Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
表 4 - A 前期（71Q2～73Q4）／後期（74Q1～81Q1）

時期
区分	労働市場需給指標	期待インフレ系列	計測結果
$ \alpha_{0} $	$ \beta_{1} $	$ \beta_{2} $	$ \overline{R}^{2} $	S	D.W
前
期	U	適応期待型
$ \lambda=0.6 $	13.380
(1.43)	-0.023
(-0.16)	0.941
(2.34)	0.452	1.763	0.44
部分合理型	12.556
(2.82)	-0.032
(-0.49)	0.842
(6.34)	0.847	0.932	1.37
意識調查型	2.210
(0.43)	0.138
(2.03)	0.459
(4.76)	0.759	1.168	2.17
V	適応期待型
$ \lambda=0.6 $	8.049
(10.59)	5.070
(8.29)	0.402
(3.72)	0.943	0.570	2.53
部分合理型	8.981
(11.78)	3.439
(3.45)	0.435
(3.43)	0.937	0.599	2.53
意識調查型	7.976
(5.58)	8.676
(3.63)	-0.223
(-1.04)	0.862	0.884	1.39
後
期	U	適応期待型
$ \lambda=0.6 $	-17.901
(-6.85)	0.383
(6.36)	0.979
(11.50)	0.956	1.962	1.19
部分合理型	-3.660
(-0.76)	0.017
(0.14)	1.561
(8.00)	0.922	2.600	1.07
意識調查型	0.837
(0.14)	-0.085
(-0.54)	1.514
(6.79)	0.902	2.905	1.55
V	適応期待型
$ \lambda=0.6 $	-8.304
(-7.16)	11.418
(6.78)	1.194
(19.30)	0.959	1.886	1.00
部分合理型	-2.853
(-1.77)	-0.360
(-0.13)	1.595
(13.55)	0.922	2.600	1.06
意識調查型	0.460
(0.26)	-6.692
(-2.01)	1.589
(12.88)	0.915	2.717	1.74

（注）1）賃金は，製造業定期給与時間賃率を採用。また計測式は表3-Aと同一。

2）1）の注記は，表4において共通。

表 4 - B 前期（71Q2～74Q4）／後期（75Q1～81Q1）

時期
区分	労働市場需給指標	期待インフレ系列	計測結果
$ \alpha_{0} $	$ \beta_{1} $	$ \beta_{2} $	$ \overline{R}^{2} $	S	D.W
前
期	U	適応期待型
$ \lambda=0.6 $	8.444
(1.42)	0.041
(0.55)	0.939
(14.10)	0.937	1.654	0.84
部分合理型	15.709
(2.39)	-0.096
(-1.15)	1.038
(12.28)	0.918	1.881	1.82
意識調查型	9.103
(0.98)	-0.002
(-0.01)	0.855
(8.67)	0.846	2.573	1.43
V	適応期待型
$ \lambda=0.6 $	7.269
(4.55)	3.075
(2.96)	0.978
(18.98)	0.962	1.273	1.41
部分合理型	10.835
(4.90)	-1.976
(-1.33)	1.058
(12.81)	0.921	1.850	1.59
意識調查型	13.791
(5.54)	-3.952
(-2.25)	0.888
(10.83)	0.892	2.159	2.21
後
期	U	適応期待型
$ \lambda=0.6 $	-10.255
(-1.26)	0.228
(1.27)	0.965
(8.43)	0.888	1.932	1.25
部分合理型	-7.632
(-0.64)	0.120
(0.44)	1.411
(5.48)	0.800	2.582	0.81
意識調查型	-11.923
(-0.96)	0.182
(0.61)	1.489
(4.78)	0.768	2.780	1.05
V	適応期待型
$ \lambda=0.6 $	-6.940
(-2.26)	10.411
(2.33)	1.099
(15.06)	0.904	1.791	1.12
部分合理型	-5.588
(-1.28)	4.799
(0.76)	1.510
(9.99)	0.803	2.560	0.77
意識調查型	-1.327
(-0.29)	-4.651
(-0.68)	1.651
(9.04)	0.769	2.775	1.07
表 4 - C 前期（71Q2～75Q4）／後期（76Q1～81Q1）

時期区分	労働市場需給指標	期待インフレ系列	計測結果
$ \alpha_{0} $	$ \beta_{1} $	$ \beta_{2} $	$ \overline{R}^{2} $	S	D.W
前期	U	適応期待型 $ \lambda=0.6 $	-15.117(-2.62)	0.340(4.79)	0.992(9.20)	0.822	2.925	1.23
部分合理型	-0.959(-0.18)	0.105(1.54)	1.146(8.53)	0.798	3.115	1.36
意識調查型	3.674(0.67)	0.055(0.75)	0.945(7.80)	0.767	3.347	1.57
V	適応期待型 $ \lambda=0.6 $	-0.375(-0.21)	8.295(4.39)	0.957(8.65)	0.804	3.073	0.85
部分合理型	4.913(1.71)	1.550(0.85)	1.124(8.02)	0.778	3.267	1.24
意識調查型	8.718(3.22)	-1.121(-0.58)	0.956(7.71)	0.764	3.370	1.59
後期	U	適応期待型 $ \lambda=0.6 $	-3.809(-1.91)	0.147(3.43)	0.584(13.99)	0.932	0.439	1.44
部分合理型	4.754(2.05)	-0.051(-0.97)	0.743(13.31)	0.925	0.459	1.10
意識調查型	-4.160(-0.63)	0.173(1.15)	0.423(2.14)	0.354	1.350	0.52
V	適応期待型 $ \lambda=0.6 $	1.763(1.49)	1.631(1.06)	0.654(12.50)	0.894	0.548	0.79
部分合理型	4.258(5.25)	-2.515(-2.28)	0.697(16.91)	0.939	0.415	1.28
意識調查型	7.121(2.94)	-6.130(-1.81)	0.570(3.69)	0.414	1.286	0.65

表4 - D 期待インフレ $ \left(\dot{P}^{e}\right) $ 係数値の期間別比較とF検定結果

期間区分	期待インフレ系列	失業率	有効求人倍率	F検定値
前 期	大小関係	後 期	前 期	大小関係	後 期	失業率	有効求人倍率
前期:～73Q4	適応期待型λ=0.6	0.941	<	0.979	0.402	<	1.194	4.57	18.02
後期:74Q1～	部分合理型意識調查型	0.842	<	1.561	0.435	<	1.595	4.65	12.29
0.459	<	1.514	-0.223	<	1.589	4.81	17.52
前期:～74Q4	適応期待型λ=0.6	0.939	<	0.965	0.978	<	1.099	5.96	19.66
後期:75Q1～	部分合理型意識調查型	1.038	<	1.411	1.058	<	1.510	4.11	11.44
0.855	<	1.489	0.888	<	1.651	3.57	14.05
前期:～75Q4	適応期待型λ=0.6	0.992	>	0.584	0.957	>	0.654	2.88	6.50
後期:76Q1～	部分合理型意識調查型	1.146	>	0.743	1.124	>	0.697	7.03	12.93
0.767	>	0.354	0.956	>	0.570	6.21	15.72
2つのケースとも共通である $ ^{20)} $ 。

1973年末，1974年末分割の両ケースについて前期と後期の間のパラメター格差の大きさを比較すると1973年末分割のケースが1974年末分割のケースよりも大きい。但し，F検定の結果では，両年とも1％水準で，有意な変化が起ったことを示しており，F値の大小から，両年の差は確認できない。また1975年末で分割したケースについても，概ね1％水準で有意な変化があったことを示しており，結論としては，1974～1975年に変化が起こったものと推定される。

しかしながら，ここで注目されるのは表4－Cに示される1975年末分割のケースでは前・後期のパラメター格差の方向が逆転しているということである。このことは大インフレの収束過程までは期待インフレの役割がきわめて大きかったのに対して，大インフレ収束後の期間では期待インフレの賃金決定に与える影響が相対的に後退し，それ以外の要因の影響が強まったことを示唆するものかもしれない $ ^{21)} $ 。

次に，労働需給バランス指標について付言しよう。

先述の表3（全期間を通した計測）では労働需給バランスとして失業率を用いた場合でも，有効求人倍率を用いた場合でもおおむね良好な結果が得られたが，表4の期間分割の結果では1973年までと1974年以降との期間で両者の説明力には顕著な違いが見られる。すなわち，1973年までの期間では失業率は説明力が殆んどなく結果が不安定であるのに対し，1974年以降は良好な説明力を示す。これとは対照的に有効求人倍率は前期は比較的良好な説明力をもつが後期には不安定な結果を示す。このことは1973年まではいわゆる高度成長期で労働市場が全体として超過需要状態であったこと，そして1974年以降は超過供給状態になったことに照応しているのかもしれない。いいかえれば，高度成長期に説明力の高かった有効求人倍率は分子が超過需要を示しているのに対し，低成長期になって説明力の高まった失業率は超過供給そのものをあらわす指標だということである。

さらに，参考のためにこのような観測時期による期待インフレ係数の変化を適応期待と部分合理的期待については1967年を起点とし，適宜観測期間を順次延長してたしかめてみよう $ ^{22)} $ 。表5－A，Bがその計測結果である $ ^{23)} $ 。

観測期間は両次石油危機近辺の時期に注目して1970年，1973年，1974年，1975年，1978年そして1981年へと順次延長してみたが，その結果，いずれのタイプのインフレ期待係数についてもほぼ共通の変化のパターンが見られた。すなわち，観測期間を最近まで延長するにつれて係数値はおおむね高まる傾
表 5 - A 期待インフレ系列：適応期待型 $ \lambda=0.5 $ による期間延長型

期間区分	賃金種別	$ \alpha $	$ \beta $	$ \gamma $	$ \overline{R}^{2} $	S	D.W
第Ⅰ期(Q3-Q4)1967-1970	定期給与時間賃率	0.885(0.35)	7.671(2.83)	0.892(2.80)	0.800	1.028	1.01
第Ⅱ期(Q3-Q4)1967-1973	"	4.506(3.97)	5.492(5.55)	0.801(4.91)	0.825	1.054	0.84
第Ⅲ期(Q3-Q4)1967-1974	"	4.231(3.49)	4.474(5.17)	1.079(24.62)	0.955	1.186	1.23
第Ⅳ期(Q3-Q4)1967-1975	"	-1.440(-0.65)	9.102(6.18)	0.983(12.35)	0.822	2.510	0.85
第Ⅴ期(Q3-Q4)1967-1978	"	-6.644(-4.79)	12.469(12.76)	1.052(14.39)	0.868	2.515	0.69
第Ⅵ期(Q3-Q2)1967-1981	"	-7.751(-6.99)	13.080(15.26)	1.077(16.59)	0.890	2.397	0.64

表 5 - B 期待インフレ系列：部分合理型による期間延長型

期間区分	賃金種別	$ \alpha $	$ \beta $	$ \gamma $	$ \overline{R}^{2} $	S	D.W
第Ⅰ期(Q3-Q4)1967-1970	定期給与時間賃率	2.054(0.64)	7.758(2.22)	0.688(1.94)	0.744	1.162	1.00
第Ⅱ期(Q3-Q4)1967-1973	"	7.699(6.01)	4.017(3.03)	0.505(4.21)	0.798	1.133	0.70
第Ⅲ期(Q3-Q4)1967-1974	"	11.217(6.56)	-1.018(-0.78)	0.967(16.10)	0.901	1.764	0.98
第Ⅳ期(Q3-Q4)1967-1975	"	6.879(3.43)	2.183(1.51)	0.961(11.28)	0.793	2.704	1.04
第Ⅴ期(Q3-Q4)1967-1978	"	-1.530(-0.94)	7.970(6.26)	1.002(9.81)	0.763	3.370	0.59
第Ⅵ期(Q3-Q2)1967-1981	"	-3.569(-2.60)	8.948(7.57)	1.059(11.03)	0.794	3.285	0.53

2）計測式は，表4と同一である。

（注）1）賃金は，製造業定期給与時間賃率，労働市場需給指標は有効求人倍率を使用。
向があるということである $ ^{24)} $ 。

前掲表4の期間区分による分析では，大インフレ期にインフレ期待変数の影響が極めて強く，インフレ収束後にはそれがやや弱まるという結果が観察された。ところが表5の期間延長による分析では期間を順次延長するほど影響が強まるという傾向が観察されており，一見矛盾するようにも思われるが必ずしもそうとはいえない。なぜならこの違いは前者の分析ではすでに大インフレ期に入りつつあった1971年を起点としているのに対し，後者はそれ以前の物価の比較的安定的な期間を含む1967年を起点としていることによると考えられるからである。というのは表4のAやBでは大インフレ期と収束後の期間を対比しているためインフレ期待の役割がきわめて強い状態から弱い状態への変化が際立って観察されたが，表5では初期の物価安定期を含んだまま大インフレ期，その後の収束期へと観測期間を順次延長していったため全休として影響力漸次強化の趨勢が観測されることになったと思われる。

## D 同時方程式による賃金決定の分析

本章のこれまでの分析では賃金関数をアド・ホックに特定化して，計測結果に見られる賃金決定要因の説明力を吟味した。その観察をつうじて時期別に見たわが国の賃金決定の特質の変化ならびに，国際比較的に見た特徴があるていど把握された。

しかしながら，賃金率の決定が労働市場における労働力需給の相互作用の結果内生的に決定されるという考え方に基本的にしたがう限り，アド・ホックに定式化された賃金関数には分析枠組上の曖昧さが残る。われわれがこれまでに観察してきた賃金関数はそのままでは労働市場の内生変数としての賃金の決まり方を表現しているのか，市場の需給バランスとは独立した労使交渉の結果を記述しているのかは明らかではない。アプリオリには，その区別はできないが，しかしながら，われわれのこれまでの観察結果は交渉賃上げ率でも事後的な賃金統計による賃金指標の変動もていどの差こそあれ労働市場ならびに原材料／製品市場の需給バランス変化をすこぶる敏感に反映していることを示唆している。そして，その認織にもとづくならば，われわれがこれまでに観察してきたような賃金関数の背後にある需給バランスのメカニズムを陽表的に提示し，市場内生的な賃金決定機構の分析枠組のなかで賃金関数の意味をフォーマルに位置づけてみることは有意義であろう $ ^{25)} $ 。

このような観点からわれわれは本節で，労働需要，労働供給，賃金調整という三本の方
程式から成る労働市場の模型を設定し，その枠組の中で賃金関数を誘導型として導出し，その意味で関数の理論的意味を確定した上で現実のデータによる推計を行う。

## 1 モデルの設定

労働市場モデルを下記のように定式化する。【労働需要関数】

労働需要量（ $ L^{D} $ ）が利潤（V）極大をめざす企業の生産活動の派生需要であるとの考え方にもとづきまずVを次のように定義する $ ^{26)} $ 。

$$ (1)\quad V=P_{w}Y-a\bullet P_{m}Y-WL $$

ただし，Vは粗利潤類，Yは実質国民総生産，Lは雇用者数， $ P_{m} $ は原材料価格， $ P_{w} $ は製品価格，aは原材料生産性の逆数（一定と仮定）をあらわす。

(1)式をLについて最大化すると

$$ (2)\quad\frac{\partial V}{\partial L}=\left(P_{w}-a\bullet P_{m}\right)\frac{\partial V}{\partial L}-W=0 $$

ここで, $\partial Y/\partial L$ の代りに, 国民経済生産性 $(Y/L)$ をとれば

$$ (P_{w}-a\bullet P_{m})\frac{Y}{L}=W $$

であり，この時の労働需要量 $ L^{(d)} $ は，

$$ L^{(D)}=\frac{P_{w}Y}{W}\Bigg(1-a\bullet\frac{P_{m}}{P_{w}}\Bigg) $$

となる。これを労働需要関数とする。

## 【労働供給関数】

労働供給量（ $ L^{S} $ ）は，資金，物価，ならびに潜在的労働供給人口プールに依存してきまると考え労働供給関数を次のように設定する。

$$ (5)\quad L t^{^{S}}=e^{^{a}}W t^{\beta}P^{\gamma}L t^{^{P}} $$

ここで $ W_{t} $ は貨幣賃金，e は自然対数の底，P は消費者物価， $ L^{P} $ は潜在的労働供給人口プールをあらわす。 $ L^{P} $ は統計上把握される労働力人口に潜在失業（HU）を加えた概念であるが，潜在失業（HU）量の充分に信頼できる測

定尺度がないので本報告では暫定的に $ L^{P} $ を労働力人口で代理することにする $ ^{27)} $ 。

## 【賃金調整関数】

貨幣賃金変動が労働需給ギャップと期待物価変化率に依存すると考え，下記のように賃金調整関数を記述する。

$$ \frac{W_{t}}{W_{t-1}}=e^{\pi}J\Bigg(\frac{P^{e}{}_{t}}{P^{e}{}_{t-1}}\Bigg)G\Bigg(\frac{L{_{t}}^{D}}{L{_{t}}^{S}}\Bigg) $$

ただし，Wは貨幣賃金，eは自然対数の底，Jは物価上昇によって生じる賃金の変化 $ P_{e} $ は期待物価上昇率，Gは労働需給ギャップ変化によって生じる賃金の変化， $ L_{t}^{D} $ は労働需要量， $ L_{t}^{S} $ は労働供給量， $ \pi $ はJ，G以外の影響要因をあらわす。

(6)式を次のように特定化する。

$$ \frac{W_{t}}{W_{t-1}}=e^{\pi}\Bigg(\frac{P^{e}_{t}}{P^{e}_{t-1}}\Bigg)^{\lambda}\Bigg(\frac{L^{^{D}}_{t}}{L^{^{S}}_{t}}\Bigg)^{\theta} $$

$ \lambda > 0 $ , $ \theta > 0 $

これが賃金調整式である。即ち，前記よりの賃金水準の変化は，π（労働，物価以外の独立的賃金成長率），λ（賃金変化率の期待物価変化率に関する弾力性），θ（賃金の労働需給に対する反応係数であり，このθが大きければ大きい程，調整速度が速い）以上の組合せにより決定されるとするものである。以上のように定式化された労働需要，労働供給，賃金調整関数をまとめると下記の同時決定モデルを得る。

【同時決定モデル】

(8) 労働需要関数：

$$ L_{t}^{^{D}}=\frac{P_{w}Y}{W_{t}}\Bigg(1-a\bullet\frac{P_{m}}{P_{w}}\Bigg) $$

$$ \subsetneq\varnothing $$

いられたモデルと同型である。南・尾高（1971）ではしかし$L^{P}$ の代りに生産年齢人口$M$ を用いている。生産年齢人口中には潜在的労働力ではない人々も，含まれているため，その代りにわれわれはより直接的に労働力プールをあらわす概念として$L^{P}$ を想定した。この点については島田他（1981）pp. 81 - 83を参照。
(9) 労働供給関数：

$$ {L_{t}}^{S}=e^{\alpha}{W_{t}}^{\beta}\Bigg(\frac{P_{t}}{P_{t-1}}\Bigg)^{\gamma}{L_{t}}^{p} $$

(10) 賃金調整関数：

この時，(8)，(9)式を(10)式に代入し，両辺の自然対数をとれば

$$ \frac{W_{t}}{W_{t-1}}=e^{\pi}\left(\frac{P_{t}^{e}}{P_{t-1}^{e}}\right)^{\lambda}\left(\frac{L_{t}^{D}}{L_{t}^{S}}\right)^{\theta}\lambda>0,\theta>0 $$

(11)

$$ \begin{aligned}&\ln Wt=\frac{\pi-\alpha\theta}{1+\theta(1+\beta)}+\frac{\theta}{1+\theta(1+\beta)}\ln W_{t^{-1}}+\frac{\theta}{1+\theta(1+\beta)}[\ln(P_{w}Y)-\ln L_{t}{}^{p}]\\ &-\frac{\theta\gamma}{1+\theta(1+\beta)}\ln\Big(\frac{P_{t}}{P_{t^{-1}}}\Big)-\frac{\theta\alpha}{1+\theta(1+\beta)}\Big(\frac{P_{m}}{P_{w}}\Big)+\frac{\lambda}{1+\theta(1+\beta)}\ln\Big(\frac{P_{t}^{e}}{P_{t^{-1}}^{e}}\Big)\\ &( 但 し \ln\Big(1-\frac{P_{m}}{P_{w}}\Big)\underline{\sim}-\frac{P_{m}}{P_{w}} の関係を使用 )\\ \end{aligned} $$

(11)式が誘導形で得られた賃金決定方程式であり，各々の独立変数に近似データを与えることによって，パラメターを推定することが可能となる。

ここで注意すべきことは，得られたパラメター推定値を用いては，構造方程式の常数項を計測することができないということである。従って，構造方程式を構成する労働供給量（ $ L^{S} $ ）。労働需要量（ $ L^{P} $ ）の各々は，識別できない。けれども，ここで規定した各説明変数のパラメターは全て計測可能であることにより，とりわけ相対価格，期待インフレ率に対して賃金がどのような変化を示すかという我々の主たる目的は果されるわけであり，構造方程式の精緻化，及びここでは外生変数と見做した名目国民総生産（Y），物価（CPI），価格（P）と賃金（W）との相互依存関係の分析については，今後の課題としたい。

## 2 計測結果

計測モデルとして，以下の3つを取り上げた。

モデルA : $\frac{W_{t}}{W_{t-1}} = e^{\pi \left( \frac{L_{t}^{D}}{L_{t}^{S}} \right)}$

即ち，主として，労働市場の需給によって賃金が決定されるというものである。

モデルB : $\frac{W_{t}}{W_{t-1}} = e^{\pi \left( \frac{CPI_{t}}{CPI_{t-1}} \right) \left( \frac{L_{t}^{D}}{L_{t}^{S}} \right)^{28}}$

モデルAに加えて，現実のCPI変化率を説明変数とした。

$$ モデル C:\frac{W_{t}}{W_{t-1}}=e^{\pi\left(\frac{P^{e}_{t}}{P^{e}_{t-1}}\right)\left(\frac{L^{D}_{t}}{L^{S}_{t}}\right)} $$

期待インフレ $ (P_{e_t}) $ と，労働市場需給によって賃金が決定されるという拡張フィリップス曲線のモデルである。賃金指標については，次の8種類を採用した。

W1 全產業現金給与総額

W2 製造業 //

W3 全產業定期給与額

W4 製造業 //

W5 全産業時間当り定期給与額（時間賃率）

W6 製造業

W7 全産業時間当り現金給与総額（時間質率）

W8 製造業 //

また，期待インフレ系列は，適合期待型（adaptiveλ=0.6）と，部分合理型（partially rational）の2つを採用した。その他のデータについては，表1－Aに注記した通りである。

計測結果を，表6-A（モデルA），表6-B（モデルB），表6-C（モデルC：adaptiveλ=0.6），表6-D（モデルC：partially rational）に示す。

（ア） モデルAの計測結果

計測式の性格上，前期賃金が圧倒的に有意であり，パラメターの値からも賃金の9割前後を安定的に説明している。また，生産性指標も安定的に有意となっている。相対価格は，全般的に不安定であり，有意となるもの
表6 - A モデルAの計測結果

〔計測式： $ ln(w)=\alpha+\beta_{1}ln(w,-1)+\beta_{2}\left[\ln(PwY)-ln(Lp)\right]\beta_{3}\left(\frac{Pm}{Pw}\right)+\beta_{4}ln(CPI) $ 〕

賃金	$ \alpha $	$ \beta_{1} $	$ \beta_{2} $	$ \beta_{3} $	$ \beta_{4} $	$ \overline{R}^{2} $	S	D.W
W1	-1.051 (-2.33)	0.825 (7.66)	0.291 (2.97)	-0.294 (-1.69)	-0.046 (-0.31)	0.997	0.022	2.50
W2	-1.623 (-3.65)	0.713 (8.04)	0.402 (4.53)	-0.438 (-2.75)	0.018 (0.23)	0.999	0.022	2.61
W3	-0.527 (-2.12)	0.919 (15.12)	0.182 (3.40)	-0.142 (-1.43)	-0.090 (-1.09)	0.999	0.012	1.44
W4	-0.522 (-2.15)	0.918 (16.83)	0.176 (3.85)	-0.129 (-1.41)	-0.083 (-1.54)	0.999	0.012	1.87
W5	-0.458 (-0.99)	0.992 (18.43)	0.206 (3.87)	-0.099 (-1.03)	-0.229 (-2.80)	0.999	0.013	1.24
W6	-0.508 (-1.32)	0.971 (24.04)	0.173 (4.48)	-0.040 (-0.49)	-0.175 (-3.73)	0.999	0.013	1.62
W7	-1.012 (-1.35)	0.949 (11.08)	0.292 (3.28)	-0.209 (-1.35)	-0.237 (-1.81)	0.998	0.021	2.48
W8	-1.323 (-2.32)	0.896 (15.89)	0.274 (4.30)	-0.161 (-1.31)	-0.153 (-2.45)	0.999	0.020	2.67

表 6 B モデルBの計測結果

[計測式：ln(w)=α+β1ln(w.-1)+β[ln(Pw·Y)-ln(Lp)]+β3(Pm/Pw)+β4ln(CPI)β5ln(CPI·-1)]
質金	α	β1	β2	β3	β4	β5	-R²	S	D.W
W1	-1.123(-2.43)	0.838(7.67)	0.330(3.02)	-0.292(-1.67)	-0.110(-0.66)	-0.227(-0.82)	0.997	0.022	2.26
W2	-1.645(-3.69)	0.719(8.07)	0.419(4.62)	-0.412(-2.54)	-0.015(-0.17)	-0.220(-0.94)	0.999	0.022	2.44
W3	-0.426(-1.61)	0.924(15.19)	0.148(2.39)	-0.129(-1.29)	-0.061(-0.70)	0.162(1.09)	0.999	0.012	1.80
W4	-0.476(-1.90)	0.923(16.77)	0.162(3.31)	-0.130(-1.42)	-0.074(-1.33)	0.104(0.81)	0.999	0.012	2.06
W5	-0.346(-0.79)	0.983(19.33)	0.137(2.39)	-0.092(-1.02)	-0.138(-1.62)	0.365(2.49)	0.999	0.019	1.90
W6	-0.508(-1.35)	0.964(24.46)	0.151(3.88)	-0.073(-0.89)	-0.133(-2.65)	0.277(2.10)	0.999	0.013	2.09
W7	-1.002(-1.32)	0.955(10.68)	0.304(3.00)	-0.207(-1.32)	-0.260(-1.64)	-0.070(-0.26)	0.998	0.022	2.40
W8	-1.312(-2.27)	0.898(15.51)	0.276(4.24)	-0.154(-1.19)	-0.161(-2.19)	-0.042(-0.19)	0.999	0.021	2.62
表6 - C モデルC期待インフレ系列：適応期待型λ 0.6の計測結果

$$ 【計測式 :ln\left(w\right)=\alpha+\beta_{1}ln\left(w.-1\right)+\beta_{2}\left\{\ln\left(Pw.Y\right)-ln\left(Lp\right)\right\}+{\beta_{3}\left(\frac{Pm}{Pw}\right)}+{\beta_{4}}ln\left(CPI\right){\beta_{5}\left(\frac{P^{e}}{P^{e}\cdot-1}\right)}\text{】} $$

賃金	$ \alpha $	$ \beta_{1} $	$ \beta_{2} $	$ \beta_{3} $	$ \beta_{4} $	$ \beta_{5} $	$ \overline{R}^{2} $	S	D.W
W1	-0.673 (-1.54)	0.871 (8.65)	0.186 (1.90)	-0.294 (-1.84)	0.009 (0.07)	0.758 (2.86)	0.998	0.021	2.76
W2	-1.430 (-3.33)	0.726 (8.58)	0.340 (3.88)	-0.479 (-3.14)	0.078 (0.97)	0.667 (2.71)	0.999	0.021	2.62
W3	-0.075 (-0.37)	0.994 (20.63)	0.074 (1.63)	-0.103 (-1.36)	-0.080 (-1.28)	0.681 (5.55)	0.999	0.009	2.30
W4	-0.261 (-1.17)	0.954 (19.52)	0.109 (2.51)	-0.126 (-1.57)	-0.058 (-1.22)	0.540 (4.28)	0.999	0.011	2.18
W5	-0.235 (-0.75)	0.992 (27.46)	0.118 (3.12)	-0.144 (-2.22)	-0.119 (-2.09)	0.777 (7.15)	0.999	0.009	2.55
W6	-0.708 (-2.53)	0.933 (31.48)	0.141 (5.00)	-0.177 (-2.86)	-0.055 (-1.46)	0.830 (7.53)	0.999	0.009	2.51
W7	-0.953 (-1.49)	0.923 (12.56)	0.195 (2.44)	-0.284 (-2.12)	-0.073 (-0.61)	0.939 (4.01)	0.998	0.018	2.86
W8	-1.691 (-3.52)	0.838 (17.37)	0.249 (4.68)	-0.355 (-3.25)	0.000 (0.00)	1.060 (5.26)	0.999	0.017	2.93

表 6 - D モデルD期待インフレ系列：部分合理型の計測結果

計測式は，表6-Cと同一

賃金	$ \alpha $	$ \beta_{1} $	$ \beta_{2} $	$ \beta_{3} $	$ \beta_{4} $	$ \beta_{5} $	$ \overline{R}^{2} $	S	D.W
W1	-0.967
(-2.06)	0.802
(7.34)	0.230
(2.02)	-0.297
(-1.71)	0.061
(0.36)	0.494
(1.19)	0.997	0.022	2.78
W2	-1.431
(-3.09)	0.730
(7.99)	0.339
(3.37)	-0.429
(-2.61)	0.066
(0.62)	0.482
(1.27)	0.999	0.022	2.80
W3	-0.234
(-0.99)	0.931
(17.32)	0.071
(1.25)	-0.107
(-1.22)	0.016
(0.20)	0.715
(3.61)	0.999	0.011	2.34
W4	-0.366
(-1.47)	0.921
(17.30)	0.112
(2.12)	-0.132
(-1.48)	-0.011
(-0.18)	0.587
(2.96)	0.999	0.012	2.45
W5	-0.451
(-1.27)	0.950
(22.96)	0.072
(1.53)	-0.110
(-1.52)	-0.006
(-0.09)	1.007
(5.61)	0.999	0.010	2.35
W6	-0.784
(-2.23)	0.919
(24.64)	0.122
(2.94)	-0.143
(-1.88)	-0.014
(-0.25)	0.927
(4.66)	0.999	0.011	2.52
W7	-1.233
(-1.66)	0.888
(10.02)	0.195
(1.93)	-0.237
(-1.56)	-0.025
(-0.15)	0.811
(2.00)	0.998	0.021	2.94
W8	-1.623
(-2.72)	0.849
(13.98)	0.246
(3.31)	-0.271
(-2.05)	-0.025
(-0.26)	0.805
(2.23)	0.999	0.020	3.07

（注）1)計測期間は，製造業の場合，1965Q2～1981Q3まで，全産業は，1970Q2～1981Q3までとなっている。
表6 - E 期待インフレ率の係数比較

給与額	同左時間質率
partially rational	全産業現給総額	0.616	0.913
製造業“	0.660	0.948
全産業定期給与	0.768	1.06
製造業“	0.637	1.009
adaptive $ \lambda=0.6 $	全産業現給総額	0.870	1.017
製造業“	0.918	1.265
全産業定期給与	0.685	0.783
製造業“	0.566	0.890

注：表記のパラメターは，前表のβ₅のパラメターをλのパラメターに換算したものである。

はわずかである。価格指標としてのCPIは労働供給指標として期待符号はマイナスで満足しているものの，時間賃率ベース（W5～W8）を除いて有意とは云えず，労働供給側の各賃金圧力が均等ではないことを示している。

## （イ） モデルBの計測結果

前期賃金，生産性，相対価格については，モデルAと全く同傾向である。

CPIも同様に期待符号を満足しており，モブルA程ではないが，時間質率の有意性が高い。また，期待された「CPI変化率」は，定期給与の時間質率で有意であり，その他の賃金指標では，全く有意とならない。いわゆる交渉賃金としての春闘賃上げの決定過程，及びその後の波及の図式を考える時，興味深い事実である。

## （ウ）モデルCの計測結果

前期賃金，生産性は，モデルA，Bと同様有意である。また相対価格はモデルA，Bと異なり，有意な計測が多い。パラメターの数値自体も-0.2～-0.3と大である。

また，計測の主眼である期待インフレ率のパラメターは，殆んどのケースで有意となっており，かつ，賃金種別の間で一定の規則性をもって変化していることが読みとれる。

即ち，表6-Eは，期待インフレ率の係数のみをとり出して賃金種別，期待インフレ系列によって比較したものであるが，時間賃率の方が給与額に比較して安定的に0.3程度高いことを示している。

特にpartially rationalの場合パラメターの高い順に定期給与時間賃率→現給総額時間賃率→定期給与→現給総額という規則性が観察できる。

これは，云う迄もなく，マクロの賃金ほど，産業構造の変化，労働力構造の質的な変化による影響を受けやすくなっていることを示すと考えて良く，前章までの計測結果と符号するものである。

以上の測定結果は，同時決定方程式による労働市場モデルの枠組の中で導出された賃金関数が現実に観察された賃金変動に対してきわめて高い説明力をもつことを明らかにしている。過去の賃金変動が高い説明力をもつことは当然としても，生産性，相対価格，生計費（CPI），インフレ期待など他の説明変数の係数は概ね符号条件を満しほぼ安定的な説明力をもっている。とりわけ，われわれの関心の焦点であるインフレ期待変数の係数は労働時間変動の影響を除去したより純粋な時間賃率の方が高く，前述の本章AおよびC項の分析結果とも一致している。

これらのファインディングスは，賃金決定が利潤極大化行動をとる需要主体としての企業と実質賃金に反応する労働供給主体から成る労働市場における需給均衡の枠組のなかで適切に説明されることを物語るものである。

## I V むすび

分析の結果，得られた主要なファインディングスとその含意を指摘し結論に替えたい。

ア）賃金関数の計測結果はおおむね製造業定期給与時間賃金率を従属変数とするものが全産業月間現金給与総額を用いたものよりも式の説明力や係数の安定性の面でも良好であった。また春闘賃上げ率を用いた分析の結果は前者にヨリ近い。
賃金指標としてわれわれは定期給与か現金給与総額か，時間賃率か月間給与か，全産業か製造業かという区別にしたがって8種の特定化を行い，そのすべてについて計測を行ったが，本文に掲げたのはそのうち4種であり，とくに上記の2種は対照的な結果を示したが他の6種の結果はおおむねその中間にあった。製造業定期給与時間賃金率は，全産業月間現金給与総額にくらべ，労働時間（残業）の変動，一時金（ボーナス），産業構成そして労働力構成の変動の影響が小さく，その意味で比較的純粋な賃金率すなわち労働サービスの単価をヨリ正しく反映する賃金率指標であるといえる。

III - Aで見たように，この賃金指標を用いた関数は賃金決定が高度成長期から企業利潤の環境要因を強く反映していたことを示唆しており，またIII - Cの分析結果はインフレ期待が敏感に響くことを示している。このことはわが国製造業における時間賃金率の変動ないし改訂が，企業の最適化行動を基本としつつも物価の著しい変動期にはインフレ期待を敏感に反映しつつ行われているという意味で，それ自体の論理をもった賃金決定機構の存在を示唆しているように思われる。そしてまた，春闘賃上げ率指標の動きが著しく，時間賃率のそれに近いという事実は，そうした機構が団体交渉制度を前提とした賃金決定機構のあり方を近似していることをも含めているように思われる $ ^{1} $

イ）フィリップス曲線の発生機構の一環として団体交渉下の賃金決定制度の役割は大きい。上記ア）は賃金率改定における合理的な賃金決定機構の存在を示唆し，わが国の団体交渉制度のあり方がそうした機構のあり方にかかわっていることをうかがわせるが，III-Bに

注）1）この点は第III章注14）に掲げられた（春闘賃上げと他の賃金指標との単純回帰分析結果を参照。

おける国際比較の結果は賃金交渉制度が一国の集計的な賃金・雇用変動パターンの決定に密接にかかわっていることを一層強く示唆するように思われる。それはとりわけアメリカとの対比において顕著である。アメリカの分析結果における過去の賃上げの影響の強さと（失業）雇用変動に弾力的に感応しない賃金変動のあり方は，アメリカの主導的部門における賃金協約のあり方の強い影響をうかがわせる。また最近（1979年以降）そうしたパターンが崩れてきたことも近年の賃金交渉，賃金協約のあり方とも照応する。英国，西独においてもそれぞれ賃金・雇用変動パターンがかなりのていど賃金決定の制度的機構の性格と対応しているように見える。そうした観察をふまえてわが国の賃金，雇用変動パターンを見直すと，おのづから重要な発生機構としての賃金交渉制度の性格と役割が示唆されてくるように思われる。

ウ）日本の賃金決定における企業の利潤極大化行動の影響は大きい。IIIAの分析はわが国の賃金決定が企業利潤の重要な決定要因としての原材料／製品価格比に敏感に反応していることを示した。とりわけ定期給与時間賃率の変動は経営環境に村する企業の合理的反応を一貫して反映している。そしてその影響は石油危機以降春闘賃上げ率や月間現金給与の変動にも顕著にあらわれている。石油危機以降の物価の大きな変動期にはそうした環境条件が著しく変動するからであり，それはまた交易条件のようなマクロ指標への敏感な反応からも推察される。III - BならびにIII - Cの分析結果における労働市場要因のはたらきはそうした企業経営環境の影響をあるていどまで代理していると見ることができる。

III - Dにおける労働市場同時決定モデルによる分析結果は，以上のような賃金決定機構のあり方をフォーマルに裏づけたものといえる。そこでは労働供給は実質賃金と労働カプールに依存するという形で定式化されているが，いずれにしても労働組合の
存在と賃金交渉への影響の上そうした定式化と著しく矛盾しない。

エ）期待インフレの役割は大インフレによって飛躍的に高まる。III - Cの分析は，期待インフレの影響力が大インフレ期に大幅に高まることを明らかにした $ ^{2)} $ 。このことはIII - Bの国際比較における西独やイギリスの1970年代における変化からも示唆される。またインフレ収束期には影響力は幾分弱まるようにも見えるが顕著な低下はこれまでの観察結果からは必ずしも確認されない。この点の吟味のためには観察事実をさらに蓄積する必要があろう。

オ）賃金関数におけるインフレ期待変数の特定化の違いは期待変数の係数にそれほど大きな相違をもたらさない。インフレ期待変数としてわれわれは適応期待仮説にもとづく系列，部分合理的期待仮説にもとづく系列，意識調査にもとづく系列の3種を特定化した。これらは情報の種類としても期待形成機構の理論的内容から見てもかなり異質のものであるが（補論A参照），得られた結果はそれほど大きく異ならなかった。もっとも適応期待の期待調整係数を0.5～0.6のあたりに仮定したことや，意識調査にもとづく系列の作成においてインフレ期待低下期には実績値と同じ値を用いたことなどのために図2-A～2-Cにも示されるようにわれわれの用いた期待系列そのものが結果的に相互に近似し，しかも現実の物価の動きにかなり近いものとなったということも一因であろう。しかしながらこの結果にしたがえばIII-Aの分析における消費者物価変動の賃金関数における係数を期待インフレ変数の役割に近いものとみなすことも事実上あるていど可能である。その観点からIII-Aの結果を解釈すると，インフレ期待の役割が春闘賃上げやその他の賃金指標変動パターンの決定において第1次石油危機以降飛躍的に高まったことがうかがわれる。この点は論点I）の主張を裏づける。

カ）日本の賃金変動の決定要因としての労働需給バランス指標としては，高度成長期には有効求人倍率が強い影響力をもったが第1次石油危機以降は失業率の説明力が高まっている。この結果はこれまでにも多くの研究によってくりかえし指摘されてきたがわれわれの結果も明白にそれを追認する $ ^{3)} $ 。これは高度成長期における労働力不足基調ないし労働需要超過基調のもとでは，賃金決定は超過需要の大きさをより鋭く反映する入職者賃金率上昇による底上げに影響される傾向があり，また，石油危機以降の供給超過基調の下では有効求人倍率が供給超過のあり方を適切に反映せず，むしろ賃金決定が供給超過指標としての失業率により敏感に反応する傾向が高まったと解釈できるかもしれない。

以上の指摘はこの段階では暫定的かつ試論的なものであり，その妥当性は一層の吟味によって確かめられる必要があることを最後に附言しておきたい。

## 補論A 期待インフレ系列の作成

各経済主体のもつ「期待」が各々の経済行動に大きな影響を与えていることは周知の事実である。人々は“許される限り”，その「期待される状況」に自らの行動をマッチさせようと努める。“許される限り”というのは，期待が外れた場合に被る損害と，期待が実現した場合に受ける利益のバランスでその行動量が決定されるという意味である。従って，期待が強ければ強い程，また現在の状態からの乖離が大きい程，大きな行動量が実現されるであろう。企業は，数期先，あるいは数年先の需要期待により設備投資を行ない，消費者は，来週，あるいは来月の物価上昇を予想して現在の支出水準を決定する。このような例は枚挙に暇がない。

それにもかかわらず，「期待」そのものがどのようにして形成されるのかという分析は最近
図 14: 雇用係数変化による構造調整効果
図 15: 資本係数変化による構造調整効果
図 16: 中間投入係数変化による構造調整効果
図 17: 輸入係数変化による構造調整効果
Convention	Title, year adopted	Convention	Title, year adopted	Convention	Title, year adopted
Number	Number	Number
199	Recommendation concerning the Work in the Fishing Sector, 2007	200	Recommendation concerning HIV and AIDS and the World of Work, 2010	201	Recommendation concerning Decent Work for Domestic Workers, 2011
202	[Tentative title] Recommendation concerning National Floors of Social Protection, 2012

## I nternational Exchange

## Overview Summary of International Exchange

The Ministry of Health, Labour and Welfare performs interchange between the governments to contribute to solve challenges that are common throughout the developed nation's public welfare and labour fields.

### 1. Recent main policy discussions (the past three years)

Month/Year	Title (location)	Participated nations	Themes
Mar. 2010	Japan/EU Symposium (Belgium)	European Union, Japan	Safer and healthier workplaces
June 2010	Japan-China exchange program (China)	China, Japan	Measures for employment issues in the post-financial crisis, etc.
July 2010	Japan-Korea Exchange on Social Welfare	Korea, Japan	Measures for aging
Nov. 2010	Tripartite Health Ministers' Meeting between China, Japan, and Korea (Korea)	China, Korea, Japan	Novel influenza measures and clinical research, emergency response to disasters, etc., food safety, and health-related Millennium Development Goals (MDGs)
June 2011	Australia-Japan Health and Welfare Cooperation (Tokyo)	Australia, Japan	Lifestyle-related diseases
June 2011	Korea-Japan Health and Welfare Cooperation (Tokyo)	Korea, Japan	Community participation of the elderly and political issues
Aug. 2011	Japanese-German Seminar on Aging (Germany)	Germany, Japan	[1] Housing and long-term care needs, [2] role and significance of comprehensive communities, [3] transparency and quality of long-term care services, and [4] formulation of role and needs of long-term care infrastructure at the community level
Oct. 2011	Japanese-Nordic Seminar on Aging (Tokyo)	Norway, Finland, Sweden, Denmark, Japan	[1] Medical and long-term care cooperation, [2] development/specialization of long-term care human resources, [3] comprehensive community care, and [4] ideal housing and facilities for the elderly
Nov. 2011	Japanese-Korean Seminar on Aging (Korea)	Korea, China, Japan	Health policies for the elderly, in-home long-term care services
政策評価調書（個別票1）

【政策ごとの予算額等】

政策名	市民生活の安全と平穏の確保
評価方式	実績評価	政策目標の達成度合い	相当程度進展あり	番号	①
25年度	26年度	27年度	28年度	29年度概算要求額
予算の状況	当初予算(千円)	114,698	134,915	124,391	69,117	162,618
<112,061,442>	<110,699,410>	<116,981,772>	<125,096,438>	<130,769,872>
補正予算(千円)	0	0	0
<13,567,467>	<12,116,438>	<9,773,369>
線越し等(千円)	0	0	0
<43,059,215>	<10,680,342>	<10,583,225>
計(千円)	114,698	134,915	124,391
<168,688,124>	<133,496,190>	<137,338,366>
執行額(千円)	75,249	104,032	108,748
<147,774,059>	<116,879,296>	<121,094,872>
政策評価結果の概算要求への反映状況	既存の施策を引き続き推進すべきであるとされた政策評価結果を踏まえ、総合的な犯罪抑止対策の推進、地域警察官による街頭活動及び初動警察活動の強化、悪質商法等の防止及び環境破壊等の防止に必要な経費を概算要求した。
## 政策評価調書（個別票2）

【政策に含まれる事項の整理】

政策名	市民生活の安全と平穏の確保	番号	①	(千円)
予算科目	予算額	政策評価結果の反映による見直し額(削減額)合計
整理番号	会計	組織/勘定	項	事項	28年度当初予算額	29年度概算要求額
対応表においてとなっているもの	●	1	一般	警察庁	生活安全警察費	市民生活の安全と平穏の確保に必要な経費	69,117	162,618
## 政策評価調書（個別票3）

【見直しの内訳・具体的な反映内容】

政策名	市民生活の安全と平穏の確保	番号	①	(千円)
事務事業名	整理番号	予算額	政策評価結果の反映による見直し額(削減額)	政策評価結果の概算要求への反映内容
28年度当初予算額	29年度概算要求額	增減