ジャワ島家計の労働供給行動 ―２００５年サカナス個別結果表利用による接近―

(1)

１．はじめに

小稿の目的は，ジャワ島家計の労働供給行動を，２

０

０ ５年におこなわれた国家

労働力調査の個別結果表の利用によって数量的に明らかにすることである。な

お，インドネシアの国家労働力調査は，インドネシア語で，Survei Angkatan Kerja

Nasional

と表記され，サカナス SAKERNAS と略称されている。以下，小稿で

は，サカナスという略称を用いる。インドネシア家計の労働供給に関する実証

分析は，筆者の知る限り，非常に少ないといえる。したがって，インドネシア

家計の労働供給に関する実証分析を試みることは，意義あるものと考えられる。

近年の労働供給行動の実証分析は，消費のライフ・サイクル仮説の下で，効

用最大化を図る結果としての労働供給関数を導き，パネルデータを用いて，パ

ラメータを推定することがおこなわれている。分析対象として，女性のパート

タイム労働とフルタイム労働とを取り上げた研究が多いといえる。この場合，

労働市場に出ないで，

家事のみの女性が存在することから，

サンプルセレクショ

ンモデルが採用される

(1)

_。

今回使用するインドネシアの労働力調査，すなわち，サカナスの調査項目か

ら，上記の労働供給関数が推定できるかどうかである。これらの点に関して，

サカナスは，単年度の調査であり，パネルデータとなっていない。また，社会

経済調査と異なり，家計の非労働所得が十分に調査されていない。これらの理

由により，サカナスの情報から，最新の分析手法に従って，労働供給関数を推

定できないといえる。しかし，家計の構成員の労働時間または労働日数と，賃

ジャワ島家計の労働供給行動

＊

――２

０

０ ５年サカナス個別結果表利用による接近 ――

新

谷

正

彦

−８

１−

(2)

金または所得の情報とを得ることができる

(2)

_{。したがって，労働供給行動の実}

証分析の少ないインドネシアで，少ない情報でありながら，サカナスを用いた

分析は，第一次接近として，意義あるものと考える。なお，個別結果表からど

のような情報が得られたかを示すために，小稿の付録として，個別調査票の英

語版をつけた。

なお，インドネシアの近年における労働力調査サカナスは，毎年２月と１

０月

との２回おこなわれ，集計結果は，国家中央統計局 Badan Pusat Statistik（BPS

と略称される）より『KEADAAN

ANGKATAN

KERJA

DI

INDONESIA』

（

『LABOR FORCE SITUATION IN INDONESIA』と英語表記されている）と

して，公刊されている

(3)

_{。小稿におけるサカナスの定義等の技術的情報は，こ}

の刊行物を用いた。

以下，２において，サカナス個別結果表を集計することによって，記述統計

から労働供給反応についての事実認識を示す。３において，被雇用，自己雇用，

臨時被雇用，雇用，無償労働，および未就業の６タイプの就業形態選択につい

て多項ロジット関数を計測し，各就業形態に対する説明変数の限界効果を明ら

かにする。４において，被雇用，自己雇用，および臨時被雇用の３つのタイプ

の労働供給関数を推定し，個人の労働供給行動を明らかにする。最後の５は，

むすびに当てられる。

２．事実認識

サカナスでは，家計に関する情報とその構成メンバーに関する情報とが調査

されている。今回使用する２

０

０ ５年１

１月調査のサカナスの個人のサンプル数は，

２

０ ２，

６

３ ３個有り，ジャワ島内のそれは，９

２，

２

８ ２個となる

(4)

_。

ジャワ島内における都市農村別，男女別，州別かつ年齢別サンプルの分布状

況は，表１に示すとおりである。表には，構成比は記されていないが，９

２，

２

８

２ 個のサンプルは，ジャカルタ特別州１

０．

８％，西ジャワ州２

３．

５％，中部ジャワ州

２ ５．

０％，ジョクジャカルタ特別州７．

１％，東ジャワ州２

８．

７％，およびバンテン

州４．

８％と分布している。また，それは年齢構成に対して，２

０歳未満２

３．

５％，

−８

２−

ジャワ島家計の労働供給行動

(3)

２ ０歳以上３

０歳未満２

０．

７％，３

０歳以上４

０歳未満２

０．

１％，４

０歳以上５

０歳未満１

５．

９％，

５ ０歳以上６

０歳未満１

０．

０％，６

０歳以上７

０歳未満６．

４％，および７

０歳以上３．

４％と分

布している。加えて，全サンプルに対して，都市合計５

０．

９％と農村合計４

９．

１％

と分布し，男子合計４

９．

７％と女子合計５

０．

３％と分布している。これらのサンプ

ル分布は，人口の地域的かつ年齢的分布と良く対応したものであり，サカナス

表１

州別都市農村別男女別年齢別サンプルの分布状況（２

０

０ ５年，ジャワ島）

ジャカルタ特別州（１）西ジャワ州（２）中部ジャワ州（３）ジョクジャカルタ特別州（４）東ジャワ州（５）バンテン州（６）合計（７）都市２０歳未満２，３３１３，０１１２，１４１７８１２，４１３５２９１１，２０６２０歳以上３０歳未満２，６０９２，４４４１，７６９９０１２，２８６６１１１０，６２０３０歳以上４０歳未満２，２２４２，３５４１，７４９６４６２，２７７５１０９，７６０４０歳以上５０歳未満１，４３１１，８２０１，４７３５４１１，８０４３０３７，３７２５０歳以上６０歳未満８５２９０８９０２３２７１，１３９１３４４，２６２６０歳以上７０歳未満３７３４７２５９４２７４６８８４４２，４４５７０歳以上１３６２１２３６４２０３３６２７１，２８４合計９，９５６１１，２２１８，９９２３，６７３１０，９６９２，１３８４６，９４９農村２０歳未満０２，５８１３，３４０５４６３，２８７７１７１０，４７１２０歳以上３０歳未満０２，０９１２，６５０４５８２，７４４５２７８，４７０３０歳以上４０歳未満０２，０４６２，６４１５０７３，１５２４６４８，８１０４０歳以上５０歳未満０１，６２６２，２６０４５１２，６５０３１３７，３００５０歳以上６０歳未満０１，１１６１，５１７３６７１，８２４１８１５，００５６０歳以上７０歳未満０６６４１，０９０３５０１，２５４９８３，４５６７０歳以上０３２９５７２２３９６４８３３１，８２１合計０１０，４５３１４，０７０２，９１８１５，５５９２，３３３４５，３３３男子２０歳未満１，１４８２，８８７２，８７４６９２２，９４１６４３１１，１８５２０歳以上３０歳未満１，２６３２，１５４２，１６５７２３２，３７７５１７９，１９９３０歳以上４０歳未満１，１３６２，１５８２，１０７５５０２，６２２４９１９，０６４４０歳以上５０歳未満７３６１，７９３１，８７２４８６２，２０３３２８７，４１８５０歳以上６０歳未満４４３１，０７１１，２３７３０６１，５３２１７０４，７５９６０歳以上７０歳未満１９８６０８７８０３０６８６１７４２，８２７７０歳以上６３２６４４４３１９７４４４１８１，４２９合計４，９８７１０，９３５１１，４７８３，２６０１２，９８０２，２４１４５，８８１女子２０歳未満１，１８３２，７０５２，６０７６３５２，７５９６０３１０，４９２２０歳以上３０歳未満１，３４６２，３８１２，２５４６３６２，６５３６２１９，８９１３０歳以上４０歳未満１，０８８２，２４２２，２８３６０３２，８０７４８３９，５０６４０歳以上５０歳未満６９５１，６５３１，８６１５０６２，２５１２８８７，２５４５０歳以上６０歳未満４０９９５３１，１８２３８８１，４３１１４５４，５０８６０歳以上７０歳未満１７５５２８９０４３１８１，０８１６８３，０７４７０歳以上７３２７７４９３２４５５６６２２１，６７６合計４，９６９１０，７３９１１，５８４３，３３１１３，５４８２，２３０４６，４０１合計２０歳未満２，３３１５，５９２５，４８１１，３２７５，７００１，２４６２１，６７７２０歳以上３０歳未満２，６０９４，５３５４，４１９１，３５９５，０３０１，１３８１９，０９０３０歳以上４０歳未満２，２２４４，４００４，３９０１，１５３５，４２９９７４１８，５７０４０歳以上５０歳未満１，４３１３，４４６３，７３３９９２４，４５４６１６１４，６７２５０歳以上６０歳未満８５２２，０２４２，４１９６９４２，９６３３１５９，２６７６０歳以上７０歳未満３７３１，１３６１，６８４６２４１，９４２１４２５，９０１７０歳以上１３６５４１９３６４４２１，０１０４０３，１０５合計９，９５６２１，６７４２３，０６２６，５９１２６，５２８４，４７１９２，２８２（資料）２００５年サカナス個別結果表より集計。

ジャワ島家計の労働供給行動

−８

３−

(4)

のサンプルは分析に使用して問題ないといえる。

サカナスの個別結果表をから得られる記述統計を用いて，家計の労働供給行

動の概観の把握を試みる。

サカナス個別結果表より得られるサンプルの就業タイプは，付録に示したサ

カナスの調査票の質問10a にある７つの就業形態にプラス未就業の８タイプと

なる。しかし，小稿では，２種類の雇用者を１つにまとめ，加えて，農業の臨

時被雇用者と非農業の臨時被雇用者とを１つにまとめた。したがって，小稿の

分析対象とする就業タイプは，被雇用，自己雇用，臨時被雇用，雇用，無償労

働，および未就業の６タイプである。なお，自己雇用とは，耳慣れない言葉で

あるが，例えば，大工や左官といった職人による自営業を意味する。また，こ

こでの無償労働は，家庭内の家事のような無償労働でなく，例えば，家族経営

における家族員の無償労働のような労働を意味する。

表２は，６つの就業タイプに対して，ジャワ島における６州のサンプルが，

都市農村別に，また，男女別にどのように分布しているかを示したものである。

表の

（７）

列目の合計欄に実数値が示され，

（１）

列目より

（６）

列目まで，行方向の

構成比（％）が記されている。最後の行の全サンプル９

２，

２

８ ２個は，被雇用者

１ ６．

１％，自己雇用者９．

０％，臨時被雇用者６．

６％，雇用者１

２．

０％，無償労働者

７．

６％，および未就業者４

８．

７％と分布し，未就業者に多くのサンプルが分布し

ている。サンプル対象が，１

０歳以上であること，および，表１において２

０歳未

満のサンプルの割合が大きかったことから，若年のサンプルが，在学中である

こともあって，未就業者のサンプルの割合が，大きくなっている。都市農村部

の分類においても，また，男女間の分類においても，無就業者の割合が，大き

くなっている。各州においても，その構成比の順序に変化が見られない。ただ

し，男子のジャカルタ特別州の場合，被雇用者構成比が３

９．

３％，未就業者のそ

れが３

６．

４％となり，例外となっている。農村の分類において，各州ともに，雇

用者の構成比が被雇用者のそれを上回り，かつ，西ジャワ州を除いて無償労働

者の構成比が高くなっている。これは，農家の世帯主が農企業の雇用者と分類

され，その下で，家族員が無償労働者と分類されて働いているためである。女

子の分類において，中部ジャワ州，ジョクジャカルタ特別州および東ジャワ州

−８

４−

ジャワ島家計の労働供給行動

(5)

において，無償労働者の構成比が被雇用者の構成比より高く，これは上記の農

村の分類で記した内容を反映した結果であるといえる。

表３は，年齢階層別にサンプルが６つの雇用形態に，どのように分布したか

を，都市農村別，および男女別に示したものである。表記方法は，表２と同様

に，表の

（１）

列目より

（６）

列目まで，行方向の構成比（％）が記され，

（７）

列目

の合計欄に実数値が示されている。表３によれば，３

０歳以上６

０歳未満の年齢の

各階層で，どの分類の場合も，未就業者の構成比が相対的に小さくなっている。

表２

州別都市農村別男女別就業形態別サンプルの分布状況（２

０

０ ５年，ジャワ島）

被雇用者（１）自己雇用者（２）臨時被雇用者（３）雇用者（４）無償労働者（５）未就業者（６）合計（７）都市ジャカルタ特別州２９．２９．３１．７４．３１．８５３．８９，９５６西ジャワ州１９．４１０．４３．８５．３２．０５９．２１１，２２１中部ジャワ州２１．８１０．０６．６９．０４．６４７．９８，９９２ジョクジャカルタ特別州２２．５９．０４．７１０．６５．５４７．６３，６７３東ジャワ州２１．７９．９６．３８．３４．５４９．３１０，９６９バンテン州２７．５９．５０．８５．１１．３５５．８２，１３８合計２３．１９．８４．４６．９３．３５２．５４６，９４９農村ジャカルタ特別州０．００．００．００．００．００．００西ジャワ州７．６１１．１９．３１３．１５．６５３．３１０，４５３中部ジャワ州９．７７．９８．７１８．３１３．６４１．８１４，０７０ジョクジャカルタ特別州１１．８５．７７．８２２．１１８．８３３．９２，９１８東ジャワ州８．３６．９９．２１８．７１４．６４２．２１５，５５９バンテン州８．４８．９６．０１３．８８．６５４．３２，３３３合計８．８８．２８．８１７．３１２．２４４．７４５，３３３男子ジャカルタ特別州３９．３１４．２２．６６．７０．８３６．４４，９８７西ジャワ州１９．５１７．６１０．３１５．１１．４３６．２１０，９３５中部ジャワ州１７．９１０．０１１．１２３．７５．３３１．９１１，４７８ジョクジャカルタ特別州２２．８７．０８．８２２．１５．９３３．４３，２６０東ジャワ州１７．９１０．７１１．５２３．８６．５２９．６１２，９８０バンテン州２４．７１４．９５．５１６．２２．８３５．９２，２４１合計２１．３１２．５９．６１９．４４．２３３．０４５，８８１女子ジャカルタ特別州１８．９４．３０．７１．９２．９７１．２４，９６９西ジャワ州７．８３．７２．６３．０６．１７６．９１０，７３９中部ジャワ州１０．９７．５４．７５．７１４．７５６．４１１，５８４ジョクジャカルタ特別州１２．８８．１３．４９．４１６．８４９．５３，３３１東ジャワ州１０．０５．７４．７５．４１４．２６０．０１３，５４８バンテン州１０．４３．５１．６３．０７．４７４．２２，２３０合計１０．９５．６３．５４．７１１．１６４．１４６，４０１合計ジャカルタ特別州２９．２９．３１．７４．３１．８５３．８９，９５６西ジャワ州１３．７１０．７６．４９．１３．７５６．３２１，６７４中部ジャワ州１４．４８．７７．９１４．７１０．１４４．２２３，０６２ジョクジャカルタ特別州１７．８７．６６．１１５．７１１．４４１．６６，５９１東ジャワ州１３．９８．２８．０１４．４１０．４４５．１２６，５２８バンテン州１７．６９．２３．５９．６５．１５５．０４，４７１合計１６．１９．０６．６１２．０７．６４８．７９２，２８２（資料）２００５年サカナス個別結果表よりの集計値より計算した。（注）（１）列より（６）列まで，行方向の構成比（％）であり，（７）列目の合計は，実数値である。

ジャワ島家計の労働供給行動

−８

５−

(6)

これは，これらの年齢層が，働く年齢層であることを反映したものである。特

に，男子の場合，２

０歳以上７

０歳未満の年齢の各階層で，未就業者の構成比が非

常に小さくなり，２

０歳以上４

０歳未満の年齢の各階層において，被雇用者の構成

比が最大となり，４

０歳以上７

０歳未満の年齢の階層において，雇用者の構成比が

最大となっている。加えて，自己雇用者の構成比も大きくなっている点が観察

表３

都市農村別男女別年齢別就業形態別サンプルの分布状況（２

０

０ ５年，ジャワ島）

被雇用者（１）自己雇用者（２）臨時被雇用者（３）雇用者（４）無償労働者（５）未就業者（６）合計（７）都市２０歳未満７．２０．７１．００．１１．６８９．４１１，２０６２０歳以上３０歳未満３５．６７．８４．６２．９３．９４５．２１０，６２０３０歳以上４０歳未満３３．１１４．９５．８８．６３．８３３．８９，７６０４０歳以上５０歳未満２８．９１７．１６．６１２．９４．３３０．２７，３７２５０歳以上６０歳未満１８．０１５．４６．５１６．１４．１３９．９４，２６２６０歳以上７０歳未満４．５１０．２５．０１４．２２．９６３．２２，４４５７０歳以上０．９５．５１．５７．８１．９８２．５１，２８４合計２３．１９．８４．４６．９３．３５２．５４６，９４９農村２０歳未満３．９１．３２．４０．４７．２８４．８１０，４７１２０歳以上３０歳未満１５．３９．５１０．４７．８１６．５４０．５８，４７０３０歳以上４０歳未満１２．６１３．１１２．３２０．７１４．２２７．０８，８１０４０歳以上５０歳未満１０．５１１．６１２．７２９．３１４．２２１．７７，３００５０歳以上６０歳未満７．２９．５１１．３３３．７１２．９２５．４５，００５６０歳以上７０歳未満１．３６．７７．１３１．７１０．０４３．２３，４５６７０歳以上０．４４．０２．５２０．２４．９６８．０１，８２１合計８．８８．２８．８１７．３１２．２４４．７４５，３３３男子２０歳未満４．８１．５２．６０．４５．４８５．２１１，１８５２０歳以上３０歳未満３２．９１４．０１２．０８．２８．７２４．２９，１９９３０歳以上４０歳未満３４．０２０．６１３．５２３．４２．８５．７９，０６４４０歳以上５０歳未満２８．７１８．５１３．４３２．９１．１５．４７，４１８５０歳以上６０歳未満１８．３１４．８１１．８４０．８１．３１３．１４，７５９６０歳以上７０歳未満４．３８．８７．６４２．３２．３３４．７２，８２７７０歳以上０．８５．５２．３２７．２２．７６１．７１，４２９合計２１．３１２．５９．６１９．４４．２３３．０４５，８８１女子２０歳未満６．４０．４０．６０．１３．１８９．３１０，４９２２０歳以上３０歳未満２０．７３．６２．６２．２１０．２６０．７９，８９１３０歳以上４０歳未満１３．３７．８４．５５．８１４．３５４．３９，５０６４０歳以上５０歳未満１０．６１０．２５．９８．９１７．４４７．０７，２５４５０歳以上６０歳未満５．７９．５６．３９．６１６．８５２．０４，５０８６０歳以上７０歳未満１．１７．５５．０８．１１１．５６６．９３，０７４７０歳以上０．５３．８１．９４．８４．５８４．５１，６７６合計１０．９５．６３．５４．７１１．１６４．１４６，４０１合計２０歳未満５．６１．０１．７０．３４．３８７．２２１，６７７２０歳以上３０歳未満２６．６８．６７．２５．１９．５４３．１１９，０９０３０歳以上４０歳未満２３．４１４．１８．９１４．４８．７３０．６１８，５７０４０歳以上５０歳未満１９．７１４．４９．７２１．１９．２２６．０１４，６７２５０歳以上６０歳未満１２．２１２．２９．１２５．６８．８３２．０９，２６７６０歳以上７０歳未満２．６８．１６．２２４．５７．１５１．５５，９０１７０歳以上０．６４．６２．１１５．１３．６７４．０３，１０５合計１６．１９．０６．６１２．０７．６４８．７９２，２８２（資料）２００５年サカナス個別結果表よりの集計値より計算した。（注）（１）列より（６）列まで，行方向の構成比（％）であり，（７）列目の合計は，実数値である。

−８

６−

ジャワ島家計の労働供給行動

(7)

される。また，都市と男子の分類において，無償労働者の割合が，農村と女子

の分類に比べて，低下している点が観察される。

以上，表２と表３との観察より，インドネシアの労働供給行動の分析に際し，

都市農村別，男女別，地域別，かつ年齢別要因が重要であることがわかったと

いえる。

表４は，都市農村別，男女別，かつ年齢階層別に，３つの雇用形態について，

サカナス個別結果表より平均賃金率を計算したものである

(5)

_{。なお，表４の表}

示単位は１日当たり１

０ ０ルピアである。表４によれば，サンプルの合計で観察

した場合，都市農村別および男女別のいずれの分類においても，被雇用者賃金

率，自己雇用者賃金率，および臨時被雇用者賃金率の順に賃金率が低下してい

る点が観察される。そして，都市農村間に，また男女間に賃金率格差が存在し，

都市男子の３つのタイプの賃金率が最大で，農村女子のそれらが最小となって

いる。年齢階層間の賃金率水準の変化を観察するために，表４を図１，図２お

よび図３に描いた。

表４

都市農村別男女別雇用形態別平均賃金率プロファイル（２

０

０ ５年，ジャワ島）

男子女子被雇用者（１）自己雇用者（２）臨時被雇用者（３）被雇用者（４）自己雇用者（５）臨時被雇用者（６）都市２０歳未満２５０．３２０３．６１８１．３２００．０２５５．７７６．１２０歳以上３０歳未満３４７．８２９８．８２２３．０３１７．５２１３．８１０３．１３０歳以上４０歳未満４７０．６３６４．４２５２．０３９５．４２６７．８１１６．８４０歳以上５０歳未満５５４．８４１１．８２６１．７４５３．１２７５．０１１２．５５０歳以上６０歳未満６０８．８３９６．０２２３．０５５５．２２５１．２１１４．８６０歳以上７０歳未満５３０．５４４０．１１６７．８１７８．１１７８．８９８．６７０歳以上２８５．８２７９．９１４７．０１０４．４１１３．０１０５．３合計４５３．８３６６．２２３５．１３５１．５２４９．０１０８．５農村２０歳未満１８８．２１８５．３１６９．７１６１．３２４２．０１０８．３２０歳以上３０歳未満２４６．１２４３．４２４６．７２０２．６１５７．４９６．４３０歳以上４０歳未満３１３．８２８９．５２２２．０２５４．５２０６．５１０６．０４０歳以上５０歳未満４１４．０２７１．２１８９．４３４１．６１９９．３１０２．１５０歳以上６０歳未満５０９．６２１７．０２３１．５３５３．７１４５．４８９．１６０歳以上７０歳未満２４３．６２０５．２１３８．２１１３．９３４５．５９６．９７０歳以上１７５．９１９２．０１４１．５８６．８１１１．９１０８．１合計３２１．３２５６．２２１３．６２４２．０１９７．８９９．７（資料）２００５年サカナス個別結果表より計算。（注）単位：１００ルピア／１日。被雇用者の賃金率は，１日８時間労働と１ヵ月４週間と仮定した。

ジャワ島家計の労働供給行動

−８

７−

(8)

図１

被雇用者平均賃金率プロファイル（

２

０

５ 年，ジャワ島）

−８

８−

ジャワ島家計の労働供給行動

(9)

図２

自己雇用者平均賃金率プロファイル（

２

０

５ 年，ジャワ島）

ジャワ島家計の労働供給行動

−８

９−

(10)

図３

臨時被雇用者平均賃金率プロファイル（

２

０

５ 年，ジャワ島）

−９

０−

ジャワ島家計の労働供給行動

(11)

図１は，各年齢階層別の都市農村別男女別平均被雇用者賃金率のプロファイ

ルを描いたものである。図１によれば，都市男子，農村男子，都市女子および

農村女子の順に平均賃金率が低くなっている点が観察される。ただし，６

０歳以

上の年齢階層において，農村男子と都市女子の順位が逆転を示す。また。年齢

の増加とともに，各分類の平均賃金率が上昇を示し，５

０歳以上６

０歳未満の年齢

階層で，最高の水準を示し，その後，低下傾向を示す点が観察される。図１の

賃金率のパターンは，世界共通のプロファイルを描いているといえる。

図２は，自己雇用者平均賃金率のプロファイルを描いたものである。図２に

よれば，都市男子の自己雇用者平均賃金率は，６

０歳以上７

０歳未満の年齢階層ま

で上昇を示し，その後，低下を示す。他のグループの平均賃金率は，３

０歳以上

４ ０歳未満の年齢階層まで微増し（農村男子と農村女子のそれは，３

０歳以上４

０歳

未満の年齢階層で低下を示すが）

，その後低下傾向を示す。なお，農村女子の

それは，６

０歳以上７

０歳未満の年齢階層で急増する特異値を示している。

図３は，臨時被雇用者平均賃金率のプロファイルを描いたものである。図３

によれば，都市部と農村部とで，平均賃金プロファイルに大きな違いが観察さ

れる。農村部の場合，男女間の差異と年齢間の差異とが，ほとんど観察されな

い点に比べて，都市部において，女性の賃金率が不規則な変動を示し，男子の

それは４

０歳以上５

０歳未満の年齢階層まで上昇し，その後低下をするという規則

的な変化を示している。

表４と図１，図２および図３との賃金率に対して，各家計の各個人はどのよ

うな労働供給行動を示すであろうか。

表５は，都市農村別，男女別，かつ年齢階層別に，３つの雇用形態について，

サカナス個別結果表より１ヵ月の平均労働日数を計算したものである

(6)

_。表５

を一瞥する限り，都市農村別，男女別，かつ年齢階層別に各雇用形態による労

働日数の大きな特徴を見いだせない。強いて指摘するならば，臨時被雇用者の

平均労働時間が，都市農村別，男女別，かつ年齢階層別の他の雇用形態の平均

労働時間に比べて，小さくなっているといえる。

図４は，表５の観察を補うべく，表４と表５との各平均値すべてを用いて，

労働日数と賃金率との相関図を描いたものである。図４によれば，全体として

ジャワ島家計の労働供給行動

−９

１−

(12)

労働日数と賃金率との間に正の相関が観察されるといえる。しかし，右上の部

分，すなわち，被雇用者のデータに対応している部分は，負の相関を示してい

るように感じられる。これらの散布図から想定できる労働供給反応は，全体と

して，右上がりの労働供給曲線を想定させるものであるが，右上の部分におい

て，後屈する労働の供給曲線を想定することが出来る。以上は，散布図の観察

からの想定であり，正確なものでない。小稿の課題は，より正確な労働供給反

応を明らかにすることである。以下，労働の供給関数を推定することによって，

課題に答える。

３．就業形態選択関数

サカナスの個別結果表の情報を用いて，労働供給反応の研究フロンティアの

分析をおこなえないことは，最初に述べた。しかし，サカナスの情報によるシ

ンプルな供給曲線の推定にも，研究フロンティアにおいて使用される分析用具

表５

都市農村別男女別雇用形態別１ヵ月労働日数（２

０

０ ５年，ジャワ島）

男子女子被雇用者（１）自己雇用者（２）臨時被雇用者（３）被雇用者（４）自己雇用者（５）臨時被雇用者（６）都市２０歳未満２４．７２２．０２１．６２６．５２５．６１７．９２０歳以上３０歳未満２３．９２５．１２３．３２３．３２２．８１７．０３０歳以上４０歳未満２３．６２５．９２２．３２２．２２２．６１６．４４０歳以上５０歳未満２３．１２５．１２１．４２０．８２２．８１７．７５０歳以上６０歳未満２２．７２３．７１９．６２２．０２０．９１４．０６０歳以上７０歳未満２２．３２０．１１７．９２４．７１９．４１４．５７０歳以上２６．５１８．２２０．４２５．２１７．８１７．５合計２３．６２４．９２１．７２３．０２２．０１６．４農村２０歳未満２３．３２１．４１９．９２４．７１９．１１７．８２０歳以上３０歳未満２３．６２４．１２１．４２２．１１９．９１５．９３０歳以上４０歳未満２２．９２３．９２１．４２０．３２１．０１５．６４０歳以上５０歳未満２２．２２２．８２０．８２０．２２０．５１５．２５０歳以上６０歳未満２１．２２２．１１９．２１７．７１９．３１４．６６０歳以上７０歳未満２１．２１９．２１７．１１６．４１６．４１４．０７０歳以上１３．２１６．３１６．８２３．０１６．４１４．０合計２２．８２２．０１６．４２１．４１９．８１５．２（資料）２００５年サカナス個別結果表より計算。（注）１日８時間労働，１ヵ月４週として計算した。

−９

２−

ジャワ島家計の労働供給行動

(13)

図４

労働日数と賃金率との相関図（

２

０

５ 年，ジャワ島）

ジャワ島家計の労働供給行動

−９

３−

(14)

を使用することは可能である。すなわち，未就業のサンプルによるサンプルセ

レクションバイアスの回避や，説明変数における識別問題の回避である。

最初に，被雇用，自己雇用，臨時被雇用，雇用，無償労働，および未就業の

６タイプの就業形態選択について多項ロジットモデルを推定する。

就業形態選択の多項ロジットモデルの説明変数に使用する賃金率は，就業形

態選択と同時決定になる。賃金率の推定値を使用することによって，この問題

を回避する。この場合 i 番目のサンプルに対する j 番目の就業形態の賃金率関

数として，次の関数を用いる。

W

ij

＝Σ

h

α

hj

Z

ihj

＋β

j

lnPr

ij

Pr

（Pr

ij ij

／

（１−Pr

ij

）

＋Σ

k≠j

β

k

lnPr

ik

＋v

ij

ただし，j＝被雇用，自己雇用，臨時被雇用

k＝被雇用，自己雇用，臨時被雇用，雇用，無償労働，および未就業

W

j

：j 番目の就業形態の賃金率，Z

h

：h 番目の操作変数，

Pr

ij

：i 番目サンプルが j 番目の就業形態をとる確率，

Pr

ik

：i 番目のサンプルが k 番目の就業形態をとる確率（k≠j）

，

v：確率誤差項，

α

hj

，β

j

，β

k

：パラメータ。

賃金率関数の確率誤差項を除く，確率の説明変数の部分は，セレクションバ

イアスを調整する項である

(7)

_{。上記賃金率関数を推定するために，各サンプル}

が被雇用，自己雇用，臨時被雇用，雇用，無償労働，および未就業の就業形態

を選択する確率が必要である。そこで，賃金率の代わりに賃金率関数の操作変

数を代入した就業形態選択関数を推定し，推定結果を用いて各サンプルの各就

業形態を選択する確率を推計する。そして，上記賃金率関数を推定する。推定

された賃金率関数を用いて，各サンプルの各就業形態別賃金率を推定する。そ

して，推定された賃金率を用いて，多項ロジットモデルによる就業形態選択関

数を推定する。

まず，賃金率関数の操作変数を賃金率の代わりに用いた多項ロジットモデル

による就業形態選択関数を，都市男子，都市女子，農村男子，および農村女子

の場合について推定した。推定結果は付表１に示すとおりである

(8)

_{。付表１に}

よれば，都市男子の中部ジャワ州のダミー変数，農村女子の西ジャワ州とバン

テン州のダミー変数，および他の家族員の所得合計の説明変数を除いて，使用

−９

４−

ジャワ島家計の労働供給行動

(15)

した変数はすべて有意水準１％で有意に就業形態選択の判別に貢献しているこ

とがわかる。なお，この就業形態選択モデルの推定結果は，賃金率関数の就業

形態選択確率を推定するためのものであるために，付表において，ステップ１

と記入した。また，使用した説明変数の値の加工は，筆者のインドネシアの社

会経済調査スサナスの分析の場合と同一である

(9)

_{。加えて，他の家族員の所得}

合計は，家族の構成員の所得合計を計算し，これを各サンプルに配分し，サン

プルの所得との差として計算した。

付表１の推定結果を用い，各サンプルの就業形態選択の確率（１サンプルに

付き６個の確率）を推定し，被雇用者，自己雇用者，および臨時被雇用者の賃

金率関数を都市男子，都市女子，農村男子，および農村女子の場合について推

定した。推定結果は，付表２から付表５に示すとおりである。これらの表によ

れば，選んだ説明変数は，期待どおりに機能していることがわかる。したがっ

て，付表２から付表５に示す賃金率関数を用いて，すべてのサンプルについて

被雇用者，自己雇用者，および臨時被雇用者の賃金率を推定できる。

付表２から付表５に示す賃金率関数を用いて推定した賃金率を用い，多項ロ

ジットモデルによる就業形態選択関数を，都市男子，都市女子，農村男子，お

よび農村女子の４つの場合について推定した。推定結果は表６に示すとおりで

ある。この場合の推定結果にステップ２と表記した。推定結果によれば，４つ

の場合ともに，選んだ説明変数が，有効に，被雇用，自己雇用，臨時被雇用，

雇用，無償労働，および未就業の６タイプの就業形態判別に機能していること

がわかる。

表７は，都市男子の場合について，被雇用，自己雇用，臨時被雇用，雇用，

無償労働，および未就業の６タイプの就業形態選択に対する各説明変数の限界

効果を計算したものである。都市女子，農村男子，および農村女子の場合のそ

れらの限界効果の計算結果は，付表６から付表８の各表に示される。

都市男子の６タイプの就業形態選択に関する説明変数の限界効果を計算した

表７に注目すれば，次の点が観察される。被雇用の場合，被雇用者労働賃金率

の上昇は，マイナスの効果を持ち，他家族員所得合計の上昇もマイナスの効果

を示す。学歴の上昇とともに，被雇用を選択する確率が増加する点も示されて

ジャワ島家計の労働供給行動

−９

５−

(16)

表６

多項ロジットモデルによる就業形態選択関数の推定結果（ステップ２，

２

０

０ ５年

）

農村女子有意水準 P＞｜ z｜（１３）０．００００．００００．００００．７３８０．００００．４８４０．０３７０．７２６０．００３０．５４６０．０５１０．３９４０．００００．００００．０００ z−値（１２） − １６．３６０２３．５１０２３．１７００．３３０ − ７．０９００．７００ − ２．０９００．３５０２．９７００．６００１．９５０ − ０．８５０ − １２．０９０ − ６．７２０ − ９．１００係数 _（１１） − ０．００１０．００２０．０３３０．００１ − ０．００９０．０１４ − ０．０４７０．０１３０．１６２０．０８７０．１６６ − ０．１０１ − ３．７６４ − １．８５２ − ２．１７５０．４４５１．２２０１．７００２．１４５３．１２４２２，７０００．０７７男子有意水準 P＞｜ z｜（１０）０．００００．００００．００００．０８８０．００００．００００．０１２０．１４４０．００００．０２２０．００００．００００．００００．００００．０００ z−値（９）５．２１０ − ３０．７５０ − ８．９８０１．７１０ − ３２．１３０ − ５．２００２．５２０ − １．４６０５．９７０２．３００７．１６０４．５７０ − ８．６００ − ３．７００ − ７．５００係数（８）０．０００ − ０．０１３ − ０．００４０．００２ − ０．０３１ − ０．０８７０．０５３ − ０．０５４０．３１３０．２６００．５６５０．４８２ − ２．７７６ − １．０１５ − １．８５３ − ６．７２４ − ５．８３５ − ５．１４４ − ３．６１７ − ３．１５０２２，６３３０．１１７都市女子有意水準 P＞｜ z｜（７）０．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．５４７０．００００．００００．００００．００００．０００ z−値（６） − １８．６００１９．４７０ − ７．１５０９．３４０ − １１．６６０８．２３０ − ８．９３０ − ４．１８０ − ４．８７０ − ０．６００ − ８．３７０ − １３．６４０ − １４．２８０ − １６．６５０ − ２０．９７０係数 _（５） − ０．００１０．００３ − ０．００５０．０１５ − ０．０１１０．１６３ − ０．１９２ − ０．１９４ − ０．２５３ − ０．０６８ − ０．４６９ − ０．９９８ − ２．３８６ − ２．１１９ − ２．２７２ − ３．１８９ − ２．７５９ − ２．６３２ − ２．４４４ − ２．１９４２３，７０１０．０４９男子有意水準 P＞｜ z｜（４）０．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．０００ z−値（３）４５．１７０ − ２０．６８０ − １１．６１０１０．６３０ − ３３．３２０ − １６．３３０２２．８３０ − １０．６１０ − １７．２９０ − ７．４９０ − ２６．２００ − ３４．８００ − １８．０７０ − ２３．５９０ − ３６．４４０係数（１）０．００２ − ０．００４ − ０．００４０．０１７ − ０．０４３ − ０．２７９０．４６４ − ０．４９２ − ０．８７２ − ０．７４０ − １．４３６ − ２．５１５ − ３．０８０ − ２．７４９ − ３．４９９ − ３．２９８ − ２．５５３ − ２．１９８ − １．５９２ − １．４７８２３，２４８０．１３３ wa g e03 wa g e04 wa g e05 oincom e um ur fn n

fnn_10 dedu01 dedu02 dedu03 dedu04 dedu05 dedu06 dedu07 dedu08 _cut1 _cut2 _cut3 _cut4 _cut5

被雇用者賃金率自己雇用者賃金率臨時被雇用者賃金率他家族員の所得合計年齢家族員数１０歳未満家族員数学歴ダミー小学校卒業中学校卒業職業中学卒業高等学校卒業職業高等学校卒業ディプロマⅠ／Ⅱ終了ディプロマⅢ終了大学卒業閾値１閾値２閾値３閾値４閾値５サンプル数疑似決定係数

−９

６−

ジャワ島家計の労働供給行動

(17)

表７

就業形態選択関数の推定結果（限界効果，都市，男子）

臨時被雇用労働有意確率 P＞｜ z｜（９）０．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．５０８０．１７７０．００００．００００．００００．００００．０００未就業有意確率 P＞｜ z｜（１８）０．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．０００（注）学歴ダミー変数の＊印は，ダミー変数の０から１への不連続な変化に対する限界効果であることを示す。 z−値（８） − １５．０２１２．８１９．４７ − ８．７８１４．４４１１．５３ − １３．２４１０．０１０．６６ − １．３５ − ６．１０ − ２０．９７ − １９．８９ − ２０．０８ − ３２．４８ z−値（１７）４３．２２ − ２０．５６ − １１．６０１０．６０ − ３２．５５ − １６．２６２２．６６ − １１．０８ − １９．４３ − ８．９６ − ３２．３２ − ５９．０５ − ５９．６５ − ５９．７０ − ８０．８７限界効果 dy/dx （７） − ０．００００２０．００００５０．００００５ − ０．０００２００．０００５０．００３３ − ０．００５５０．００３４０．０００５ − ０．００２４ − ０．００７９ − ０．０４４３ − ０．０６６９ − ０．０５９３ − ０．０６８７限界効果 dy/dx （１６）０．０００４５ − ０．００１００ − ０．００１０００．００３９１ − ０．００９９ − ０．０６３５０．１０５４ − ０．１０７４ − ０．１７９１ − ０．１４６４ − ０．２７２４ − ０．３５８１ − ０．３３０４ − ０．３２７５ − ０．３７１７自己雇用労働有意確率 P＞｜ z｜（６）０．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．０００無償労働有意確率 P＞｜ z｜（１５）０．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．０００ z−値（５） − ３０．７７１８．６４１１．１９ − １０．３１２６．３７１５．２７ − ２０．１３１１．７８２３．５８２０．２７２５．２４ − ５．４４ − ９．９２ − ９．１８ − ２１．８９ z−値（１４）１６．９４ − １３．６０ − ９．７７９．２０ − １５．９４ − １２．１２１４．１８ − ８．７０ − １２．３２ − ６．３０ − １６．０１ − １９．０８ − １８．８３ − １８．８６ − ２０．０４限界効果 dy/dx （４） − ０．０００１２０．０００２６０．０００２６ − ０．００１０２０．００２６０．０１６６ − ０．０２７６０．０２６２０．０３７５０．０２７８０．０４１８ − ０．０２３２ − ０．０８９３ − ０．０６６３ − ０．０９２６限界効果 dy/dx （１３）０．００００１ − ０．００００３ − ０．００００３０．０００１２ − ０．０００３ − ０．００２００．００３４ − ０．００４０ − ０．００７８ − ０．００７２ − ０．０１３２ − ０．０２１８ − ０．０２３６ − ０．０２２７ − ０．０２５２被雇用労働有意確率 P＞｜ z｜（３）０．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．０００雇用労働有意確率 P＞｜ z｜（１２）０．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．０００ z−値（２） − ４６．５６２０．７０１１．６２ − １０．６６３３．６２１６．３４ − ２２．８８１０．０９１５．８２６．６６２４．１７４１．０３３１．７４３３．９０７１．３５ z−値 _（１１）１３．４６ − １１．４６ − ８．８３８．６０ − １２．９７ − １０．５３１１．７９ − ７．６８ − １１．６４ − ５．１６ − １８．２７ − ３２．６８ − ２９．９５ − ３０．３９ − ４４．３０限界効果 dy/dx （１） − ０．０００３５０．０００７８０．０００７８ − ０．００３０６０．００７７０．０４９７ − ０．０８２５０．０９２７０．１７５３０．１５４７０．３０２５０．５５３１０．６３７５０．５９４９０．６９１４限界効果 dy/dx （１０）０．００００３ − ０．００００７ − ０．００００７０．０００２５ − ０．０００６ − ０．００４１０．００６８ − ０．０１０９ − ０．０２６４ − ０．０２６５ − ０．０５０８ − ０．１０５７ − ０．１２７３ − ０．１１９１ − ０．１３３３ wa g e03 wa g e04 wa g e05 oincom e um ur fn n fnn_10 dedu01 ＊ dedu02 ＊ dedu03 ＊ dedu04 ＊ dedu05 ＊ dedu06 ＊ dedu07 ＊ dedu08 ＊ wa g e03 wa g e04 wa g e05 oincom e um ur fn n fnn_10 dedu01 ＊ dedu02 ＊ dedu03 ＊ dedu04 ＊ dedu05 ＊ dedu06 ＊ dedu07 ＊ dedu08 ＊被雇用者賃金率自己雇用者賃金率臨時被雇用者賃金率他家族員の所得合計年齢家族員数１０歳未満家族員数学歴ダミー小学校卒業中学校卒業職業中学卒業高等学校卒業職業高等学校卒業ディプロマⅠ／Ⅱ終了ディプロマⅢ終了大学卒業被雇用者賃金率自己雇用者賃金率臨時被雇用者賃金率家族の労働所得合計年齢家族員数１０歳未満家族員数学歴ダミー小学校卒業中学校卒業職業中学卒業高等学校卒業職業高等学校卒業ディプロマⅠ／Ⅱ終了ディプロマⅢ終了大学卒業

ジャワ島家計の労働供給行動

−９

７−

(18)

いる。自己雇用や臨時被雇用の場合，その賃金率の上昇は，これら就業形態の

選択にプラスの効果を持ち，他家族員所得合計の上昇はマイナスの効果を示す。

学歴の上昇は，これらの就業形態選択にマイナスとなっていることを計算結果

が示している。これらの観察結果は，妥当な結果であるといえる。雇用，無償

労働，および未就業の場合，実数値が入る説明変数の係数の符号が，被雇用，

自己雇用，および臨時被雇用の場合のそれらとすべて逆符号となっている。現

時点で，説明できない点であり，今後の課題である。雇用，無償労働，および

未就業の場合の学歴の係数が全てマイナスであり，学歴の上昇とともに，これ

ら３タイプの就業形態選択にマイナスの効果が増加することを示し，妥当な結

果であるといえる。なお，都市女子，農村男子，および農村女子の場合の６タ

イプの就業形態選択への説明変数の限界効果の計算結果についての検討は，紙

幅の関係で別の機会に譲る。

４．労働供給関数

表８は，都市男子の場合について，前節で推定した各賃金率や各就業形態選

択確率を用いて，被雇用，自己雇用，および臨時被雇用に関する労働供給関数

を推定した結果である。表８によれば，３タイプの労働供給に対して，それぞ

れの賃金率の係数はプラス符号を示し，右上がりの労働供給曲線を示している。

他家族員の所得合計の係数も，プラス符号を示しているが，自己雇用および臨

時被雇用の場合，それらの係数はゼロと有意差が認められない。年齢の係数は，

被雇用，自己雇用，および臨時被雇用の３タイプともに，マイナスの符号を示

し，年齢の上昇とともに，これらの就業に労働供給を減少させる傾向を有して

いるといえる。各学歴ダミーの係数は，被雇用の場合のみ，有意であるが，他

の就業形態において，ほとんどゼロと有意差が認められない。被雇用の場合，

学歴の上昇とともに，推定された係数は負の方向に大きくなり，学歴の上昇は，

被雇用労働供給を減少させる傾向を示している。

表９は，都市女子の場合について，表８の場合と同様に，被雇用，自己雇用，

および臨時被雇用に関する労働供給関数を推定した結果である。表９によれば，

−９

８−

ジャワ島家計の労働供給行動

(19)

表８

労働供給関数（都市，男子，ジャワ島，

２

０

０ ５年

）

臨時被雇用労働有意水準 P＞｜ t｜（９）０．８２４０．３３７０．００００．３１４０．４８７０．１５７０．８４６０．１７００．２４６０．６２６０．７８３０．０３２０．１６１０．９２６０．１５５０．８１８０．３８６０．５０９０．７７９０．０００（注）セクション調整項の変数の中の h は次のとおりである。 h ＝１：被雇用者，２：自己雇用者，３：臨時被雇用者 t−値（８）０．２２０．９６ − ５．３６１．０１ − ０．７０ − １．４２ − ０．１９ − １．３７ − １．１６ − ０．４９ − ０．２８ − ２．１５ − １．４０ − ０．０９１．４２ − ０．２３０．８７ − ０．６６ − ０．２８１０．９１係数 _（７）０．０００８４０．０４６０９ − ０．１０２９０．２６０８ − ０．２２２６ − ０．８７５２ − ０．１４４０ − ２．１４１３ − １．２０５７ − ０．５８６５ − １．４８５２ − ８．３４１５ − ４．９３９９ − ０．０５８７１．１９６３ − ０．１７５１０．４５０６ − ０．４９２８ − ０．１５２５２５．３９７４１，５７６０．０２７自己雇用労働有意水準 P ＞｜ t｜（６）０．００００．５７８０．００００．８３００．４９１０．００３０．００００．８６２０．６０１０．０４５０．０８６０．０６６０．００００．８２７０．１３１０．８２９０．５７６０．６８４０．０９９０．０００ t−値（５）８．５２０．５６ − ６．２１０．２１０．６９２．９４３．８８０．１７０．５２ − ２．０１ − １．７２１．８４ − ３．８２０．２２１．５１０．２２０．５６ − ０．４１１．６５１７．０６係数（４）０．０１２７１０．０１２１３ − ０．０９１１０．０４１４０．１５８５１．５５０９２．３０５４０．１７５１０．３５７７ − １．６９９９ − ３．５４７９３．１６２０ − ４．９１０４０．１１０４０．８４８４０．１７４６０．２３３２ − ０．２１８２０．６１４１２５．４９７３３，１７８０．０６７被雇用労働有意水準 P＞｜ t｜（３）０．０４１０．００００．００００．３９２０．０２００．００００．００００．０７８０．００００．００００．００００．００００．００００．３７５０．５３５０．７８２０．０６３０．０６５０．０３３０．０００ t−値（２）２．０４３．８４ − ７．９１ − ０．８６２．３２ − ３．５１ − ４．３０ − １．７６ − ６．９３ − ７．４１ − ８．９５ − ８．８９ − １０．８２０．８９０．６２ − ０．２８ − １．８６ − １．８４ − ２．１３３１．０２係数 . （１）０．０００３５０．０２４７４ − ０．０７３２ − ０．０７０５０．２３１５ − １．６０３８ − ２．０１７４ − １．１１５５ − ３．３８８７ − ４．１３７７ − ６．５８７１ − ５．４９０２ − ６．７１６００．１０６３０．１５１７ − ０．０７２４ − ０．３３５０ − ０．３６８６ − ０．３６０１２６．１１４１７，０３７０．０５８ wa g e03 wa g e04 wa g e05 oincom e um ur fn n

fnn_10 dedu01 dedu02 dedu03 dedu04 dedu05 dedu06 dedu07 dedu08 lnpr_h

11 lnpr_h 12 lnpr_h 13 lnpr_h 14 lnpr_h 15 lnpr_h 16 _cons 被雇用者賃金率自己雇用者賃金率臨時被雇用者賃金率他家族員の所得合計年齢家族員数１０歳未満家族員数学歴ダミー小学校卒業中学校卒業職業中学卒業高等学校卒業職業高等学校卒業ディプロマⅠ／Ⅱ終了ディプロマⅢ終了大学卒業セクション調整項被雇用者自己雇用者臨時被雇用者雇用者無償労働者未就業者定数項サンプル数自由度調整済み決定係数

ジャワ島家計の労働供給行動

−９

９−

(20)

表９

労働供給関数（都市，女子，ジャワ島，

２

０

０ ５年

）

臨時被雇用労働有意水準 P＞｜ t｜（９）０．７９７０．２１９０．４１１０．１７６０．１４７０．０２７０．１３８０．６９４０．１９２０．０９３０．３８９０．１０１０．５７２０．６７７０．９４７０．１７８０．１６４（注）セクション調整項の変数の中の h は次のとおりである。 h ＝１：被雇用者，２：自己雇用者，３：臨時被雇用者 t−値（８） − ０．２６１．２３ − ０．８２ − １．３５１．４５２．２２１．４９０．３９１．３１１．６９ − ０．８６ − １．６４０．５７０．４２ − ０．０７１．３５１．３９係数 _（７） − ０．００４６９０．１０９８３ − ０．０２５１ − ０．７４９８０．８８７７１．９４４１１．９１１７１．５１４９２．７９６０４．９８７９ − ５．６８７７ − ６．２８７５０．９９８１０．５７９２ − ０．３６９９５．０８０３２３．８３９０４９１０．０２６自己雇用労働有意水準 P ＞｜ t｜（６）０．０１１０．０２８０．１２４０．８２７０．５５７０．００６０．００００．４０００．０５２０．３２５０．５５６０．７１７０．１４６０．２７５０．６５７０．５９００．７７９０．２３２０．６７３０．００７ t−値（５）２．５５２．２０ − １．５４０．２２ − ０．５９２．７３３．５３０．８４１．９５０．９９０．５９ − ０．３６ − １．４５１．０９ − ０．４４０．５４０．２８ − １．１９０．４２２．６９係数（４）０．００５５９０．０８３９１ − ０．０３９３０．０９５９ − ０．２９８７２．０９３６３．３６１０１．６０７２２．３２９３１．８０８２３．１５５８ − １．４２２８ − ５．４６２３２．２６７４ − ０．３６２２０．６２３５０．６７６７ − ２．４４３６１．３３１８２０．３４２７１，４２７０．０２８被雇用労働有意水準 P＞｜ t｜（３）０．３９８０．５３７０．００００．００４０．００００．０４００．００９０．００６０．００００．００１０．００２０．０４７０．００３０．０５５０．０８６０．９１２０．００００．２４４０．１２５０．０００ t−値（２）０．８５０．６２ − ６．７２ − ２．９２４．０４ − ２．０５ − ２．６０ − ２．７７ − ５．１２ − ３．２３ − ３．０４ − １．９９ − ３．０２ − １．９２ − １．７２ − ０．１１ − ４．７０１．１７１．５４６．１２係数（１）０．０００２５０．００５７２ − ０．０８４２ − ０．４２６９０．６４９２ − １．１１５６ − １．４５５１ − ２．８５４２ − ２．９５１５ − ２．３１２０ − ３．８１２０ − ２．２４８６ − ３．４０７８ − ０．４２９２ − １．３４６１ − ０．０８９９ − ３．０６５９０．３３５３１．０２３４１４．１５３６３，７９９０．１４８ wa g e03 wa g e04 wa g e05 oincom e um ur fn n

fnn_10 dedu01 dedu02 dedu03 dedu04 dedu05 dedu06 dedu07 dedu08 lnpr_h11 lnpr_h12 lnpr_h13 lnpr_h14 lnpr_h15 lnpr_h16 _cons

被雇用者賃金率自己雇用者賃金率臨時被雇用者賃金率他家族員の所得合計年齢家族員数１０歳未満家族員数学歴ダミー小学校卒業中学校卒業職業中学卒業高等学校卒業職業高等学校卒業ディプロマⅠ／Ⅱ終了ディプロマⅢ終了大学卒業セクション調整項被雇用者自己雇用者臨時被雇用者雇用者無償労働者未就業者定数項サンプル数自由度調整済み決定係数

−１

０ ０−

ジャワ島家計の労働供給行動

(21)

被雇用，および自己雇用の２タイプの労働供給に対して，それぞれの賃金率の

係数はプラス符号を示し，右上がりの労働供給曲線を示している。また，臨時

被雇用の場合，賃金率の係数の推定値の符号はマイナスとなるが，ゼロと有意

差が認められず，労働の供給関数となっていないといえる。年齢の係数は，被

雇用，自己雇用，および臨時被雇用の３タイプともに，マイナスの符号を示し，

年齢の上昇とともに，これらの就業に労働供給を減少させる傾向を有している

といえる。各学歴ダミーの係数は，被雇用の場合のみ，有意であるが，他の就

業形態において，ほとんどゼロと有意差が認められない。被雇用の場合，学歴

の上昇とともに，推定された係数は負の方向に大きくなり，学歴の上昇は，被

雇用労働供給を減少させる傾向を示している。この推定結果は，都市男子の場

合と同一である。

表１

０は，農村男子の場合について，表８の場合と同様に，被雇用，自己雇用，

および臨時被雇用に関する労働供給関数を推定した結果である。表１

０によれば，

被雇用，および臨時被雇用の２タイプの労働供給に対して，それぞれの賃金率

係数はマイナス符号を示すが，これらの係数の推定値はゼロと有意差が認めら

れず，労働の供給関数となっていないといえる。唯一，自己雇用の場合のみ，

賃金率の係数の推定値がプラス符号を持ち，ゼロと有意差が認められる。この

就業形態に対して，学歴の上昇は，負の効果を持つようである。

表１

１は，農村女子の場合について，表８の場合と同様に，被雇用，自己雇用，

および臨時被雇用に関する労働供給関数を推定した結果である。表１

１によれば，

被雇用，および自己雇用の２タイプの労働供給に対して，それぞれの賃金率の

係数はプラス符号を示し，右上がりの労働供給曲線を示している。また，臨時

被雇用の場合，賃金率の係数の推定値の符号はマイナスとなるが，ゼロと有意

差が認められず，労働の供給関数となっていないといえる。被雇用の就業形態

に対して，学歴の上昇は，負の効果を持ち，自己雇用の就業形態に対して，学

歴の上昇は，正の効果を持つようである。

ジャワ島家計の労働供給行動

−１

０ １−