季節出稼労働者の地域別移動

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(1)季節出稼労観音の地域別移動* 神. 代. 欣. 和. 吹. 1 これまでの研究. 3 地方別に見た出稼ぎ労働者の流. ( 1) 人口移動と国際労働力移動. 出メカニズム. ( 2) 地域間労働移動の計量分析. ( 1). 2 石油危磯後の地域労働市場. 給源仮説. ( 2) 所得格差と就業磯会. ( 1) 分析の視点と対象. ( イ) 北海道. ( 2) モデルと資料. ( ロ ) 東北地方. ( イ ) 被説明変数. ( J l ) 北陸地方. ( ロ) 説明変数. ( =) 中国地方. ( J l ) モデル. 的. 四国地方. H. 九州地方. ( 3 ) 地域別労働市場の概観 ( イ ) 所得と雇用の伸び ■. 4 結. ( U ) 所得格差の動き. 参考文献. ( , , ) 就業機会の格差の動き. 付. 1 これまでの研究. 論. 表. 適については,まだ分析されていない. 国際間の労働力移動については,サスキア･. ( 1 ) 人口移動と国際労働力移動. サッセソ( Sa s s e n〔 1 9 8 3 〕 )の歴史的類型区分や,. 地域間の労働移動に関する分析は, きわめて. グラスマックの｢階段状人口移動｣説 ( Gr a s muk. 複雑かつ困難な研究領域である.人口の過密,. 1 9 8 7 )によって解介され〔 1 9 83 〕 )が森田桐郎 (. 過疎問題や労働力の国際間移動については,最. ている.森田は, グラスマック説にしたがって. 近いくつかの興味ある研究が行われている.人. ｢国際的な経済的ヒエラルキーに照応する重層. 口の地域間移動の原因については,都市工学の. 的な〔国際間労働移動の〕階層別｣を重視する.. 分野から青山膏隆 ( 1 99 2 )の研究があり,国際労働力移動については, 森田桐郎 ( 1 9 8 7 ) ,後. その結果もう-つの見方,つまり｢独立の二つの社会的単位(国民経済)を想定し,その一方に. 藤純一 ( 1 9 9 0 ) らの研究がある.. おける労働力過剰と他方における労働力不足か. 青山 ( 1 9 9 2 )は,全国を八地域に分割し,鍾. ら国際労働力移動を説明する通俗的学説 ( 均衡. 地域間人口移動を推属変数とする一方,移動磯. 理論)がいかに妥当性をもちえないか｣( p. 6 ). 会,一日交通可能人口,平均住宅地地価,平均. と否定的判断を下している.また,氏の論稿は. 所得のそれぞれの地域差や, さらに地域間時間. 歴史的叙述に終始していて,国際間の労働力移. 距離 ( 移動時間),関東圏ダミ- ( 関東圏がから. 動の経済的メカニズムがどのようなものなのか. む移動にのみ適用する特別項)を説明変数とし. について, 数量的分析は全く行っていない.. た計量モデルによる分析を行っている.労働移. ｢通俗的学説｣であるかどうかは別として, 国. 動と人口移動は密接な関係があるが,両者の関. 際間の労働力移動が,国民経済単位相互間の所. 串本稿は雇用促進事業団の委託研究｢中小企業の人手不足対策の実証的研究｣( 1 9 9 2年 3月)の一部としてとりまとめたものである.. 得格差( 為替レートの影響で増幅される) ,労働需給ギャップ,農民層の分解,移動コス t ( 運賃コストやビザ取得等の｢取引費用｣) , 国の.

(2) エ. - 3 4-. コ. 政策など多数の経済的政治的諸要因の影響を受. ミ. れ. ア. 第4 3 巻第 3号. しかも,外国人労働者に対しても日本人と. けていることは明らかであり,歴史的研究にお. 同等水準の賃金を支払う場合には,労翻分配率. いてもこうした経済変畳問の相互関係を明示的. が低下し. に分析する必要がある.. ことを証明している. これらの研究は,直接,. 国際労働移動の研究は, とくにヨーロッパにおいては,一国内部の地域間労働移動の延長線上に現れることが多い.木前. また国民経済的厚生水準も低下する. ( 1 9 8 7 )は, ヨー. 労働力の国際間移動の実証分析をしたものではないが, 出発点として共通の認識に組み込んでおく必要がある.. ロッパの短期間の出稼ぎ移民 ( 還流的移民)は,. ( 2 ) 地域間労働移動の計量分析. ｢国境の内部における都市一農村問移動と国境. わが国の労働経済学では,労働移動 (とくに. を越えた地域間移動とが結びついたところに生どの事例に注目している. EC域内の労働移動. ( 1 9 5 6 )以来, ( 1 9 6 3 ) ,尾高燥之助 ( 1 9 6 7 ) ,市野省 ≡ ( 1 9 6 8 )などの統計的研究が少なくない. し. の自由化は,元々, ヨーロッパ域内に歴史的に. かし, これらの研究は,規模間,あるいは部門. じた｣( p. 2 9 9 )として, イタリア,スペインな. 離散率) については,藤林敬三. 西川俊作. 存在していたそうした労働移動を国際的に制度. 間の労働移動についての分析であり,地域間の. 化したものと見ることもできよう.では, ヨー. 労働移動を直接分析したものではない. また,. ロッパの地域間労働移動は,経済的にどのよう. 第一次石油危磯のあと,地方の雇用機会の開発. に説明されるのか.おそらく,西欧にはこの分. が問題にな } つたとき,労働省の雇用開発委員会. ( 1 9 8 4 )が都道府県別の. 野の研究蓄積がかなり多いのではないかと思わ. の仕事のなかで,神代. れるが1 ) , 筆者はいまのところそれを許にしな. 有効求人倍率関数やクロスセクションのデータ. しヽ .. による. なお,近年, 日本に対する周辺諸国からの外. U･ Ⅴ曲線を計測しているが, この時も. 各地方における雇用機会の創出. ( j o bge ne r a -. 国人不法就労者の流入圧力の増大に伴って, こ. t i o n)に主な関心があったので, 地域間の労働. の分野での基礎的な理論的実証的分析が漸く現. 移動のメカニズムには十分な関心が払われてい. れ始めた.申北. ( 1 9 9 2 ) ,広瀬 ( 1 9 9 2 )は二国間. なかった.. の労働の限界生産力の格差に基づいて資本と労. 地域間の労働移動に関する計量分析として最. 働の利益の対立や流入圧力の大きさを説明している. また後藤 ( 1 9 9 0 )は, 国際貿易理論に基づ. ( 1 9 6 8 )の研究である.小野は,1 9 5 6 ,5 9 ,6 2 ,6 5 年の 4年分の『就. く∼般均衡モデルによって,貿易制限によって. 業構造基本調査』を用いて, 全国十地方別の. 輸入財の価格水準が自由貿易の場合よりも割高. ｢転職希望率｣をプールしたデータを用いて全. になっている条件下で,外国人労働力を受け入 1)真謂 ( 1 9 8 7 ) 紘,西ドイツ-のトルコからの外国人労働者の｢送り出し構造｣を分析しているが,｢国際的労働移動は, 二国間の国際関係というレベルでは,分析的に把握することができない.その背後には, ヨーロッパ周辺部および第三世界の諸国における盛村一都市間人口移動の巨大な潮流が, さらには蔑村の伝統的生産,生活構造の激しい解体過程が横たわっている. ｣( p . 2 7 2 )と述べるに止まっている.たしかに開発途上国の工業化,都市化がいわゆる｢相対的過剰人口｣を生み出すプロセスは, それ自体興味ある重要な問題であるが,だからといって二国間の労働力移動の経済的メカニズムの分析が重要でないとか,分析不能だとかいうことにはなるまい.. も注目されるのは,小野旭. 国平均所得水準に対する各地方の所得格差,也方別殺到率 ( 有効求人倍率の逆数)及び非経済的要因の複合体 ( 時間の関数) との数量的関係を回帰分析し,｢所得｣として｢世帯 -人当たり雇用者世帯収入｣を取った場合に, よい計測結果を得ている. とくに注目されるのは,時間の経過とともに転職希望率が大きく低下していること ( 年次別ダミーの係数の大きな下方シフトで示される) である. この研究は,栄際の地域間労働移動を分析したものではないが,地域間の労働移動を分析するさいにまず第- に考慮されるべき三要因 ( 所得格差,労働需給率,及.

(3) -3 5-. (1 99 2. 1 2 ). 1 9 70. 19 75. 1 9 8 0. 1 9 85. 1 9 9 0 年. び非経済的諸要因) の作用を数量的に確認して. 世帯員一人当たり世帯所得の格差と有意な負の. いる点で, きわめて注目される.. 相関関係をもち,転職希望率はまた移動率と有. ( 1 9 8 1) は, さきの研究をさらに発展 9 6 2 ,6 8 , させ,同じ『就業構造基本調査』の1 7 1 ,7 7 年のプールしたデータを用いて転職希望. 意な正の相関をもっているから,以上の結果は. 率 ( 移動率)関数を計測し, 良い結果を得てい. 業機会説も, ともに棄却できないことを示す .. る.但し,新研究では,時間を変数とする代わ. --･労働移動の所得格差および失業率にたいす. 小野旭. 労働移動の所得格差説が成立することを示す . -･･凍章の分析は,労働移動の所得格差説も就. りに,男子比率,若年者比率,雇用者比率を説. る〔平均値における〕弾力性を求めてみると,. 明変数に加え, また労働需給率を表す説明変数. それぞれ -0 . 3 5 1 , -0 . 4 8 9となり, 失業率に関. としてほ,殺到率の代わりに失業率を用いてい. ｣ (小する弾力性の方が絶対値でみて大である.. る.小野はさらに同じモデルを地域別労働移動. 野. 〔 1 9 8 1 〕p p. 1 9 6 7 ) .. 率の分析にも適用して,-年前の常住地でみた. 2 石油危機後の地域労働市場. 移動者数の有業者数に対する割合 ( 地域別移動率)が,所得格差 ( 世帯員一人当たり所得)及. ( 1 ) 分析の視点と対象. び失業率などを説明変数としてかなりよく説明. 以下の本稿の分析においてほ,地域労働力移. されることを示している.. 動と国際労働力移動との接点に関心を持ちなが. 小野の結論は次のようなものである.｢第 1. ら,第一次的接近として,わが国の季節出稼労. に転職希望率は所得水準の相対的に高い地域で. 働者の地方別データを分析対象とする. これ. 低く,労働市場の需給バランスの緩和ともとに. は, 季節出稼労働者の動きは, 労働力の性格. 上昇する傾向にある. 第 2に,移動率は転職希. 上. 望率の高い地域で高く,労働需給関係の緩和に. 9 7 0 年代以降統るためであり, また,実際にも1. つれて低下する傾向がみられる.転職希望率は. いていた季節出稼労働力者の減少が近年とみに. 外国人労働力の流入ときわめて類似してい.

(4) 3 6. エ. コ. ノ. ミ. ア. 第4 3 拳第 3号. ) 人描. 図 2 山形県出稼ぎ労働者数の推移. 5. 4. 出稼ぎ. 3 2. 者. 数 1 昭和 4 041424 34 4454 64 74 84 95 05 15 25 35 45 5565 75 85 96 06 16 26 3平成元年度. 資料 :山形県生活福祉部生活文化課『山形県における出稼ぎの概要』平成元年度,p. 2. 表 1 地方別の出稼労働者減少率,1975-88年. に掲げておく. ど-クはいずれも石油危機直前. 97 2年 (昭和4 7 年)であり,全国で約5 5万人, の1 その過半数 ( 5 0. 3%)を東北 6県が占めていた. その後,両者とも毎年減少を続け, 1 9 90年 ( 辛成 2年) には,全国で6 4%減の20万人を切り, 東北地方からの出稼ぎも1 1 万人強にまで激減. ( 6 0%減) した. 出稼労働者数及びその就業者総数に対する比率の低下率を地方別に見ると, 注: 計鄭期間中の対数トレソド式による,. 巌著になり,平成バブル景気のなかでの人手不足期には, これまで季節出稼労働者が占めていた雇用機会が外国人労働者によって代替される傾向が目立って来たと思われるからである. 季節出稼労働者の数については,公式の統計はないが,労働省職業安定局の業務統計として集計されており,昭和4 5年以降平成 2年までのデ-タが利用できる.本稿では, このうち,都道府県別所得統計 ( 新 SNA)の入手可能な期間である昭和5 0-6 3年 ( 1 97 5-88年)の1 4 期間. 表 1のように,四国,中国,北陸の減少率が大きく,北海道,東北,九州の減少率は小さい. 全国平均では絶対数で年率 4 . 7%の減少となっている. 季節出稼労働者の廉,非農別の判る山形県の. 6年のピーク時データ (図 2)を見ると,昭和 4 6%が農家出身者であった.農民のに出緩着の8 2%が農家出身者比重の低下した平成元年でも7 であった. したがって,図 1に見られるような出稼労働者数の急減は,農民数の減少あるいは農民の高齢化によるところが大きいと考えられる. しかし,地域間の労働移動 ( あるいは国際間. について,分析を行う.季節出稼労働者の大部. の労働移動)では,小野の研究で示されている. 分は,北海道,東北,北陸,中国,四国,九州. ように,地域間の所得格差や就業機会 (とくに送り出し地における就業磯会の乏しき又はそれ. ( 沖粗を含む) に集中しているので, その他の地域 ( 関東,東山,東海,近戟〕からの出稼ぎ. と受け入れ地における就業機会との就業機会の. は除外する.. ギャップ) も大きく作用しているはずである.. 5-平成 2年の間の全国及び念のために昭和4 東北地方からの季節出稼労働者数の推移を図 1. ( 2 ) モデルと資料. 図 1に示されたような地方別の季節出稼労働.

(5) ( 1 9 9 2. 1 2 ). -3 7-. 季節出様労働者の地域別移動. 著の減少傾向は, どのように説明されるのか.. 関東地方の水準に対する格差を取る.変数記号. 前項での観察から,少なくとも (イ)所得格差,. yで示し, その後に各地方のイニシとしてほ r. (ロ)就業機会,(-)農林業就業者数又はその. ャル記号を付して,例えば東北地方の場合には. 対就業者比率, (ニ)その他の非経済的要因の. r yt hで示す. このデータは今のところ所得統計. 四つが有力な説明要因になり得ることが予想さ. の方が昭和5 0年度から6 3年度までしか入手でき. れる.問題は,それを統計的にどう計るか,及. ないので, この期間に限る (それ以前について. びその符号条件如何である.. も『県民所得統計』を用いることは可能だが,. (イ)被説明変数. データの連続性を保つため, とりあえず上記期. 原数値は,労働省職業安定局集計の業務統計. 間に限定した) . なお, 所得統計は年度値であ. ( 『労働力調査』)である. で,年度別の｢出稼ぎ労働者数｣である.昭和. り,就業者数は歴年値. 4 5-5 4年度は地方別 ( 但し東北地方のみは県別 5年度∼平成 2年度は百位も含む)の実数値,5. が,地方別資料の制約上,やむを得ない.. の四捨五入値で示されている. この原数値は,. 明変数の増加)につれて出穣労働者が減るのが. 前掲図及び褒 1のような強い減少トレンドを示. ノーマルであるから,負となるはずである.実. r yの符号条件は,地方別所得格差の縮小 (読. している.そこで,計測に当たってはトレンド. 際には,多くの地方で南開東に対する所得格差. を除去すると同時に,被説明変数もたんに原数. yの減少)しているので,早は拡大 ( 説明変数 r. s mg で示す)そのものだけでi i :く,総務庁値(. 純に出稼労働者又はその対就業者比率を回帰さ. 統計局『労働力調査年報』所収の年平均地方別. せると,正の相関が現れ. nt )に対する割合 ( %s mg)の対数値就業者数 (. なる. したがって,時間を説明変数に加えて,. をとることにした.地方によって良い計測結果. トレンドを除去する必要がある,. 符号条件が食わなく. が得られない場合には,原数値又はその対数値. ②就業機会地元の就業機会が多ければ, 他. をとることもある.地方別の出稼労働者数の対. の条件にして等しい場合,出稼労働者は減少す. %s mgの記号の後に地方別のイニ就業者比率 (. る筈である.就業機会は,統計的には,地方別. シャルを付す)は,図 3に一括して示してある.. の失業率 ( 『労働力調査』)又は求人倍率 ( 都道. ( z k)の就業. 府県別データから地方別に組みなおしたもの). 者総数に対する出稼労働者比率 ( %s mgz k)の. の二つが利用できる.地方別の失業率を uのあ. 9 7 5 -8 8 年と1 9 7 4-1 9 9 0年の雨期につい推移も1. とに地方別のイニシャルを付して,東北地方な. 4年の0 . 8 5 6 %かて示してある.後者で見ると,7. hのように表す.ut h等の符号条件は, らば ut. なお,参考までに同図末尾に全国. 0 年の 0 . 31 9 % にまで持続的に減少しているら9. 失業者が増大すると季節出棟のプッシュ圧力は. ことがはっきりする. また,計測期間中, 出稼. 高まるはずであるから,正である.ただ,単純. 労働者の過半数を占める東北地方について見る. に地方別の失業率を用いるよりは,南関東 (と. 9 7 5 年の4 . 7%から平成 2年の2. 5%にまでと,1. くに東北,北海道の場合は出穣労働者の流出先. 2D. 地方によっ持続的に減少している (図 3(. は大部分が関東地方と思われる)の失業率に対. て若干の差異はあるが,いずれも右下がりの対. する相対比 ( それをr ut hのごとく表す)を用い. 数曲線を示している.. る方がよいであろう.他方,就業機会の指標と. (p) 説明変数. uy)を用いる場合には, して,有効求人倍率 (. ①所得格差経済企画庁『県民経済計算年報』. 他の諸条件にして一定ならば,その上昇と共に. 所収の新 SNAによる都道府県別の実質県内総. 地元の就業横会が増え出棟の必要性が滅ずると. 5 年度価格)に基づいて,地方別の生産 (昭和5. 考えるのがノ-マルであるから,符号条件は負. 県内総生産を取り,それを地方別の就業者数で. となる. この場合も南関東の有効求人倍率に対. 除した｢就業者一人当たり県内総生産額｣の南. r u yt hなどと表す)を用いた方がよする相対比 (.

(6) エ. -3 8-. コ. ノ. 第4 3巻第 3号. 丁. ミ. 図 3 地方別 (出稼労働者数/就業者総数)比率 ( 万分比). 84 85 86 87 88. 86. 87 88. Ⅹ. 85. Ⅹ. 84. Ⅹ. 83. Ⅹ. 82. 75. 76 78 79 80 81 82. 86 87. 88. 十. 十X X. ⅩⅩ. 85. 十十十. Ⅹ. 83 84. 十. + + + +. 十十. ma x-1 21. 1 2 0. Ⅹ. Ⅹ+. max-2 6. 5 5 0 7 Ⅹ. Ⅹ. Ⅹ. 77. %s mgc h( Ⅹ) 2 6. 5 5 0 7 2 3. 9 7 5 6 2 3. 1 3 4 4 1 6. 9 06 4 1 5. 3 2 71 1 2. 2 01 6 1 0. 6 6 6 7 9. 01 85 7 8. 1 1 5 1 8 7. 1 0 5 2 6 6. 36 6 0 5 6. 0 8 4 6 6 5. 26 3 1 6 4. 9 7 3 8 2. ++++Ⅹ ++++十十++++. ( 4)中国地方. +. + + + + 十. Ⅹ. 80 81. Ⅹ. Ⅹ. 79. x. Ⅹ. 77 78. ma -46 8. 9 5 8 Ⅹ. Ⅹ. 76. %s mghr ( Ⅹ) 1 2 1. 1 2 9 1 1 9. 4 9 1 1 0 8. 1 1 4 9 9. 0 4 6 6 9 3. 8 3 2 7 8 8. 2 7 8 4 8 2. 0 5 1 3 7 5 6 8, 5 5 1 2 6 6, 3 1 2 1 6 1. 2 6 7 6 5 2. 8 3 6 9 4 9. 3 0 0 7 4 6, 5 0 3 5. + +. +++++++十十十十+. 75. 十十. ++++++a+++++++. ( 3)北陸地方. Ⅹ. 83. X. 82. X. 81. Ⅹ. 80. +. Ⅹ. 79. ⅩⅩ Ⅹ. 78. + + + + + +. Ⅹ. 76. 77. %s mgt h( Ⅹ) 46 8. 9 5 8 4 49. 53 9 3 9 9. 9 2 8 3 6 8. 4 9 1 3 5 0. 6 3 3 3 4 6. 1 7 3 41. 86 3 2 6. 8 0 9 3 0 7. 0 0 6 2 9 3. 8 4 3 2 8 3. 0 8 7 2 7 0. 1 9 2 6 3. 31 2 2 49. 2 7 2. Ⅹ十. Ⅹ. +. +++++++++++++十. ( 之)東北地方 75. ma x言2 4 6. 9 5 2 Ⅹ. Ⅹ. %smg h k( X) 2 46. 9 5 2 2 4 2. 21 8 2 31. 5 81 2 21. 0 2 6 21 3. 5 8 3 2 0 6. 61 2 1 9 8. 7 6 1 8 7. 0 4 5 1 7 4. 2 0 6 1 6 6. 4 0 3 1 6 4. 2 8 6 1 61. 44 6 1 5 0. 1 2 8. 6 8 2. Ⅹ. 1 9 7 5 7 6 7 7 7 8 7 9 8 0 81 8 2 8 3 8 4 8 5 8 6 8 7 8 8. +++++++Ⅹ++++++. ( l J北海道. Ⅹ. + + + + + + + +. + + +. +. +.

(7) - 3 9-. 季節出稼労働者F) 地域別移動. (1 9 9 2. 1 2 ). ++十十十Ⅹ+十十+十十十十. ( 5 )四国 %s mgs h 97. 00 49 91. 3 4 33 83. 5 3 73 7 4. 0 6 53 6 6. 4 8 78 5 7. 48 79 46. 82 93 39. 6 0 4 3 7. 6 81 2 37, 5 25. 1 2 08 21. 35 92 1 7. 3 91 3 1 6. 42 51. %s mgky( X) 7 5. 78 79 80 81 82 83 84. 85 86 87. 88. %s mgz k( Ⅹ) 75 76. 79 80 81 82 83 84 85 86 87. 88. 75. 79. 86 87 88. 89 90. Ⅹ. 84. 85. X. 82. 83. X. 81. X. 80. X X. 77. 78. + + X 十 Ⅹ. +Ⅹ + Ⅹ Ⅹ. 十. + 十十. + + maxS7 0. 81 6 1 Ⅹ. 十十. 十. + 十十. + + + 十. 十. 十十. max-7 2. 61 7 5. X. 十十 + + + + + +. X. 十十. + +. +. m. Ⅹ. 76. 85. 55 91 7 2. 61 75 69. 1 0 0 7 6 2. 32 3 7 57. 5 7 43 55. 2 0 88 53. 6 8 5 51. 5 3 2 47. 1 2 66 43. 86 88 42. 421 1 40. 3 3 06 3 6. 9 04 2 35. 6 2 85 34. 2 0 4 33. 43 6 7 31. 861 1. +. a x‡ 85. 5 9 1. .5. Ⅹ十十十十十十++十十十+十十十+. %s mgzk2 ( Ⅹ) 74. ++++a++++++++++++. は)全問 ( 1 9 7 4-9 0年). +. Ⅹ. 77. 78. 72. 61 75 69. 1 0 07 62. 32 37 5 7. 5 7 43 55. 2 0 88 53. 6 8 5 51. 5 3 2 47. 1 2 6b t 43. 86 88 4 2. 4 211 4 0. 3 3 06 36. 9 0 42 35. 6 2 85 3 4. 2 0 4. + + +. Ⅹ. +++++Ⅹ+++++十十+ Ⅹ. 1 9 7 5-88年) ( 7)全国 (. X. Ⅹ. 7 6. 77. 70. 81 61 6 2. 9 4 72 5 6. 09 55 . 1 9, 28 28 5 0. 04 05 51. 6 8 71 4 8. 85 5 3 8. 41 3 7 3 7. 1 73 6 41. 41 1 40. 27 57 2 8. 76 92 31. 5 8 71 41. 0 95 9. X. + +. X. Ⅹ. +++駄Ⅹ+淋十十十十+++. ( 6)九州 ( 含･沖縄 ). max-9 7. 0 04f 7. Ⅹ. l 9 7 5 7 6 7 7 7 8 7 9 8 0 81 8 2 8 3 8 4 8 5 8 6 8 7 8 8.

(8) エ. -4 0-. コ. ノ. ､. 第4 3 拳第 3号. ア. 蒙 2 地方別の就業者の伸び率,対 GDP及び県内飴生産弾性値 1 9 7 5-8 8年方. 也. 資料 :総務庁『労働力調査』( 歴年債)及び経済企画庁『県民経済計算年報』( 年度値).九州には沖縄を含む.. いであろう.. とにして,両対数式をとり,係数の符号条件を. ③鹿林業就業者数季節出稼労働者の多く. 併記すると,. 農家出身者が多いと考えられている.そこで,. l n( %s mg)又は i n( s mg) ----･ (1) -a o +a l l n( r y)+a 2 1 m( r uy)+a 3 t 0 ei 0. 農林業就業者数 ( na 〕又はその就業者総数 ( nt ). を基本型とする.. に対する比率 ( na / n七･･ . 農民比と略す) も考慮. しかし,農林業就業者数 ( 農民比)の減少が. は,前掲図 2の山形県の例に見られるように,. する必要があろう. これも,記号の末尾に各地. 出稼労働者の給源を減らしていることも考えら. 方別のイニシャルを付けて表す.na又は n a / nt. れるので,｢給源仮説｣として. の減少と共に出稼労働者は減ることが予想されるので,符号条件は正である. ①その他の非経済的諸条件. 出産労働者の主. たる供給源である農家出身者の場合,その高齢化が急速に進んでいて,加齢が供給を減少させていることが予想される.そのほか,時の流れとともに価値観,生活様式や交通体系などが変化し, 出嫁を減少させていることも考えられ. l n(sm g)-α1 +β1 1 m( na)‥----･ -- ( 2) ◎ 1 n( s mg)-α 2 +β 2 1 n( na ) -･ - ( 3). @. + γ t l ･ O. という単純な関係をも見ておくことにする. このほか,地方によって,基本型 (1)のフィットが良くない場合には,所得格差あるいは就業機会のいずれか一方のみを主変数とし,それにタイムトレンドやダミー変数を加えた修正塾についても計測してみることにする.. る. とくに東北や北陸の場合には,新幹線や高. ( 3 ) 地域別労働市場の概観. 速自動車道の建設によって地元に東京などから. 分析結果を示す前に,石油危機後の地方別労. 進出移転して来る企業が増え,地元の就業焼金. 働市場の状況を概観しておきたい.石油危棟に. を増やしている. 就業機会の増加そのものは u. よって,わが国の産業構造は重厚長大から軽薄. やu yによって褒されるとしても, そうした変. 短小の方向へ大きく変化した∴ このため, 石. 化に随伴する他の諸条件は, 時間の関数とし. 顔,鉄鋼,造船など旧型産業の比重の高かった. て, トレンド項で吸収するのが適当である.. 北海道や九州は雇用情勢が悪化したが,東北や. (-) モ. デ. ル. 基本モデルとしては,所得格差仮説及び就業. 北陸は交通体系の発達もあって, 電機, 自動車, コンピューター,精密磯株などの大企業及. 機会 ( 有効求人倍率格差)仮説の両者を含み,. びそれらの部品メーカーが進出して地元の雇用. その他の非経済的諸条件をトレンド項で示すこ. 機会を増やし,所得水準もかなり上昇した. こ.

(9) ( 1 9 9 2. 1 2 ). -4 1-. 季節出陳労働者の地域別移動費. 年度 l北海道. l東. 3. 北. 就業者 - 人当たり実質. 県内総生産の地陸亨東. 方. 別推移 1 9 7 5 -88年. 海 i 近費 i 中国 i四国 ijL 州桓国平均 3 7. 385 4 7 30.3 35 5 32. 3 7. 7815 3. 1 63 33.473 ▲ ■ 17 27 6 3 5 諾…与39.1778 9 . 00 44. 7 9 34.657 7 31.6 33 92 33 2 4 29 28 3 10 4 33 64 6 5 89 5 5 n 7 4 U 3 8 1 6 5 3 03 4 0. 23 45. 5 2 35.71 4 8 32.8 438 2 : …O Z… 2. 090 46 . 9 04 3 7.538 33.706 …芸:芸…1鳥 0 4 4. 728 748.029939.285 34 442 36 1558 43.8693 7 4 0 3 5 7 3 5 8 14 3 64 44. 3197 38.1413 53.2 222 5. 378 849.1309 40.1751 34.546 9 37.0 38.9 1 54. 5. 985 150.3975 41.225 35.738 37.7354 45.3521 9 626 35 46. 0137 4 7. 459 651.1578 41.8 5 36.674 39.9 2 54.5 231 7 39.51 785 5 48. 733 8 39.9 8 6 46. 40.9 7 0 85 5.7 31 1 58 48. 525 43.5 8 2 25 7. 1 833 ≡1 3 : 6 … 9 3 4は … 芸i36 7' .喜 3 8 … 9 41.2 5 05 50. 5902 45.47 1 2 05 3 42.6 38.0 1 . 8081 46.12 7 7 8 46 5 39 1 30 6 43.8 4 . 5771 47.578 2 42 0 4 85 . 8 1 7 6 40.7 464 45.8 : 6 6 2: A… 8 :芸 6 ;至芸3 5 6 . ･ .≡ : o o : 芋 7. 379 43.0 48.783 7 44 . 6 7 6 3 51.22 5 5!6 9. 0 0 7 7i4 9.68 3 2 473 4 7.82 1 95. 北関東皇帝関東巨ヒ. ⋮ 5 4g 写 ⋮呈 ⋮ 2 芸孟⋮芸 : .5 7.. 9 3 1 1. 2 768 . 391 3 ●6 34 4 35 9.6 37 0.6 38 3.432 39 5. 511 . 41 689 . 407. 3 0. 3 7 7 3 ;i31.1 9 8 9. 0 4. 4 2 4. 1 7 3 9 6 3. .. .. 4 5 1 6 芸 1 7. .. 3. .. 資. 料. :経済企画庁『県民経済計算年報』所収の県内総生産 (襲賀, 年度値 ) 及び総務庁『労廟力調査年報』所収の就業者 ( 暦年億 ) による. 単位は昭和 55年価格10万円. 表 4 地方別所得格差 (対南関東). 注 :南関東の就業者一人当たり県内総生産に対する各地方のそれの比率である表 3のデータに基づく.. うした産業･雇用構造の変化を反映して,各地方の所得水準の相対関係も大きく変わった.. 性値で 1を上回るだけでなく,各地方別の県内総生産に対する雇用弾性値も高い (とくに南関. (イ) 所得と雇用の伸び表 2ほ,地方別の県内総生産及び雇用量 ( 就. 菜は O . 3 7 2 3と最高値を示している), これに対. 業普数) の全国 GDPに対する伸び率を両対数. GDP雇用弾性値が著し.く低い. これは,各地. 式で計測した弾性値で示したものである. GD. 方の県内総生産に対する雇用弾性値自体が低い. して,中国,北陸,東北,四鼠九州などほ対. Pに対する雇用弾性値が最も大きいのは南開束. うえに,県内総生産そのものの対 GDP伸び率. の0 . 4 3 4 5であり,次いで北関東,東海がそれぞ. も低いためである. とくに,四国及び中国地方. れ0 . 3を超す値を示している. これらの三地方. の雇用弾性値は異常に低い. これはもともと県. は,いずれも地方の生産額の伸びが対 GDP弾. 内総生産に対する県内就業者の伸びが 0 . 1以下.

(10) +++ 十十+十十+十十+++. XX ⅩⅩ Ⅹ X Ⅹ X ⅩⅩ. ++++++++++++++ E= ≡ 孤 m. +十十+++++十十十十十十. Ⅹ. +++++++++++十十十 1 X a m. 十. ⅩX. + + + + + 1 9 8 8+. ++++++++++ + 十十十. ( 3)北開東十. ⅩⅩ +十二十十.呈 + Ⅹ+ .Ⅹ + ⅩⅩⅩⅩ. 陸 . r L . コリ 4. ++十+++++++++++. 1 ≡ X a m. +十+++++++ +++++. Ⅹ Ⅹ Ⅹ ㌔ ⅩⅩⅩ Ⅹ㌔㌔ Ⅹ. mi n- .5 5十十十十十十 + 十十 + + + 十 1988十. 197. XⅩX. 十. ( 2)東北地方. XXⅩXXⅩⅩ. +. Ⅹ. 十十十. Ⅹ. mi n-. 5. 1 9 7 5+. Ⅹ. 1 9 8 8+. X X XX. 十 + +. X X. 十十十. +. 十十 + + + + + 十. ( 1 )北海道. 十十十十+ 十十++ 十十. mi n-. 5 1 9 7 5+. max=Ⅰ mi n-. 5. 差 ( 対南開棄) 格. 得図4 地方別所. 第4 3 巻第 3号ア. ミノ. コェ. -4 2-.

(11) 図4 ( つづき). + +. 毎軒 5. 1 9 8 8+ L. +. 故近 6. 国中 7. ++++++++++++++. 国四 8. n. Ⅹ. ⅩⅩ. ⅩX. Ⅹ. XⅩ. ⅩⅩ ⅩⅩ. 8 9 1. 5 f f n ++++++++++++ 8 + m+ 5. 7 9 1. ⅩⅩ. ++++++十十十十++++. ‖ リニ X a m. +十十十++++++++十十 1 l 一冗 a m. 5 t 7 9 1. m+ + 5++++++十十++++ 8. 8 9 1. Ⅹ Ⅹ ⅩⅩ Ⅹ Ⅹ + + + +X X Ⅹ 十十十 + + Ⅹ + XXX X. Ⅹ. 十十十十十十十十十十十十十+. 1 9 8 8+. 十十. + + + + + + 十十 +. ⅩⅩ. 十十十十十. 十十十十. +. 十十十十十十十十. mi n= =. 5. Ⅹ Ⅹ ≡ⅩⅩⅩ Ⅹ ⅩⅩⅩ Ⅹ Ⅹ 孤 m Ⅹ. + +. G : ≡ Ⅹ a m. + + + +. Ⅹ ⅩⅩ ⅩⅩⅩⅩ. mi n-. 5. ⅩⅩⅩⅩⅩⅩ. +++ヰ++++++十十++. 1 9 7 5+. Ⅹ. ++++++++十十++++. 1 9 7 5+. 4 3 季節出稼労働者の地域別移動. ( 1 9 9 2. 1 2 ).

(12) ア. ヽヽヽ. ノ. コ. エ. -4 4-･. 第4 3 巻第 3号. 図4 ( つづき). 州九 9. 1 9 8 8+. ++++十++ 十++++++. +. +. Ⅹ. +. 1 ≡ X a m. +. + + + + + +. ⅩⅩ ⅩⅩ ⅩⅩⅩ Ⅹ ⅩⅩⅩ Ⅹ. + +. Ⅹ. +++十十十++++十十+十. mi n=. 5 1 9 7 5+. と極端に低い値を示しているのが主要因であ. 向がある.(2)北関東も 1 9 7 6 年以降はつねに. る.東北や北陸は生産そのものは伸びているも. 南関東を上回る人手不足地方となっており,そ. のの,やはり県内総生産に対する雇用の伸びが. の有効求人倍率格差はやはり景気循環に対応し. 鈍く,対 GDP雇用弾性値も低くなっている.. ている.(3)北陸地方は 1 9 8 4年以降人手不足. 北海道は県内総生産の対 GDP弾性値が四国に. 地帯の仲間入りをしており,単純な労働力供給. 次いで低いが,県内総生産に対する県内就業者. 圏ではなくなっている.(4)東北, 四国, 九. 3を超して高く, このため対 GD の弾性値は 0.. 州は相対的に労働力需給率が低く,労働力供給. P雇用弾性値は中位水準になっている.. 圏の特徴を示しているが,その度合は趨勢的に. このように,地方別の雇用 ( 就業者) の動き. 落ちて来ている.また,第一次及び第二次石油. には顕著な差異があり,県内総生産の対 GDP. 危榛のあとには有効求人倍率の相対的な落ち込. 伸び率が高く (とくに 1を超す南関東,北関東. みが激しかったが,円高以降は概ね格差術中の. 及び東海.他方,閑西地区の地盤沈下が注目さ. 方向に向かっている.(5)北海道は第一次石. れる) , 又雇用弾性値も高い地域に向かって,. 油危機の直後よりも第二次石油危磯及び円高不. その他の地域 (とくに日本列島の北部及び南. 況期の方が相対的に雇脚青勢が悪化しており,. 部)から活発な労働移動が生じている様子が,. 東北地方とは異なる動きを示している. (6). 間接的にうかがわれる.その背後には,地方別. 中国地方は第一次石油危機のあと雇用情勢の相. の所得格差及び労働需給率の格差が存在してい. 対的悪化が著しかった.その後かなり恢復した. ると考えられる.. ちのの,むしろバブル景気の中でカウンターシ. (p) 所得格差の動き. クリカルな動きに転じている.近畿地方の動き. そこで,地方別の所得水準 ( 就業者一人当た. もこれに叛似している.. り実質県内総生産)及びその南関東に対する所. このように,労働需給率の地域別格差にはい. 得格差を示すと,表 3,表 4並びに図 4のよう. ずれも景気変動に対応した拡大縮小の波動が見. になっている.. られるが,中には逆サイクルも見られ, また趨. (-) 就業焼金の格差の動き次に,労働需給率の地域別格差を有効求人倍. 勢変化には上向き ( 格差縮小) と下向き ( 格差. 率について算出してみると,図 5のようになっ. 紘,各地方の有力地場産業, とくに構造不況業. ている､いくつかのパターンが見出される.. 種 ( 石炭,造船,鉄鋼,繊維など)の存在によ. (1)東海地方は, 計測期間. つねに対南関. るのではないかと思われるが,南関東のサービ. 東有効求人倍率格差が 1を上回っているが,不. ス経済化による雇用拡大の影響もあり,簡単に. 況期には格差が縮小し,好況期には拡大する慣. は説明しきれない.. 軋. 拡大) とが混在していて,一様ではない.これ.

(13) (1 9 9 2. 1 2 ). - 4 5-. 季節出稼労働者の地域別移動. 図 5 地方別有効求人倍率の格差 (対南開東) ( 1 )北海道. mi n -. 3. Ⅹ + + + + + + + + 十十 + 十十. 6. 1. 44 6. 十十. 十十. 十. + 十十十十. 十十十十. 十十. Ⅹ+ Ⅹ max-I. 6 49 3 5 十十十. +. + 十十十 +. Ⅹ. 十 + +. ⅩⅩ. Ⅹ. Ⅹ. 十十十十 + + + 十十 + + 十十. Ⅹ. mi n-. 79 51 81 Ⅹ. max;. 6 7741 9. Ⅹ. mi n岩 Ⅹ + + 十十十 + 十十 + + 十十 +. Ⅹ. . 79 51 81 . 95 061 7 . 9 2 85 71 . 9 71 429 . 9 2 3 077 . 855 6 7 . 8 76 40 4 . 8 73 41 8 . 9 45205 1. 0 6 49 4 1. 0 5 1. 15 493 1. 035 71 1. 06 45 2. 十. +. +++計十十十十十+十十++. ( 4)北陸. 1 9 75 76 77 7 8 79 8 0 81 82 83 8 4 85 86 8 7 8 8. Ⅹ. ++ⅩⅩ十十++++十+++. . 9 75 90 4 1. 39 506 1. 3 1 429 1. 31 429 1. 2 30 77 1. 1 95 88 1. 2 2 4 72 1. 2 2 785 1. 46 575 1. 6 4935 1. 5 75 1. 5 0704 1. 3 92 86 1. 3 951 6. + +. 十十十 +. Ⅹ. .9 7590 4. 1 9 7 5 7 6 7 7 7 8 7 9 8 0 8 1 8 2 8 3 8 4 8 5 8 6 8 7 8 8. X. Ⅹ. ( 3)北関東. max三 . 628 5 71 Ⅹ十. .定言 ..+.工 .... . 3 6 1 446 . 4691 36 . 51 42 86 . 5 5 71 43 . 5 0 5 494 . 4 84 536 . 4 71 91 . 4 81 013 . 5 75 342 . 62 3 3 77 . 5 75 . 6 33 8 03 . 6 66 66 7 . 6 77 41 9. ⅩⅩ. 1 9 7 5 7 6 7 7 7 8 7 9 8 0 81 8 2 8 3 8 4 8 5 86 8 7 8 8. Ⅹ. ( 2)東北. + + + + + + + + + + + + +. Ⅹ. . 6 26 506 . 5 80 24 7 . 61 4 286 . 6 28 5 71 . 5 05 49 4 . 463 91 7 . 4 831 46 . 51 8 9 87 . 53 4 2 47 . 49 3 506 . 4 87 5 . 5 63 3 8 . 5 23 81 . 4 27 419. Ⅹ. 三三十三㌔三十等. mi n-. 42 7 41 9. 1 9 7 5 7 6 7 7 7 8 79 8 0 81 8 2 8 3 8 4 8 5 8 6 8 7 8 8. + max-1. 1 5 4 9 3. +. 十十十 + +. + Ⅹ. + + + + Ⅹ. Ⅹ. + +.

(14) ア. f J rj l. ノ. コ. 芦室. - 4 6-･. 第4 3着第 3号. 図5 ( つづき) ( 5 )束海. mi n=. 651 6 85. ⅩⅩ. Ⅹ Ⅹ. Ⅹ. 十十 + 十 Ⅹ 十十十十十. Ⅹ. 十十. 十Ⅹ 十Ⅹ. + Ⅹ. Ⅹ. Ⅹ. Ⅹ. mi n=. 55 4 21 7. Ⅹ. Ⅹ Ⅹ. X. Ⅹ. Ⅹ. Ⅹ. + + + + + Ⅹ +Ⅹ + + + 十 + + +. X. . 55 421 7 . 61 72 84 . 6 4 2 85 7 . 6 71 42 9 . 61 53 85 . 5 87 629 . 5 73 034 . 6 0 7595 . 6 8493 2 . 6 8831 2 . 7 25 . 87 3239 . 821 429 . 77 41 94. ++++++++++++十十. 8 )四国. Ⅹ. Ⅹ. ⅩⅩ 十十十十十十十十. 十. ++++++++十恥++++. mi n=. 79 01 2 3. 1 9 7 5 76 77 78 7 9 8 0 81 8 2 8 3 8 4 8 5 86 8 7 8 8. +++ 十++++++Ⅹ+++. +Ⅹ. 十 + +. Ⅹ. X. X. ma x=1. 5 8 7 5. ++++++++++++++. . 9 51 807 . 7 9 0123 . 8 2 8571 . 8 . 8021 98 . 876 2 89 . 91 011 2 . 92 4051 . 86 301 4 . 8 831 1 7 . 9 37 5 . 9 85 915 . 869 0 48 . 862 50 3. Ⅹ. 1 9 7 5 7 6 77 78 7 9 8 0 81 8 2 8 3 8 4 8 5 86 8 7 8 8. Ⅹ. . 73 494 . 7 2 8 395 . 6 85 71 4 . 6 71 429 . 6 81 31 9 . 6 8 0 41 2 . 6 51 6 85 . 6 70 886 . 6 9 863 . 72 7273 . 7 375 . 71 831 . 65 4 762 . 65 3 226. 十十 + + 十十. Ⅹ. 1 9 7 5 7 6 7 7 7 8 7 9 8 0 81 8 2 8 3 8 4 8 5 8 6 8 7 8 8. 十Ⅹ. Ⅹ. 1. 31 325 1. 40 7 41 1. 44 286 1. 371 43 1. 42 85 7 1. 463 92 1. 32 584 1. 3 0 3 8 1. 31 5 07 1. 441 56 1. 5 8 75 1. 53 521 1. 33 333 1. 31 452. ++Ⅹ++++++臥++++. 汎i n-1. 303 8 1 9 7 5 7 6 7 7 7 8 7 9 8 0 81 8 2 8 3 8 4 8 5 8 6 8 7 8 8. Ⅹ.

(15) ( 1 9 9 2 . 1 2 ). -4 7-. 季節出稼労働者の地域別移動. 図5 ( つづき). 芸. X. X. 表 5 出稼労働者数と農林業就業者との関係. 旺 :上段はモデル (2),下段はモデル (3) による.. Ⅹ. X. + + + +. .三三 .工 .. X. + + 十 + + + + +. X. . 5 08 065. mi n-. 3 8 2 7 1 6 + Ⅹ Ⅹ. X. . 3 9 7 5 9 . 3 8 2 7 1 6 . 4 1 4 2 8 6 . 4 4 2 8 5 7 . 4 3 9 5 6 . 4 2 2 6 8 . 4 0 4 4 9 4 . 4 1 7 7 2 2 . 4 5 2 0 5 5 . 4 2 8 5 7 1 . 4 3 7 5 . 4 7 8 8 7 3 . 4 7 6 1 9 1. .工. ( 9 )九州. 1 9 7 5 7 6 7 7 7 8 7 9 8 0 8 1 8 2 8 3 8 4 8 5 8 6 8 7 8 8. 1 9 7 5 -8 8 年.

(16) -4 8-. エ表 6. 式番号及び型被説明変数 ( 1) 基. 本. 型. l n( %s mgI l k) ( 2) 就業赦会型. l n( %s mghk) ( 3 )農民加味型 l n( %s mghk) ( 4 ) 修正基本型. %s mghk ( 5) 修正基本型. %s mghk. コ. ノ. ミ. ア. 北海道の出稼労働関. 明. 第4 3 巻第 3号. 数. 意数 " a 3 1 / ドを幾警率 0 . 2 1 8 50 . 0 4 7 9 0. 9 7 9 3 ( ≡ i l . 4 … 5 2 ; (:呂書 … ) 2( 1 2 . 2 7 ) 2 . 3 1 )( 5. 42 1 8 ( 0 . 0 4 7 5 0 . 2 1 30. 9 8 1 1 ( 8 8. 59) 2 5 . 4 9 〕 2 . 7 8 )( 5. 88 4 0. 5 3 8 20 . 1 6 0 5. 9 7 2 0 . 0 3 6 7I 0. 0 5 8 9 0 ( 1. 70) 0. 4 6 9 ) ( 1. 3 8 )( ( 20. 03) -6 . 8 4) ( 説. 03 -42. 3 26. 53 -59. 23 -9 . 2 4 6 9 7 ) (-0.09) (-1.3 ( 5. 5) ( -1 6 . 0 4 ). 0. 9 8 6 5. 35 7 . 2 6 -74.58 -52.09 -9 . 5 0 4 ( 5 . 0 1 ) (-1.25) (-1.49 -1 3 . 6 2 ) )(. 0. 9 8 5 7. ◎ al 符号逆. 注 :( 1 ) ( 2 ) ( 3 ) 式は両対数 ,( 4 ) ( S ) 式は常数.. 3 地方別に見た出稼ぎ労働者の流出メカニズム ( 1 ) 給源仮説. 方別に計測してみる.基本形のフィットが良くない場合には,就業磯会だけ,あるいは給源仮説を加味した変形についても計測してみる.. モデルのさいに説明した順序を変えて,はじ. (イ) 北海道所得格差仮説及び就業機会仮説を加味した基. めに｢給源倣説｣の妥当性を吟味しておこう.. 本形表 6(1 )式では, 所得格差の係数 ( al )紘. 出稼労働者の出自に農林業就業者が多いこと. 負で符号条件は合っているが t億が低く,十分. は,山形県の事例 (図 2)からも明らかである. な説明力を持たない.他方,就業焼金の相対水. 2)のような単回帰式で計ればどから,モデル (. 準の係数 ( a 2 ) は -0 . 2 1 8 5で t値も高く, トレン. の地方についても農林業就業者数の減少が出穣. ド項. ( a 3 )とともに説明力を持っている.. 労働者の減少と強い相関関係にある. モデル. そこで,就業機会格差とトレンドのみで計っ. ( 2)のように両対数式で計ってみると, 出稼者. てみると決定係数も高くなり, ダービン･ワト. 数の対｢農民数｣弾性値が最も大きいのは四国. ソン比も僅かながら改善される. しかし,被説. の4 . 2 4で,中国地方の3 . 9 1 ,北陸の1 . 5 2がこれ. 財変数を対数でなく出稼労働者の比率 ( %s mg. に次ぎ, 北海道が 1をわずかに下回っている. hk)そのもので計測してみる.また,第四の説明変数として農業就業者比率を加味すると,係. (表 5) . しかし, タイムトレンドを説明変数に加えて. 数a 4 の七億が低いばかりでなく,a l ,a 2の符号. 1 ,レソドを除去してみると,係数β 1の符号条件. が正となってしまって,符号条件に合わない. (正)が満たされるのは北海道と中国のみで,. ( 表 6( 3)求). しかし,農民比率を含む場合で. しかもβ 1の t値が十分に高い値を示しているの. ち,被説明変数を対数値でなく,生の出稼労働. ほ中国のみであり,他の地方についてはモデル ( 3)は当てはまらない. これは,農民のすべて. 者比率でとった場合には (5式) ,a l ,a 2 ,a 3 のいずれも負で符号条件を満たしており, とく. が出稼労働者の給源となるわけでもなく,他の. に,a1 ,a2の t値はともに 1を超えているの. 原因 ( 所得格差や就業機会の格差)によって流. で,所得格差仮説も完全には棄却されない. し. 出していることを物語っている.. かし,a4の符号は逆であって,( 1 ) 読,( 2) 式の. ( 2 ) 所得格差と就業機会. 計測結果と比較して見る限りでは,就業棟会仮. そこで次ぎにモデル (1)の基本形に戻り,也. 説の方が説明力が高い..

(17) ( 1 9 9 2 . 1 2 ). -4 9-. 季節出稼労働者の地域別移動. 費7 東北地方の出稼労働関数式番号,型. 被説明変数. 定 a 数o項漂. ( 1 ) 基本型 l n( %s mgt h). 6. 3 3 3 ( 3 0. 1 8). 038 1 88 -0. 0. 8 4 1 7 -0. ( 1. 73) (-2. 1 9) (-1 0. 75). 就業擁会塑 ( 2 ) 1 n( j % / s mgt h). 5. 99 6 ( 71. 7 6 ). -0. 1 6 7 9 -0. 0 398 0. 5 2) (-1 . 81 ) (-1. 農民加味塑 ( 3 ) l n( %s mgt b). 6. 6 0 7 ( 1 3. 9 6 ). 0. 8 2 4 7 -0. 1 9 38 -0. 0 298 1 3) 1 6 ) (-2. ( 1. 6 3 ) (-2.. ( 4) 修正基本型 A. %s mgt h. 5 96. 81 ( 5. 5 0 ). 修正基本型 B ( 5 ) l n( s mgt h) ( 6) 修正就業擁会塑. 1 n( s mgt h). al差. I. . 9788. 0. 0. 9 7 5 0. 9 7 7 2. al符号逝. 507 . 44 -80. 2. 3 84 32 -1 ( 2. 01 ) (-1. 81 ) (-6 . 69). 0. 9 5 2 8. al符号遊. 1 2. 1 1 5 ( 7 2. 2 6 ). 2 041 -0. 0. 1 5 9 5 -0. 031 97 ) (-1 ( 0. 4 1 ) (-2. 0. 8 8). 0. 9 8 07. al符号逝. 1 2. 05 ( 20 3. 9 ). 031 4 -0. 2 00 3 -0. -ll . 71 ) (-3. 06 )(. 0. 9 8 2 2. 0. 2 042 ( 0. 64 ). ◎. 注 :( 4) 式は常数,その他は両対数式.. (ロ) 東北地方. て,他の三つの式では所得格差の係数の方が相. 東北地方については, 表 7に見られるよう. 対的に安定性が高い.北陸地方及び東海地方は. に, 所得格差の係数の符号がいずれも正であ. 第一次石油危機及び円高不況の影響を強く受け. り,符号条件を満たしていない.他方,就業機. ているので,それが出稼労働者の流れに影響を. 会格差の係数は表 7( 1 )式及び. ( 3 )( 5 )( 6 )求. 与えていることが考えられる.そこで試みに第. でいずれも安定しており,( 2)( 4)式の場合に. 一次石油危放ダミー ( 昭和5 0年のみ 1)及び円. も t値はかなり高い.全体として,東北地方の. 1 ,6 2 年のみ 1)を説明変高不況ダミー ( 昭和 6. 有効求人倍率が南開東に対して悪化 ( 説明変数. 数に加えてみると,対東海地方所得格差を基本. の値の減少)すると, 出棟が増加し,逆に地元. とする ( 7)式によって, きわめて良く説明する. の雇用情勢が相対的に改善されると出碇が減少. ことができる.両ダミ-変数の係数が負となっ. することを示している.. ていることは,出稼先の東海地方の就業機会が. (-) 北陸地方. 不況によって減少したことを示すものと考えら. 北陸地方については,南開東に対する所得格. れる.ついでながら,第二次石油危機後の不況. 差や就業焼金格差は全く説明力を持たない ( 義. にもダミー変数を加えてみたが,良い結果は得. 8( 1 ) ,( 2)読) . これは, 北陸が地域的に見て. られなかった.自動車など東海地方の輸出産業. 東京圏よりほ東海地方あるいは近攻地方とより. は第二次石油危磯のさいには相対的に軽微な影. 密接な経済関係にあるためと考えられる.. 響しか受けなかったためであろう.. そこで,基本型を修正して,所得及び就業機. なお,念のために,対近畿地方所得格差を説. 会の双方とも東海地方又は近畿地方に対する格. 明変数としてもかなりの説明力を持つが ( 蓑8. 差をとり,被説明変数については出稼労働者比. ( 8)読),対東海の方が良い結果を示している.. 率の対数 l n( %s mg 加 )又は出稼労働者数自体. また,対南関東所得格差を基本とする場合 ( 表. の対数値 l n( s mghr )をとって計測してみると,. 8( 9)読) には, 全く説明力を持たない.さら. 表 8( 3)( 4)( 5)( 6 )式のように,東海地方との. に,( 7)式でダミ-変数が有意に効くことが判. 格差の方が説明力が高い. また ( 3)式を除い. ったので,東海地方との所得格差をベースにし.

(18) エ. 50-. -. コ. ノ. ､. 第4 3 巻第. 丁. 3号. 表8 北陸地方の出稼労働関係. 雷轡禦 b l2. 式の番号,輿被説明変数 ( 1) 基. 本. 備. b 壬R 上 2. 考. al符号逆. 型. h( %s mg hr ) ( 2) 修正基本型. A. al符号逆. l n( s mghr 〕 o :‡ 書 9 ㌢. ( 3 ) 修正基本型 B. 子 : o : 5. 対東海格差. 1 n( %s r nghr ) 11. 7 2 6 0. 9 9 3. ( 4 用妄正基本型 C 対束海格差. 1 m( s mghr ) ( 5) 修正基本型. t1 . 4 5 9 0. 9 9 2. D. 対近畿格差. l n( %s mghr ) ( 6) 修正基本型. !1 . 1 0 0 . 9 9 2. E. 対近畿格差. 喜芸ほ. a 2符号逆. i 3 g 享 ;F : ' I s ( 芋 o 謹書書 : に三 . ; 9 ; 書芸蔓. 1 n( s mghr ) 9 9 7 811. 8 9 5. ( 7勝正所得格差塾. A対充海格差. ( 2壬 3. 芸 ) o i ごら慧 i. L h 3 :: 3 … ) 5 f (=…: … … ) 4 r( Z: 呂芸写三. l n( s mghr ) ( 8 ) 修正所得格差型 B 対. 近. 畿. l n( s mghr ) ( 9 ) 所得格差型 C l n( s mghr ) ( 1 0 ) 修正基本型. F. l n( s mghr ) 的修正基本型 G. l nC s mg hr ) 年,6 2年 - 1,その他は 0. 注 :石油危磯ダミ-紘,昭和5 0年- 1 その他は 0.円高ダミーは昭和61. て就業機会格差をも加味した修正基本型 ( 1 0) 式. 低く,基本型 ( 表 9(1 ) 読)及び修正基本型 (同. を計測してみたが,( 3)式同様,係数 a2には有. ( 2)( 8)求)は十分な説明力を持たない･そこ. 意な結果が得られない. また,対近畿地方所得. で,対南関東所得格差とタイム･トレンドのみ. 格差をベースにした ( ll ) 式でも,良い結果は得られない.. を説明変数として計測してみると (同( 3) 読)良い結果を得る.念のために,近畿地方との所得. 結局,北陸地方に関しては,対東海所得格差. 格差を説明変数にしてみるとあまり良い結果は. をペースにした表 8( 7)式が最も高い説明力を. 得られない ( 同( 4)式) . なお, 表 9には示し. 持っている.. ていないがダミー変数を組み合わせてみても良. (ニ) 中国地方. い結果は得られない.. 中国地方では,南開東に対する所得格差はか. 中国地方の場合には,既述のように,他の地. なり有意に出ているが,就業墳会の方は七億が. 方と違って,農民比率の減少が出稼労働者数あ.

(19) ( 1 9 9 2 . 1 2 ). - 51-. 季節出稼労働者の地域別移動. 表 9 中国地方の出稼労働関数. 式の番号, 型. 備. 被説明変数. ( 1 ) 基本型 1 n( %s mgc h). 対南関東. 修正基本型 A ( 2 ) l n( s mgc h). (:冒;; 3 6 ) 3i. 修正所得格差塾 ( 4 ) 1 n( %s mgc h). -0. 1 1 3 (-4. 9 0 ). 農民比加味A ( 5 ) l n( s mgc b). -0. 0 9 66 (-8. 5 3 ). 農民比加味B ( 6 ) l n( s mgc h). -0. 0 9 5 (-8. 45 ). 修正基本型D ( 8 ) l n( %s mgc h). ; ≡ ;. 対南関東. 甘. 所得格差型 ( 3 ) l n( s mgc h). 農民比加味 C ( 7 ) l n( s mgc h). 考. 謂. 芳. ( ≡: 写 3 8 ) l に. Io ･ 9 847皇 l' 7 9 i. ◎ 対南関東. -0. 1 0 09 (-5. 6 5 ). 書6 , ;. -0. 1 0 9 8 6 3 ) …霊 ) 6 J( _ 0㌔… 7 8 ) 5 (-4.. 図6 中国地方の対近畿所得格差所得格差. 1 9 7 5 7 6 7 7 7 8 7 9 8 0 8 1 8 2 8 3 8 4 8 5 8 6 8 7 8 8. . 7 7 5 5 4 9 . 7 7 3 6 5 6 . 7 8 4 4 3 . 8 0 0 3 2 6 . 81 7 9 2 8 . 81 7 7 1 5 . 8 1 7 9 8 7 . 81 8 0 8 6 . 8 3 5 5 9 9 . 8 3 8 1 3 2 . 8 4 4 6 6 1 . 8 5 2 1 1 3 . 8 4 7 9 7 6 . 8 6 6 7 1 7. max-. 8 6 6 71 7. mi n-. 7 7 3 6 5 6. +. +X. + +. X. +. + +. Ⅹ. +. Ⅹ. 十十 +. + 十. 十. + +. 十. 十. + 十. 十. 十 + +. 説明している( 前掲表 5中国下段式). この場合にも,対南開東所得格差がかなりの有意性を持近畿地方に隣接している中国地方の出稼労働者の動きが,近畿よりも東京圏との所得格差で説明されるのは何故だろうか.十分な説明はつけにくいが, 一つの理由は, 菱 4及び図 4( 7 ) で中国地方と南開東との所得格差を見るとほぼ. 0. 7 5 前後で推移しているのに対して,中国地方の対近畿所得格差は図 6のように著しく縮小し. ( ホ)四国地方南関東に対する所得格差四国の場合の係数, 就業梯会でありは符号条件が逆の係数は七億,(表 (2)求) またる格差で見た修正基, に対す .) 10(1) 値 t 求就業激会 10(3) 本型(表は改では,所得格差の善されるもはやはり逆転のの, の係数が低く基本型は全くあてはまらない ,近畿. っている.. りへのアクセスが容,易なこともされるものと考えられる.中国地方は菅から東京圏に吸引ておりの高このため所得水準い東京圏,北海道や東北と異な因かもしれない一 .. るいはその就業者数に対する比率の低下をよく. 計 + 十. Ⅹ Ⅹ. +. + Ⅹ.

(20) ･一･5 2-. エ. 式番号 , 型被説明変数. コ. 第4 3 拳第 3号. ア. 考. ( 1 2. 6 5 ). 0. 9 7 7 9. al符号逆. 0. al符. . 9 7 4 7. .. 09 7 3 7. (-1. 3 3 ) 茂吉 . 4 , 3蔓】 -0. 4 0 4 9 -o･ 1 2 9 8E ( -1. 2 7 ). 6. gh ). 備. a 4. 3 -0. 2 06 5 ) ( -0 6. 型 B. n. D. 5. 5 6 5 ( 746 ). 諾議石i農民比. W. 蛇. く 3 ). h. ､. 表1 0 四国の出稼労働関数. , n ( m g s )1 . . 7 1 1 ( 0 . 2 7 0 3 ( 2 1 修正基本型A 0 0 . 8 1 ) l n ( s m g 等 h )( 1 3 . 6 3 ) 0 . 4 9 5 1 0 . 4 8 4 修正基本 l( s ms 型. ( 1 ) 基本 l %s. ノ. 逆. 号. a l 符号逆対近畿所得. 対近載就業機会終生 0 . 5 1 8 1 0 . 0 7 4( 6 0 l ｡ ( 6 ) 修正業磯会型 B ○ 1 . 9 5 ) l n ( % s m g s h ) ( 1 2 0 . 9 ) ( 1 3 . 7 3 ) ど ( 2 . 7 ) 6○ 4 . 7 9 0 2 ( 5 ′ ) 修正就業機会 B ′ ( 6 0 0 9 ) ( s m g s h ) f h ' 就業槻会格岩 : : 'L (二:Ti. 就. 0. 9 7 5 4. : ' i 1. 0 . 98. 1 0 .98 3 7. 対拡散就業掩会格差. 2.061対追放就業樺会格差. 0. 0 5 1 ( 4 ) 修正就業教会型 A 1 l n( s mgs h) ( 1 05 . 2 ). .. 1 n. C. 9. 9 6 8 ( 53. 8 2 ). 0. 9 7 8 4. . 7 91 6 ( 7 ) 修正就業棟金型 D 9 ( 3 5. 81 ) l n( s mgs b). 0. 9 7 9 4. ( 6) 修正就業棟会塾. l n( s mgs h). ( 9 膿民比加味 l n ( % s m g ( 8 濃民比加味型 A l n(%s mgs h). 3. 1 7 0 9 ) ( 401. .. 型B s h). 対南関村煎. 2 1 . 0 3 5 961 ･ 9I ( 2 . 9 8 6 2 -1 . 0 0 10. ( -. 0 4 ). 80. 85 0 6 ). 青嵐. ほ I ) 対. F. a. こ治は 9 闇遠. 銑. 南. 会椙登. 機. 関. 東. 親. 競. 光. 業率格. ' 驚 ,二. 4. ?･ j･近. 義. 菜. 山. 符. 即. 逝. 号. 業. 発. 軍略志等. a 4 符号逆. している.そこで,対近畿就業機会のみを主説. きない ( 表1 1( 1 )( 1 ′ )読). しかし,近畿を基. 明変数にしてみたが, 目立った改善は見られな. 準として見ると,基本型でも所得格差の係数は. い ( 表1 0( 4)求). そこで, 第一次石油危棟ダ. 有意である (同 ( 2)( 2′ )読) . そこで,対近畿. ミ-を加えてみると, かなり良い結果を得る. 所得格差のみを主説明変数として計測してみる. ( 衰1 0( 5)( 5′ )読).やはり,四国の場合は,也. と, タイム･トレンド係数の t値も高くなって. 理的条件からも近畿地方の就業焼金の影響を強. 来る (同 ( 3 )( 3′ )求) .. く受けるためであろう.念のために就業機会の. 九州地方は第一次石油危機のあと地元の有効. 対南関東及び東海に対する格差を説明変数と. 求人倍率が0 . 2 9 にまで落ち込み,近畿地方-の. し,石油危機ダミーを加えた場合 ( 表1 0 ( 6 ) ( 7 ). 出稼圧力が強まったものと思われる.また円高. 読)には,( 5)式ほど良い結果は得られない.. 不況のさいには,近畿地方の経済活動水準の低. 轟民数(又はその割合)の減少が出稼労働者の. 下 ( 表 4,図 4( 6 ) ,図 5( 6 )参照)によって,. 減少の原因になっているように思われるので,. 出棟の磯会が減少したと考えられる.そこで,. 農林業就業者割合を説明変数に加えてみたが,. 第-次石油危境と円高不況のダミーを加えてみ. 符号条件が合わず, 説明力を持たない ( 表1 0. ると,近畿との所得格差を主変数として良く説. ( 8 )( 9)読) .. 明することができる ( 義l l( 5)( 5′ )読) . これ. ( -) 九州地方 ( 含･沖縄). までの分析で,第一次石油危棟ダミーが説明力. 九州 ( 沖縄を含む)からの出稼労働者の動き. を持ったのは,北陸地方 ( 対東海所得格差型-. は南開東を基準とする基本型では上手く説明で. 表 8( 7 ) ) と四国 ( 対近畿就業横合格差型)とで.

(21) ( 1 9 9 2. 1 2 ). - 5 3-. 季節出棟労働者の地域別移動. 費1 1 九州の出穣労働組数式番号, 塑. 所讐㌘会. 被説明変数. 肇. 等. 第一次石油危簸 bl. 1 . 5 8 1開. ( 1 ) 基本型 l n( %s l ngky). ( 1 ′ ) 基. 対南. 東格差. 1. 66 対南開東格差. 容型 1 n( s mgky). 修正基本型 ( 2 ) I n( %s mgky). 1. 3 8. 対近畿格差. ′ ) 修正基本型 ( 2 1 n( s mgky). 1. 6 2. 対近散格差. 所得格差型 ( 3 ) l n( %s mgky). 1. 3 8. 対近故格差. ( 3 ′ ) 所得格差塑. 1. 6 2. 対近畿格差. 修正所得格差型 ( 4 ) l n( %s mgky). 1. 2 9. 対近畿格差. ( 4 ′ )修正所得格差型. 1. 5 3. 対近畿格差. 1. 41. 対近畿格差. 1. 5 3. 対近畿格差. l n( s mgky). l n( s mgky). 修正所得格差型 ( 5 ) 1 m( %s mgky) ( 5 ′ ) 修正所得格差型. l n( s mgky). i S 貢ぎ{ 7 i 2 5 ; 6 妻 8 ' 蔓 ; 9 に s I 蔓諾: i s 書き ' ; S E ∼ 義. : = ; ; i S ( S ; 1 : i ; O g ; ! 4 g i 蔓ト 3 十十( i; = ; ' ･ I t g e g 8 10 0 3 . 8 ; 7 ㌧ S 等 ; 9 : s (-2. 50 ). ◎. 図 7 九州と近畿の所得格差の動き所得格差. r y k y t o kk ( Ⅹ). 7 4 2 4 0 9 m -. in. +. Ⅹ. + + + + + + + 十 +. Ⅹ Ⅹ Ⅹ. 十十十. 十. max =. 7 8 6 1 9 6. + + +. + +. +. + +. XX. . 7 5 4 6 9 7 . 7 4 2 4 0 9 . 7 5 6 7 8 5 . 7 5 3 0 8 . 7 5 2 7 7 7 . 7 5 3 8 3 1 . 7 4 8 7 5 5 , 7 7 2 3 8 5 . 7 7 4 4 8 3 . 7 6 9 4 2 5 . 7 7 0 5 4 2 . 7 8 6 1 9 6 . 7 8 3 2 7 . 7 7 7 2 2 9. 十十十+++++++十+++. 1 9 7 5 7 6 7 7 7 8 7 9 8 0 8 1 8 2 8 3 8 4 8 5 8 6 8 7 8 8. +. + + Ⅹ. Ⅹ+. +. あったが,その係数の符号はいずれも負であっ. 7のようになっている. これを, さきの中国地. た. これらは, 出縁先の地方の雇用機会の縮小. 方の対近畿所得格差の動き (図 6)と比較して. によるものと解釈されるが,九州の場合には第. みると,格差は縮小傾向にあるもののいぜんと. lの符号は正となってい一次石油危磯の係数 b. して 2割以上の格差があり, 中国地方ほどキャ. る, これは不況によって地元からの押し出し圧. ッチアップしていない. それだけ九州から近畿. 力が相対的に強まったためと理解される.. - の出嫁の流出圧力は大きいと思ってよいであ. 九州の近敢地方に対する所得格差の動きは囲. 4 )式では中国地方からの出ろう. 襲際,表 9(.

(22) -5 4-. エ. ヨ. 表 12 分. 析. ノ結. ミ果. の. ア要. 東東関関南南. 望雛撃詑要晶子禦莞完範壬北海道就業機会格差仮説東北就業椀会格差仮説北陸所得格差仮説. 東. 海. その他の要因. 約主要因に対する出稼労働弾性値. -0 . 1 679(同上)又は-0. 2(出夜着数). 石油危麟及び円高不況ダミー. -o . 85(出稼者数) 品 ) 82(出舶数)又は 2･ 9 2(摘者 -0 . 55(出稼老数) -8 . 83( 揖穣巻数)又は-9 . 82(出稼者. 南関東. 轟民比率. 四国就業棟会格差仮説. 近. 第一次石油危壊ダミー. 九州所得格差仮説近畿. 寮3号. -0. 21 3(出球審比率). 中国所得格差便説. 戟. 第4 3 番. 第一次石油危磯及び円高不況ダミー. 嫁の対近畿所得格差に対する弾性値は -2 . 9で. 数比率). ほ東海地方と,中国は南関東と,九州は近畿と. 1( 3′ )式では九州からのあるのに対して, 表 1. の所得格差が有意な説明力を持っている.ここ. 出塚の対近畿所得格差の酸性値は -7 . 9 9 3とき. でも出稼労働市場の地域性が注目される.出稼. わめて大きな値を示している.. . 8 2 労働者数の対所得格差弾性値は,九州の -9. 4 結. 論. 以上の分析結果を要約すると,蒙1 2のように結論できる.すなわち,. がとび抜けて大きく,中国地方の -2 . 8 2 ,北陸地方の -0 . 8 5とはかなりの差異がある.これは地元の就業機会と関係があるのかもしれない. (ニ) 北陸,九州の場合には,いずれも所得. (イ) 小野 ( 1 9 6 8)( 1 9 8 1 )は,転職希望率の. 格差のほかに,第一次石油危機ダミー及び円高. 動きが所得格差及び就業機会の二要因によって. 不況ダミーがよく効いている.しかし,第一次. 証明されることを,『就業構造基本調査』のデ. 石油危機ダミーの係数符号は北陸では負,九州. ータ数年分をプールした分析によって立証した. では正である.これは,北陸の場合には石油危. が,出稼労働者の流出量 ( 絶対数又はその対就. 機によって東海地方など出稼先地の就業機会の. 業者比率) については両仮説が同時に成立する地方は-つもない.. 減少に対応して北陸からの出棟が減少したこと. (ロ) タイム･トレンドを除去した分析では. 雇用情勢が第一次石油危機直後にはあまり変化. 就業磯会格差仮説が成り立つのは北海道, 東. しなかったのに対して,地元九州の雇用情勢は. 北,及び四国の三地方である. このうち前二者. 著しく悪化し,出稼労働者を押し出す力が強ま. は南開東との就業機会格差,四国は近畿地方と. ったからではないかと考えられる. その意味. を意味する.他方,九州の場合には近畿地方の. の就業機会格差が有意な説明力を持っている.. で,第一次石油危機ダミーは,これらの地方で. 労働移動の地域性 ( 地域的労働市場圏)を示す. も一時的に就業機会格差が出稼労働者の動きの. ものとして興味深い. また,就業磯会格差に対. 説明要因となることを示すものと解される.こ. する出稼労働者数の流出鍵性値は,北海道,東. れに関連して,四国の場合には,対近畿就業故. 北が約 -0 . 2であるのに対して,四国の場合に. 会格差が主要因となっているうえに,第一次石. は -0 . 5 5と二倍以上の大きさになっている.就. 油危機ダミーがさらに追加的な出稼減少要田と. 業機会の統計的指標としてほ,失業率よりも有. なっている.念のために,九州と四国の対近畿. 効求人倍率の方が説明力が高い.. 就業機会格差 ( 有効求人倍率の相対格差)を示. (-) 所得格差佼説の成立するのは,北陸,. しておく (図 8,9) .四国と九州とでは図 8,. 中国及び九州の三地方である.このうち,北陸. 図 9の脚注に記したように,対近畿就業磯金棒.

(23) ( 1 9 9 2. 1 2 ). 季節出稼労働者の地域別移動. 5 5-. -. 図 8 九州と近畿の就業壊会 (有効求人倍率)格差. 78. 80 81 82. 84. 86 87 88. 注 :円高. 不 ,九州と近畿との就業 ( 図 9) とは著しい対照をな況. 練. 四国. 磯. 会格差は縮小したが,なお. 20 %. max=. 777 7 7 8 + + 十十十十十十十 + + + Ⅹ + Ⅹ. Ⅹ. .. 8: ;. ⅩⅩ. 83. こ =. 5 2 5 4 2 4. XXX. 79. in. .A. 77. m. + + ++a + + +Ⅹ ++ +++ +. 76. Ⅹ. my kytokk ( Ⅹ) . 5 4 09 8 4 5 2 54 2 4 . 6 0 41 6 7 6 5 95 7 4 . 6 4 51 6 1 6 2 12 1 2 . 6 2 069 6 2 26 4 2 . 6 4 70 5 9 5 8 92 8 6 . 5 9 322 6 6 66 6 7 . 7 2 72 7 3 . 7 7 77 7 8. . . . . .. 1975. + Ⅹ 十 + 十 + + + + + 十十十十. 格差. 以上の格差があ. り. ,格差が逆転した. している.. 図 9 四国と近畿の就業磯会 (有効求人倍率)格差. 7 6 7 7 7 8 7 9 8 O 81 8 2 8 3 8 4 8 5 8 ( ; 8 7 8 8. . 754 0 9 8 . 84 4 5 8 . 9375 7. 1 , 903 2 2 6 . 863 6 3 6 . 879 3 1 . 90566 . 9803 92 . 9464 2 9 . 9830 51 1. 215 6 9 1. 254 5 5. 1. 15 1 9 8. n -. 754 098 mi Ⅹ Ⅹ + + 十十十 Ⅹ + 十十十 + + + +. 注 :円高不況後 ,四国と近畿との就業機会格化したことを示す.. 差. x 12 455. + + +Ⅹ ++ + + ++ +十十十 Ⅹ Ⅹ. 1 9 7 5. 格差 r uysh to kk( Ⅹ). が逆転したことは. m a. =. .. 5. + +. 十十十. + 十十十 + + 十 Ⅹ. Ⅹ. ,近畿地方の有効凍人倍率が四国. よ. り. も悪. 図1 0 北陸と東海の就業磯会 (有効求人倍率)格差格差. Ⅹ. Ⅹ. 816. Ⅹ. X. 5 2 7 6 . 8 0 9. + + 十十十 Ⅹ + + + + + + + +. X 十十十十十十十+ + + + 十十 +. 7 3 9. . 66141 7 . 7 294 . 7 786. mi n- .5 8 45 07. Ⅹ. r u y b rto t k( Ⅹ) . 6 0 5 505 . 6 75439 . 6 43564 . 7 08333 . 6 46154 . 5 84507 .6 61017 .6 69903 . 7 1 8 7 5 . 7 3 8. Ⅹ Ⅹ. 1 9 7 5 7 6 7 7 7 8 7 9 8 0 81 8 2 8 3 8 4 8 5 8 6 8 7 8 8. max -. 8 0 9 81 6 十十 + 十十 + + 十 + + 十十. 注 :円高不況後,就業磯会格差が縮小したことは,出穂先の東海地方の有効求人倍率が相対的により大低下したことを示す.. 差のレベルそのものに大きな相違がある. 近畿圏の労働市場は, 円高不況後四国の出稼労働者には魅力のないものになったが,九州の. きく. 人にとってほいぜん魅力のあるものであったと. 解される.. (ホ) 北陸と九州の場合には, 円高不況ダミ.

(24) -. 56. エ. -. コ. -がマイナスの強い影響を与えている. これら. ミ. ア. 欝4 3 巻第 3号. さくなってしまうという問題がある. さし当た. は, 出稼先の東海,近故両地方の雇用摸会が円. り比較的絶対数の多い東北 6県については県別. 高不況で減少したこ､とを示すものと考えられ. の分析をしてみる意味があるかもしれない.少. る.北陸と東海の有効求人倍率格差は図 1 0 に示. なくとも北部 3県と南部 3県では動きが異なる. してある.. 可能性が大きい. また,沖縄についても九州と. (-) 出稼労働者の多くは地元で農林業就業者であるものが多いので, その就業者総数に対. は別に分析した方が良いかもしれない. 最後に, 出稼労働者の地域間移動の分析は,. する割合 ( 農民比と略す) は一般に出稼労働者. 労働力の国際間移動とも共通性が大きい.所得. の動きにかなりの説明力を持つと考えられる. 格差や就業磯会格差は国際労働力移動について. が,実際に分析してみると中国地方についてし. も基本的な説明要因として作用していると考え. か説明力を持たない. これは, 多くの地域で出. られるが, 入管法上の観潮など制度的制約をも. 稼労働者の供給源となる人々の高齢化などの要. 強く受けている. また,送り出し国内部の農民. 因がトレンドによって吸収されてしまうためか. 層分解や工業化の進み具合の影響をも受けるで. もしれない.. あろう.送り出し国ごとに,複数の流出発国と. (り. 中国地方の場合には, 隣接する近畿よ. りも東京圏 ( 南関東) との所得格差が説明力を持っている. これは中国地方と近畿地方の所得格差が著しく縮小してきている (図 6) のに対して,東京圏との所得格差は依然として 7 5 %前. の間に上記のような諸要因が絡んでいるはずである.今回の分析が,今後, 国際労働力移動の東証的研究にも活用されることを期待する. 念のために,分析に使用した原データの一覧表を末尾に一括して掲げておく.. 7)参照) ことによる後で-定している (図 4(. 参考文献. のでほないか. (チ) 農林業就業者が出稼労働者の有力な供給源になっていることは事実であるが, タイムトレソドを除去し,所得格差や就業磯会と阻み合わせてみてもなお説明力を持つのは中国地方. 青山書隆 ( 1 9 9 2 ),｢高速交通網が一極集中加速｣『日. 本経済新聞』経済教室, 3即･ 0日･藤林敬三 ( 1 9 5 6 ) ｢最近の労働異動について｣『職業 0 7, 7月. 研究』1. ,. だけである.農民数そのものの減少よりも, そ. 後藤純一 ( 1 9 9 0 ),『外国人労働の経済学』東洋経済新報社.. の高齢化や価値観の変化などタイムトレンドに. Gr a s muk ( 1 9 8 3 ) , S. ,t t l nt e r na t i o nal St a i r -St e p. 包摂される｢その他の諸条件｣の影響の方が強い影響を与えているからであろう. 出稼労働は, 労働の地域間移動のほんの一部. Mi gr at i o n･ ,Do mi ic m a n La bor i nt he Uni t e d. St a t e sa nd Ha it i a n La bo ri nt heDo mi ni c a n Re publ i c " ,i nI .H.Si mps o na ndR.L Si mps o n. 分を成すにすぎないが,その動きを数量的に説. e ds . ,Re s e ar c hi n So c i o l o g yo f Wo r k,Vol ,2;. 明するのは思ったよりはるかに困難である. こ. Pe iphe r r l Wo a r ke r s ,J AIPr e s s .. れは, 労働の地域間移動が,基本的には地域間の所得格差や就業横合の格差によって説明されるとしても,個々人の具体的事情や非経済的諸要因などの複雑な作用をも受けているからであると推察される. 今後, マイク｡データの開発が観く望まれる. 今回の分析では,地方別の出. 広瀬暫樹 ( 1 9 9 2 ) ,｢国際間労働移動の経済分析｣ES. P,no.2 4 1, 5月号.. ,. 市野省三 ( 1 9 6 8 ) ｢労働力転移表による就業構造の分析｣,西川俊作轟『労働市場』日本経済新聞社,. pp. 2 06 2 2 5.. ,. 木前利秋 ( 1 9 8 7 ) ｢西ドイツにおける外国人労働力導入｣, 森田桐郎締『国際労働力移動』pp. 21 9 -. 稼労働者の動きを分析対象としたが,都道府県別にさらに詳しく分析してみる必要がある,ただし, その場合には, データの絶対数自体が小. 2 4 7 .. ,. 神代和欣 ( 1 9 8 4 ) ｢地域労働市場の構造と雇用政策｣ , 加藤孝轟『新たな時代の地域雇用開発』日本労働.

(25) ( 1 9 9 2. 1 2 ) 協会 ,pp. 1 7 0 -1 9 0 .. , ( 1 9 8 7 ), ｢西欧における外国人労働者とそ. 桑原靖夫 ( 1 9 9 1 ) ｢国境を越える労働者｣岩波新書. 寡額勝康. -5 7-. 季節出稼労働者の地域別移数. の送り出しの構造一西ドイツとトルコを中心にし. 川霧『労働市場』p p. 1 8 5 2 05 . 小野. ,. 旭 ( 1 96 8 ) ｢労働移動と転職希望｣ ,有沢広巳. ･内藤勝編『労働市場の長期展望』東洋経済新報社 ,pp. 2 4 7 2 6 7.. ,. て｣,森田編『国際労働力移動』p p. 2 4 8 2 7 4.. ( 1 9 81 ) ｢転聴希望と労働移動｣,小野. 森田桐郎 ( 1 9 8 7 )編 ,『国際労働力移動』東京大学出. 『日本の労働市場』東洋経済新報社 ,p p. 1 7 7 -1 9 7 .. 版会. 中北. ,. 1 9 9 2 ) ｢外国人労働問題の経済分析｣『経徹 (. 済セミナー』 5月号.. ,. 西川俊作 ( 1 9 6 3 ) ｢最近における工業労働者の労働移動と賃金格差｣, 西川編『労働市場』日本経済. 1 6 5 1 8 4. 新聞社. pp.. ,. 尾高燥之助 ( 1 9 67) ｢日本労働市場の構造分析｣,西. 旭. Sa s s e nKo o b( 1 9 8 3 ),Sa s ki a ,t t Labo r Mi gr a t i o n s a ndt heNe wl nt e r nat i o na l Di vi s i o no fLabo r ". .Nas ha nd M.P.Fe ne r nde Z : Xe l l ye d s . , i nJ n and ht e r nai i o nalDi 2 J l ' s i o 7 20 F l Vo me n.Me Lab w,St at eUni ve r s i t y 'ofNe w Yo r kPr e s s . ( 横浜国立大学経済学部教授).

(26) 1 807 9 8 24 7 51 7 154 . 293 9 . 3 2 1 43 234 山 22ウ. 6,6,6, 979230. 67 7 6 5 1 l 6 3 1 U ( 輔 o 5 7 60 7 12. 497 41. ,. ⋮⋮ 謂 ⋮ 62 4;: 芋; :3 4. 1 0 4 7 252 29, . 26. 8 妻!. 8,086 9 1 , .0 455 9 , .. 3 14 1. n U1 2 3 4 一. 0039. 15,15,16,17,17,. 878 78 31 4 0 547 53 78 3 3. 5 12 , .3 704 12. , 795 3 10 . ,997 367. 8 ,l 773. 8 ,262 5 10. ,l. 8991. 82444 86676 79476 20 2 1 訟 23 2. 京都兵庫大阪島根中国(鳥取奈良香山和歌山) 岡山広島四国(徳島口),高知) 肌愛媛沖縄) 九州(福乳佐賀熊本児鹿島宮崎長崎, 大分 . , . 岩手烹北(青森宮城南関栗埼玉秋神奈川) 福島) 東京北開東千葉甲信(求臥山形･ ,城東海岐動静臥愛知近福井) 富山石川三重),畿(滋賀栃丸群馬山梨北陸(新潟長野) の通り :地方区分は次. 資料年版 :経済企画庁経済研究所篇﹃県民経済計算﹄昭和 62 .注. 数 ( 男女計) 駄者. 9. 2. 2 19 0 1. 197 5S. 501 71 7423 291 97, 333. 3邑8, 3 65. 67 1 3,12 3. 0 S. 5読昌 4 5 6詞言論昌滋 S' .;r 6 ;言圭 24, 531. S. 52 8 13 8 64 5 85 5 3 0 4 5 66 25, 79 0. S. 53 3 0 5 2 027 3 65, 49 8. 6≧ 1 0, S. 54 2 9 1 0 4 7 5 6 1 2 4 5 1 3 7 0 8 4 91 2 4 3 30,1 76. 91 42, 940. 4i 1 5, i Z 55S 1980S 245 353 712 7! 17 001 16 9 10 545 . ,. 9 4 1 7 3 0 2 9 8 7 1 4 5 93 9 0 2. 業付表 2 就. 呂諾. 3 3 8 1 1 . 7 2F 1 3 4･ , 255 9: 芸農 , . 3 5 ::: 0 2. 7 2 0 脱 6 1 4 8 . 4 7 3 2 1 5 7 8 3 9 6 0. 89 5 5 4 9 7 90 8 07. 7 21 8 ;. ･ :i i …豊治 ……喜: 4 2 1 9, 5 0 2.1I 78, 5 80. 8 82, 000. 9 7. 76 2. 8 …L l ?, ･岩…3 0悪. … 豊 ≡葦 ≡. 第4 3 替第 3号アミノコエ. -5 8-. 付表 1 国内総生産及び県内総生産 ( 昭和55年価格,実質1 0陣門). 誓k k驚主皇管c h 買. ﹄資料 :総務庁統計局﹃労働力調査年報 ..

(27) 季節出稼労働着の地域別移動. 付表 3 農. 林業就. 業者. 数 ( 男女計). 業. 率 (男女計). 資料 :付表 2に同じ.. 付表 4 完. 資. 料 :付表 2に同じ.. 全. 失.

(28) 6 0. エ. 付表 5 地. コ. 第4 3巻第 3号. 域. 午元. 平. 資料 :労働省職業安定局調べ. 付表 6 出稼労働者数の推移 ( 次年度 8月調査). 区. 分. l45年度 I46年度 F4 7 年度 I48年度 l4 9年度 f5 0年度 f51 年度 f5 2年度 I53年度 l5 4年度. 北. 海青森東岩手宮城秋田山形北福島東北北関東山･東近中四九州･沖. 道県県県県県県計陸東海畿国国縄合計 ( 対前年比率)%. 4 7 年を1 0 0とした場合. ( 人). 濯惑. 溺. 資料 :労働省職業安定局調べ.. 6 6 , 6 3 5 5 9 , 0 0 2 5 5, 46 8 5 1 , 2 6 0 7 , 0 46 5 3 , 0 3 2 51 , 7 2 0 5 0, 33 9 76 , 7 1 4 7 8 , 0 7 6 6 7 8 , 7 8 0 8 3, 6 9 8 3, 2 6 4 6 2, 9 7 8 6 4 5, 4 6 0 3 9 , 3 8 7 35, 2 7 0 7 3, 46 7 3 4, 0 0 5 31 , 3 2 3 3 0, 2 1 7 0, 5 9 1 6 1 3, 8 7 1 1 , 9 1 5 6, 3 01 5, 1 2 0 4, 41 2 3, 6 1 9 6, 7 2 2 45 , 9 3 3 4 7 0, 3 4 8 6 5, 7 2 4 41 , 1 1 7 41 , 6 6 3 3 8, 9 5 7 3 8 , 3 8 6 31 , 1 91 22, , 1 5 4 25 2 5 9 2 8, 8 3 6 1 0 , 5 3 6 1 7, 8 3 1 2 , 5 6 7 1 2 2 , 0 21 1 4, 01 0 1 3, 8 83 8, 3 2 0 31 4 7, 3 4 6 7, 4 2, 2 0 32 2 6 8 , 8 66 2 0 2, 5 9 01 9 6 , 8 9 81 7 7, 1 6 81 6 6 , 5 5 81 6 1, 6 4 2 3 9 , 1 9 3 3 9 , 1 9 7 3 2 , 8 26 3 6, 3 6 7 2, 1 4 3 2 9 , 5 1 5 2 7, 6 3 4 2 5, 4 1 9 1 , 45 7 2 4 73 1 , 8 41 2, 2 2 8 , 6 4 5 2, 3 4 3 1, 5 , 9 0 4 6, 1 2 9 3 51 3 3, , 9 29 3, 6 4 8 3, 7 9 7 3, 7 6 4 9, 7 2 0 1 31 8 8, 0 , 2 4 7 8, 0 5 2 6, 7 5 5 3 8 2 7, 86 1 7, 1 7, 3 6 4 l l , 7 6 3 9 , 6 91 8, 8 4 7 9, 6 0 6 6, 7 1 7 3 2 3 5, 2 6 , 5 89 2 8, 36 0 1 2, 6 9 6 1 9 , 6 9 2 1 3, 6 3 0 6, 7 9 1 1 4, 7 39 1 7 2, 9 6 6 55, 3 7 9 4 2, 3 4 8 3 8, 1 46 3 4, 6 6 7 3 2, 1 2 6 1 , 1 9 6 3 4 8, 0 7 33 7 9 , 281 3 3 2, 9 3 3 31 51 2, 6 56 4 6 4, 2 3 03 0 2, 4 8 9 1 , 3 6 23 9 3 . 4 8 4. 6 8 7. 4 9 6 . 0 9 3. 5 9 1 . 4 9 7 . 2 濯濯 … 93.4 81.6 69.1 66. 5 6. 7 4 5 5. 1 6 0. 7.

(29) ( 1 9 9 2. 1 2 ). 季節出稼労働者の地域別移動. 付表 7 地域別出稼労働者の推移. 莱. 北. 合. 計. ( 1 5 q E , ･消. 第･ , T o ) o 慌. 5 1 0 ) a E ( 筑2 0 ) a i ( S t 7 ･ , t O ) 0 像. 針 3 5 ; , 雛. 偶像 2 7 0 ) o i ( 荒･ , A ) a i ( 3 2 7 0 ･ , i . ) o I ( ! 7 5 ･ , E D ) o F3 2 品･ , P o ) o l ( 3 摘. 資料 :労働省職業安定局詞べ. 注 :1 ｢出稼労働者｣とは, 1月以上 1年未満居住地を離れて他に雇用されて就労する者であって, その就労期間経過後は居住地に帰る者をいう. 2. 就労者数とは,各都道府県の公共職業安定所が市町村,農業関係団体の協力を得て,各年度の期間について把握した数 ( 1 0 位四捨五入) である.. ..

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