Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
第 III - 23 表 经济的耐用年数と经济的償却率（1983 年度）

製造業	その他産業	商業
経済的耐用年数	経済的償却率	経済的耐用年数	経済的償却率	経済的耐用年数	経済的償却率
日本	設備	8.595	0.2327	14.674	0.1363	7.383	0.2709
建物	32.25	0.0714	32.25	0.0714	32.25	0.0714
日本	設備	11.1	0.1802	14.5	0.1379	10.0	0.2000
平均年数	建物	33.8	0.0592	41.8	0.0478	34.5	0.0580
日本	設備	30.030	0.0660	20.022	0.0999	21.978	0.0910
シンプル	建物	90.090	0.0222	80.645	0.0248	80.645	0.0248
アメリカ	設備	15.026	0.1331	15.361	0.1302	11.696	0.1710
建物	58.309	0.0343	65.789	0.0304	80.972	0.0247

（注）アメリカはキング・フラトン(1984年）における償却率

第 III - 24 表 資本ストックの分布

製造業	その他産業	商業
日本	機械・設備	0.2090	0.1850	0.0369
建物	0.0937	0.0829	0.0571
在庫	0.1481	0.0770	0.1099
アメリカ	機械・設備	0.0867	0.0965	0.0415
建物	0.2167	0.1970	0.1248
在庫	0.1350	0.0176	0.0842

価償却率の方が高い。

☐)「黒田・吉岡」の方法に基づく「ショブン・橘木」の計測値と比べると，(iii)の方法の計測値の方がすべての資産について高い。建物についての「ミョブン・橘木」の計測値は著しく低い。

ハ）アメリカにおける経済的償却率と比較すると建物，設備とも(iii)の方法の計測値の方が大きいが，「その他産業」の設備についてはその差は僅かである。

全体としてみると，本論での計測値は「国富調査」の平均耐用年数に基づく計測値やアメリカの計測値よりもやや高い経済的償却率が得られている。しかし日本における最近時点の技術進歩の程度や相対価格の大幅な変動を考慮すれば，妥当な大きさであると考えられる更に後述するように2年後に予定されている法定耐用年数短縮化に伴なう予想減税額（1～2兆円）ともほぼ対応した値になっていることは注目すべきであろう。

## (b) 資本ストックの分布

こうして得られた経済的償却率を，(III - 17)式に代入することによりネットの資本ストックの分布を求めることが出来る。結果は第III - 24表に示されている。アメリカと比べると，日本は設備のウェイトが製造業，その他産業において高く，アメリカは建物のウェイトが総じて高いことが見てとれよう。

### 2. 資金の調達方法

法人企業が投資を行う場合，次の3つ方法で資金調達がなされている。

## (i) 内部留保

(ii) 新株発行

(iii) 負債

この資金調達方法が各産業ごと（製造業，その他，商業）にどのように異なっているのか，
また資本の所有者（家計，非課税機関，保険会社の3つに分類）がどのように分布しているのか，を調べることにしよう。

## （a）内部留保·新株発行比率

まず資金調達方法の内で，(i)内部留保と(ii)新株発行の割合については産業別データの利用可能性に制約がある。従って，両者の構成については，マクロ的に把えた数字が各産業にも共通に当てはまるとの前提を置くことにした。

すなわち，内部留保は，「国民経済計算年報」の非金融法人企業の総資本調達のうちで「貯蓄」と「固定資本減耗」の和として求めることが出来る。他方，非金融法人企業の新株発行額も同様にして「国民経済計算年報」から算出することが出来る。結果は以下に示す通りである。

(1983 年)

グロスの内部留保 新株発行 29 兆 6,734 億円(94.8%) 1 兆 6,326 億円(5.2%)

(b) 自己資本・負債比率

次に負債に対する内部留保と新株発行の和（＝自己資本）の割合については，企業の資金調達行動としてストックで望ましい自己資本／負債比率を決定するとの前提をおくことにする。ストックでの負債とは負債の市場価値であり，ストックでの自己資本は企業価値によって代表される。産業別の負債と企業価値の現在価値は，「設備投資と企業税制」（本間，林，跡田，秦，1984年）の方法を踏襲して計算することにした。

まず負債の市場価値は「法人企業統計季報」（大蔵省）をベースとして次式より求めることが出来る。

$$ 負債の市場価值 =\frac{ 支払利息 \cdot 割引料 }{ 加重平均金利 } $$

加重平均金利 = 短期金利

$$ \times\quad\frac{ 金融機関短期借入金 + 割引手形 }{ 負債総額 } $$

$$ + 長期金利 \times\quad\frac{ 金融機関長期借入金 + 社債 }{ 負債総額 } $$

ここで，短期金利としては，全国銀行割引金利（6.357%），長期金利としては，長期電々債利回り（7.918%）を採用した。

第 III - 25 表 産業別資金調達方法

内部留保	新株発行	負債
(日 本)
製 造 業	0.5318	0.0293	0.4389
商 業	0.4868	0.0268	0.4864
そ の 他	0.4479	0.0246	0.5275
(アメリカ)(1981年)
製 造 業	0.7427	0.0592	0.1981
商 業	0.5562	0.0443	0.3995
そ の 他	0.4772	0.0381	0.4847

次に企業の市場価値は次式より，求めることが出来る。

$$ 企業の市場価値 =\begin{array}{c}1 株当たり \\ 市場価値 \end{array}\times 株式総数 $$

$$ \begin{aligned}&1 株当たりの市場 \\& 価値 \end{aligned}\begin{aligned}& 株式市場での株式の年間 \\& 売買代金総額 \\& 株式市場での株式の年間 \\& 売買株式総数 \end{aligned} $$

$$ \begin{aligned}& 株式総 \ = 籲 \ \frac{ 法人企業総計年報上の資本金合計 }{ 額 }\\& 数 \ \ = 上場会社の 1 株当たりの額面価値 \ \end{aligned} $$

$$ \begin{array}{l} 上場会社 \mathcal{I} 的 1 株 \\ 当たりの額面 \\ 価值 \end{array}=\begin{array}{l} 上場会社 \mathcal{I} 的有価証券報告書 \\ 上の資本金合計額 \\ 上場会社 \mathcal{I} 的有価証券報告書上 \\ の発行株式数合計 \end{array} $$

以上の統計は「法人企業統計年報」と「東証統計年報」から得ることが出来る。この推定方法の一つの問題は，上場会社と「法人企業統計年報」上の企業とが厳密には対応せず，一株当たりの市場価値について両者のデータの間で乖離が生ずる可能性のあることである。

負債と自己資本の割合については産業別のデータが利用可能である。すでに求めた内部留保と新株発行のマクロ比率と産業別自己資本／負債比率を組み合せることにより，産業別資金調達ウェイトを得ることが出来る（第III-25表）。

アメリカと比べた場合の法人企業の資金調達方法の相違は，特に製造業で負債の割合が高いことである。アメリカの法人企業は内部留保に依存する度合いが高く，また新株発行も日本のおよそ2倍のシェアをもっている。日本の場合には内部留保と負債の比率がほぼバランスしていることが特徴的である。このファクト・ファ
インティングは「I. 序論」での結論とほぼ育合的である。すなわち，イ）新株発行は配当所得に対する二重課税がなされているため，企業間の株式持合いを除くと企業にとっては税のコスト上不利な資金調達方法であること，口）負債と内部留保の選択については株主の配当所得に関する限界税率が法人実効税率（=55.03%）よりも高いか低いかが問題であり，前者の場合には内部留保，後者の場合には負債の方が有利であること，といった結論とほぼ育合的であると言えよう。

なお，ここで注意すべきことは，日本の場合負債の中には政府金融機関を通ずる貸出がかなり含まれていることである。本節での政府金融機関の扱いは，それが民間金融機関と同じ役割を果たしているとの仮定の上に立っている。従って，政府金融機関の行っている低利融資の効果については「IV．税制変更，金融の自由化，国際化と資本コスト」での検討に委ねられている。

3. 企業の自己資本・負債の所有者別分布

企業の自己資本および負債の所有者については，税法上の扱いの差異に着目すると，次の3つのグループに分けることが出来る。

(i) 家計

個 人

商業銀行

信託勘定（年金基金分を除く）

証券会社

政府系金融機関(郵便貯金により資金調達

された分)

(ii) 非課税機関

非課税機関

信託銀行年金基金

生命保険会社年金基金

政府系金融機関（郵便年金，簡易生命保険，厚生年金，国民年金により資金調達された分）

(iii) 保険会社

生命保険

その他

家計部門に商業銀行ほかの金融機関を含めているのは，金融市場が完全競争の下にあり，金融機関には税の対象となる利潤が存在せず，金融機関は家計の単なるエージェントでしかないとの仮定に基づくものである。同じ金融機関であっても，年金および保険を扱う機関は税法上異なった扱いがなされるため，それぞれ非課税機関，保険会社として別箇に分類されている。

イ）金利に規制が行われている場合，ロ）金融市場が完全競争の下にない場合，ハ）郵便貯金制度，公的年金制度については異なった想定をおく方がより現実的であろう。さらに，閉鎖モデルの前提から企業が海外で社債・株式を発行したり，海外の金融機関から借入れを行ったりする部分については，これを無視していることにも注意すべきであろう。

## (自己資本の保有者別分布)

以上のような想定の下で企業の株式の保有者別分布は「資金残高表」（日本銀行）の金融資産・負債残高表から求めることが出来る。ただし，株式の法人企業間の持合い（株式残高の38.8%をしめている）の部分については，究極的には株主（=個人）に属するものとみなし，これを個人の保有に含めている。さらに，信託銀行，生命保険会社の年金扱い部分（厚生年金基金・適格年金）については別途個別資料を用いて推計を行った。第Ⅳ-26表に，自己資本の保有者別分布が示されている。これによると日本の場合には，家計（ただし，法人企業がその約半分をしめる）と保険会社の株式保有比率が高い。アメリカでは年金を扱う非課税機関の株式保有比率が比較的高くなっている。

## (法人企業の負債の保有者別分布)

非金融法人企業のネットでの負債総額は次式で示される。

負債総額＝（事業債＋民間金融機関よりの借入金＋政府金融機関よりの借入金）－（法人企業保有の要求払い預金＋定期預金＋譲渡性預金＋信託＋金融債）
第 III - 26 表 企業の自己資本・負債の保有者別分布（1983 年）

(億円)

自己資本	シェア	負債	シェア
I 家計	27兆 8191	0.7538	130兆 2294	0.8373
個 人	15 1708	0.4111	1 1035	0.0074
商 業 銀 行	10 1980	0.2763	113 3338	0.7600
信 託 銀 行	1 9293	0.0523	6 8000	0.0456
証 券 会 社	5210	0.0141	9395	0.0063
政府系金融機関(郵貯分)	8 0526	0.0540
II 非課税機関	1 6872	0.0457	10 2000	0.0684
信託銀行年金基金	9049	0.0245	1 3421	0.0090
生命保険会社年金基金	7823	0.0212	1 0439	0.0070
政府系金融機関(社会保障基金分)	7 8140	0.0524
III 保 険 会 社	7 3975	0.2005	8 6939	0.0583
生命保険会社	5 4295	0.1471	5 5921	0.0375
その他	1 9680	0.0533	3 1018	0.0208
合 計	36兆 9038	100	149兆 1233	100
(参考)
アメリカ(1980年)	億ドル
I 家 計	1兆 1179	0.743	5287	0.609
II 非課税機関	3240	0.215	2057	0.237
III 保 険 会 社	619	0.041	1331	0.153

このうち事業債については，「資金循環表」を用いて，個人，商業銀行，信託勘定，証券会社，保険会社への分布を求めた。しかし，信託銀行・生命保険会社の年金業務に基づく事業債の保有分については別途個別資料を用いて推計した。

同様にして，民間金融機関の法人企業向け貸出についても，「資金循環表」の民間金融機関の貸出金から個人向け，地方公共団体向け貸出金を差し引いた後にこれを商業銀行，信託勘定，証券会社，保険会社へのわりふりを行った。ただし，年金業務に基づく信託銀行，生命保険会社の法人企業に対する貸出しは別途推計を行った。

最後に政府系金融機関については，郵便貯金制度は家計部門に，社会保障基金は非課税機関に分類してある。従って，法人企業に対する政策金融のしめるシェアも同じ分類に従ってわりふりを行っている。

第 III - 26 表における法人企業のネットでの負債の保有別分布から，日本の場合は商業銀行のしめる割合が圧倒的であること(約 76%)，また，政府系金融機関の負債保有割合もかなり高いこと(10.6%)がみてとれよう。これに対し，アメリカでは非課税機関の保有割合が比較的高いものとなっている。
# 岩手県沖を震源とする地震による被害状況等について

※これは速報であり、数値等は今後も変わることがある。

※下線部は、前回からの変更箇所。

平成27年2月17日

17 時 00 現在

内 閣 府

## 1 地震の概要（気象庁情報）

(1) 発生日時

・平成27年2月17日 13:46頃

## (2) 震源地（震源の深さ）及び地震の規模

·場所：岩手県沖（北緯40.1度、東経142.1度）深さ約50km（速報値）

・規模：マグニチュード 5.7（速報値）

(3) 各地の震度（震度 5 弱以上）

震度 5 強 青 森 県 階上町道仏

震度 5 弱 岩 手 県 普代村銅屋

(4) 津波

この地震による津波のおそれはなし。

## 2 人的・物的被害の状況（消防庁調べ：2月17日15:40現在）

(1) 人的被害

現在のところ被害情報なし

(2) 物 的 被 害

現在のところ被害情報なし

(3) その他被害

現在のところ被害情報なし

## 3 その他の状況

(1) 道路（国土交通省調べ：2月17日15:30現在）

## ア 高速道路

· 規制情報 15 時 20 分速度規制解除

八戸道 浄法寺 IC～八戸 IC、八戸 JCT～下田百石 IC

東北道 紫波 IC～西根 IC

## 直轄道路

·青森河川国道事務所

対象路線：国道4号、国道45号、国道104号～巡回状況：点検完了、異常なし
## ·三陸国道事務所

対象路線：国道45号～巡回状況：往路点検完了、異常なし。復路点検中。

## · 岩手河川国道事務所

対象路線：国道4号、国道46号～巡回状況：往路点検完了、異常なし。復路点検中。

## ウ補助国道

·点検中

## 工都道府県・政令市道

· 点検中

## (2) 交通機関

ア鉄道（国土交通省調べ：2月17日15:30現在）

・新幹線の状況～脱線なし

・在来線の状況～脱線なし

イ 空港（国土交通省調べ：2月17日15:30現在）

・青森空港 施設等異常なし（震度2）

・三沢空港 施設等異常なし（震度3）

・花巻空港 施設等異常なし（震度3）

・仙台空港 施設等異常なし（震度1）

## (3) ライフラインの状況

ア 電力（経済産業省調べ：2月17日14:00現在）

・被害情報なし

イ 一般ガス（経済産業省調べ：2月17日14:30現在）

・被害情報なし

ウ 水道（厚生労働省調べ：217 日 14:00 現在）

・被害情報なし

工通信関係（総務省調べ：2月17日15:00現在）

・被害情報なし

オ 放送関係（総務省調べ：2月17日15:00現在）

・被害情報なし

## (4) 原子力施設関係（原子力規制庁調べ：2月17日14:10現在）

・原発関連施設異常なし

## (5) その他の被害状況

・医療施設、社会福祉施設の被害情報なし（厚生労働省調べ：2月17日14:00現在）

・収容施設の被害情報なし（法務省調べ：2月17日14:30現在）

・文教施設の被害情報なし（文部科学省調べ：2月17日14:30現在）
## 4 政府の主な対応

## (1) 官邸の対応

·官邸連絡室設置（2月17日13:50）

## 5 各省庁等の対応等

(1) 内 閣 府の対応等

·情報対策室設置（2月17日13:46）

## (2) 警察 庁の対応等

·災害警備連絡室設置（2月17日13:50）関連情報収集中

## (3) 消防庁の対応等

·消防厅災害対策本部設置（2月17日13:46）

·青森県防災へりが情報収集活動を実施（2月17日14:20）

## （4） 海上保安庁の対応等

· 航行警報発出（2月17日13:55）

## (5) 防衛省の対応等

·災害対策連絡室設置（2月17日13:50）

・現時点において、災害派遣要請なし。

## (6) 文部科学省の対応等

·災害情報連絡室設置（2月17日13:48）

·青森県及び岩手県教育委員会に対し、児童生徒等の安全確保と文教施設の被害状況の把握、二次災害防止を要請（2月17日13:58）

・文教施設関係は現在のところ異常なし（2月17日14:30）

## (7) 厚生労働省の対応等

·省内情報連絡室を設置（2月17日13:52）

・現時点で DMAT の活動なし（2 月 17 日 14:00）

## (8) 国土交通省の対応等

· 国土交通本省警戒体制（2 月 17 日 13:46）

・東北災害対策用ヘリコプターを被災状況調査のため派遣（14:51 仙台空港離陸）

·東北地方整備局より、青森県、階上町へリエゾン各2名派遣（2月17日）

・国土交通省として引き続き被害情報の収集・把握に努める

## （9） 国土地理院

·警戒体制（2月17日13:46）

## (10) 気 象 庁の対応等

·記者会見（2月17日15:00）
・階上町の土砂災害警戒情報発表基準及び大雨警報・注意報の発表基準を引き下げて運用（2月17日16:00～）

・引き続き、適時適切な情報発表に努める。
## 第V章 物価と金融

前章まで我々は、金融政策が実体経済にどのような影響を与えるのか考察した。ところで日銀が「物価の番人」と呼ばれるように、物価が日銀の政策ターゲットの主要なひとつであることは異論のないところであろう。II章でみたとおりオイル・ショック以降、インフレーションは日銀の政策ターゲットの中でそれ以前に増して大きな比重を占めてきた。物価の上昇はどのようなメカニズムによって起こるのだろうか。また金融政策はインフレーションの抑制に対して有効に働くのだろうか。本章では物価と金融政策の関係について分析を行うことにしよう。

1. インフレーション (WPIとCPIの比較)

図V-1は1958年1月を100とした卸売物価指数（WPI）と消費者物価指数（CPI）をプロットしたものである。図を見ると、1970代初頭までは明らかにCPIの上昇率がWPIの上昇率を上回っていたことがわかる。例えば1958年～71年の平均上昇率を比較すると、WPIが0.5%であるのに対しCPIは4.9%である。こうしたWPIとCPIの上昇率の間にみられる格差は、製造業を中心とした貿易財部門とサービス産業のような非貿易部門の労働生産性上昇率の格差によって発生した。日本の製造業はこの間に1次・3次産業をはるかに上回る高い生産性の上昇を達成したのである。

図V-1 WPIとCPIの推移

これに対して第1次オイル・ショック時1973年4月から75年4月、および第2次オイル・ショック後1979年4月から80年3月にかけての2回にわたる激しいインフレーションでは、いずれもWPIの上昇率がCPIの上昇率をはるかに上回っている（図V-2）。いうまでもなく原油を中心に輸入原材料価格の上昇が大きな役割を果たしたからである。1980年以降はわが国の物価水準は国際的にみてもきわめて安定的に推移してきた。以下本章ではこうした物価上昇がどのような要因によってもたらされ、金融政策がどのような影響を与えたか分析することにする。
図V - 2 CPI 及びWPI 前年同月比変化率（%）

## ２．インフレの決定要因

詳しい議論を展開する前に、まず簡単なモデル (Yoshikawa [1992]) を用いてインフレの決定要因を整理することにしよう。最初は賃金方程式である。

$$ \mathbf{w}_{\mathrm{t}}=\mathbf{p}_{\mathrm{t}-1}+\boldsymbol{\omega}+\mathbf{c}\mathbf{y} $$

ここでw, p, yはそれぞれ名目賃金変化率、名目物価上昇率、実質生産増加率、またωは労働者が要求する実質賃金の上昇率である。日本の賃金決定方式の特徴としてよく言われる事として、「春闘」の存在があげられる。賃金の決定に際し2～3年契約の形態をとっている米国等と違い、日本の場合春闘の存在のためインフレが1年以内に賃金に反映される。またわが国の賃金方程式では、物価上昇率の係数は1と有意に異ならずに計測される（吉川[1992]，3章）。(V.1)式はこうした点を定式化したものになっている。

次に価格方程式を考えよう。

$$ \mathbf{p}_{\mathrm{t}}=\mathbf{w}_{\mathrm{t}}-\boldsymbol{\eta}+\mathrm{d}\mathbf{y}_{\mathrm{t}} $$

η は労働生産性の上昇率である。(V.2) 式では企業は賃金の上昇を生産物の価格に上乗せさせて価格を決定している。反対に労働生産性の上昇は価格を引き下げる要因である。VI.2式をVI.1式に代入することによって次の式が得られる。

$$ \mathbf{p}_{\mathrm{t}}=\mathbf{p}_{\mathrm{t}-\mathrm{l}}+(\boldsymbol{\omega}-\boldsymbol{\eta})+(\mathbf{c}+\mathbf{d})\mathbf{y}_{\mathrm{t}} $$

生産量決定に関しては、次の簡単な方程式を用いる。

$$ \mathbf{M}_{\mathrm{t}}\mathbf{V}_{\mathrm{t}}=\mathbf{P}_{\mathrm{t}}\mathbf{Y}_{\mathrm{t}} $$

M, P, Yはそれぞれマネー・サプライ、価格レベル、生産量である。貨幣の流通速度Vが一定であると過程すると、(V.4)式は次のように表せる。

$$ \mathbf{m}_{\mathrm{t}}+\mathbf{p}_{\mathrm{t}}+\mathbf{y}_{\mathrm{t}} $$

mはマネー・サプライの増加率である。貨幣の流通速度が一定であるという仮定は現実的ではない（Tobin [1982]）。またマネー・サプライを完全に外生的とすることが非現実的であることも、既に詳しく説明した。しかしここではあくまで議論を簡略化するために、マネー・サプライについての簡単なフィードバック・ルールを仮定することにしたい。

$$ \mathbf{m}_{\mathrm{t}}+\boldsymbol{\theta}+\boldsymbol{\delta}\mathbf{p}_{\mathrm{t-l}} $$

(V.6) 式のδ は、マネー・サプライの増加率mが前期のインフレーション $ p_{t-1} $ をどれだけアコモデートするかその程度を表すパラメータである。例えばδが1の場合、マネー・サプライは前期のインフレを完全にアコモデートする。一方δが0の場合、マネーの増加率は前期のイ
ンフレに関係なくθによって決められる。またδがマイナスの値をとる場合には、日銀が強い反インフレのスタンスをとっていることになる。

(V.3), (V.5), (V.6) 式から、次の式が得られる。

$$ \begin{aligned}\mathbf{p}_{\mathrm{t}}\frac{\left(1+\delta\mathbf{\Theta}(\mathbf{c}+\mathbf{d})\right)}{\left(1+\mathbf{c}+\mathbf{d}\right)}\mathbf{p}_{\mathrm{t}-1}\\+\frac{\left(\left(\mathbf{c}+\mathbf{d}\right)\boldsymbol{\theta}+\left(\boldsymbol{\omega}-\boldsymbol{\eta}\right)\right)}{\left(1+\mathbf{c}+\mathbf{d}\right)}\end{aligned} $$

（V.7）式はインフレが一階の自己回帰過程に従うことを表している。ちなみに、実際には年次のCPI・WPI上昇率の自己相関係数は、表V-1の通りである。

表V - 1 消費者物価指数上昇率、卸売物価指数上昇率の自己相関係数

階差	消費者物価指数	卸売物価指数
1年	0.6538	0.3551
2年	0.3777	0.0063
3年	0.3322	0.0243
4年	0.1942	-0.0147
5年	0.0634	0.0453
6年	0.0601	0.2150
7年	-0.0795	0.0419
8年	-0.1440	-0.0922
9年	-0.1645	-0.1582
10年	-0.2363	-0.1263

（V.7）式から、インフレの持続性はδ および c + d に依存することがわかる。価格もしくは賃金が生産量の変化に敏感であればあるほど、またマネー・サプライが価格に対して適応的でないほどインフレの持続性は弱いことになる。長期的な均衡におけるインフレは、

$$ \mathbf{P}^{*}=\frac{(\mathbf{c}+\mathbf{d})\boldsymbol{\theta}+(\boldsymbol{\omega}-\boldsymbol{\eta})}{(1-\boldsymbol{\delta})(\mathbf{c}+\mathbf{d})} $$

である。 $ \left(\mathrm{P}_{0}+\mathrm{P}_{1}+\cdots+\mathrm{P}_{t-1}\right)/\mathrm{t} $ も $ \mathrm{P}^{*} $ に収束するので、 $ \mathrm{P}^{*} $ は近似的に平均物価上昇率と解釈することができよう。

平均物価上昇率 $ P^{*} $ はθ、ω-η、δ、c+dに依存する。次の(1)～(6)時に $ P^{*} $ は低くなる。

(1) マネーの増加率θが小さい。

(2) マネー・サプライが物価上昇をアコモデートしない(δが小さい、もしくは負である)。

(3) 価格および賃金の決定が生産量の

変化に敏感に反応する(c+dが高い)。

(4) 労働者によって要求される実質

賃金の上昇率 ω が労働生産性の

上昇率 η を上回らない。

(5) オイル・ショックなどによる生産性の低下（負のη）が生じない。

(6) 逆に景気循環のプロセスでは稼働率が高くなり「完全雇用」の水準に近づけば、生産性の上昇率が低下してインフレ加速要因となる。

## 3 ．マネー・サプライと物価

以上簡単なモデルを用いてインフレーションの決定要因を整理した。この結果を念頭におきながら若干の実証分析を行うことにしよう。まず最初にマネー・サプライと物価の関係を考えよう。

まず第1に、日銀がマネー・サプライの増加率を外生的に操作した場合を考えよう。先の（V.6）式においてθを一方的に操作した場合である。この場合にはθの値を大きくしていき、やがてそれが $ y_{t} $ を上回ると流通速度の変化には限界があるから $ p_{t} $ を上昇させる。例えば、1973～74年の「狂乱インフレ」の原因は、オイル・ショックに先がけ1971～73年に生みだされた「過剰流動性」（マネー・サプライの外生的な高い供給）が原因であった（小宮[1976]）。これはyそのものが上昇する余地がほとんどない状況（ちなみに1973年の有効求人倍率は市場最高の1.76であった。）下で、yをはるかに上回るθにより生み出されたインフレーションの典型であろう（1972年における $ M_{2}+CD $ と実質GNPの成長率はそれぞれ24.7%と8.4%）。

第2に、日銀が金利水準を平準化し、マネー・サプライを実体経済に対応する形でアコモデートした場合を考えよう。この場合貨幣は内生的に供給され、(V.6)式のθ、δは(V.5)式で決定される $ m_{t} $ によって受動的に決定される。いいかえればマネー・サプライの上昇率は $ p_{t} $ と $ y_{t} $ との和である名目経済成長の伸び率に
よって内生的に決定される。一方インフレ率は主としてω、ηおよびc、dによって決定されている。

## ユニット・マネー・サプライ

以上の考え方に沿って、実際にインフレの分析を行ってみよう。まず先にあげた第1の場合つまり日銀が外生的にマネー・サプライを増加させた場合について検証してみる。我々は、そのために「ユニット・マネー・サプライ」という指標を用いてみることにした。「ユニット・マネー・サプライ」とは、マネー・サプライの増加率のうち実質総生産上昇率を越える部分のことである。貨幣の流通速度Vが一定の場合(V.5)式を変形することによって、

$$ \mathbf{p}_{\mathrm{t}}=\mathbf{m}_{\mathrm{t}}-\mathbf{y}_{\mathrm{t}} $$

という式が得られる。この「 $ m_{t}-y_{t} $ 」を「ユニット・マネー・サプライ」と名付けよう。Vが一定であるかぎりユニット・マネー・サプライは物価上昇率に等しくなる。

図V-3 ユニット・マネーサプライ及びCPI（消費者物価指数）前年同期比変化率（%）

図V-3は、1958年以降のユニット・マネー・サプライと消費者物価指数の対前年同期比上昇率をプロットしたものである。72～73年の「過剰流動性」と呼ばれた時期には、ユニット・マネー・サプライがインフレに先行して大幅に上昇し、それが74年以降の「狂乱物価」を引き起こしてた。ただしその他の期間については、必ずしもユニット・マネー・サプライと物価の上昇の間にははっきりとした関係はみられない。ユニット・マネー・サプライとインフレの関係をもう少し詳しく分析するために、両者の関係をVARによって分析した。その結果が表V-2及び図V-4である。結果をみてわかるとおり、グレンジャーの因果関係分析において、ユニット・マネー・サプライはCPI・WPIに対して非常に強い因果関係があることがわかる。またインパルス応答図から判断しても、ユニット・マネー・サプライの増加はWPIには素早く、CPIには半年くらいのラグがあるが、それぞれを上昇させていることがわかる。

## マネー・サプライ内生の場合

続いて第2のケース、つまり日銀が金利を平準化しマネー・サプライを内生的に決定している場合には、インフレとマネー・サプライの関係はどうなっているであろうか。先に説明したとおり、この場合マネー・サプライは名目GNPの動きに応じて受動的に決定されている。インフレとの関係は特別に強くない。この点をみるために、日銀が金利を平準化している期間
被說明变數：CPI（消費者物価指數）

期間	Fテストでのユニット・マネー・サプライのF値の水準	分散分解（24四半期後）でのユニット・マネー・サプライの比率（%）
62.3～91.4	0.0180	54.342
62.3～76.4	0.3009	37.928
77.1～91.4	0.8795	19.076

被說明变數：WPI（卸尭物価指數）

期間	Fテストでのユニット・マネー・サプライのF値の水準	分散分解（24四半期後）でのユニット・マネー・サプライの比率（%）
62.3～91.4	0.7255	24.366
62.3～76.4	0.1659	23.016
77.1～91.4	0.8691	16.076

被說明变數：名目賃金指數

期間	Fテストでのユニット・マネー・サプライのF値の水準	分散分解（24四半期後）でのユニット・マネー・サプライの比率（%）
62.3～91.4	0.2678	16.052
62.3～76.4	0.7721	9.557
77.1～91.4	0.1912	20.123
図V-4 ユニット・マネー・サプライのインパルスに対する物価指数の応答関数
を探した。

戦後の日本経済は景気の変動が小刻みであったため、半年程度の金利平準化の局面は多くあったが、数年にわたって金利平準化が行われたケースは極めて少ない。数少ない中で、我々がサンプルとして用いたのは、1982年第4四半期から85年第4四半期までの3年間82年第4四半期にコール・レートは6％台に下げられ、その後85年第3四半期まで1度5.84％になるがその他は全て6％台で推移する。この間のマネー・サプライと名目GNPの関係を図にしたのが図V-5-イ)である。両方とも前年同月比上昇率をプロットしたものである。この図を見ると明らかであるが、マネー・サプライの動きはGNPの動きに非常によく似ている。

次に図V-5・ロ)・ハ)はそれぞれCPIとマネー・サプライ、CPIとユニット・マネー・サプライをプロットしたものである。これらの関係よりも、図V-5・イ)で示したGNPとマネー・サプライの関係の方が相関がありそうである。

インフレはある時には、日銀による過度のマ

ネー・サプライによっても発生するが、実体経済の動きから稼働率が上昇して発生することもあるといえる。

### 4. 金融政策と物価

次に金融引締め政策を行った場合、物価上昇率は低下するのであろうか。この問題を検証するために、我々はコール・レートの消費者物価指数（CPI）・卸売物価指数（WPI）・名目賃金指数への影響をVARモデルによって分析した。物価の各項目を被説明変数とし、コール・レートを説明変数とした2変数VARモデルである。Fテストによる因果関係分析によれば、コール・レートから消費者物価指数へは、非常に強い関係が見出される（表V-3）。また、インパルス応答図（図V-6）によって、コール・レート上昇後の物価の方向・物価鎮静効果の程度を観察してみた。図によると金利の上昇は消費者物価の上昇を3四半期後から抑え、卸売物価の上昇は2四半期後から抑えられているのが観測できる。この分析から金利の上昇が物価を
図Ｖ-5-イ）マネーサプライと名目ＧＮＰ

図Ｖ-5-口）マネーサプライと消費者物価指数
図Ｖ-5-八）ユニットマネーサプライと消費者物価指数
表V - 3 コール・レート及び物価項目の2变量VARモデルの分析結果 コール・レートとCPI（消費者物価指数）

説明変数	被 説 明 变 数
コール・レート	CPI
F検定でのF値の水準	分散分解での比率(%)	F検定でのF値の水準	分散分解での比率(%)
コール・レート	0.0000	74.98	0.0364	25.02
CPI	0.0669	16.38	0.0000	83.62

コール・レートとWPI（卸壳物価指数）

説明変数	被 説 明 变 数
コール・レート	DPI
F検定でのF値の水準	分散分解での比率(%)	F検定でのF値の水準	分散分解での比率(%)
コール・レート	0.0000	52.43	0.6584	47.57
W P I	0.0132	12.82	0.0000	87.18

コール・レートと名目賃金指数

説明変数	被 説 明 变 数
コール・レート	名目賃金
F検定でのF値の水準	分散分解での比率(%)	F検定でのF値の水準	分散分解での比率(%)
コール・レート	0.0000	70.66	0.1226	29.34
名目賃金	0.02372	22.01	0.0000	77.98
図V-6 コールレートのインパルスに対する物価指数の応答関数
鎮静化させることがわかる。

## 5 ．財別の価格と生産の関係

## 財別価格上昇

次に我々はIV章で行った財別の生産との比較をするため、財別の価格上昇を観測することにした。先に述べたように物価上昇の原因はさまざまであるが、その原因によって財別にインフレの仕方が違うはずである。例えば、生産性の上昇以上の賃上げがあったために企業が製品価格を引き上げた場合に起こるインフレの場合、先のWPIとCPIの所で見たように、消費財の価格がまず上昇するであろう。またオイル・ショック時のように輸入原材料の価格上昇によるものであれば、輸入原材料使用比率の高い生産財・建設財の価格が他財よりも先に上昇し、これが資本財・生産財の価格上昇を誘発するであろう。また実体経済以上のマネー・フローのためにインフレが起こる場合、供給不足な財の価格がまず上昇するであろう。

図V-7は1960年以降の資本・建設・消費・生産の各財の価格指数の対前年同月比上昇率をプロットしたものである。1次・2次のオイル・ショック時に価格の上昇率が大きいのが目に付くが、詳しくみると財によって価格の上昇度合に相違があるのがわかる。ちなみにそれぞれの財における価格変動の平均、標準偏差、自己相関係数を表V-4にまとめておいた。建設財・生産財の価格上昇率が大きく、またこの2財は上昇率の振れが大きいことがわかる。

## 価格と生産

先に物価の上昇の原因がさまざまであると述べたが、価格の上昇と生産の間になんらかの関係は存在するのだろうか。我々は財別に生産と価格の関係を掘り下げてみることにした。

図V-8は財別の生産指数と価格指数の前年同月比変化率である。財によって生産指数・価格指数の動きはさまざまであるが、中でも建設財だけは価格の動きと生産の動きが非常に類似しているのがわかる。次に財別に生産と価格の関
図Ｖ－７ 財別物価上昇率（前年同月比，%）

表V - 4 財別価格上昇率（%）の平均・標準偏差・自己相関（月次）

資本財	建設財	消費財	生產財
平均上昇率	1.8039	3.9010	2.7028	3.2806
標準偏差	4.9573	7.5436	4.3914	9.4566
自己相関係数
ラグ 1月	0.9879	0.9786	0.9846	0.9885
2月	0.9574	0.9336	0.9575	0.9595
3月	0.9149	0.8801	0.9242	0.9165
4月	0.8646	0.8175	0.8890	0.8624
5月	0.8080	0.7461	0.8506	0.7987
6月	0.7455	0.6668	0.8075	0.7270
7月	0.6785	0.5827	0.7603	0.6496
8月	0.6083	0.4963	0.7109	0.5688
9月	0.5357	0.4072	0.6597	0.4872
10月	0.4616	0.3155	0.6033	0.4065
11月	0.3880	0.2215	0.5428	0.3289
12月	0.3193	0.1369	0.4828	0.2570
図V - 8 財別価格指数変化率（%）と生産指数変化率（%） 資本財
生產財

係をもう少し詳しくみるために、財の生産・価格の上昇率を2変数VARモデルによって分析してみた。

表V-5は財別のFテスト及び分散分解の結果である。Fテストの結果によると資本財では生産から価格への因果関係が、消費財・生産財では価格から生産への因果関係が見出され、さらに建設財では両方向の因果関係がみられる。分散分解においても同じような結果が出ており、建設財においては価格の分散の40％を生産が説明してしる。図V-9は各財に対して生産ショックが起こった場合の価格の反応を表している。ここでもまた建設財価格は、生産ショックに対し他財に比べて大きな反応を示す。この結果から建設財の価格は稼働率が上昇し、需要に生産が追いつかなくなる場合に上昇するといえる。では次にこれら財別の価格変動を区間を区切って詳しく観察してみよう。
表V - 5 生産と価格の2変量VARモデルの分析結果

(期間 1975.1～92.4 分散分解は72か月後の値)

資本財

說明变数	被說明变数
生產指數	価格指數
F檢定でのF値の水準	分散分解での比率(%)	F檢定でのF値の水準	分散分解での比率(%)
生產指數	0.0	96.74	0.0035	3.26
価格賃金	0.8349	35.52	0.0	64.48

## 建設財

說明变数	被說明变数
生產指數	価格指數
F檢定でのF値の水準	分散分解での比率(%)	F檢定でのF値の水準	分散分解での比率(%)
生產指數	0.0	83.07	0.0142	16.93
価格賃金	0.0013	40.26	0.0	59.74

## 消費財

說明变数	被說明变数
生產指數	価格指數
F檢定でのF値の水準	分散分解での比率(%)	F檢定でのF値の水準	分散分解での比率(%)
生產指數	0.0	92.15	0.2701	7.85
価格賃金	0.0039	22.25	0.0	77.75

## 生產財

說明变数	被說明变数
生產指數	価格指數
F檢定でのF値の水準	分散分解での比率(%)	F檢定でのF値の水準	分散分解での比率(%)
生產指數	0.0	84.60	0.7713	15.40
価格賃金	0.0283	0.32	0.0	99.68

（注）・網かけ部分は有意水準10％で有意なもの
図V - 10 1971 ~ 75年における財別物価上昇率（%）

注） $ ^{*} $ 印は公定歩合の引上げを示す。

1971～75年の「狂乱物価」

図V-10は1971年から75年までの財別価格上昇率である。この第1次オイル・ショック時が、我々の観測機関の中で最も大きな上昇率を示した。この時期71年8月から12月までの第1次フロートの期間、日銀は円高を防ぐ為に年率20%を超えるペースでマネーを供給した。この時の過大なマネー・フローのため、需要側のインフレ要因は揃った。そこへ「列島改造ブーム」で建築熱が盛り上がり、建設財の供給が追いつかず、建設財の価格上昇がまず引き金となった。建設財価格は1972年9月から12月にかけて20%上昇した。この間消費財・資本財のインフレーションは0.3％及び1.6％に留まっている。次に、建設財に引っ張られる形で生産財価格が上昇し、消費財・生産財と続く。しかし73年10月のオイル・ショックまでは、消費財・生産財の価格上昇の度合は、他財に較べて小幅なものに留まっている。

73年10月のオイル・ショック後にまず輸入物価が大幅に上昇する。高度成長期以降、賃金の上昇を生産性の上昇で補ってきた製造業も、原材料価格の上昇に耐え切れず価格を上昇させることになる。まず製品に占める輸入原材料の比率が高い生産財が価格を上昇させる。続いて、既にピークを過ぎていた建設財も原材料の値上げのため再び上昇に転じる。その後資本財・消費財にも価格上昇が波及し、全ての財価格が一様に上昇するようになる。オイル・ショック後の価格の上昇度合を見ると、輸入原材料の使用比率が高い順に生産財・建設財・資本財・消費財となっている。特に生産財は74年2月に前年同月比で約45%の上昇をしている。

以上のように分析してみると、72年から75年のインフレについて73年10月以前の過剰流動性による需要要因から起こった部分と、73年10月以降の輸入原材料の上昇による供給要因から起こった部分に区別することができる。

では次に、この「狂乱物価」時における金融政策の経緯と物価の動きを追ってゆく。日銀は72年12月までは金融緩和基調で政策を運営していたが、引締めに転じたのは73年1月と3月における準備率の引き上げであった。それにもかかわらず2月には前年同月比で27%、3月には33%増と非常に効率でハイパワード・マネーを供給していた。これは71年後半から72年前半に起こった $ M_{2}+CD $ の高い伸び（貸出の急増）をアコモデートしたものといえる。しかし73年4月になるとついに公定歩合を引上げている。ここで上昇基調にあった物価が一旦止まったかに見える。建設財は最初のピークを越え、生産財・消費財の価格上昇率も横這いに転じる。しか
表V - 6 1971年～75年の金利及び物価上昇率（%）

年 月	公定步合	約定金利	CPI上昇率	实質金利
71	1	5.75	7.69	3.82
2	5.75	7.68	4.15
3	5.75	7.66	4.98
4	5.75	7.66	4.58
5	5.5	7.64	4.90
6	5.5	7.62	4.39
7	5.25	7.60	4.56
8	5.25	7.57	5.55
9	5.25	7.54	3.33
10	5.25	7.52	3.80
11	5.25	7.49	4.48
12	4.75	7.46	5.28
72	1	4.75	7.41	6.24
2	4.75	7.34	6.69
3	4.75	7.27	8.53
4	4.75	7.24	9.38
5	4.75	7.19	10.90
6	4.25	7.13	11.06
7	4.25	7.01	11.84
8	4.25	6.90	12.06
9	4.25	6.81	14.59
10	4.25	6.78	14.35
11	4.25	6.75	15.77
12	4.25	6.72	19
73	1	4.25	6.71	23.19
2	4.25	6.71	26.27
3	4.25	6.71	23.87
4	5	6.76	25
5	5.5	6.89	23.17
6	5.5	7.02	23.56
7	6	7.16	25.35
8	7	7.30	25.38
9	7	7.50	23.73
10	7	7.71	26.17
11	7	7.84	25.79
12	9	7.93	21.97
74	1	9	8.31	17.21
2	9	8.72	13.89
3	9	9.03	14.15
4	9	9.15	13.36
5	9	9.19	14.01
6	9	9.22	13.49
7	9	9.24	11.44
8	9	9.25	10.17
9	9	9.26	10.38
10	9	9.29	9.48
11	9	9.33	8.29
12	9	9.37	7.67
75	1	9	9.39	9.39
2	9	9.39	9.67
3	9	9.40	9.11
4	8.5	9.37	9.39
5	8.5	9.30	9
6	8	9.20	9.16
7	8	9.11	9.45
8	7.5	9.03	8.99
9	7.5	8.92	9.77
10	6.5	8.83	8.70
11	6.5	8.72	9.20
12	6.5	8.51	10.75
しハイパワード・マネーの前年同月比35％にものぼる供給が続いたため、5月以降再び全ての財の価格が再上昇し始める。その後5・7・8月にさらに公定歩合を引き上げ4.25％であった公定歩合を7％まで引き上げたが、それにもかかわらずハイパワード・マネーは依然前年同月比30％台の高い水準で供給し続けている。そのため物価は上昇を続けた。

表V-6は当時の公定歩合、貸出約定金利、消費者物価指数上昇率、実質ローン金利である。消費者物価上昇率は記載時点からみた12か月後の上昇率を事後的に作成した。また実質ローン金利は貸出約定金利から物価上昇率を差し引いて作成したものである。表をみると72年から公定歩合、約定金利は上昇しているが、それ以上の物価上昇のため実質金利はマイナスでありしかも下落している。日銀は金利を上昇させることにより金融引き締めを狙ったのであるが、それ以上の物価上昇のため引き締め効果が表れていないのである。

さて73年10月にオイル・ショックが発生し、コストプッシュ・インフレが起こる。12月に入り日銀は公定歩合をさらに2％引き上げるが、生産財・建設財は前年同月比30％以上のインフレを続ける。最初にインフレの峠を越えたのが建設財・資本財であった。これらの財は74年3月に山を迎えその後沈静化に向かう。続いて生産財が6月以降沈静化に向かい、消費財が沈静化に向かうのは10月のことである。金融政策のインフレ沈静効果についてみると、公定歩合の最初の引き上げから、建設財の物価沈静までの期間が11か月、消費財の沈静化までの期間が18か月かかったことになる。

## 第2次オイル・ショック時の物価上昇

図V-11は、第2次オイル・ショック前後の価格上昇率の動きである。ユニット・マネー・サプライの動きを第1時オイル・ショック時と比較すると、78年にやや上昇は見られたものの、その大きさは前回と較べはるかに小さい。この時期の物価上昇の主因はもっぱら輸入物価の上昇による供給側からの要因であったと考えられる。財別の上昇を見ても、前回の73年10月以降と似ており、生産財・建設財が当初上昇しややラグをもって消費財・資本財が上昇している。また今回の場合、消費財・資本財に関しては他の財と較べ上昇率は小さく生産財が最高37%上昇したのに対し、年率10%以下の上昇にとどまっている。

図V - 11 1977 ~ 82年における財別物価上昇率（%）

注） $ ^{*} $ 印は公定歩合の引上げを示す。
ではこのインフレに対して、金融政策はどのように運営されてきたのであろうか。1978年12月に第2次オイル・ショックが発生すると、まず建設財の価格が79年1月に上昇する。2月・3月と建設財は上昇の速度を速めるが、他の財に目立った上昇は見られない。4月に入り生産財の物価がやや上昇に転ずると、第1次オイル・ショック時の教訓のあった日銀は0.75％の公定歩合引き上げに入る。その後消費財・資本財に物価の上昇は見られないが、建設財・生産財の物価上昇率が更に上昇すると7月に第2次引締めにかかる。10月に入り建設財・生産財の物価上昇傾向が止まらず、消費財も上昇を始めると11月2日に3次の引締めにかかる。80年になり資本財にも価格の上昇がみられ、全ての財価格が上昇し始めると2月・3月に続けて公定歩合を引き上げ、3月19日に最高の9％に達する。この間の引き上げ幅は5.5％であった。80年3月に生産財が上昇率のピークを迎えたが、前年同月比37％と、第1次オイル・ショック時には及ばなかったものの、非常に高い上昇率であった。その後、5月には建設財が下降に転じ、続けて消費財・資本財の上昇に歯止めがかかる。

第2次オイル・ショック時のインフレに対する金融政策の波及効果をみると、最初に公定歩合を引締めてから生産財の価格上昇が収まるまでの期間が12か月、資本財の17か月を要しており、期間的には第1次オイル・ショック時と変わっていないのが判る。

以上、2 回のインフレ局面を分析してきたが、ここから言えることをまとめると次のようになる。

イ）物価上昇のタイミングは、建設財が最も早く、続いて生産財が早い。

口）物価上昇の度合は建設財。生産財が大きく、資本財。消費財は小さい。

ハ）イ）ロ）のタイミング・幅の動きは4章で分析した、金利に対する生産の動きと同じである。

二）金融引締めから、物価上昇が抑制される迄の期間は、約12か月を要する。

またこれらの結果は先にVARモデルで分析した生産指数と物価の関係とコンシステントである。財の価格の中でも特に建設財においては、「金利→物価」というよりもむしろ「金利→生産→物価」という関係が存在するといえる。

## 6 ．低インフレの原因

いままでの章においてはインフレ率の上昇について主に取り上げてきた。ところが1982年以

図V - 12 ユニットマネーサプライ及び $ M_{2} + CD $ 前年同月比変化率（%）
降、日本のインフレ率は非常に低いレベルで推移している。WPIに関して言えば低下すらしている。ではこの低インフレの原因は何であったのか、金融政策との関係はいかになっていたのか。以後の節においては、日本の1980年代の低いインフレ率についてその原因を分析する。

## 金融政策

先に述べたように、1972～73年のインフレの原因は日銀による過剰なマネー供給によるものであった。この教訓をもとに、その後の日銀の金融政策の主眼はインフレに移った。図V-12に1958年以降のマネー・サプライの上昇率、ユニット・マネー・サプライの上昇率を載せておいたが、77年以降はユニット・マネー・サプライの上昇率が非常に低いものになっていることがわかるであろう。

また、日銀は第1次オイル・ショック以降反インフレ的なスタンスをとってきたということもその一因である。図V-13にCPIに1標準偏差分のショックがあった場合のコール・レートの反応を表したインパルス応答図がある。推計期間は1958年1月～72年12月と73年1月～91年12月までの2つである。オイル・ショック以前は、インフレに対しコール・レートはほとんど反応していない。これは価格の上昇をマネー・サプライがアコモデートしていたことを示している。前のモデルにおけるδが1に近いということである。対照的にオイル・ショック以降は、明らかに物価の上昇に対し金利が上昇する。δが負に転じたのである。

図V - 13 C P I のインパルスに対するコールレートの応答関数 1957.1 ~ 1972.12
## 生産性の上昇

さて1980年代における低インフレの直接の原因は急激な円高である。1982年に250円であった円が1988年には128円に上昇した。この円高は主として日本の輸出産業（主に製造業）における生産性の上昇によるものであるが（Yoshikawa [1990]）これは輸入原材料の価格低下を通じてCPIをも低下させた。ただしサービス産業のような非貿易財においては、財に占める原材料の割合が小さいから、円高がCPIに与える影響は部分的で小さいものである。このようなメカニズムから、1980年代には再びWPIとCPIの上昇率（ないし低下率）の格差が生じた。

またこの期間、労働者によって要求される実質賃金の増加率ωが労働生産性の上昇率ηを上回らなかったことも低インフレに寄与した。1970～75年についてみると、全産業の労働生産性の上昇率（η）が5.4%であったのに対し、実質賃金の上昇率（ω）は7.2%であった。70年代初頭には、ωがηを1.8%も上回っていたのである。対照的に1975～80年ではηとωはそれぞれ8.3％と2.0%、また1984～89年は6.3％と1.9%である。オイル・ショック以降はηが大幅にωを上回っていたのである。概してオイル・ショック以後は労働需給が弱含みで推移した。有効求人倍率は1974年の1.20から75年に0.61に転じて以来、88年に1.01となるまで0.6のあたりに低迷し続けた。こうした状況下で労働者は一貫して弱い立場にあったといえる。このことがオイル・ショック以降日本の低インフレの一つの原因になっているものと考えられる。