公益社団法人日本都市計画学会 都市計画報告集 No.12, 2014 年 2 月
Reports of the City Planning Institute of Japan, No.12, February, 20142000 年から 2010 年までの市街地形態指標の変化
Changes of Urban Form Indices from 2000 to 2010

阪田 知彦*・石井 儀光*・竹谷 修一**・木内 望**
Tomohiko SAKATA*･Norimitsu ISHII*･Shuichi TAKEYA**･Nozomu KIUCHI**
When considering reorganization of the urban area in depopulation term, it is an important viewpoint to grasp theurban form simply. In this research, we build the database which utilized the spatial data which can treat the wholecountry by package about 3 times from 2000. Using this database, we adopted two indices, "connectivity of urban
form" and "compactness of urban form", and calculated these indices for local government domains as of 2010.
Keywords:Urban Form Index, Connectivity, Compactness, Mesh Data
市街地形態指標，連担性，コンパクト性，メッシュデータ
えられる．例えば，自治体の人口や面積に対する都市計画区域等

１． はじめに全国的な人口減少に対する言説を整理するまでもなく，我が国の人口や面積の割合で代表させること等である．しかし，こうしの多くの市街地では人口構造の大きな変化に対する諸問題が指たアプローチの場合，市街地のボリュームは簡単に把握できても，摘されている．
そうした問題に対する都市施策上の１つの方策とその空間的な広がり等は十分に把握できない場合が多い．
そこで，して「集約型都市構造化」や「エコ・コンパクトシティ」といっ市街地の形態を計測することが必要となってくる．
既往研究では，た概念が打ち出されている．こうした施策を実現するためには，メッシュ統計等を単位とする様々なデータを活用して主成分分

市街地の形態的構造，密度構造，拠点配置等を踏まえた議論が必析等を行った研究，駅等を都市の中心として人口や土地利用等の要であると考えられる．例えば，大都市圏内における市街地の間データから距離に応じた減衰傾向等を分析した研究，DID の分布断の見られない地域や，すでに多核分散的構造にある地域とでは，に着目した分析により都市構造を分類した研究等がみられる．

事業手法の実現性やその効果等の詳細な検討は必要であるが，ふ

本研究では，「全国を一括で計測できること」と「方法の簡便さわしい集約の形態が異なることは，議論の前提においても差しさ」を考慮して，市街地形態としての「連担性」と「コンパクト支えないだろう．ところが，市街地の形態学的な観点からの分析性」の 2 つの考え方に着目した．

は，1960 年代～70 年代にいくつかの研究が見られるが，近年の市街地の連担性に関しては，小地域統計やメッシュ統計データ

市街地の形態等が全国的にどのような状況にあるのかについてを用いて，ある小領域に着目した場合，その領域の周囲との関係の言説は管見では見られない．また，分析範囲は異なるものの，により，市街地がどの程度連続しているかを把握することをイメ

そうした市街地の形態を簡易に把握する手法は類似の研究が散ージしている．つまり，同じ市街地領域でも，その連担性の値が見されるが，全国を対象とした検討事例は管見では少ない．著者

大きいほど，市街地形態としては，よりまとまった市街地であるらは，こうした問題意識から，全国を一括で扱える地理空間デーということが言える．これに関しては，土地利用メッシュ同士のタを活用したデータベースを構築し，簡易な方法により市街地の隣接数等を基準とした数理的手法 2）3)が提案されており，本研究形態を計測した指標をもとに，現状の市街地の形態等について分でもこのアプローチを参考にした．

1)

析している ．ただし，この分析も 2005 年国勢調査を基準としまた，市街地のコンパクト性に関しては，既往研究として拠点た 1 時点分でのスナップショットであり，人口減少等の動向を的中心からの周囲の人口分布の低減傾向を数理的に解析する手法

確に捉えるには，時系列での分析が不可欠である．

4)等が提案されている．本研究では，もう少し簡便に，自治体のこうした問題意識から，本稿では 2000 年以降の 3 時点につい領域内の小領域での人口等の分布を見た場合に，ある広がりの中て全国を一括で入手可能な地理空間データを活用したデータベにどの程度の人口が張り付いているか指標化し，これを市街地のースを構築し，簡易な方法により市町村別の市街地の形態を計測コンパクト性として捉えることにした．

(1)

した 結果について報告する．

以下では，
本研究での市街地の連担性とコンパクト性の指標の算出手法（以下では，単に連担性指標，コンパクト性指標とする）

２．方法と使用したデータベースについて整理していくことにする．

2.1 市街地形態の指標化
市街地の様相を指標化する最も簡易な方法は，人口や面積等の2.2 連担性指標
市街地の連担性は，基準地域メッシュ毎に式(1)により算出さ自治体規模のデータや団体区分等のデータを活用した方法が考* 正会員 独立行政法人建築研究所（Building Research Institute）** 正会員 国土技術政策総合研究所（National Institute for Land and Infrastructure Management）- 169 -

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Reports of the City Planning Institute of Japan, No.12, February, 2014

れる値が 1 以上の場合に「都市的メッシュ」と判定し（図 1），口値の面積按分を行った上で，合成人口密度が高いメッシュから都市的メッシュのつながり具合を指標としてとらえた．

順番に合成人口値を合計した．その合計値が当該市町村で，全国夜間人口ൊ夜間人口基準値＋従業者数ൊ従業者数基準値
可住地面積割合の DID 地区の人口割合（2005 年国勢調査では 66.0％．年次によ・・・・(式 1)って違いがある(2)）を超過する値になるメッシュまでを抽出する．

都市的メッシュ判定時における夜間人口基準値は，DID 地区のさらに抽出された人口集積メッシュの人口密度に，1 から人口集密度基準（4,000 人/km2）を判定基準とした．また，昼間人口の積メッシュの面積割合を引いた値を乗じた値を算出し，これを都考慮として本研究では従業者数を用いることとし，従業者数基準市のコンパクト性指標とした（図 3）．

値は夜間人口基準値に，全国の夜間人口に占める従業者人口の割合（2005 年国勢調査では 48.1％．年次によって違いがある(2).）

2005年の場合を例に解説を乗じた値（2005 年では 1924 人/km2）とした．
都市的メッシュ判定の後，あるメッシュの周囲 8 方向のうち，都市的メッシュと判定されたメッシュ数を合計し，8 方向のうち可住地面積が 0 のメッシュを除いたメッシュ数で除した値を当該メッシュの連担性指標とした（図 2）．さらに市町村内の各メッシュの連担性指標の合計を，当該市町村内の都市的メッシュ数の合計で除した値を市街地の連担性指標とした．
「人口配置」「人口指標」（夜間人口総数）（夜間人口/4000人）（従業者総数）「可住地面積割合」
可住面積で除す「都市的メッシュ」
１以上を採用

1924人（従業者/1920人）※ 2005年の場合を例に解説

可住地の割合
100%
50%
70%
0%

図 3 コンパクト性指標の計測方法（イメージ）

都市的メッシュ図 1 都市的メッシュの設定方法

2.4 データベース
本研究では，全国一括で指標を算出することが目的の１つであ基準地域メッシュるため，基本的には基準地域メッシュで整備された公的統計デー
タや国土数値情報等を用いた．
人口総数は，2000 年・2005 年・2010 年の国勢調査メッシュ統計を用いた．従業者数は，2001 年・2006 年の事業所・企業統計
調査メッシュ統計と，2009 年の経済センサスメッシュ統計を用いた． 可住地面積は，1997 年・2006 年・2009 年時点の国土数
値情報の土地利用 3 次メッシュを用いた．
このように，若干の整備時点のズレがあるため，厳密には何ら

図 2 メッシュ単位での連担性指標の計測方法（イメージ）かの補間が必要となるが，今回は表 1 に示す各時点での組み合わ
2.3 コンパクト性指標

せでデータベース(データセット)を作成し，計算を実施した(3)．

都市のコンパクト性は，市町村ごとに①可住地と判断される基

また，この 10 年間には，平成の大合併により市町村数やその準地域メッシュ単位での「居住メッシュ」を対象として昼夜間双境域が大きく変わったが，今回は，2010 年国勢調査時点の境域方の人口（合成人口）を算出，②合成人口密度の高い居住メッシ（所属未定地を含む 1754）を基準として各時点の計算を行った．

ュから順番に全国一律の基準（全国の DID 地区の人口割合）になるまで合成人口を合算，③合算対象となったメッシュ（人口集積表 1 データセットメッシュ）の人口密度と居住メッシュに占める割合から算出，と時点人口総数いう手順で指標を算出することにした．
具体的には，夜間人口もしくは従業者数が 1 人以上のメッシュ

従業者数を居住メッシュと定義した上で，昼夜の両面での人口集積状況を可住地考慮するため，夜間人口に，昼間人口（従業者数を就業率（全国面積(4)2000 年
2000 年国勢調査メッシュ統計
2001 年事業所・企業
統計メッシュ統計1997 年国土数値情報土地利用3次メッシュ

2005 年
2005 年国勢調査メッシュ統計
2006 年事業所・企業統計メッシュ統計
2006 年国土数値情報土地利用3次メッシュ

2010 年
2010 年国勢調査メッシュ統計
2009 年年経済セン
サスメッシュ統計2009 年国土数値情報土地利用3次メッシュの従業者数÷全国の夜間人口）で除した値）を加算し，居住メッシュにおける合成人口値を設定した．
人口密度の高い人口集積

３．計算結果メッシュの抽出に際しては，各居住メッシュの合成人口密度を求めるとともに，居住メッシュが市町村境界を跨がる場合は合成人以上の方法とデータベースを元に計算した連担性指標とコンパクト性指標の結果を見ていくことにしよう．

- 170 -公益社団法人日本都市計画学会 都市計画報告集 No.12, 2014 年 2 月
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2005 年

2010 年

図 4 連担性指標の地理的分布- 171 -

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3.1 連担性指標
市町村ごとの 3 時点の連担性指標の計算結果の基本統計量を表 2 に，地理的分布を図 4 に示す．
基本統計量（表 2）としては，尖度が若干大きくなっているが，どの統計量も 3 時点を通じて大きな違いは見られない．
図 5 時点間の変化の符号化の手順（イメージ）

表 2 各時点の連担性指標の基本統計量
2000年
平均
標準誤差
中央値
標準偏差分散尖度
歪度
標本数0.273
0.007
0.1830.298
0.089-0.496
0.821
1754

連担性指標
2005年
0.275
0.007
0.167
0.304
0.092
-0.6120.785
1754

表 3 連担性指標の変化符号ごとの自治体数

2010年
0.280
0.007
0.186
0.306
0.094
-0.650
0.770
1754

変化符号
-,+,-,++,++,00,-,00,+0,0総計

地理的分布（図 4）を外形的にとらえると，大都市圏内や沿岸

自治体数
30.2%
492.8%
472.7%
120.7%
1528.7%402.3%
111
6.3%
101
5.8%
1239 70.7%
1754 100.0%

部の自治体の方が連担性は高く，大都市圏以外の内陸の方が小さ
表 4 連担性指標が 10 年を通じて上昇もしくは下降した自治体

い．この傾向は，時点を通じても際だった違いは見られない．
ここで各時点間の変化を簡略化して分析することにした(図変化 自治体 都道府県
符号 コード5)．連担性指標は，0 から 1 の間の値をとり，その値に影響する

自治体名

2000年

連担性指標
2005年 2010年

02205

青森県

五所川原市

0.24

0.37

0.4209345

栃木県

芳賀町

0.09

0.23

0.26

ュ数．この場合は 8 になる．
）であると考えられる．そのため，

12215

千葉県

旭市

0.12

0.25

0.31

レンジを 1/8=0.125 ごとに設定し，2 時点間の連担性指標につい

19213
21210

山梨県
岐阜県

甲州市
恵那市

0.00
0.19

0.13
0.25

0.25
0.3823227

愛知県

高浜市

0.62

0.70

0.7726366

京都府

精華町

0.16

0.36

0.4129426
38204

奈良県
愛媛県

広陵町
八幡浜市

0.47
0.240.53
0.30

0.66
0.40
0.38のは近傍メッシュ数（あるメッシュに着目した時の周囲のメッシての各時点でのレンジの変化を＋（上昇），－（下降），０（変化+，+なし）の 3 段階で区分することにした．これを 2000 年から 2005年と2005年から2010年の間で考えると都合9個の符号の組み合わせができる．これをここでは変化符号と呼ぶことにした．

41206

佐賀県

武雄市

0.08

0.19

変化符号ごとの自治体数を示したのが表 3，その地理的分布を

42322

長崎県

川棚町

0.13

0.26

0.40

示したのが図 6 である．表 3 より，約 70 %の自治体では，この99999
01223

その他
北海道

所属未定地
根室市

0.25
0.53

0.50
0.39

0.83
0.36

-，- 01361

北海道

江差町

0.52

0.35

0.1640216

福岡県

小郡市

0.42

0.360.24

10 年でほとんど変化はなく，変化があったのは 30％程度である
ことがわかる．その中でも 10 年を通じて連担性指標が上昇した

図 6 連担性指標の変化（変化符号による分類）- 172 -

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2005 年

2010 年

図 7 コンパクト性指標の地理的分布- 173 -

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自治体（＋，＋）は 12 団体（ただしこの中には所属未定地が含値 4000 人/km2 を参考に，1000，2000，4000，8000 で区分するこまれる）で，愛知県高浜市や奈良県広陵町以外は，2000 年当初とにした．このレンジ間の変化符号を示したのが表 6 である．こは連担性がかなり低い市街地であったが，この 10 年で連担性がのレンジ間の変化符号では，約 87％の自治体がこの 10 年を通じ上がったことを示している．逆に 10 年を通じて連担性指標が下て変化無しであり，変化があった自治体は 13％程度である．さ降した自治体は 3 団体であった（表 4） ．また，地理的分布（図らに，今回のレンジ分けにおいては， 10 年を通じてコンパクト6）からは，地方都市といわれる自治体での変化符号に上昇（＋）

性指標が上昇した自治体（＋，＋）と下降した自治体（－，－）

が含まれている例が多く見られる．

は該当がなかった．また，その地理的分布（図 8）を見ると，外形的には，日本を東西に分けると，東日本に下降（－）を含む変3.2 コンパクト性指標化をしている自治体が多く，西日本に上昇（＋）を含む変化をしている自治体が多く存在していることがわかる．

市町村ごとの 3 時点のコンパクト性指標の計算結果の基本統
計量を表 5 に，地理的分布を図 7 に示す．

表 6 コンパクト性指標の変化符号ごとの自治体数

基本統計量（表 5）としては，分散や標準偏差が年次を経るごとに若干増加しているが，どの統計量も 3 時点を通じて大きな違

変化符号-,-

いは見られない．
地理的分布（図 7）を外形的にとらえると，大都市圏内の自治体では，総じてコンパクト性が高い．大都市圏外では沿岸部よりも内陸の方がコンパクト性指標の高いところが見られる．
ただし，これらの傾向は，時点を通じても際だった違いは見られない．
表 5 コンパクト性指標の基本統計量
2000年

コンパクト性指標
2005年
2010年

平均

3770.93747.23811.4

標準誤差
中央値
標準偏差

177.9
2047.67450.8

188.4
2009.87889.6

199.7
1976.58362.1

分散
尖度
歪度55514438.2
261.0
13.6

標本数

1754

62245010.3 69925016.3
253.8
270.4
13.7
14.1
1754

1754

自治体数00.0%+,-,+14190.8%
1.1%+,++,00,-

035
56

0.0%
2.0%
3.2%

-,00,+0,0
総計

80301520
1754

4.6%
1.7%
86.7%
100.0%

3.3 連坦性指標とコンパクト性指標の変化
最後に，前節までに見た，連担性とコンパクト性の 3 時点での変化符号を同時に見てみることにした．
表 7 はそのクロス表であるが，同表の赤枠の箇所がこの 10 年間でいずれかの指標において何らかの変化があった自治体数を示している．
このクロス表より，仮説として，連担性指標とコンパクト性指標は，連動して変化するよりは，独立に変化をしている場合が多いということが浮3 時点のコンパクト性指標の変化を，変化符号で見てみることかび上がってくる．一例として，前出（表 4）の連担性指標の上にしよう．コンパクト性指標は，連担性の場合と違い値の取り得昇（＋，＋）の自治体と下降（―，―）の自治体についてのコンる範囲の上限は定まらないため，レンジ分けでは，夜間人口基準

パクト性指標（表 8）を見てみると，連担性指標が（＋，＋）の

図 8 コンパクト性指標の変化（変化符号による分類）- 174 -

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表 7 連担性指標とコンパクト性指標の変化符号のクロス（自治体数）

連担性指標変化符号-，- +，- -，+-，+，-，++，++，00，-，00，+0，0
総計

201243614111319

コンパクト性変化符号++ +，0 0，- -，0 0，+ 0，0 総計
1231114649
13239471119128574 1251522335408593111616183101
19375521 1088 1239
035568030 1520 1754の課題となるであろう．

自治体（12 団体）では，コンパクト性指標が変化なし（0，0）の自治体が 3 分の 2 を占めることから，連担性指標が上昇していまた今後の展開として，コンパクト性指標については，さらにてもコンパクト性指標には変化がないことが多いと言える．
また，即地的な要素を考慮した石井（2009）4)による拠点の位相関係をサンプルは少ないながら，連担性指標が（－，－）の自治体（3考慮した指標算出方法による計算結果との相互比較等が考えら団体）でも，コンパクト性指標は変化なし（0，0）の方が多いこれる．とがわかる．

こうした課題については，機会を改めたい．

表 8 連担性指標が 10 年間を通じて上昇もしくは下降した

謝辞

自治体におけるコンパクト指標の変化符号
都道
連担性指標
変化符号 コード 府県02205 青森県09345 栃木県
12215 千葉県
19213 山梨県
21210 岐阜県
23227 愛知県+，+ 26366 京都府
29426 奈良県
38204 愛媛県
41206 佐賀県
42322 長崎県
99999 その他
01223 北海道-，- 01361 北海道
40216 福岡県

自治体名
五所川原市
芳賀町
旭市
甲州市
恵那市
高浜市
精華町
広陵町
八幡浜市
武雄市
川棚町
所属未定地
根室市
江差町
小郡市

2000年
3365.35
2273.652142.722167.39
1809.463471.593027.843110.95
4693.812188.363641.43710.724637.592739.833520.36

コンパクト性指標
2005年 2010年 変化符号
3476.25 3528.35
0，03485.71 6190.80
0，+2198.44 2185.33
0，02041.56 2093.92
0，01845.92 1807.440，04072.48 4026.43+，03491.56 3909.46
0，03071.11 3273.79
0，04042.44 3909.21
0，2065.81 2143.84
0，03745.62 3165.16
0，0899.74
878.220，04158.63 4300.35
0，02079.61 1957.92
0，3362.92 3557.08
0，0

本稿の一部には，文部科学省科学研究費補助金（課題番号：23360272．研究代表者：木内望）での成果が含まれている．
補注(1) 本稿は，参考文献 1)を元に，大幅な追加分析と加筆修正を行ったものである．
(2) 国勢調査市町村別集計結果から算出．1970 年以降の DID 人口割合・就業率の動向を表 9 に示す．本稿では，表 9 の網掛けの箇所の値を元に，各指標の計算を行った．
表 9 1970 年以降の DID 人口割合・就業率の変化
人口総数４．まとめ1970年 104,665,171

以上， 2000 年以降の 3 時点の全国一括での地理空間データを用いた市町村別の市街地形態の指標算出とその変化の分析につ

1975年 111,939,643

いて報告した．
比較的簡便な方法で市街地の形態についての近年

1980年 117,060,396の動向を把握できていると考えられる．
課題として，今回の変化符号に基づく分析は，理屈上，それぞ1985年 121,048,923

れの時点の計算結果の感度を控えめに見ていることになってい1990年 123,611,167るが，そのため，変化の検出力は若干低めになってしまった可能
1995年 125,570,246

性がある．
こうした分析手法についてのブラッシュアップが今後必要である．また，基準地域メッシュ単位のデータを用いた算出

2000年 126,925,843の妥当性についてはさらに検討する必要がある．加えて，地形条

2005年 127,767,994

件等を加味した即地的な分析や，さらに長期間の市街地形態指標
2010年 128,057,352の時系列的変化についての分析も課題となるだろう．

DID人口総数 就業者総数
DID人口割合 就業者率
55,996,885 52,592,704
50.2%
53.5%
63,822,648 53,140,818
47.5%
57.0%
69,934,854 55,811,309
47.7%
59.7%
73,344,121 58,357,232
48.2%
60.6%
78,152,452 61,681,642
49.9%
63.2%
81,254,670 64,141,544
51.1%
64.7%
82,809,682 62,977,960
49.6%
65.2%
84,331,415 61,505,973
48.1%
66.0%
86,121,462 59,611,311
46.6%
67.3%

なお，
今回算出した指標は都市計画マスタープラン等の計画策
定時に求められる各地区の拠点性や交通上の連坦性等の，都市の(3) 本研究でのデータベースは，世界測地系を基本として整備

空間構造について表現するものではないため，取り扱いには留意した．ただし，1997 年の国土数値情報土地利用 3 次メッシする必要があるとともに，これらについて考慮した指標化も今後

ュデータは，日本測地系でのみ整備されているため，厳密- 175 -公益社団法人日本都市計画学会 都市計画報告集 No.12, 2014 年 2 月
Reports of the City Planning Institute of Japan, No.12, February, 2014には世界測地系のメッシュデータとは齟齬（空間的不整合）が生じるが，今回は日本測地系によるメッシュコードを世界測地系上のメッシュコードとして読み替えて，指標の計算を実施している．そのため，2000 年の計算結果は，土地利用 3 次メッシュと国勢調査との整備年次の違いに加え，こうした測地系の違いによる計算誤差を含んでいる可能性があることに留意する必要がある．
(4) 土地利用メッシュデータについて，整備時点による土地利用項目の若干の違いに留意しながら，表 10 に示す土地利用項目（可住地の箇所に○のある項目）を可住地として計算対象にした．
表 10 可住地として扱った土地利用項目
1997年，2006年
2009年土地利用
可住地
土地利用3次メッ
3次メッシュ
シュ田
田
○
他農用地
他農用地
○
森林
森林
○
荒地
荒地
○
建物用地
建物用地
○
道路
○
幹線交通用地
鉄道
○
他用地
他用地
○
河川湖沼
河川湖沼
海浜
海浜
海水域
海水域
ゴルフ場
ゴルフ場
○

参考文献
1) 阪田知彦・石井儀光・竹谷修一・木内望（2012）「全国一括での市町村別市街地形態指標の算出に関する基礎的検討」，日本
建築学会大会学術講演梗概集，F-1 分冊，pp961-962．
2) 玉川英則（1982）「土地利用の秩序性の数理的表現に関する考察」,都市計画論文集,No.17,pp.73-78．
3) 吉川徹（1997）「メッシュデータに立脚した土地利用の集塊性の把握手法について」, 日本建築学会計画系論文
集,NO.495,pp147-154．
4) 石井儀光（2009）「人口の空間的分布から見た都市のコンパクト性に関する基礎的考察」，2009 年日本オペレーションズ・リサーチ学会春季研究発表会アブストラクト集．

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