデルで用いてきたように総資産を説明変数に入れたアプローチが最も包括的で望ましいと考えられる。しかし、実際には資産選択の範囲を確定することに困難が伴う上、従来は、民間金融純資産（累積経常黒字・累積財政黒字で定義）をポートフォリオの分母として用いていたが、そのデータ自身の妥当性の問題（適切な評価調整がなされない等）のほか、それを分母に用いることにも問題がある。実際、従来型の推計式を用い、予測シミュレーションを行うと、経常収支黒字削減により通貨需要が大きく減少するという問題が起こった。

したがって、今回の改訂においては、通常のGoldfeld型の通貨需要関数を用い、以下の形で説明することとした。

$$ \begin{aligned}\log(M/PGNP)&=f\left(GNP,RS,RL\right)\\M\quad&: 貨幣 \\PGNP&:GNP デフレーター \\GNP\quad&: 実質 GNP\end{aligned} $$
日本モデルでは、現金通貨、通貨性預金及び定期性預金についてそれぞれ推計しており、長期の所得弾力性、金利偏弾力性は表補2－2のとおりである。貨幣中立性を考慮すると、長期の所得弾力性は1となることが望ましいが、通貨性預金は1と有意に異なり、1.70となった。

表補 2 - 2 日本モデルにおける通貨需要関数の所得及び金利弾力性（長期）

所得弾力性	金利偏弾力性
現金通貨	1.2958	-0.037527
通貨性預金	0.65960	-0.023316
定期性預金	1.7022	-0.027721

この背景をみるため、データの推移を名目GNP比でみると、通貨性預金は80年代を通じて横ばいないしやや低下傾向にあり、一方、現金通貨及び定期性預金は増大している（図補2-2）。特に定期性預金の85年以降の増大が目立つ。これらの要因としては、通貨性預金については、機械化の進展、定期性預金については、自由金利商品など金融自由化による定期性預金の魅力上昇に伴う需要増大などが考えられる。推計において、安定的な通貨需要関数を得ることは難しく、特に86年頃から、定期性預金について実績値が推計値に対して上方に乖離する傾向がみられた。通貨需要関数が安定しているか否かは、金融政策の効果を判断する上で重要であり、80年代後半のこうした動きが、どのような要因に起因しているかを分析することは、今後の日本モデルにおける通貨需要関数の定式化にも資するものと思われる。そこで、以下最近の通貨需要関数の特徴について、安定性の観点から、実証的に検証・分析を行う。

図補2－2 日本における現金通貨、通貨性預金及び定期性預金の推移（名目GNP比）

(長期の安定性)

通貨需要関数の安定性を検証するため、まず、データの入手可能な範囲での長期の推計を行ったところ、次のような結果が得られた。ここでは日銀がマネーサプライの指標としての $ M_{2} $ +CDを重視していることから、 $ M_{2} $ +CDについて推計することとした。また、ラグパターンとしては、自己ラグ型とシラーラグ型を試みた。

推計結果は、自己ラグ型、シラーラグ型ともに符号条件は満たされたものの、自己ラグ型については、ダービンH統計量が大きく、自己ラ
## イ）自己ラグ型

$$ \begin{aligned}LOG(M2\&CDH\text{/PGNP})&=\text{·}-0.16962+0.066801*(LOG(GNP))-0.0049458*(RBRA)\\&\quad(0.96206)\quad(2.1648)\quad(11.573)\\ &\\&\quad+0.93886*(LOG(M2\&CDH.\text{·}-1\text{/PGNP.\text{·}-1))\\&\quad(44.707)\\ \end{aligned} $$

$$ R^{2}C=0.99962\quad SE=0.0088400\quad D.H=5.08\quad(1967.2-1989.4) $$

## ロ）シラーラグ型

$$ \begin{aligned}LOG(M2\&CDH/PGNP)=&-7.4027+(\&1(I),I=0,4)^{*}(LOG(GNP))\\&(21.767)\end{aligned} $$

$$ +(\&1(\mathbf{I}),\mathbf{I}=0,4)^{*}(\mathbf{RBRA}) $$

SHILLER	DEGREE = 1	S.C = N	E.C = 1	K1 = 10.000
LAG	&1
0	0.59782
1	0.43982
2	0.28185
3	0.12392
4	- 0.033990
SUM	= 1.4094

$$ R^{2}C=0.99232\quad SE=0.039142\quad DW=0.079589\quad(1967.3-1989.4) $$

(備考)

（注1）データについては、付録参照

（注2）推計期間の始期が異なるのは、入手可能なデータの制約による

グ項が約0.94となった。これは、系列相関の可能性があり、かつ通貨需要の調整に2年以上かかることを意味し、現実妥当性の問題がある。シラーラグ型についても、ダービン・ワトソン値が低く、系列相関の存在が推測され、必ずしも良好な結果を得ることができなかった。
また、構造変化の有無を調べる手段として、チャウ・テストを行ったところ、表補2-3の結果が得られた。チャウ・テストの結果によれば、74年第2期頃及び78年第1期頃及び86年第2期頃に何らかの構造変化が起こった可能性がある。

表補 2 - 3 チャウ・テストの結果 $ M_{2} + CD $ 平残)

期間	F値が最大となる期 （その時のF値）
67 III - 89 IV	74 II (13.2)
67 III - 89 IV	78 I (9.4)
67 III - 89 IV	86 II (4.3)

備考：自己ラグ型で推計した。

74年第2期、及び78年第1期については、今回の日本モデルの推計期間からすでにはずれていることから、ここでは、86年第2期頃の構造変化について分析を行った。

（80年代後半における通貨需要関数の構造変化）

チャウテストの結果から、推計期間を78年第2期からとし、86年第1期までと89年第4期までの場合について推計を試みた。この間に構造変化が起こっていないとすれば、両者は類似した結果となるはずである。

結果は、自己ラグ型、シラーラグ型ともに（i）推計期間を最近まで伸ばした方が、所得弾力性、金利偏弾力性ともに上昇している

（ii）決定係数や標準誤差、ダービン統計量からみた説明力は86年までの方がやや高いという結果が得られた（表補2-4）。ただし、（i）については、パラメーターが上昇しているとはいえ、推計上の誤差の範囲内であり、両者の間に構造変化があるとの厳密な確証は得られなかった（注）。また、86年までの推計結果を用いて外挿を行うと、実績値が推計値の上方に乖離するという結果がえられた（図補2-3）。

表補２－４　通貨需要関数の所得弾力性、金利偏弾力性（長期）

推計期間	所得彈力性	金利偏彈力性	R²C	S.E	(注) D.W
自己ラグ型	78 II - 89 IV	1.65	- 0.030	0.9996	0.0049	1.87
78 II - 86 I	1.56	- 0.018	0.9992	0.0042	2.08
シラーラグ型	78 II - 89 IV	1.73	- 0.010	0.969	0.0052	1.65
78 II - 86 I	1.58	- 0.008	0.980	0.0047	1.75

（注）自己ラグ型については、ダービン・H統計量

次に、86年頃からの通貨需要関数の実績値の上方乖離の要因について検討する。86年頃からの通貨需要増加の要因としては、これまでにも幾つかの分析がなされており、

（i）かつてない金利の低下が、貨幣保有の機会費用を大きく低下させ、非金融機関部門の通貨需要をおしあげたこと、

（ii）金融自由化（とくに預金金利の自由化）の進展により、通貨の資産としての魅力が増大したこと、

（iii）株価・地価の上昇による資産効果

（iv）株価の高騰により、株投資へのリスクが高まったこと、

などが指摘されている。そこで、上記の4つの要因について実証分析を試みたところ、以下の結果が得られた（表補2-5）。
図補2－3 日本における通貨需要関数の外挿テスト

表補 2 - 5 推計結果 被說明変数： $ \log(M2 + CDH) / PGNP $

推計期間	Const.	log GNP	RBRA	1/RBRA	VOT	D872C	log FW-1/PGNP	R²CS.E	D.W
78 II～86 I(四半期)	- 9.8	1.60	- 0.007	0.998	0.41
(- 51.4)	(4期ラグ)	(5期ラグ)	0.008
- 10.1	1.62	0.36	0.997	0.37
( 48.7)	(4期ラグ)	(5期ラグ)	0.009
- 9.4	1.57	- 0.007	0.32	0.997	0.46
( 27.3)	(4期ラグ)	(4期ラグ)	(4期ラグ)	0.008
78 II～89 IV(四半期)	- 10.6	1.67	- 0.012	0.998	0.22
( 50.2)	(4期ラグ)	(5期ラグ)	0.012
- 10.4	1.64	0.55	0.999	0.38
( 63.8)	(4期ラグ)	(5期ラグ)	0.009
- 10.7	1.67	- 0.011	×0.07	0.998	0.25
( 43.0)	(4期ラグ)	(4期ラグ)	×(4期ラグ)	0.012
- 9.8	1.60	- 0.009	0.04	0.999	0.93
( 61.0)	(4期ラグ)	(4期ラグ)	(8.7)	0.007
69年～85年	- 2.43	0.70	- 0.020	0.41	0.994	1.73
(- 1.5)	( 3.3)	(2期ラグ)	( 3.5)	0.024
69年～89年	- 2.67	0.73	- 0.020	0.40	0.997	1.65
(- 2.5)	( 5.2)	(2期ラグ)	( 5.4)	0.023

（備考）１．データについては付録参照。

2．カッコ内は t 値（ラグ変数については省略）ラグは全てシラーラグ。又、× 印は t 値が有意でなかったことを示す。
## i）金利要因

まず、金利の動向を現先レートでみると、85年第4期をピークに下方に転じており、86年第4期以降は60年代後半以降最も低い水準となった（図補2-4）。このかつてない程の低金利により、通貨需要が累進的に高まったという見方がある。ここでは、日銀（1988）にならい、金利の逆数をとることにより、低金利の通貨需要に及ぼす非線形的な効果をみた。結果は、決定係数、標準誤差は向上し、ダービン・ワトソン値も低いながらも改善した。参考までに推計期間を86年までとして同様の推計を行ったが、この場合、推計結果は改善しなかった。

図補2-4 日本における現先レートの推移

（備考）1．日本銀行「経済統計月報」

2．公社債現先売買利回り（3か月もの平均）

## ii）金融自由化要因

金融自由化のうち、ここでは預金金利の自由化をとりあげる。預金金利の自由化は表補2-6のように段階的に進められ、89年には定期預金の過半を占めるようになった。そこで、自由金利定期預金の上限が3億円から1億円に引き下げられた87年の第2期以降にシフトダミーを入れて推計を試みた。結果は、シフトダミーについて、有意な結果が得られ、推計式全体としての説明力も向上した。シフトダミーをいつから入れるかについては今のところ明確な判断基準はないが、この頃の一連の預金金利の自由化は、マネーの魅力を増大させ、通貨需要を増やす一因となったと推測できる。

## iii）資產効果

株価・地価の上昇は、経済主体がもつ資産全体にしめる通貨のシェアを低下させる。そこで、ポートフォリオのなかでの通貨のシェアを維持するという行動がとられる場合は、株価、地価の上昇に伴って、通貨に対する需要が増えるという資産効果が考えられる。86年以降の株価の上昇により、民間の保有する資産も急激に増大している（図補2-5）。ここでは、民間正味資
表補 2 - 6 イ）預金金利自由化の推移

自由金利
定期預金	MMC	小口MMC
85.3	5000万円
10	10 億円
86.4	5 #
9	3 #	3000 #
87.4	1 #	2000 #
10	↓	1000 #
88.4	5000万円
11	3000 #
89.4	2000 #
6	↓	300万円
10	1000 #	↓
90.4	↓	↓	100 #

産を説明変数に入れて推計をおこなった。国民経済計算では、民間正味資産は暦年のデータであるため、これを用い、自由度確保のため推計期間は69年から85年とした。結果は、資産項について正の係数が得られた。また、ここで興味口）定期預金にしめる自由金利及び市場金利連動型預金の比率

年末	自由金利定期預金	市場金利運動型預金	市場金利運動型定期預金
85	3.3	3.6	-
86	10.5	5.2	-
87	24.0	8.3	-
88	36.3	11.2	-
89	55.8	4.1	7.1

（備考）1．日本銀行「経済統計月報」

２．全国銀行銀行勘定による。

深いのは、推計期間を89年まで延長した推計結果と比較すると、各項の係数の大きさにほとんど変化がみられず、86年以降の通貨需要の増大は、その大部分をこの資産効果で説明することが可能かもしれないという点である。この点について判断するのは時期尚早であり、株価の下落のみられた90年以降の動向に注目していく必要があろう。

図補 2 - 5 日本における民間正味資産の推移

（備考）1．経済企画庁「国民経済計算」

2．民間正味資産（非金融法人企業正味資産＋家計正味資産）をGNPデフレータ（80年基準）で実質化
## iv）株価のボラティリティー

株価の高騰により、株投資へのリスクが高まり、これが安全資産である通貨の需要を高めたという指摘がある。株価は86年以降変動が大きくなっており、87年後半にピークをうった後、88年以降は86年以前の動きに近いものとなっている（図補2-6）。ここでは、UEDA（1989）を参考とし、株価のボラティリティを説明変数に加え、推計を行った。結果は、推計期間を88年までとした場合は有意な結果が得られたが、89年まで伸ばすとT値が有意でなくなった。これは、株価のボラティリティが88年以降落ち着いていくなかで、通貨需要は増大を続けたことと関係があると思われる。したがって株価のボラティリティが通貨需要の増大に寄与したとしても、それはせいぜい86年から87年または88年頃までであり、その後は他の要因によるものと推測される。

図補 2 - 6 日本における株価のボラティリティ

（備考）1．東京証券取引所「東証統計月報」

$$ 2\ \text{．} 株価のボラティリティ =\frac{ 月間最高値 - 月間最低値 }{ 月間平均値 }\text{を、各四半期について移動平均したもの。} $$

以上より、80年代後半の通貨需要の増大については上記の4つの要因がそれぞれに寄与している可能性があることが考えられる。ただし以上の結果をこのままの形でモデルに内生的に組み込むことは、ii）の金融自由化要因を除いて難しい。また、金融自由化要因についてもダミーをどのような形でどのタイミングで入れるのが適切かを判断することが容易ではないため、今回の日本モデルの定式化には組み込まれていない。
(参考) CDレートの採用 - 今後の課題として

短期金利の変数としてCDレート（RCD）を採用し、以下のような結果が得られた。

現金通貨

$$ \begin{aligned}lon(CURP)=&-0.29827+1.0353*lon(GNPV)-0.037351*RT(1-D873C)-0.015892*RCD*D873C\\&(3.4)\quad&(15.3)\quad&(4.8)\quad&(2.2)\\&R2C=0.99012\quad&SE=0.018624\quad&D.W=1.3803\quad&1981.I\quad&-1989.I\end{aligned} $$

通貨性預金

$$ \begin{aligned}lon(DD)&=2.7596+0.6676*lon(GNPV)-0.028453*RT(1-D873C)-0.017315*RCD*D873C\\&(3.0)\quad(9.4)\quad(3.5)\quad(2.3)\\&\quad R2C=0.97386\quad SE=0.019583\quad D.W=1.3470\quad1981.I\quad-1989.I\end{aligned} $$

定期性預金

$$ \begin{aligned}DT/GNPV&=0.82487+0.016168*RT(1-D872C)+0.026995*RCD*D872C-0.038114*\sum RBOND\\&(38.5)\quad(1.9)\quad(3.3)\quad(7.2)\\&R2C=0.96123\quad SE=0.012122\quad D.W=1.1097\quad1982.I\quad-1989.I\end{aligned} $$

ここで、金利については、スイッチダミーを用い、金融自由化の行われた時期を境に定期性預金金利（RT）から、CDレートにスイッチしている。D873Cというのは、87年第2四半期までが0、87年第3四半期以降は1となるスイッチダミーを意味する。定期性預金のみログタイプでないのは、ログタイプでは共線性のためか、代替金利である国債利回りの符号が正となったためである。

があるものの、符号等は期待通りのものとなった。しかし、これらの式を用いると、CDレートが通貨需要関数に与える影響が主として87年以降に限定されてしまうため、近年関心が高まっているマネーサプライ（M₂またはM₂+CD）をターゲットにしたシミュレーションを行うことが困難となる。このため、今回の改訂においては、CDレートを用いることは時期尚早と判断し、従来の現先レートを使用することとした。

結果は、ダービン・ワトソン値に改善の余地

付録－使用データ一覧

記号	名称	単位	出所
M2 & CDH	マネーサプライ(M2+CD)残高(平残)	億円	日本銀行
PGNP	GNPデフレータ	1980=100	経済企画庁「国民経済計算」
GNP	国民総生産(実質80年基準)	10億円	//
RBRA	公社債現先売買利回 90~180日 もの平均	%	日本銀行「経済月報」
VOT	株価のボラティリティ	東証証券取引所「東証統計月報」
FW	民間正味資産(名目)	10億円	経済企画庁「国民経済計算」

（備考）データは全て季調値を用いた。
## 参考文献

堀内昭義（1990）『金融論』 東京大学出版会

經濟企画庁（1989）『経済白書』

貞広 彰他（1987）「世界経済モデルにおける日本経済モデル」経済企画庁経済研究所『経済分析』第110号

日本銀行（1989）「最近のマネーサプライ動向について」『調査月報』88年2月号

日本銀行（1986）「わが国の金融制度」

吉田知生（1989）「通貨需要関数の安定性をめぐって」 日本銀行金融研究所『金融研究』第8巻第3号

吉富　勝他（1981）「世界経済モデルにおける日本経済の短期予測モデル」　経済企画庁経済研究所『経済分析』第82号

Goldfield S.M. (1973) 'The demand for money revisited', Brookings Papers on Economic Activity 3 1973.

(1984) 'The case of the Missing Money', Brookings Papers on Economic Activity 3 1976.

UEDA, KAZUO (1989) 'Financial deregulation and the demand for money in Japan', Discussion Paper Series, Osaka Univ.
〈平成22年（2010年）基準〉

Ⅰ 調 査 結 果 の 概 要
## 1 概况

平成25年の農産物価格指数（平成22年を100とする。以下同じ。）の総合は102.8となり、前年に比べて1.0%上昇した。また、農業生産資材価格指数の総合は106.4となり、前年に比べて3.4%上昇した。

この結果、農業交易条件指数（農産物価格指数（総合）/農業生産資材価格指数（総合）×100）は96.6となり、前年に比べて2.3%低下した。

図1 農業物価指数の推移(平成22年=100)

表1 農業物価指数の推移

区 分	平成21年	22	23	24	25
農産物価格指数（総合） ①	93.9	100.0	97.6	101.8	102.8
農業生産資材価格指数（総合） ②	101.3	100.0	102.2	102.9	106.4
農業交易条件指数 ① / ② × 100	92.7	100.0	95.5	98.9	96.6

平成22年＝100
## 2 農產物価格指数

平成25年の農産物価格指数（総合）は102.8となり、前年に比べて1.0%上昇した。これは、米、畜産物等の価格が上昇したこと等による。

図2 農産物価格指数(総合)の対前年騰落率及び類別騰落寄与度

注：1 騰落寄与度とは、農産物価格指数（総合）の対前年騰落率を各類別指数の対前年騰落率がどの程度の割合で変化させたかである。

2 騰落寄与度の「その他」には「麦」、「雑穀」、「豆」、「いも」、「工芸農作物」及び「稲わら」が含まれる。

## ア 米

米は112.8で、前年に比べて1.5%上昇した。これは、24年産米の価格が上昇したことによる。

## 仔野菜

野菜は98.7で、前年に比べて0.3%低下した。これは、春先の天候に恵まれたことにより、葉茎菜類及び果菜類の収穫量が増加し価格が低下したこと等による。
## ウ 果実

果実は94.7で、前年に比べて7.9%低下した。これは、りんごの収穫量が不作であった23年産に比べて24年産は増加したことから、価格が低下したこと等による。

## 工畜產物

畜産物は107.7で、前年に比べて6.7%上昇した。これは、豚肉の輸入量が減少し、国産への代替需要が増加したことから肉畜の枝肉価格が上昇したことに加え、子牛の取引頭数が減少し、子畜の価格が上昇したこと等による。

表2 農產物類別価格指数

平成22年=100

農 產 物	ウェイト	指数	対前年騰落率	騰落寄与度
平成24年	25	平成24年	25	平成24年	25
農産物総合	10,000	101.8	102.8	4.3	1.0	4.30	0.98
米	2,247	111.1	112.8	19.1	1.5	4.10	0.38
麦	90	73.1	65.3	2.7	10.7	0.02	0.07
雑穀	11	54.4	51.9	32.9	4.6	0.03	0.00
豆	90	91.6	94.6	8.2	3.3	0.08	0.03
いも	259	80.2	78.7	21.8	1.9	0.59	0.04
野菜	2,700	99.0	98.7	3.9	0.3	1.02	0.08
果菜	1,169	104.7	104.1	6.2	0.6	0.73	0.07
葉茎菜	1,099	92.5	91.8	3.5	0.8	0.35	0.08
根菜	316	100.0	101.9	0.4	1.9	0.01	0.06
まめ科野菜	116	100.2	101.9	6.0	1.7	0.08	0.02
果実	1,256	102.8	94.7	2.9	7.9	0.37	1.00
工芸農作物	392	101.6	106.1	9.8	4.4	0.45	0.17
花き	501	96.8	95.8	4.4	1.0	0.21	0.05
畜産物	2,449	100.9	107.7	1.0	6.7	0.25	1.64
鶏卵	118	95.7	106.7	9.7	11.5	0.12	0.13
生乳	1,115	102.5	103.2	1.2	0.7	0.14	0.08
肉畜	847	97.8	106.9	3.4	9.3	0.30	0.76
子畜	325	106.4	124.6	1.4	17.1	0.05	0.58
成畜	44	94.6	114.5	1.8	21.0	0.01	0.09
稲わら	5	104.3	106.3	0.4	1.9	0.00	0.00

注：騰落寄与度とは、農産物価格指数(総合)の対前年騰落率を各類別指数の対前年騰落率がどの程度の割合で変化させたかであり、算式は以下のとおり。
## 3 農業生產資材価格指数

平成25年の農業生産資材価格指数（総合）は106.4となり、前年に比べて3.4%上昇した。

これは、飼料、光熱動力等の価格が上昇したこと等による。

図3 農業生産資材価格指数(総合)の対前年騰落率及び類別騰落寄与度

注：1 騰落寄与度とは、農業生産資材価格指数（総合）の対前年騰落率を各類別指数の対前年騰落率がどの程度の割合で変化させたかである。

2 騰落寄与度の「その他」には「種苗及び苗木」、「畜産用動物」、「諸材料」、「自動車・同関係料金」、「建築資材」、「農用被服」及び「賃借料及び料金」が含まれる。

## ア 肥料

肥料は103.6で、前年に比べて1.9%上昇した。これは、円安の進行による原材料の輸入価格の上昇から複合肥料の価格が上昇したこと等による。

## 飼料

飼料は119.8で、前年に比べて10.4%上昇した。これは、円安の進行によるとうもろこし等の原材料の輸入価格の上昇から配合飼料の価格が上昇したこと等による。

## ウ 光熱動力

光熱動力は120.0で、前年に比べて6.2%上昇した。これは、円安の進行による原油の輸入価格の上昇により重油の価格が上昇したこと等による。
表3 農業生產資材類別価格指數

平成22年=100

農產物	ウエイト	指数	対前年騰落率	騰落寄与度
平成24年	25	平成24年	25	平成24年	25
農業生産資材総合	10,000	102.9	106.4	0.7	3.4	0.68	3.40
種苗及び苗木	525	100.4	101.3	0.2	0.9	0.01	0.05
畜産用動物	440	102.7	115.3	0.4	12.3	0.02	0.54
肥料	1,070	101.7	103.6	2.5	1.9	0.26	0.20
飼料	1,701	108.5	119.8	1.0	10.4	0.18	1.87
農業薬剤	887	99.3	98.9	0.5	0.4	0.04	0.03
諸材料	378	101.2	101.6	1.0	0.4	0.04	0.01
光熱動力	928	113.0	120.0	2.4	6.2	0.24	0.63
農機具	2,072	99.1	99.3	0.2	0.2	0.04	0.04
自動車・同関係料金	578	100.6	100.8	0.4	0.2	0.02	0.01
建築資材	392	102.8	104.2	0.5	1.4	0.02	0.05
農用被服	32	102.4	102.5	1.6	0.1	0.01	0.00
賃借料及び料金	997	99.7	100.3	0.0	0.6	0.00	0.06

注：騰落寄与度とは、農業生産資材価格指数(総合)の対前年騰落率を各類別指数の対前年騰落率がどの程度の割合で変化させたかである(算式は表2の注のとおり。)。
## 第10章 企業インタビュー(II): アウトプレースメント会社編

### 10 -1. 再就職支援会社について

大企業を中心に、企業・従業員双方の思惑をみたすために、自発的な退職を促す早期希望退職制度の一環として、割増退職金の支払いに加えてアウトプレースメント会社を利用する企業が急速に増加している。

アウトプレースメント会社は、有料職業紹介事業に対する規制緩和、景気低迷によるリストラの増加の影響もあり1997年以降多数の企業が設立されている。正式な統計はないものの、現状アウトプレースメント会社（再就職支援会社）の年間の利用者数は2001年時点でも二万人を超えているとみられている。

アウトプレースメント会社の活動内容は退職対象者に対するカウンセリングの実施、研修から雇用情報の提供、就職あっせん等の再就職支援を行っているほか、その一部ではリストラを計画している企業に対して再建計画の策定支援といった形式のコンサルティングを行っているケースもある。なお、報酬については、リストラを実施する企業から報酬を受け取るのみであり、求人を受け入れる企業からは報酬は取らない点が特徴といえる。これはいわゆる双方代理の状況となることにより、依頼主に対する利益相反行為を行わないようにするためである。この点は通常の人材斡旋会社と大きく異なる点であり、再就職を希望する人本位の仕事となる。

### 10 -2. 求職の準備段階

早期退職をすることとなった労働者にとっては挫折感や今後の不安感を和らげ、再就職のための活動意欲を少しでも向上させるためには、専門のカウンセラーによるカウンセリングの役割が非常に有効なものとなる。

このサービスは他の公共機関の職業安定所では受けることができないサービスであり、アウトプレースメント会社を利用するにあたっての最大の利点ということができる。カウンセラーには社会経験の豊富な中高年層を登用し、また受け持ち人数を一定の水準に保つことにより、退職者に細かなアドバイスをすることができるような体制をとっている場合が多い。
実際に今回数件行ったインタビューの中で、アウトプレースメント会社を利用している人の中でも、リストラされたことを家族に言えず毎日朝9時に家を出て夕方5時30分に家に帰る人、またリストラを苦にした自殺未遂、リストラが元となる離婚など、様々なケースがあることを伺うことができた。このような状況の時、病院にかからなければならないような場合を除き、カウンセラーが親身になって最後まで話を聞いてくれる。これは一人で求職活動をしている場合と比べ、求職活動をしてゆく上で大きなプラスとなる。

また、カウンセリングにより今まで自分がやってきた仕事、及び自らを見つめなおす作業を行うことが非常に重要となる。日本ではジョブという概念があまり発達していないため、自分の経歴を自発的に作り上げていくという意識があまりない。そのため、再就職活動をはじめるとき、自分がいったい何をやってきて、これから何をしようとしているのかということについてカウンセラーとともに話し合うことができるのは有用なことである。

また中にはカウンセリングの一環として実施される思考形態分類テストにより、自分が自营業に向いていることを知り、アウトプレースメント会社に事業計画の作り方や資金計画の作り方、起業の際に必要な資金調達方法、助成金の受け方などの指導を受け独立した人もいる。

## 就職の準備段階編（A社）

出向の長所は本人の納得感という点です。従来企業が人員調整を行う場合は、出向によって何年か時間をかけて調整するという形が中心でした。ところが業績回復のため、もしくは不採算な工場を統廃合するといったように企業内に短期的に雇用調整をしたいとのニーズが高まっています。その場合には出向だと時間がかかりすぎてしまう。企業にはいつまでに1千人減らしたいというように明確な時間目標があります。それをクリアーするために希望退職を募集します。希望退職を募集するに当たって企業は再就職支援会社を利用し、希望退職者の再就職をお手伝いする。費用は送り出しの企業が払います。

サービスの対象者は何らかの形でもう退職するというのが決まっているという方です。既に退職されている方に対して提供するケースと、退職は3ヶ月後、4ヶ月位
と決まっているけれどもその前から受けるというケースがありますが、基本は退職を前提にしている方が対象です。

事業としてやっぱり設備をきちんと整えて、いつでも自由に決定するまで利用できるというサービスですので、しかもカウンセラーが、うちの場合ですが一人が多くても20人くらいまでを上限として決めています。

## カウンセラーお一人で最大 20 人。

ええ、20人前後ですね。その時の条件や会社個々によって違いますが、カウンセリングのクオリティが要求されますのでこの人数が限界ですね。

現状このビジネスの位置付けが業界内でも統一されていないところがあって、いわゆる人材紹介として中高年の再就職先として、次の職場を見つけたら報酬を頂きますといったような成功報酬のような発想の会社もあります。

一方ではもともとのスタートがそういう紹介業ではなくて、言い方が正しいか分かりませんけれども、いわゆる予備校のような形だという発想の会社もあります。再就職の専門家としていろんなノウハウ、ハウツ一を伝授する。またそこに行けば就職活動をする仲間もいて、毎日通うところがあって。初めての再就職の方は大半ですし、また基本的には4ヶ月5ヶ月くらいの長期戦ですから、一人で自分で活動というのは精神的にもなかなか大変なんですね。それで、来たからといって必ずどこどこの目的のところに就職できるといった保証はない。基本的にはご本人の活動を支援するというような位置付けです。

## 私はこの事業は病院に近いものかなって思っていて、予備校ですかイメージとしては。

特に否定はしませんけれども、心のケアも含めましてある種の病院というような言い方はできるかもしれません。でも病院といいますとなんとなく差別的な雰囲気もありますので。基本的には次の就職を目指すための支援をして、その結果合格するという感じです。その合格のための方針、指導、感覚はやはり予備校ではないかと思います。

ある程度再就職に向けて対応できる設備、スタッフが整っているというところは病
院と似ているのかもしれません。また担当するカウンセラーの力量によって結果が違うというところは、医者と似ているところはあるかもしれません。しかしそれは予備校でも家庭教師でも就いた先生によって違うというのと同じように思います。

カウンセリングが難しい方に対して何か特に気をつけてらっしゃることとか、再就職を探すときにそういうことのための特別なケアーの仕方とか、特に気をつけてらっしゃることはありますか。

20 代、30 代の方であれば、情報も顕在化しているし、人材斡旋会社に登録もできるし、情報誌にも求人が載っています。しかし我々がおもに今回お手伝いするのは45歳から50歳以上ですから、基本的には転職は難しい、時間がかかるというところで大体共通しているんですね。従って個別のキャリアカウンセラーがAさんBさんとお会いする中でその方を理解して、その人に合わせた、底辺というか親身になって対応していく事が大切です。

ひとつのプログラムとかメニューがあるわけではありません。基本的にはご本人がどう主体性を持つかという、自分が頑張ろうという動機付けがないとなかなかハウツーだけではいけませんよね。だから、相手のその十人十色に合わせた性格の違いだとか経験の違いだとか、そういうものに対して対応できる方、かつ持続力がある方であればかなりいいカウンセラーじゃないかというふうに思います。

なかにはですね、出現率としてはそんなに高くはないですけれども躁鬱状態になる人ですとかね、そういうケースはあると思います。そういうケースについては、我々の方でも上級カウンセリング、つまりちょっと我々の手に負えないという時には、外部からの派遣等により対応するという形で対応しています。

## 再就職で問題になるのは年齢的なものが中心ですか？

まあ、そういう年齢的なものを除くと、やはり先程申し上げました通り、収入の面ですね。本人が結局自分が今どれくらいの相場感にあるのかっていうことを理解して、自覚させないと結局自分の年収は800万、800万とずっと思っていてもやはり決まらないわけです。そういうときには一回年収800万の会社の面接を受けてもらって、落
ちることで自分がどのくらいの相場にいるか理解して頂くこともあります。

もうひとつは、希望者だけですけれども、セミナー形式でファイナンシャルプランナーの人にカウンセリングしてもらうとともに、個人の財産を、B/S、P/Lにして、克明にするという方法もあります。奥さんと一緒にB/S、P/Lを作ってもらう。そうするとこのあと何年かの、お子さんの教育費がいくらで、ローンがいくらで、持っている資産は今いくらでということが全部明らかになります。それをこう落とし込むことによって、600万でも500万でも、奥さんがこの間一緒に働いてもらえれば十分であると見えることによって安心する。ストライクゾーンが下がってくるというか広くなるんですね。そうすることによってこう安心するようなことはあります。

いずれにせよ、さまざまなアプローチの中で結果的にやはり本人が決めていくっていうのがいいですね。やはり本人がこう前向きになるところまでの時間には個人差が随分ありますね。

人によってはもう、退職金をもらって奥さんと今から海外旅行に行ってですね、一応うちに来られるんですけれども、2ヶ月くらい放っておいてくれとのんびりしている方もいたりします。気分的な葛藤などの部分も個人差があって十人十色なので、一人一人とよく話し合って、じゃあなたは2カ月後からにしましょうということでいいんですけれども、あんまりそれが長引くと今度は求人会社の方からその間何をやっていたんだと、あまり働きが良くないんじゃないかということを言われることもありますので、そういう指導もします。まあ大変な仕事ですよね。

## 就職準備段階編(チャレンジャー・グレイ・クリスマス社)

再就職の準備段階として最も重要なポイントは、まず突然雇用の中断が起きたため、精神的な安定を失ってしまっている人の行動レベルをいかに早く上げて、ポジティブな気持ちに持っていくかということです。通常の場合は皆さん大変悲観的になっているし、今まで働いていた会社に対していろいろ複雑な感情を持っている場合が多いのですが、カウンセラーとしてはこれを聴くことに専念する。ええ、耳偏の聴くです。聴く際に注意しなければいけないのは、その人の立場を理解はするけれども同情しな
い、同情をしてしまいますと、カウンセラーも一緒にネガティブな気持ちになってしまいかねない。この再就職の準備段階は、私の経験上人によっては2週間、場合によっては4週間、1番長い場合で4カ月かかりました。

## 4 ヶ月もですか。

ええ、カウンセラーは忍耐強く彼らの話を聞くのが仕事ですから。この4ヶ月かかった人の場合、お話しのほとんどは自分のいた会社に対する恨みつらみの連続でございました。この段階でうらみつらみを全部吐き出させてから再就職活動の準備に入ります。この再就職活動の準備といいますのは、まずひとつは己を語ることを準備するということです。中高年での再就職については即戦力、専門性というものが問われますから、自己について語れるようにしなければならないということで自己分析、自己特徴あるいは専門性それを実績ですべて語るようにしたいということなんですね。

実績に基づいてすべてを語る作業の最大の目的は、就職目的別の職務経歴書を作ることです。どういった職業に就くか、再就職するかということをイメージして、職種ごとに職務経歴書を目的別に作ります、ですから1人につき職務経歴書1種類とは限らないということです。例えば人事担当の方が、総務も兼任していたという場合、採用側は人事と総務とは全く別の業務と考えていますから、それぞれ別の職務経歴書を作って自己を語れるようにいたします。

日本企業に勤めていらっしゃる方の仕事の捉え方は、定量的なものの取り方ですね。要するに年功という序列の軸を考えていますから、定性的に考えておりませんので、一体自分に何の実績があるんだろうか、よくわからないケースが多いんです。そこで私たちが持っている分析的な手法－問題は何で、どういう手続きをとって、どういう結果が生まれたか－というものを使いまして、本人にも思い出していただいて書いていく。それをサマリーして、自分の実績として表に出していくわけですね。

ですから、通常は経歴書上に、私はどんなポジションを求めていますという目的を明らかにします。それから、例えば30年会社にいたらその要約ですね、30年間何をしたといったようなことを書きます。何をしたというのはやったことではなくて、応募するためにアピールできるような要約をする。それから、実績と経歴－教育とか専門的な知識、あるいは研修歴であるとか－そういうことを書いていきます。