学術研究論文

日本荷主の海上輸送ニーズの変化に関する考察－我が国発東南アジア向け輸出コンテナ貨物を対象とした3時点比較分析－

本稿では，我が国の港湾政策において重要度が高まっている日本－東南アジア航路を対象に，2003年，2008年，2013年の3時点のデータを用いた経路選択モデルにより日本荷主の海上輸送ニーズの変化について分析，考察した．全国輸出入コンテナ貨物流動調査をもとに荷主の経路（日本国内仕出港）選択に関する
各時点のロジットモデルを構築し，そのパラメータの安定性と限界効果から，2008年は特異な状況下であったこと，荷主は3時点を通じて国内輸送コストを重要視しておりこの低減が東南アジア航路政策において重要であること，海上輸送時間と寄港頻度のトレードオフなど航路体系の変化が荷主の選好に影響を及ぼしている可能性があることを明らかにした．
キーワード

木俣

順

コンテナ，東南アジア航路，荷主のニーズ，時点比較，経路選択モデル

修士（工学） 中央復建コンサルタンツ株式会社総合技術本部副本部長

KIMATA, Jun

竹林幹雄

博士（工学） 神戸大学大学院海事科学研究科教授

TAKEBAYASHI, Mikio

は東アジア（韓国，台湾，香港を含む中国）向けに次いで21──はじめに番目に大きな輸出先となっている．運賃形成メカニズム上，欧州最大の港湾，ロッテルダム港のHP1）には“In the

引き続き欧米基幹航路は重要ではあるが，今後はこのようdynamic world of logistics and industry, stagnation

な貿易構造の変化への対応，すなわち東南アジアを対象

means decline.”と掲げられている．つまり，港湾にとってとした港湾政策の重要性が高まると考えられる．国も次の停滞は衰退を意味し，常に産業・貿易構造の変化への対港湾政策4）において，施策の方向性の1番目に「成長著し応が求められている．

い東南アジア地域等へのシャトル航路を戦略的に重要な

2000年代に入って以降の我が国港湾政策の主たる対象
は，欧米コンテナ基幹航路，特に北米基幹航路の維持・

航路と位置づけ，国内主要港からの直航サービスを強化」
することを掲げている．

．一方，我が国発東南アジア向け輸出拡大とされてきた2）他方，港湾政策の良否は，提供される輸送サービスがコンテナ貨物は，近年堅調に増加しており，図―1に示すよ

如何に荷主の輸送ニーズとマッチしているか，ということでうに2006年以降は北アメリカ向け輸出コンテナ貨物よりも評価できる．そして，その荷主の輸送ニーズも不変なもの

多くなっていることがわかる．

ではなく，産業・貿易構造の変化に合わせて変化すると考

現在では，東南アジア向け貨物は我が国全体の輸出
コンテナ貨物量の15.7％（2015年）を占めており，方面別でえられる．つまり，有効な港湾政策を立案するためには，海上輸送ニーズの把握と予測が重要である．
特に近年，日本とASEAN諸国を中心とする東南アジア

千TEU/年の間では，高度な分業体制によるサプライチェーンが発展1,600しており，それに対応して荷主の海上輸送ニーズも変化し東南アジア向け輸出

1,400ていると推察される．

1,200
1,000

このような背景のもと，本稿は，我が国の港湾政策にお800いて重要度が高まっている日本－東南アジア航路を対象

600に，過去3時点の経路選択モデルを構築，比較することに北アメリカ向け輸出

400

より，日本荷主の海上輸送ニーズの変化について分析，考

200
2015

2014

2013

2012

2011

2010

2009

2008

2007

2006

2005

2004

察を試みるものである．
2003

0

出典：港湾統計（年報）3）■図 —1 東南アジア及び北アメリカ向け輸出コンテナ貨物量の推移

学術研究論文Vol.21 2019 運輸政策研究039

2──研究の方法
2.1 既往研究のレビュー

るものである．
なお，既往研究の多くは，ランダム効用理論，すなわちロジット型アプローチによって荷主の行動を解明しようとす

本稿は，荷主の海上輸送ニーズを明らかにしようとするるものである．本稿における荷主のニーズ分析においてもものであるが，これは荷主の経路選択行動におけるその

これらに準じて，ロジット型アプローチを採用することと選好性から分析することができる．

する．

荷主の行動分析については，これまで多くの研究が蓄積されてきた．

2.2 対象貨物流動

例えば，Tiwariら5）は，中国荷主の港湾選択行動を分析

本稿では，日本荷主の輸送ニーズの分析を目的としていしている．彼らは，荷主の港湾選択にとって距離，港の混るため，日本と東南アジア間のコンテナ貨物流動のうち，雑状況，船舶数が重要な要因であると結論づけている．

日本発の輸出貨物を対象に分析を行うこととする．

Malchowら6）は米国の輸出貨物を対象に分析している．彼

図―2に日本発東南アジア向けコンテナ貨物の総量とらは，4つの異なるタイプの多項ロジットモデルを構築し，直送/トランシップ動向の推移を示す．これによると2008各モデルからやはり陸送距離と船舶数が重要な要因であ

年において総量が減少しているが，リーマンショックによるるが，米国荷主にとっては寄港間隔も重要であることを示．この年次のみトランシップの割合が影響とされている12）

している．茅野ら7）は，配船スケジュールを考慮した集計ロ

比較的高いがこれもその影響による特異な状況によるもジットモデルにより東北・中国・四国地方の輸出入コンテナのと考えられる．2003年及び2013年では大半が直送航路

貨物の荷主の港湾選択行動分析を行っている．Tongzon8）

利用貨物であり，トランシップ貨物が分析の対象外となるは，フォワーダーの港湾選択に関する意思決定プロセスをという課題はあるが，全体の傾向把握を目的とする本稿で研究している．これらの研究は，荷主の行動を詳細に明らは，直送航路利用貨物を対象に分析を行うこととする．

かにしているが，研究の第一目的は荷主の行動自体の解明であるため，これらのモデルには主として距離などの物理

2.3 海上輸送ニーズの説明変数

的要因が含まれる．物理的要因は荷主にとって決定的に重

本稿では，輸送ニーズを荷主が輸送サービスに求める要な要因ではあるが，港湾施策に関わる意思決定にモデル要請と定義する．一般的に輸送サービスは，物流三要素とを適用する場合は，船社及び/または港湾当局が制御可能呼ばれる「輸送費用」，「 輸送時間」，「 輸送品質」の3点かな要因を含む必要がある．Tranら9）は，ASEAN発近距離輸ら評価されることが多い．このうち海上輸送における輸送

送の貨物流動に着目し，非集計データによる行動分析を

品質については，包装・梱包・保冷されたものをコンテナに行っている．その結果，利用船型，輸送頻度が重要視され詰めて輸送するというユニタライズされたコンテナ物流にていることを示している．しかし，これらの研究は，基本的おいて荷傷みや温度管理などの物理的な品質は経路にに1時点における荷主の行動分析であり，本稿が企図してよって大きな差異が生じるとは考えにくいため，定時性やいる複数時点を対象とした比較分析を行っているものは

時間融通性といったサービス面での品質が評価指標になない．

ると考えられる．これらの品質指標はスケジュールコストと一方，佐々木ら10）は，3時点の全国輸出入コンテナ貨物

考えることができる．2.2で示した直送航路利用の増加は流動調査（2003年，2008年，2013年）を用いて輸出入コン

スケジュールコストの抑制志向の高まりとして捉えることもテナの仕向・原産地域の量的・金額的推移について整理しているが，彼らの主眼は2013年データを用いた犠牲量モデ

千フレートトン/月

1,600

ルの構築と貨物の時間価値の推計であり，本稿が目的とし

1,400ている荷主の選好の変化分析までは行っていない．

1,200

そこで著者らは先行研究11）において，東南アジア直送

1,000

輸出貨物を対象に2008年と2013年の2時点における簡便800なデータで集計ロジットモデルを構築し，そのパラメータ600から荷主の経路選択上の選好が変化している可能性につ400いて指摘した．本稿は，この研究を発展させ，分析対象に

200

2003年を加え，より詳細なデータで集計ロジットモデルを0構築し，パラメータ推定から更に限界効果分析を行って，荷主の経路選択における選好の変化を明らかにしようとす040

運輸政策研究 Vol.21 2019

トランシップ
直送

26.2%

73.8%

2003年

14.6%

38.5%

85.4%

61.5%
2008年

2013年

出典：全国輸出入コンテナ貨物流動調査12）■図 — 2 日本発東南アジア向けコンテナ貨物の直送/トランシップ

動向の推移

学術研究論文用CODi，時間コストについては，国内輸送時間TOi，海上輸できる．
また，サプライチェーンにおける荷主の主たる行動基準

送時間TiDとそれらを足し合わせた総輸送時間TODi，スケはコスト最小と考えられるため，全ての説明変数をコストとジュールコストについては，Tranら9）の研究を参考に，港湾i

して表現することがわかりやすい．

における仕向港D航路の寄港頻度の逆数1/FiDを経路選

これらを踏まえ本稿では，日本荷主は，東南アジアに至択要因として考えることとする．

る複数の経路選択肢（海上輸送航路）の中から金銭コスト，時間コスト，スケジュールコストを総合評価して輸送経路を選択するものとして，海上輸送ニーズの分析を行うこと

3.1.2 データ整備

経路選択実績及び3.1.1で挙げた経路選択要因を分析するためのデータ整備を行う．

とする．

経路選択実績については，前述の全国輸出入コンテナ
貨物流動調査からOD貨物量に対して国内港湾iを選択す

2.4 研究の方法

分析に用いるデータは，3時点（2003年，2008年，2013

る貨物量の割合として3時点のデータを設定する．Oである年）の全国輸出入コンテナ貨物流動調査12）から日本発東生産地は国土交通省が設定する生活圏単位（全国を207

南アジア向け輸出貨物の直送流動を抽出したものとする．

ゾーンに区分）とする．全国輸出入コンテナ貨物流動調査

まず，上記のデータを用いて，日本荷主の経路選択モデ

では最終船卸港以降の海外における着地に関する情報がルを構築し，そのパラメータ及び限界効用の時点比較によないため，日本から直送実績のある東南アジア各港をDとり荷主の輸送ニーズの変化について分析する．次に，荷主する．直 送 実 績 が あるODペア 数 は，2003年が995組，の輸送ニーズの変化の要因について，日本と東南アジア間

2008年が1,046組，2013年が1,401組であり，これを分析対の航路体系の変化から考察する．最後に，これらの分析，象とする．分析対象の国内港湾，東南アジア各港を表―1

考察から今後の港湾政策立案における示唆についてとり

に示す．

まとめる．

経路選択要因は，国内3,933経路（=207ゾーン×19港），
海上304経路（=19港×16港）について，以下の方法で3時

3──荷主の海上輸送ニーズの変化に関する分析

点のデータを設定する．国内輸送費用（円/TEU）及び国内輸送時間（時）は国土交通省の総合交通分析システム
13）の「（道路＋船）
・物流モード」を用いて探索し（NITAS）

3.1 分析データの整備た経路の所要費用・時間とする．このモードは，主にトラッ

3.1.1 経路選択要因

本稿の対象貨物流動は直送航路利用貨物であるため，

ク利用を想定した「デジタル道路地図（DRM）」の基本道

日本国内におけるコンテナ生産地を発地（O），東南アジア

路以上の道路ネットワークと「海上定期便ガイド（2013年

各国を着地（D）とするOD間の経路選択とは，日本側仕出度版）」に掲載されている航路ネットワークで経路探索す

港と東南アジア各国側仕向港のペアの選択であり，図―3

るモードである．検索条件は，一般化費用（時間価値，燃に示すように国内の東南アジア航路就航港湾iの選択と考料費，通行料金の合計）最小とする．なお，システムの都合えることができる．

上，検索ネットワークに国際海上コンテナ車が通過できな

2.3で述べたように，本稿では経路選択要因を金銭コスい道路が含まれているが，国際海上コンテナ貨物の約半

ト，時間コスト，スケジュールコストに大別して分析を行う．

数がコンテナ以外の形態で輸送されていることを踏まえれここでは，図―3から金銭コストについては，国内輸送費用

ば，一定の妥当性がある設定14）であると考えられる．海上

COi，海上輸送費用CiDとそれらを足し合わせた総輸送費

輸送費用（円/TEU）はジェトロ資料15）－17）から設定する．
但し，資料から得られたデータでは全てを網羅できない．

京浜港［国内輸送費用］［国内輸送時間］

伊勢湾港［海上輸送費用］［海上輸送時間］［寄港頻度逆数］

阪神港

生産地
（国内）

○○港

（国内東南アジア航路就航港）■図 — 3

学術研究論文

経路選択構造仕向港（東南アジア各国）■表—1

分析対象港湾国内港湾i

京浜港※1，伊勢湾港※1，阪神港※1，北部九州港※1，苫
仙台塩釜港※2，
常陸那珂港※4，
新潟港※1, ※2，
小牧港※1, ※2，
清水港 ※1，広島港 ※1，志布志港 ※1, ※6，八戸港 ※2，伏木富山港※2，水島港※4，徳山下松港※1，高松港※6，三島川之江港※1, ※3，大分港※2，細島港※1, ※5

東南アジア
各港D

レムチャバン，バンコク，ジャカルタ，スラバヤ※6，ポー
トケラン，ペナン，タンジュンペラパス，パシルグダン※7，
クアンタン※7，ホーチミン，ハイフォン※7，ダナン※7，
マニラ，カガヤンデオロ ※6，シンガポール，シアヌー
クビル※6※1：近隣港湾含む，※2：2003年のみ，※3：2003年・2008年のみ，※4：2003年・2013年のみ，※5：2008年のみ，※6：2013年のみ，※7：2008年・2013年のみ

Vol.21 2019 運輸政策研究041

例えば，資料に示されているのは横浜港と東南アジア各

3.2 経路選択モデルの構築

都市間の海上運賃であり，国内他港の情報はない．船社に

3.2.1 モデルの構造

ヒアリングしたところ，実際の運賃は荷主との相対取引で2.1で述べたように本稿では集計ロジット型アプローチ

利用港湾も含めた各種条件を考慮して決まるが基礎的なを採用し，2.3で述べたように説明変数には金銭コスト，時運賃は国内各港でそれほど大差ないとのことであり，今回間コスト，スケジュールコストを採用する．図―3で示した経は横浜港と同額であると仮定する．また，2009年以前につ路選択構造を仮定すると，ODペアにおいて港湾（＝経路）i

いては東南アジア各港から横浜港への海上運賃のみの掲を選択する荷主の経路選択確率PODiは，荷主の効用関数載であり，我が国からの輸出における海上運賃を把握する

をUODiとするとランダム効用理論に基づき，式（1）のようにことができない．そこで，2003年，2008年の東南アジア各定式化される．

国からの輸入運賃と2010年以降の輸出運賃，輸入運賃のPODi比の傾向から日本各港からの海上輸送費用を設定する．

exp UODi
exp UODj（1）j

このように海上輸送費用は，一定の仮定を置いて設定したものであり信頼性は高くない．海上輸送時間（時）及び寄効用関数UODiの説明変数の候補としては，3.1.1で挙げ港頻度の逆数（月/便）は国際輸送ハンドブック18）から設た金銭コスト：国内輸送費用COi，海上輸送費用CiD，時間定する．なお，寄港頻度については，荷主は前年の航路体

コスト：国内輸送時間TOi，海上輸送時間TiD，スケジュール

系を判断情報として，生産・販売計画を立案し，輸送を模

コスト：寄港頻度逆数1/FiDが考えられるが，多重共線性の索すると考え，分析年次前年の航 路データを採用して問題を回避するため，3.1.2で示した相関が高い説明変数

いる．

の組み合わせは避ける必要がある．

3時点の選択要因間の相関係数を表―2に示す．これに国内輸送条件と海上輸送条件の選考差を分析するためよるといずれの年次も国内輸送費用と総輸送費用（＝国には，COiとCiD，TOiとTiDを全て組み入れることが理想で

内輸送費用＋海上輸送費用），
海上輸送時間と総輸送時間ある．一方，COiとTOiは相関が強く同時に組み込むことは（＝国内輸送時間＋海上輸送時間）は極めて高い相関（相できない中，COiについては他の変数を組み合わせた場

関係数0.9以上）を有している．前者は，相手先による海上合，有意なパラメータを得られなかったことからここでは輸送費用のバラツキが国内輸送費用と比較して大きくない

TOiを採用する．また，CiDについては3.1.2で述べたようにこと，後者は，国内輸送時間に対して圧倒的に海上輸送時

データの信頼性が低く実際に有意なパラメータも得られな間が長いことからある程度自明の結果である．

かったことから除外する．これらを踏まえて，本稿では荷主

また，一般的に国内輸送費用と国内輸送時間も相関がの効用関数UODiを式（2）のように定義する．

高いと考えられるが，今回のデータでも3時点とも相関係数UODiは0.7以上で高い相関関係を示している．前述のように国内輸送費用と総輸送費用は極めて相関が高いため，国内輸（2）

ここでa1～a3はパラメータである．なお，直接的には金選択要因間の相関
国内輸送費用

2003年

海上輸送費用－0.032

総輸送費用

0.981
0.763
－0.0330.055－0.188－0.0820.992
0.774－0.0380.070－0.131－0.0560.909
0.752－0.0250.046－0.178

国内輸送時間海上輸送時間
総輸送時間
寄港頻度逆数海上輸送費用
総輸送費用

2008年

国内輸送時間海上輸送時間
総輸送時間
寄港頻度逆数海上輸送費用
総輸送費用

2013年

国内輸送時間海上輸送時間
総輸送時間
寄港頻度逆数042

a3 FiD

銭コスト系要因が説明変数に含まれていないが，前述のよ

送時間と総輸送費用の相関も高い．
■表— 2

a1TOi a 2TiD

運輸政策研究 Vol.21 2019

海上輸送費用

総輸送費用

国内輸送時間海上輸送時間

総輸送時間

0.164
－0.020

0.213
0.210
0.188

0.749
0.009
0.095
－0.149－0.022

0.092－0.217

0.993
0.007

－0.018

0.990
0.271

0.247

0.996
0.062

0.044

0.046
－0.079

0.340
0.328
0.478

0.765
0.005
0.112
－0.071－0.0580.082－0.1680.365－0.0540.679－0.184－0.100－0.189－0.036

0.042

0.324

－0.031－0.193－0.052

学術研究論文うにCOi，CODiと相関が極めて高いTOiを組み入れていることから間接的に含まれていると言える．

3.3 パラメータの説明力と限界効果からみた荷主の輸送ニーズの変化

3.2.2のパラメータ推定結果より，いずれの年次も国内輸
送時間TOiのt値が最も高い．前述のようにTOiは国内輸送

3.2.2 パラメータ推計結果

3.2.1で定義したモデルについて，3.1.2で整備したODペ

費用COiの代理変数でもあり，国内輸送におけるコストがアデータからOD間の実績経路選択肢が1つしかないもの

荷主の効用に大きな影響を与えていることがわかる．また，を除いた2003年478組，2008年464組，2013年648組のOD

3.2.3の限界効果算出結果よりTOiの限界効果は各港とも3ペアを対象に用いて最尤推定法で推計した3時点のパラ

時点でほとんど変動がなく，荷主の国内輸送コストに対すメータを表―3に示す．2008年の海上輸送時間TiDのみ有

るニーズはあまり変化していないと言える．

意なパラメータを得ることができなかったが，各年次とも自2003年において次にt値の高い説明変数は寄港頻度逆

由度調整済み尤度比は0.2を超えており一定の適合度を数1/FiDである．しかし，2008年ではt値が低下しており，こ有したモデルを得ることができた．なお，経路選択確率との時期，荷主の効用に対する寄港頻度の説明力が低下し

経 路 選択実 績割合の決定係数R2は，2003年モデルでていたと言える．2013年ではt値はいくぶん回復したが次に0.5728，2008年モデルで0.6076，2013年モデルで0.5433で述べる海上輸送時間TiDに若干逆転されている．また，限あり，高い相関があると言える．

界効用は，伊勢湾港を除き2003年から2008年にかけて大きく減少している．2013年にかけては伊勢湾港と広島港を除きいくぶん回復したものの2003年より小さい．よって，こ3.2.3 限界効果の算出

一般的に異なる選択確率関数のパラメータを直接比較することはできない．そこで3.2.2で得られた3時点のモデの期間では，荷主の寄港頻度に対するニーズは低下傾向にあったと言える．
残る海上輸送時間TiDについて，2003年のパラメータは，ルを説明変数で偏微分した限界効果を算出する．
限界効果とは，説明変数が1単位変化した時の選択肢i

符号は整合しているものの，t値が若干悪く効用の説明力の選択確率の変化であり，3時点の国内各港の限界効果にという点では有意性が低い．2008年では前述のように有ついて算出した結果を表―4に示す．

効なパラメータを得ることができず，海上輸送時間は効用

これによると同じ時点で各説明変数の限界効果を比較に影響を与えていなかったと言える．図―2で示したようにした場合，国内輸送時間TOiと海上輸送時間TiDについては2008年はトランシップ率が高く，この点からもこの時期は各港の立地条件等によりバラツキはあるもののオーダー的

時間センシティブが低かったと言える．一方，2013年ではな差はない．一方，寄港頻度FiDの限界効果については各t値は良好でかつ1/FiDを若干上回っている．また，2013年

港でオーダー的な差があり，既に一定の航路集積がある大のt値，常陸那珂港を除く限界効果は2003年より大きく，効

港湾より就航便数が少ない地方の港湾の方が限界効果が用への影響度が上昇している．よって，この期間では荷主大きい傾向にある．

の海上輸送時間に対するニーズは上昇傾向にあったと言
える．

■表— 3

パラメータ推計結果
説明変数

2003年

2008年

2013年

国内輸送時間TOi－1.867×10－1（－19.434）－1.910×10－1（－19.064）－1.873×10－1（－22.548）

海上輸送時間TiD－1.949×10－3（－1.698）－－2.760×10－3（－3.781）寄港頻度逆数1/FiD－5.417（－5.765）－1.943（－1.996）－3.284（－3.765）0.27580.30890.2712

自由度調整済み尤度比ρ2
注：括弧内はt値■表— 4以上をまとめると下記の3点となる．
① 2008年は推計結果が他の2時点と異なり，荷主の東南
アジア航路における経路（国内仕出港）選択要因として2要因のみが抽出された．
② 3時点を通じて，荷主は選択要因において，国内輸送時
間（≒国内輸送費用）を最も重視している．

限界効果算出結果
国内輸送時間TOi（1時間当たり）

京浜港
伊勢湾港
阪神港
北部九州港
清水港
広島港
三田尻中関港2003年－0.02533－0.04448－0.03113－0.03677－0.04385－0.04476－0.04412

2008年－0.02170－0.04407－0.03300－0.03429－0.04537－0.04587－0.04749

2013年－0.02382－0.04429－0.03197－0.03671－0.04138－0.03589－0.04511

海上輸送時間TiD（1時間当たり）

2003年－0.00026－0.00046－0.00033－0.00038－0.00046－0.00047－0.00046

2008年
－
－
－
－
－
－
－

2013年
－0.00035－0.00065－0.00047－0.00054－0.00061－0.00053－0.00066

寄港頻度FiD（1便/月当たり）

2003年
0.000430.001430.000700.015520.010150.081190.08003

2008年
0.000080.004210.000180.001390.004220.029180.030212013年
0.000300.000680.000450.002040.02023
0.03933
0.04943

注：時点比較可能な港湾のみ掲載

学術研究論文Vol.21 2019 運輸政策研究043

③ 海上輸送時間に関しては他の2要因とは傾向が異なり，

発東南アジア向け輸出貨物の荷主の輸送ニーズの2003年

2003年から2013年にかけて，限界効果が著しく上昇しから2013年にかけての変化について，日本－東南アジア間ている．

の航路体系の変化からの考察を試みる．

①については，前述のようにリーマンショックによる貨物表―5，6に日本発東南アジア航路の直送貨物量の推移

量の大幅な減少とそれに伴う船腹のだぶつきといった特を示す．これによると直送貨物量が多い仕出港は京浜港，異な状況下による影響が考えられる．よって2008年のモデ

伊勢湾港，阪神港である．

ルについては他の年次と同列に議論することは難しいこと

一方，2013年時点で直送貨物量が最も多い仕向港はレ
ムチャバン港である．また，ジャカルタ港，ポートケラン港，に留意が必要である．
一方，②のように東南アジア向け輸出における経路選択

ホーチミン港，バンコク港が100千フレートトン/月を超えてでは，国内輸送時間が極めて重要であることがわかった．

いる．以降，これらの航路を中心に2003年から2013年にまた，③のように2003年と2013年時点の比較から，スケかけての日本発東南アジア航路の変化と荷主の輸送ニー

ジュールコストと海上輸送時間がトレードオフの関係に

ズとの関係について考察する．

なっていることが推察される．すなわち，同じ国内輸送時

まず，日本の仕出港からの海上輸送時間の変化との関間である場合，より寄港頻度が多い仕出港が選択される係について考察を行う．表―7に3時点の日本仕出港から着傾向が強い場合（2003年）と，より海上輸送時間が短い仕目港への海上輸送時間の平均値と標準偏差を示す．標準

出港が選択される傾向が強い場合（2013年）に分かれて偏差は平均値の0.05～0.28倍でありバラツキはそれほど大いると考えられる．これについては市場の状態が異なってきくなく，平均海上輸送時間の変化がインパクトの主因にいる可能性があるため，次章ではこれに関して更に検討をなると考えられる．
2003年から2013年にかけての推移をみると，レムチャ

加えることとする．

バン港のみ横ばいで他の着目港はすべて平均海上輸送時

4──海上輸送時間・寄港頻度に対する荷主の間が微増しており，荷主としては時間的コストを下げるた■表— 6

ニーズの変化に関する考察

仕向港別東南アジア航路の直送貨物量の推移
単位：フレートトン/月

3章の分析により，東南アジアへの輸出における経路（国内仕出港）選択の最大要因は国内輸送コストでありそのニーズはほとんど変化がないこと，2008年は特異な状況

仕向国

仕向港
レムチャバンタイ

バンコク

インドネシア

ジャカルタ

2008年
137,722
79,21281,305

103,747
7,830
3,771

57,88162,658
2,160
2,215
2,154
141
33,2239,803
85
41,272

108,682

75,626

スラバヤ

下であったことがわかった．よってここでは，残りの2つのポートケラン

経路選択要因（海上輸送時間・寄港頻度）を中心に，日本

ペナン
マレーシア

2003年
134,832
155,431100,569

タンジュンペラパス
パシルグダン
クアンタン

■表— 5

ホーチミン

仕出港別東南アジア航路の直送貨物量の推移
単位：フレートトン/月

仕出港
京浜港
伊勢湾港
阪神港
北部九州港
苫小牧港
仙台塩釜港
常陸那珂港
新潟港
清水港
広島港

2003年
281,299
147,149
182,001
52,061
363
172
99
89
39,665
897

2008年
209,629
142,426
127,705
12,327伏木富山港
水島港
三田尻中関港

109
94
140
2,203

315

大分港

26
931

細島港
出典：全国輸出入コンテナ貨物流動調査12）044

運輸政策研究 Vol.21 2019

ダナン
フィリピン

マニラ
カガヤンデオロシンガポール シンガポール
カンボジア

シアヌークビル■表—7

仕出港からの仕向港別海上輸送時間の推移
単位：日

34,017426

46,60513712仕向港
レムチャバン
バンコク

785

高松港
三島川之江港34,555ハイフォン

出典：全国輸出入コンテナ貨物流動調査12）

志布志港
八戸港

2013年
422,615
288,462
264,659
35,183

ベトナム

2013年
269,231
100,168
195,488
1,330
113,406
11,025
3,487
11,005
4,457
106,608
70,0792,606
93,302
192
78,270
1,492

19
242

2,142
1,656
360

ジャカルタ
ポートケラン
ホーチミン

平均
標準偏差
平均
標準偏差
平均
標準偏差
平均
標準偏差
平均
標準偏差

2003年
10.7
2.0
10.6
1.0
13.5
2.8
11.0
1.9
9.6
2.7

2008年
9.8
1.3
10.4
0.9
12.8
2.5
11.0
1.9
9.6
2.7

2013年
10.7
0.5
11.8
0.8
13.6
1.9
11.2
2.8
11.3
1.8

出典：国際輸送ハンドブック18）

学術研究論文め，より所要時間が低い航路を模索するようになったと思係について考察を行う．表―9に3時点の日本仕出港からわれる．モデル上も海上輸送時間の有意性が上昇するとと着目港への寄港頻度の平均値と標準偏差を示す．標準偏もに，その限界効果も上昇しており，この考察と整合して差は平均値の0.47～1.00倍でありバラツキはかなり大きく，いる．

日本国内港湾における寄港頻度の格差，すなわち特定仕なお，海上輸送時間のバラツキについては一部を除き，縮小傾向にあり，サービスの均一化もうかがえる．

出港への寄港の集中がみてとれる．
2003年から2013年にかけての推移をみると，全ての着次に，経路選択の自由度の変化との関係について考察

目港で寄港頻度が増加している．これもまた荷主にとってを行う．表―8に3時点の東南アジア航路における仕向港の積み込みチャンスの増大であり，その分スケジュールコス

別日本国内仕出港数を示す．

トの重要性が低下したと考えられる．一方，標準偏差は2003年から2013年にかけての推移をみると，
着目港のう

ポートケラン港を除き拡大している．これは荷主が，前述のち，レムチャバン港，バンコク港，ジャカルタ港を仕向港とように国内仕出港における寄港頻度の格差ありきで経路する航路について日本国内の仕出港が減少しているが，選択をするようになったということである．モデル上の寄港

ポートケラン港，ホーチミン港については増加しており，非頻度逆数の有意性，清水港を除く寄港頻度の限界効果の着目港を含めると増加している港湾が多い．利用できる国挙動も前述同様であり，これらの考察と整合している．

内港湾の増加は，荷主にとっての積み込みチャンスの増大以上から，荷主のニーズは2003年の寄港頻度重視からであり，その分スケジュールコストの重要性が低下したと考2013年の海上輸送時間重視にシフトしており，日本－東南えられる．モデル上も寄港頻度逆数の有意性が低下するとアジア間の航路体系の変化は，日本荷主の海上輸送ニー

ともに，清水港を除き寄港頻度の限界効果も低下しており，ズの変化に影響を及ぼしていると言える．

この考察と整合している．
最後に，日本の仕出港における寄港頻度の変化との関■表— 8

5.1 得られた知見と今後の港湾政策における示唆

仕向港別日本国内仕出港数の推移
単位：港数

仕向国

仕向港
レムチャバンタイ

バンコク

インドネシアジャカルタ
スラバヤ
ポートケランペナン

マレーシア

タンジュンペラパス
パシルグダン
クアンタン
ホーチミン

ベトナム

ハイフォン
ダナン

フィリピン

マニラ
カガヤンデオロシンガポール シンガポール
カンボジア

シアヌークビル

2003年
11
9
7
0
6
6
5
0
0
6
0
0
7
0
12
0

2008年
7
7
6
0
6
5
7
6
2
6
5
4
11
0
7
0

2013年
7
6
6
5
9
6
7
5
2
8
6
5
12
2
9
2

出典：全国輸出入コンテナ貨物流動調査12）■表— 9

単位：便/月レムチャバンバンコク
ジャカルタ
ポートケラン
ホーチミン

平均
標準偏差
平均
標準偏差
平均
標準偏差
平均
標準偏差
平均
標準偏差

出典：国際輸送ハンドブック18）

学術研究論文

本稿は，近年港湾政策において重要度が高まっている
日本－東南アジア航路を対象に，3時点の経路選択モデル
を構築，比較することにより日本荷主の海上輸送ニーズの変化について分析，考察を行ったものである．得られた知見・成果を以下に示す．
① 3時点の多項ロジット型の荷主の経路選択モデルを構築し，そのパラメータを推定し，各説明変数の限界効果を算出した．
② パラメータの安定性及び限界効果の3時点比較から荷主の輸送ニーズが経年的に変化していること及び2008
年が特異な状況であったことを確認した．
③ 限界効果の比較によると3時点を通じて荷主は東南アジア航路における経路選択において時間的・金銭的国
内輸送コストを重視していることがわかった．

仕向港別日本国内仕出港寄港頻度の推移
仕向港

5──終わりに

2003年
18.3
18.4
22.6
18.6
19.2
14.3
35.6
26.7
10.5
5.0

2008年
42.1
35.6
33.3
18.2
14.3
12.9
42.7
25.2
17.9
11.3

2013年
48.3
36.9
26.2
21.6
26.5
16.5
46.3
22.7
20.6
17.9

④ 海上輸送時間と寄港頻度に対する荷主の選好はトレードオフの関係にあることが推察され，航路体系の変化
が選好の変化に影響を及ぼしている可能性があることがわかった．
②及び④は，自然な結論ではあるが，港湾のユーザーである荷主のニーズは変化していることを定量的に示すことができた．これを踏まえると，日本荷主の便益向上を目的とする港湾政策の立案においても，その常々の航路体系などを踏まえて力点を変えていくことが不可欠である．
③を踏まえると，荷主の効用を高めるためには，仕出港
Vol.21 2019 運輸政策研究045

までの国内輸送費用・輸送時間の低減が重要であり，国チを用いたが，このアプローチでは船社側の行動は反映さ

内輸送網の整備が課題であることも改めて明らかにするれていない．前述の航路集約や国内輸送網強化施策は当ことができた．

然船社の行動にも影響を与えるものであり，
Takebayashi19）

また，本稿では，全国輸出入コンテナ貨物流動調査をが航空輸送市場を対象に提案している運航頻度制御型の使用し，②のように港湾政策の評価の基礎となる荷主の海bi-levelモデルのようなネットワーク均衡モデルの適用な上輸送ニーズの変化を把握した．同調査の実施は5年に1

ど，分析への船社行動の組み入れも課題である．

度であり，とりまとめにも時間を要するため，リアルタイムな
ニーズ変化の把握は困難である．しかし，4章では，荷主

謝辞：本研究の成果の一部は，（公社）日本港湾協会の港ニーズの変化は航路体系の変化から一定程度の推測が可湾関係研究奨励助成金による助成を受けたものである．

能であることを示した．毎年のデータを比較的入手容易なまた，（一財）みなと総合研究財団の支援も受けている．こ

データから輸送ニーズの変化を推測可能であることを示し

こに記して謝意を表したい．

たことも本稿の1つの成果である．

参考文献
1）Port of Rotterdam［unknown］,“Port of Rotterdam”,（online）, https://

5.2 今後の課題1章で述べたが，著者らの研究目的は港湾政策の良否の評価である．よって，本稿で得た効用関数のパラメータを用いた計量経済的な施策評価が今後の課題となる．例えば，各港湾におけるこれまでの東南アジア航路施策の事
後評価や国の中長期政策で検討されているシンガポール
へのシャトル便4）の評価などへの適用が考えられる．また，www.portofrotterdam.com/en, 2017/10/2.
2）国土交通省港湾局［2010］“，スーパー中枢港湾政策の総括と国際コンテナ戦
略港湾の目指すべき姿”，国際コンテナ戦略港湾の選定を検討する港湾の募集について，添付資料－1．
3）国土交通省［2005―2017］，『港湾統計（年報）』．
4）交通政策審議会港湾分科会［2017］“，港湾の中長期政策「PORT 2030」中間とりまとめ”．
5）Tiwari, P., Itoh, H., and Doi, M.［2003］,“Shippers’port and carrier
selection behavior in China : A discrete choice analysis”, Maritime
Economics and Logistics, Vol.5, pp.23-39.

5.1でも述べたように東南アジア航路における日本荷主の6）Malchow, M. B. and Kanafani, A.［2004］,“A disaggregated analysis of

効用を高めるためには，荷主から仕出港までの輸送費用，

7）茅野宏人・石黒一彦［2014］，“ 配船スケジュールを考慮した荷主の港湾選

輸送時間の低減が重要な政策課題であり，国内輸送網の択 行 動 分析 ”，「 土 木 学会 論 文 集D3（ 土 木 計画学）」，Vol. 70，No.5，pp.

整備・強化や航路の集約施策の評価を行いたい．
分析の枠組について，本稿では東南アジア航路貨物のみを分析対象としたが，他の地域の貨物との比較分析を行うことにより，
東南アジア航路の特徴がより浮き彫りになると考えられる．また，4章では，荷主の海上輸送ニーズと航路体系の関係について定性的な説明を試みたが，このような輸送のサプライサイドの検討に加え，デマンドサイドである日本－東南アジア間の産業構造・サプライチェーンのport selection”, Transportation Research Part E, Vo1.40, pp.317-337.

I_789-I_799．
8）Tongzon, J. L . ［20 09］, “Por t choice and freight for warders”,
Transportation Research Part E, Vol.45, pp.186-195.
9）Tran, T. A. T. and Takebayashi, M.［2017］,“Feasibility analysis of partial
cooperation between government and port in the multiple port system”,
Transport Policy Studies’ Review, 早期公開版 Vol.20 2017, pp. 1-10.
10）佐々木友子・赤倉康寛・渡部富博［2017］“，我が国とアジア・欧米地域との国際海上コンテナ貨物流動に関わる経路選択モデルの構築”，「国土技術政策総合研究所資料」，No.943．
11）木俣順・丁子信・竹林幹雄［2016］“，我が国の東南アジア航路における港湾
選択要因の変化に関する考察”，「日本沿岸域学会研究討論会講演概要集」，
Vol. 29，CD-ROM．

関係についても定性的，定量的な分析を行う必要がある．

12）国土交通省港湾局［2004, 2009, 2014］，『 全国輸出入コンテナ貨物流動調

さらに，本稿では直送航路利用貨物のみを分析対象とし

13）国土交通省総合政策局，“ 総合交通分析システム（NITAS）”，http://www.

たが，トランシップ航路利用貨物も含めた分析も今後の課

mlit.go.jp/sogoseisaku/soukou/sogoseisaku_soukou_fr_000021.html，題である．
次に，本稿における分析に関する今後の課題を以下に示す．まず，他の年次と様相が異なる結果となった2008年については，本稿ではリーマンショックによる影響によるものと整理したが，特異な状況下での荷主の行動についての分析が課題として残っている．4章では，航路体系の指標として，仕出港数，仕向港数，寄港頻度を採用して分析した．従来東南アジア航路に投入されるコンテナ船の船型

査』．

2018/3/16．
14）柴崎隆一・渡部富博・家田仁［2011］“，船社・荷主の最適行動を考慮した国
際海上コンテナ輸送の大規模シミュレーション”，「土木学会論文集D3（土木計画学）」，Vol. 67，No.4，pp.455-474．
15）（特法）日本貿易振興会海外調査部［2003］，『第13回アジア主要都市・地域の投資関連コスト比較』．
16）（独法）日本貿易振興機構海外調査部［2008］，『第18回アジア主要都市・地域の投資関連コスト比較』．
17）（独法）日本貿易振興機構海外調査部［2013］，『第23回アジア・オセアニア主要都市・地域の投資関連コスト比較』．
18）（株）オーシャンコマース［2003, 2008, 2013］，『国際輸送ハンドブック』．
19）Takebayashi, M.［2011］,“The runway capacity constraint and airlines’

はそれほど大きくはなかったが，近年大型化が進んでおり，

behavior: choice of aircraft size and network design”, Transportation

今後は船型の考慮も必要であると考えられる．

Research Part E, Vol.47, pp.390-400.

また，本稿では荷主の効用に基づくロジット型アプロー

046

運輸政策研究 Vol.21 2019

（原稿受付2018年4月13日，受理2018年10月12日）

学術研究論文Port Choice Behavior of Shippers to ASEAN: Based on the Container Shipping Survey 2003, 2008 and 2013
By Jun KIMATA and Mikio TAKEBAYASHIThis paper aims to analyze the change of maritime transport needs of Japanese shippers for Japan-Southeast Asia route, by
the route choice model using OD survey data in 2003, 2008 and 2013. We analyze the shipper’s port choice behavior withthree elements. The results show that the domestic transportation cost is the most important factor to choose the departure
port: this tendency remains the same at each time. Furthermore, we discuss the difference in the market conditions
affecting the structural change of shipper’s decision-making.
Key Words : container transport, Southeast Asian market, needs of shippers, time comparison, route choice model

学術研究論文Vol.21 2019 運輸政策研究047