DP/03-5

景気判断・政策分析ディスカッション・ペーパー

消費総合指数の改定とその作成方法について

しんけ

よしき

新家

義貴

Director General for Economic Assessment and Policy Analysis
CABINET OFFICE

内閣府政策統括官（経済財政―景気判断・政策分析担当）

本稿は、政策統括官（景気判断・政策分析担当）のスタッフ及び外部研究者による研究成
果をとりまとめたもので、学界、研究機関等、関連する方々から幅広くコメントを頂くことを意図している。ただし、本稿の内容や意見は、執筆者個人に属するものである。

- -DP/03‑5
平成 15 年 7 月

消費総合指数の改定とその作成方法について
[要旨]
１.

はじめに

２.

改定された消費総合指数の作成方法

Ⅰ.需要側総合指数の作成方法
Ⅱ.供給側総合指数の作成方法
Ⅲ.需要側、供給側総合指数の統合
３.

作成結果(1)作成結果及び従来の消費総合指数との比較(2)消費総合指数と他指標との比較

４.

終わりに

補論１.

需要側総合指数の暫定値算出について

補論２.

財・サービス別の推計について

1

消費総合指数の改定とその作成方法について1
新家義貴2
【要

旨】

内閣府（経済財政−景気判断・政策分析担当）では 2001 年 5 月に消費総合指数を作成し、これまで個人消費の基調判断に際して、主要な判断材料として使用してきた。同指数は、需要側、供給側双方の統計から作成され、月々の個人
消費の動きを総合的に捉えることを目的としていた。
こうしたなか、特定サービス産業動態統計の拡充等、サービス関連統計を中心に、近年、供給側統計が充実してきている。そこで今回、供給側のデータを広い範囲で用い、より個人消費の総合的な判断に資する指数を作成すべく、四半期別 GDP 速報（QE）の作成方法等を参考にしながら、消費総合指数を改定することにした。
供給側総合指数については、各財・サービスの出荷、輸出入等を元に国内向け供給額を推計した上で、個人消費への配分額を計算するという、コモディティーフロー法の考え方に基づいて推計することにした。また、推計に用いる基
礎統計についても、従来は商業販売統計、第三次産業活動指数などが中心だったが、今回の改定では、鉱工業出荷指数や特定サービス産業動態統計調査、各種業界統計などが中心となっている。
需要側総合指数については、従来の需要側総合指数と同様に、総務省「家計調査」から、振れの大きい高額消費である自動車等購入費や、GDP 概念上個人消費に含まれない贈与金、仕送り金、等を控除し、別途推計した自動車消費、医療費等と合成する。その際、世帯数の変化等も考慮する。基本的な考え方に大きな変更はないが、消費支出を費目別に積み上げるなど、従来と比較してより詳細に推計を行うことにした。
こうして作成した消費総合指数と、従来の消費総合指数と比較してみると、改定値の方が全般的に月々の振れが小さくなり、安定性が増した。また、長期的な推移を比較すると、従来過小推計となっていた部分が是正されたため、改定値の伸びが若干高くなっている。このように、改定された消費総合指数では、

1

本稿の作成にあたり、内閣府経済社会総合研究所国民経済計算部のスタッフの方々には多くのアドバイスを頂いた。また、（株）第一生命経済研究所松村圭一氏の他、加藤裕己氏、
齋藤潤氏、藤原裕行氏、内閣府（経済財政−景気判断・政策分析担当）のスタッフから、多くの有益なコメントを頂いた。また、内閣府（経済財政−景気判断・政策分析担当）市村豊和氏には、データ収集やコメント等、多くの面で協力を頂いた。記して感謝したい。
2 内閣府（経済財政−景気判断・政策分析担当）経済財政政策調査員（E-mail：yoshiki.shinke@mfs.cao.go.jp）2従来のものから改善がみられる。
次に、改定された消費総合指数と QE の民間最終消費支出を四半期で比較す
ると、94 年２Q から 2003 年１Q までの期間で、前期比の乖離幅は平均約 0.4％
ポイントと、おおむね近い動きとなっている。特に足元では乖離が小さく、2002
年 1Q 以降に限定すれば、乖離幅は平均で僅か 0.1％ポイントにとどまる。また、
季節調整値の水準で比較してみると、やはりおおむね似た動きとなっているが、99 年入り以降から 2001 年半ばにかけて、消費総合指数の方が伸びが高くなっており、乖離がみられている。この理由としては、①消費総合指数の推計に際して、配分比率やウェイトを固定していること、②品目分類が異なること、③
SNA の確報値が存在する期間について推計方法が相違すること、等が考えられる。
このように、改定された消費総合指数は、より有効なものになったと考えられる。特に、月次で作成できる点は大きな利点であり、月々の個人消費の基調を判断する上で、大いに役立つものと考えられる。

3

１．はじめに
個人消費に関する経済統計には、需要側の統計である家計調査のほか、供給側の統計である商業販売統計や消費財出荷など数多くの統計がある。しかし、商業販売統計や消費財出荷は財のみの統計でありサービスを含まないという問題がある。家計調査は財、サービスとも含むものの、サンプルの少なさに起因する単月の振れが大きい。一般に最も信頼されていると考えられる、
国民経済計算における民間最終消費支出に関しても、四半期統計という制約があり、月次での判断には適さない。このように、どの統計も景気判断という観点からみると一長一短があることから、個人消費の基調判断を行うには複数の統計を総合的に判断するという方法をとらざるを得ず、判断が非常に難しいものとなっている。こうした問題意識から、内閣府（経済財政−景気判断・政策分析担当）では 2001 年 5 月に消費総合指数を作成した。同指数は、
需要側、供給側双方の統計から作成され、月々の個人消費の動きを総合的に捉えるものであり、個人消費の基調判断に際して、主要な判断材料として使用してきた。
しかし、これまで供給側からみた消費総合指数（以下、供給側総合指数）に関しては、サービス消費について、第三次産業活動指数を用いて推計していたが、第三次産業活動指数は二次統計であるという制約もあって公表が遅く、最新月に関しては、前月の値を用いた暫定値を作成して対応する必要があった。しかし、この暫定値については最終的な改定幅がかなり大きくなる
ことから、利用には問題があった。そのため、速報性を重視するという消費総合指数の性格もあって、これまでは需要側統計から作成した消費総合指数（以下、需要側総合指数）を中心に個人消費の基調判断を行っており、供給側総合指数は、需要側総合指数の補助的な位置付けにとどまっていた。
しかし、近年、特定サービス産業動態統計の拡充や、各種業界統計の利用可能性が増したことなど、サービス関連統計を中心に、供給側統計の充実が徐々にみられるようになった。こうしたことから、今回、供給側のデータを広い範囲で用い、より個人消費の総合的な判断に資する指数を作成すべく、現在公表されている四半期別 GDP 速報（QE）の作成方法を参考にしながら、
消費総合指数を大幅に改定することにした。また、需要側の推計に関しても、基本的な考え方はこれまでと同一ながら、より詳細に推計を行うことにした。
このようにして、需要側総合指数、供給側総合指数をそれぞれ作成し、それを統合することによって、需要側、供給側双方の統計を用いて個人消費を包括的に、月次でとらえることが可能になる。
以下の章では、需要側総合指数、供給側総合指数の作成方法をそれぞれ解説し、これらを統合した消費総合指数の動きとその特徴等について詳しく分

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析していくことにする。
２．改定された消費総合指数の作成方法
Ⅰ．需要側総合指数の作成方法3
従来の需要側総合指数と同様に、需要側の代表的な指標である総務省「家計調査」から、振れの大きい高額消費である自動車等購入費や、GDP 概念上個人消費に含まれない贈与金、仕送り金、等を控除し、別途推計した自動車消費、医療費等と合成する。その際、世帯数の変化等も考慮する。基本的な考え方に大きな変更はないが、従来と比較して、より詳細に推計を行うことにした。主な変更点としては、①消費支出を費目別に積み上げる方法に変更したこと、②
全国消費実態調査に基づく修正率を計算すること、③世帯数の推計を行うこと、④単身世帯も簡易的に考慮すること4、⑤医療費の推計方法を変更したこと、⑥
家計調査からの控除項目を増やしたこと、等がある（図表１）。なお、具体的な作成方法は以下の通りである。
①世帯あたり費目別消費支出の算出
家計調査の一世帯あたり消費支出から、「学校給食」、「家賃地代」、「設備修繕・
維持」、「保健医療サービス」、「自動車等購入」、「自動車保険料」、「授業料等」、「信仰・祭祀費」、「損害保険料」、「住宅関係負担費」、「諸会費」、「寄付金」、「贈与金」、「他の負担費」、「仕送り金」を控除する5。
これらを控除した後、支出項目を目的別分類（12 分類）に分類する（図表２）。
②全国消費実態調査修正率の作成
家計調査から得られた数値を全国消費実態調査ベースの値に変換するため、二人以上世帯と単身世帯それぞれについて、費目ごとに全国消費実態調査修正率を作成する。具体的には、全国消費実態調査実施時点（1999 年 9〜11 月期。

3

自動車購入費、医療費等に関しては、供給側の統計を用いており、厳密な意味においての「需要側」ではない。なお、QE では、需要側推計値、供給側推計値に加え、共通推計項目を推計している。自動車購入費等は、QE ではこの共通推計項目に該当する。
4 厳密な意味での単身世帯の推計を行っているわけではない。家計調査（二人以上世帯）の値に消費実態調査修正率（単身世帯）をかけることで、単身世帯の消費とみなしている。
なお、従来の消費総合指数では単身世帯は考慮していなかった。
5 学校給食や授業料等は SNA 上では「商品・非商品販売」に該当し、別途推計される。だが、消費総合指数では商品・非商品販売は推計していないため、SNA と比較して若干過小推計になる。なお、授業料等はサンプル要因による振れが激しく、撹乱要因になりがちであるため、消費総合指数からも控除した。
5

単身世帯は 1999 年 10〜11 月期。）における「全国消費実態調査における一世帯
あたり消費支出／家計調査一世帯あたり消費支出」を費目別に求める（図表３）。
③世帯数の推計6
1．国勢調査における「一人の一般世帯数」に「施設等の世帯人員」を加えたものを単身世帯とみなし、総人口に占める比率（単身世帯比率）を求める。国
勢調査は 5 年に一度の調査であるため、中間年は直線補間・補外する。
２．この単身者比率を総人口（人口推計月報より）にかけることにより、月々の単身世帯数を求める。
３．総人口から単身者人口を引くことにより、二人以上世帯人口を求める。
４．二人以上世帯人口／一世帯当たり人員 により、二人以上世帯数を推計する。なお、一世帯当たり人員は国勢調査を用いて推計し、中間年は直線補間・補外する。
④人員調整係数の作成
家計調査における一世帯あたり人員と、③で求めた一世帯当たり人員が異なるので、前者を後者のベースに調整する（費目別に行う）。
人員調整係数＝{(4−XK)*C3+(XK−3)*C4}／{(4−XH)*C3+(XH−3)*C4}
XH：家計調査における一世帯当たり世帯人員
XK：国勢調査等を用いて推計した一世帯当たり世帯人員
C3：家計調査 3 人世帯の品目別消費支出
C4：家計調査 4 人世帯の品目別消費支出⑤費目別消費支出の作成（自動車、総家賃、医療サービス除く）①〜④で求めた値を元に、費目別に消費支出を求める。また、その後、「こづ
かい費」「つきあい費」を、各費目の支出ウェイトに応じてそれぞれ配分する。
その際、二人以上世帯、単身世帯に分けて推計を行う。
二人以上世帯消費支出＝家計調査費目別消費支出（一世帯当たり）
×全国消費実態調査（二人以上一般世帯）修正率
×人員調整係数（二人以上世帯）
6

農家を考慮していないことには注意する必要がある。ここでは、二人以上世帯、単身世帯それぞれに農家世帯が含まれている。つまりここでは、農家世帯消費も家計調査（二人以上世帯）と同じ動きをすると仮定していることになる。
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×二人以上世帯数
単身世帯消費支出＝家計調査費目別消費支出（一世帯当たり）
×全国消費実態調査（単身世帯）修正率
×人員調整係数（単身世帯）
×単身世帯数⑥住宅賃貸料の作成
総務省「平成 10 年 住宅・土地統計調査」における総床面積（住宅戸数×戸
当たり面積）をベンチマークに、総床面積＝前月の床面積＋新設着工床面積−
滅失床面積 として延長推計する。なお、新設着工床面積は、居住専用＋居住産業併用×0.7 として求めている。こうして求めた総床面積に、CPI の家賃指数を乗じたものを住宅賃貸料と考える。
⑦医療・介護サービスの推計｢国保医療費の動向」（国民健康保険中央会）、「基金統計月報」（社会保険診療報酬支払基金）7、「介護給付費の動向」（国民健康保険中央会）、から医療費の自己負担分を推計し、医療・介護サービス支出を求める。
⑧自動車購入費の推計
乗用車販売台数（含軽）×CPI・自動車を自動車購入費とする8。
⑨消費支出の推計
平成 13 年 SNA 確報から、名目消費支出（消費全体から自動車、医療サービ
ス、住宅賃貸料を除いたもの。⑤で求めたものの合計に対応。）に対する、住宅
賃貸料、医療サービス、自動車購入費の比率を求める（100：33.0：3.2：5.4）9。
その比率を元に、⑥〜⑧で求めた住宅賃貸料、医療サービス、自動車購入費の7

支払確定金額における医療保険と老人保健の合計。なお、自己負担比率は国保と同一という仮定を置いた。また、介護保険に関しては、自己負担比率は１割と仮定している。
8 QE では、自動車購入費は共通推計項目として、生産動態統計等から推計されている。後述する通り、今回改定した消費総合指数でも、供給側推計において、出荷指数等を用いて自動車消費を推計している。その際、輸出入調整を簡易的にしか行っていないことや、在庫の調整を行っていないことなどから、個別の品目では誤差が大きくなる可能性がある。
そのため、ここでは販売側の統計を用いることにした。もっとも、１台あたり購入費の変化が大きい場合には、この販売台数と物価指数を用いる方法では、現実の自動車消費と誤差が生じる可能性があることには注意が必要である。
9 医療サービスに関しては、SNA の家計目的別最終消費支出における「保健・医療」の値に、医療サービス／医療・保健（99 年全国消費実態調査より）を乗じたもののウェイト。
7

値を⑤のベースに変換し、それぞれ住居・電気・ガス・水道、保健・医療、交通、の各分類に足し合わせる。
⑩実質化
こうして求めた各分類の消費支出を合計したものを消費者物価・総合で実質化し、2001 年＝100 として指数化する。
Ⅱ．供給側総合指数の作成方法
次に、供給側統計からの消費総合指数の作成方法について説明する。供給側
総合指数に関しては、従来のものから大きく変更している。従来は、財については商品販売指数（商業販売統計、チェーンストア売上高により作成）、サービスについては個人サービス指数（第三次産業活動指数により作成）、家賃については総家賃指数（住宅着工統計等により作成）をそれぞれ作成し、全国消費実態調査のウェイトで加重平均することにより求めていた。一方、今回の改定では、コモディティーフロー法（以下、コモ法）の考え方に基づいて推計することにした。コモ法とは、各財・サービスの生産、輸出入、在庫増減等を元に国内向け供給額を推計し、これらの財・サービスについて流通経路を設定し、個人消費、投資などの需要項目への配分額を推計するものである。また、推計における基礎統計についても、従来は商業販売統計、第三次産業活動指数などが中心だったが、今回の改定値においては、鉱工業出荷指数や特定サービス産業
動態統計調査、各種業界統計などが中心となっている。なお、具体的な作成方
法は以下の通りである。
① 出荷額の推計
QE 推計では、確報年次推計のコモ法における 90 品目分類の出荷額暦年値の定義に合わせ、月次または四半期の基礎統計から四半期別出荷額の動向を示す
補助系列を作成している。主な基礎統計としては、生産動態統計や特定サービ
ス産業動態統計などが用いられている。なかでも、財の推計に用いられている
生産動態統計は、調査対象品目が非常に多岐にわたっており、詳細な分析が可能な統計である。しかし、以上のような作業を消費総合指数として月次で行うことは、作業量の問題から難しい。そのため、今回、財の推計には鉱工業出荷指数を用いることにした。その際、鉱工業出荷指数の分類の定義に合わせて、出荷額等を適宜組替えている（図表４）。
まず、出荷指数×企業物価指数（企業向けサービス価格指数） として、出荷額の動きを表す系列を求める。次に、その値を用いて、2001 年における SNA
確報の出荷額をベンチマークとし、各分類の出荷額を推計する（図表５）。なお、8電力と水道に関しては、需要側と同様の方法で家計調査等から別途推計している。また、医療・保健と住宅賃貸料に関しては、Ⅰの⑥、⑦で推計した値を用いる。
② 輸出入の調整①で求めた出荷額には、輸出が含まれている一方で輸入が含まれていないことから、個人消費の定義に合わせるためには、輸出を差し引き、輸入を加える必要がある。そこでまず、国際収支、貿易統計を用いて名目輸出額、名目輸入額を推計する（品目別に推計せず、全体のみ求める）。具体的には、国際収支統計を用いて、
名目財サ輸出＝輸出額＋サービス受取−サービス受取（建設）−サービス受取（特許使用料）
名目財サ輸入＝輸入額＋サービス支払−サービス支払（建設）−サービス支払（特許使用料）
10を計算する 。そして、2001 年における SNA 確報の輸出入額をベンチマークとして輸出入額を推計する。
次に、SNA2001 年確報のウェイトを用いて、先に求めた輸出入額を各品目に分配し、品目別輸出入額を推計する11。その値を用いて、①で求めた品目別の出荷額に輸入を加算、輸出を差し引き、国内向け総供給額を推計する。
③ マージンの調整
卸・小売マージン（出荷額）＝（（売上高−売上原価）／売上高）×販売額
として、卸・小売出荷額を推計する。そして、卸売業、小売業、運輸業の出荷額から、マージンに相当する部分を各分類の出荷額に分配し、購入者価格へ転換する。なお、各品目分類への分配は、②と同様の方法で SNA2001 年確報のウ
ェイトを基準に行う12。
④ 家計消費の推計13③で求めた国内向け総供給(購入者価格ベース)に、家計消費への配分比率（国内家計最終消費支出額／国内総供給額）を乗じ、家計消費額を推計する。こう10

国際収支統計発表前の段階においては、貿易統計の輸出入額の伸び率を用いて暫定値を作成する。また、サービスに関しては、直近 2 ヶ月の前年比平均を用いて延長する。
11本来は品目別の輸出入額を貿易統計等から個別に推計すべきだが、煩雑になるためこうした方法をとった。
12 なお、卸、小売、運輸業の国内向け総供給（購入者価格転換後）は、それぞれの出荷額から、マージンとして分配した残りの部分になる。
13 本来の個人消費の定義に合わせるためには、在庫増減についても調整を行う必要がある
が、在庫に関して月次で推計を行うことが困難であることから今回は調整を行っていない。
9

して求めた各分類の消費支出を合計したものを消費者物価で実質化し、2001 年＝100 として指数化する。
Ⅲ．需要側、供給側総合指数の統合
Ⅰ、Ⅱで作成した需要側総合指数、供給側総合指数を 1：1 のウェイトで統合する。なお、季節調整に関しては毎月かけ直す。
３．作成結果（１）作成結果及び従来の消費総合指数との比較
以上の方法により作成した消費総合指数の動きを確認してみよう（図表６）。
これによると、消費税引き上げによる駆け込み需要の反動減や、金融システム
不安等により落ち込んだ 97 年を除けば、99 年までの個人消費は緩やかな増加傾向にあったことが確認できる。その後、2000 年、2001 年には所得の伸び悩みもあってほぼ横這いの推移となったが、2002 年以降は、供給側の値がおおむ
ね横這いの動きにとどまる一方で、需要側の推計値が堅調な動きを続けていたことから、消費総合指数全体でも比較的底堅く推移した。
続いて、従来の消費総合指数(需要側)14と改定された消費総合指数の推移を比較してみよう（図表７）。まず、月々の動きを水準と季節調整済前月比で見ると、改定値の方が全般的に振れが小さくなっていることが確認できる。これまでの消費総合指数(需要側)は、家計調査におけるサンプル数の少なさ15を背景に、月々の振れが非常に大きくなっていたが、今回、需要側総合指数と供給側総合指数を統合して消費総合指数の推計を行うことにした結果、そうした振れが小さくなり、安定性が増したと考えられる。景気の基調判断の観点からは、季節調整
済前月比の動きが重要であるため、こうした振れ幅の縮小は大きなメリットと考えられる。次に、94 年以降の長期的な推移を比較すると、方向性は変わらないものの、従来の消費総合指数（需要側）と比べて、改定値の伸びが若干高くなっている（図表７（３））。これは、①需要側推計において単身世帯の消費も考慮したこと16、②医療費の推計方法を変更したこと17、等により、これまで過14

従来の消費総合指数では、前述の理由から、需要側の値を主に用いていたため、ここでは需要側の値と比較することにした。
15 こうした問題点を改善し、個人消費の動向を的確に把握するため、購入頻度が少ない高額な商品・サービスや、近年増加が著しいＩＴ（情報技術）関連の商品・サービスなどへの、世帯における支出等別途調査した「家計消費状況調査」が 2003 年 5 月より公表されている。
16
家計調査（二人以上世帯）の値に消費実態調査修正率（単身世帯）をかけることで、単10小推計となっていた部分が是正されたためと考えられる。
このように、改定された消費総合指数では、従来のものから改善されており、消費動向を判断する上でより有用なものになったと思われる。
（２）消費総合指数と他指標との比較
消費の動向を表す統計の代表的なものとしては、国民経済計算における民間
最終消費支出や、需要側の統計である家計調査、販売側の統計である商業販売
統計などがあげられる。
まず、消費総合指数を、家計調査・実質消費支出や商業販売統計と比較してみると、家計調査、商業販売統計とも、消費総合指数よりも下方バイアスがかかっていることが分かる（図表８）。家計調査は一世帯あたりの消費支出を表す統計であることから、世帯数の増加が考慮されておらず、マクロの消費動向と比べると下方バイアスがかかりやすい。加えて、近年、核家族化が進み、世帯人員数が減少傾向にあることも、一世帯あたりの消費額を減らす要因となる。
また、商業販売統計に関しては、経済のサービス化が進み、需要が順調に増加しているサービス消費が含まれていないことから、実態としての個人消費よりも下振れている可能性が高い。また、法人需要の落ち込みが影響している可能性もある。こうしたことから、消費の基調判断に用いる指標としては、家計調査や商業販売統計よりも、消費総合指数の方が有用であると考えられる。
次に、消費総合指数と民間最終消費支出18とを四半期で比較してみよう19。まず、四半期の季節調整済前期比の動きをみると、94 年２Q から 2003 年１Q までの期間で、プラス・マイナスの不整合は 36 回中 5 回、伸び率の変化方向の不整合20も 36 回中 6 回にとどまっている。また、乖離幅でみても、期間平均で約 0.4％
ポイントにとどまっており、おおむね近い動きとなっているといえるだろう。
特に、足元の動きは近いものとなっており、2002 年 1Q 以降に限定すれば、乖離幅は平均で僅か約 0.1％ポイントとなっている21（図表９（１））。
身世帯の消費とみなしている。通常、単身世帯の消費額は、二人以上世帯における一人当たり消費額を上回るため、単身世帯の比率が上昇傾向にある場合には、単身世帯を考慮しない場合と比べて伸びが高まることになる。
（従来の消費総合指数においては、一人当たり消費額を求め、総人口を乗じることで消費額を推計していた。）
17 従来の消費総合指数の医療費の推計では、老人保健、介護保険、などが含まれていなかったため、過小推計になっていたと考えられる。
18 民間最終消費支出の 2000 年 1Q 以前の数値は参考系列の値を用いている。
19 なお、消費総合指数には、対家計民間非営利団体最終消費支出や商品・非商品販売が含まれていないこと等には注意する必要がある。また、実質化や季節調整の方法が異なること等が両指数の動きの違いに反映されている可能性がある。
20 (今期における前期比伸び率−前期における前期比伸び率)の符号により判断した。
21 後述の通り、作成方法の特徴上、足元において特に QE と似た動きをすることになる。
11

次に、季節調整済みの水準で比較してみると、やはり、おおむね似た動きとなっている。だが、99 年入り以降から 2001 年半ばにかけて、方向性は合っているものの、消費総合指数の方が伸びが高く（2000 年半ば以降は低く）なっており、乖離がみられている（図表９(2)）。この時期について、需要側と供給側に分けて見ると、需要側総合指数は民間最終消費支出と同様におおむね横這いとなる一方で、供給側総合指数はかなり高い伸びとなっており、動きに違いが出ている。こうしたことから、この時期については供給側の推計に問題がある可能性が高い。以下、この点について詳しく検証してみることにする。
乖離の原因の一つ目としては、消費総合指数の推計に際して、配分比率やウェイトを固定している問題があると考えられる。供給側総合指数は、既に述べた通り、出荷統計等から求めた出荷額から、輸出入、マージンを調整して国内総供給額を作成し、家計消費向けの配分比率を乗じることによって推計している。これらの配分比率やウェイトは、経済状況によって大きく変わりうるものである。しかし、今回の推計では、すべて 2001 年 SNA 確報のデータを基準として推計を行っている。そのため、仮に配分比率やウェイトが基準時点と異なれば、個人消費の動向は実態から乖離してしまうことになる。99 年から 2001 年にかけては、IT 関連輸出が大幅に増加（もしくは減少）していた時期であり、配分比率やウェイトも変化していた可能性がある。そのため、供給側推計において、実態と乖離が出ているものと思われる22。
二つ目の要因としては、品目分類の違いが考えられる。SNA における確報年次
推計では、約 2000 品目にものぼる詳細な品目分類によって推計されており、QE段階でも、供給側推計では 90 品目分類で作業が行われている。しかし、供給側総合指数では、月々の作業量の問題もあることから、48 品目の簡略化した分類で推計を行っている。具体的な例をあげると、電子部品と民生用電気機器では、
家計消費向けの配分比率は大きく異なるのだが、消費総合指数の推計上では、
便宜上、どちらも同じ「電気機械」として分類されている。そのため、IT バブルとその崩壊といった時期のように、両者の動きが大幅に異なる場合には、細かく分類して推計した場合と比較して、誤差が生じざるを得ない。
三つ目の要因としては、そもそもの作成方法の違いといったものが考えられる。確報が存在しない時期における QE では、家計調査等の需要側統計を用いて推計する需要側推計値と、供給側推計値を統合して延長推計されている。しかし、確報は、工業統計や商業統計等を基礎統計にして極めて詳細に推計されており、精度も QE と比べて高いと考えられることから、確報が存在する期間については、QE 推計の際に用いられる需要側、供給側の推計値は、確報値（年値）

22

こうした問題点を解決するために、ウェイトや配分比率を固定せずに推計することが考えられるが、今回はこうした方法はとらなかった。
12

を四半期分割する際に使用されるのみである。
つまり、消費総合指数は需要側推計値と供給側推計値を統合して作成するという性格上、QE とは推計方法が近いものの、確報が存在する時期については作成方法がそもそも異なるということになる。民間最終消費支出と消費総合指数の前期比を比較した際、過去の値についてはさほどでもなかったものの、2002
年１Q 以降については非常に近い動きとなっていることには、こうした背景があると考えられる23。
そこで、参考までに、消費総合指数を SNA ベースの民間最終消費支出に近づけた形で推計してみよう。ここでは、SNA 民間最終消費支出の確報が存在する期間（2001 年）までは、確報値（年値）を消費総合指数の四半期比率で四半期分割を行い、それ以降の時期は消費総合指数の原系列前期比で延長し、季節調整をかける。こうして得られた系列と民間最終消費支出の前期比を比較すると、2001 年以前についても乖離はさほど大きくなくなっており、乖離幅は平均で0.3％ポイントに縮小する24（図表 10(1)）。こうしたことから、SNA 確報が存在する期間についての作成方法の相違が、乖離を生み出す一つの要因となっていると考えられる。同様の方法で月次でも試算できるため、消費の基調を判断する際には、こうしたものも合わせて分析することも一案だろう（図表 10(3)）。
以上のように、消費動向を表す他の指標とは、それぞれいくつかの相違があるため、各指標の特徴をよく把握した上で消費動向を判断していく必要がある。
４．終わりに
本稿では、改定された消費総合指数の作成方法を公表した上で、試算結果を用いて、従来の消費総合指数からの改善点について述べた。さらには、民間最終消費支出や家計調査の推移と比較検討することにより、類似点、相違点の整理を行った。
消費総合指数は、需要側、供給側双方からのアプローチを行っており、個人消費の動向を包括的に把握することができる。また、速報性が高く月次で作成できることも大きな利点であり、個人消費の動向をより的確・迅速に把握するために有効であると考えられる25。しかしながら、本稿で述べたような留意点も多く、作成方法には未だ改善の余地があると思われる。今後も、学者やエコノ
23

そのため、2002 年の確報が公表される際には、2002 年について、SNA 民間最終消費支
出と消費総合指数の動きが乖離する可能性がある。
24 消費総合指数と QE 推計で用いられる補助系列には、作成方法にいくつもの点で違いがあり、動きも異なることから、全く同じ結果にはならない。
25 同指数のみをもって消費の基調判断を行えるほどのものではない。個人消費の基調判断
は、同指数の動向の他、その他の個人消費関連指標、雇用・所得環境、消費マインド動向などを勘案しながら総合的に行うべきものであると考えられる。
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ミストを始め、政府内外の有識者からのご意見・ご批判を頂いて、引き続きさらなる改善を図りたいと考えている。
最後に、同指数の作成に関わるいくつかの問題点と今後の課題について述べたい。第一に、サービス消費を包括的に把握できる統計が少ないことである。
サービス関連の統計については、各業態ごとにはそれぞれ統計が存在することも多いのだが、それらを包括的に捉えることは困難である。第３次産業活動指数は、広くサービス業の活動を捉えてはいるものの、二次統計であるという制約から、どうしても公表時期は他の統計に比べて遅くならざるを得ない。こうした中、特定サービス産業動態統計（経済産業省）は、2000 年１月から調査を拡充するなど、サービス関連統計の整備も徐々に進みつつある。こうした動きがさらに広がっていくことを期待したい。
第二の問題は、需要側統計の振れの大きさの問題である。家計調査に関しては、サンプル数の少なさに由来する変動の大きさが、かねてから指摘されている。消費総合指数では、需要側からの推計値に加えて、供給側の推計値も考慮して作成するため、需要側統計のこうした振れについては、かなりの程度均される。しかし、月々の動きでは、それでもなお無視できない大きな振れが存在することがある。足元の消費動向を的確・迅速に判断するという同指数の目的からして、この点はネックになる。総務省では、こうした問題点に対応するた
め、購入頻度が少ない高額な商品・サービスや、近年増加が著しいＩＴ（情報技術）関連の商品・サービスなどへの、世帯における支出等を別途調査した「家計消費状況調査」を 2003 年 5 月より公表している。家計消費状況調査はまだ新しい統計であり、時系列データもそろっておらず、推計に利用することが困難であったため、今回の消費総合指数の推計には用いていないが、将来的には利用することも検討されるべきだろう。

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補論１

需要側総合指数の暫定値算出について

需要側総合指数は、家計調査を中心に作成されている。そのため、毎月上旬に公表される、全世帯速報の結果を踏まえて作成を行うことになる。しかし、より早く景気判断したいというニーズが大きいことから、全世帯の結果よりも 1
週間公表が早い、勤労者世帯速報の公表時点で暫定系列を作成することを試みた。
具体的には、需要側総合指数を作成する際に利用する全世帯速報の値を、す
べて勤労者世帯の値に置き換えて、勤労者世帯版の需要側総合指数を作成し、季節調整をかける26。こうして求められた季節調整済み前月比の値を用いて、前月の需要側総合指数を延長したものを暫定値とする。
まず、試作した系列を需要側総合指数と比較すると、おおむね同様の動きをすることが確認できる。次に、それぞれの季節調整済み前月比の動きを見ると、94 年 2 月から 2003 年 4 月までの期間で、プラス・マイナスの不整合は 111 回
中 16 回、伸び率の変化方向の不整合も 111 回中 20 回にとどまっている（付図１）。また、乖離幅で見ても、期間平均で 0.5％ポイントと、振れの大きい指標であるにも関らず、おおむね近い動きとなっている。こうしたことから、家計調査勤労者世帯が公表された段階で、暫定値を作成することで、いち早く個人消費の判断を行うことが可能になると考えられる。
なお、供給側推計値については、月末の段階では特定サービス産業動態統計が公表されていない（毎月上旬公表）ため、供給側総合指数のサービス消費に関しては、直近 2 ヶ月の前年比で延長を行う形で、暫定値を作成して対応することになる。

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品目別消費支出の他、全国消費実態調査修正率や人員調整係数も勤労者世帯の値を用いて作成する。なお、世帯数に関しては、全世帯の場合と同様に推計する。
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補論２

財・サービス別の推計について

消費総合指数の特徴の一つとして、需要側、供給側からの動きがそれぞれ月次で作成できることがあるが、これに加え、参考値として財・サービス別の推計も行うことにする。
具体的には、供給側総合指数の場合には、分類番号 1〜22、24〜26 を財、23、
27〜48 をサービスとし、それぞれ集計して実質化を行う。需要側総合指数に関しては、目的別 12 分類において、付図３にしたがって品目ごとに財、サービスに分類し、それぞれ集計する27。こうして求めた財・サービスの推計値を、需要側、供給側をそれぞれ 1：1 のウェイトで統合する。
作成結果は付図４の通りであるが、財と比べ、サービス消費が比較的安定して推移していることが確認できる。このように財・サービス別に指数を作成することにより、より詳細な分析が可能になると考えられる。

27

品目について、それぞれ需要側総合指数推計と同様に、全国消費実態調査修正率、人員調整係数等を作成する。
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（参考文献）・ 浅井洋介、松村徹（2001）「全産業供給指数の公表にあたって」（「経済統計研究」第 29 巻Ⅰ号 社団法人経済産業統計協会）
・ 飯塚信夫、川田豊（2002）「月次 GDP の改定」（日本経済研究センター研究
報告 NO.97）
・ 大守隆（2002）「GDP 四半期速報の推計手法に関する統計学的一考察」（内閣府経済社会総合研究所 ESRI Discussion Paper Series No.13）
・ GDP 新推計に関する研究会(2002)「四半期 GDP 新推計方式の課題と展望」（日本経済研究センター研究報告 NO.96）
・ 清水雅之、永野知子、塩川智宏（2001）「消費総合指数の作成について」（内
閣府政策統括官（景気判断・政策分析担当）『景気判断・政策分析ディスカッション・ペーパー』DP/01-2）
・ 内閣府経済社会総合研究所国民経済計算部（2000）「93SNA 推計手法解説書(暫定版）」
・ 内閣府経済社会総合研究所国民経済計算部（2002）「四半期別 GDP 速報（QE）の新しい推計方法」
・ 日本銀行「金融経済月報」
・ 浜田浩児（2001）「93SNA の基礎」（東洋経済新報社）
・ 三上克己（2001）「設備投資指標の特徴について」（「経済統計研究」第 29
巻Ⅲ号 社団法人経済産業統計協会）
・ 山澤成康、藤井智朗（2000）「月次 GDP の開発」（日本経済研究センター研究報告 NO.94）

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