A Wage Curve for Japan: Further Evidence from

A Wage Curve for Japan: Further Evidence
from Panel Data
2010年9月6日
関西労働研究会夏合宿研究会報告論文
Tomoko Kishi Nanzan University
Faridul Islam Utah Valley University
Wage curves
• Wage curves とは、地域別賃金を縦軸、地域別の失業率を
横軸にとった平面上にプロットされる、右下がりの曲線であ
る。
地域別賃金
0
地域別失業率
先行研究（1）
• Blanchflower and Oswald(1994) The Wage Curve,
Massachusetts: MIT Press.
• その後、B-Oを含む多くの研究者によって推定が
行われた。
• 日本を対象とする先行研究は、
• Montgomery(1994), Kano(2004) , Poot & Doi
(2006) などである。
日本を対象とする先行研究
• Montgomery, E. （1994） “Patterns in Regional Labour Market
Adjustment: The United States vs. Japan,”in Blank, R. (ed.)
Social Protection Versus Economic Flexibility: Is There a
Trade-Off? Chicago: University of Chicago Press, 95–117.
• Kano, S. (2003) “Japanese Wage Curve: A Pseudo Panel Study”,
IPPS Discussion Paper 1032, Institute of Policy and Planning
Sciences, University of Tsukuba, Tsukuba, Ibaraki, Japan.
• Poot, J. and Doi, M. (2005) “National and Regional Wage
Curves in Japan 1981–2001”, Review of Urban and Regional
Development Studies 17 (3), 248–270.
先行研究 (2)
• 先行研究では多くの場合、以下のような理論モデルで
推定が行われている。
ln(Wrt )  t  Dr   ln(U rt )   Z rt   rt
•
•
•
•
•
•
Ｗｒｔ：賃金
μｔ：時間の効果
Dｒ : 地域の固定効果
Ｕｒｔ：地域別失業率
Ｚｒｔ：その他の説明変数ベクトル
εｒｔ：誤差項
添字のｒは地域、ｔは年次を表している。
先行研究 (3)
• 先進国を対象とした分析では、賃金の失業率の弾
性値βは -0.1 の近傍と推計されている。
• 日本に関する推定値
 0.15  ˆ  0.1
• Montgomery (1994)
• Kano(2004) では、
ˆ  0.18
• Poot & Doi (2006) ˆ  0.046 for 1981 1990
ˆ  0.053 for 1991 2001
本研究の目的
• Poot & Doi によると、バブル経済崩壊後、 Wage
curves は急勾配になったという。
• 彼らの分析対象期間は、2001年までである。それで
は、2001年以降、Wage curves の弾性値はどのよう
に変化したであろうか？
• 失業率が低ければ賃金は高い、という関係は今日で
も観測されるのであろうか？
データ
• 1983-2009年都道府県データ（Obs.= 27 x 47 )
• 賃金：『賃金センサス』の都道府県データによる。
• 以下のように、労働時間で除した値を用いている。
（きまって支給する現金給与額）x１２＋(年間賞与その他特別給与額）
｛（所定内実労働時間数）＋（超過実労働時間数）｝x１２
消費者物価指数で実質化している。
• 失業率：『労働力調査』の長期時系列データ（1983
年以前の『労働力調査』失業率は都道府県別になって
いない）。
推定
(1) log wit   i   1 log u it   2 D91 _ 01 log u it   3 D02 _ 09 log u it
  4 log LCit   5 logWAit   6 logWS it   7 log FSit
  8T   it
w:
都道府県別実質賃金
:
都道府県別固定効果
D91 _ 01 : 1991 2001年ダミー
u : 都道府県別失業率
D02 _ 09： 2002- 2009年ダミー
LC : 都道府県別消費者物価指数（県庁所在地）
WA ： 40 - 59歳労働者比率
WS ：　雇用者数（従業員
数10人以上の事業所）
FS : 大企業（ 1,000人以上）雇用者比率
T:
トレンド項
推定結果（1）
• １）1990年以前の実質賃金の失業率弾性値（本研究で
は γ）は、約-0.1で、諸外国のそれとあまり違いがない。
また、先行研究とも矛盾しない。
• ２）1991-2001年のγは1990年以前のそれとは有意に異
なる。そして、実質賃金と失業率との間に、正の相関関
係が見出される。
• 実質賃金の失業率弾性値は、男性、女性、総数の順に
固定効果モデルで 0.032, 0.086, 0.074
ＧＭＭによると、
-0.005, 0.009, -0.026
推定結果（２）
• ３） 2002－2009年のγも1990年以前のそれとは有意に
異なる。
• 2002－2009年には、実質賃金と失業率との関係が男
性ではほとんど無相関で、女性では弱い正の相関。
• 実質賃金の失業率弾性値は、固定効果モデルによると、
男性、女性、総数で -0.005, 0.038, 0.001
ＧＭＭによると、
-0.012, 0.003, -0.099
操作変数法でも、あまり結果に違いはない。
今後の課題
• 日本の労働市場は、失業率が低下しても実質賃金が上
がりにくい構造になってきた可能性がある。
• 都市部での非正規労働者の増大？
• 労働組合の組織率の低下？
• いくつかの仮説が考えられる。今後は、それらの変化と
Wage curvesの形状変化との関係を明らかにしていきた
い。

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