戦後日本における県民所得格差の縮小と県別要素賦存の変化岳希明一橋大学 1 . はじめに地域間所得格差の縮小は、より高い経済成長率の達成と並んで、、各国政府が目指す重要な長期目標の一つである。戦後日本において比較的長い時間的視野で見ると、都道府県聞の所得格差が縮小したことはよく知られている事実である。高度成長を行いつつも地域間所得格差の縮小を実現した日本の経験は、現在地域間所得格差の拡大に悩まされている発展途上国にとって、今後高度成長を目指す際の貴重な参考になるものと考えられる。戦後日本で起こった地域間所得格差の縮小とその原因に関する従来のアプローチ 1 9 6 3，1 9 6 4 )に代表される産業構造を重視したアフ。ローは二通りある。一つは篠原 ( チである。このアプローチは産業構造における都道府県聞の格差の縮小をもって所得格差の縮小を説明している。もう一つは B arroandS a l a i M a r t i n ( 1 9 9 2 b )に代表される新古典派成長論によるアプローチである。このアプローチでは産業全体について集計された生産関数を前提とし、要素賦存の変化と技術革新によって経済成 arroandS a l a i M a r t i nの実証分析においては、そ長を説明している。例えば B の理論的基礎として、ソロータイフの収束メカニズムが前提とされている。すなわち各都道府県の貯蓄率と人口成長率が同じで要素移動はないと仮定した上で、限界生産性の逓減によって戦後日本における都道府県聞の所得格差が縮小されたと説明している。しかしながら、各県の貯蓄率が同一であったか、県聞の資本移動はどの程度あったか等の問題については検討されていない。従来の新古典派成長論によるアプローチでは、県別の要素賦存の変化について直接的な検討を行っていない点で問題がある。本稿では、従来の新古典派成長論のア 126 日本経済研究 No . 2 9， 1 9 9 5 . 1 0 ブロと向じく、された生産巽数を前提としながらも、照射に畏閤資本ストック、公共資本ストックおよび、就業者、さらに教脊水準)j j lの労働者数のパネルタを作成し、これをもとに、実￨繁どのようなメカニズムによって収束が起こったかを亙接に検証する。本稿から詩られた結論を予め要約すると、次の通りである。地域開所得、または労動生産'性の播設の結小には、公共資本ストックの変化と就業者の変イとは寄与したが、設題資本ストックの変化はむしろ逆に、すなわち搭差の拡大に働いた。地域聞における資本の流れにおいて、民間部門による大きな資本の純移動は兇られなかったが、政府によって所得の高い黒から低い県へ多額の資本が移転された。なお本棋で、は産業構造の 4 又東について辻夜按分析の対象としない。しかし本来産業構造は要素露支持と輸送コストに依存して、内生的に決まる i まずであるの県却の要について詳結に検討する本稿の分析は、今後産業の収束問題を研究するための出発点として役立てることができょう; 本稿の構成辻次の通りである。第 2節で i 立戦後 5本に起こった一人当たり得と労働生産性との格差縮小の事実を鱒単記確認したよで、要護者賦存の桟点から従来の新E 古典獄成長論によるアプロ…チを再竣討してみる。第 3節と第 4箆ではすr a n s l o g生産関数を推定すること;こより収束の婆盟分解を行う。まず第 3節では基本的な要国分解の方法について説暁する。第 4節では生産関数を推定し、それによる要閣分解の結果を述べるお第 5節でほ生産要素の移動立関する推定結果を説明する C 最後の第 6欝において本稿の主な結論を要約する。 2 . 従来の新書典派成長議によるアブローチの問題点ある鶏窪において、関欝とされる地機態所得の格差が縮小したかどうかを鞘街する方法は二つある。一つは変動様数を基準とする方法である。変動係数 ( C o e f f i 榊 c i e n to fV a r i a t i o n )誌サンプルの標準額差を問じサンプノレの平均で制った震であり、まらつきを殺している。対象となる各地域の一人当平均からのサンプノレの相対的な i たり所得の変動保数が時間とともに下がれば、ま也識調所得の格議長が縮小することにり、逆に上がれほ拡大することはなる。変動様、数の法下の意味での収束を Barro and S a l a ふM artin( l9 9 2 a )と Barro and S a l a i -き1 a r t i n( 1 9 9 2 b )泣 σ c o n v e r g e n c eと呼んでいるのもう一つは、 4 又束毘探式による方殺である。すなわちある鶏閣における一人当たり所持の成長率を初期待点における各地域の…人当滅後日本における汲民所得格差をの縮小と爆 } ) l J要素駁移の変化 127 たり所帯に回錯することによって得られる推定額数の符号に碁づいて、地域問所得摂する o ただし、回帰式は次の通りである。格義か糖小したか否かを学j lnYT-lnyo T 二 α 十 β~lnyo+μ 以下、 l n y oの係数舟を yの収束慌数と呼ぶことにする。式の左泣は O時点から T 時点まで一人おたり所得の成長率を表している。~又束慌数 β? の符号が震であれ試たり舟得の格差が縮小すること誌なり、さらにその絶対犠が大きければ大きいはど祷差の縮小が速いということになる。~又束係数が支えであるという意味での収束を B arroandS a l a I締担 a r t i n( 19 9 2 a )とお a r r oandS a l a i -Martin( 1 9 9 2 b )は β 働 c o n v e r g e n c eと呼んでいる c まず戦後島本における都道府県鵠繕差縮小の事実を薙認しよう。現行の県設経清統計には、生産の尺度として県内総生産、野得の尺度として県民誘導があるて県内総生産は、富民経;苓の圏内総生産 (GDP)に相当する概念であり、県内純生産〈生産費用表訴の罷内純生産に相当する)に盟定資本減耗と純関接税(関接税マイス補諮金)を加えた{践に等しい。一方、所得の尺度としての県民所得は黒内純金産に渠外からの婆素所持(純)を加えたものである。 955-90 年の 3 6年開における日本の 4 7 都道野県の一人変動係数と収東部婦式を、 1 当たり県民所待と労働生霊長性(就業者一人当たりの県内総生議額)について計算した結果培、それぞれ図 1と表 uこ示されている c まずこの変動係数の動きと収束標数の持号から 1 955-90 年の簡に…人当たり県民所得の格毅と労鶴生庶i 生の格差のいずれも縮小したことがわかるてただし、この傾向;立会期開を通して一貫していたわけで誌なく、錦之ば 1 9 8 0 年代めように拡大することもあった。動生密性格差の変動との簡に高い相関一方、一人当たり県民所得務差の変動と労f 関錯があることが注尽きれる。新吉典派の読点に立て法、一入車たり操畏所得の変を説明するに辻、本来人的資本を含めた護の隈部分布を調べる必要がある。これに対して、労儀生産性の変動を説明するには県民要素騒存を謂べる必要がある。の分者よりも要素蹴存の分布を調べることの迂うがよと較的容易であること、県外からの要素所得(率的の推計辻必ずしも信頼できないと考えられることおよたり県民所帯と労働生産'挫の格差が極めて癒接に関連していること立基づき、以下で誌労働生産性の格差の締N二ついて分析することにするて arroandS a l a i M a r t i n( 1 9 9 2 b )の分析を再検許しょ次に要素賦存の札点から B 128 日本経済研究ぬ2 9， 1 約5 . 1 0 関 1955-90年の間における一人当たり築民所得と労働さ長遊性の変動係数 3 5 3 0 2 5 2 0 1 5 1 0 D 1 9 5 5 1 9 6 0 1 苦7 0 事6 5 1 1 9 7 5 1 9 8 0 1 9 B 5 1 9 9 0 主主}データの品売売は r 県民議済計算』表 1 …人当たり県民所得と労働生産性の収束係数対象期間ニエ当り県民所得の成長察も値労働生蕊性の成長率 t 1 亘 R会 9 8 0 阿部 0 1 0 1 9 5 56 9 7 08 9 60 1 9 5 5 9 0 1 -7 0 1 0 . 0 1 2 3 0 . 0 2 4 1 0 . 0 1 5 7 0 . 0 4 3 2 0 . 0 1 5 0 ( 即日ユ9 ) ( 2 . 1 6 ) ( 3 . 7 7 ) (-10.~4) ( 2 . 74 . ) 合。7 2 マ。2 3 0 . 1 2 0 . 3 7 0 . 0 8 喧鵬四 0 . 0 1 5 5 心田0 0 9 7 ( 8 . 3 7 ) ( 1 . 3 1 ) 0 . 6 1 0 . 0 2 醐。問β182 ( 3 . 2 2 ) 0 . 1 7 0 . 0 3 2 1 ( 8 . 5 5 ) 0 . 6 2 0 . 0 0 8 0 ( 1. 5 4 ) 0 . 0 3 i ヨミ〉期間中の一人滋たち i 集長所得の平均括支援主事と労働生産伎の平均成長選撃をそれぞれ初務時点。〉一人 lと初期時点の労護b 生康伎の対委主伎に回帰した結果である。なお 2 草委主宅買は当たり県民所得の対数f 省略した。う。彼ら辻実証分析の理論的碁礎として、j;J下のような Solow( 19 5 6 )タイプの収束メカニズムを前提としている。 L )が一次回次かつ限界生産i 生が逓減するものとし、また地域生産欝数 Q=F(K，開の生意要素移動はないと仮定すると、貯蓄率 sと人口説長率 nが一定である場合、資本労働比率の増加率は次式で与えられる c k s f ( k ) k -k-n ( 1 ) 戦後段本における日謀長所得格選定勿論小とよ終JjI H 要繁賦存の変化 129 判主￡2 UM u u r e o ‘ ・、 o 悶 2 ソローモデルにおける収業企轟!;;: E ﹄ vk 。』ここで kl ま資本労働司可 8 羽 k を表している。貯蓄の資本ストックに対するよと率 s f ( k )!kは sF(K，L)!Kとも表される。眼界生産性の逓減のため F(K， L )!Kは k の減少関数である o k!k=Oを満たすような均衡資本労働比率をピと殺せば、関 2 i こ示されたように、 k<ピの時、 k!k>Oとなり、逆に k>ピの持、 k!k<Oとなる G 従って資本労働比率辻貯蓄率と労儲カの或長療によって訣まる均襟龍ピに向かつて必ず収束する。資本労散比率の収束は労髄生産性の収束を意味する。この場合労犠生産性の成長率は資本労働比率の現行位と均商健との事離によって、決められ、離が大き汚れば大きいほど労働生産性の或長も品い。同じ貯蓄率と問乙人口成長率を持っている(したがって均禽穫も需と)ニつの経 j 済 iとjが存技する場合、 ki>k ならば、 k l ! ki <kj!k j となる。各経済問では資本労働比率の初期鑑とその後の資本労働比率の議長率の間に辻マイナスの相関関保がまれるわけであるから、時間が経つにつれ、資本労盤上七率における各経境問の格は縮小する c 労働生産性治資本労働比率の単調増加関数だから、初期時点の労畿生産性とその後の労動生産設陸上昇率の聞に貨の相関があるはずで、ある。 BaI ・ r oandS a l a . ふM artin( 1 9 9 2 b )はこのような収束に関する新古典派経議成長メカニズムを前提として、戦後日本に超こった地域問所帯格差の~又東を説明した。しかしこの前提条件は実証に耐えうるものであろうか。この点を検証するために、戦後日本について可能な湿り吟味した統計資料の加工を行うことによって地域 J l j l( J )民間資本ストック、労働力等さ生産要素の賦存量のナータを 130 日本経淡続交 N o . 2 9， 1 9 9 5. 1 0 し、その結果にて後らの蔀提条件を検討してみようてソトモデルにおいて労働生産性は資本労働比率の単調増加関数であるので、初期時点の資本労働比率に代えて初期時点の労髄生産I :tl:を使うことにした。まず初期時点の労働生産性と資本労欝比率の成長率との相関関額を見るため、 1955-90 年の(民間)資本労犠比率の成長率を 1 9 5 5 年時点の労骸生産性の対数憾で、単回婚した。その結果、回帰謀数は 0.0130、t1L査は 3 . 5 7であった。これよりソ 9 5 5 年時点の労働生長設住ロ…モデルが予測した通り、資本労犠比率の平均成長率が1 と強い負の相関を持っていることがわかる。次に、初期時点の労働生産性と資本ストックの成長率との相関関係を見るため、 1 9 5 5年時点の労働生産性の対数鏡に 1955-90年の資本ストックの成長率を 1 9 5 5年時点の労働生産性の対数鑑で単留錯す . 0 0 6 4 、t髄は1.3 5という結果が簿られ、ゾローモデルの予訓とると、臨場銘数は 0 正反対となった。最後に、初期時点の労儀生設住と労働力の成長率との相関関係を見るため、 1 955-90年の議内就業者の成長率を 1 9 5 5 年時点の労働生産性の対数値で単田婚した。結果として冨帰保数は 0 . 0 1 9 3、ti 1 査は 5 . 1 4であることが得られた。こ 9 5 5 年時点の労動生産性との関が無梧関であるというれも就業者の或長率と 1 Solowモデルの前提と異なっている。以上の結果から、資本労散比率格義の縮小、即ち 1 9 5 5 年時点の労犠生産性の笹い農はどそれ以降の成長率が高いのは、民間資本ストックの或長率が労働生設!生のf 丘い県ほど高くなったためではなく、就業者の成問ど高かったために起きたことがわかるて長率が労犠生産性の高い L ソローモデルとは逆に、当初労散生産性のf まい県はど民間資本ストックの成長率が鍛かったのはなぜだろうか。原器としては三三つ考えられよう。第一に、とのソローの前提が成り立っていない可能性がある。第ニ i 之、地域需で資本が移動すれば、 s f ( k )/ kは k的措少関数であっても K/誌は kの減少関数でなくることも考えられる。第三に、資本棒、数が労儲生誕性の上昇につれ溺増するい換えれば限界生産力が議減する)との鵠提が成り立っていない可能' 1 主がある。次立、三つのうちどれが真の票悶かを累別データを罷って検証してみよう o 結果は次のようでみる。第一に 1 9 5 5 年時点の労働生産性の対数舗と 1 955-90年の民間貯蓄率の平均値の財げータは祭相関で、あるので 10) 民間貯蓄率が悶ーであるという 9 5 5年時点の労犠生最￨生の対数穫と 1955-90年の民間前提辻棄却できない。第二に 1 部門における投資率と貯答率との経{資本の純流入)がの弱い相関であることから、民間部門による地域慌の資本移動が労畿生産性を収束させる f 支部を果たさなかったことがわかる ;第三に 1 9 5 5年時点の労働生産性の対数値に 1955-90年の資戦後 8 本における県民所得絡差の縮小と然刻聖書~JlKf予の変化 131 本係数の平均f 或を単回帰すると、回婦係数詰 0.1070、t穫は一1.2 4となり、な詰果が得られない。すなわち、資本態数が労働生産性の上昇につれ護増するとの前提は成り立っていない。誌上より、当初労畿生産性の f まいよ襲ほど民間資本ストックの成長率が低い療器辻、資本慌数と労働生産性との関に有意なの相関が存在しないためであることがわかった 1 2 ; 資本ストックとしては、民間資本ストックのほか、公共資本ストックも労働生産性に影響すると考えられる。公共資本ストックは政府の公共投資によって形成され、その地域分布 i 立政清め地域政策を皮践していると考えられる。これまでの研究から、戦後日本の公共投資が県民所簿の依い地域に重点的に行われてきたことが明らかにっている。また最近で、は、公英資本ストックが民需部門の住産性にどうような影響を及ぼしたかについての誹究が盛んに行われている o A schauer( 19 8 9 )と Munnell( 19 9 0 )はアメリカにおいて、公共資本ストックが民間部門の生産性にプラスの効果があることを確認した。また i実子組(1 993) 、吉野・中野(1 994) およ，~ - ・1t沢(19 9 3 )はアメリカと同じようなことが日本にもま告ではまることを指識しそこで、本稿でな従来の研究の結巣を暗まえた上で¥公共資本ストックの変化が労働生産i 主における都道詩集罷場鑑の縮ノj サニフロラスに働いたかどうかを検討する。公共資本ストックが民間部門の主主窪i 主に与えた影響の議定について辻次第で分析することとし、まずここで辻公共資本労働比率の成長惑と初期待点の労働生産性との相関関俸を，兇ておこう。 1 9 5 5年時点の労働生産f 生の対数値比 1 955-90 年における公共資本労機比率の年成 0.0186 、ti 1 農は -7.73 であること長率の期中平均笹を単回帰すると、由帰係数はが得られた。これにより 1 9 5 5 年時点の労髄生産性の世い賎ほどそれ以降の 3 6 年間にける公共資本労働比率の年王子均或長率が高かったことがわかる。このことは労儲生産性の格差の縮小に寄与した要因のーっと考えられる。以上の分析から、新古典派成長論が予測したメカニズムとは違って、民間資本労働比率における各都道府築関格差の縮小は労鞠生産性の穏い選 ae民間資本ストックの或長率が高いためではなく、労畿生産性の高い渠ほど就業者の成長撃が高いめであることが訴された。また比較的労犠生憲性の低い擦において公的資本ストックの拶成が活発に持われたことも労{験生産性格義の縮小に寄与した可能主が高いこ d とカ言明らかとなっ 132 1 3本経済研究 N o . 2 9， 1 9 9 5 . 1 0 3 . 労艶生産性格差結小の要自分解の方法ととた第で辻、戦後日本における議機関労数生産詮格差の結小の程度寄与したかをさ主義関数の推定に基づいて分析する。まどうような方法で要因分解を仔うかを述べる。ある生産要素が労働生産性の成長はどれほど寄与したかは、葉投入量に対する弾力性を掛けることによって測られる。このような分解を行う前に、二つのことを決める必要がある。一つは、どのよう産主要素の賦存量の変化が労働生藤院の成長に寄与するかを判断することであり、もう一つは労髄生産性の議ばれた各生主主要素に対する弾力性を如前記求めるかすることである。まず労種生産'控の成長に寄与する饗溺についてであるが、第一じ考えられるのは、民間資本労犠比率の変化である。第 2範で暁らかにした通り、戦後 g本において、 1 9 弱年時点の労犠生堂設の偉い践はどその後めま開資本労鶴比率の成長率が高かった。これは労働生産性における都道府接格差の縮小に寄与したものと考えられる。第二に、前節でみたように、労働生産性の低い県において積が進められてきたことも格義縮小に寄与したと考えられる。トックを地域間経済成長、ひいては地域間格差の縮小の要因とみトックの蓄し、公共資本ス次のニつの問題を i まらんでいる。一つは地域間格差の平準化 l 土日本政府の施策で重視されてきたが、そめ手設が会共投資に綾られているわげで i まないということである。日こ寅献しており、農産物本政唐の戦設の地域翼連の擁護の多くは地議題格差の縮小 i 議諮支持致策はその一機である。しかし、これらの去共投資以外め譲策の要霞について本穏で辻分析に組み入れていない。もう一つは公共投資は氏熊生産部門に及ぽすプラスの藍接効薬の誌か、民間資本や労1 動力の誘致および、福社出上などの壕々な効果をもっている。だが本稿の枠組みで評摘できるのは民間部丹の生産への公共資本ストックの直接効果のみである。戦後日本における都滋府県の労働生産性の成長、あるいはその格差の変化に影響を及ぽす要閣はほかにもいくつか考えられるが、デ…タ上の制約のため、本節では民間資本労勧比率の変化および公共資本労働比率の変化の二点に限定して議論を h i o j i( 1 9 9 1 )が強調するように、労働力の震の変化も収進めること認する。なお S 束に影響したものと考えられるが、学霊到の就業者数のデータの利用できる年次が霞られているため、本欝と次蔀で辻考意せず、第 5結で謀議する。戦後 B本における i 農民所得絡ままの綴小と祭.l W婆素霊ま存0)変化 133 次に、労働生産性の生議嬰棄に対する弾力性についてであるが、これを求める方法は二つある。一つは生産関数が生産要素に関して一次向次であると仮定しを弾力強記使う方法である。しかしながら、本稿の分析では対極の必要がない会共資本を生産要衰のーっとして入れているので、生産袈紫の分喜c.~容を弾力性として龍うことができない。もう一つ i 立生産関数を推定する方法である。これまでの実証研究によく使われている爵数裂には Cobb=Douglas生産関数、 CES生主義勢 r a n s l o g生産関数がある。 Cobb=D o u g l a s生産関数と CES生産関数数および、 T r a n ?辻生産要素聞の代誓弾力に関して強い夜志がおかれているので、ここで誌 T s l o g生産関数を弾力性の楼窓に使うことにする r a n s l o g 一次回次で¥かっヒックス中立的な技術進歩をもっている三要案内 T 産関数は次のように響くことができる。 l n P i ( K i，Gi ， V) α o十 α ' A l n N ω十ト￡α 吉k l n Ki +αglnGi一正α l l n V 偽E 為 + i バ(ぽ仇 k i i 由十 ← 正 α E α tk d g l n K 1 l n G k ! lnK lnV一正α l . ' ぷ g l l n G i l n V 仇為ぬ泌ヨ ( 2 ) 一 ÷ ト偽苫為ぬ沌《係耳 i 、。および Vはそれぞれ i 、N、K 県の県内誌生議、技術、長額資本ストック、 pi トックおよが労働力を表している。生産関数が一次向次と仮定すると、( 2 )式の各変数を l / L告すると、労験生産性 i(=Ki/V)および公共資本労機比率 gi(=G!/L うのを技術庁、民開資本労働比率 k 関数として響くことができる。 l n P i l n L iエロ l n偽十 αAlnNト仇 OnK1-lnV)+ α喜 OnG1-lnV) i h 十悩 i l n Li nV)2十jwlnGi l ー i i 十正宮崎(lnKlnV)OnG -lnV) ( 3 ) … ( 3 )式の障辺を lnKi lnVと lnGi-lnVでそれぞれ微分することによって民間資本労働比率と公会資本労働比率に対する労働生藤授の弾力性を求めることができる。 i壌における民間資本労髄比率と会共資本労働比率;こ対する労働生産性の弾力1 生を ' それぞれ e~ と d で表すと、i県の労働さ主産性の上昇率への畏間資本労慨辻率の変化および、会共資本労働比率の変化の響与はそれぞれ次のよう戸表される。 134 B*経済研究~o.詩型 1995 ， 10 i 予(k)iニ抗感 k ( 4 ) eUsi ( 5 ) y(g) ニここでをとまi誌それぞれま爵資本労畿北率および公共資本労欝比率の成長惑をして k ) iとれg ) iはそれぞれ労髄生殺性の上昇率に対する民爵資本労離よとり、予 ( よぴ去共資本労鶴比率の変化の饗与を表している。また、うち、民間資本労働比率の変化および公共資本労働比率の変化で、拭説明できない桟差 ) を安( r )i=yi_y(k)i_y(g)i ( 6 ) る。ここで安 ( r ) iとず;まそれぞれ i 擦の残差と労動生産性の上典芸容をとしている。労犠生産 ' 1 生の或長率が( 6 )式のようは分解されることを龍うと、 βconvergence のよ区東都、数についても分解が可能とるo ( 6 )式より、初鶏時点の労畿全員設住の対数とその後の労働生産性上昇率のクロスセクションで見た共分散泣次めように分解で、きる。ヱr = l(InY o-lnyo)W n ~ r = l(lnY o-lnyo)( y( k ) ( k ) ) n n n 両辺を初期時点労働生態性の対数値の分散で割れば次式る。 ( 7 ) 戦後 5本における県民所得格緩め縮小と慾別奨著者総存の変化 135 ただし、持は欝 2節で説明した β c o n v e r g e n c eの収束係数の誰定値である c 網この式を使えば、労働生産'性の棲畿の縮小が民間資本労働比率の変北からの寄与によって経きたのか、あるいは公共資本労畿比率の変化からの寄与によって経きたのか、ぞれともこの二つ以外のメカニズムによって起きたのかを判監することができる。お、上式右辺の三つの棋はそれぞれ労働生産性上昇への民間資本労欝比率の変北の寄与 y(k)I、公共資本労欝比率の変化の寄与引g ) iおよび、残室長安 ( r ) iをそれ n Y oに単語婦させたときの探数に等しい。ぞれ初期時点の労働生産性対数{直 l ( 7 )式窓辺の三つの壌をそれぞれ民間資本労働比率の収束寄与偶数、以下で共資本労畿土と率の収束帯与保数および残去をのJ{文東寄与係数と呼ぴ、 βy(k)、持 ( g ) および β'y(r)で表すことにする o もちろん、 β? コ β~(k) 十 βy(g) 十 β針。が或りこのような技束寄与係数を使って次のニつの分析が可能とる。に、ある生産要素の収束寄与捺数の符号から、その生産要獲が yの格差の縮小に散いているかどうかが判新できる。{ヲまえば β ' y ( k )>0なら、れのど k力増加が成長;こ寄与しているため、 kの変化が格悲の拡大方向意味する。 β ' y ( k )<0なら、 kが格差の載小方向に働いたことをい地識はいたことをるc 第二に、異なる生産要素の収束寄与保数の大きさを比較することによって、例え ' iβy(k)>0、βy(g)<0、かつ舟 (k)十 β'y(g)>0の場合には、 k は棒差を拡大するように変動し、また g辻逆に格差を縮小するように変動したものの、全体で見ると要紫賦存の変化は所帯格義舎拡大するよう己変化したことがわかる。以上のように、労欝生霊長投の成長率を民開資本労働比率の変化、公共資本労働比惑の変化およに分解する際には、就業者の変化の役割は明示的に分者できない。そこで労欝金産性の成長への労働力の増加の影響をらかるため、追加的に次のような要因分解も託った。すなわち労協生産性の成長率を民間資本ストックの変化、去共資本ストックの変花、労働者の変化からの寄与およ解した。分解のつき法は上とに分じで‘ある。民間資本ストック、公共資本ストックおよび就業者に対する労働生産性の弾力性をそれぞれ eふ e hおよび eLで表すと、労散生産性の成長への民開資本ストッ i クの成長会、公共資本ストックの成長会および、就業替の或長 L のま次のよう i される。予(K)iコek *まi ( 8 ) f(G)i=euGi ( 9 ) 136 B本絵済研究主029，1995.10 } lれuv ( y(L)=eL *I } 一次同次の長定のもとで、残差は蔀と i 需じイ震である。なお、ある渠における要素主主存の変化は、とよ襲タトからの純流入に分けることができる。たとえ;まある果におけるそれぞれ分解する寄与分は次のように渠内の芳勢力増と黒タトからことができる。安(L)=eL 主i 必ずれ e コ e L 今平日 =eL 立1 ) LO 4 . データと要困分解の結果まず各都道府県の県内総生産、トック、公共資本ストックおよび就業者数などのデータの推計方法を日月する。詳細については補論 A， B， C， D を参照されたい。各都道府県の県引を出( ~県民経済計算年報』の各年刊よ関 f霞誌経済計算年報』の 1 9 8 5年繍格をとした国内総生産のデフレーターで実費イヒ Lた龍である都道府県別の民間資本ストックとトックは、まず利需可能なデータからベンチマークにおける次にこストックを誌関と公共の射に推定しておき、ておの資本ストックの巷年増加分をその年の各都道に案分するという方法で誰計した。この推計詩集の投資の昔話合をもっ方法で i 土器道清接Z uの資本ストックのる。まトッグへとしいという夜定が議提とされていて公共資本ストックからま額資本ストックの移転があったが、統計の一翼，[，主を謀つため、それを公共資本ストックを持った。タi ま f葉氏経請書十算￡各年号より得られる。関誌に推定されていと立ついてケ盟勢調査」における従業地による各都道府戦後日本における県民芦別寺格差の縮小と渓知事芸家裁をの変化 137 県別の就業者数のデータを鈍った。が行われなかった年について増加率が一定と復定して補完した第 3蔀の要悶分解の方法からわかるよう記、ある生産要素の変イヒカ苦労欝生建設性格差の縮小に寄与チするかどうかは、当該生産要素の成長率と初期時点の労働生産性との相関関イ菜、および当該生産婆素に対する労働生産性の弾力性に依存する。なに対する労鶴生産性の弾力性は都議府県の要葉蹴存に故存しているので、渠別に異なることが予想される。各生産要繋の成長率と 1 9 5 5 年時点の労積生産性の対数値との相関関保についてはすでに第 2節で分摂した。 2 ) 次に生産関数を推定し、各生産要素に対する労働生産性の弾力性を求めよう。 ( 式の推定には、 4 6 都道府県の 1 955-90 年の 3 6年間のパネルデータ龍った。各都道悲の特設を反映するため、都道府渠夕、ミ…を入れた。また技術進歩を表す変数 l I L < ¥ oI こタイムダミーを用いた。推定は…次向次の制約条件の下で行い、その結果 2に示されている。 T r a n s l o g生産関数推定結果に基づいて、労1 勘生産性の成長を民間資本労働詑率の変化および公共資本労動比率の変化に要閣分解した。労働生産性の或長率のなかで民間資本労動比率および公共資本労働辻率の変化の寄与 i こよって説明できない部 955-90 年の全期間における労鍛生産性の分を残差とした。表 3，ま各県について、 1 期中平均成長率および、これに占める民間資本労欝比率の変化の寄与、公共資本労錘比率の変化の寄与、議差の制合を恭したものである。捜差は、県 ~IJ の技構造歩の違いと解釈することも可能である。労鱗生産性成長率の分解結果に基づいて、民間資本労鱗比率の変化の寄与、公共資本労骸よとさ容の変化の寄与および残き援をそれぞれ初期時点の労動生産性の対数議にし、すなわち閉式で説明した叙東舘数の分解を持った。結果は表品に示されている。 1955-90 年の全期臨 ιついて収束寄与係数を見ると、民間資本労欝比率の変化の k )の符号辻であるが、公共資本労働比率の変化の収束寄与様数収束寄与諜数舟 ( 舟 (g) と暁瑳の~又東寄与係数持(r)吟符号は食であることがわかる。これは民本労館比率の変化は労犠生産性の格差を拡大させる働きをしたのに対して、会共資本労働比率の変化と残離は格去を縮小する働きをしたことを意味する。また収束寄与保数の比較から、技能資本労働比率の変化と公共資本ストックの変化は正反対のを果たしたが、後者の格差縮小効果が前者の務義拡大効果を上留ったことがわかる。 138 日本経済研炎治 2 9，1 9 9 5 . 1 0 表2 γ ranslog会長滋関数の後史結果変数 lnk 推 0 . 3 2 0 2 0 . 2 8 3 2 0 . 1 3 6 6 0 . 1 3 告8 0 . 3 4 6 9 謝。7425 t 変数推定櫨 1 直 t1 1 4 . 2 7 1 0 9 . 4 3 8 0 0 5 . 9告9 72 告3 0 ω 8 . 2 7 9 0 1 0 . 5 0 9 . 8 2 4 5 8. CD39 0 . 5 7 9 7 8 . 9 5 l n g CD40 0 . 8 4 4 9 1 2 . 7 9 ( Jn主) 2 CD41 0 . 6 6 8 3 1 0 . 5 4 ( Jng)2 CD42 0 . 6 6 5 2 1 1.0 4 ( ln k ) ( l n g ) 0 . 6 8 5 9 1 .6 6 CD43 1 10β7 CD1 CD44 0 . 6 9 1 3 CD2 CD45 0 . 5 4 9 3 8 . 6 7 “ 。6081 CD3 0 . 5 2 8 6 CD46 0 . 6 0 4 1 1 0 . 2 6 CD4 0 . 8 0 6 6 エ弘幸吉 0 . 5 0吉4 7 . 3 5 TD55 CD5 0 . 6 6 5 5 1 0 . 5 4 TD56 0 . 5 0 7 4 7 . 3 7 。.6214 CD6 1 0 . 3告 TD57 0 . 5 3 0 4 7 . 7 9 CD7 0 . 6 4 7 6 1 0 . 5 6 TD58 0 . 5 2 3 7 7 . 7 7 CD8 0 . 8 0 2 4 1 3 ， 38 TD59 0. 4 961 744 CD9 0 . 8 8 8 8 1 4 . 8 4 TD60 0. 4 8 3 3 7 . 3 7 CD10 0 . 7 6 0 8 1 2 . 9 2 TD61 0. 4 6 3 9 7 . 1 9 CD11 0 . 9 3 6 6 1 ふ0 6 TD62 0. 4 4 5 2 7 . 0 5 CDl2 1 3 . 2 9 4 2 1 9 0 . 8 6 3 0 0. 6 . 8 2 TD63 CDl3 1.2 2 9 5 1 9 . 9 6 867 TD64 0. 4 0 2 0 CD14 1.0 452 1 5 . 5 9 TD65 0 . 3 9 4 8 6 . 7 4 CDl5 1 1.3 5 TD66 0 . 3 6 1 6 6 . 3 6 ‘ 。7167 1 0 . 7 6 CDl6 5 . 古5 TD67 0 . 3 2 6 7 ‘ 。7226 0 . 2 9 。昔 12β1 CDl7 5 . 6 7 0 . 7 8 9 2 TD68 CD18 0 . 6 6 3 7 9 . 7 3 TD69 0 . 2 5 8 2 5 . 1 2 陶。6829 。. 2 4 9 9 CDl9 1 1 . 0 0 5 . 2 4 0 TD7 。問 . 2 5 0 9 5 . 6 3 CD20 1 0 . 6 2 T D 7 1 ‘ 。6517 CD21 0 . 1 8 7 6 0 . 7 8 0 6 1 2 . 7 0 TD7 2 4 . 5 4 陶。8844 CD22 1 4 . 8 7 0 . 1 0 9 6 TD73 2 . 8 5 繍。9935 1 5 . 5 4 ー0 . 1 7 9 2 CD23 5 . 0 0 4 TD7 CD24 0 . 7 8 9 1 1 2 . 0 4 TD7 5 ー0 . 2 0 4 0 6 . 1 3 CD25 6 . 5 4 0 . 8 7 7 0 1 3 . 6 7 TD7 6 ー0 . 2 0 3 7 CD26 0 . 9 5 9 2 1 6. 46 7 . 2 1 0 . 2 0 8 8 TD7 7 CD27 1 6 . 8 1 0 . 2 0 6 0 1. 0744 TD7 8 7 . 7 0 CD28 0 . 1 6 0 8 0 . 9 8 0 5 1 4 . 6 1 TD79 65 0 CD29 6 . 3 4 0 . 9 0 1 1 1 4 . 3 1 TD80 0 . 1 4 5 7 7 . 1 0 0 . 7 5 8 7 TD81 CD30 1 0 . 7 0 0 . ・ 1 5 1 6 。 β209 7 . 9 9 1 0 . 0 8 TD82 0 . 1 5 8 2 CD31 8 . 3 4 CD32 8 . 3 8 0 . 1 5 3 1 TD83 ‘ 。5267 7ρl 0 . 1 3 4 0 CD33 1 1 . 6 4 TD84 0 . 7 7 4 8 0 . 1 1 7 5 ω 748 0 . 8 6 5 3 1 3 . 3 1 CD34 TD85 金. 9 4 0 . 1 3 1 8 8 . 9 9 CD35 0 . 7 0 6 8 TD86 。β079 9. 4 4 0 . 0 告5 6 CD36 TD87 6 . 9 4 。冊ρ567 ， 3 1 ψ 4 。.7668 CD37 1 2 . 3 3 TD88 -0β270 2 . 1 3 0 . 7 0 9 7 1 1. 34 CD38 TDS9 i ゑ) T DIま;襲ダーミーて?あ号、祭主番号泣表伐と i 弓じである。また T DIまタイムダーミ … である e 義建 i i ! Y 緩め襲えはおる寺、後iE語専みの決定係委主;主1.0 0でおる。 Fテストにさまいて、ーとた向次の縦約条網賓山先欄叩同糊剛側開嗣備開時叩剛時制物健叩時キ ?i ま婆去p できない e 戦後日本における泉氏所得格衰の縮小と燦知事害緊露説得の変化 139 3 1955-90年における労働生産性の成長率とその分解森手城郎副形由m城木馬玉葉奈川潟山川井梨野畠弔問知 m 闘賀都坂一率良和奴根山島口向島川知如何賀崎本奈児埼千葉神新憲省福山長岐静愛三滋大兵奈和白鳥島問広山徳香愛高日出火熊大宮腹五組問設秋山福茨栃。 “ 31 41 56 n1 32 02 12 4587390123456 ザ今0 1 うM 3 4 5 5 7 8 90 11 121 17 10 101 23 24 958 B7 28 2Q 2M 2n 3U 31 qつ a J 令 W33333344 後4法4 4 4 4 県名 yの成長率 0 . 0 3 9 5 0 . 0 5 0 1 0 . 0 4 9 5 0 . 0 4 9 9 0 . 0 4 5 1 0 . 0 5 1 1 0β517 0 . 0 5 7 2 0 . 0 5 1 9 0 . 0 5 4 2 9β546 0 . 0 5 9 0 0 . 0 4 0 2 0 . 0 4 5 2 0 . 0 4 9 5 0 . 0 4 吉2 0β489 0 . 0 4 8 9 0 . 0 5 6 3 oρ564 Oβ477 0 . 0 4 4 2 0 . 0 4 5 1 ρ448 0β552 0 . 0 4 3 8 0 . 0 4 0 4 0 . 0 4 1 8 0 . 0 4 4 8 0 . 0 3 8 0 0ρw 0 . 0 5 1 3 0 . 0 5 4 6 0 . 0 4 台9 0 . 0 4 2 9 0β516 0 . 0 4 9 2 0 . 0 4 3 1 0β500 0 . 0 4 2 7 0 . 0 4 6 1 0 . 0 4 7 5 0 . 0 5 1 4 0 . 0 5 2 2 0β498 0 . 0 5 6 1 。 140 日本経済研究ぬ2 9，1 9 9 5 . 1 0 kの寄与度(%) 2 8 . 7 2 5 4 .0 9 5 8 31 3 2 . 1 1 9 5 4 0 . 6 9 1 4 4 3 . 9 3 9 6 3 6 . 0 7 2 3 48 . 告4 4 0 5 0 . 2 6 4 2 6 6 . 2 0 5 8 58ρ290 4 5 . 0 4 4 6 4 3 . 4 4 9 8 7 7 .1 6 3 8 5 9 . 1 5 5 5 1 9 3 9 .告0 6 0 . 3 9 6 5 0 1 5 4ふ3 51 .0 6 7 3 3 4 . 2 5 5 6 4 2 . 1 1 5 4 5 2 . 1 6 2 6 41 5 3 58. 6 9 . 2 9 2 3 5 2 . 2 4 6 4 5 7 . 4 8 2 2 6 4 . 4 5 8 0 7 5 . 3 7 9 0 6 3 . 5 1 5 5 4 5 . 5 7 9 6 51 .8 7告4 gの答与変(%) 4 4 . 5 0 3 3 4 0 . 3 0 6 8 38.27~9 2 8 . 5 8 8 9 4 0 . 6 0 4 1 33β709 21 . 13 22 1 7 . 9 2 6 2 1 1 .8 798 4 992 1 2. 1 6 . 1 2 1 2 1 3 . 1 9 0 7 5 . 5 4 6 7 43 6 1 3. 3 5 . 8 9 7 2 6. 41 62 2 4 . 8 1 3 8 2 5 . 6 2 6 1 3 0 . 8 0 1 8 2 2 . 2 6 5 8 1 7 . 7 2 2 8 7 . 4 7 1 7 3 . 7 1 6告 1 0 . 0 8 8 7 9 . 7 0 5 9 1 4 . 9 1 2 9 1 .4 222 4 386 1 1. 3 3 . 0 6 1 2 1 9 . 9 8 7 3 U~~ ~D~ 3 6 . 6 4 5 7 5 2 . 9 4 4 9 51 .4 3 4 1 5 9 . 3 6 2 3 31A7 5 1 5 4 . 9 9 7 7 .5 156 61 寺会合 3 7 . 7 6 7 . 2 2 0 8 4 2 . 2 0 8 2 5 5 . 5 4 8 9 5 0 . 7 3 2 6 4 4 . 1 7 7 5 4 877 4 3. 3 7 . 7 8 3 2 36β654 1 3 . 3 4 1 7 1 2 . 7 4 6 0 8 . 7 7 1 6 2 9 . 9 3 8 0 1 9 . 1 6 1 6 1 59937 36 . 4 868 5 . 3 6 7 7 37 . 4 638 22. 40 6 2 2 5 . 8 1 7 7 0 25ぷ金 5 294 6 5 3 3 8 . 2 5 8 7 健働 ( % ) 2 6 . 7 7 1 3 2 8 . 5 9 7 4 2 9 . 6 0 3 6 307197 1 5. 45 63 303568 3 0 . 2 2 3 7 .8 096 31 21 .9 145 4718 2 9. 3 8 . 8 3 4 2 4 3 . 3 5 9 4 1 728 告S 4 4 . 2 8 0 6 2 4 . 2 0 0 9 3 3 . 1 8 7 3 2 弘8 847 2 3 . 3 0 6 5 349426 3 5 . 6 1 8 8 3 0 . 1 1 4 6 3 4 . 1 1 3 0 2 6 . 9 9 0 8 3 7 . 6 6 4 9 3 2 . 8 1 1会 2 0 . 6 2 9 1 2 3 . 1 9 8 8 2 5 . 0 4 6 0 2 1 . 3 5 9 2 28， 1 3 3 3 31β309 2 6 . 6 8 8 9 3 3 . 7 1 3 4 3 5 . 8 1 9 9 31 .8 661 3 8 . 5 8 7 0 2 5 . 8 4 0 8 4907 22. 2 5 . 7 1 3 7 41 1 5 27. 20‘3280 2 20450 23. 44 9 6 3 0 . 2 2 7 5 2 7 . 0 4 7 0 2 3 . 9 5 8 1 “ 胆 ‘ 論諭表 4 収束係数の分解(その1) 1 9 5 590 1 9 5 5 ω 6 0 1 9 6 070 1 9 7 0 8 0 1 9 8 0 9 0 . 0 0 9 7 0 . 0 1 5 5 0 . 0 3 2 1 叩 0 . 0 0 8 0 0“0 1 8 2 0 βぜ 8 . 3 7 ) ( {3 . 2 2 ) 叩 (8 . 5 5 ) ( 七f 直 ( 1 .3 1 ) 雌 1 .5 4 ) “ 側四 βy(k) t 1 葺 0 . 0 0 8 5 ( 3 . 0 2 ) 0 . 0 1 7 6 β長(g) (7 . 1 1 ) t 1 塞問 βy(r) t憧 0 . 0 0 6 4 ( 3 . 0 1 ) 糊 0 . 0 0 1 2 ( 0 . 3 9 ) 0 . 0 1 2 3 ( 2 . 5 6 ) 0 . 0 1 5 7 0 . 0 2 0 1 ( 8 . 8 9 ) ( 必: 9 0 ) 0 . 0 0 7 1 ( 0 . 7 7 ) 0 . 0 1 0 3 ( 山 1 .9 0 ) 0 . 0 1 4 1 ( 4 . 6 3 ) 0 . 0 3 1 0 川 0 . 0 1 7 3 { δ . 1 4 ) 恥 0 . 0 2 7 0 ( ふ1 0 ) ( 8 .部) 0 . 0 1 5 3 4 . 3i ) 0 . 0 0 1 8 ( 0 . 3 7 ) 則側一一…山一州町……一一一注)応、広、ぬおよび;3; ( r )はそれぞれ労働俊民主性の期中平均成長楽、民間資本労働比率の変化の寄与、公共資本労働比運転の活変化の寄与および残さをを初期待点の労働生産性の対数値に回帰した係数である。波紋宅震は省略した。 (k) g) ~又東寄与イ系数を期詞別に見ても、 1955-90年の全期擦に比べて残差の収束によってかなりの変北があることj;j外、はとんど変わらなかった。 3絡で述べたように、?を予(む、れg )およびれ討、そして β?を βy( 語、 βテ ( g )および湾(討に分解する i 警に、就業者数変化の労{敷金殺i 全或長への寄与〈マイスと予秘される〉辻、民額資本労犠比率と公共資本労鵠比装容のそ札に組み入れらおり、また就業者数変動の労欝生産性経差の縮小への寄与は陪じく民間資本労駐比率のそれに組み込まれている c しかし鶴比率と公共資本労i ら、都道府県によって異なる就業者の増加率が労鶴生産性格差の動きに大きを及l ました可能性があるため、就業者に関する効果を分離させて明確に分析することにした。生の成長を民間資本ストックの変化の寄与、公共資本ストッこのため、労働生藤l クの変化の寄与、就業者の変化の寄与および残差に分解する。その方法はこれまでどおり、まトック、公共資本ストックおよび就業者に対する性の弾力性を求め、次これにその生産要素の増加率をかけると、られる G さらに求めら或長に対するを務接待点における労欝生産性のレベル lnyo~こ出議すると、各生産要素の~又東寄与保数奇求めることができる。この場合に、持 (k) 十持 (g) β~(K) 十 β~(G) 十 β'y(L) る。 ;立高と間じである。~又束係数の分解結果は表 5にまとめられている。表 5~こ示されたようトックの変化の収束寄与探数は正である戦後日本における県民所得格差の縮小と県別要素賦存の否定化 141 表 5 収束係数の分解〈その 2) 9 5 560 1 9 6 0 ω 7 0 1 1 9 5 5 9 0 1 9 7 0 8 0 1 9 8 0 9 0 叩 0 . 0 1 7 2 ( 4 . 6 8 ) sy(K) 七 sg(G) 七竃 0 . 0 2 2 5 ( 6 . 3 9 ) 0 . 0 3 1 0 ( 5 . 2 1 ) 0 . 0 1 7 5 0 . 0 0 8 8 0 . 0 1 9長蜘6 {. 8 3 ) 守 {5 . 5 1 ) ( 7 . 9 7 ) 四 0 . 0 1 8 4 ( 5 . 3 5 ) 0 . 0 2 6 9 ( 7 . 3 8 ) 0 . 0 3 2 1 0 . 0 2 5 3 ω 7 . 5 6 ) ( 7 . 9 5 ) ( . 0 0 3 1 0 . 0 1 9 4 0 0 . 0 1 1 4 0 . 0 0 8 8 0 . 0 3 0 6 t (. 9 6 ) ( 4 . 9 2 ) ( ω 9 . 3 5 ) 蜘6 (. 8 5 ) ( 2 . 0 6 ) 島6 主主〉災 ( 則、 βY(G)および t 寺山はそれぞれ民間資本資本ストックの変化17)空寄与、公共資本資本スト y クの変化の寄与および就業者の変化の軍寄与を初期待ぷの労濁主主重量?設の対数値に悶燃した係委主である。定数項;三省罪各した。 β長(L) ー制とおよび就業者数の変化の収束寄与様数は食である。これは公共資本ストックの変f 民間資本ストックの変化は労欝主主産!全橋義の拡大ぷ寄与したのに対して、公共資本ストックの変化および就業者数の変化は搭差の縮小に寄与したことを恭している。また収束寄寺銭数を期間別に見ると、 1955-90年の全期間に比べて収束寄与係、数の大きさは多少変わるが、は変わらなかったことがわかる G 5 . 生産要素の流出入と労働生産性の格差の縮小 3箆の分析結果から、民間資本ストックの変動は労議主主遣を!宝の格差を拡大するように作用したが、公共資本ストックと労働者数の変動は縮小させるように作用しことがわかった。ところで国家聞における生議要素の移動が様々な棒容によって I 約を受制限されるのとは違って、一関前でのぞを地域開で辻、さ長産要素は;まとんど告J けず蕗岳に移動できる c したがって…閣内の技東間購において各要素の膿存が地域内の蓄積の違いによって鵡さたのか、または地域識の移動によって認きたのかは翼味深い問題であるの本節では、各生産要素が都道府県の詩でどの韓度移動したか、またその移動が労欝生産量'性格遣をの~又束とどのような関保があったかを検討する。まず資本の;支出入について検討する o 5 . 1 饗本の流出入 Sバランスの関係を利用して地域別の地域開における資本の流出入は、県民の I 貯蓄を推定し、投資と虫干蓄のさをを算出することによって推定できる。なおま関銭円 142 1 3本室長済研究 N . o2 告，1 鈴5 . 1 号と政府部門別の資本の流れを知るため、貯蓄の議定詰緒、貯蓄のほか、民間部門と政府部的却にも行った。累加の貯蓄の誰定方法は次の通りである。総長ヂ蓄は、県内と県外からの要素所簿(純)との合計から民間部門最終諸費支出とま文庭部門最終消費支出とを号!いたものであり、また民間部再の貯蓄は、思内総生産と県外からの要素所得(率的と社会保障の受取(純)と税金を引いたものら民間部門最終議費支出とり、そして政府部門の貯瞥は、税金から政府部門最終諸費支出と社会保樟の受取(純)をち i いたものである c なお、以下でi まある地域はおける寄部門別の幹蓄額と投資額をさ当該地域の県内総 Iった値を貯蓄率と投資率と呼ぶことにする o 推定された都道}宥県の貯蓄率生産で害J と労働さ佐藤詮の相関関係を見るため、総投資率および総、貯蓄率、さらは民間部門と宣告初期時点の労働生産性の対数値に単問ま文詩部門別の貯審率と投資率の期中平均f した。その結果は表 6にまとめられている。総貯蓄率のレベルにおいては、初期時点の労徴金盛i生の高いよ襲 ~i ど誌貯蓄率も高いことがわかる。さらに部門別に見ると、 1 955-59年において 1 9 5 5 年持点の労働生房長住の対数値と民間針蓄率との間に強い正の相撲が見られたが、それ以外の鶏簡に辻有意な相関は見られなかった。ニれは対して拐鶏時点の労働生A 設住の対数億と政詩貯蓄率の関に;ますべての期間で、い正の相関が見られる。したがって労働生産性と総貯蓄率との際立見られた正の栢関は、政府部門における立の相関によるものと替える。またま受 6からわかるように、 1 955-59 年の期購を除いて、初鶏時点の労融生産性 6 投資率、貯蓄率を初期襲撃点の労働さ色濃性に冨掃した結果政府貯蓄率総投資家 1 9 5 5 9 0 0 . 1 6 4 0 ( 4 . 5 5 ) 0 . 0 1 9 5 ( 0 . 7 5 ) 0 . 1 8 3 4 ( 1 0 . 1 9 ) 1 9 5 5 5 9 0 . 2 2 6 9 ( 5 β 4 ) 0 . 0 5 5 0 ( 1 .5 6 ) 0 . 1 7 2 0 { 告. 8 7 ) 1 9 6 0 吾容 1 9 70 -7 9 0 . 2 2 2 2 0 . 2 5 9 3 8 . 8 2 ) ( 6 . 1 1 ) ( 0 . 0 1 1 0 0 . 0 3 3 2 ( 0 . 3 6 ) ( 1 . 16 ) 0 . 2 1 1 3 ‘ 。2261 ( 1 4 . 1 6 ) ( 1 6 . 8め 0 . 0 7 1 8 0 . 0 0 1 4 0 . 0 3 5 5 0 . 1 0 8 6 ( 0 . 0 7 ) ( 4 . 7 1 ) 1 .6 1 ) ( . 0 4 7 6 0 . 0 3 0 6 0 . 0 0 6 0 0042 0 0‘ ( ω O3 0 ) ( {0 . 2 9 ) 2 . 9 5 ) ( 1 . 37 ) 伽 0 . 0 6 7 6 . 1 0 2 6 0 . 0 4 6 1 0 . 0 6 6 1 0 (3 . 2 志 ) { ( 脚色 2 2 ) ( 5 . 9 7 ) 剛 “ 4 . 48 ) 也野 {4 . 9 2 ) 情政府投資主義叩駒 1 告8 0 9 0 虐。330壬 ( 6 . 3 9 ) 0 . 0 1 0 9 ( 0 . 2 1 ) 0 . 3 1 9 5 ( 11 .9 4 ) 0‘ 1 4 0 0 ( 5 . 8 3 ) -0β018 ( 0 . 1 1 ) 0 . 1 3 8 2 網 {8 . 6 1 ) 恥 ;主}このま置は凶ちばん芝互の手J iに添きれる変童文 I T )業建中平均値を初期待ぷ IT)労働生産性めます数値に回帰した係費支をまとめたものである。定数墳は稼働蓄した。戦後箆ヌドにおける県民所得キ差是豊の縮小と県別警警察室主存の変化 143 の対数値と総投資率の期中平均値との鰭に設の相関が観惑される。特に 1 9 7 0年代に入ってからこの関探は一層強くなっている Q 貫の棺関は、初期時点の労働生産性の恥まど県内総生産ぷ比べて多くの投資が行われたことを意味している。部門別低い i 年の民間投資率と労働生設住の対数鑓との罷ににみれば、民関部門の場合1955-59 有意な正の相関が兇られたが、それ以外の期間においては有意な関様は克られなまいずれの期障立おいてもかった。これに対して政府投資率と労散生産性との聞に i 強い負の報開が見られた。したがって貯蓄率と労働生産性との関係と関様に、総投と労働生産性との需に見られる負の棺関は、主に政詩部門における食の関係、はよるものである。こうしたことから、戦後日本の各都道府県では、労鋤生産性と貯蓄率ないし投資との関に一定の規則性が見られたが、このような規則性は民間部門に起因するのではなく、主として致野部門における貯蓄と投資の行動によるものであるということが明らかとなっ次に、都道府畏への資本の純流入(これは投資率から貯蓄率を引くことぷよって算出できる〉を部門知に分析しよう c 翻3 1立、縦軸に民間部門の投資率と貯蓄率の 9 5 5年時点の労儲生産性差(民語部門による資本の純流入〉の期中王子均穂、横軸に 1 9 5 5… 9 0年の 3 6 年を平の対数値をとってプロットしたグラフである。この間より、 1 均すると、民間部門における投資率と許蓄率の差がすべてのよ嬰立おいてマイナスであること、またこの瑳が労鋤生産性と有意の相関関係を持っていないことがわかった。また氏関部門と国識に、政府部門による資本の流出入があったかどうかを克るため、間 4を作成した。関 4は縦斡に政府投資率と波野貯蓄率の義{主主府部門によ 9 5 5 年時点の労犠生産性の対数f 宣告とってる資本の純流入〉の期中平均催、横軸に 1 ロットしたグラフである。この閣から、大多数の県においてま支持投資率と政鮮許 9 5 5年時点の蓄惑の差は正であるが、ごく一部のよ壌において貨となっており、かっ 1 年の労働生産性との関に明確な貨の相関が見られたことがわかる。こ札は 1955-90 酷で政府部門によって労働生設住の高い県から低い畏へ資本が流出したことを意味る。民関部門による資本の流出入辻対慨を必要とすることから資本移動といわれるが、政詩部門による資本の流れのうち、対価を必要としない部分法資本移転といわれる。支出入においては資本移転の比震が高い上記の致時による資本のj 。政府部門によこ関して、ここで得られた結果は、資本移較を合む宗範問の所帯移転にる資本移転 i 8 2 ) 関するその地の研究結果と一致している。たとえば若・小泉・長谷川・秦・山本(19 144 岡本経済高野究百0.29， 1 9 9 5 . 1 0 間 3 1955-9D~手の縄問部門における投資率と貯審率の差の期中平均僚と 1955 年時点の労働さた渡性の対数値との鰭係一回明 " 、 … ω 叩 O l 4 0 0 . 2 0 0 . 2 0 企守 • ••• •• • • •• • • h m潔議議品開机 J議ム親阿蘇お一株一μ枕与が滴岬円 0. 40 斗 ! 0 . 8 0 0 . 6 0 • • • •• • • • • • • • •• •- • • • • ー ‘ • -0.1~• 〉吋ぬ舎. 1 5 回帰線 y 0 . 0 8 5 8+ 0 . 0 1 5 3x ( 1 3 . 9 4 ) ( 0 . 6 6 ) 叩 δ険会什漏出一﹂出刷凶珂同罪判明 J ー 0 . 2 0 静 ‘ ~ふ L … ?品切 X i 主)綴事長 yl ま1 955-90年の民間最長門における投資率と貯替療の;訟の義母 ' 1 '平均値、検特 xま，1 9 5 5年時点の労働生産す主の対業主総会決している。 lJ l u ← 宅一一ー一一一一一二旬、徐行後訴訟ゑ議総紙二ニ二以ふみーニニニエ 1 4A 開凶同凶いす執州議議冷部 4 1955-9D~手の公共器内における投資率ど貯議事の差の期中平均 f直と 1955 年時点の労働生産性の対数値との関係 ZPM由血)戸田甲山・ H O • • • •・• 0 . 2 0 4 ・ 4 〉吋伽 • • 回帰線 y 0 . 1 1 0 . 2 5l( ' ‘ ・、 0 . 2 0 4 0 . 2 0 【 •• • 0 . 0 5 0 . 8 0 • • ・ 4 X i 主)縦事1Y! : J :195590俸の公共部門における投資率と貯蓄率のきをめ奴 ψ料カイ成、総数hl iま，1955若手持点の労働生産性の対委主u l まを詰をしている。 1必0 r e g i o n a li n c i d e n c e )の視点から都ピスの便益の地域別噌護憲 ( は租税負担と道詩県への中央政見守の支出を(各都道野県の) 説金を(各蔀道野県の}負墾と見なして、中央政府へ都道経撲が約めたと食誼におけるよぴら貴誌を引いた純受設を 1 9 6 0、6 5、 7 0、7 7 年度について研究している。その結果、彼らは関東、愛知、近畿の大都市闘では貴担が受益を大きく上回る一九州、I(福岡を除く)は受誌が食担を大きく越過しているこ方、東北、北陸、と、また群馬、間出、広島、ど大都市圏に準ずるま忠誠で l 立法ぽ均衡していることなどを明らかにした。会共資本ストックの変北が格差の結小立したという第 4第での結果と、労髄金設控の高い黒から官まい接へ致府による資本移献があったという本節での結果から労働生産性搭差の縮小に政府による資本の移転が守寄与したことは明らかとなった。 5 . 2 労働力の移動人口移動が地域揮所帯繕避に与えた彰響立ついては、これまで詳騒な研究;まあまり行われていなかった。これ辻、おそらく人口が所帯の高い地識から録い地域へることによって、転入先地域の戸別尋水準を低下させる一方、逆を向上させ、転出入の所得水準の格差を縮める役割を果たすことは自明であると一般的に考えられて冬たためであろう。ニれは対して、 B arro and Sara ふ Martin( 1 9 9 2 b )および S h i o j i( 19 91)は、人口事勤が都道野県揮所講棒議の収東に明確約を彰響を及ほさなかったとの興味深い結論を指した〉しかし、人口移動と労散さ佐藤性格差の結小との関認について、本章の分析で持られた結論は通説を支持するものとなっている。すなわち労働力の移動格裁の縮小に寄与したということであるの縮小への人口移動のに関して、本稿のはB arro and S a l a ト Martin( 1 9 9 2 b )および S h i o j i( 19 9 1 )と異なっている。人口移動が搭差の縮小にしなかった漂盟について誌、謀総TOandS a l a ふM紅 t i n試情も示していないが、 S h i o j i誌次のように解釈した。戦議日本における人口は所持の高い埠に向けて行われてきた。人口の移動は純転入県の人口を増加させることを通し小する効果を持っている一方、逆に純転入県の教育水準 ( 1 5 歳以上人口に占める大・と大学卒の割合で測られている)をに占める 6 0 議以上人口の割合を縮小させることを通して、 h i o j iはこのこつめ持っている o S ることと、 2 0歳以上人口を拡大させるをそれぞれ p o p u l a t i o ns i z ee f f e c to f 戦後日本における泉氏所得キ義援の綴小とよ終]~要素斌存の変化 147 m i g r a t i o nと demographic c o m p o s i t i o ne f f e c to fm i g r a t i o nと呼んで、いる o demographic c o m p o s i t i o ne f f e c to fm i g r a t i o niJ~' p o p u l a t i o ns i z ee f f e c to f h i o j iが指撞するように所得格差を縮 m i g r a t i o nを相殺できるほど大きければ、 S むしかしながら、 S h i o j i( 19 91)の分者辻学小させる人口移動の効果辻鎮魂できるタを使っていない点で陪議が殺る。以下で誌 1 985-90年にお汁腰別の人口る学童委別人口移動データをて、人口移動は本当に締結入県、すなわい患の教育水準を言語めたか否かを検討する。まず教育水準における都道舟県聞の格差の変化をおこう。占める Jょの学歴をもっ者の割合を県}jJ I の教事智水準を i 射る葱準とすると、こ大・高等j; 合の変動係数辻 1 9 6 8 年の 4 6 . 9 0から 1 9 9 2年の 2 6 . 1 4に下がってきたことから、教育水準における都道詩諜鰐の格差が縮小したことがはっきりとわかる次に、人口移動が地域間の教育水準に与える影響の学歴を持っている人口を翠学艶人口 u、超大・とそれ立ょの学歴を持って口 sとして、前者に対する後者の比率引いる人口をとそれj; J下しよう。を県ごと膏水準の尺度としよう。この場合 Eの成長率は次のよう記分解できる。一↑ ︽ 3 0 A T & ここで、各変数の意味は次の通りである G II i 爆の rの増加率 g 1 県の S す i1 暑の U の増加率 sd 擦の初期時点の Sの水準 u o U誌の初期待点の U の水準県における$の議内蓄積対象其時間中の i 県における U の集内蓄積ムザ対象期間中の i i n， SL u t 対象期間中の i県における un I，u~ut 対象難問中の i県にお吟る S 148 日本経済研究実0.29，1 9 9 5 . 1 0 Sの移入、移出 U の移入、移出上の式から、人口の移動が第 i 番目のよ壌の教嘗水準をるかどうかは、その渠口転入慈過率 ( si n s~ut) と低学歴人口義人超過率 (U l n-ub u t )との差に依存していることがわかる。次にこの差を亘接に算出することによって人口移動と教育水準との関係を見ること止する。 9 9 0 年の『国勢調査』辻、教育に関する人口移動のデータ辻ごく隈られているが、 1 5議以上の人口に対して学歴別の r5年前の常生地J 喜子調査した。このデータを利 ( SI n-s~ut) / so )と怒学麗人口転入超過して、高学膝人口転入趨過率( ((uin-ub u t )/ UO )との差をた単田崎分析を仔った。変数、 1 9 8 5 年時点のし、 1 9 8 5年時点のを説明変数とし s bと UOは利用できないため、 1990 年時点のものを使った。その結果、回帰保数は 0.0001、t値は -0.018で、あり、有議な結果は得られなかった。また 1 9 8 5 年まで東京都を金舟と仕事場とする高学膝者が住所だけ者隣按県に移して仕事場を変えないことが考えられる。同じこと甑宥と愛知燕についても考えられる。このような行動は係数の推定量を小さするように働しこの点を考慮に入れて、三大都市翠をそれぞれ一つのサンブルとし、上と同じ回繍分析をした。しかしながら、その結果も回帰係数は 0 . 0 0 1 7、t 値は 0 . 3 8 0であり、有意な結果 i ま得られなかっこの結果より、 1985-90 年に誤ってではあるが人口移動は油機関の教育水準に彰響を与えなかったことがわかる。したがって先に晃たように有業者にさめる高等学以上の学歴のおi 合の変動係数が縮小した現象は操内における高学盤人口の蓄よって宝じた可能性がある。この問題立ついては今後より長い期間のデータを龍って検討する必要があろう o 6 . 結論本稿は要国分解のアフ。ローチで戦後日本における地域間労働さ左藤性格差の縮小と要素賦存の漆f ヒを晃てきた o な結論辻次のようである。まず民障資本労働比率の変化は労鋤生産性の経連長が拡大する方向立働いたが、公共資本労働比率の変化が縮小する方向に鷺いた。さらに詳しくみると、長間資本ストックの変化は労鵠生産性の嬉差が拡大する方向に働いたが、公共資本ストックの変化および就業者の変化法繕小する方向に鵠いた。次に生産要素の移動はおいて、労t h 生産設住の高い渠から低いj 黒への致時部門の資本移転辻行われたが、民間部門による地域聞の資本の純移動られなかった。そして致府による地域開の資本移転および人口移動が地域環労議文後日本における泉氏所得絡差の縮小と燦別著書繁室主存の変化 149 働位殿性の格差の縮小にプラスに寄与した。最後に人口移動による教育水準の変化と所得水準との聞にはっきりとした相関が見られなかったので、人口移動が純転入い県でもある)の教育水準を高めることによって、所得搭差を拡大さとは考えにくい c 構論:ヂ…タの作或 A 各都滋府爆の票内総生産名 E県内総支出を「関民経諦計算年報J の1 9 8 5年{面搭を基準とした関内総生産のデフレーターで実貿イヒしたものである。名目県内総支 9 7 4 年までは r長期遡及推計県民経済計算年報(1955-1974 年)~ 出のデータは 1 ( 経 1 9 9 0年)、また 1 9 7 5年以降は『県民経済計算年報」のそを年刊よりそれぞれ得られた。 8 民期資本ストックの推定について 9 9 0 年まで(昭和 3 0年から平或 2年まで}の 3 6 年簡で、推ら1 計式は次のようなものである。 K t-Ll ) 4 L 2 :r 1t 十{五ここで¥ k i i県の t りである c トック K t t年の日トック U i県の t年のこの推計方法の基本的な考え各都道月号県の設需投資を使ってその年の臼国ベースの民間資本ストックの増加分を各都道府県に案分するというものである。ここでは都道清県民の資本スト、y クの除去p 率が等しいということが仮定されている。上の式を計算するために必饗な野本全壊ベースの民摺資本ストック、ベンチマーク年における各都道詩壊の設諮資本ストック、および各年次における各都道持獲の投資は次めように警られた。 150 8本経済研究珂0. 29， 1 9 9 5 . 1 0 8.1 器本企韻ベースの民間企業資本ストック日本企部べ…スの良閤企業資本ストック 1 ものデータについて、 1 9 7 0 年価格をとした 1 9 5 5 年から 1 9 7 4年までのものは、 r 悶民総i 斉計算」昭和 5 0年第 4 9 8 5 年価格を基準にした 1 9 6 5年以降のものは『季刊国 No.おより、また 1 NO.88 以降の各号からそれぞれ得られる。これら二つのデータが重なる年次を利用して、 1 9 5 5 年から 1 9 6 4年までの数字を 1 9 8 5年基準描棒に修正することによって、 1 9 8 5年嫡格を基準にした 1 9 5 5年から 1 9 9 0年まの日本全菌ベースの民語資本ストックのデータを求めた。 8 . 2 ベンチマーク年次における名都道府燥の民鵠企業費本ストックの推定 9 6 0 年度とする。ベンチマークにおけるそを都道府県の資本ストッベンチマークは 1 ク泣次のように誰定される。まず先の f季干'J 国民経済計算~ NO.88における 1 9 7 0年基準価格表京の議議別の日本全国ベースの民間企業資本ストックを 1 9 8 5年基準価格に修正し、次にそれを各都道府県に案分してから、合計して 1 9 6 0 年の各都道府県の民間資本ストックを得る。各産業の案分については、以下の数鑑に基づいて行った。まず農林水産業、金融保験業、不動産業およひ。サービス業はついては、会地竣部会報告検討資料集ぷ料集」と略す一一て辻、 T 経語審議 9 6 3 年〉一一以下 T竣討資 (経済企画庁総合計鶴島、 1 された都道野県の数字を黒いと鉱業についす検討資料集品ではブロック別でしか議定されていないため、前者について法1 9 6 0 年のす工業統計表ぷにおける各都道婿渠の宥形回定資識を、後者について辻 1 9 6 0年の T事業所統計 J !こおける都道府渠の就業者数をそれぞれ利用した。Ii検討資料集」で、推定が行われなかった建設業、卸売・小売業、電気・ガス・水道業および運輸・通信業のうち、卸売業・小売業は r 商業統計表 J ( 1 9 6 0年度版)の就業者数を、また建設業、電気 .j l; 7 . . ・水道業および運輸・通告業は告j ( 1 9 6 0 年度思)の各都道府県の就業者数をそれぞ、れ弔いた。 J 8.3 各都道詩集約民間設鵠投資額各都道詩渠の各年次の設議投資議 uについて辻、の投資額を荷車した。ここでは、沖縄の設備企業資本ストックが1 9 7 2 年 4-6月期から日本金閣の企業資本ストックに加えられている。経済企閉庁の計算よりこの年における沖縄の民間企業資本ストックの本土のそれに対する比率が0 . 0 0 6であったことがわかって戦後日本における泉氏所得格差の線小と県別要素隊存の変化 151 いる。したがって沖縄を合む1 9 7 2年の民間企業資本ストック K47が薄られた上で沖縄の1 9 7 2年における民関企業資本ストックは次のよう C算出することができる。 K 0.0059642K4 7 そのはか、器営企業の民営化によって、日本竜信電話株式全社および、日本たばこ産業株式全社は 1 9 8 5 年 4-6月期から、また議漉開発株式全社は1 9 8 5 年1 0 1 2丹期からそれぞれ B本全閣の民間企業資本ストックに含まれるようになった。さらに鉄道の民営化に伴い発思した東日本旅客鉄道株式会社などの資本ストックは 1 9 8 7 年 4-6月鶏より日本金閣の設間企業資本ストックに加えられるようななった。これらの変化に対して、統計の一貫性を保つため、調整を有った。 c 公共資本ストックの推定について各都道府累の公共資本ストックの推定にあたって、に民罰金業資本ストックと同様の方法を招いている。 C.l 日本金盟ベ…スの合共資本ストック『日本の社合資本一フローからストッタへー~ (経済企爵庁総合計岡高縞、 1 9 8 6 年 9月)一以下では唱本の社会資本ょと略すーでは、 1 9 8 0年鵠搭を基準にした器本全国ベースの公共資本ストックが1 9 5 3年から 1 9 8 2年まで、の3 0年間立ついて推定され、また概略憧として 1 9 8 3 年から 1 9 8 6年までの長年聞のデ…タも訳されている。本誰において、まず1 9 8 7 年から 1 9 9 0年までの日本全国ベースの公共資本ストックに対して、 f日本の社会資本J で使用された次のような設定式を用いて構完した。 Kt=K 1十 I t I士一悶 +B 士一関村 Bt一語 t 各変数の意味 i ま次の通りである。 K 資本ストック額 I 新設改議費 B 災害復旧費 m 王子均面主用年数 ( 3 2年) 152 日本経済研究泌2 9， 1 9 9 5 . 1 0 災害の鵡きる平均経過年数(16 年} t 当該年喪次に、 1 9 8 0 年繍絡を基準にした日本全国ベースの公共資本ストック系列を、 f富民経謀計算 J の公的総毘走資本形成のデフレ…ターの 1 9 8 5 年度の値を現いて、 1 9 8 5 年栖格基準に務正し C . 2 各都道府県の公的総量走資本形成額日本全闇ベースの公共資本スト、y クを各都道府県に案分するためは稜窮された公約総間定資本影成額は、「県民経済計算」の各年刊のものを用いた。 C.3 具体的な計算、之 1 9 5 5 年から 1 9 6 3 年までについては、各都道府県の公共資本ストック l 料集J で鑑定された各都道野県の社会資本ストックに基づいて F 検討資 C . 1節で得ら札た日本全器ベースのストックを各都道府県に案分すること立よって得られた。 1 9 6 4 年以持は、既に計算さ予れた 1 9 6 3 年の各都道府県のストックをベンチマークとし、 B蔀 i こされた推定式と C . 2 箆で、樽られた会的総翻定資本形或額に義づいて C . 1 誌で得られた日本金器ベースのストックを沖縄県を総く認の各都道時療に案分した。ここで 9 7 2年以降立全器ベースの中 ζ 沖縄}暑の分カヲ十上されるようになったと仮定し、は、 1 その分は以下の方法で算出して除いである。 1 9 5 5 年から 1 9 9 0 年までの 3 6年開におけ 9 9 0 年産日本全国のる呂本全閣の公約器走資本形成の合計に占める沖縄嬉の割合を 1 公共資本ストックの総額にかけ、同年度の沖縄渠の公共資本ストックを算出し、それをベンチマークとし、毎年日本全欝の公的資本形成に占める沖縄県め割合をもっ 9 7 2 年度から 1 9 8 9年度までの沖縄県の公共資本ストックを求めた。て1 D 各都道府票の就業者数について各都道府県の就業者数のテ、、ータ辻ヂ東毘経済計算J 各年刊より寄られる。同年刊に推定されてむ、ない年と埠については、 1 1 1 1 1勢調査」にお汁る従業地による吾都道昨果の就業者数のデータを能った。また F国勢調査』が持われなかった年について辻、等増加率推定で補完した。ここでは景気稽環の饗困を考惑に入れていない。事え後日本における連雲氏戸約寺格差の縮小と祭主苦楽家斌存の変化 153 E 資本移動と資本移転の撤定方法とデータ(/)出処本推計において i渠の総貯蓄、民館部門許議および政務部門貯替を推定する方法は新 SNAの I Sバランスでみり、具体的な推許式は次の通りである。 i i i PEi-GEi ニ GDp十 FLOW… て rSニ 1 1 ニ GDp 十 FLOW PSi +RECi -PEi-TAXi ニ TAXi-GEi-REC GSi ここで、各変数の意味は次の議りで、ある。 TSi 県の総貯蓄 P S ! 黒の投開部門貯蓄 GS! 県の政府諮問貯蓄 GDP' i壊の県内総生産 FLOW! i県のよ韓外からの要素所帯{純) PE1 i渠の民間最終消費支出 GE1 県の政詩最幹消費支出 REC i鎮の社会保捧における民間部門の純受取 TAX! i鎮の霞税と地方税(選宥現職と市町村税ととデータの出処辻次の通りである。県内総生豪、県外からの要素所鐸(純)、民間最終損饗支出および、政唐最終消費支出辻 1 9 7 4 年までは f長期遡及推計渠長畿済計算報 (1955~1974年) ~、 1975年 ø 降は「民民経済計算報告」の各年刊のものを、謀韓関係はず菌畏経済計算年報』の各年刊のものをそれぞれ採吊した。また税金のうち、態税は『関税庁続計年報書」各年子号、地方税はヂ地方財政統計年報，!] I こ法拠した。この推計方法には、以下のニつの問題点がある。 1 . TAXに含まれた国税は事業所べ…スではなく、本社ベースで納められでいるため、工場が県外にある会社の本社が5 豪かれている県において、 TAXが高く計上される。そめためそのような墨江おいては氏関貯蓄率が低く評欄され、かつ政府貯蓄率が蒔く評備される可能性がある C このようなパイアスは、特に東京や大阪あるいは兵庫などのような舟祷水準の高い惑に生じると患われるの逆に本社が態内にある会社の工場が置かれるよ襲においては、設関貯蓄率は実際より高く評価され、設府貯蓄率は低く評価される可能i 生がある。 154 日本経済際交 N o 2 9，1 9 9 5. 1 0 2 . 都道府県別の社会保障関保の統計がないため、社会保障における民間部門の純受取は国民経済計算の金閣の数字を各都道府県の人口比で割ったものを使用する。そこでは各都道府県における人口の年齢構造の相違は考慮されていないため、高齢者人口の縄受取を受けていること F はここされた数字より多くの社会保障えられる。 1990~手ナ欝勢語表J における学震 ;]IJ の人口移動のデータ 1 9 9 0 年の 5議以上の人口に対して「在学者」、よぴ「未就学者J 「小学校・中学校ふかく区分して、 r5 学霊] I Jの卒業者の紙入党と「卒業者」おられ、さら立卒業者を最終卒業学校に基づいて、「鐘大・高等 j および「大学・大学寵j に織の顎査が行われた。これによって都道詩集躍にを知ることができる。注釈る。本稿を作成する段階において、一橋大学の i 1l!.問誠、溝口敏行、寺西議郎、浅和美、 i 築廃京司、宮川努、福田慎一、青山学院大学の大瀧稔之、横浜岡 J L 大学の秋山太郎およぴ日本経済研究センターの桜井宏二郎などの諸先生から食重なコメントいf こo i さんに教えて項いたことも多かった。以上の方々に心からの感謝受取しょげブこ、し Q 1) 各盟関の裕畿の収束問題については、 DowrickandN g u y e n ( 1 9 8 9 )、 B a r r o ( 1 9 9 1 )、 Barro andS a l a iMar 対n ( 1 9 91)および Mankiw ，Romera ndW e i l ( 1 9 9 2 )参照。絢 2 ) ただし、 B arroandS呂 l a I為1a r t i n ( 1 9 9 2 b )は人口移動を考慮に入れてし、る。 3 ) 鵠際経済学の分野では、要素獄存から各墨の産業構造の遠いをヘクシャー・オ 1 )ーン理論 u b e r ( 1 9 6 7 )、 L問 m母r ( 1 9 8 4 )およに基づいて説明しようとする試みが数多くある。詳しくは H びB a l l a n c 記{玲 8 7 )参照。りこの二つは経済会画庁よりよちされているち〉一人当たりよ義民所得の変動係数と労働生産性の変動係数をタイムトレンドに出 J滞したら、に議設されている。 ! tるもマイナスで有意な係数を得た。これは、一人当たり者E 滋府県関格差の縮小が統計上有意で、あることを意味している。引労働さ主産性の変動係数の変イじがどれだけ一人当たりできるかをえるだめ、一人当たり泉氏所得の変動係数を労働生産性の変動係数に問機してみた。その結果は次の巡りである。戦後日本におけるよ農民所待機還をの縮小とよ特別婆索賦存の変化 155 CVPI=O，品3 7 2 ( 0 . 2 4 )+0.7435( 10 . 0 6 ) CVGDP R2=0.74 率ここで、 CVPIと CVGDPはそれぞれ一人当たり漆民所得の変動係数と労働生藤径の変動係数を表しており、括弧内は t伎である。この給条からわかるように、…人当たり県民所得の 4 パーセントは労働さた産性のそれによって説明される。変動係数の変動のうち 7 詳しくは S o l o w ( 1 9 5 6 )参照。 7) 8 ) データの作成方法については争議論に詳しく説明している。 9) 初期待点の労働生産性の対数伎に代わって、初期時点における就業者一人当たり資本ス、民トックの対数値に、その後の一定鶏問における民間資本労働比率の期中平均成長芸春 kg 間資本ストックの期や王子均成長率 Kgおよび、労働力の期中成長翠 Lgを回帰しても、その結立、次の表に示された通りほぼ鰐じである果i kg g -0.0130 -0.0201 -0.0168 -0.0094 -0.0255 t値 I ( 一3 . 5 7 ) ( 2 . 3 6 ) ( 2 . 2 1 ) ( 2 . 2 3 ) ( 5 . 0 3 ) 0 . 0 0 6 4 0 . 0 2 9 吉 0 . 0 1 8 6 -0.0017 0 . 0 0 8 8 t値 ( 1 .3 5 ) ( 3 . 6 9 ) ( 1 .9 8 ) ( 0 . 3 4 ) ( 1 .5 0 ) 0 . 0 1 9 3 0 . 0 5 0 0 0 . 0 3 5 5 0 . 0 0 7 7 0 . 0 3 4 4 Kg I I 1 0 ) 詳しいことについては後の表 8参照。 1 1 ) 詳しいことについては後の図 3 1 2 ) B a r r o，MankiwandS a l a . i . M a r t i n ( l狩 5 )は資本移動を考慮に入れて収束間務を分析している o 後らは資本労働比率が低く、怒賃金の地域ほど資本収益率が潟く、民間資本が流入することを前提にしているが、鹿 3からわかるように、日本の地域開において、そのような関係は見られなかった。 1 3 ) 戦後日本の公共投資の地域配分に関する研究として石ほか ( 1 9 8 2 )、吉野・吉田 ( 1 9 8 8 )および号1)が挙げられる。伊藤(19 1 4 ) この方法 i 立、成長会計 ( GrowthA c c o u n t i n g )とまったく陪じである。 1 5 ) 農業{函終支持率とそれによる所得の移転については、罷えば、速水・本問。鈴 3 )参照 1 6 ) 岳( 1 9 9 4 )は民間資本ストック、母学歴有業者(高卒およびそれ以下の学療の有業者)およ (護大・よびそれ以上の学授の有業者) とする一 Cobb=Dougla 幸生産関数の推ヌ誌によって高学怒有業者の限界生産性が態学膝有業者より高いという結果合平等た。 1 7 ) 多婆素のつr r a n s l o g生滋関数の性輩については、 C h r i s t e n s e n，] o r g e n s o nandL a u ( 1 9 7 3 )、黒田 ( 1 9 8 4 )の第 1 2章および、 B e r n d t ( 1 9 9 1 )の C h a p t e r9参照。 1 8 ) こここでま婆素の T r a n s l o g生産関数が一次向次ヤあるための条件は次の間つである。 156 筏本経済研究 N n 29 ， 1 9 9 5. 1 0 α k十 ag十 α¥=1 十a k'=O akk+ぬ g α~kg+αgg 十 αg ， =O α 1 " + α g l十 α ' 1 l=0 1 9 ) et と e~ はそれぞれ次のようである。 e~ ニ偽五十 ιk (InK-lnV) 十 llkg ( I n G :-lnV) e~=αg 十 α\tg (InK i -lnV) 2 0 ) +agg( I nGi-InV) これは、成長会計においては会要素生産性 (To ぬ1F設c t o rP r o d u c t i v i t y:τFPと略される}の成長率と呼ばれている。 2 1 ) ( 3 ) 式の両辺 i ご対して三つの生産要素に関して綴微分すれば、民間交本ストック、公共資本ストヅクおよび労働力に対する労働生産性の弾力伎は次のように求めら思主配色十a n K l十 l nGi a k + α ' k k1 l k g1 k 1 l n V i i ' g g l n G十 a ag+α， nK十 α g l l n V k gl 日 Lt(α'1- 1 )+α~kJnKi 十 α'g， lnG 1 十 α'lllnV 2 2 ) には、都道府県別の県内総支出デフレーターがあるが、県別にはそれほいので、簡単化を図って国内総生産のデブレーターを利用することにした。 2 3 ) 2 4 ) 労働時間の変化と設備稼働率の変化については調獲していない。 Dekl日( 1 9 9 3 )は F e l d s t e i n H o r i o k a{反:言見をテストするため、日ら1 9 8 8 年までの 1 4年間について計算した c 本主主の推定はこれとの貯蓄を採っている。詳しくは嬬議 E参照。 2 5 ) 政府による資本の流出入に資本移転のほか、対{認を必要とする借り入れも含まれている。ち政府部門の資本調達勘定において、投資は貯蓄、資本移転およしい。地方政府の借り入れは地方債の発行により行 bれている。 . 0 4 6 きである}、'-' ため(O!]えば王子成 2年は 0 り入れの合計る地方債発に入れていない。 2 6 ) 労働移動、または人口移動に関するこれまでの研究は移動婆密の分析に焦点をしぼっている。人口移動の原因として地域開所得の格差は普から重視されてきたが、その他地滅路地価 a m e n i t y )が人口移動の要因として重視されている。徳地 ( 1 9 7 4 )のの格差およびアメニティ ( 第 2議室は 1 9 7 4 若手までの日本における人口移動の研究をサーベイしている。 Mu 日$日r a nd G r a v e s ( 1 9 9 0 )はアメニティを主主視して人口移動の要因を説明する代表的な論文である。 2 7 ) 彼らは一人当たり泉氏所得の期中成長率の平均値を初期時点の一人当たり燦民所得の対数値と人口に加えして、初期時点の一人当たり県民所得の係数が人口らないことと、人口移動率の係数につられないことから、人口移動が一人当たり泉氏所得格差の縮小していないと事完全浅沼本における渠長所得オ吾妻豊(l)豪華d、とよ轟J J I J善要望者選ま孝子め変化 157 2 8 ) 総式でわかったように、態別労働生産性格畿の縮小への労働カ移動の寄与は労働力に対寸る労働生産性の弾力性に労働力の線転入率そ掛けてき事出できる。まず、第 4節で見たように、就業者の増加に対する労働生産性の弾力性は?イナスであった。次:こ、県別就業者の絡転入率に関するデータの制約で、ここで就業者の線転入塁手と人口の純転入室経が等しいと仮定する。戦後日本においては一人当たり県民所得、または労働生議伎の高い感ほど人口の純転入織が高かったことがよく知られていることである。したがって人口移動は労働生遊性格差の縮小にプラスに働いたことは明らかである。 2 9 ) S h i o j i ( 1 9 9 1 )は Z欝勢調査」の中で 1 0年ごとに行われるらを利用して、 1 5 歳以上人口におめる大卒(または短大・タの言務会の増加筆を人口移動率を会めたいくつかの変数に周 J 掃した結果に泰づいて、人口移動が転入先県{所得の高い燥務めているとの結論を得た。 S h i o j iは先に紹介した人口移動が地域でもある)の教育‘水準を 2 開所得格差の綴小に寄与しないという彼自身か B arroandS a l aふお1:a r t i n( 19 9 2 b )の分析結果は以上のように人口移動が所得の高い渠の教育水準そ認めるというメカニズムによって説明できるとしている。 3 0 } テ舎一タは 3 1 ) なおからのものであるされた、 1 5歳以上の人口に占める短大・ 9 6 0年の 4 4 . 0 4から 1 9 9 0年の 2 7 .ぬまで低下した。ている人口の割合の変動係数も 1 3 2 ) 東京閣は東京、衿奈川、埼玉、千葉、大阪圏は大阪、兵療、京都、奈良、名古康問は愛知、岐阜、三重とした。 ~I 用文献浅子和美・滋コド淳・福岡慎一・照 U J博奇・塚本隆・杉滋jE呉 ( 1 9 9 3 )r 社会資本の生産カ効巣と公共 3 5号投資政策の経済厚生評価経済分析」第1 1 9 8 2 )r 地主義務における受益と負担の帰着工と再分配効果.J経石弘光イ、泉一郎・長谷川jE.繁邦昭 ( 済分析」伊藤嬢( 1 9 9 1 )r 公共投資の地域配分J 貝塚啓明.;;s弘光・野口悠紀雄綴集『地方の時代の財政一一シサーズ現代財政 3~有斐潟、 1991 年 5 J3 岳希明 ( 1 9 9 4 )r 公共資本と都滋府泉所得の研究」、野口悠紀雄「平成 5年度地域地価の適正化及ぴ土地利用転換による活性北のための調査』、黒田島裕( 1 9 8 4 ) 実益経済入門」吉本綾済評論社 1 9 6 3 ) r工業発展の地域構造.J…橋論議~ 1 9 6 3 年 3月号、篠原三代王子・梅村又次編篠塚三代平( F地域経済構造の計量分析ぷ務波書底、 1 9 6 4 年に改妻賢収録 1 9 6 4 )r 変容する地域経済構造.J経済研究手話6 4年同月号篠家三代王子 ( 三井清 . r r 津康子 ( 1 9 9 3 )r 主患者愛別社会資本の生産性に与える影響 Iーズ No.1993-04 ペーパー・シ J 158 B本経淡研究 N o . 2 9. 1 9 9 5. 1 0 J 郵政研究所テY スカッション・速水佑次郎・本総工主義( 1 9 8 3 )r 留際比較からみた日本幾多震の保護水準J 政策構想フォーラム研究報会シリーズ N o .11 9 8 3 年1 1月福地議さを編 ( 1 9 7 4 ) w地主義経溌学j 有斐閣 1 9 7 4年 4月吉野直行・中野英夫( 1 9 9 4 )r 首都圏への公共投資配分」八回途失綴「東京一極集ゅの経済分析」、 9 9 4 年 2J : l 日本経済新縄社、 1 浅野直行.f 吉出祐察(19 8 8 )r 公共投資の地方への配分の爽託分析 6月号 p p .4 2 4 7 君主，D .A ( 1 9 8 9 )，も P u b l i cE x p e n d i t u 日 P r o d u c t i v e ? "，] o u n a l0 1Monetaη Econo持z i c s， 2 3， Aschau 1 7 7 2 0 0 . .e ta ， . l ( α 1号鮒 8 η B a l l a n c e，R Advant呂g母 " ぺ必 Z t ，Ri ゐ v e z μ A J0 1Eco多zomicsandS t a t i s t i c s，1 5 71 61 . 司 B a r r o，R，， . J( 1 9 9 1 )“ EconomicGrowthi naC r o s sS e c t i o no fC o u t r i部 " Q抑 r t e r l y J o u 間 a lol 多z o m i c s，1 0 6May1 9 9 1，4 0 7 4 4 3 . Eco .andS註ぬふ M a r t i n，x .( 1持 1γ'Conv 巴r g e n c ea c r o s sS t a t e sand B a r r o，R，J B r o o k i n g s P a p e r0匁 EconomicA c t i むi ち1，n o . 1，1 0 7 …1 5 8 . .andS a l a i M a r t i n，x .( α 1 9 卸9 2 a 幻 ) B a r r o，R，J Bar 打r ，久 o R，J .andS a l aふMartin ，x .( 1 9 9 2 b γ弐 e g i o n a lGrow 出主ndM i g r a t i o n :A J a p都心n i t e d o u r n a l0 1TheJt l J う ' a n e s eandI n t e r n a t i o n a lEconomies， vo 1 .6 ， no ， 4 .p p _ S t a t e sC o m p a r i s o n "J 4 6 . 3 1 2…3 . J Mankiw，N，G andS a l a i M a r t i n ，X_ ( 1 9 9 5 )“ C a p i t a lM o b i l i t yi nN e o c l a s s i c a l B a r r o，R，， : v l o d e l so fG r o w t h . "AmericanEconomicRevi ，側 )v o l 瓜 n o _ 1，p p . 1 0 3 1 3 3 . n d t，K R .( 1 9 9 1 ) t h eP r a c t i c e0 1Econometrics-ClassicandCoηtem ρo r a r yA d d i s o n 以T e s l e y B程r P u b l i s h i n gCompany， I n c . . ， D .J o r g e n s o nandL .L a u ( 1 9 7 3 ) “ す開抗告c e n d e n t a lLog 註r i t h m i cP r o d u c t i o n C h r i s t e n s e n，L "R e v i e ω0 1Eco匁omicsandS t a t i s i l ‘ c s，5 5 : 2 8 4 5 . F r o n t i e r s， D e k l e，R .( 1 9 9 3 ) S a v i n g I n v e s t m e n tC o r r e l a t i o n sandC a p i t a l獄。b i1 it y :ont h eEvid 叩 c efrom JapanR日g i o n a lDat孔 mim 忠0 ，BostonU n i v e r s i t y . 。 o w r i c k，S t 邑V己主n dD u c -ThoN g u g e n .( 1 9 8 9 )“OECDC o m p a r a t i v eEconomicGrowth1 9 5 0 8 5 : C a t c h U pandConverg 邑n c e "，America η E conorJ呈i cReview7 9 :1 0 1 0 3 0 . ， J .( 19 6 7 )“E f f ♀c tonP r i c e so fJ a p a r 詰ピE n t r yi n t oWorldCommercea f t e r1 8 5 8 "JPl 三6 1 4 Huber 6 2 8 . Leamer，E .( 19 8 4 } S o u r c e0 1Inte丹後tionalCam 仰r a t i v eA d a v a n t a g e : Theo η 側 d Evid 間 c e . C a m b r i g e :TheMITP r e s s . Mankiw，N，G，D，RomerandW e i l ( 1 9 9 2 )“ AC o n t r i b u t i o nt ot h eE m p i r i c so fEconomic z 必r t e r l y J o u r 榔 l0 1Eco録。m i c s，1 0 7May ，4 0 7 4 3 7 . Growth"，Q s e r，P e t e rR .，丘ndGrave ，P h l i pE .( 1 9 9 0 ) .Examiningt h 岩沢o l eo fEconomicO p p o r t u n i t y 法廷邑， workingp a p e r9 0 4， U n i v e r s i t y andA m e n n i t i e si nE x p l a i n i n gP o p u l a t i o nR e d i s t r i b u t i o n o l u m b i a，O v t . o fM i s s o u r iC 噌戦争後段本における泉氏p Jf縁寺普通をの縮小と県民婆繁華ま存の変化 159 M u n n e l l，九日ー ( 1 9 9 0 )“Howdo 母sP u b l i cI n f r a s t r u c t u r eAf f e c tR e a g i o n a l&onomicP母r f o r 雌 mance"，NewE n g l a ぉdE conomicR e v i e w，S e p ./ O c t . S h i o j i，E t s u r o( l9 9 1 )，R e g i o n a lGrow 出 i nJ apan ，mimeoY丘l eU n i v e r s i t y . ，RobertM.( 1 9 5 6 )“A C o n t r i b u t i o nt ot h eTheoryo fEconomicGrowth" Q u a r t e r y Solow i c s .7 0，6 5 9 4 . l o u r n a l0 1E ，印刷 m 160 宮本経済統究ぬ2 9，1 9 9 5 . 1 0 コメント接井宏ニ賠{呂本経済研究センター} 辻、戦後日本における県民所祷格差縮小のメカニズムに関する実証務究である。日本における地城格差の問題辻、高度成長期初艶立おいて京浜、中京、故神、北九州の 4大工業地帯などの工業化が進中で、これら工業化地域と第一次産業依い地方議選との相対的な所手専務差のとして取り上げられた。その後この関題;土、地方圏から大都市醤への人口流入によって一人当たりの県民所得格穫が縮小に出かう中で次第にトーンダウンしていったが、 8 0年弐に入札この詩題は東京一種集中間曜という到の形で再発し、パブツレの麗壌を経て現在に至っているものとわれる。この閥、地域格差を扱う経済理韓としては、謀議携造の変化を重視する場、あるいは生議獲蓑が隈界生蟻カの高い地域に向かつて移動するという怯統的な新古典派の考え方が中心守、あり、大きな理論的発壌は見られなかった。しかし近年、として監禁需の所帯格畿の分析手法として新古典派成長理論が再び、脚光を搭び、 c o n v e r g e n c eの概念が登場するに至り、これを応用した地域間所得搭差の実証分析が世界的にもホットな研究分野となっている何本の地城格差を対象じした研究としては、 B a r r oandS a l a i M a r t i n( 19 9 2 )，“哀惜o n a lGrow 投1a nd班 i g r a t i o n :A Japan-UnitedS t a t e sComparison，J o u r n α1o f TheJap仰 z e s eandI n t e r - n a t i o n a lE c o n o m i e s，v o l6，がある ) 0 このような慈球では、本論文は経済理論の新たな展開が一連の実証分事?を誘発するというー殻的傾向の典霊的な例といえよっ。しかしこのことは、本論文の持つ現実的千ンプリケーシランを何ら杏窓するもまない。実際、筆者が冒頭で指摘しているように、急速な経済発展を遂げていので i る中居などの発畏途上国では、地域開の所得格差は櫨めて深刻な間態となっており、日本を含む先進簡の経験がこれらの国に対して持つであろうインプりケーション辻決して小さくないものと患われる。本論文の内容は以下のように要約できょう。筆者辻、まず日本における地域問所簿格差問題立対する従来のアプローチを、①産業構造を重視したアブローチ、会 3 B a r r oandS a l a i品1 a r t 訟の街究に代表される新古典派成長理論によるアプローチ、に大出した上で、後者の方法を諜思することを表明するが、同時にそのモデルのも指読する。すなわち、ソロータイデルでは、各県の貯蓄率や人口戦後 3 1 ドにおける県民所得絡遂の綴小と県射撃要紫斌存の変化 !61 議長率が等しく、要妻移動がないという筑定の下で、当初の労働さ主盛詮(あるいは一人当たり所樺)の低い獲でより資本蓄横が進むことにより、所得格義力結小 o n v e r g e n c e ) が達成されることになるのだが、筆者は現実にこれらの条件が伊糊c 満たされているかどうかは、麓要な検討事壌であると問題提組する o 実際にこの点辻これまでわ実証分析では熊設されてきたように患われる o そして第 l段階として、 9 5 5 年時点の労働生設住の低い県ほどその後の成簡単な屈婦式による分析を行い、 1 長率が高かったのは、あるいは β c o n v e r 僻 n c eが確認できたのは、民間資本ストックの成長率が労機生産性の龍い渠ほど高かったためではなく、就難者の成長率替が労働さ主謹性の高い県誌ど高かったためであることを明らかにしている。第 2設 j としては、各生議要素の賦存量の変イヒが所得格差の蕗小にどれだけ貫載したかを最密に検証するために、公的資本ストックを合んだトランス・ログ型の生療鵠数を推し、パラメータ β の要因分解を行うことむより、民間資本ストックの変化種主生麦i 金格基の拡大に寄与し、公的資本ストックの変イとおよび就業者の変イヒは格差の縮小に寄与したことを明らかにしている。さらにこれらの普景として労融生盛i 生の高い県から抵い県へ政府の資本移転、労働さ主産詮の殻い県から高いよ襲へ人口移動があったことを指摘している。このような結論，;;t，それほど自新しいもので誌なく、むしろこれまでの一般的な見解を支持するものである。本論文の重要な寅献辻、少なくとも日本的諮域格差の縮小に関して話、資本労畿比率の収束が、ゾロ…タイプのモデルで仮定している資本の限界生産力の議識によるので誌なく、労働力の移動によることを明らかにし点である。この点は βc o n v e r g e n c eを用いたこれまでの実証分析では僻設されて幽重要であったとする見解は、これまでの日本にきた点である。また労働力の移動が3 a r r oandS a l a ふM artin( 1 9 9 2 )のま張とお行る通説を支持するものであるが、 B なっており、興味深い。加えて β を要紫ごとに要問分解するというも新しい試みとして静摘されよう。今後のあり簿べき検討課題としては、ここでの結論を前提としてソロータイブのモデルがどのように務まされるかを検討すること、ここで重要な粟器として指摘された労種主力移動の実態的なメカニズムを十分に検討すること、毒事が考えらすLょう。 162 日本来義務研究 N . o 2 9 . 1 9 9 5 . 1 0