Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
同期の便益を犠牲にするという投資の本来の定義に反することになる。

第4に、所与の年度に行われる公共投資のうち、同期間内に生産効果を発現する量は比較的少ないと考えられる。まず、公共投資データとして用いられる「公的固定資本形成」や「行政投資実績」には当該年度内に完成しない事業への支出額が含まれている。つぎに、完了した公共投資に限っても、完了直後から瞬時に生産効果を発揮する公共プロジェクトは少ないと考えられる。例えば、Nose（1973）は、公共投資が行なわれてから社会資本が生産効果を有するまでの懐妊期間は平均約7年になると分析している。また、浅子・上田（1998）においては、財政政策の発動からその効果の発揮までの平均期間は1年以内（3.2四半期）となるが、その標準偏差は2.6四半期となることから、1年以上の効果の遅れが存在する可能性が示されている。この浅子・上田（1998）による結果は短期的な乗数効果に関するものであると考えられるが、それは同時に、より長期的な効果として考えられる公共投資の生産効果の発現にはさらに時間を要することを示唆している。

第5に、期首（前期末）値と比べて他のタイミングが好ましいという積極的な理由が存在しない。期首値を用いないポピュラーな議論として、期間途中で整備が完了した社会資本の当該期間の生産に対する効果を適切に把握するために、期首値ではなく期首期末の平均値や期末値が使用されるべきという主張がある $ ^{11} $ 。しかし、瞬時的に生産効果を有する公共投資が存在するとしても、既述のようにそれは比較的小量であると考えられ、そのような瞬時的な生産効果が今期末や值期首期末の平均値によって期首値よりも適切に把握できると示すことは難しいであろう。一方、乗数効果としては所与の年度内に生産量へ効果を与えることは十分考えられるが、当然、公共投資の乗数効果と生産効果は区別されるべきものである。公共投資のかなりの部分が同時的な生産効果をもたないと考えられる状況で当該期の公共投資を含む社会資本データを用いると、本来は除外されるべき短期的な乗数効果を反映する「生産効果」が誤って推定されることになるであろう(e.g., Gramlich 1994)。

以上より、所与の期間の社会資本データから同期の公共投資量を除くこと（期首値を用いること）の不都合は、除かないこと（他のタイミングを用いること）の不都合よりも小さいと考えられる。もちろん、期首（前期末）値を使用することによって、問題の程度は和らぐにしても、全ての問題が解決されるわけではない。特に懐妊期間や複数年度にわたる公共事業による問題は、期首（前期末）値を用いるだけでは根本的な解決は困難である。このような場合は、社会資本の生産効果に対してさらに長い時間的な遅れを想定する必要がある。この側面は、次節で議論するような単なる攪乱項の自己回帰過程で処理できるかもしれないし、より複雑でダイナミックな生産関数の特定化を必要とするのかもしれない。
### 4. 攪乱項の系列相関と社会資本の内生性

表 4—1 系列相関

タイミング	先行研究
期首 (前期末)	Asako/Wakasugi (1984)、岩本 (1990)
期末	遠藤 (2002)
期首と期末の平均	三井・井上 (1995)、畑農 (1998)
明記なし	浅子・坂本 (1993)、西垣 (1994)、吉野ほか (1999)、長島 (2000)

横断面データのみや非連続的な時系列データを用いた研究では系列相関を明示的に考慮することは困難である。連続した時系列データを用いた研究に絞っても、系列相関に配慮して推定を行なっているのは表4-1に示す研究を数えるのみである。したがって、我が国の社会資本の実証分析では系列相関の問題は十分に配慮されていないと考えてよいであろう。

攪乱項が系列的に相関していたとしても、その度合が極端に大きくならない限り、回帰式内のパラメータの最小二乗推定量は一致推定量となる $ ^{12} $ 。しかし、その推定量の標準誤差は一致性をもたないため、系列相関が存在すると、パラメータ推定量に関して誤った仮説検定が行なわれるおそれがある。

また、攪乱項の系列相関は、社会資本の生産効果の推定において社会資本量に期首（前期末）値を用いる場合においても内生性の問題を生じさせる $ ^{13} $ 。ここで、（1）の攪乱項 $ u_{it} $ がp階の自己回帰過程

$$ u_{it}=\sum_{j=1}^{p}\rho_{j}u_{it-j}+\omega_{it} $$

に従うと仮定しよう。ただし、$\omega_{it}\sim\mathrm{i.i.d.}(0,\sigma_{\omega}^{2})$ である。ここで、生産は$Y_{it}\equiv\exp\{y_{it}\}=\exp\{\beta_{0}+\beta_{l}l_{it}+\beta_{k}k_{it}+\beta_{g}g_{it}+u_{it}\}$ と表されるので、前期の攪乱項$u_{it-1}$ が前期の生産$Y_{it-1}$ に影響を与えることが容易に理解できる。さらに、$G_{it}\equiv\exp\{g_{it}\}$ を社会資本のt期の期首値$(t-1$ 期の期末値)、$\delta_{it}$ を減耗率、$Q_{it}$ を公共投資すると、$G_{it}=(1-\delta_{it-1})G_{it-1}+Q_{it-1}$ となるから、生産が公共投資に影響を与えるならば、その影響は前期の公共投資を介して今期の社会資本$g_{it}=\ln G_{it}$ に影響を与える。つまり、$u_{it-1}\rightarrow y_{it-1}\rightarrow Q_{it-1}\rightarrow g_{it}$ というルートを迪って前期の攪乱項$u_{it-1}$ は今期の社会資本に影響を与える。さらに、（4）より、今期の攪乱項$u_{it}$ も$u_{it-1}$ の影響をうける。したがって、$g_{it}$ と$u_{it}$ はともに$u_{it-1}$ から影響をうけ、社会資本$g_{it}$ は攪乱項$u_{it}$ と相
関する。つまり、系列相関（4）を考慮しない（1）の最小二乗推定量は一致推定量ではない。

このように系列相関は推定量に複数の問題をひきおこすことになるが、系列相関を考慮している研究は既述のように少数であり、また、考慮している場合でもその対処方法は限定的である。例えば、浅子・坂本（1993）はランダム・ウォーク（ $ p=1,\rho=1 $ ）のみを想定して変数の階差をとることで対処している。他の研究においては、1階の系列相関を想定して、Beach-MacKinnon法（Asako and Wakasugi 1984，西垣 1994，三井・井上 1995，畑農 1998）、Cochrane-Orcutt法（長島 2000，遠藤 2002）、および、Hildreth-Lu法（吉野ほか 1999）が用いられている。また、これらの方法を用いると、第5節で議論する社会資本以外の説明変数の同時性に対処することが困難になる。実際、系列相関を考慮した研究においては、変数の差分を用いた浅子・坂本（1993）を例外として、他の変数の同時性は考慮されていない。一方、説明変数の同時性が考慮されている他の研究では、攪乱項の系列相関は考慮されていないようである。

しかし、攪乱項の系列相関と説明変数の同時性を同時に対処することは容易である。まず（1）から導出される

$$ u_{it}=y_{it}-(\beta_{0}+\beta_{l} l_{it}+\beta_{k} k_{it}+\beta_{g} g_{it}) $$

という関係を（4）に代入し、それをさらに（1）の攪乱項として明示すれば、次の非線形回帰モデルを導出することができる。

$$ \begin{aligned}y_{it}=&\beta_{0}+\beta_{l}l_{it}+\beta_{k}k_{it}+\beta_{g}g_{it}\\&+\sum_{j=1}^{P}\rho_{j}[y_{it-j}-(\beta_{0}+\beta_{l}l_{it-j}+\beta_{k}k_{it-j}+\beta_{g}g_{it-j})]+\omega_{it}\end{aligned} $$

ここで$\omega_{it}$はi.i.d.であるから、社会資本が期首（前期末）値として計測されている限り、既述の内生性の問題は生じない。したがって、他の説明変数も外生ならば、（5）を非線形最小二乘法で推定すれば適切な推定量を得ることができる。ただし、（5）をパネルデータを用い、切片が横断面単位毎に異なる$\left(\beta_{0}=\beta_{0i}\right)$とする固定効果モデルとして推定を行うのならば、（5）はラグをとった被説明変数$y_{it-1}$を説明変数として含む動学モデルとなるので、新たな内生性の問題が発生する$^{14}$。また、後述するように、他の説明変数にも同時性が認められると考えられる。したがって、このような場合は、非線形操作変数法を用いて（5）を推定することによって、攪乱項の系列相関と説明変数の内生性の双方に対処しなければならない$^{15}$。

系列相関の存在は、モデル（5）を対立仮説とした帰無仮説 $\rho_{j}=0\ \forall j$ を検定することによ
って検討できる。ただし、帰無仮説が棄却されたとしても、必ずしも（5）が正しいモデルであるとは限らない。そもそも回帰モデル（1）が誤って特定化されている場合、本来なら攪乱項が系列的に独立しているにもかかわらず、系列相関を示唆するような検定結果が得られれるからである（e.g., Hendry 1980）。したがって、（5）に関して共通要因制約（common factor restrictions）の検定を行なうことによって、この「みせかけ」の系列相関を検討する必要がある（e.g., Hendry 1985）。この場合の共通要因制約検定とは、（5）をネスト（入れ子に）する

$$ y_{it}=\phi_{0}+\sum_{j=0}^{P}(\phi_{lj}l_{it-j}+\phi_{jk}k_{it-j}+\phi_{jg}g_{it-j})+\sum_{j=1}^{P}\phi_{yj}y_{it-j}+\omega_{it} $$

という対立仮説に対して帰無仮説（5）を検定する特定化テストである。帰無仮説（5）が棄却される場合は、他の正しい特定化の存在が強く示唆されることになる。

既存研究では、特定化（5）を利用して系列相関に対処している研究は存在せず、その結果、系列相関と説明変数の内生性を同時に考慮した推定や（5）を検定する共通要因制約検定は行なわれていない。前節で議論した社会資本の懐妊期間の問題や複数年度にわたる公共事業による問題から理解できるように、社会資本の生産効果はダイナミックなプロセスを明示することによって適切に分析できるかもしれない。この意味において、系列相関に対する適切な対処や共通要因制約検定を通じた動学的なモデル・ビルディングは、今後の社会資本研究における重要な課題と考えられよう。

### 5. 労働・民間資本の同時性と操作変数の選択

### 5.1 同時性の対処法と操作変数の選択基準

標準的な経済理論を前提とすると社会資本以外の説明変数も同時方程式体系内で決定される内生変数となる。したがって、理論的には社会資本以外の変数に関しても同時性が認められることになる。しかし、同時性の問題に対処しているのは表5-1に示す研究のみであり、特に社会資本以外の同時性を考慮しているのは、浅子・坂本（1993）、浅子ほか（1994）、吉野・中野（1994）、三井・井上（1995）、三井ほか（1995）、畑農（1998）、および、土居（1998, 2000）に限られる。

同時性に対処する推定方法としては、操作変数法 $ ^{16} $ (IV)に加え、完全情報最尤法(FIML)、および、部分情報最尤法 $ ^{17} $ (LIML)がある。例えば、三井ほか（1995）や畑農（1998）はFIMLを用いて推定を行なっている。FIML推定量は同時方程式体系を構成する全ての構造方程式を特定化し、それらを最尤法によって同時推定するものである。しかし、よく知ら
れている通り、いずれかの構造方程式が1つでも誤って定式化されていれば、全ての構造

表 5−1 説明変数の同時性とその対処法

内生变数	操作变数法	FIML
労働民間資本社会資本	淺子・坂本 (1993)淺子ほか (1994)吉野・中野 (1994)三井・井上 (1995)土居 (1998, 2000)
社会資本	三井ほか (1995)
労働	畑農 (1998)

方程式におけるパラメータの推定量は一致性を失うことになる（e.g., Davidson and MacKinnon 1993, pp.637-44）。この意味において、三井ほか（1995）における「投資関数」や畑農（1998）における「労働供給関数」は、十分に精査される必要があるかもしれない。さらに、三井ほか（1995）においては社会資本のみが、畑農（1998）においては労働供給のみが内生変数としてモデル化され、他の変数の内生性は問われていないことも留意するべきであろう。

LIML は FIML のように全ての構造方程式を特定化する必要はないが、体系内の先決および外生変数を全て特定化する必要がある。しかしながら、FIML の場合と同様に、そのような変数を特定化することは容易ではないであろう。実際、LIML を用いて社会資本の生産力効果を推定した研究は存在しないようである。

（1）のような単一の構造方程式におけるパラメータの推定が目的ならば、操作変数のみを特定化する操作変数法が最も制約の少ない推定方法と考えられる。実際、我が国の研究では、操作変数法が最も頻繁に利用されている(e.g., 浅子・坂本 1993, 浅子ほか 1994, 吉野・中野 1994, 三井・井上 1995, 土居 1998, 2000)。その一方で、幾つかの研究は操作変数法に対して懸念を示している(e.g., 三井・井上 1995, 岩本ほか 1996, 吉野ほか 1999)。特に、操作変数の選択には客観的な基準が存在せず、操作変数は一意に決定することができないため、操作変数の選択によっては推定値が複数存在してしまうことが問題とされている。

実際には、操作変数の選択には緩いものではあるが幾つかの基準が存在し、また、操作変数の妥当性を検定する方法も存在する。まず、当然のことながら、操作変数の選択基準としては、操作変数が攪乱項と直交することが条件となる。また、同時方程式体系内の外生・先決変数を全て操作変数とすれば漸近的に最も有効な推定量が得られることも知られている。ただし、後者は実際的な問題を孕んでいる。まず、同時方程式体系における全ての外生・先決変数を正しく特定化しなければならない。また、標本の規模と比較して先決・
外生変数（＝操作変数）の数が大きくなると、有限標本分布におけるⅣ推定量のバイアスも大きくなることが知られている（e.g., Anderson and Sawa 1979, Buse 1992）。さらに大規模な同時方程式モデルを前提とする場合は、外生・先決変数の数が標本規模を上回り、Ⅳ推定量自体が定義されないかもしれない。

したがって、操作変数の選択においては、次のような実際上のルールで補完されるべきであろう。まずは、推定の対象となる回帰モデルに含まれる外生・先決変数を全て操作変数とすることである。外生・先決変数であるから直交条件は満たされているし $ ^{18} $ 、当該式の外生・先決変数であるから必然的に有効性を満たす操作変数のセット（＝同方程式体系の外生・先決変数）の一部分となる。つぎに、推定されるパラメータ数がmであるとき、操作変数の数nを $ n\geqq m+2 $ とすることである。これは、Ⅳ推定量の有限標本分布におけるモーメントの最大次数はm-nである（e.g., Kinal 1980）から、Ⅳ推定量が有限標本分布で平均と分散を有するための条件となる $ ^{19} $ 。一方、操作変数の数の上限は、有限標本分布におけるⅣ推定量のバイアスが大きくならないように標本の規模と比較して決定されることになる。

したがって、回帰モデルに含まれる先決・外生変数の数が $ n\geqq m+2 $ とならない場合には、連立方程式内で外生もしくは先決変数と考えられる変数から操作変数を追加的に選択しなければならない。ここで、変数選択に恣意性が入り込むことになる。また、同時方程式体系内の外生・先決変数が既知でない場合もある。その場合は、推定の対象となる回帰式に含まれる内生変数と殆ど相関しない変数(weak instruments)が選択される可能性がある。特に、近年の研究（Bound et al. 1995, Staiger and Stock 1997）では、weak instrumentsを用いると、有限標本分布におけるⅣ推定量のバイアスが拡大するだけではなく、漸近的な特性に関しても問題が生じることが指摘されている $ ^{20} $ 。

しかし、操作変数の妥当性は、推定の対象となる回帰モデルの特定化の妥当性とともに、過剰識別制約 (over-identifying restrictions) を検定することによって判断できる。また、weak instruments による問題に対しても、内生変数を操作変数に回帰させる第1段階の回帰分析からのF統計量 (Bound et al. 1995, Staiger and Stock 1997) や操作変数の選択過程における第1段階の決定係数の変動の度合 (Buse 1992) からある程度の判断を下すことができる $ ^{21} $ 。しかしながら、我が国の先行研究では、操作変数の選択に関して懸念が頻繁に表明されるにもかかわらず、このような操作変数の妥当性に関する検討を行っているのは、過剰識別制約を検定した土居（2000）だけであった。
### 5.2 説明変数の同時性と操作変数の選択

既述のように、標準的な経済理論を前提とすると、社会資本以外の説明変数も均衡モデル内で決定される内生変数となる。以下では、既存研究において、社会資本以外の説明変数が、この同時性の観点からどのように扱われているかを概観しよう。

まずは労働である。Mera（1973）は、我が国の雇用慣行を考えると労働の同時性は無視できると議論している。Mera（1973）では労働データとして「雇用者数」を使用しており、当該変数に限れば、この議論はある程度妥当性をもつかもしれない。しかし、既存研究で「労働」として頻繁に用いられているデータは「労働時間」である。畑農（1998）が議論するように、我が国では労働時間の調整を通じて景気循環に対応した雇用調整が行なわれてきた。この点を考慮すると、労働が時間単位で計測されているのならば、同時性の問題は十分に懸念されるであろう。しかし、労働の同時性を考慮しているのは、浅子・坂本(1993)、浅子ほか（1994）、吉野・中野（1994）、三井・井上（1995）、畑農（1998）、および、土居（1998, 2000）のみである。

次は民間資本である。民間投資は生産に影響をうけると考えられるため、社会資本と同様、民間資本に期末値が用いられる場合には同時性が存在する。しかし、攪乱項の系列相関がコントロールされ、かつ、期首（前期末）値が用いられるならば、民間資本データそのものには内生性の問題は存在しない。ただし、生産技術を適切に推定するためには、多くの既存研究が行なっているように、稼働率を用いて民間資本値を調整する必要がある。表5-2に示すように、大多数は民間資本に稼働率を乗じて稼働率調整済みの民間資本を算定している。一方、三井・井上（1995）、および、畑農（1998）は対数線形型の生産関数の特徴を生かし、稼働率調整前の民間資本（対数）に加え、稼働率（対数）を独立した説明変数として利用している。ここで注意しなければならないのは、民間資本の稼働率は景気（生産）の影響をうけることである。つまり、生産から稼働率へ逆の因果が存在することになり、稼働率で調整された民間資本には同時性の問題が存在する $ ^{22} $ 。しかしながら、この点を明示している先行研究は少なく、推定において稼働率の同時性に対処しているのは、浅子・坂本（1993）、浅子ほか（1994）、および、土居（2000）を数えるだけである。

説明変数の同時性を正しく認識することは非常に重要である。例えば、労働の同時性が看過される場合は、同時性をもった変数（＝労働）が操作変数として使用されることになり、推定量の一致性が失われる。また、期首（前期末）の社会資本値が誤って内生変数とされる場合では、操作変数から連立方程式内の先決変数たる社会資本が除外されることによって、推定量の有効性が失われる。さらに、攪乱項の系列相関を正しく把握することも大切である。しばしば操作変数としてラグをとった変数が使用されるが（e.g., 浅子・坂本
1993, 淺子ほか 1994, 吉野・中野 1994, 三井・井上 1995, 土居 1998, 2000)、第4節の議

表5−2 稼働率の取扱い

稼働率の同時性	民間資本を稼働率で調整	稼働率を独立の変数として使用
考慮	浅子・坂本（1993）
浅子ほか（1994）
土居（1998, 2000）
考慮せず	Asako/Wakasugi（1984）
堀（1989）、畑農（1998）
岩本（1990）、西垣（1994）
吉野・中野（1994）、
坂本（1998）、別所（1999）
臼木・山田（2000）、遠藤（2002）	畑農（1998）
三井・井上（1995）

論から理解できるように、攪乱項に系列相関が存在すると、ストックデータのラグ値は攪乱項と相関してしまう。したがって、系列相関がコントロールされていないと、そのようなラグ付きのストックデータは操作変数として不適切となる。

### 5.3 内生性の検定

このように回帰モデル内の説明変数に同時性が存在することが示唆されるにもかかわらず、我が国の多くの社会資本の実証分析では最小二乘法が用いられている $ ^{23} $ 。もちろん、経済理論によって同時性が示唆される場合でも、計量分析においては、Hoch（1958）やZellner et al.（1966）などが示した特殊な条件 $ ^{24} $ のもとでは、同時性が問題とならないケースが存在する。また、理論から含意される変数の特性と実際のデータの特性は必ずしも同一であるとは限らないかもしれない。したがって、実際には同時性はそれほど問題にならないかもしれない。

同時性が存在しない場合に操作変数を用いても一致性は保持されるが、最小二乗推定量と比較して有効性が犠牲となる。この有効性の喪失が懸念される場合は、Durbin-Wu-Hausman 検定(DWH 検定)を用いて最小二乗推定量の一致性を検定すればよい $ ^{25} $ 。この仮説が棄却できなければ、最小二乗法を用いて推定することも適切であるという含意を得る。欧米の研究では、Garcia-Mila et al. (1996)が最小二乗法を正当化するために、DWH
検定を行っているが、最小二乗法を用いている我が国の研究においては同検定を行いて自らの推定方法を正当化している実証分析は存在しない。

### 6. 結語

本稿では社会資本の生産効果の推定における「同時性」に関し、我が国の既存研究の多くが看過していた計量分析上の論点を整理した。ここで議論された論点は、同時性の適切な認識、ストックデータのタイミングとその含意、攪乱項の系列相関、および、労働投入と民間資本稼働率の内生性ならびに操作変数の選択という観点である。これらの論点から適切な推定方法を議論し、それに照らし合わせて我が国の先行研究を批判的にレビューした。その結果、それぞれの表から理解できるように、本稿で整理した論点を全て適切に対処した既存研究は存在しないことが示された。

本稿では「同時性」という観点から議論を進めたため、生産関数による社会資本の効果の推定において重要とされる他の争点を検討することはできなかった。我が国の研究で既に社会資本との関連で実証分析が行なわれているトピックとしては、社会資本の地域間スピルオーバー（e.g., 三井ほか 1995, 井出 1997, 塚井ほか 2002）、集積の経済（e.g., Kanemoto et al. 1996, 金本・斎藤 1998, 伊田波 2000）、および、時系列分析におけるデータの定常性の問題（e.g., 高橋 1996, 土居 1998, 畑農 2000）などがある。また、本稿でも触れた「懐妊期間」の詳しい検討、および、懐妊期間の存在から示唆される生産効果の動学的な波及形態の実証も重要な研究課題である。これらの論点は、実証分析上、興味深い論点と問題を提示しているように考えられるが、それらに関しては稿を改めて考察を加えたい。

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長期化させたことが考えられ、後者には解雇や早期退職に際して再就職の準備が不十分なことが影響しているのかもしれない。いずれにせよ、このように中高年層の長期失業の増加についても、いわば二極化した状況が進みつつあり、能力開発や再就職支援にしても、多様な特性に対応した対策の必要性が強く示唆されよう。

### 6 -5. 結論

本章では労働市場全体の高齢化が失業率にどのような影響を与えるかを、労働市場の人口構成の変化と中高年層に多い長期失業者の動向に注目しながら分析した。その主な結果は次のとおりである。

まず、60 歳代前半男性による失業率全体に与える寄与度が長期的に拡大している。90 年代には、その寄与水準は 20 歳代と同程度になっており、背後には定年年齢の延長があったことが明らかである。

ただし一方で、失業率に対する人口構成の変化の影響を検証したところ、高齢化と高学歴化自体は、90年代を通じて失業率を引き下げる方向に働いていたことが確認された。それは高齢化および高学歴化が失業率の高い若年や低学歴者の割合を低下させ、失業率の減少圧力を実際には強めていたからである。それは同時に90年代の失業率上昇の支配的な要因が、労働市場における高齢化や高学歴化の進展ではなく、それらの属性を超えて共通する就業環境の悪化であったことを物語っている。

90 年代には、大部分の年齢階層で失業期間が長くなったが、50-64 歳労働者の失業期間は特に延びた。45-54 歳男性の長期失業者を詳細に見ると、二つの典型的なタイプの増加が 90 年代末以降、観察できる。一つは製造業出身の中学卒・高校卒のブルーカラー層であり、もう一方は大企業出身の管理職または大学卒事務職といったホワイトカラー層である。

高齢化が進むなか、増加する定年退職者のうち、再就職希望者への対応を誤れば、失業率はさらに増加するおそれがある。高齢化が失業率の高い若年割合の減少を伴うため、みかけ上、失業率を低くすることから対策がおろそかになると、2007年に迫ったベビーブーム世代の定年突入によって深刻な失業問題が高齢者を中心に発生する可能性がある。特にベビーブーム世代を含む50代男性の長期失業者には、2000年以降、二極化した増加傾向がみられ、単視眼的な対応では不十分となりつつある。カウンセリングなどを通じて10万人以上におよぶ個々の長期失業者の実態を把握し、個別的な対応を深めていくことが、今後、高齢化が進む労働市場のなかの中高年雇用対策にはいっそう求められるだろう。

## 参考文献

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女性労働者

資料出所）『労働力調査年報』より筆者が計算。
図6-2 1歳刻みの失業率

資料出所）『労働力調査特別調査』個票データより筆者が計算。
資料出所）『労働力調査特別調査』個票データより筆者が計算。
図6-4 学歴別長期失業者、短期失業者の割合

資料出所）『労働力調査特別調査』個票データより筆者が計算。
## Chapter 3: Promoting Urban Renaissance

## [City planning with better use of the private sector]

MLIT believes that it is important to create an environment where the private sector can exercise its creativity, ingenuity and expertise to the full and to encourage the investment of private funds in appropriate urban development projects. To that end, the ministry has taken a number of steps under the Urban Renaissance Special Measures Law and other laws. Such steps concern city planning financial support and taxes.

MLIT is also committed to developing infrastructure that is crucial for urban development, including roads, sewerage, parks, and ports. Among specific examples are: urgent development of city planning roads and improvement of railroad crossings that are bottlenecks in local traffic flows, both of which are likely to induce private investment; cadastral development; deep underground utilization.
# A conceptual image of continuous grade separation

## JR Chuo Line continuous grade separation

## ○Project impact

Now : Many crossings along the JR Chuo Line cause traffic jams, traffic accidents, and community partitions directly or indirectly.

After : 18 crossings of which all but one is “bottleneck” crossings will disappear.

Benefits: In the case of the Koganei-kaido crossing

• The total time period during which the crossing bars are down at peak hours will be reduced from 55 minutes per hour to none.

• The maximum congestion length will be shorted from 300 meters to none.

•The community will be “united” through free traffic flows.

## ○Project profile

Section : Between Mitaka and Tachikawa on the JR Chuo Line

Section length : 13.1 kilometers

Total cost : about 179 billion yen

Completion by : FY2006 for the Mitaka-Kokubunji section

FY2008 for Kokubunji-Tachikawa section

## [Promoting national urban renaissance, from Wakkanai to Ishigaki]

MLIT plays an active role in the debates at study councils, each of which addresses specific issues in response to proposals submitted by local governments and other entities, as part of the “emergency measures for national urban renaissance” endorsed by the Urban Renaissance Headquarters. The other common issues the ministry is addressing include heat-island effects, multiple use of public spaces and facilities, and development of traffic nodes. The ministry has recently participated in national surveys on urban renaissance models.

The Headquarters has lately decided to establish a basic framework for supporting national urban renaissance efforts. In response, MLIT has decided to create “town-making subsidies” and delegate authority to make city planning decisions to municipalities as new measures.

## [Promoting urban renaissance projects]

○Achieving various forms of vigorous exchanges and economic activities

MLIT promotes the development of urban hubs through such means as reinforcing the capacity for international exchange and physical distribution, developing ring road networks, and strategic utilization of state-owned land.

## Development of hub airports in metropolitan areas

Promoting the development of metropolitan hub airports that serve as a foundation for international exchange and a node in the domestic airline network.

$ ^{*} $ In accordance with the recommendation of the Roundtable Conference, the airport is limited to 200,000 flights per year after the completion of the parallel runway. Further capacity expansion will require consultation with the local communities.

Enhanced capacity of an international port