金融政策 と国際労働移動

経営 と経済 第86巻 第 2号 2006年9月

金融政策 と国際労働移動

島 田

Abstract

Assumlngatwo‑COuntryeconomyWherenominalwagesaredeter一 minedbytheefficiencywagehypothesis,Weinvestigatehowchangesin themonetarypoliciesaffectthedomesticeconomyandinternational migrationoflaborinordertoinferhowforeignworkerinflowordomes‑ ticworkeroutflowarerelatedtoexpansionorcontractionofthedomes‑ ticeconomy.Forthispurpose,weassumethattheworkersmovebe‑ tweenthehomeandforelgnCOuntriesduetodifferencesintheexpected lifetimeutilitiesofthetwocountries.Weshow thatincreasesinthe nominalmoneystockdonotnecessarilyincreaseforeignworkerinflow, althoughtheyalwaysaugmentdomesticemploymentanddomesticin‑

come.Specifically,increasesinthenominalmoneystockleadtolarger foreignworkerinflow ifmigrationisveryresponsivetodifferencesin theexpectedlifetimeutilities,whereastheyresulttolargerdomestic workeroutflowifmigrationislessresponsive.Thisisbecauseifmigra‑ tionisveryresponsive(lessresponsive),theconsumerpriceindexin thecountrywherethenominalmoneystockisexpandedbecomesrela‑ tivelylower(higher),leadingtotherelativelyhigher(lower)lifetime utilityinthatcountry･ Wecaninferfromourresultsthatexpansionof thedomesticeconomydoesnotnecessarilyleadtoincreasesinforeign workerinflow.

KeywordS:monetarypolicies;efficiencywages;foreignworkerin‑

f

low;two‑countrymacroeconomicmodel

85

1節 は じ め に

本論文の 目的は,それぞれの国が単一 の労働市場 を もつ 2国経済 において, 金融政策の変更が国内経済活動 と国際労働移動 におよばす影響 を明 らかにす

ることである.具体的 にはそれぞれの国の名 目賃金率 が非怠業モデル(non‑

Shirkmodel)によって決定 され,予想生涯効用の差 によって国際労働移動が しょうじる 2国経済 を仮定する.そ してこの ような 2国経済において,名 目 貨幣ス トックの変更が国内経済活動 と国際労働移動 にどの ような影響 をおよ ぼすかを調べ,景気 と国際労働移動 の関係についての手掛 か りを得 ることを

目指す.

景気が拡大すると,賃金が外国に くらべて相対的に高 くな り,その ような 国で働 くことの魅力が大 き くなる可能性がある.また景気が拡大する と,労 働力不足 が しょうじ自国人労働者 に支払 う賃金が高騰 し,外国人労働者 にた いする需要 が増加す る可能性があ る.もしこれ らの ことが常 に成 り立 つな ら ば,労働 の受け入れ国は景気の拡大局面で外国人労働者の大量流入に見舞わ れるだろ う1).また景気 の拡大に ともなって,外 国人労働者 の受け入れの コ ン トロールが難 し くな るだろう2).

したがって国内経済活動 との調和 を保ちなが ら外国人労働者 を受け入れて い くためには,まず国際労働移動が景気 とどの ようにかかわっているかを明 らかにしてお く必要がある.すなわち景気の拡大は常 に外 国人労働者の流入 を増加 させ るのか,あ るいは景気が拡大 して もかな らず Lも外国人労働者の 流入が増加するとはかざらないのかな どの問題 を理論的に検討 しておかなけ 1)例えば後藤(1990)pp,24‑33を参照せ よ. これ らは受け入れ国側 (需要側)の要因であ る.外国人労働者の大量流入は もちろん,送 り出 し国側 (供給側)の要田に よって もし

ょうじる.

2)景気の拡大局面 ではまた,非合法外国人労働者の流入が増加 しやすい･例 えばSpen^‑ cer(1992)pp.755‑760を参照せ よ.

金融政策 と国際労働移動 87

ればな らない.

国際労働移動の理論研究の多 くは,小国開放経済や2国経済 を分析対象 と してい る.そ して これ らの経済 の労働市場 はお もに,組合モデル(Dunlop 1944,Oswald1985)や非怠業モデル(ShaprioandStiglitz1984)に よってモ デル化 されてい る･Agiomirgianakis(1998),AgiomirgianakisandZer‑ voyianni(2001),Kemnitz(2003)お よびShimada(2005a)な どは,組合モデ ルをもちいて国際労働移動が しょうじる開放マクロ経済 をモデル化 した.ま たCarter(1998,1999a,b),Mnller(2003a,b),Shimada(2005b),島田 (2005C)お よびShimada(2006b)な どは,非怠業モデル を もちいて国際労働 移動が しょうじる開放マクロ経済 をモデル化 した.この ようなモデルをもち いて,国際労働移動の理論研究は様 々な問題 を検討 しているが,景気 と国際 労働移動の関係を取 り上げた理論研究は,その重要性の高 さにもかかわ らず,

これまでほ とん どお こなわれなかった.そ こで本論文は金融政策の変更が国 内経済活動 と国際労働移動 にお よばす影響を調べることによって, この問題 にたいす る第 1次的な接近を試みる.

本論文ではおもに,つぎの結果が得 られる.拡張的な金融政策は,国際労 働移動が存在 しないばあい と同様 に,雇用量や国内所得 を増加 させ る可能性 が高い.しか し拡張的な金融政策がおこなわれて も,外 国人労働者の流入が 増加す るとはかざ らない.国際労働移動が 2国の予想生涯効用の差 に敏感 に 反応 しなければ,拡張的な金融政策は 自国人労働者の流 出を増加 させ る.し たがって景気の拡大 に ともなって常 に外国人労働者の流入が増加 した り,景 気の縮小 に ともなって常 に自国人労働者の流 出が増加 した りするとはかぎら ない.

本論文 は以下,2節で名 目賃金率が非怠業モデルによって決定 され る2国 経済を仮定する.3節ではまず,非怠業条件 か ら労働者の予想生涯効用 と名 目賃金率 を求める.つぎにこの ような名 目賃金率が定常状態 において どの よ うな関係 をみた しているかを調べ る.4節は,名 目貨幣ス トックの変更が国

内所得や完全雇用量な どにどの ような影響 をおよばすかを明 らかに し,景気 と国際労働移動の関係について触れる.5節は,本論文 をま とめ,今後検討 し改善すべ き点をあげる.

2節 モ デ ル

2国経済は,対称的な構造を もつJ国 とA国か らなる.J国 とA国は,財 の取引 と労働移動 によって依存 しあっている.それぞれの国の経済主体は, 複数の労働者, 1つの企業お よび政策当局 か らなる.またそれぞれの国の労 働市場 は,単一である.

労働者はあ らか じめJ国 とA国のいずれかに属 しているが, 2国のあいだ を移動で きる3).

それぞれの国の企業はそれぞれの国で 自国人労働者 と外国人労働者が流入 するばあいは外国人労働者 も雇い,1種類の財を生産す る.それぞれの国の 企業は,SIlapiroandStiglitz(1984)な どによる非怠業モデルにしたがって名 目賃金率を決定す る4). 自国人労働者 と外国人労働者はそれぞれの国の企業 によって同一の生産要素である とみなされ,それぞれの国において これ らの 労働者の名 目賃金率は等 しい.J国企業 (A国企業)によって生産 される財, すなわちJ国財 (A国財)は,J国 (A国)で需要 されるばか りでな く,輸 出されA国 (J国)で も需要 される.

それぞれの国は,1つの貨幣市場を もつ.貨幣が唯一の金融資産であ り,

J国通貨 (A国通貨)はJ国居住者 (A国居住者)によってのみ保有 され る.

それぞれの国の名 目貨幣ス トックは,それぞれの国の政策当局によって操作 される.

3) どの ような要因によって国際労働移動が しょうじるかについては,本節の後述 を参照 せ よ.

4)非怠業モデルによる名 目賃金率の決定については, 3節 を参照せ よ.

金融政策 と国際労働移動 89 2国経済の構造方程式をつぎの ように一仮定する.本論文の構造方程式は,

Agiomirgianakis(1998)や Shimada(2004)な どと同 じであ る･変数は特 に断 らないかぎ り, 自然対数表示である.またアスタリスクのついていない変数 は 自国の変数 を表 し,アスタ リスクのついている変数は外国の変数を表す.

y‑al,y*‑al*,0<a<1. ⁽¹⁾

･‑一定^{(紺W ･}古^na

･ l * ‑ 1㌔

Z…ex+p*‑p.

y‑y*‑bz,b>0･

q…p+cz,q*≡p*‑cz,0<C<1/2･

辛̲ * *

u)C≡w‑q' u)C=W q ･ m‑p+y,m*‑2*+y*･

(3) (4)

(5 )

(6)

(7 )

(1)式は生産関数である.ここで,再 ま生産高 (国内所得),lは雇用量,a は 自然対数表示 されていない定数である.(2)式 は労働需要関数であ る.こ こで, Wは名 目賃金率,pは財価格である.労働需要関数は,それぞれの国 の企業の利潤最大化 か ら導 き出された ものである.(3)式 は実質為替 レー ト Zの定義式であ る. ここでexは,A国通貨 1単位 あた りのJ国通貨の単位 数で測 った名 目為替 レー トであ る.(4)式は貿易収支均衡条件式であ る. こ

こで 古は, 自然対数表示 されていない定数である.実質為替 レー トの変化が 2国の国内所得の差の変化 よりも貿易収支 に大 きな影響 をお よほ し,bは1 よ りも大 きい と仮定す る.(5)式は消費者物価指数qの定義式である. ここ でCは, 自然対数表示 されていない定数であ る.(6)式は実質消費賃金率 wc

の定義 式 であ る. (7)式 は貨 幣市場 の均衡条件 式 であ る. ここでmは,

名 目貨幣ス トックである.

本論文 は,永久的な労働移動(permanentmigration)を仮定する.すなわ ち外国へ移動 しない と決定 した労働者は,月 国に留ま り続ける.また外国へ 移動す ると決定 した労働者は,外国へ移動 し外国に留ま り続ける. このため 労働者 はJ国で雇用 されるばあいの予想生涯効用 とA国で雇用 され るばあい の予想生涯効用を比較 して,自国に留まるか外国へ移動す るかを決定する5).

具体的 にはJ国で雇用 され るばあいの予想生涯効用 VEがA国で雇用 され る ばあいの予想生涯効用VE*よりも高ければ,A国出身の労働者がJ^国へ∂(VE

IV芸)だけ移動 し,A国で雇用 されるばあいの予想生涯効用がJ国で雇用 さ れ るばあいの予想生涯効用 よ りも高 ければ, J国出身の労働者 がA国へ ∂

(vE*‑VE)だけ移動す る と仮定す る. ここで ∂は, 自然対数表示 されていな い正の定数である6).

国際労働移動 にかんす る仮定 か ら, J国の完全雇用量 IfとA国の完全雇 用量 l*fはそれぞれ,

l^f=l‑+8(VE‑ V;), l*f=l‑*

+

5)Agiomirgianakis(1998),Shimada(2004)および島田(2006a)は,永久的な国際労働移動 に限定 しなかったため,労働者はJ国で雇用 され るばあいの (予想)実質消費賃金率 とA 国で雇用 され るばあいの (予想)実質消費賃金率を比較す るこ とによ り･, 自国に留まるか 外国へ移動するかを決定 した.

6) 3節で非怠業条件 か ら予想生涯効用が導 き出され る.また本論文 では失業が存在す る ため,労働者 はJ国において もA国において もかな らず Lも雇用 されるとはかぎらない.

このため労働者が危険回避的であれば, J国 とA国における予想生涯効用の期待値 (雇用 確率 ×雇用 されるばあいの予想生涯効用 +失業確率 ×失業す るばあいの予想生涯効用)を 比較 することによ り,移動す るか どうかを決定す るだろう. しか し労働者 が危険回避的 でなければ,雇用確率が低 くて も雇用 され るばあいの予想生涯効用の高い国へ移動す る だろうか ら,本論文の ような仮定が成 り立つ.

金融政策 と国際労働移動 91

と定義 され る. ここで,lLはJ国の労働の初期保有量,l‑*はA国の労働の初 期保有量である.本論文 は,l‑‑l‑*を仮定す る.本論文 はまた,労働者 は 自 発的に失業 しない と一仮定する.

(1)式 か ら(7)式 を もちいて, 為替 レー ト,消費者物価指数,

ックの関数 として表す.

雇用量,生産高 (国内所得),財価格,実質 実質消費賃金率を名 目賃金率 と名 目貨幣ス ト

l‑m‑uJ+lna. l*‑m*‑W*+lna. y‑a(m‑W)+alna.

y*‑a(m*‑W*)+alna.

p‑(1‑a)m+aw‑alna. p*‑(1‑a)m*+aw*‑alna.

Z‑冨(m‑W‑(m*‑u,*)〉･

q‑(‑a･筈)^(m‑W)･m一^等(m*

^‑W

q*‑(‑a･筈)^(m*‑W^*).m*一^{等(m‑W)‑alna･}

wc‑(卜 a+iC)(W‑m)‑

a l c ( W* ‑m

^一m

以下では必要 に応 じて(9.1)式か ら(9.ll)式 をもちいる7).

(9.1) (9.2)

(9.3)

(9.4)

(9.5)

(9.6)

(9.7)

(9.8)

(9.9)

(9.10)

(9.ll)

7)(9.1)式か ら(9.ll)式の経済学的解釈 については,Shimada(2004)pp.91‑92を参照せよ.

3節 予想生涯効用と名 目賃金率

本節はまず非怠業条件 か ら,労働者の予想生涯効用 と名 目賃金率を求める.

つぎに雇用されている労働者が怠業以外の理 由で離職 し失業 した り,失業 し ている労働者が再雇用 された りす る可能性があるばあいに,定常状態 におい てそれぞれの国の非怠業条件をみたす名 目賃金率が どの ような関係をみた し ているかを調べる.

まず非怠業条件か ら雇用 されている労働者お よび失業 している労働者の予 想生涯効用 と名 目賃金率 を求める. J国で雇用 され怠業する労働者の予想生 涯効用 VESは,

rVES‑W‑q+(p+p)(vU‑VES), ^{(10 )} と表 され る.ここで,γは割引率 (非 自然対数表示,一定でJ国 とA国で共 通 と仮定), βは労働者が怠業以外の理 由で離職 し失業す る確率 (非 自然対 数表示,一定でJ^{国 と}A国で共通 と仮定),pは労働者 が怠業 し企業 に見 つ か り解雇 される確率 (怠業発見率,非 自然対数表示,一定でJ国 とA国で共 通 と仮定),VUはJ国で失業 した労働者の予想生涯効用であ る.(10)式の右 辺第 1,2項はJ国で雇用 され怠業す る労働者の瞬間的な効用であ り,第 3

項は J国で雇用 され怠業する労働者が怠業以外の理 由や怠業で離職 し失業す ることによって蒙 る予想生涯効用の変化の期待値 である.(10)式は,

YESW‑q+(P+p)vU

r+P+p と書 き換 え られる.

一方, J国で雇用 され怠業 しない労働者の予想生涯効用 VENは, rVEN‑W‑q‑e+p(VUIVEN),

(10')

(l^{l )}

と表 される.ここで βは,雇用 され怠業 しない労働者が発揮す る努力 (一定

金融政策 と国際労働移動 93 でJ国 とA国で共通 と仮定)である.βは,外生的にあたえ られ る.(ll)式 の右辺第 1,2,3項はJ国で雇用 され怠業 しない労働者の瞬間的な効用で あ り,第4項はJ国で雇用 され怠業 しない労働者が怠業以外の理 由で離職 し 失業することによって蒙 る予想生涯効用の変化の期待値である.(ll)式は,

YEN W‑q‑e+PVU

γ+β ^(ll')

と書 き換 えられ る.

もしVEN<VESな らば, J国で雇用 されている労働者 は怠業す る. このため

J国企業は,VEN≧vESが成 り立つように名 目賃金率を決定する. しか しJ国 企業 は労働者 の怠業 を防 ぐために必要 とす る以上 の賃金 を支払 う必要 はな い. このためJ国の名 目賃金率は, J国の非怠業条件VEN‑YES(…vE)をみた す ように決定 される.(10')式,(ll')式お よび非怠業条件か ら,

W‑q'rvU+也 ‑e, P

が得 られる.

またVUをつぎの ように与 えるI

rVU‑W‑1q+a(V^E‑ VU).

(12)

(13)

ここで, u‑は) J国の失業手当, αはJ国で離職 し失業 した労働者が再び雇用 される確率 (非 自然対数表示,一定でJ^{国 とA}国で共通 と仮定)である.本 論文 は簡単化 のために,u‑を0) と仮定す る.また後述するように,αは定常 状態 において, J国の失業へ流入する労働者数 とJ国の失業か ら流出する労 働者数が等 し くなるように決定 される.(13)式の右辺第 1, 2項 はJ国で失 業 した労働者の瞬間的な効用であ り,第3項はJ国で失業 した労働者が再び 雇用 されることによって蒙 る予想生涯効用の変化の期待値である.

(12)式,(10')式 お よび(13)式か ら, J国で雇用 されている労働者の予想 生涯効用 と失業 している労働者の予想生涯効用がそれぞれ,

vE‑‑t q･誓 ‡e･ (14.1)

vU‑‑i‑q･号‡e, (15.1) と求め られる.また(15.1)式 を(12)式 に代入する と, J国の名 目賃金率が,

u,=e+R ji re, P

と求め られる.

(16.1)

A国で雇用 されている労働者の予想生涯効用,A国で失業 している労働者 の予想生涯効用お よびA国の名 目賃金率 も同様 に求め られる.

V 芸ニーtq･･旦セr P1e･ V芸ニーtq･･雷 e.

u ,*=e+9 19ire.

P

(14.2)

(15.2)

(16.2) (14.1)式 と(14.2)式を(8.1)式 と(8.2)式 に代入す ると, J国の完全雇用量 とA国の完全雇用量はそれぞれ,

lf‑ll‑(a/r)(q‑q*), (8.1') l*f‑t*‑(a/r)(q*‑q), (8.2') と書 き換 え られ る.これ らの式 による と, 自国の消費者物価指数が外国の消 費者物価指数 よりも高ければ 自国人労働者が外国へ移動 し, 自国の消費者物 価指数が外国の消費者物価指数 よりも低 ければ外国人労働者が 自国へ移動す

る.

つぎに定常状態 におけるJ国の名 目賃金率を求める.定常状態 においては

J国の失業へ流入する労働者数 とJ国の失業か ら流出する労働者数が等 しい か ら,

βエ‑α(〟‑エ), ⁽¹⁷⁾

金融政策 と国際労働移動 95 が成 り立 つ8). ここで,L…expl,L^f…explf,であ る･(17)式 は,

a‑(L/(Lf‑L))p, (17') と変形 され る.(17')式 は, J国の雇用量 の増 加 に ともな ってJ国で離職 し 失業 した労働 者 が再 び雇 用 されやす くな る こ とを示 してい る. また(17')式 は,外 国人労働 者 の流入の減少 または 自国人労働者 の流 出の増 加 はJ国の完 全雇用量 の減少 をつ うじて, J国で離職 し失業 した労働者 が再 び雇用 されや す くな る こ とを示 してい る9).

(17')式 を全微分 した式 に(9.1)式, (8.1)式 ,(14.1)式, (14.2)式 ,(9.8) 式 ,(9.9)式 を代 入 し, J国で離職 し失業 した労働 者 が再 び雇用 され る確 率 の変化 を名 目貨幣 ス トックの変化 と名 目賃金率 の変化 に よって表 す10).

da=旦^吐建

β (1･i(‑a･? ))(dm‑dw上 木㌍ ÷ (‑a･% )(dm*‑dw*)

･禦 旦 (γdm‑dm･,･ (18) (16.1)式 を全微分 した式 に(18)式 を代 入す る. J国の非怠業 条件 が成 り立 つ も とで定常状態 において は,名 目賃金 率 はつ ぎの関係 をみた してい る.

[ 1 ･ ‡ 杢 ㌍( 1 号( ‑

^{･ %C ) )} ] d w ‑ ‡ 束 ㌍ ‡

^{･ %C )}

‡ 杢 ㌍

%) ) d ‑ ‑ ‡ 束㌍‡ ( 1 ‑ a ･ B T ) d

8)Shimada(2005b)やShimada(2006b)は簡単化のために,怠業以外の理由で離職し失業 したり,失業している労働者が再雇用されたりしないと仮定した･すなわちβ‑α‑0を仮 定した.

9)このことは(16.1)式から定常状態において,国際労働移動によって名目賃金率が変化 する可能性があることを意味している.

10) (17')式を(16.1)式と(16.2)式に代入すると, 2国の名目賃金率の関係式が得られる.

しかしこれらの関係式は非線形である.このためそれぞれの国の名目賃金率を明示的に 導き出すことは困難である.

(19.1)式は,A国の名 目賃金率やJ国 とA国の名 目貨幣ス トックにたいす るJ国の名 目賃金率の反応を示 している.

同様 にしてA国の非怠業条件が成 り立 つ もとで定常状態 において,名 目賃 金率はつぎの関係 をみた している.

ll･‡禦 (^1.‡仁

堵 ) )

‡蚕 ㌍

(

(19.2)式は, J国の名 目賃金率やA国 とJ国の名 目貨幣ス トックにたいす るA国の名 目賃金率の反応を示 している.

4節 名 目貨幣ス トック変更の影響

本節は,名 目貨幣ス トックの変更が国内経済活動 と国際労働移動 におよば す影響を調べ,景気 と国際労働移動の関係 についての手掛か りを求める.

まず名 目貨幣ス トックの変更が国内経済活動 にお よばす影響を調べ る. 自 国の名 目貨幣ス トックの変更が 自国の名 目賃金率にお よぼす響は,

d

m

‑ [ 誓㌍

㌍ H l ･ i (

･ (

)

⁽

^･

と求め られる. ∂が十分に小 さいばあい, J国の名 目貨幣ス トックの増加は J国の名 目賃金率 を上昇させ る11).一方, ∂が十分 に大 きいばあい, J国の ll)∂が十分 に小 さいばあい,(19.1)式のduJの係数 とdmの係数は正で,dw*の係数 と

dm*の係数は0に近い.

金融政策 と国際労働移動 97

名 目貨幣ス トックの増加 がJ国の名 目賃金率 を上昇 させ るか低下 させ るか は,一般的に定ま らない12).したがって(20)式 による と, 自国の名 目貨幣ス トックの増加が 自国の名 目賃金率を上昇 させるか低下 させ るかは,一般的 に 定ま らない.

自国の名 目貨幣ス トックの変更が 自国の雇用量 におよばす影響は, EZJ

dm

‑[1^号 旦^誓 +2^‡ 束^㌍ i(1‑a^･%C)･^〈‡ 蚕^{㌍ )2‡ (}‑^{a ･% )}

‑ ( 1

は杢 ㌍

^{･ %C ) ]}

･ ( 1 号蚕 ㌍) 1

‑

･ %) ) ^{‑ 1}

^{( 2 1 ,}

と求め られ る. ∂が十分･に小 さいばあいまたは十分に大 きいばあい, J国の 名 目貨幣ス トックの増加はJ国の雇用量を増加 させ る.したがって拡張的な 金融政策は,雇用量を増加 させ る可能性が高い.

(21)式 と(1)式 か ら, ∂が十分に小さいばあいまたは十分 に大 きいばあい,

J国の名 目貨幣ス トックの増加はJ国の国内所得 を増加 させ る.したがって 拡張的な金融政策は,国内所得 を増加 させる可能性が高い13)

自国の名 目貨幣ス トックの変更が 自国の消費者物価指数 にお よばす影響 は,

12)縦軸 にdwを とり,横軸 に dw*を とる.∂が十分 に大 きいばあい, (19.1)式のグラフ と(19.2)式のグラフは ともに右上が りで,前者は後者 よ りも急な傾 きをもっている.dm が大 き くなる と, (19,1)式のグラフ と(19.2)式のグラフは ともに右下へシフ トし,dwが 大 き くなるか小さ くなるかが定ま らない.

13)名 目貨幣ス トックの増加は名 目賃金率を上昇 させ ることにより,間接的に雇用量や国 内所得 を減少 させ る可能性があ る. しか し ∂が十分 に小 さいばあいまたは十分 に大 きい ばあい,直接的に雇用量や国内所得を増加 させ る効果が間接的な効果を上回る.

d

‑ ‑

^{[ ( 1 ･ i 杢 ㌍) ‡ 互 ㌍}

^{%) ‑ 1}

･ ( 1 号 束㌍ )1 ( 1 号束誓 . 2 ‡ 束 ㌍

I(1‑

a ･

と求め られる. ∂が十分に小 さいばあいまたは十分に大 きいばあい, J国の 名 目貨幣ス トックの増加はJ国の消費者物価指数を上昇 させ る. したがって 拡張的な金融政策は, 自国の消費者物価指数を上昇 させ る可能性が高い.

(14.1)読,(15.1)式お よび

( 2 2 )

要す るに拡張的な金融政策がおこなわれる と,労働者の予想生涯効用は低 下す るが,景気は拡大する可能性が高い.

つぎに名 目貨幣ス トックの変更が国際労働移動 にお よばす影響を調べる.

そのために自国の名 目貨幣ス トックの変更が 自国の完全雇用量にお よばす影 響を求める.

dlf

a

‑(一号 ‡

互

束

蚕

C

‑ 1 ･

(20)

∂が十分 に大 きいばあい, J国の名 目貨幣ス トックの増加はJ国の完全雇用 量を増加 させ る.言 い換 えれば,労働移動 が 2国の予想生涯効用の差 に敏感 であれば,拡張的な金融政策をお こな うことによって外国人労働者の流入が

金融政 策 と国際 労働移動 99

増加す る.一方, ∂が十分に小 さいばあい, J国の名 目貨幣ス トックの増加 はJ国の完全雇用量 を減少 させ る14).言い換 えれば,労働移動が2国の予想 生涯効用の差 に敏感でなければ,拡張的な金融政策をお こな うことによって

自国人労働者の流出が増加する.

要す るに拡張的な金融政策は,外国人労働者の流入を増加させる可能性ば か りではな く, 自国人労働者の流 出を増加 させ る可能性 ももっている.

拡張的な金融政策が国内経済活動 におよはす影響 と拡張的な金融政策が国 際労働移動 におよはす影響 についての結果を合わせ る と,景気 と国際労働移 動の関係 について,つぎの ような推測が可能である.すなわち景気の拡大に ともな って常に外国人労働者の流入が増加 し,景気の縮小 に ともなって常 に 自国人労働者の流 出が増加する とはかざらない.

5節 ま と め

国内経済活動 と整合的に外国人労働者を受け入れてい くためには,景気 と 国際労働移動の関係を明 らかにしてお くことが不可欠である.この問題 にた いする第 1次的な接近 として,本論文は非怠業モデルに したがって名 目賃金

14)(8.1')式,(9.8)式 および(9.9)式 か ら, J国の完全雇用量 はJ国の名 目貨幣ス トック の減少関数である.またJ国の完全雇用量 は,J国 とA国の名 目賃金率の差の減少関数 である. J国 とA国の名 目賃金率の差は ∂が十分 に大 きければ, J国の名 目貨幣ス トッ クの減少関数であ る. このため ∂が十分 に大 きければ,J国の名 目貨幣ス トックの増加 は直接的 にJ国の完全雇用量 を減少 させ る一方,J国 とA国の名 目賃金率の差の減少 を つ うじて間接的にJ国の完全雇用量 を増加 させ る.間接的な効果 が直接的な効果 を上回 るため,J国の名 目貨幣ス トックの増加はJ国の完全雇用量 を増加 させ る. これにたい

LJ国 とA国の名 目賃金率の差は ∂が十分 に小 さければ, J国の名 目貨幣ス トックの増 加関数であ る. このため J国の名 目貨幣ス トックの増加は直接的 にJ国の完全雇用量 を 減少 させ る とともに,J国 とA国の名 目賃金率の差の増加 をつ うじて間接的 にもJ国の 完全雇用量を減少 させ る.

率が決定 され対称的な経済構造を もつ 2国を仮定 し,金融政策の変更が国内 経済活動や国際労働移動 におよばす影響を調べた.そ して拡張的な金融政策 がおこなわれ,雇用量や国内所得 が増加 して も,外国人労働者の流入が増加 する とはかざらない ことを明 らかにした.具体的には国際労働移動が 2国の 予想生涯効用の差 に敏感に反応す るばあい,名 目貨幣ス トックの増加は雇用 量や国内所得を増加 させ,外 国人労働者の流入を増加 させ ることがわかった.

しか し国際労働移動 が2国の予想生涯効用の差 に敏感 に反応 しないばあい, 名 目貨幣ス トックの増加は雇用量や国内所得 を増加 させ, 自国人労働者の流 出を増加 させ ることもわかった. これ らの結果か ら,景気の拡大はかな らず Lも外国人労働者の流入を増加 させるとはかざらない といえよう.また この ことか ら外国人労働者の受け入れのコン トロールが,景気拡大政策の実施に よって困難になる とはかざらない といえよう.

本論文で今後検討 し改善すべ き点 として,つぎの ことがあげ られる.第 1 にそれぞれの国で, 自国出身の労働者の名 目賃金率 と外国出身の労働者の名

目賃金率が同 じ非怠業条件にしたがって決定 された.これは,2国の労働者 を同一の生産要素 と仮定 したか らである.この ような仮定 によって分析は, 簡単化 された. しか し現実には同 じ労働者であって も,出身国 と外国で異な った行動 を とることが多い.例 えば出身国 と外国では多 くのばあい,異なっ た水準の努力を発揮す るだろう. この ような点を考慮する と分析は複雑 にな るが, より現実的な ものになるだろう.

第 2に労働者は,雇用確率にかかわ らず予想生涯効用の低い国か ら高い国 へ移動 した.これは,労働者が危険回避的ではない と仮定 したか らである.

しかし国際労働移動が永久的であ るばあいに,労働者は雇用確率をまった く 考慮せずに,労働移動 にかんする意思決定をお こな うだろうか.国際労働移 動が雇用確率 と失業確率を考慮 した予想生涯効用の差 によって しょうじる と 仮定 したばあい も,検討 してみなければな らない.

第 3に雇用量や国内所得の変化 は,名 目貨幣ス トックの変更によってのみ