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# 労働力構造と就業行動の分析

- 個票による家計の就業行動の横断面分析 -

## 第1章 研究の目的

本研究は，総理府統計局『就業構造基本調査（昭和52年）』の個票データを用いて，横断面分析によりわが国の家計の就業行動における特性を明らかにすることを目的とするものである。

今日，一方における人口構造の急速かつ大幅な変化と他方における産業構造の変化の下で，就業構造も大きな変容を迫られており，また労働市場におけるその調整もしくは労働力配分過程における失業や不完全就業の問題は重要な政策課題となっている。本研究は，そうした課題に対する政策的取り組みのために基礎的な構報を提供することを意図している。

すなわち，就業形態や家族構成の異る家族類型別，そして世帯主，配偶者，老親や子供などといった世帯上の地位別，そしてさらに年令階層などの異なるグループ別に，労働供給関数を測定し，所得や賃金など外的な経済的与件の相違に対して家計が就業行動の上でどのように反応するかを分析する。就業行動は，年間就業時間ならびに就業を選択する確率の2通りで定義され，われわれはその双方の特定化を併用して分析を行う。推計された労働供給関数から導かれる所得効果，賃金効果，代替効果等の値は，一定の理論的制約の下で，各種の政策が労働力構造に及ぼす影響を推測する上で有用な手がかりとなり得る。さらに，系統的な影響を及ぼす要因をコントロールするために，所得や賃金のほかに，家族構成（幼児の有無），世帯主の社会経済的地位，地域の需要条件

島 田 晴 雄

しま だ はる お

酒 井 幸 雄

さか い ゆき お

などが説明変数として加えられており，これらの変数の就業行動に及ぼす影響のあり方も有益な情報となるだろう。

わが国ではこれまで労働力構造の分析として『国勢調査』などの地域的集計値データによる分析は少なからず試みられてきたが、集計値では労働供給の基礎単位である家計の就業行動を解明するには無理があった。われわれの研究は、個票を直接用いてわが国における家計の就業行動を包括的に明らかにしようとする先駆的な試みであり、本報告はその第一次的接近の結果を提示するものである。この分野では1970年代にアメリカで多くの研究が蓄積されており、われわれの分析は、資料の適性の吟味という意味も含めてアメリカの研究結果との対比を意図しつつ進められる。

本報告では，以下，第II章でアメリカの研究蓄積を中心にやや詳しい研究の展望を行い，第III章で分析枠組を解説する。そして第IV章で計測緒果を詳しく検討し，第V章で分析結果と含意を要約するとともに，残された問題点を指摘する。

本研究の推進の過程では中村隆英前所長の不断の御指導を得，また古郡鞆子（当研究所客員研究員），斉藤修（慶応大学助教授），田中滋（慶応大学助手），大平純彦（元当研究所研究員），新居玄武（東京大学大学院），根来正人（元当研究所委嘱調查員）の各氏から貴重な協力を得ることができた。

なお，本研究では京都大学経済研究所森棟
公夫助教授のご好意によりロジット分析計算プログラムを利用させていただいた。ここに記して感謝する次第である。

## 第II章 研究の展望

近年個票による労働供給行動の横断面分析に関する研究結果がアメリカ合衆国で数多く報告されているが，労働供給研究の長い歴史のなかでは個票による分析が始められたのは比較的最近のことである。個票データ（micro data）が全国規模で開発されるようになったのは1960年代のことであり，研究に用いられるようになったのは1960年代末期になってからである。これらの個票データの代表的なものはUS Population Census（ $ ^{1}/_{1,000} $ サムプル）1960，1970．SEO（Survey of Economic Opportunity）1966，1967，NLS（National Longitudinal Survey of Labor Market and Educational Experiences）1965-1969. ISR - OED（Univ. of Michigan Institute for Social Research - Pane Study of Income Dynamics）1968-1972などである。これらの資料を活用した研究成果が数多くあらわれるようになったのは，1970年代に入ってからであり，したがって研究蓄積も充分ではなく，現状では未解明の問題もまだ数多く残されている。

一方，わが国の状況を顧みると，労働供給分析にあるていど利用できる個票の原資料はいくつか存在してはいるが，これまで，それらはほとんど研究者の使用に供せられてこなかった。それらの資料には例えば『就業構造基本調査』，『家計調査』，『全国消費実態調査』などがある。これらの調査資料は，もともと労働供給分析のために設計されたものではないから必要な清報を充分揃えたものではなく，各々厳しい限界がある。しかしながら一定の限度内での分析資料としての利用価値は高い。われわれの研究は，『就業構造基本調査』の個票としての属性を充分に活用して家計の就業行動の特性を明らかにしようというわが国ではほとんど初めての試みである。個票による分析には，理論的にも，また計測方法にも未解決の問題が残されているだけでなく，そうした目的のために設計されたものではないわが国の調査資料を適用しようというわれわれの研究は，必然的に試行的性格のものとならざるを得ない。

このようなわれわれの試みを位置づけるために，分析を進めるに先立って，個票による横断面分析の研究をつうじてこれまでに何が明らかにされており，どのような問題が残されているかを展望しておくことが有意義であろう。まず研究の系譜を整理し，その上で個票による分析の結果を紹介しよう。

## 1 研究の系譜

現代の労働供給研究の端緒は，Douglas（1934）Schoenberg and Douglas（1937）の古典的業績に求められる。Douglasは，アメリカ合衆国における性・年齢階層別有業率と賃金との関係を都市別平均値のデータによって観測し，中年女子の有業率が男子年収と負相関をもつことをはじめいくつかの傾向を発見した。Douglasの発見は，妻の就業が夫の収入の多寡に依存するという形で，就業の意志決定が個人単位ではなく家計単位で行われることを示唆したものといえる。女子就業に見られるこのような傾向は，Long（1958）が行ったより包括的かつ詳細たデータの観察をつうじて追認された。即ち，都市平均値データでなく，世帯主所得階級別データを用いると，妻の労働力率と夫の所得の負相関関係はより系統的に看取されたのである。同様の傾向は，有沢（1956）によって，わが国のデータについても確認されている。すなわち，『家計調査（1954）』の特別集計を用いて，世帯有業人員が世帯主収入に負相関することを示したのである。また，Long（1958）は労働力の時系列的変動や趨勢についても詳細な観察を行っており，とりわけ失業と労働力率変動の関係や女子労働力率の趨勢的上昇についての考察は，後の研究発展にとって重要な論点を提供することになったことも併記しておくべきだろう。なお，わが国では佐々木（1957）による先駆的考察がある。
さて，以上の先駆的な統計的観察をつうじて，次の2点がいわば経験法則として広く承認されるに至った。すなわち，(1)就業の意志決定は個人を単位とするのではなく，家計内の構成員の相互依存関係をつうじて，家計を単位として行われること，ならびに(2)世帯主以外の家計構成員（とくに妻）の就業は夫（世帯主）の収入の多寡に依存し，夫の収入が低いほど就業がふえるという負相関係のあることである。けれども，上記の先駆的研究は，そうした現象をつくり出す背後のメカニズムについて暗示的にはともかく，明示的には理論的分析は行わなかった。

このような観察事実を，明示的に主体均衡理論による経済分析の枠組にのせて，家計における就業意志決定の理論的解明を試みたのが，Mincer（1962）である。Mincerは，所得－余暇選好場における家計主体の最適選択の図式を適用して，既婚女子就業行動の理論的解明ならびに数量的分析を行った。1950年合衆国『Population Census』標準都市区別再集計データを用いた。横断面回帰分析の結果，既婚女子の就業（労働力率）は男子世帯主収入に対して負の反応（弾性値で-0.83）女戸フルタイム賃金に対して正の反応（弾性値で1.50）を示すことが確認された。このようなMincerの研究は，理論枠組ならびに数量分析の両面において，後の研究のための基本的な礎石となった。なおMincerは『Family Income and Expenditure Survey』や『Population Census』の再集計データを用いて，恒常所得仮説にもとづく労働供給理論を発展させており，横断面分析における妻の就業と夫の所得との負相関は，実は妻が夫の所得の一時的（transitory）変動に敏感に反応することから主として生じていると結論している。後者の論点は時系列分析との接合を意図したものであるが，その面に関しては，その後の研究においても充分に説得的な解明は行なわれていない。

Mincer（1962）の研究はその後の研究発展にとって基本的な準拠枠組を提供することになったが，この枠組に沿いつつ多くの資料を駆使して一層体系的包括的に計測結果を蓄積した主要な業積としてCain（1966）ならびにBowen and Finegan（1967，1969）を挙げることができる。Cainは1950年及び1960年の『Population Census』の都市区別データ， $ ^{1}/_{1,000} $ 標本，ならびに小規模な個票データなどを用いて労働供給関数の綿密な推計を行ったが，その結果は概ねMincerの計測結果に類似している。Mincerと異る点は黒人の既婚女子についても観測を行い，就業行動における白人との相異を見出している点である。Bowen and Fineganはこのような比較を一層おし進め，『Population Census（1940，1950，1960年）の集計データ，同 $ ^{1}/_{1,000} $ 標本（1960年）ならびに『Labor Force Survey』等を使って，性・年令階層・家族における地位別グループ別の横断面分析を行っている。この点でわれわれの研究関心にきわめて近い。ただし，供給関数の計測にはもっぱら標準都市区別再集計データが使われ。 $ ^{1}/_{1,000} $ 標本の個票の情報は計測データの修正のみに用いられている，したがって，われわれの計測結果と直接対応するものではない。いずれにせよBowen and Fineganの分析は，個票を使わない労働供給関数の計測作業としてはもっととも包括的な分析結果を提供するものである。実際その計測結果はこれ以降の多くの研究の参照例となっている。なおBowen and Fineganの研究の主要な関心事のひとつは，失業と労働力率との関係である。この両者には概ね負の関係が見出され，高失業時または地域における「潜在失業」（hidden unemployment）の存在が示唆される。この点は，同研究が試みている時系列分析の関心事でもあり，マクロ経済運営に関する彼等の政策意識にかかわる点である。

集計データによる労働供給関数の計測はBowen and Finegan（1969）においてひとつの頂点に達したといえる。厖大な計測結果は体系的な観測事実としてそれ自体有用な参考となる。わが国においても，『国勢調査』の集計データを用いたこの種の研究が蓄積されつつあ
る。大淵（1968），梅谷（1972），西川・有明（1974），西川・樋口（1979）などは県別集計データを使って，年令階層別に女子の就業行動パターンを明らかにしている。

けれども，集計データによる労働供給関数の計測はいくつかの重大な制約を免れることができない。それらは(1)地区（県，都市）など集計単位毎に平均値をとるため，集計単位内の分散が相殺され，平均値の集計単位間の分散が小さくなり，推定パラメターが不安定になりがちである。(2)家計所得や賃金などもともと相関のある変数が集計によってきわめて高い相関をもつようになり，多重共線性が発生する。(3)家計の属性別類型や家族上の地位別に標本を区別し，コントロールすることが難しい，などの制約である。

これらの制約のために，たとえば，上記のわが国の『国勢調査』の県別集計データを使った分析では，女子の労働力率に及ぼす家計所得の効果を女子賃金率の効果と独立に検出することがほとんど不可能となっている。また，家計所得の代りに男子賃金をとっても，これは県別データでは女子賃金と高い相関をもつために，やはり独立の効果を測定し難い。男子賃金のみを用いれば期待に近い負相関が観測されるが，主体均衡図式の適用という観点から見ればそうした特定化は著しい後退といわざるを得ない。

また，そのような妥協によって本来系統的な影響をもつ説明変数を除去した結果，当然パラメター推定値にはバイアスが含まれることになるが，それがどれほどのものか確定することが難しければ得られた推定値そのものの意味が判然としないことになる。

上記のアメリカの研究では，同じ『Population Census』ではあっても都市区別特別集計や $ ^{1}/_{1,000} $ 標本の再集計データを用いており，これらの欠陥はかなり回避されている。とりわけ，有配偶中年女子のように，家計所得（もしくは世帯主所得）の負の効果や女子賃金率の正の効果が比較的顯著でかつ安定しているグループについては，いずれの研究でも，比較的期待されたようなパラメター推定値が得られている。けれども，高年者や若年者になると所得も賃金効果もきわめて不安定になる（Bowen and Finegan 1969）。個票の層化再集計では明瞭な規則的関係が見出せるのであるから，こうした不安定性はこれらのグループに固有のものというよりは集計によるものと推察される。そして，よしんば安定的なパラメターが推定されたとしても充分にコントロールされていない集計データの場合には，その推定値には識別不能な多くのバイアスが混入している危険があり，果して理論概念（theoretical construct）に正しく対応する計測値（measurement）であるかどうかにはなお疑問が残されることになる。

集計データによる労働供給関数の計測には以上のような難点があり，これらの難点を回避するために個票による分析が志向されることになる。個票による分析を進めるには，しかしながら，個票データの作成，(2)実証分析理論の適切な特定化，(3)計測方法の開発，などが必要である。前述のように，アメリカにおいては，1960年代から1970年代にかけて(1)分析目的に合せた個票データが開発され，1970年代の研究活動をつうじて(2)及び(3)が進行中であるといえよう。わが国の場合には，不充分ながらあるていど利用できる個票データが存在したが，(2)および(3)はこれまでほとんど進められてこなかった。ただし，ひとつの卓抜した例外として小尾（1969a，b），Obi（1980）による一連の研究がある。これは個票の特性を活用して充分にコントロールした再集計データを用い，(2)ならびに(3)を同時に達成しつつある試みといえるが，この研究については後にふれる。

アメリカ合衆国における個票による横断面分析発展の系譜は便宜的に1970年代の前半と後半のふたつの段階に大まかに分けることができるように思われる。第一の段階は，踵を接して開発された個票データを用いて計測結果が蓄積されるとともに，計測上の変数の特定化について多くの工夫が試みられた段階である。労働供給関数は，まがりなりにも一応主体均衡理論をふ
まえて構想されたが，その特定化に際してはとりあえず線型が選ばれた。従属変数すなわち労働供給の尺度としては労働時間が採択され，代替効果と所得効果の推計値に最大の関心が払われた。このことは，新古典派の主体均衡理論にもとづいて労働供給関数を特定化したことの必然的な帰結ともいえるが，このような特定化による計測が急がれた背景として，1960年代後半前後における負の所得税に対する社会的関心の高まりに注目する必要があろう。負の所得税が労働供給に及ぼす影響は，負の所得税算定の2大要素である最低保障所得（Guarantee）と潜在税率（Implicit Tax）をつうじて推量されるが，これらは各々労働供給関数における所得効果と代替効果に対応するのである。また，負の所得税の経済的影響に対する政策的関心は，そうした税制変更が人々の労働投入量（マンアワー）を減らすことになるかどうかにあるから，労働供給の基本的尺度としては時間がとられることになる。さらに，関心は一国経済の主要な労働力階層である男子壮年層に主として向けられたが，この階層は労働力率そのものは高く安定しているから，関心は必然的に時間の側面に向けられるようになった。そしてそのような関心事に対応する信頼できる推計値が確認されるまで多くの計測が蓄積される必要があったのである。このような背景の下で，1970年代前半を中心として行われた多くの研究の結果，線型の労働供給関数の推計に関する限り，計測上の変数の特定化に関するメニューやそれらに基づく計測結果は，それなりに出揃った。それと同時に残された問題の所在もまたある程度明らかにされたといえる。

この第1段階に属する目ばしい分析例としては以下のような研究を挙げることができよう。Rosen and Welch（1971）は『Population Census（1960年）』¹/¹,000標本を用いて労働供給時間（あるいは週数）に対する賃金効果，所得効果を推計した先駆的作業である。Hall（1973），Hill（1973），Boskin（1973），Greenberg and Kosters（1973），Garfinkel（1973），Fleisher，Parsons and Porter（1973）らの分析作業報告はCain and Watts（1973）に収録されており，第1段階における研究蓄積の中核を形成している。上記のうち，Hallは労働供給分析における賃金ならびに所得変数の計測上の特定化について測定誤差によるバイアスを避けるため，賃金ならびに所得関数によって推計する方法を採用した。Garfinkelは非勤労所得の特定化について詳細な吟味を行っている。Greenberg and KostersとFleisherらは，それぞれ異った見地から資産のもつ効果について吟味をし，BoskinはHallの特定化に依拠しつつ，従属変数には就業-非就業の不連続的選択と労働時間の連続的選択との組合せを用いることを勧めている。SEOデータなどの変数に含まれる測定誤差の処理についてはさらにAigner（1974）も方法論上の検討を加えている。またDa Vanzo, De Tray and Greenberg（1976）の研究は，変数の特定化のあり方や標本の選定のしかたにおける微妙な相違によって，供給関数のパラメター推定値は大きく変るというきわめて興味深い分析結果を明らかにした。そして，これらの研究が問題にした従属変数ならびに独立変数の特定化のあり方や所得効果，代替効果の推計，負の所得税の効果予測など，諸々の関心事を網羅した体系的分析が，Masters and Garfinkelによって行われた。これはいわば先行する分析の集大成であって，第1段階における研究の頂点ともいえる。さらに，負の所得税の社会実験対象者のデータ（Experimental Data）を用いた供給関数の体系的な分析（Keeley，Robins，Spiegelman and West 1978）も報告されていることを付言しておこう。

以上が第1段階における目ばしい研究のあらましである。これらの研究をつうじて労働供給関数計測をめぐるいくつかの特定化のあり方の長所や短所が明らかにされ，また多くの計測結果が提示された。それらの結果は，負の所得税をめぐる政策関心を背景として行われた線型供給関数のいわば叙述的（descriptive）分析の成
果としてそれなりにまとまった情報を提供しており，個票による横断面分析のひとつの重要な里程標（milestone）を形づくっていることは否定できない。われわれの研究が比較を意図するのも主としてこの段階における分析の枠組であり，また計測結果である。それゆえ，次節においてその内容をやや詳しく整理することとしたい。その前に第二段階の研究発展に簡単にふれておこう。

第1段階における研究成果は，たしかに一定の到達点を示してはいるが，同時に多くの未解決の問題の所在をも明らかにした。1970年代の後半には多くの研究が，それらの問題の解決を志向して，多様な展開を見せている。第五段階とは異なってこれらの研究の関心は多くの問題点をめぐって拡散しており，必ずしもひとつのまとまった流れとはなっていない。これを第2段階と総称し，以下次の3つの主要な問題領域に沿って研究発展の流れを簡単にあとづけてみよう。

## (1) 指定労働時間などの制度的問題

就業選択は多くの場合，雇主側の管理上の理由や技術的理由による一定の指定労働時間の下でなされるから，それは就業が非就業かの二者択一的な不連続な選択となることが多い。第1段階までにおける多くの研究は，年間労働時間を用いることなどによって，指定労働時間のもつ不連続的効果を緩和し，連続的変数の最適選択図式を適用したが，第2段階では，指定労働時間の問題を明示的に捉えようという研究が行われるようになった。その初期的な分析はBoskin（1973）による就業・非就業選択と就業者の労働時間選択の組合せの工夫などによって試みられ，Masters Garfinkel（1977）では，ダミー従属変数による就業・非就業分析が多くの人口階層について行われている。これらの研究は，不連続型従属変数のモデルに回帰分析手法を用いており，後述（III章）するような方法上の難点がある。この問題を回避するために，Gunderson（1977）は，便宜的方法によるロジット分析を適用し，Keeley et. al.（1978），Stephenson et. al.（1979）は，トービット（Tobit）分析をそして，Nakamura et. al.（1979）はBoskin（1973）の方法を踏襲しつつ，プロビット分析によってその欠点を補っている。さらに，Gramm（1973）は判別分析を利用し，またHeckman（1974）は潜在価格の考え方を応用して，不連続的選択の問題に取り組んでいる。これらは就業選択の不連続性に対する分析方法の対応といえるが，King（1978）は産業別就業データを用いて女子就業の趨勢的増大は，指定時間が多様ないし非固定的な産業が増大してきたことに大きく帰因するという分析を行っており，指定時間と供給行動との関係について興味ある論点を提起している。

## (2) 家計行動の問題

従来の就業行動の研究では，家計の所得余暇選好を前提として家計員個々人の就業と余暇の間の選択が分析されるにとどまっていたが，第2段階に入ると，就業と余暇という選択図式ではなく，就業家事－余暇という時間配分のより厳密な図式が問題とされ，さらに家計行動の意思決定における諸活動間の相互依存関係やライフ・サイクル過程における家計行動パターンなどに関心が寄せられるようになった。主婦の就業－家事－余暇という3方向の選択の問題については，Gronau（1973，1977），Heckman（1974），Gramm（1975），Wales and Woodland（1977）らが取り組んでおり，また，労働供給と子供をもつことの相互依存関係については，Cain and Dooley（1976）をはじめいくつかの研究成果がみられる。また，ライフ・サイクル過程の分析にはSmith（1977）がある。

## (3) 变数測定ならびに関数型等の問題

Da Vanzo et. al. (1976)が明らかにしたように，労働供給関数のパラメター推定結果は，採用された変数の概念上ならびに測定上のわずかな偏りによって大きく左右される。たとえば，賃金変数を例にとっても，税率をどのように賃金率概念の上で考慮するか，そ
して測定するかによって結果は変わってくる。Wales（1973）, Rosen（1976）, Wales and Woodland（1979）などはこの問題を吟味している。また，労働供給関数は，家計の所得－余暇選好にもとづくものであるが，一定の選好場を前提とした場合，どのような関数型が適切であるのかについては，消費関数の分野などと違ってこれまで充分に吟味されてこなかったが，Ashenfelter and Heckman（1974）やDickinson（1976）はこうした理論的問題に取り組んでいる。

### 2. 個票による横断面分析の展望

以上のような研究系譜の流れのなかで，第一段階と総称した研究成果を中心に，その内容を以下整理しよう。われわれの研究は，これらの研究と同様の方法論にもとづいてわが国の家計における就業行動のパターンを明らかにし，比較検討を加えることを目的としている。したがって，以下の展望はこれらの研究が依拠している分析の枠組ならびに主要な分析結果の両面について行うこととする。

## A 分析の枠組

まず第1に分析の理論的基礎は，新古典派の主体均衡理論におかれている。その理論枠組を明示的にふまえたものも，そうでないものもあるが，そうでないものでも主体均衡図式が一応共通の基礎となっていると考えられる。この場合，就業に関する意志決定の主体はDouglas（1934）以来の経験的知識の蓄積にもとづき，家計とみなされる。主体均衡図式にしたがえば，家計主体は固有の所得－余暇選好場にもとづき，所与の賃金率と所得の下で最適な労働供給量を決定することになる。家計は家計員から成り立っているから，家計を意思決定の主体と見なすということは，ある家計員の就業に関する意思決定が他の家計員の就業選択と無関係ではないということである。したがって，各家計員の労働供給関数には他の家計員の就業条件（賃金率）が独立変数として含まれる。また新古典派理論では，労働サービスの供給量はマン・アワー単位で定義されるから，家計主体は最適労働供給時間を選択するという図式が設定される。以上は，労働供給分析の理論的骨子であるが，研究の多くは必ずしも主体均衡図式に沿って厳密に労働供給関数を導いているわけではない $ ^{1} $ 。所得－余暇選好場，すなわち効用関数を特定化せずに適当な形をしているものと仮定し，線型の労働供給関数を設定する例が大部分である $ ^{2} $ 。

なお，分析の対象はおそらく前述のような政策的関心を背景として，大半は壮年男子層であり，その他の性，年令階層についての分折は比較的わずかである。

第2に従属変数としての労働供給指標について見よう。従属変数は連続的な労働供給時間と不連続的な就業（1）非就業（0）変数に大別される。

連続的な労働供給時間変数は，連続的変数の最適値選択を前提とする新古典派の主体均衡埋論が要請するものであるが，この変数については少くとも以下の3つの問題がある。第1は，指定労働時間は主体最適労働供給時間と必ずしも一致しないということである。多くの研究は事実上の時間調整の余地が大きい年間労働時間を採用して，この欠点を回避しようとしている。第2は，就業時間は労働供給指標としては不充分であるという点である。この問題は，職さがしや失業期間を加算した労働供給時間指標を用いることで回避される（Master - Garfinkel 1977）。第3は無業者を分析対象に含めるべきかどうかの問題である。アメリカの多くの研究は壮年男子を分析対象としており，無業者は異常な例外として除いているが，女子，若年，老年者など
を考慮する場合には，そうした単純化は危険である。しかし，なお無業者を就業時間タームでゼロと見なすことが適当かどうかの問題が残る $ ^{3} $ 。

就業 - 非就業の択一的変数は，就業選択の不連続性を考慮して用いられる指標である。この指標は連続的労働時間指標のもつ難点を回避するが，なお問題点は残る。そのひとつは，不連続選択は家事労働やフルタイムとパートタイムを区別する複雑な選択である場合が少くないことで，その問題は最近の研究課題となっている。いまひとつは，回帰分析は必ずしも適当ではないことであるが，この問題についても方法的開発が進められている。第3に独立変数についてコメントする。主体均衡理論から導かれる重要な変数は家計所得と賃金率である。そのほかに，家事負担を代理する子供の有無，資産，学歴，職業，産業，など労働供給に対して系統的な影響をもつと思われる変数群が考慮される。

家計所得については，多様な非勤労所得の内容を明らかにするSEO，NLS-OEOなどの資料が開発されており，所得効果の詳細な吟味を可能にしている。一方，賃金率変数の問題点は，回答された賃金率データには誤差が多く含まれるということである。このために，分析結果にはバイアスが混入するおそれが強いので，労働者の属性変数にもとづいて安定的な市場賃金率を推計する方法が広く採用されている（Hall 1973）。この方法には無業者についても推計賃金率を想定しうるという利点もある。われわれの用いる『就業構造基本調査』には賃金率データは収録されていないので，後述するように，本研究では『賃金構造基本調査』を用いて性，年令，学歴，地域別の賃金階級値から賃金率を推計する。この方法はやや粗いとはいえ，Hall（1973）などの方法と共通するものといえる。

## B 結果の概要および問題点

さて主要な研究の計測結果について展望しよう。表II-1, II-2はそれぞれ男子と女子における所得ならびに代替弾性値の推計値を代表的な研究例にもとづいて示したものであり，また表II-3は性年令階層，配偶関係別の測定結果をMasters-Garfinkel（1977）から引用したものである。

表II-1は，壮年男子に関する計測結果である。分析対象は研究例によって，壮年男子全体，既婚男子あるいは有配偶の夫など若干異なる。用いられた資料はSEO 1967，CPS 1967，ISR - OEO 1972など，1960年代後半以降に開発された個票データである。

表II-1 アメリカにおける分析事例 - 壮年男子

研究者名	資料	対象	所得弾性値ηy	代替弾性値ηs
Bowen - Finegan	1960 CensusのSMSA集計	25 - 54歳の男子	- 0.25	0.26
Ashenfelter - Heckman	1967 SEO	25 - 64歳の夫	- 0.34	0.12
Cohen - Rea - Lerman	1967 CPS	22 - 54歳の男子	- 0.04から - 0.13	負
Greenberg - Kosters	1967 SEO	62歳未満の既婚男子	- 0.21から - 0.43	0.02から0.20
Masters - Garfinkel	1967 SEO 1972ISP - OEO	25 - 54歳の既婚男子	- 0.06から - 0.12	負から0.06
資料：Bowen - Finegan (1969), Ashenfelter Heckman (1973), Cohen - Rea - Lerman (1970), Greenberg - Kosters (1973), Masters - Garfinkel (1977)
注：Bowen - Fineganの弾性値はMasters - Garfinkel (1977)で再計算されたもの。

注）3）Boskin（1973）は，この問題を2段階分析の組合せによって処理している。第1段階は無業者をも対象に含めた就業選択確率の分析であり，第2段階は就業者の時間分析である。
表Ⅱ - 2 アメリカにおける分析事例 - 女子

研究者名	資料	対象	所得弾性値ηy	代替弾性値ηs
Cain	1960 CensusのSMSA集計	既婚女子(全年令)	-0.3から-0.8	0.5から1.0
Bowen-Finegan	1960 CensusのSMSA集計	既婚女子(全年令)	-0.4から-2.8	0.4
Ashenfelter-Heckman	1960 CensusのSMSA集計	既婚女子(全年令)	-0.28	1.2
Hall	1967 SEO	21-59歳の妻	-2.5(白人)	2.1(白人)
-0.26(黒人)	1.4(黒人)
Boskin	1967 SEO	21-59歳の妻	-0.06(白人)	0.12(白人)
-0.07(黒人)	0.58(黒人)
Kalachek-Raines	1966 CPS	低所得階層の21-64歳の女子	-0.41から-0.75	0.76から0.84(白人)
Masters-Garfinkel	1967 SEO	25-54歳の既婚女子	-0.43から-0.50	0.14から0.28(黒人)
1972 ISR-OEO	0.49から0.51

資料：Cain（1966），Hall（1973），Boskin（1973），Kalachek－Raines（1970），それ以外は表II－1，の資料と同じ。

注：表Ⅱ-1の注と同じ。

なお，Bowen - Fineganの計測結果だけはセンサスの標準都市統計区（SMSA）別の集計データによるもので，参考として掲げてある。

表Ⅱ - 2 は，女子に関する計測結果であり，大都分は既婚女子ないし有配偶の妻を対象としている。分析資料は男子の場合と同様である。

これらの計測結果からは次のような特徴点を見出すことができる。

(1) 推計値の符号はおおむね理論的期待通りであって，所得弾性は負値，代替弾性は正值をとるが，男子の代替弾性の一部は期待を満していない。

(2) 女子の所得弾性は男子にくらべより大きな絶対値を示す。これは女子の供給行動における負の所得効果が男子にくらべてより顕著であることを意味する。またこのことが男子にくらべ女子の代替効果をより大きくする一因ともなっている。

(3) 推計値のちらばりが，同様の分析対象や資料を用いているにもかかわらず異った研究結果の間ではすこぶる大きい。また同一の研究でも推計値のちらばりは相当に大きく，推計値の信頼できる範囲もしくは水準を確定することは必ずしも容易でない。この点はさらに後述する。

次に，表Ⅱ－3に掲げたMasters Garfinkel（1977）の測定結果の要点を見る。同研究はSEOならびにIRS－OEOの個票データを用いて，性年令階層，配偶関係などの別に包括的な計測を行っており，また，労働供給関数の従属変数として年間供給時間のほかに，就業－非就業選択をあらわすダミー変数を用いている。したがって，その分析結果は，われわれの分析の比較対象としてきわめて有用である。

計測結果について次のような特徴を指摘できよう。

(1) 推計値の符号は大略理論的期待を満しているが，しかし詳細に見ると，既婚女子以外のグループでは期待を満さない例も少くない。たとえば，既婚男子の「その他世帯員所得」の符号は負が期待されるが，正の推計値が多い。また，若年独身男女の場合の世帯主所得の符号は4つのうち3つが期待に反して正である。

(2) 既婚男子については，60歳台後半には負の所得（非勤労所得NEY）効果が強まるが，それ以前の年令層では弱く，顕著な傾向はない。「その他家計員所得」で測った
表Ⅱ-3 アメリカの研究事例-性，年令，配偶者関係別計測結果

年 令	資 料	分析法	所得弹性值ηy	賃金弹性值ηw	代替弹性值ηs
(非勤労所 得)	(他の家計員所得)	(推計賃金)
既婚男子	25-54	SEO	時間1-0	-0.07-0.04	0.010.00	0.040.01	0.100.04
ISR·OEO	時間1-0	-0.17-0.23	-0.15-0.05	0.00-0.01	0.130.17
55-61	SEO	時間1-0	-0.12-0.11	0.010.01	0.090.09
63-64	SEO	時間1-0	-0.10-0.10
66-71	SEO	時間1-0	-0.30-0.40
73以上	SEO	時間1-0	-0.26-0.33
(非勤労所 得)	(世帯主所得)	(推計賃金)
既婚女子	25-54	SEO	時間1-0	-0.29-0.25	-0.43-0.33	0.430.30	0.490.34
ISR·OEO	時間1-0	-0.74-0.41	-0.50-0.28	0.430.38	0.510.42
55-61	SEO	時間1-0	-0.67-0.58	-0.36-0.27	0.360.18	0.410.22
独身男子	20-24	SEO	時間1-0	-0.02-0.01	-0.030.02	0.250.24	0.260.25
独身女子	20-24	SEO	時間1-0	-0.02-0.02	0.020.02	0.290.21	0.290.21

資料：Masters and Garfinkel（1977）pp.66，129，136，181-184，194-199，205

注：(1)分析法表記の「時間」は労働時間を従属変数とするモデル，「1 - 0」は就業＝1，非就業＝0のダミー変数を従属変数とするモデルである。

(2)男子25 - 54歳層の時間は年間就業時間であり，他のグループの時間はすべて年間労働供給時間，すなわち，就業時間＋職さがし時間である。

(3)男子55歳以上の結果はすべて年金ダミーの入った労働供給関数から得られたものである。

(4)壮年男子の代替弾性値は，賃金弾性に推計賃金データを用いて算出したもの，それ以外の代替弾性値は所得弾性に世帯主所得データを用いて算出したもの。

(5)独身男，女は非在学の男，女である。

所得効果は一層弱く不安定である。賃金効果も微小で不安定である。

(3) 既婚女子の結果は，理論的期待通りで，所得，賃金，代替弾性の絶対値は大きい。また，就業（1）非就業（0）ダミーモデルよりも時間モデルの方が各弾性値の絶対値がやや大きい傾向が認められ

る。

(4) 若年独身男女は所得効果がきわめて弱く不安定である。

以上，1970年代の第1段階に属する研究の内容を展望したが，最後にこれらの研究における2つの主要な問題領域を指摘しておこう。
(1) 計測結果の不安定性。表II-1,2,3で紹介した計測結果に共通する特徴のひとつは同じ分析資料を用い，同様な対象を分析しているにもかかわらず，計測結果が研究によって著しく異るということである。また。同一の研究でも変数などの特定化の微妙な相違によって結果が大きく異ることが少くない。Da Vanzo and Others（1976）は，分析結果のこのような不安定性もしくは大きなちらばりが果して系統的な原因によるものかどうかを分析した。彼等は変数の特定化のしかた（例えば，回答賃金と推計賃金など），労働供給関数の特定化の形，標本の選定範囲などを通常行われている範囲内で変更しつつ多様な組合せで試算を行ったが，その結果，推計値はその大きさのみならず，符号条件さえも満足するものとしないものが相半ばするほど大きな範囲にちらばる不安定なものとなることがわかった。そうしたちらばりは特定化のしかたに応じてあるていど系統的な側面もあるが，その原因は充分に究明され得なかった。したがってDa Vanzoらは，理論的期待と計測結果が一致するのは真の関係が見出されたという場合もあるが，変数などの特定化のしかたに大きく依存する場合が多いと警告している。個票データは分析者が捕捉しきれない多くの側面で複雑に分散しており，単純なモデルによって充分に安定的な信煩できる関係を確認することは容易ではない。これまでのところ，この問題についての決定的な解決策はなく，Da Vanzoらの言うように特定化の無数の組合せのなかからいかに適切なものを見付けるかに成否は大きくかかっているという現状である。われわれの研究の場合，そうした一般的困難さに加えて，『就業構造基本調査』は労働供給分析に必要な労働時間，賃金，収入の内訳などの清報が不足もしくは欠けており，変数の許容できる特定化を行うことすら

も必ずしも容易でない。したがって計測結果の不安定性は一層甚しくなるものと予想される。

(2) 労働供給分析理論の不備，指定労働時間が支配的な現代の産業社会では，多くの場合，就業選択は一定の時間と労働条件の下での諾否を問う二者択一選択とならざるを得ない。そこでは，連続的労働時間の最適値選択モデルは，選択行動の適切な記述とならない。しかしながらこれまでのところ不連続型選択の分析理論は充分に開発されていない。さらに言うなら，主体均衡図式を前提とする以上，効用関数の測定結果から労働供給関数を導出するのが本来の筋道であって，効用関数の特定化を不問にして労働供給関数を測定しても，厳密に言えば主体均衡の構造をふまえたことにはならない。供給関数だけの測定結果からは構造変動があったときの供給主体の反応を推測することはできない $ ^{4} $ 。上記の測定結果の不安定性の本質的な原因のひとつはこのような理論上の不備に密接にかかわっているものと思われる。最近，Dickinson（1976）などに見られるように，効用関数の特定化を基礎として労働供給関数を導出しようという関心が芽生えてきているが，この方法は小尾（1969a，b）によって早くから進められており，その完成が待たれている。

## 第Ⅲ章 分析の枠組

本章では，『就業構造基本調査』の個票データを用いて，家計の就業行動を解明してゆく上での，分析の枠組を提示する。まず，われわれの分析が依拠する基本的な理論枠組について，整理した上で，分析の枠組と方法，すなわち，標本グループ編成，労働供給関数ならびに主要な変数の特定化などについて概説し，最後に分析資料に即して変数などの具体的な特定化を説明する。
## 1 理論モデル

われわれの分析は基本的には家計主体の最適選択行動を前提とする主体均衡理論にもとづいて進められる。新古典派の伝統的な労働供給分析の理論は，所得と余暇の選好場におけるそれらの最適な組合せを選択するという図式に即して展開されている。そこでは，余暇と逆の関係にある労働供給は労働供給時間を尺度として記述される。したがって家計が一定の制約下で所得と余暇の最適な組合せを選択することはとりもなおさず最適な労働供給時間を選択することを意味することになる。しかしながら，就業に関する選択は多くの場合，就業するか否かの二者択一的な選択であり，就業する場合には労働時間は雇主側の条件や仕事の内容によって決められるのがふつうである。いいかえれば供給者の好む就労時間を主体的に選択できる余地は現実には少ない。このように見ると，基本的にはあくまで主体均衡理論に依拠するとはいえ，就業行動のより具体的な分析図式としては最適な労働時間の選択と就業-非就業という二者択一的選択との二通りの図式が考えられることになる。換言すれば，供給関数の従属変数に連続的変数を用いるか，不連続変数を使うかという違いといってもよい。

分析理論の特定化におけるこれら二通りの考え方については，前章の展望でも明らかにしたように，これまでの研究をつうじて検討が加えられてきた。その結果，労働時間という連続変数における最適値の選択を想定する新古典派の分析図式にはいくつかの難点があることが明らかとなり，就業行動における二者択一的選択を分析枠組に明示的に組みこむことの必要性が指摘されている。就業選択が不連続的性格をもち，また労働力率が人員タームで測定される以上，実証分析理論としての労働供給理論はたしかに不連続的選択を明示的に考慮できることが望ましい。しかしながら，前章で展望したように，そうした理論の開発は現在手がけられたばかりであって，まだ体系的に完成されてはいない。新古典派の伝統的図式の欠点は明らかであるが，それに代るより適切な総合的ないし統一的な実証分析理論は開発途上にある。したがって，われわれは，これら二通りの分析図式を併用して労働供給関数の計測を進めることにする。

## 2 最適時間選択モデルと就業非就業選択モデル

## A 最適時間選択のモデル

まず，伝統的な新古典派のモデルである連続的労働時間の最適選択のモデルの骨格を示そう。

家計が余暇と市場財に関して次のような効用関数をもっていると考える。この関数は2次微分まで可能な適当な形をしているものとするが，ここではそれを特定化せずに一般型であらわしておく。

$$ u=u\left(L_{i},\;X_{i}\right)\quad i=1,\;\ldots,\;m;\;j=1,\;\ldots,\;n $$

ただし u ： 家計の効用指標

$ L_{i} $ ：各家計構成貝の余暇

$ X_{i} $ ：家計の購入する市場財

i ：各家計構成員をあらわす添字たとえば$i=h, s, o, h=$ 世帯主，$s:$ 配偶者，$o=$ その他の世帯員等々）

j：各市場財をあらわす添字

家計の予算制約もしくは収支均等条件は次式で与えられる。

$$ \sum_{j=1}^{n}PiX=\sum_{i=1}^{m}WiHi+I $$

ただし $ P_{j} $ ：各市場財の価格

$ W_{i} $ ：各家計構成員の賃金率

$ H_{i} $ ：各家計構成貝の労働時間

I ： 家計の非勤労所得

ここで各家計構成員にとって一定の総利用可能時間を $ T_{i} $ とすれば，次の関係がある。

$$ H_{i}=T_{i}-L_{i} $$

したがって(2)式は次のように書きかえられる。

$$ \sum_{j=1}^{n}P\mathbb{X}=\sum_{i=1}^{m}W_{i}\left(T_{i}-L_{i}\right)+I $$

ラグランジェ乗数を用いて効用極大の必要条件を求める。
$$ \begin{aligned}&\Phi=u\left(L,X\right)-\lambda\left[\sum_{j=1}^{n}P W_{i}\right.\\ &\left.\quad-\left\{\sum_{i=1}^{m}W_{i}(T_{i}-L_{i})+I\right\}\right]\\ &\left.\frac{\partial\Phi}{\partial L}=\frac{\partial u}{\partial L}-\mathcal{W}=0\right.\\ &\left.\frac{\partial\Phi}{\partial X}=\frac{\partial u}{\partial X}-\mathcal{P}=0\right.\\ &\left.\frac{\partial\Phi}{\partial\lambda}=-\left\{\sum_{j=1}^{n}P W_{i}-\sum_{i=1}^{m}W_{i}(T_{i}-L_{i})\atop-I\right.\right.\\ &\left.\left.\quad-I\right\}=0\right.\\ \end{aligned} $$

この一階の条件から求められる解は一般的に次のように示される。

$$ L_{i}=L_{i}\left(W_{1},\ldots\ldots,m,P_{1},\ldots\ldots n,I\right) $$

$$ X_{j}=X_{j}\left(W_{1},\ldots\ldots,m,P_{1},\ldots\ldots n,I\right) $$

$$ \lambda=\lambda\left(W_{1},\ \ldots\ldots,m,P_{1}\ ,\ \ldots\ldots n,I\right) $$

ここで，効用極大の2階の条件も満されるものと仮定する。

余暇需要と労働供給とは(3)式で示されるように，総利用可能時間 $ T_{i} $ を一定とすれば，反比例するから，(6)式から労働供給関数を得ることができる。すなわち，

$$ H_{i}=H_{i}\left(W_{1},\ \ldots\ldots,m,P_{1}\ ,\ \ldots\ldots n,I\right) $$

ここで，各市場財の価格 $ P_{j} $ は家計間で共通だから，横断面分析においては $ dP_{j}=0 $ にほかならない。したがって(9)式は(10)式のように単純化される。

$$ H_{i}=H_{i}\left(W_{1},\ldots\ldots,m,I\right) $$

これが家計における各家計構成員の労働供給関数の一般形である。

仮に，家計構成員として $ i=h,\ s,\ o $ の3種類を考えることにすれば，(10)式はより具体的に(11)式のように書くこともできる。

$$ \begin{aligned}&H_{h}=H_{h}\left(W_{h},W_{s},W_{o},I\right)\\&H_{s}=H_{s}\left(W_{h},W_{s},W_{o},I\right)\\&H_{o}=H_{o}\left(W_{h},W_{s},W_{o},I\right)\\ \end{aligned} $$

以上のように，伝統的な新古典派の主体均衡図式から導かれる労働供給関数においては，従属変数としての各家計構成員が選択する最適労働供給時間が，その家計員自身ならびに他の家計員の賃金率と家計の非勤労所得とによって決定されることになる。

この労働供給関数は就業行動を分析する上で重要な意味を含んでいる。それは伝統的な主体均衡理論が最適労働供給時間の賃金や非勤労所得に関する偏微係数の値に一定の理論的な制約を課すことによる。よく知られたスルツキー（Slutsky）方程式を用いてそれを示そう。

スルツキー方程式は，賃金率の変化が所得の変化をも伴う場合に，賃金率の変化による労働供給時間の変化（賃金効果）を，効用一定のまま賃金率のみが変化したことによる効果（代替効果）と所得のみの変化による効果（所得効果）とに分解する。すなわち，

$$ \frac{\partial H_{i}}{\partial W_{j}}=\frac{\partial H_{i}}{\partial W_{j}}\big|_{u- 定 }+H_{i}\frac{\partial H_{i}}{\partial I} $$

ただし，添字i,jは(11)式における添字h,s,oなどに相当する。(12)式における右辺第一項が代替効果であり，i=jの場合には本人の賃金率変化による代替効果， $ i\neq j $ の場合には他の家計員の賃金率変化が本人の労働供給に及ぼす交差代替効果をあらわす。これらの代替効果はそれぞれしばしば $ S_{ii} $ ， $ S_{ij} $ と表記される。

伝統的主体均衡理論は，これらの代替効果の値に関して次の理論的制約を与えている。

$$ S_{i i}>0 $$

$$ S_{ij}=S_{ji} $$

(13)式は本人の賃金率が上昇し同時にそのことによる効用水準上昇を相殺するような所得の引下げがあった場合には，当人は必ず労働供給時間を増やすということを意味し，(14)式は，たとえば夫と妻の関係を例にとれば，夫の賃金変化が妻の労働供給量に及ぼす代替効果は，妻の賃金率変化が夫の労働供給量に及ぼす代替効果に等しいということを意味する。また余暇が正常財であるとすれば，所得効果は負であることが期待される。すなわち，

$$ \partial H_{i}/\partial I<0 $$

このことから，賃金効果は代替効果と所得
図Ⅲ - 1 連続的労働供給時間の最適選択の図式

効果それぞれの大きさに応じて正，負いずれの値をもとりうることが明らかである。

なお(12)式であらわされた所得，賃金，代替効果の関係は図III－1のように図解することができる。

図は縦軸に余暇，横軸に所得をとった所得 - 余暇選好場をあらわす。 $ u_{1} $ ， $ u_{2} $ は効用示度をあらわす。ここで市場賃金率 $ w_{1} $ が $ w_{2} $ に上昇したとする。合理的な労働供給主体の最適選択点はAからBへ移るから，最適労働供給時間は $ T_{a} $ から $ T_{b} $ へ増加する。aからbへの労働供給時間の変化分（この場合は増加）が賃金効果である。

所得効果は同じ賃金率 $ w_{2} $ の下で効用示度の $ u_{1} $ から $ u_{2} $ への変化分に相当する所得変化があった場合の最適労働供給時間の変化分をあらわす。図上ではCからBへの移行であり，したがって，cからbへの労働時間の減少が所得効果に対応する。

代替効果は効用示度が $ u_{1} $ のままで，賃金率のみが $ w_{1} $ から $ w_{2} $ へ変化した場合の最適選択点の変化に対応する労働供給時間の変化であるから，それはaからcへの増加であらわされる。以上のようにこの図解によっても，賃金効果が代替効果と所得効果の合成であることが示される。

以上のような特性をもつ労働供給関数は，就業行動の分析用具として次のような有用性をもつ，すなわち，この理論モデルの観測資料に対する妥当性が認められるならば，この労働供給関数の測定結果は供給者の選好する労働時間の決定メカニズムを明らかにすることになる。たとえば，推定された賃金のパラメターは，供給主体が賃金格差，賃金変動あるいは勤労所得への課税などに応じてどれだけ労働供給量を変えるかを示し，また非勤労所得のパラメターは年金や社会保障給付，財産所得などの不労所得や，本人以外の家計員の所得の多寡や変化に応じて労働供給量がどれだけ異るかを予測するに役立つはずである。