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計し，労働市場を規定する構造的要因を同時に考慮して自然失業率を求める方法である。この方法は藤本〔1984〕によって考案されたものであり，事前的な労働需要・労働供給関数を用いて賃金決定関数を計測するという南・尾高〔1972〕のアプローチを自然失業率の導出に援用したものである。この方法の特徴は，事前的な労働需要・労働供給関数から事前的な労働需給ギャップを求め，需給ギャップの解消する状態として労働市場の均衡を定義している点である。第1および第2の方法は陽表的には労働市場の均衡を考慮していないし，第3の方法は事後的なデータを用いてしか労働市場の均衡をとり扱っていない。この点において，第4の藤本〔1984〕の方法はメリットを持っているわけである。しかも，第4の方法は第2段階の失業率関数の計測において，自然失業率を決定する労働市場の構造的要因も取り込める。

### I II. 自然失業率の計測とその吟味

自然失業率の実証例の概観において述べた通り，労働市場の均衡条件から自然失業率を求める第4の方法は他の方法より望ましい特性を持つ。この点から，本稿は第4の藤本〔1984〕の方法を修正し，自然失業率を再計測する。高雇用状態はこの自然失業率を実現する状態として理解されることになる。まず，労働需要関数から議論を始めよう。完全競争を前提とすれば，企業の利潤極大行動から，生産物賃金＝労働の限界生産力（古典派の第1公準）が成立する。生産関数が資本ストック，労働，輸入エネルギーの生産要素に依存するとし，その具体的形態をコブ＝ダグラス型に特定化すれば，労働需要関数は次式で与えられることになる $ ^{6} $ 。

$$ L^{D}=\beta_{2}PQ/W $$

ここでβ₂は生産の労働弾力性（労働シェア），Qは実質GNPと実質輸入エネルギーの和（産出量）としてそれぞれ約束される。

次に,労働供給関数は労働供給の生産年齢人口(N)に対する比率である労働供給率で具体化されると考える。この労働供給率は期待実質賃金の関数と想定され,次式で表現される。

$$ L^{s}/N{\tt=}A(W/P_{\mathrm{c}}^{\mathrm{e}})^{\delta} $$

ここで A は定数 $ \delta $ は労働供給率の期待実質賃金 $ (W / P_{C}^{\mathrm{e}}) $ に関する弾力性である。(5) 式は家計がその労働供給にあたって期待の誤りを除いて貨幣錯覚を持たないことを意味する。労働供給関数(5)式において，現実の価格ではなくて期待価格 $ (P_{C}^{\mathrm{e}}) $ が用いられているのは，先に触れたフリードマンの主張する労働供給側における情報ギャップの存在のためである $ ^{7)} $ 。

以上を前提にして，賃金決定関数について説明を与えよう。名目賃金の変動は，労働需給比率 $ L^{D}/L^{S} $ ，期待消費者物価変化，制度的要因の三つによって規定されるものと仮定する。名目賃金の変動要因として期待消費者物価変化が考慮されているのは，賃金決定が部分的には期待実質賃金ベースで行なわれていることを反映している。具体的には，名目賃金の変動 $ W/W_{-1} $ は次式のように表現される。

$ W/W_{-1}=\mathrm{e}^{\alpha_{0}}(P_{\mathrm{c}}^{\mathrm{e}}/P_{\mathrm{c}-1})^{\alpha_{1}}(L^{D}/L^{S})^{\alpha_{2}}(6) $ ここでα₀は制度的要因変数，α₁は期待消費者物価の変化 $ (P_{\mathrm{c}}^{\mathrm{e}}/P_{\mathrm{c}-1}) $ に関する弾力性，α₂は労働需給比率に関する弾力性をそれぞれ表わしている。ただし $ P_{c-1} $ は1期前の消費者物価である。(6)式に労働需要関数(4)式および労働供給関数(5)式を代入し，自然対数に変換すれば

$$ \begin{aligned}&\ln W=B_{0}+B_{1}\ln(P_{\mathrm{c}}^{\mathrm{e}}\big/P_{\mathrm{c-1}})+B_{2}\ln P_{\mathrm{c}}^{\mathrm{e}}\\&\quad+B_{3}\ln(PQ\big/N)+B_{4}\ln W_{\text{1}}\\&B_{0}=\{\alpha_{0}+\alpha_{2}\ln(\beta_{2}\big/A)\}\big/B_{5}\\&B_{1}=\alpha_{1}\big/B_{5}\quad B_{2}=(\alpha_{2}\delta)\big)\big/B_{5}\qquad(7)\\&B_{3}=\alpha_{2}\big/B_{5}\quad B_{4}=1\big/B_{5}\\&B_{5}=1+\alpha_{2}(1+\delta)\quad\\&B_{2}+B_{3}+B_{4}=1\\ \end{aligned} $$
が得られる。

(7)式を推計するためには，データ面での準備が必要である。名目賃金のデータとしては，「国民所得統計年報」，「国民経済計算年報」における雇用者所得を，「労働力調査」の雇用者数で除した一人当り雇用者所得を用いることにした。本稿のアプローチは決定論的モデルにもとづいているので，価格に関する期待の誤りは期待調整の遅れから生じる。期待形成については静学的期待のフォーミラを用いた。すなわち，期待消費者物価は $ P_{c}^{e}=P_{c-1}+\left\{P_{c-1}\left(P_{c-1}-P_{c-2}\right)/P_{c-2}\right\} $ にもとづいて計測される。より一般的な例えば適応的期待のフォーミラを用いても，それほど推定結果は改善されなかった。PQは名目GNPと名目輸入エネルギーとの和であり，輸入エネルギー・データの作成の詳細については補論IIを参照されたい。生産年齢人口のデータは15歳以上人口を使用している。

以上のデータを用いて， $ B_{2} + B_{3} + B_{4} = 1 $ の係数制約を考慮しながら通常の最小二乘法(OLS)によって(7)式を計測した。計測期間は昭和29～昭和58年度である。雇用者所得と名目GNPデータは旧SNAデータと新SNAデータをリンク係数を用いて昭和40年度で接続したものである。新SNAデータは昭和50年度基準である。計測結果は次式で示される。

$$ \begin{aligned}\ln W=&-0.033+0.504\ln\left(P_{C}^{e}\quad/P_{C-1}\right)\\&(-1.13)(4.18)\\&+0.036\ln P_{C}^{e}\quad+0.354\ln(PQ/N)\\&(3.17)\quad(8.74)\\&+0.610\ln W_{-1}\quad(8)\\&(13.54)\\\overline{R}^{2}=&0.99\quad DW=1.31\quad\overline{S}=0.02\end{aligned} $$

$\overline{R}^{2}$ は自由度修正済決定係数, DWはダービン・ワトソン比, $\overline{S}$ は標準誤差, ( ) 内の数値は $t$ 値をそれぞれ表わしている。以下においても類似の表記法をとるが, 誤解を生じない限り説明は省略することにする。(8) 式においては定数項を除いて, 变数はすべて有意に計測されている。(8) 式で得られた推定パラメータから, $\alpha_{1}, \alpha_{2}, \delta$ を求めると,

$$ \alpha_{1}=B_{1}\;/\;B_{4}\div0.826,\alpha_{2}=B_{3}\;/\;B_{4}\div0.580, $$

$$ \delta=B_{2}/B_{3}\ddots0.101 $$

が得られる。期待実質賃金率に関する労働供給率の弾力性( $ \delta $ )はプラスであり，代替効果が所得効果を上回るノーマルなケースであることがわかる。

次に,労働需給と生計費要因以外の「制度的要因にもとづく独立的賃金変動」を意味するパラメ-ターα₀の推定が必要になる。推定パラメ-ターと構造パラメ-ターの対応関係より,β₂とAが識別できないかぎり,α₀は識別不能である。フリードマンは現実の失業率,自然失業率および労働市場の関係について次のように述べている。「どんな時にも,実質賃金率構造の均衡と音合的であるという特性をもつある失業水準が存在する。……この失業水準を下回る時には,労働に対する超過需要が存在することになり,それが実質賃金率を上げる働きをする。それ以上の失業率は,労働力に対する超過供給が存在することを意味し,それが実質賃金率を下げるように働く。『自然』失業率とは,換言すれば,ワルラスの一般均衡方程式体系に労働及び商品市場の現実の構造的特徴が折り込まれる時に,産み出される水準であるといえる。……」(Friedman〔1968〕邦訳pp.14·15)。この叙述から,フリードマンは現実の失業率が自然失業率から乖離するとき,労働市場が不均衡状態にあることを想定していることがわかる⁸)。先に触れたように,期待インフレ率と現実インフレ率が一致するとき,自然失業率状態が実現される。そこで期待と現実の乖離が解消された時,労働市場が均衡するものとして,本稿ではα₀の値を求めることにした。

昭和41年度および42年度の消費者物価変化率はそれぞれ4.7および4.2%であった。また有効求人倍率は0.81，1.05であった。したがって，41年度から42年度にかけて有効求人倍率は1を通過したことになる。41年度と42年度の消費者物価変化率の差は0.5%ポイントであるが，42年度に消費者物価変化率に関する期待が実現して，労働市場が均衡していたと想定しよう $ ^{9} $ 。(6)式を自然対数に変換すると $ \ln\alpha_{0} $ は定数項と
図4 労働需給ギャップ

なるから，この想定は，42年度をベンチ・マークにして，α₀を推定することを意味している。先に推定したパラメータ-α₁，α₂及び昭和42年度のW/W_{-1}，P_{c}/P_{c-1}をあてはめてα₀を求めると，

α₀=ln[(W/W₁)/(Pc/Pc₁)ᐊ¹]≠0.086になる。α₀の値はα₁，α₂の値より小さいが，制度的要因が無視しえないものであることがわかる。推定したパラメータ-α₀，α₁，α₂，と現実のデータを用いれば，直接観察できない労働需給ギャップが，

$$ \begin{aligned}\ln(L^{D}/L^{S})=&\{\ln(W/W_{\cdot1})-\mathfrak{a}_{\text{}_{0}}\\&-\mathfrak{a}_{\text{}_{1}}\ln(P_{C}^{e}/P_{C\cdot1})\}/\mathfrak{a}_{\text{}_{2}}\end{aligned} $$

より計算できる。この労働需給ギャップを描いたものが図4である。

図4から労働需給ギャップに関して，以下のごとき観察が得られよう。労働需給ギャップは29年度から35年度，37年度から42年度，46年度，50年度から58年度にかけて1を下回り，他の期間においては1を上回っている。南（〔1981〕pp.250・252）では，昭和35年を日本経済の転換点とみなし，過剰労働が消滅し始めた年であることが指摘されている。29年度から35年度にかけて労働需給ギャップ（ $ L^{D}/L^{S} $ ）が1を下回っているのは，両者の間に矛盾がないことを示すものであろう。また，37年度から42年度にかけては「転型期」論が唱えられた時期であり，高度成長期が終わったのではないかという悲観的な思いに人々がとらわれた時期である。このような人々の悲観的な心理を反映して，36年度に1を越えた労働需給ギャップは37年度から42年度にかけて再び1を下回った。43年度から45年度までは史上最長の好況であった「いざなぎ景気」の持続した期間であり，労働市場はそれを反映して労働需給が再び1を越えることになった。46年度は景気の下降局面に位置し，労働需給ギャップは1を切る。47年度から49年度の期間は「列島改造論」ブーム，「過剰流動性インフレ」が到来し，「第一次石油危機」の勃発によって「高度成長」に終止符がうたれた時期であった。この時期，労働需給ギャップは1を越え，労働市場は超高雇用状態であったのである。50年度以降は「第一次石油危機」を受けて企業の「減量経営」の時期であった。当然，労働需給ギャップは1を下回った。54年度には労働需給は0.90まで回復するが，「第二次石油危機」の影響で労働需給ギャップは再び低迷することになる。

次に，労働需給ギャップの推計値と失業率の関係を見ておこう。これを描いたのが図5である。両者の関係は，29～34，40～56年度と34～40，56～58年度の二つの期間で異なっている。前者の期間においては，労働需給ギャップと失業率の関係は水平ないしはやや右上りの曲線で
図5 労働需給ギャップと失業率

表わされる。これに対し，後者の期間は，両者の間に右下りの曲線を想定でき，しかも年を追って右方にシフトないしは，曲線の傾きが緩やかになることを観察できる。この点は藤本[1984]の推計結果と両立可能である。

以上の観察が示すのは，失業率と労働需給ギャップとの間に，一定の右下りの関係を想定することはできないということである。換言すれば，労働需給ギャップ以外になんらかの変数を用いて失業率の変動を説明することが必要になるわけである。そこで，労働需給ギャップと労働市場の構造変化要因を説明変数とする失業率関数を推計して，労働需給ギャップが1となるときに成立する自然失業率を計測することにしよう。

労働市場の構造変化を表わす要因として，28～41年度の期間においては就業者全体に占める第一次産業就業者の比率，42～58年度の期間においては就業者全体に占める第三次産業就業者の比率を用いた。その理由は，前者の期間においては第一次産業から就業者の流出が続いていたこと，後者の期間においては第三次産業の就業者比率が高まっていることを考慮したものである。その結果，失業率関数はそれぞれ次の通り計測された。

イ）昭和29年度～昭和41年度

$$ \begin{array}{l}\ln U=-2.882-1.446\ln(L^{D}/L^{S})\\ \quad(-\ 19.56)(-3.54)\\ \quad+1.030\ln\chi_{1}+0.192D_{1}\quad(9)\\ \quad(9.85)\quad(2.45)\\ \quad\overline{R}^{2}=0.95\quad DW=1.88\quad\overline{S}=0.074\end{array} $$

☐）昭和42年度～昭和58年度

$$ \begin{array}{c}\ln U=-1.647-0.718\ln(L^{D}/L^{s})\\ (-9.96)(-4.75)\\ +3.889\ln\chi_{2}+0.144D_{2}\quad(10\\ (15.68)\quad(3.19)\\ \overline{R}^{2}=0.99\quad DW=1.44\quad\overline{S}=0.04\end{array} $$

ここで U は完全失業率， $ \chi_{1} $ は第一次産業就業者比率， $ \chi_{2} $ は第三次産業就業者比率， $ D_{1} $ は34年度が1で他年度は0であるダミー変数， $ D_{2} $ は42年度が1で他年度は0であるダミー変数である。 $ D_{1} $ は過剰労働が解消する兆しが現われ始めた変化を示すダミー変数であり， $ D_{2} $ は超高雇用状態へ向かう変化を示すダミー変数であると考えられる。

(9)式および(10)式の失業率関数において，自然失業率は労働需給がマクロ的に均衡( $ L^{D}/L^{S}=1 $ )しても（循環的要因が消滅したとしても）なお存在する構造的失業部分として計測される。労働需給ギャップを1として(9)式および(10)式から自然失業率を求めたのが図6に描かれている $ ^{10} $ 。計測した自然失業率と現実の失業率を比較すると，需要不足失業（非インフレ加速失業）は29～35年度まで存続していたことがわか
図6 現実の失業率と自然失業率

る。しかし，36～39年度の期間には，インフレの加速化に期待調整が追いつけず，逆にインフレ加速的失業が生じた。すなわち，インフレーションの加速化と引き換えに失業率が低下したのである。そして，40～43年度には再び需要不足失業が発生したが，44～49年度には超高雇用状態を反映してインフレ加速的失業が再現された。その後，昭和49年の第一次石油危機を契機に再び大幅な需要不足失業が生じたが，これは54～55年度の景気回復期にも完全には解消されず，増大傾向にある。

### I V. GNPギャップの計測

本節はGNPギャップの計測にあてられる。

経済が自然失業率を達成する時のGNPを高雇用GNPとして計測し，これを現実のGNPと比較することによりGNPギャップを求める。推計の具体的方法は以下の通りである。第1に，労働，資本，エネルギーを生産要素とするマクロ生産関数が計測される。第2に，労働時間関数を推定して，高雇用時の労働時間指数が求められる。第3に，稼働率関数を推計して，高雇用時の稼働率が計測される。第4に，女子の労働力率関数を推計して，高雇用時の女子労働力率が求められる。第5に，推定したマクロ生産関数に高雇用時の労働，資本，エネルギーの投入量を代入して高雇用GNPを推計する。最後に，定義式{{（現実の実質GNP - 高雇用GNP）/高雇用GNP}×100，（%）表示}に従って，GNPギャップを計算する。

## Ⅳ - 1 マクロ生産関数の推定

労働，資本，エネルギーを生産要素とし，コブ＝ダグラス型に特定化したマクロ生産関数を仮定すると，

$$ Q=B e^{\lambda^{\mathrm{~T~}}}K^{\beta^{1}}L^{\beta^{2}}E^{\beta^{3}}\not\perp_{1}+\not\perp_{2}+\not\perp_{3}=1 $$

となる。ここで $B$ 定数，$\lambda$ は技術進歩率，$K$ は資本ストック，$L$ は労働，$E$ はエネルギー，$\beta_{i}(i=1,2,3)$ は各生産要素のシェアを表わす。$\beta_{1}+\beta_{2}+\beta_{3}=1$ の制約は規模に関する収穫不变，すなわち一次同次型の生産関数であることを示している。

生産物市場と要素市場の両方において完全競争を仮定すれば，企業の利潤極大化行動より，

$$ \beta_{3}Q/E=P_{E}/P $$
が得られる。すなわち，エネルギーの限界生産力＝エネルギーの実質価格( $ P_{E} $ は土ネルギー価格)が成立する。(12)式を(11)式に代入して整理すれば，

$$ \begin{aligned}\ln(Q/L)=&\left[\left(\ln B\beta_{3}^{\beta^{3}}\right)/\left(1-\beta_{3}\right)\right]+\left[\left(\lambda T\right)\right.\\&\left.\left.\left/(1-\beta_{3}\right)\right]\right.+\left[\left\{\beta_{1}\ln(\mathrm{K}/L)\right\}\right.\\&\left./(1-\beta_{3})\right]\left.-\left[\left\{\beta_{3}\ln(P_{\mathrm{E}}/P)\right\}\right.\right.\\&\left./(1-\beta_{3}\right]\left.\right.\left.\left.(13)\right.\right.\end{aligned} $$

が導かれる。(13)式はエネルギーの投入量を実質エネルギー価格に変換して得られたもので，Rasche-Tatom型の生産関数と呼ばれる。

(13)式を用いてマクロ生産関数の推計をおこなう。Qは先に述べたように実質GNPと実質輸入エネルギーの和である。Kは資本ストックに稼働率指数を乗じたものであり，労働は就業者数に総実労働時間指数を乗じて求められる。 $ P_{E}/P $ は実質エネルギー価格をデータとして用いる。資本ストックは経済企画庁「民間企業資本ストック統計」(取付べース)，稼働率指数は「通産統計」（製造工業稼働率指数）から得られている。また就業者数は「労働力調査」，総実労働時間指数は「毎月勤労統計」から得られている。なお，Tはタイム・トレンドである。以上の説明変数に加えて3個のダミー変数を付けて計測した。計測結果は(14)式で示される。計測期間は34～58年度である。

$$ \begin{aligned}\ln[Q/\left(H\cdot L\right)]=&-3.15+0.479\ln[(R\cdot K)\\&(-15.34)\quad(6.81)\\&/(H\cdot L)]-0.111\ln(P_{E}/P)\\&(-5.01)\\&+0.033T+0.076D_{3}\\&(4.88)\quad(2.45)\\&-0.081D_{4}-0.155D_{5}\quad(14)\\&\left(-3.53\right)\left(-4.76\right)\\\overline{R}^{2}=0.99\quad&DW=1.93\quad\overline{S}=0.03\end{aligned} $$

$ D_{3} $ は50年度が1で他年度は0， $ D_{4} $ は52～55年度が1で他年度は0， $ D_{5} $ は58年度が1で他年度は0のダミー変数をそれぞれ表わしている。これらのダミー変数は資本・労働比率，実質エネルギー価格，タイム・トレンドでは説明しきれない生産性の変化をとらえている。しかも，石油危機以後の構造変化が結果として一様でなかったことを意味している。また，Hは総実労働時間指数，Rは稼働率指数をそれぞれ示している。(14)式の計測結果から，各生産要素のシェアを求めれば，労働のシェアは0.470，資本のシェアは0.431，エネルギーのシェアは0.099，技術進歩率は2.9％となる。

## Ⅳ - 2 労働時間関数の推定

労働時間指数については,タイム・トレンド,失業率に3個のダミー変数を加えて推定した。推定結果は(15)式に示されている。計測期間は34～58年度である。

$$ \begin{array}{l}\mathrm{Ln}H=4.764+0.031\ln U-0.008T\ $ 758.95)(1.92)\quad(-\ 15.34)\\\quad+0.014D_{6}-0.020D_{7}+0.022D_{8}\quad(1)\ $ 2.05)(-\ 2.68)\quad(2.65)\\\overline{R}^{2}=0.97\quad DW=1.09\quad\overline{S}=0.01\end{array} $$

$ D_{6} $ は40～49年度が1で他年度は0， $ D_{7} $ は49～53年度が1で他年度は0， $ D_{8} $ は53～57年度が1で他年度は0のダミー変数である。これらのダミー変数による推定結果は，高度成長期，第一次石油危機後，第二次石油危機後で構造変化が生じたことを示している。IIIで得られた自然失業率の値を(15)式に代入して，高雇用時の労働時間指数は求められる。

## I V - 3 稼働率関数の推定

稼働率関数は失業率とダミー変数を説明変数として推定される。失業率は今期と1期前の値を同時に説明変数とする。ダミー変数は4個用いる。推定結果は図式のとおりである。計測期間は34～58年度である。

$$ \begin{aligned}\mathrm{Ln}R&=4.754-0.247\ln U+0.221\ln U_{-1}\\&\quad(378.66)\left(-6.20\right)\quad(5.46)\\&\quad-0.058D_{9}+0.100D_{6}-0.049D_{7}\\&\quad\left(-2.75\right)\quad(8.88)\left(-3.55\right)\\&\quad+0.030D_{8}\quad(16)\\&\quad(2.16)\\&\quad\overline{R}^{2}=0.94\quad DW=1.56\quad\overline{S}=0.02\end{aligned} $$

ここでRは稼働率指数を表わし， $ D_{6} $ ， $ D_{7} $ ， $ D_{8} $ のダミー変数は(15)式と同様である。したがって，高度成長期，第一次石油危機後，第二次石油危
機後において，稼働率に構造変化があったことを意味している。Dは37年度が1で他年度は0のダミー変数である。(16)式にIIIで求めた自然失業率の値を代入すれば，高雇用時の稼働率指数が計算できる。

## I V - 4 女子労働力率関数の推定

高雇用時の就業者数については，油井〔1983〕の方法に従って，以下のようにして求めた。景気の動向に応じて労働力人口が変動することを考慮して，高雇用時の労働力人口を推計する。労働力率(労働力人口／15歳以上人口)を男女別にみると，一般に女子の労働力率が景気動向に敏感に反応することが知られている $ ^{11} $ 。そこで男子の労働力人口は高雇用時においても変化せず現実の値と等しいものとする。女子の高雇用時の労働力人口については，失業率とタイム・トレンドを説明変数とした女子労働力率関数を推計し，これから求めることにする。女子労働力率関数の推計結果は，(17)式によって示される。

$$ \begin{array}{l}\mathrm{RW}=0.596-0.020U-0.011T\\ \quad(33.09)\quad(-\ 2.43)(-\ 6.33)\\ \quad+0.00047T^{2}\\ \quad(4.73)\end{array} $$

$\bar{R}^{2}=0.80\ DW=1.45\quad\bar{S}=0.006\quad\rho=-0.671$ 計測期間は34～58年度である。(17)式における計測はコクラン=オーカット法を用いて，誤差項における系列相関を修正している。したがって，$\rho$は1次の自己相関係数を示している。RWは女子の労働力率を表わし，データは「労働力調査」からとられている。(17)式においてUの係数が負であることは，女子の労働力率が景気循環のプロセスで，procyclicalに変動していることを意味している。

(17)式にIIIで求めた自然失業率の値を代入して，高雇用時の女子労働力率が求められる。これに15歳以上の人口を乗じて，高雇用時における女子労働力人口が導出される。この高雇用時の女子労働力人口に現実の男子労働力人口を加えて，最終的に高雇用時の労働力人口が算出される。そして，最終的にこの高雇用時の労働力人口に高雇用率（1 - 自然失業率）を乗じたものが，高雇用状態における就業者数となる。

## I V - 5 GNPギャップの計測とその検討

IV - 2からIV - 4で計算された高雇用時の労働時間指数，就業者数，稼働率指数を(14)式に代入すると，高雇用実質産出量が計算できる。ただし，稼働率指数に関しては期間を34～42年度と43～58年度の二つに区分し，それぞれの期間における高雇用稼働率指数の平均値を求め，その値を(14)式に代入している。資本ストック，実質エネルギー価格は現実の値を代入し，高雇用状態へ移行してもそれらの値は変わらないもの

図7 GNPギャップ
谷	山	谷	期	(参考)四半期基準日付
拡張	後退	全循環	山	谷
第1循環	26年6月	26年10月	(4月月)	26年4~6月	26年10~12月
第2循環	26年10月	29年1月	29年11月	27月月	10月月	37月月	29年1~3月	29年10~12月
第3循環	29年11月	32年6月	33年6月	31月月	12月月	43月月	32年4~6月	33年4~6月
第4循環	33年6月	36年12月	37年10月	42月月	10月月	52月月	36年10~12月	37年10~12月
第5循環	37年10月	39年10月	40年10月	24月月	12月月	36月月	39年10~12月	40年10~12月
第6循環	40年10月	45年7月	46年12月	57月月	17月月	74月月	45年7~9月	46年10~12月
第7循環	46年12月	48年11月	50年3月	23月月	16月月	39月月	48年10~12月	50年1~3月
第8循環	50年3月	52年1月	52年10月	22月月	9月月	31月月	52年1~3月	52年10~12月
第9循環	52年10月	55年2月	58年2月	28月月	36月月	64月月	55年1~3月	58年1~3月

（出所）経済企画庁「日本経済指標」

と仮定した。算出された高雇用時の実質産出量から実質エネルギー輸入額を控除すると高雇用GNPの値が得られる。GNPギャップは，

GNPギャップ = 〔(現実の実質GNP -

高雇用GNP）/(高雇用

GNP )] × 100 (% 表示 )

にもとづいて計算される。図7はこのGNPギャップを描いたものである。

図7から以下の事実が観察できる。35年度まで高雇用GNP以下であった日本経済は36年度にいたって初めて高雇用GNPを上回る水準に到達した。36年度は経済企画庁の設定した表1の「景気循環の基準日付」からもわかるように，第4循環のピーク（いわゆる「岩戸景気」のピーク）を迎えた年であった。37年度は一転して景気の下降局面に当たり，GNPギャップは負の値をとる。日本経済は高雇用GNP以下での操業を余儀なくされたのである。そして3839年度は日本経済の成長パターンを設備投資主導型から消費・財政主導型に転換しなければならないという「転型期」論争が盛んになされた時であり，GNPギャップは改善方向にむかい39年度は再び高雇用GNPを上回る状態に突入した。しかし，「マクロ好況，ミクロ不況」ということばでも形容されたように設備投資の盛り上りに欠けた年であった。

「転型期」論が的中した感のあった「40年不況」時には，激しい景気の落ち込みが生じて，GNPギャップは負を示した。41年度のGNPギャップは依然としてマイナスであり，41年度は不況から完全に脱出しきれていなかったことを表わしている。新保・井上(新保〔1985〕)の推計ではGNPギャップが41年度において既に高雇用GNP水準を上回っているのと対比すると，本稿の推計は政善されているといえよう $ ^{12} $ 。その後，日本経済は戦後初の赤字国債の発行をはじめとする一連の積極的財政政策によって不況から脱した。57カ月という未曾有の好況局面，いわゆる「いざなぎ景気」がこの時期にあたる。図7が示す通りGNPギャップは42年度からプラスとなり，高雇用GNPを上回る超高雇用状態へ突入したのである。

さて，47，48年度の当時に計測されたGNPギャップはマイナスであった。これに対して新保（〔1985〕pp.106・115）は，当時のインフレーションの進行を考えれば，47，48年度の真のGNPギャップはプラスでなければならないと批判している。本稿の推計では，GNPギャップは42年度から49年度にかけて一貫して正の値をとり，47，48年度当時がインフレ加速的状況であったことを示している。

昭和48年度未に起こった第一次石油危機の影響は,50年度に激しいGNPギャップの低下となって現われる。一進一退の状態を続けながらGNPギャップは54年度に再びわずかであるが，正となっている。このことは，石油危機以
後において好況状態として一番安定した年は，54年度であることを示している。ちなみに有効求人倍率でみても，54年度は0.74と石油危機以後で最も高くなった年である。ところが，第二次石油危機の引き締めの影響を受けて，55年度のGNPギャップは大きくマイナスの水準を記録する。56～58年度以降はすべてマイナスの値をとっており，日本経済が不況下にあったことを示している。表1の「景気循環の基準日付」によると，55年2月から58年2月まで日本経済は戦後最長の景気下降局面にあった。先にも触れたように56～58年度のGNPギャップは，一応すべてマイナスの値をとっているが，その動きは一様ではなくジグザグである。とくに，56年度にはGNPギャップは大きく改善したが，57年度には一転して悪化している。そして，58年度のGNPギャップは再び改善にむかっている。58年度のGNPギャップの改善は，アメリカ経済の景気拡大を受けたわが国の景気回復を反映したものと考えられる。

### V. 高雇用余剩の計測

日本経済における高雇用余剩の計測は，新保〔1979〕，経済企画庁〔1983〕，油井〔1983〕，植田・亀水〔1986〕等によっておこなわれている。とりわけ油井〔1983〕の研究は高雇用余剩の計測とそれに関連する諸問題を包括的に検討している。本稿は基本的には油井〔1983〕のアプローチに依拠し，それを修正する形で高雇用余剩の計測をおこなうことにする。なお高雇用余剩の計測は一般政府レベルに限定される。

## V - 1 計測方法

高雇用余剰の計測は以下の手順にしたがって行なわれる。

イ）Ⅳ - 5で計測した実質高雇用GNPを名目高雇用GNPに変換する。油井〔1983〕と同様に現実のGNPデフレーターを実質高雇用GNPに乗じて，名目高雇用GNPを求める $ ^{13)} $ 。

ロ）イ）で算出した名目高雇用GNPから高雇用時の個人所得および法人所得を推計する。個人所得と法人所得のデータは「国民経済計算年報」からとられる。個人所得は雇用者所得，家計財産所得，個人企業所得および対家計民間非営利団体の財産所得の合計額として求められる。他方，法人所得は在庫評価調整後の配当控除前民間法人企業所得在庫評価調整額を加えたものとして定義される。高雇用時の個人所得と法人所得は二つのステップを踏んで求められる。第1ステップとして，個人所得と法人所得の合計額に対する個人所得の比率すなわち個人所得の分配率を推計し高雇用時の個人所得の分配率を求める。第2ステップとして，高雇用状態への移行に伴う名目GNPと間接税の変動を調整した高雇用時の個人所得と法人所得の合計額に，第1ステップで得た高雇用時の個人所得の分配率にを乗じて高雇用時の個人所得額を計算する。

高雇用時の法人所得は高雇用時の個人所得と法人所得の合計額から，ここで求めた個人所得を減じれば求められる。

ハ）イ）と口）で推計した高雇用名目GNPおよび高雇用時の個人所得・法人所得を用いて，一般政府の高雇用余剰，いいかえると高雇用時の一般政府の貯蓄投資差額を計測する。油井〔1983〕と同様に，収入面については，家計の負担する直接税の中で所得税，民間法人企業所得に対する直接税，間接税および社会保障の負担のみについて高雇用時の値を推計する。それ以外の収入項目については，現実値を与えることとする。他方，支出面については，社会保险給付のなかの雇用保険の支払額だけを推計し，それ以外の支出項目は現実値
を与えることにする。高雇用時の租税収入から高雇用時の支出を控除することにより，一般政府の高雇用余剰が求められる。

## V - 2 分配所得の推定

最初に，計測方法について説明したから，以下ではその具体的作業について説明を与える。高雇用時の個人所得および法人所得はV-1で述べたように，個人所得の分配率関数から求められる $ ^{14} $ 。油井〔1983〕では，分配率関数は定数項ダミーとGNPギャップの二つの説明変数で推定された。本稿はGNPギャップとダミー変数に分配率のタイム・トレンドを新たに加え，(18)式で表わされる計測式を推定した。

$$ \begin{aligned}YP/YN&=0.853-0.005GAP+0.002T\\&\quad(166.27)\left(-6.11\right)\quad(6.44)\\&\quad-0.024D_{10}+0.043D_{II}-0.023D_{12}\\&\quad\left(-2.77\right)\quad(3.78)\left(-2.08\right)\end{aligned} $$

$$ \overline{R}^{2}=0.88\quad DW=1.56\quad\overline{S}=0.01 $$

ここで推定期間は34～58年度である。YPは個人所得，YNは個人所得と法人所得の和，GAPはGNPギャップをそれぞれ表わしている。 $ D_{10} $ は44～47年度が1で他年度は0， $ D_{11} $ は49年度が1で他年度は0， $ D_{12} $ は55年度が1で他年度は0のダミー変数である。石油危機の直前と二つの石油危機の直後に分配率構造に変化のあったことが，ダミー変数の動きからわかる。また，GNPギャップの係数が負であることは以下のように解釈できよう。景気循環の上昇局面では，実質賃金は労働生産性ほどには上昇しない。反面，下降局面では実質賃金は労働生産性ほど急速には伸びが鈍らない(黒坂・浜田〔1984〕pp.198・202)。したがって，景気循環のプロセスにおいて雇用がそれほど激しく変動しないならば好汛期の労働分配率は低下し，逆に不汛期は上昇する。GNPギャップの係数が負であることはこのような事実を反映したものであろう。

(18)式のGNPギャップを0とすることにより，高雇用時の個人所得の分配率は算出される。

次に，高雇用時の個人所得と法人所得の合計額(YNH)は以下のようにして求められる。国民所得NIから個人所得と法人所得の合計額YNを差引けば，その残差は，一般政府財産所得，公的企業所得，一般政府・消費者負債利子および民間法人企業の支払配当から構成される。高雇用状態が達成されてもこの残差が変わらないとすれば高雇用国民所得（NIH）が決定されると，YNHは即座に求められる。他方名目GNP（XN）と国民所得の差は，間接税（TI），補助金，固定資本減耗等から構成されている。これらの中で間接税のみが高雇用に移行するにつれて変化するものとしよう。このとき，高雇用時の間接税収が推定されれば，高雇用時の国民所得そして最終的には高雇用時の個人所得と法人所得の合計を求めることができる。

具体的には，

$$ \begin{aligned}YNH=&XNH-\left(XN-NI\right)-\Delta TI\\&-\left(NI-YN\right)\\=&XNH-XN-\Delta TI+YN\end{aligned} $$

の関係から計算される。ここでXNH /は高雇用名目GNPである。

XNH に(18)式から得られた高雇用時の個人所得分配率を乗じれば，高雇用時の個人所得が算出できる。この高雇用時の個人所得を XNH から引くことにより，高雇用時の在庫評価調整後の法人所得が求まる。在庫評価調整後の法人所得に現実の在庫評価調整額が加えられると，最終的に高雇用時の在庫評価調整前の法人所得になる。

## V - 3 租税関数の推定

税収に関しては，間接税収関数，所得税収関数および法人税収関数の三つが推定される。

最初に，油井〔1983〕と同様に間接税収関数については説明変数に実質GNP，GNPデフレーターと2個のダミー変数を選び，以下の推定結果が得られた。
$$ \begin{aligned}\ln TI=&-2.068+0.941\ln PX\\&(-1.96)(8.62)\\&+0.954\ln XR-0.052D_{3}\\&(10.83)\qquad(-2.67)\\&+0.058D_{13}\\&(2.19)\end{aligned} $$

$$ \bar{R}^{2}=0.99\ DW=1.52\quad\bar{S}=0.025\quad\rho=-0.83 $$

推定期間は40～58年度であり、コクラン＝オーカット法を用いて誤差項の系列相関を修正している。 $ D_{13} $ は52，58年度が1で他年度は0のダミー変数である。石油危機以後に間接税収の構造に変化の生じたことが，ダミー変数の動きから理解できる。(19)式の実質GNPに高雇用実質GNPを代入した値が，高雇用時の間接税収になる。

次に，所得税収関数については，家計の負担する直接税のうちの所得税を被説明変数とし，個人所得，課税最低限と2個のダミー変数を説明変数として推定した。結果は次式の通りである。

$$ \begin{aligned}TDH=290.161+0.129YP-4.367TYM\ $ 1.04)\quad(32.13)\quad(-9.60)\\-1,027.78D_{14}-908.87D_{15}\quad(20)\ $ -3.92)\quad(-3.80)\end{aligned} $$

$$ \overline{R}^{2}=0.99\quad DW=1.97\quad\overline{S}=308.96 $$

推定期間は40~58年度であり，D_{14}は41~45年度が1で他年度は0，D_{15}は50~54年度が1で他年度は0のダミー変数を表わす。TDHは家計の負担する所得税，TYMは課税最低限（初年度ベース，円）をそれぞれ示している。課税最低限の係数は負となり，課税最低限の引き上げは所得税収の減少につながることを意味している。また，ダミー変数の動きから，高度成長期と第1次と第2次の石油危機にはさまれた期間において，家計の負担する所得税の構造が変化したことがわかる。V-2で求めた高雇用時の個人所得の値を(20)式の個人所得に代入すれば，高雇用時の所得税収が計算できる。

最後に，法人税収関数の推定について説明しよう。法人税収は景気変動を敏感に反映して変化するため，高雇用余剰を計測するうえで法人税収を正確に推定することはきわめて重要である。油井〔1983〕では，法人所得に基本法人税率を乗じた変数(1期前の値も使用)，GNPギャップ，ダミー変数を説明変数とする法人税収関数が推定された。本稿では，民間法人企業所得に対する直接税を被説明変数とし，法人所得，1期前の民間法人企業所得に対する直接税と2個のダミー変数を説明変数として推定した $ ^{15)} $ 。このようにして求められた法人税収関数の結果は次式の通りである。

$$ \begin{aligned}\ln TDC&=-\ 1.074\ +0.414\ln EPC\\&\quad(-2.23)\quad(4.36)\\&\quad+0.680\ 1n\ TDC^{-1}+0.276\ D_{16}\\&\quad(11.85)\quad(4.99)\\&\quad+0.181\ D_{17}\quad(21)\\&\quad(2.32)\\&\quad\overline{R}^{2}=0.99\quad DW=2.12\quad\overline{S}=0.07\end{aligned} $$

推定期間は41～58年度であり，TDCは民間法人企業所得に対する直接税，EPCは法人所得（タックス・ベース），D_{16}は47～50年度が1で他年度は0，D_{17}は53年度が1で他年度は0のダミー変数である。二つのダミー変数は大インフレ期と第二次石油危機直前の国民経済が相対的に安定した期間に法人税収の構造が変化したことを示している。V-2で求めた高雇用時の法人所得の値を(21)式の法人所得に代入して，高雇用時の法人税収が求められる。1期前の法人税収については，現実の値を用いている。

## V - 4 社会保障負担関数の推定

社会保障負担関数に関しては，個人所得と国民年金の月額保険料を用い，油井〔1983〕の計測式をやや簡略化した形で推定した。推定結果は(22)に示されている。

$$ \begin{aligned}TSC=&-859.244+0.072YP+1.649SR\left(22\right)\\&\left(-5.85\right)\quad\left(28.29\right)\quad\left(18.09\right)\\\bar{R}^{2}=&0.99\quad DW=2.14\quad\bar{S}=237.77\end{aligned} $$

推定期間は40～58年度であり，TSCは社会保障負担，SRは国民年金の月額保険料（円）をそれぞれ示している。個人所得（YP）と国民年金の月額保険料のt値は大きく説明力の高いことがわかる。V-2で得られた高雇用時の個人所得の値を(22)式の個人所得に代入すれば，
高雇用時の社会保障負担額が求められる。

## V - 5 高層用余剰の計測とその検討

一般政府の支出面については，油井〔1983〕と同様に社会保障給付のうち雇用保険給付額のみを推計し，他の支出項目は高雇用状態に移行しても変化しないものと仮定している。高雇用時の雇用保険給付額(EXU)は，各時点の失業者1人当たり給付額(現実値を用いる)に高雇用時失業者数を乗じて計算した。高雇用時の失業者数はIIIで得られた自然失業率とIV-4で得られた高雇用時の就業者数を用いて算出した。一般政府の高雇用余剩，すなわち，高雇用時の一般政府の貯蓄投資差額(HES)は，一般政府の貯蓄投資差額の現実値(SIG)に(19)～(22)の各推定式から得られた高雇用への移行に伴う収入・支出の変化額を調整して求めた。各変数の変化額を添字Δで表わせば，一般政府の高雇用余剩(HES)は，

$$ \begin{aligned}H E S=&\;S I G+\Delta\;T I+\Delta\;T D H+\Delta\;T D C\\&+\Delta\;T S C-E X U\end{aligned} $$

で示される。

図8には，以上の方法で求めた高雇用余剰と一般政府の貯蓄投資差額（現実の財政余剰）の対名目高雇用GNP比率がそれぞれ描かれている。一般政府の貯蓄投資差額は，45～49年度まで貯蓄過剰（財政黒字）を記録していたが，50年度以降には投資過剰（財政赤字）に転じている。とくに54年度まではほぼ一貫して投資過剰が増大していた。しかし，56年3月の第二次臨調の発足を背景とした行財政改革の浸透によって，一般政府の財政赤字は54年度以降減少しつりある。他方，高雇用余剰は45～48年度の間黒字を示していたが，49年度以降では赤字を示している。高雇用赤字のピークは54年度であり，ジグザグを繰り返しながらも徐々に減少しつつある。これは現実の財政余剰とパラレルである。

さて最初に，表1と図8を用いて，景気循環の上昇・下降局面における高雇用余剰と現実の財政余剰との関係を検討してみよう。計測期間のうちで景気の上昇局面にあたっていたのは，46年12月～48年11月，50年3月～52年1月，52年10月～55年2月の三つの期間であることが表1からわかる。好況を反映して現実の財政余剰が高雇用余剰を上回っていたのは54年度のみであり，47～48年度，50～51年度，53年度においては現実の財政余剰が高雇用余剰を下回っている。他方，表1が示すように，景気の下降局面にあたっていたのは，45年7月～46年12月，48年11月～50年3月，52年1月～52年10月，55年2月～58年2月の四つの期間である。不況を反映して高雇用余剰が現実の財政余剰を上回ったのは，52年度，55年度，57年度であ

図8 高雇用余剰と現実の財政余剰
図9 高雇用余剰とGNPギャップ

る。逆に45～46年度，49年度，56年度では高雇用余剰が現実の財政余剰を下回っている。高雇用余剰を財政の構造的黑字あるいは赤字とみなせば，現実の財政余剰と高雇用余剰との差は財政の循環的黑字あるいは赤字を意味する。図8より，45～46年度，49年度，54年度，56年度，58年度には現実の財政余剰が高雇用余剰を上回っており，循環的黑字が発生していたことがわかる。通常の場合，好況局面では税収の増加を反映して循環的黑字が，不況局面では税収の減少を反映して循環的赤字が生じると考えられる。しかし，現実は必ずしもそれと合致していない。先にも触れたように，循環的黑字の発生している期間がすべて景気の上昇局面にあたっていたわけではない。また，47～48年度，50～53年度，55年度，57年度には高雇用余剰が現実の財政余剰を上回って循環的赤字が発生していたが，必ずしもこれらの期間がすべて不況局面であったわけでもない。このように，計測された高雇用余剰の値は，経済企画庁の作成した景気循環の基準日付とは必ずしもパラレルな動きを示していない。この点は高雇用余剰の計測に際して，景気循環の基準日付との対応をより一層慎重に吟味する必要があるかもしれない。

言うまでもなく，裁量政策としての財政は景気対抗的に運営することが求められる。いいかえると好況期には抑制的に，不況期には拡張的に運営することが経済の安定化のために要請される。そこで景気循環の基準日付ではなくて，IV-5で得られたGNPギャップを用いて財政政策の安定化パフォーマンスを検討してみよう。図9にはGNPギャップと対名目高雇用GNP比率で示された高雇用余剩が描かれている。GNPギャップが正のときに高雇用余剩が正であれば逆に，GNPギャップの負の時に高雇用余剩が負であれば，水準自体の比較としては財政が景気対抗的に作用していると判断される。図9より45～49年度，54年度においてはGNPギャップが正の値をとり，経済が超高雇用状態にあったことがわかる。したがって，高雇用余剩が黒字となっていれば，経済の超過需要圧力を緩和して財政が景気対抗的に作用していたことになる。45～48年度において高雇用余剩は黒字となり，財政が景気の加熱を防止する方向に作用していたことになる。このことは47～48年度の期間において財政は景気対抗的に機能していたことを意味している。しかし，現在ではこの時期は財政サイドからもインフレーションを加速化したという見解が支配的であり，高雇用余剩とGNPギャップを直接比較する評価方法ではこの見解と矛盾することになる。54年度の高雇用余剩は赤字を示しており財政は景気助長的な動きをしていたことになる。
他方，50～53年度，55年度，57～58年度の期間においてはGNPギャップは負となり，図9から経済は高雇用点以下であったことがよみとれる。それらの期間における高雇用余剰はすべて負となり，財政は景気の下支えをしていたことになる。

次に,財政活動を評価するいま一つの方法として,高雇用余剰をsummary measureとして利用するアプローチを採用しよう。「……ある時点から次の時点にかけての完全雇用余剰額(高雇用余剰額－筆者注)の変化をみることによって,裁量的財政政策がより拡張的に運営されたか,引締的に運営されたかが判断されることになる。(油井〔1983〕p.3)。すなわち,summary measureとしての高雇用余剰の利用法は,これまでの水準そのものではなくて,高雇用余剰の変化額に注目するものである。高雇用余剰が増加して裁量的財政政策が引締的に運営されたと判断されるのは,図9から47～48年度,49～50年度,51～52年度,54～55年度,56～57年度にかけての期間であることがわかる。他方,45～47年度,48～49年度,50～51年度,52～54年度,55～56年度,57～58年度にかけての期間は高雇用余剰が減少しており,裁量的財政政策が拡張的に運営されたと判断される。

高雇用余剩の変化と比較するために，図9よりGNPギャップの変化の方向を観察してみよう。47～49年度，50～51年度，52～54年度，55～56年度，57～58年度ではGNPギャップが増加しており，景気の加熱または景気の改善が示されている。他方，45～47年度，49～50年度，51～52年度，54～55年度，56～57年度ではGNPギャップが減少しており，景気の緩和または景気の悪化が表われている。

summary measureとして高雇用余剰を利用する場合，GNPギャップと同方向に動くことが適切な財政運営と評価される。すなわち，景気の加熱または景気の改善がみられるときには引締的な運営が逆に景気の緩和または景気の悪化がみられるときには拡張的な運営が望ましいことになる。このsummary measureの観点からみると，GNPギャップと高雇用余剰が同方向に動いたのは45～48年のみである。すなわち，適切な財政運営がなされてたのはこの期間だけであり，他の期間においては財政運営に適切さが欠けていたことになる。景気動向の認知から景気対抗的な財政政策をうち出すまでに，一年間のラグの存在することがおおまかに認められる。いいかえれば，前年度のGNPギャップの変化と今年度にかけての高雇用余剰の変化から判断すると，財政は景気対抗的な作用を示しているのである。財政の景気調整機能は，常に後手にまわっていたと解釈できるかもしれない。

## V I．高雇用經常收支，高雇用交易条件と高雇

## 用為替レートの計測

高雇用経常収支を計測する試みは,最近になって59年度の経済白書以外にも，精力的に行なわれている。それらの研究の共通の特徴として，貯蓄・投資バランスの観点から高雇用経常収支（経常収支の構造的黑字という呼び方がされている）を計測しようとする点があげられる。貯蓄・投資バランスにもとづく高雇用経常収支の計測は，小国モデルあるいは二国モデルのいずれかに依拠するものである。植田〔1985〕，深尾〔1986〕 $ ^{16} $ は前者の代表例であり，Ueda〔1985a〕，〔1985b〕は後者の代表例である $ ^{17} $ 。

本稿では小国モデルにもとづいて,高雇用経常収支の計測が試みられる。