日本経済（付図・付注）

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よしおひろき
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1 付図 1-1 予想物価上昇率の動向 (%) 消費動向調査 ESPフォーキャスト調査 BEI ( 月 ) ( 年 ) ( 備考 )1. 内閣府消費動向調査 ( 二人以上の世帯 ) 日本経済研究センター ESP フォーキャスト調査 Bloomberg により作成 2. 消費動向調査は消費税率引上げの影響が除かれていない ESP フォーキャスト調査は消費税率引上げの影響を除いたもの 3. 消費動向調査は 1 年後の物価水準の予測に関する回答のうち -5% 以上 ( -1% 以上と -1% 未満 ~-5% 以上の合計 ) を -5% -5% 未満 ~ -2% 以上を -3.5% -2% 未満 ~ を -1% % 程度を % ~2% 未満を 1% 2% 以上 ~5% 未満を 3.5% 5% 以上 ( 5% 以上 ~1% 未満と 1% 以上の合計 ) を 5% として算出 4. ESP フォーキャスト調査は 1 年後の生鮮食品を除く総合の予測値 5. BEI はブレークイーブンインフレ率 1 年債の利回りから物価連動債の利回りを差し引いて算出 -117-

2 付図 1-2 パートタイム労働者の賃金分布 (%) 1 年間で15 円以上上昇した地域年年 21 年 55~ 45 45~ 35 35~ 25 25~ 15 15~ 5 5~5 5~15 15~25 25~35 35~45 45~55 55~65 65~75 75~85 85~95 95~15 15~ ~ ~ ~ ~ ~ ~ ~ ~ ~25 25~ ~ ~ ~ ~255 (%) 1 年間で 1~149 円上昇した地域 ( 円 ) 年 21 年 1 25 年 55~ 45 45~ 35 35~ 25 25~ 15 15~ 5 5~5 5~15 15~25 25~35 35~45 45~55 55~65 65~75 75~85 85~95 95~15 15~ ~ ~ ~ ~ ~ ~ ~ ~ ~25 25~ ~ ~ ~ ~255 ( 円 ) (%) 1 年間で 5~99 円上昇した地域 215 年年 25 年 55~ 45 45~ 35 35~ 25 25~ 15 15~ 5 5~5 5~15 15~25 25~35 35~45 45~55 55~65 65~75 75~85 85~95 95~15 15~ ~ ~ ~ ~ ~ ~ ~ ~ ~25 25~ ~ ~ ~ ~255 ( 備考 )1. 厚生労働省賃金構造基本統計調査を内閣府にて特別集計して作成 2. 横軸は最低賃金からの乖離幅 3.1 年間で 15 円以上最低賃金が上昇した都道府県は東京神奈川 1~149 円上昇した都道府県は北海道埼玉千葉愛知京都大阪兵庫広島 ( 円 ) -118-

3 付図 1-3 入職経路 (215 年 ) 公共職業安定所が占める割合は 2 割程度その他 14% 22% 公共職業安定所等縁故 22% 4% 7% 民営職業紹介所学校 31% 広告 ( 備考 )1. 厚生労働省雇用動向調査により作成 2. 公共職業安定所等にはハローワークインターネットサービスも含む -119-

4 付図 1 ー 4 求人件数の推移 (1) 求人件数の推移 ( 千件 ) 3, 2,5 2, 求人広告は増加職業安定業務統計 1,5 1, 求人広告掲載件数 ( 月 ) ( 年 ) (2) 大卒求人件数の推移 ( 千件 ) 1, ( 年 ) ( 備考 )1. 厚生労働省職業安定業務統計公益社団法人全国求人情報協会求人広告掲載件数リクルートワークス研究所大卒求人倍率調査により作成原数値 2. 求人広告掲載件数は H28 年 4 月 ~ は対象社数 55 社 H27 年 4 月 ~ は比較対象社数 56 社 H25 年 4 月 ~ は比較対象社数 51 社 H24 年 4 月 ~ は比較対象社数 5 社 H23 年 4 月 ~ は 52 社 3. 求人広告掲載件数は求人メディアに掲載された求人広告の件数を集計したものであり求人数そのものを表すものではない 4. 大卒求人件数は翌年 3 月の卒業予定者であって企業が採用を予定している人数をさす -12-

5 付図 (%) 構造失業率構造失業率は高止まっている現実失業率構造失業率 ( 年 ) ( 備考 )1. 総務省労働力調査厚生労働省毎月勤労統計調査職業安定業務統計により作成 2. 構造失業率の推計は付注を参照 -121-

6 付図 1-6 短時間労働者比率と労働生産性の国際比較短時間雇用者の割合が上昇している国では生産性が伸び悩む傾向 (1) テンポラリー雇用比率の変化と労働生産性の変化 ( 時間当たり労働生産性変化率 %) 4 35 アメリカ 3 日本 25 2 ドイツ 15 1 イギリス 5 イタリアカナダフランス ( テンポラリー雇用比率変化幅 % ポイント ) (2) 雇用保護規制とテンポラリー雇用比率の変化 ( テンポラリー雇用比率変化幅 % ポイント ) 12 1 イタリア 8 日本アメリカドイツフランス -2-4 カナダイギリス ( 正規雇用の雇用保護指数 ) ( 備考 )1.OECD.Statにより作成 2. テンポラリー労働者の定義は各国で異なるため一概に比較できないことに留意が必要 3.(1) の変化幅 ( 率 ) は 2 年 ~215 年のもの (2) の変化幅は2~213 年のもの (2) の指数は 2 年から213 年の平均 4.(1)(2) は OECD 加盟国のうち 2 年時点で1 人当たりGDPが3 万ドルを超えた18か国 ( アイルランドを除く ) を集計 5.(1) の労働生産性は実質 GDP ( 雇用者数 1 人当たり労働時間 ) により求めた時間当たり労働生産性 6.(2) の正規雇用の雇用保護指標は OECDが作成した Strictness of employment protection individual dismissals (regular contracts) の第 1 指標 (version 1) から6までの値をとり値が大きいほど保護の度合いが強いことを意味する -122-

7 付図 1-7 転職者数の推移 (1) 転職者数 ( 万人 ) 転職者数は増加傾向する中 4 歳未満で転職による賃金上昇の機会が増加 Ⅰ Ⅲ Ⅰ Ⅲ Ⅰ Ⅲ Ⅰ Ⅲ Ⅰ Ⅲ Ⅰ Ⅲ Ⅰ Ⅲ Ⅰ Ⅲ Ⅰ Ⅲ Ⅰ Ⅲ Ⅰ Ⅲ Ⅰ Ⅲ Ⅰ Ⅲ Ⅰ Ⅲ( 期 ) ( 年 ) ( 備考 )1. 総務省労働力調査により作成 2. 転職者は就業者のうち前職のあるもので過去 1 年間に離職を経験したもの年第 1 四半期 ~ 第 3 四半期の値は岩手宮城及び福島を除いたもの 4. 後方 4 四半期平均値 (2) 転職時の賃金変化 ~29 歳 (% ポイント ) 男性女性 ~49 歳 (% ポイント ) 1 女性男性 ~39 歳 (% ポイント ) 1 8 男性女性 ( 年 ) ( 年 ) ~59 歳 (% ポイント ) 5 女性男性 ( 備考 )1. 厚生労働省雇用動向調査により作成 2. 転職により賃金が 1 割以上増加した割合から 1 割以上減少した割合を減じたもの ( 年 ) ( 年 ) -123-

8 付図 2-1 第 4 次産業革命のインパクト第 1 次産業革命蒸気機関による工業化第 2 次産業革命電力による大量生産第 3 次産業革命情報通信技術革命第 4 次産業革命 < コアとなる技術革新 > ビッグデータ IoT AI ロボット等 < 新サービスの例 > 1 データ活用によるカスタマイズ商品保守点検健康管理等 2 自動車住居等のシェアリング 3AI による自動運転資産運用等 4IT 活用による新たな金融サービス ( フィンテック ) データの解析利用による新たな付加価値需要者と供給者の迅速なマッチングクラウドによるデータ保管費用の低下再生産の限界費用ゼロ ( ネット上のコンテンツ ) 需要面 1 新たな財サービスの創出 2 価格低下による需要喚起 3 経済価値の把握が難しい個人の満足度の上昇生産面 1 需要予測やマッチングによる既存設備の稼働率向上 2AI 等による業務効率化働き方 1 テレワークの普及 2 余暇時間を活用した労働 3 ハイスキルの仕事も一部が AI に代替高齢者の生活 1 自動運転による配車 2 ウェアラブル端末による健康管理 3 見守りサービス -124-

9 付注 1-1 消費関数の推計について民間最終消費支出は雇用者報酬金融資産及び高齢化率と共和分の関係にあることからこれらを説明変数とするマクロの消費関数を推計したただし消費関数の推計は前提となるデータや推計方法によって結果が大きく異なるため数値については相当の幅をもって解釈をする必要がある吉田他 (216) では各時系列変数が単位根過程にあることから長期均衡式の変数間に共和分があることを確認し残差をエラーコレクション項として用いる消費関数の推定を行っている第図についてはこの長期均衡式から計測できる消費のトレンドについて最新のデータを用いて示したものである 1 消費関数の推計式 ln(c t)=.75*ln(y t)-.19*ln(y t)*ln(old t)+.18*ln(fa t- 1)+2.47*ln(OLD t) (37.4) (-9.1) (9.) (8.9) パラメータ下段の () はt 値を示しているいずれも1% 水準で有意 2 使用データ Ct : 内閣府国民経済計算の民間最終消費支出の実質季節調整系列 Y t : 内閣府国民経済計算の雇用者報酬の実質季節調整系列 FA t: 日本銀行資金循環統計の家計純金融資産残高 ( 国民経済計算の家計最終消費支出デフレーター ( 除く持ち家の帰属家賃 ) で実質化 ) OLD t : 総務省人口推計より算出した総人口における6 歳以上人口の割合 3 推計期間 1994( 平成 6) 年 1-3 月期 ~216( 平成 28) 年 7-9 月期 4 単位根検定の結果 None Intercept Intercept and Trend Ln(C) Ln(Y) ** Ln(FA) Ln(OLD) Ln(OLD)*Ln(Y) Resid *** ** * ( 備考 )1.4 期のラグをとったうえで定数項あり (Intercept) 定数項とトレンド項有り (Intercept and Trend) 及びいずれもなし (None) の 3 つのケースについて各変数が単位根過程にはないという帰無仮説の検定結果 (t 値 ) を示している 2.*** ** はそれぞれ統計的に 1% 5% 水準で有意であること ( 単位根過程ではなく定常であること ) を示している 3.Resid は長期均衡式の残差定数項ありといずれもなしのケースのともに帰無仮説が棄却できないため長期均衡式の各変数は共和分の関係にあると考えられる -125-

10 付注予想物価上昇率の推計家計の予想物価上昇率は内閣府消費動向調査における物価の見通しに関する回答比率を用いカールソン=パーキン法 ( 以下 CP 法 ) により算出した特に本稿では加納 (26) に基づき主体が物価の上昇下落を認識する閾値に非対称性を導入したC P 法を用いた CP 法は物価が上がるか下がるかといった定性的なサーベイの回答から定量的な予想物価上昇率を導出する統計手法であるまず以下の3つの仮定を置く (ⅰ) 主体 i のt 期における予想物価上昇率を πit で表すと πit は平均 μt 標準偏差 σt の正規分布 NN(μμ tt, σσ 2 tt ) に従う (ⅱ) 主体は物価の上昇を認識する閾値 δ1 下落を認識する閾値 δ2 を有し δδ 1 δδ 2 は全ての主体に共通している (ⅲ) 各主体は各期において ππ iiii > δδ 1 であれば物価は上昇すると回答し δδ 2 > ππ iiii であれば物価は下落すると回答し δδ 2 < ππ iiii < δδ 1 であれば物価は持合いと回答する CP 法では以上の仮定の下サーベイにおける上昇下落の回答比率から ππ iiii の分布 NN(μμ tt, σσ 2 tt ) を特定し分布の平均 μt を予想物価上昇率とみなすサーベイにおけるt 期の上昇回答比率をAt 下落回答比率を BB tt とする分布を標準化すれば上の仮定より AA tt BB tt は以下により表されるただし Φは標準正規分布の累積密度関数を表す AA tt = PP(ππ iiii > δδ 1 ) = PP ππ iiii μμ tt σσ tt BB tt = PP(ππ iiii < δδ 2 ) = PP ππ iiii μμ tt σσ tt > δδ 1 μμ tt σσ tt < δδ 2 μμ tt σσ tt = 1 Φ δδ 1 μμ tt σσ tt = Φ δδ 2 μμ tt これより Φの逆関数 Φ -1 を用いれば以下の関係が成り立つなお下式中 aa tt bb tt の値は標準正規分布表より読み取ることができる Φ 1 (1 AA tt ) = δδ 1 μμ tt = aa σσ tt Φ 1 ( BB tt ) = δδ 2 μμ tt = bb tt σσ tt tt これらを連立してμμ tt σσ tt について解けば以下の関係が得られる μμ tt = aa ttδδ 2 bb tt δδ 1 aa tt bb tt σσ tt = δδ 1 δδ 2 aa tt bb tt (1) δδ 1 δδ 2 を特定するためにまず期間を通してみれば予想物価上昇率の平均は実際の物価上昇率の平均に等しいと仮定するすなわち推計期間をTとし t 期における実際の物価上昇率をpp tt とすると以下の条件式を導入する σσ tt TT TT μμ tt = pp tt tt =1 tt=1 (2) -126-

11 また (2) 式に加え期間を通してみれば予想物価上昇率の分散は実際の物価上昇率の分散に等しいと仮定するすなわち実際の物価上昇率の期間平均をPとすると以下の条件式を導入する TT TT σσ2 tt = (pp tt PP) 2 tt =1 tt=1 (3) (1) 式 (2) 式 (3) 式より δ1 δ2 は以下のとおり求まる δδ 1 = 1 TT TT tt=1 (pp tt PP) 2 TT 1 tt=1 δδ 2 = 1 TT TT tt=1 (pp tt PP) 2 TT 1 tt=1 aa tt bb tt 2 aa tt bb tt TT aa tt + pp aa tt bb tt tt tt=1 TT bb tt TT tt =1 + pp aa tt bb tt tt これらを (1) 式に戻せば各期の予想物価上昇率 μμ tt が得られる tt=1 TT tt=1 この予想物価上昇率は何に影響を受けているかについて消費動向調査を用いて家計の1 年後の予想物価上昇率と物価上昇に関係があると考えられるマクロ変数 ( 名目実質 GDP 生産関連指数日経平均株価国債利回り為替通貨流通量原油価格企業業況失業率 ) との関係性をみてみる 198 年から 216 年までの全期間の推計結果と 2 年から 216 年までの期間における推計結果を比べると原油価格の影響は両期間を通じて強いものの 2 年以降においては GDP 鉱工業生産製造業稼働率失業率などの実物面が予想物価上昇率に及ぼす影響が弱くなる一方で日経平均株価との関係性がみられる近年は物価とGDPギャップの関係を示すフィリップス曲線の関係が弱くなっていることはよく知られているが予想物価上昇率についても実物面でみた経済の動きの影響が小さくなっている可能性が考えられる -127-

12 付注図 1 家計の予想物価上昇率の動き 7 (%) 6 予想物価上昇率 ( カールソンパーキン法 ) 5 4 予想物価上昇率 ( 加重平均法 ) 消費者物価 ( コア ) ( 年 ) ( 備考 )1. 内閣府消費動向調査総務省消費者物価指数により作成 2. 消費動向調査の設問は 1982 年 6 月調査 ~1991 年 3 月調査までは物価の上がり方は今後 1 年間に今よりも高くなると思いますか 1991 年 6 月調査 ~24 年 3 月調査までは物価の上がり方は今後半年間に今よりも高くなると思いますかとなっていることからカールソンパーキン法による推計値に消費者物価 ( コア ) の実績値を加算して求めたなお 1991 年 6 月調査 ~24 年 3 月調査の予想物価上昇率 ( 前年比 ) の算定に当たっては 2 四半期前比を年率化する調整を行っている 3. 加重平均法による予想物価上昇率は消費動向調査の 1 年後の物価水準の予測に関する回答のうち -5% 以上 ( -1% 以上と -1% 未満 ~-5% 以上の合計 ) を -5% -5% 未満 ~-2% 以上を -3.5% -2% 未満 ~ を -1% % 程度を % ~2% 未満を 1% 2% 以上 ~5% 未満を 3.5% 5% 以上 ( 5% 以上 ~1 % 未満と 1% 以上の合計 ) を 5% として算出 -128-

13 付注図 2 家計の予想物価上昇率と各マクロ変数の関係 198 年 ~216 年 2 年 ~216 年名目 GDP 予想物価上昇率予想物価上昇率名目 GDP 実質 GDP 予想物価上昇率予想物価上昇率実質 GDP 鉱工業生産予想物価上昇率予想物価上昇率鉱工業生産製造工業稼働率予想物価上昇率予想物価上昇率製造工業稼働率日経平均株価予想物価上昇率予想物価上昇率日経平均株価国債 1 年物利回り予想物価上昇率予想物価上昇率国債 1 年利回りドル円レート予想物価上昇率予想物価上昇率ドル円レートマネーサプライ予想物価上昇率予想物価上昇率マネーサプライ WTI 先物価格予想物価上昇率予想物価上昇率 WTI 先物価格企業倒産件数予想物価上昇率予想物価上昇率企業倒産件数完全失業率予想物価上昇率予想物価上昇率完全失業率 ( 備考 )1. 内閣府国民経済計算消費動向調査総務省消費者物価指数労働力調査経済産業省鉱工業指数 ( 株 ) 東京商工リサーチ (TSR) 倒産月報日本銀行 IMF Bloomberg により作成 2. は 5% 水準有意なグレンジャー因果性は 1% 水準有意なグレンジャー因果性を示す -129-

14 付注価格が上がりやすくなった品目足下で物価が上がりやすくなった品目について構造的な変化をみるまず消費者物価の各品目を 211 年 ~13 年の3 年間における物価上昇率の平均について下落 (-.5% 以下 ) 不変(-.5~+.5%) 上昇(+.5% 以上 ) の3つのグループに分類しこれらの品目の価格が 214 年以降の3 年間において同様に下落不変上昇のどの状態へと推移していったかを比較し 3 3のマトリックスを作成した財の価格の推移については 211 年 ~13 年に下落していたものの 214 年 ~16 年では価格が上昇の動きに転じたもの ( 図 (1) 中左上の欄 ) が 25.5% 存在している一方で不変の動きに転じたものが 1.9% 不変から上昇に転じたものが 17.5% となり以前よりも物価上昇方向に転じたものが総じて 53.9% と半分を超えていることが分かるなお下落から上昇に転じたグループに含まれる品目の例としては教養娯楽財を中心とする耐久財や衣服等が挙げられるサービスについては 211 年 ~13 年の時期に価格が下落し 214 年 ~16 年に上昇ないし横ばいに転じた品目は全体の 16% であり逆に上昇ないし横ばいから下落に転じた品目も 11% とネットでみて上昇に転じた割合がわずかに増えている程度となっている 2つの期間において価格が不変である品目が 26.7% 共に上昇している品目が 22.8% と大きな割合を占めておりサービスについては財と比べると一部の品目において価格上昇のトレンドが続いている状況が読み取れる個別の品目でみると特に外食やエンターテイメント等の品目で物価が上昇するようになった傾向が読み取れるこれは人件費や円安等になった際の輸入財の上昇等を価格に反映している結果とみられる財について為替の転嫁の影響は物価上昇にも下落にも影響すると考えられ振れを伴うことが想定されるがサービスについては為替だけではなく人件費の上昇を反映して緩やかに上昇すると考えられる -13-

15 付注図 CPI 上昇率のマトリックス図 (1) 財 (2) サービス (214~216 年の動き ) (214~216 年の動き ) 上昇 25.5% 17.5% 14.3% 上昇 2.4% 2.4% 22.8% 不変 1.9% 16.% 1.5% 不変 13.% 26.7% 1.% 下落 11.9%.9% 1.5% 下落 3.% 1.8%.% 下落不変上昇下落不変上昇 (211~213 年の動き ) (211~213 年の動き ) ( 備考 )1. 総務省消費者物価指数により作成 2. 品目毎に 211 年 ~13 年及び 214 年 ~16 年における各月の前年比平均値を算出し.5% 以上を上昇.5% 以下を下落それ以外を不変として各項目に含まれる品目のウエイトを按分したものなお財とサービスはそれぞれ持家の帰属家賃を除いた生鮮食品石油製品及びその他特殊要因を除く総合に含まれる品目に限る 3. 生鮮食品石油製品及びその他特殊要因を除く総合は生鮮食品を除く総合から石油製品電気代都市ガス切り花鶏卵通信料 ( 固定電話 ) 診療代たばこ高等学校授業料 ( 公立 ) 高等学校授業料 ( 私立 ) を除いたもの -131-

16 付注消費者物価と時給の関係消費者物価と労働者の時給に関してVAR(Vector Auto Regressive) モデルを用いて推計しグレンジャー因果性の検定結果によってこれらの関係を示した具体的には消費者物価指数 ( コアコア ( 連鎖指数 ) 財サービス別 ) 一般及びパートの時給の3つの変数の 26 年 1 月 ~216 年 1 月までの月次データを用いそれぞれ前年比 1 階差について推計している 1 グレンジャーの因果性についてはある変数が他の変数に影響をおよぼさないつまり変数間の係数がゼロとなるという帰無仮説を検定しこれが棄却される場合には因果性があるものとして扱っているなお VARモデルのラグについては統計量で見て5 期が最も当てはまりがよい 1 財については生鮮食品エネルギーを除く財を用いサービスについては家賃通信料 ( 携帯電話 ) を除く一般サービスを用いているなお時給については定期給与額を総労働時間で除したものであり財では製造業の時給をサービスでは建設業を除く非製造業のそれを用いている -132-

17 付注図グレンジャー因果性 ( 前年比 1 階差 ) 総合財サービスラグ 1 ラグ 1 ラグ 1 CPI CPI CPI パート時給一般時給パート時給一般時給パート時給一般時給ラグ 2 ラグ 2 ラグ 2 CPI CPI CPI パート時給一般時給パート時給一般時給パート時給一般時給ラグ 3 ラグ 3 ラグ 3 CPI CPI CPI パート時給一般時給パート時給一般時給パート時給一般時給ラグ 4 ラグ 4 ラグ 4 CPI CPI CPI パート時給一般時給パート時給一般時給パート時給一般時給ラグ 5 ラグ 5 ラグ 5 CPI CPI CPI パート時給一般時給パート時給一般時給パート時給一般時給ラグ 6 ラグ 6 ラグ 6 CPI CPI CPI パート時給一般時給パート時給一般時給パート時給一般時給 : 5% 水準有意なグレンジャー因果性 : 1% 水準有意なグレンジャー因果性 -133-

18 付注年以降に実施された賃金引上げに関する施策についてアベノミクスにおいては成長と分配の好循環の実現に向け賃金の引上げに関する取組を継続的に進めている具体的には政労使会議の開催による賃金改定交渉に向けた社会経済情勢のコンセンサス醸成や最低賃金の高い水準での引上げを進めるとともに様々な事業等を展開しているこれらは生産性向上等も念頭においた働き方改革や新市場など成長分野の拡大に向けた施策と同様にマクロ経済政策としての色合いの強い取組ともいえる賃金引上げに向けた環境づくりとしては企業を対象に生産性向上のための各種施策も講じてきており未来への投資を実現する経済対策 (216 年 8 月 2 日閣議決定 ) においても新たな施策を打ち出したところである賃金引上げや生産性向上に関しては 213 年以降主に以下のような事業等を講じてきている 1 (1) 賃金引上げにかかる施策 1 非正規雇用の労働者のキャリアアップ事業 ( キャリアアップ助成金 ): 平成 25 年度より有機契約労働者短時間労働者派遣労働者といったいわゆる非正規雇用の労働者の企業内でのキャリアアップ等を促進するためこれらの取組を実施した事業主に対して助成を行う ( 基本給の賃金規定等を改定し 2% 以上増額させた場合等平成 25 年度当初予算以降 ) 2 所得拡大促進税制 : 給与等支給額を増加させた場合当該支給増加額について 1% の税額控除を認める ( 平成 25 年度税制改正 ) 3 ものづくり商業サービス新展開支援事業 ( ものづくり商業サービス新展開支援補助金 ): 国内外のニーズに対応したサービスやものづくりの新事業を創出するため認定支援機関と連携して革新的なサービス開発試作品開発生産プロセスの改善を行う中小企業小規模事業者の設備投資等を支援するその際給与総額を上げたまたは上げる企業について採択審査に加点する ( 平成 27 年度補正予算 ) 2 4 地域未来投資促進事業 : 中小企業小規模事業者の生産性向上のため革新的ものづくりサービスの開発に加え IT 化による業務効率化や TP P も見据えた海外販路開拓などの新たな需要の創出を補助金等により一体的に支援する賃上げ雇用対策に取り組む事業者や最低賃金引上げの影響 1 このほか雇用拡大にかかる施策として地域雇用開発助成金や雇用促進税制などがある 2 このほか給与総額を上げた又は上げる企業や処遇改善に取り組む企業を補助金採択審査において加点している事業としては小規模事業者支援パッケージ事業 ( 小規模事業者持続化補助金 ) 戦略的基盤技術高度化連携支援事業等いくつかの施策が講じられている -134-

19 を受ける事業者による取組は重点的に支援する ( 平成 28 年度第 2 次補正予算 ) (2) 生産性向上にかかる施策 3 1 生産等設備投資促進税制 : 国内設備投資を増加させた法人が新たに国内で取得等した機械装置について特別償却又は税額控除を行うことを可能にする ( 平成 25 年度税制改正 ) 2 生産性向上設備投資促進税制 : 先端設備生産ラインやオペレーションの改善に資する設備等の取得等をした場合に特別償却または税額控除を行うことを可能にする ( 平成 26 年度税制改正 ) 3 中小企業投資促進税制 : 中小企業の生産性向上に向けた設備投資を即時償却や税額控除で支援する ( 平成 26 年度税制改正 ) 4 新たな機械装置の投資にかかる固定資産税の特例 : 中小企業が経営力向上計画の認定を受け生産性向上に資する機械装置を新たに取得した場合固定資産税 (1.4%) を3 年間にわたって2 分の1に軽減する ( 平成 28 年度税制改正 ) 3 中小企業等の生産性向上に向けては政策金融信用保証等を通じた金融支援も行われている ( 賃金引上げにかかる施策に記載された事業等の再掲は省略 ) -135-

20 付注最低賃金が所得分布に及ぼす影響厚生労働省賃金構造基本調査のデータを用い 1 最低賃金引上げの影響を受ける就業者と 2 間接的な影響として賃金分布の変更がなかったかどうかを確認したまず最低賃金引上げの対象となる労働者の特定だが本文中の第図においても示す通りパートタイム労働者は最低賃金水準近い就業者の割合が多くなっているこのうち次期における最低賃金の水準以下の労働者は ( 下記図 1 網掛け部 ) 新しい最低賃金引上げ後の賃金が適用される可能性が高くこれを最低賃金引上げの直接的影響を受ける労働者として定義している 25 年における 21 年の最低賃金水準以下の労働者の割合また 21 年時点における 215 年最低賃金水準以下の労働者の割合は都道府県でその割合に差はあるが全国で平均して 25 年 ~1 年の5 年間で 6% 程度 21 年 ~15 年で 12% のパートタイム就業者が該当すると考えられる次に間接的な影響として賃金分布全体への影響を見る必要がある中位値や中位値とそれ以外の賃金との距離がどのように変化したかを見ることによってその分布形状の変化を読み取ることができるここでは以下の (1) 式を推定したここで ww mmmmmmmmmmmm iiii は i 地域 ( 都道府県 ) における t 期 (25 年から 215 年 ) の賃金の中位値 mmmm iiii は i 地域 ( 都道府県 ) における t 期 (25 年から 215 年 ) の最低賃金である xx iiii は最低賃金以外に賃金水準をあげると先行研究等で用いられている属性を示し就業人口の平均年齢産業構成 ( 製造業建設業就業者比率 ) 都道府県別失業率のほか年ダミーと都道府県ダミートレンド係数を含むまた [ ] は t 値である log ww mmmmmmmmmmmm iiii = 8.176log(mmmm iiii ).595(log(mmmm iiii )) 2 + γγxx iiii + uu iiii (1) [3.8] [-3.76] つまり最低賃金 1% の引上げにより約.2~.4% 程度の中位値の上昇が期待される結果となっているまた中位値とそれ以外の賃金との距離については以下 (2) 式を推計している log ww iiii pp /wwiiii mmmmmmmmmmmm = ββ 1 (log mmmm iiii /ww iiii mmmmmmmmmmmm ) + ββ 2 (log mmmm iiii /ww iiii mmmmmmmmmmmm ) 2 + γγxx iiii + ee iiii (2) つまり各分位の賃金階級と最低賃金についてメディアンで除して標準化した指数を用いその影響の度合いを計測している結果以下の係数を得たこれは -136-

21 第 4 分位以下の賃金において賃金引上げに伴い中位値への距離が縮まり引き上げられている関係が導き出された一方で中位値以上の第 6 分位の値の変数はいずれも統計的に有意とならなかった付注図次期最低賃金引上げの影響を受ける労働者の割合 ( 概念図 ) (%) 1 8 最低賃金引き上げの影響を受ける労働者の割合 mwt-1 mwt ( 都道府県ごとの計測値 ) ( 備考 ) 厚生労働省賃金構造基本統計調査を内閣府にて特別集計して作成 -137-

22 付注表被説明変数各閾値の変化率 1% 分位 2% 分位 3% 分位 4% 分位最低賃金.931 ***.46 ***.267 **.235 *** 最低賃金 (2 乗 ).928 ** ** 高年齢労働者の割合 ** 製造業従事者の割合建設業従事者の割合失業率 % 分位 7% 分位 8% 分位 9% 分位最低賃金最低賃金 (2 乗 ) 高年齢労働者の割合.3 **.88 **.126 **.29 製造業従事者の割合 ** 建設業従事者の割合失業率. -.1 ** ( 備考 )1. 厚生労働省賃金構造基本統計調査総務省労働力調査により作成賃金構造基本統計調査については内閣府による特別集計により得た値を用いている 2. 推計期間は 25 年 ~15 年 3.*** は 1% で ** は 5% で * は 1% 水準で統計的有意を示す -138-

23 付注構造失業率の推計について構造失業率はUV 曲線を下記のとおり推計したうえで算出している 198 年から 216 年までにおいて2 回構造変化しているものとして 198 年 ~95 年 1996 年 ~99 年 2 年 ~16 年の 3 つの期間のUV 曲線を推計している log(uu tt )= *log(vv tt )+.34*QQQQ tt +.925*log(uu tt 1 )-.18DD DD 2 (UV 曲線 ) (3.62***) (-6.36***) (2.7***) (69.6***) (-3.2***) (2.18**) 自由度修正済み決定係数 :.99 log(uu tt )=log(vv tt ) となる点から構造失業率を算出する uu tt : 雇用失業率 (= 完全失業者数 /( 完全失業者数 + 非農林業雇用者数 ) 1) vv tt : 欠員率 (=( 有効求人数 - 就職件数 )/( 有効求人数 - 就職件数 + 非農林業雇用者数 ) 1) QQQQ tt : 離職率 (3 人以上の事業所 ) DD 1 :198 年 ~95 年の間に1をとるダミー DD 2 :2 年 ~16 年の間に1をとるダミー ( ダミー変数は失業率と欠員率が安定的であった期間に設定 ) 推計期間 :198 年 1-3 月期 ~216 年 7-9 月期括弧内の数値は t 値 *** は1% 有意 ** は5% 有意 -139-

24 付注地域区分について地域別の労働市場の分析に当たっては以下の地域区分を採用している地域名北海道東北北関東関東南関東甲信越東海北陸近畿中国四国九州沖縄都道府県名北海道青森岩手宮城秋田山形福島茨城栃木群馬埼玉千葉東京神奈川新潟山梨長野静岡岐阜愛知三重富山石川福井滋賀京都大阪兵庫奈良和歌山鳥取島根岡山広島山口徳島香川愛媛高知福岡佐賀長崎熊本大分宮崎鹿児島沖縄 -14-

25 付注 2-1 日本の労働生産性上昇率の寄与度分解と延長推計について日本の労働生産性上昇率の寄与度分解については経済産業研究所 JIP データベース 215 ( 以下 JIP) を基に算出したまた未公表の年の値については以下のとおり延長推計を実施した 1. 労働生産性上昇率の寄与度分解付加価値をV 質変化を考慮した労働投入をL ICT 非 ICT 資本投入額をそれぞれKIT KNIT ICT 資本非 ICT 資本のコストシェアをそれぞれα β 残差をTFP 要因とすると労働生産性上昇率 ( V- L) は以下のように寄与度分解できる V- L=ICT 資本装備率要因 + 非 ICT 資本装備率要因 +TFP 要因 =α ( KIT- L)+β ( KNIT- L)+TFP 要因 2. 延長推計方法寄与度分解を行うために必要な要素について以下のとおり延長推計を実施 (1) Vの延長推計 1 内閣府国民経済計算の経済活動別国内総生産 ( 実質 : 固定基準年方式 ) を基に 212 年を 1 とした指数系列を作成 (198~214 年値 ) 2 JIP で公表されている Vの系列を基に 212 年を 1 としたVの指数系列を作成 (198 年 ~212 年値 ) 3 2を1で回帰したパラメーターを用いて 2の系列を 214 年まで延長推計 4 延長推計した3の系列を基に年の値の前期比を Vとする (2) Lの延長推計 1 総務省労働力調査および厚生労働省毎月勤労統計調査をもとに 212 年を 1 としたマンアワーの指数系列を作成 (199 年 ~214 年値 ) 2 JIP で公表されているマンアワーの系列を基に 212 年を 1 とした指数系列を作成 (199 年 ~212 年値 ) 3 2を1で回帰したパラメーターを用いて 2の系列を 214 年まで延長推計 -141-

26 4 延長推計した 3 の系列を基に年の値の前期比を L とする (3) KIT KNIT の延長推計 <K( 資本投入額 ) の延長推計 > 1 JIP で公表されている実質資本ストックの系列に資本の質指数を乗ずることで質変化を考慮した資本投入額の系列 (K) を作成 (197~212 年値 ) 2 内閣府民間企業資本ストックの実質資本ストックを基に 212 年を 1 とした指数系列を作成 (1994~214 年値 ) 3 JIP の実質資本ストックの系列を基に 212 年を 1 とした指数系列を作成 (1994~212 年値 ) 4 3を2で回帰したパラメーターを用いて 3の系列を 214 年まで延長推計 5 延長推計した4の系列を基に年の前期比を Kとする 6 1の資本投入額 (K) の 212 年の値に 5の前期比を乗じることで年値を作成 <ICT 非 ICT 資本ストック比率の延長推計 > 1 JIP で公表されているIT 非 IT 資本ストックの系列を基に ICT 非 ICT 資本ストック比率を算出 (197~212 年値 ) 2 1について 21 年 ~12 年の平均前期比を用いて 214 年まで延長 < KIT KNIT の延長推計 > 1 上記で延長推計した質変化を考慮した資本投入額 (K) とICT 非 I CT 資本ストック比率を乗じることで ICT 非 ICT 資本投入額 (K IT KNIT) を算出 2 1について前期比を算出し KIT KNIT とする (4) α β(ict 資本非 ICT 資本のコストシェア ) の延長推計 1 JIP で公表されている名目資本サービス及び名目労働コストの系列を基に資本のコストシェアを作成 (197~212 年の値 ) 年の値を1における 197 年 ~212 年の平均値とみなす 3 2の資本のコストシェアに対して上記 (3) のICT 非 ICT 資本ストック比率を乗じることで ICT 非 ICT 資本のコストシェア α βを算出 -142-

1 1 A % % 税負 300 担額

1 1 A % % 税負 300 担額 1999 11 49 1015 58.2 35 2957 41.8 84 3972 63.9 36.1 1998 1 A - - 1 1 A 1999 11 100 10 250 20 800 30 1800 40 1800 50 5% 130 5 5% 300 10 670 20 1600 30 1600 40 1 600 500 400 税負 300 担額 200 100 0 100 200 300

日本経済 （付図・付注）

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