査読付き論文

戸別所得補償制度下における米政策の定量的評価*

直 喜**

小 野 寺

（岩手県庁）

木 村

真***（兵庫県立大学大学院シミュレーション学研究科准教授）

1. はじめに政府は，米政策改革の一環として，戸別所得補償の制度（以下，本制度）を 2010 年に戸別所得補償モ
デル対策として試験導入し，2011 年に農業者戸別所得補償制度として本格実施した。本制度は，販売価格
が生産費を恒常的に下回っている作物を対象に，その差額を交付するという制度で，農業経営の安定と国内生産力の確保を図り，もって食料自給率の向上と農業の多面的機能を維持することを目的としている1)。
対象作物には米以外も含まれるが，2010 年の戸別所得補償モデル対策では米農家を対象とする米戸別所得補償モデル事業（以下，モデル事業）が予算規模全体の約 62％を占める。また，農業者戸別所得補償制度
では，戸別所得補償モデル対策と比較すると，対象とする作物に麦・大豆等の畑作物を加えたことが大きな相違点として挙げられるが，依然として米生産農家の比重は大きい2)。したがって，本制度は主として米生産農家の経営を安定させることを目指した政策という側面が強い。
本制度の特徴として，農家の所得補償や米価変動に対して支出する補助金のシステムであることと，米の生産調整に参加している農家を対象としていることが挙げられる。生産調整への参加を条件にしている
理由として，これまでの米政策において農業者・農業者団体の主体的な取組が定着していることから，その取組を尊重していくことが不可欠である，ということが挙げられている3)。
*2014 年 1 月 27 日受付，5 月 14 日受理。本稿は，北海道大学公共政策大学院の HOPS Discussion Paper Series (No.15) を大幅に加筆修正したものである。旧稿の作成にあたっては，安部由起子教授（北海道大学）から有益なコメントを頂いた。また，論文の改訂に当たり，本誌レフェリー
から有益なご指摘を頂いた。ここに記して感謝したい。ただし，本稿における誤りは，全て筆者に帰するものである。なお，本稿の内容は，筆者が所属する組織とは一切関係がない。
**
1982 年生まれ。2005 年酪農学園大学酪農学部卒業後 IT 企業に勤務し，2011 年北海道大学公共政策学教育部修了，同年岩手県庁入庁。
***
1975 年生まれ。2000 年大阪大学経済学部経営学科卒，05 年大阪大学大学院経済学研究科（博士後期課程）単位取得退学，08 年大阪大学博士（経済学）取得。04 年㈶関西社会経済研究所研究員，05 年北海道大学公共政策大学院特任助教を経て，11 年兵庫県立大学大学院シミュレー
ション学研究科准教授。日本経済学会，日本財政学会，日本地方財政学会，日本年金学会に所属。
1)
農林水産省（2011a）。
2)
制度の相違については，2 節で述べる。
3)
同上。

1

－ 43 －

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No.50（2014.9）

そもそも生産調整政策は，1960 年代後半に顕在化した米の生産過剰と古米在庫の累積を背景として，
1969 年度に試験的に実施されたことにはじまる4)。以降，生産者米価はさまざまな政策的考慮からある程度高めに維持しつつ，それによって生ずるであろう過剰分は，他の作物をつくるインセンティブをつけた奨励金を交付することで事前に防止するシステムが一貫してとられた。すなわち，生産者米価は農家所得
補償，転作奨励金は需給調整というように，両者の役割分担が定められたのである5)。したがって，生産調整は，過剰米対策としての側面と所得補償としての側面をもっている。
従来の生産調整に加えて，本制度により新たな所得補償のしくみを実施するということは，消費者の需要の低下とともに米価は下がり続け，生産調整により価格を高止まりさせたとしても，農家の所得を確保できない現状を表している。
生産調整の廃止または緩和に関する議論に関しては，段階的に生産調整を廃止することにより，将来的には米価は現在の価格より安い 9,500 円に下落し，現在よりも多い供給量約 1,000 万トンになるとして，生産調整を段階的になくしていくべきとする意見がある6)。米価が低下するため，消費者は安い価格で米を購入することが可能になり，国際競争力が高まり，アジア市場に米を輸出することが可能になるとしている。
生産調整政策はカルテルであるとし，カルテルによる高米価政策は一時的には効果があるが，需要の落ち込みにより消費が減少し，さらに生産調整圧力を高めなければならなくなるため，長期的には有効な政策でないとする立場もある7)。この立場も，生産調整がない状態を目指すべきとする。
以上のように，政府が生産調整の必要を認め実施している一方，生産調整を廃止した方がよいとする主張もある。したがって，本制度の効果を定量的に明らかにするにあたっては，生産調整の有無による効果の違いを考慮することが重要である。本稿は，本制度や生産調整が農家の所得や社会厚生に与える影響を定量的に評価する。本稿の結果は，本制度だけでなく，従来の生産調整に関する議論に対しても重要な示
唆を与えることになろう。
本稿は，米市場と農地市場を想定し，前者は農家の米生産量と消費者の米需要，後者は農家の農地需要と総農地面積とが同時に均衡する価格を部分均衡分析によって求め，本制度を定量的に評価している。具
体的には，本制度を数学的にモデル化し，政策を実施した場合の均衡を求めている。また，本稿では農地
市場における農地の総供給量を操作することによって生産調整の効果を定量的に評価している。
米の政策分析を行っている研究としては，Otsuka and Hayami (1985) や Fujiki (2000) ，高橋（2009）等が挙げられる。Otsuka and Hayami (1985) は，政府が米の買入を行っていた当時の制度をモデル化し，部分均衡分析を行い，余剰分析により政策を評価している。Fujiki (2000) は，米市場と農地市場を想定し，部分均衡分析を行っている。ミニマムアクセス米を輸入した場合や関税化した場合，生産調整をなくした場合などをケース分けしてシミュレーションすることで，農地流動や農家所得に対する影響等を分析している。
高橋（2009）では，Otsuka and Hayami (1985) を参考にモデルを定式化し，1995 年以降の政策の影響を余剰分析によって評価している。
本稿は，Fujiki (2000) のモデルを参考に，本制度の効果を分析する。Fujiki (2000) のモデルは，農地市場と米市場の同時均衡を扱っており，農地供給量を操作することで生産調整を廃止した場合の影響を分析す4)

中渡（2009）。
佐伯（1989）。
6)
山下（2009）。ただし，筆者の調査では，推計の方法や結果等の詳細な資料を見つけることができなかった。この点に留意する必要がある。
7)
本間（2006）。
5)2－ 44 －

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ることができる。本稿は，この Fujiki (2000) のモデルを拡張し，戸別所得補償政策による補助金を定式化
して組み込むことで同政策による補助金と生産調整の影響を分析した点が特徴となっている。
2 節では，本制度のモデル化について説明し，米市場と農地市場を想定した本稿の理論モデルを示し，両市場の均衡条件について明らかにする。3 節では，分析で用いている農家の規模分布を説明し，生産要
素の弾力性パラメータと生産関数の技術係数について解説する。4 節では，シミュレーションのケース設定について説明し，分析結果を明らかにする。5 節では，分析結果を踏まえ，本制度と生産調整の政策効
果についてまとめ，残された課題について述べる。

2. モデル
本稿のモデルの全体像は，図 1 に示してある。市場は，米市場，都府県の農地市場，北海道の農地市場に分けられ，主体は，都府県の非流動地域の農家，都府県の流動地域の農家，北海道の農家，消費者に分けられる。Fujiki (2000) では，流動的な農地が生じる条件として，（1）傾斜が 100 分の 1 未満の平地，（2）
農業振興地域農用地区域，（3）区画 30 アール以上に整備済みの水田であることを挙げている。この条件を満たす水田は，都府県で約 32.9%，北海道で 78.6%であるとし，（イ）北海道の流動地域の割合が高いこと，（ロ）
全国の農地に占める割合が小さいことを挙げ，都府県の農地は流動地域と非流動地域に分ける一方で，北海道の農地は単純化のために流動地域しか存在しないこととして分析している8)。本稿もこの想定に基づく。
都府県の流動地域と非流動地域，北海道の農家は生産した米を米市場に供給し，消費者が需要する。また，都府県，北海道ともに農地市場に供給される農地は有限で，都府県の流動地域の農家は都府県の農地市場から，北海道の農家は北海道の農地市場から農地を需要する。なお，農家については，農地規模階層
別の平均的農家を想定する。
図 1 本稿のモデルの全体像

8)

モデル上での都府県の流動地域と非流動地域の農家数・農地面積の扱いについては，3.1 節で説明する。

3－ 45 －

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2.1 戸別所得補償政策
政府は，農業従事者の減少・高齢化・農業所得の減少等の問題を解決するために，2010 年に戸別所得補償モデル対策を実施した9)。当対策は，米農家に限らず特定の品目を生産している農業者を対象にしている。そのうち米農家を対象とする政策として，米戸別所得補償モデル事業がある。また，当対策は，事業運営を検証するために試験的に行われたものであり，後を受けるかたちで農業者戸別所得補償制度が 2011年に本格実施された。
農業者戸別所得補償制度は，米以外の農家も対象とした政策になっているが，米農家を対象としている
ものでは，米の所得補償交付金，米価変動補填交付金及び規模拡大加算交付金がある。米の所得補償交付金と米価変動補填交付金はモデル事業の定額部分，変動部分にそれぞれ対応しているが，規模拡大加算交
付金はモデル事業にはない。しかし，規模拡大加算交付金の 2011 年度の実績は約 34 億円で，米の所得補償交付金（約 1,533 億円）に占める割合が約 2％と小さいため，モデル事業と農業者戸別所得補償制度はほぼ同じスキームで行われている政策であるといえる。そこで本稿では，本制度の補助金支払いスキームについて，予算規模の小さい規模拡大加算交付金を捨象した形であるモデル事業のスキームをモデル化して分析を行う。
モデル事業の対象農業者は，生産数量目標に即して生産を行った販売農家または集落営農である10)。したがって，政府・農協から割り振られた生産数量に従った農業者のみが補助金を受けられる。
補助金の交付単価は，定額部分と変動部分に分かれる。定額部分は全国一律単価で，販売価格にかかわらず 10 アール当たり 15,000 円が交付される11)。変動部分は，実施した年の販売価格が標準的な販売価格12)（基準米価）を下回った場合に交付され，その差額を基に 10 アール当たりの交付単価が算定される。
モデル事業の対象面積は，対象農業者が作付する水田の面積とし，1 アールを単位としている13)。ただし，主食用米の作付面積から自家消費米や縁故米分として一律 10 アールが対象から外される。
以上を踏まえ，本稿では米農家一戸当たりのモデル事業による補助金額を次のように定式化する。
__

�� � �� − �)����� − 10) � 1�00��� − 10) , if � � ��� � 1�00��� − 10),_if � � �(1)

ここで，�̅ は基準米価，�は市場米価，�� は農地規模階層�の農家の農地面積である14)。第 1 項は変動部分，

第 2 項は定額部分の交付額に対応する。前者は，1 アールあたりの平均収量である 53 キログラムに 10 アールを除いた農地面積を乗じて計算される農地規模階層�の農家の平均収量を求め，それに基準米価と市場米価の差額を乗じたものである。後者は，1 アール当たりの交付単価である 1,500 円に 10 アールを除いた農地面積を乗じたものである15)。基準米価よりも内生的に決まる米価が小さい場合は変動部分と定額部分の9)農林水産省（2010）。
本事業の対象となる販売農家は，販売を目的として主食用米を生産する農家である。また，集落営農については，複数の販売農家により構成される任意組織であって，組織の規約及び代表者を定め，かつ，交付対象作物の生産・販売について共同販売経理を行っているものである。
生産数量目標についての詳細は「戸別所得補償モデル対策実施要綱（別紙 6）」を参照されたい。
11)
農林水産省（2010）。
12)
標準的な販売価格は，2008 年から 2010 年の農林水産省「相対取引価格」の全銘柄平均を平均したものから流通経費等を除いたものである。
13)
交付対象となる水田の詳細については，「戸別所得補償モデル対策実施要綱（別紙 8）」を参照されたい。
14)
本稿では，3 節で説明するベンチマークにおける均衡米価を基準価格とする。補助金額は，基準米価と内生変数である米価の差額によって決まる。実際の政策運用では 1 アール未満を切り捨て 10 アール当たりの交付単価を算定しているが，本稿のモデルは 1 アール当たりの交付単価を算定している。
15)
1 アール当たりの平均収量（53 キログラム）と交付単価（1500 円）は実際の算定式に従っている。
10)

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補助金が交付されるが，逆の場合は定額部分のみの交付となる。市場米価が低く，土地保有量が大きくなるほど交付額は大きくなる。なお，補助金の交付対象は販売農家のみとする16)。

2.2 生産者（農家）行動
本稿のモデルでは，農地が流動的な流動地域と非流動的な非流動地域を分けて扱う。流動地域では農地
市場で農地が取引され，非流動地域では農地市場が機能せず，農地は取引されず所与として扱われる。したがって，流動地域の農家は市場での農地価格を基に農地需要量を最適化できるが，非流動地域の農家は
農地需要量を最適化することができない17)。以下では，流動地域と非流動地域の農家の生産関数からそれぞれの最適化行動を導出する。
（1） 流動地域
流動地域の農家は，すべての生産要素を最適化することができると仮定する。農地規模階層�の農家は，次の生産関数のもとで米を生産する。

��

��

��

��

��� = ��� ��� �� ��� �� ��� �� ��� �� � � = �� ℎ(2)

� は米の生産量（単位：キログラム），� は技術係数，� は生産資材（単位：円），� は農業機械（単位：円），� は労働時間（単位：時間），� は農地面積（単位：アール）である。� は都府県もしくは北海道の区分を示している（�：都府県，ℎ：北海道）。��，��，��，�� はそれぞれの生産要素の弾力性パラメータで，� = �� � �� � �� � �� � � として規模に関して収穫逓減を仮定する。生産調整により未耕作_となっている潜在的農地面積（単位：アール）� � を固定費用として考慮すると，農家の利潤関数は次のように示せる。

_

��� = ���� � ��� � �� ��� � �� ��� � �� ��� � ��� ���� � ���� ��� = �� ℎ(3)

� は 1 キログラム当たりの米価格である。�� (� = �� �� �� �) は，それぞれの生産要素の価格である。� は(1) 式で示したモデル事業の補助金額である。米の生産量に米価を乗じた値に補助金額の合計を加え，各生産要素の費用を除いたものが利潤になる。
生産要素の市場が競争的であれば，農家は利潤を最大化するように各生産要素の配分を決める。利潤最大化の一階の条件を生産関数に代入すると，米の供給関数を求めることができ，次のように示せる18)。

16)

モデル事業では集落営農も交付対象としているが，集落営農の生産費に関する統計が存在しないため，本稿では交付対象にしていない。
このような仮定は，農地価格によって農地が取引されていない現状に適合するものとして，Fujiki (2000) でも同様に扱われている。
18)
農家は米価格�，農地価格�� ，生産資材価格�� ，農業機械価格�� ，賃金�� を所与として最適化問題を解く。ただし，本稿は，流動地域においては米市場と農地市場のみを想定しているため，米価格�と農地価格�� は内生変数，その他の価格は外生変数として扱われる。
17)

5－ 47 －

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������ �����
���
����
����
����
��
��
��
��
���
��
��
��
��
��
��� ��� ��� � � ������ ���
��
�
�
�
�
�
�
� �
��
��
��
��� � �(4)

��は交付対象の農地面積 1 アール当たりの補助金単価であり，次のように示せる。
_(5)� � ��(� � �) � ����また，利潤関数を生産要素価格で偏微分すると，派生需要関数が求まる。したがって，農地の需要関数
���� (� � �� �) は次のように示せる。
����
��
�����

�

�
����
����
���
��� ��� ��� � � �� ������ ��� �� ��������� � ������ ���� ���� ���� ���� ���� �����
��
�
�
�
�
� �
��
��
��

(6)

また，この式から，農地需要関数は米価と補助金に対して増加関数であることがわかる。
都府県における流動地域の農家の米供給関数を集計したものが ���(�� ��� ) になり，北海道の農家の米供給関数を集計したものが����(�� ��� ) になる。また，都府県における流動地域の農家の農地需要関数を集計したものが ���(�� ��� ) になり，北海道の農家の農地需要関数を集計したものが����(�� ��� ) になる。
なお，農地市場は都府県と北海道で分断されていると仮定しているため，農地価格はそれぞれの市場で決定する。��� を都府県または北海道の流動地域における農地規模階層�� の農家数とすると，流動地域の米総供給関数と農地総需要関数は次のように示せる。

���(�� ��� ) � � ��� (�� ��� )���(7)

���(�� ��� ) � � ��� (�� ��� )���(8)

���(�� ��� ) � � ��� (�� ��� )���(9)

���(�� ��� ) � � ��� (�� ��� )���

(10)

�

�

�

�

（2） 非流動地域（都府県のみ）
非流動地域は，農地市場が機能していない地域で農地には価格がつかない19)。農家は生産資材 � のみ調整可能で，農地面積 � や農業機械 �，労働時間 � は所与である。非流動地域の農地規模階層 � の農19)

Fujiki (2000) では，農地市場が機能しない理由として，（1）大規模農家が小規模農家を統合したとしても十分な利益がない，（2）作付地が面的に集中していない，（3）将来の作付地の販売期待があることを挙げている。このような仮定は現実的に起きている現状に適合するため，本稿では非流動地域を想定して分析する。

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家は次の生産関数に基づいて米を生産するものとする。
��� �����
���� = �� ����� = �� ��� ��

(11)
(12)

� と � は，農業機械�と労働時間�の弾力性のパラメータで，� は技術係数である。 (12) 式は所与の式として成立している20)。米の生産量に米価を乗じたものに補助金額を加え，要素費用を除くと利潤を求めることができ，農家の利潤関数は次のように示せる。

�� = ��� � �� � �� �� � �� �� � �� ��(13)

生産要素の市場が競争的であれば，農家 � は価格を所与として利潤を最大化するように生産資材の最適配分を決める。利潤最大化の一階の条件を (11) 式に代入すると非流動地域の供給関数を求めることができ，次のように示せる21)。

���
�
���
�����
��
�
����� �����
����
�
�
�
��� ����� (�) = �
��

(14)

(14) 式には補助金の係数が入っていないため，米の供給量は補助金の影響を受けないことがわかる。農家�の供給関数を集計すると米市場における非流動地域の総供給関数になり，農地規模階層�の農家数を��とすると次のように示される。

���(�) = � �� (�)��
�

(15)

2.3 消費者行動
消費者の米の需要関数は，次のように表せるものとする。

�(�) = �������

(16)

ここで，��はシフトパラメータである。本稿では，米の需要の価格弾力性の推計は行わず，先行研究の値を用いて分析を行う。Fujiki (2000) では，Kako et al. (1997) の結果を踏まえ需要の価格弾力性を-0.13 と仮定し計算している。本稿でもこの弾力性を使って分析を行う。シフトパラメータ � は，ベンチマーク

20)(12) 式は，土地と資本，労働の関係が固定されていることを表したものである。シミュレーションの計算では (12) 式を直接的に用いてはいないが，非流動地域の理論モデルとして存在している。Fujiki (2000) は�� � �の値を設定していないが，本稿は荏開津（1978）の設定（� � � � �）
を用いる。
21)
非流動地域においては米市場のみを想定しているため，米価格�� は内生変数，その他の価格は外生変数として扱われる。

7－ 49 －

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No.50（2014.9）の均衡における価格が約 221 円の時，米の需要量約 735 万トンが満たされるものとして推計する22)。

2.4 市場均衡
米市場と農地市場の均衡は，それぞれ次のように示せる。

������ ��� ) + �����) + ������ ��� ) � ���)
_

_

(18)

_

_

(19)

�� � � ���� � ������ ��� )��� � � ���� ������ ��� )
_

(17)

_

�� は都府県の総農地面積，�� は北海道の総農地面積である。農地面積は国土面積に規定されるため，都

府県・北海道ともに農地面積の総量は定数になる。

本稿は，米市場の均衡と農地市場の均衡が同時に達成される米価・農地価格で取引されると仮定している。米の供給関数は，都府県の流動地域と非流動地域及び北海道の米の供給関数の合計である。米市場の均衡は，米の供給量と需要量が等しくなる米価と農地価格の下で実現する。
また，農地市場の均衡に関しては，都府県の流動地域と北海道の農地市場は分断されており農地価格はそれぞれの市場で決定される。都府県と北海道の各農地市場では，農家の農地需要量の合計と未耕作の潜在的農地を除く総農地面積がそれぞれ等しくなる。なお，生産調整廃止の影響を分析するときには，潜在_的な農地がなくなり，� � をゼロとして均衡を求める。

均衡では，米市場及び都府県・北海道の農地市場が同時に均衡し，それぞれの市場における価格が決まる。均衡価格を求めるには，(17) (18) (19) の連立方程式を解けばよい23)。

3. データ2 節で述べたモデルの均衡を数値的に求めて分析を行うには，現実の均衡を近似的に再現できるようなパラメータや初期条件の設定が必要である。具体的には，生産関数を推計するのに生産費のデータが必要になる。本稿では，モデル事業が実施されていなかった 2010 年以前で最も直近をベンチマークとすべく，
農林統計協会『2005 年農林業センサス』と 2005 年産から 2008 年産の農林統計協会『米及び小麦の生産費』
を用いた。
ただし，
『農林業センサス』には総作付面積と農家数の分布に関するデータはあるが生産費のデー
タはなく，一方，『米及び小麦の生産費』には農家数の分布に関するデータはないが各生産要素の投入量の記載がある。そこで，本稿では農家数の分布について『農林業センサス』を用い，生産関数の推計に『米及び小麦の生産費』を用いる。

3.1 農家の規模分布『2005 年農林業センサス』には，2005 年時点の農家数と作付面積，潜在的農地面積（「過去一年，稲以22)23)

ここでの米価と需要量は，調整後の米価を基に求めた値を用いる。調整後の米価については 3 節を参照。
本稿では，Mathematica8.0 における FindRoot 関数を使用し数値解析を行った。

8－ 50 －

戸別所得補償制度下における米政策の定量的評価

外，または作付けしない」に記載のある値）が記載されている。この統計の規模分布の区分を，『米及び麦類の生産費』にあわせて 0.5 ヘクタール未満，0.5-1.0，1.0-2.0，2.0-3.0，3.0-5.0，5.0-10.0，10.0 ヘクタール
以上の 7 区分に調整する。
表 1 には，農家及び農地分布を掲載した。統計データの農家数は『2005 年農林業センサス』の値で，一戸ごとの作付面積は『米及び小麦の生産費』の値を 4 年平均したデータである。規模別の作付面積の合計
は，農家数と一戸ごとの作付面積を乗じたものである24)。
調整後データは，統計データをモデルの設定に合うように調整したものである。まず，本稿の設定上，都府県を流動地域と非流動地域に分ける必要から，2 節で述べた想定に基づき，規模別の農家数と作付面積の合計のそれぞれ 32.9％を流動地域の農家数と作付面積とし，残る 67.1％を非流動地域の農家数と作付面積とした。次に，生産調整をやめた際には，流動地域の作付面積が潜在的農地の分だけ増加し，非流動地域の作付面積は増加しないものとする25)。なお，生産調整をやめたとしても新規に参入する農家はなく，農家の規模分布や合計数は変化しないと仮定する。
さらに，『米及び小麦の生産費』には，農地価格について規模ごとに異なった値が記載されている。これをモデルの設定に合わせるため，都府県，北海道それぞれで同一の価格になるように調整した。具体的には，まず規模別の農地価格，作付面積，農家数を乗じて規模別の農地額の合計を求め，規模別の作付面積と農家数を乗じて規模別の農地面積の合計を導きだす。こうして得られた規模別の農地額の合計と農地面積の合計を，都府県と北海道を別々に合計し，農地額の合計を農地面積の合計でそれぞれ割ることで都府県と北海道の調整後の農地価格が得られる。規模別の調整後の農地面積を求めるには，規模別の農地額の合計を調整後の農地価格と規模別の農家数を乗じたもので割ることで求められる。

3.2 生産技術
本稿は，平成 17 年産から平成 20 年産の『米及び小麦の生産費』の都府県，北海道の各規模別のデータを使い，Cobb-Douglas 型の生産関数を想定して分析を行う。各生産要素の値は，年産ごとに集計し，平成
20 年価格を 1 とするようにデフレートする26)。デフレートした値の 4 年平均を求め，この値を使ってパラメータを推計する27)。なお，生産要素の単位は 1 アール当たりの金額に，また，作付面積の単位は 1 アー
ルになるように計算する。以下，各生産要素に関して説明する。

24)
両統計の作付面積の合計を比較すると，『米及び小麦の生産費』の都府県の作付面積の合計は，『2005 年農林業センサス』の作付面積の合計の約 1.054 倍で，北海道においては約 0.866 倍となっている。各規模のシェアは，都府県では最大で約 1.5%，北海道では約 9%の差があるが，規模別の作付面積の構造は大きく違わない。したがって，本稿の農地市場の供給量には『米及び小麦の生産費』の作付面積の合計を使って分
析を行う。
25)
Fujiki (2000) では，生産調整を解除すると非流動地域の農地面積も増加するとして分析しているが，そもそも非流動地域とは規模を拡大することが困難な地域であることから，本稿は生産調整を解除したとしても非流動地域にある農地は増加しないこととして分析する。
26)
生産資材，農業機械，米価は農林統計協会（2010）『平成 20 年農業物価統計』の該当する価格指数をウエイトで加重平均した価格指数でデフレートする。翁・白川・白塚（2000）で実質地代の推計に GDP デフレーターを用いていることを参考に，実勢地代を GDP デフレーターを使って 2008 年価格に直した。GDP デフレーターは，内閣府の「平成 20 年度国民経済計算」の主要系列表のデータを用いた。
27)
農家の経営費は，政策による影響の他に天候による影響を強く受ける。本稿は年ごとの天候による影響を捨象し政策の影響を分析するために，4 年平均したデータを使って分析している。

9－ 51 －

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表 1 農家及び農地分布の一覧

内訳

都府県
統計データ
規模区分（ヘクタール）
合計
0-0.5
0.5-1.0
1.0-2.0
2.0-3.0
3.0-5.0
5.0-10.0
10.0+
農家数（戸）
590,802430,895
243,994
64,422
34,857
14,197
3,508
1,382,675
一戸ごとの作付面積（ヘクタール）
0.353
0.729
1.398
2.396
3.722
6.565
16.159
規模別の作付面積の合計（ヘクタール）
208,701
314,230
341,043
154,323
129,746
93,196
56,687
1,297,926
調整後データ
規模区分（ヘクタール）
合計
0-0.5
0.5-1.0
1.0-2.0
2.0-3.0
3.0-5.0
5.0-10.0
10.0+
流動地域農家数（戸）194,374
141,764
80,274
21,195
11,4684,671
1,154
454,900
非流動地域農家数（戸）396,428
289,131
163,720
43,227
23,3899,526
2,354
927,775
規模別の作付面積の合計（ヘクタール）
169,979
284,139
333,868
175,022
153,794
116,62164,502
1,297,926
平均作付面積（ヘクタール）
0.288
0.659
1.368
2.717
4.412
8.214
18.387流動面積
規模別の作付面積の合計（ヘクタール）
55,92393,482
109,843
57,58250,59838,36821,221
427,018
平均作付面積（ヘクタール）
0.288
0.659
1.368
2.717
4.412
8.214
18.387
非流動面積
規模別の作付面積の合計（ヘクタール）
114,056
190,657
224,026
117,439
103,196
78,25343,281870,908
規模別の潜在作付面積の合計（ヘクタール）
194,311
312,058
361,247
187,136
164,150
124,301
68,651
1,411,854
平均潜在作付面積（ヘクタール）
0.413
0.856
1.709
3.288
5.315
9.859
21.982流動面積
規模別の潜在作付面積の合計（ヘクタール）
80,255
121,400
137,22169,69760,95446,04825,370540,946
平均潜在作付面積（ヘクタール）
0.288
0.659
1.368
2.717
4.412
8.214
18.387
非流動面積
規模別の潜在作付面積の合計（ヘクタール）
114,056
190,657
224,026
117,439
103,196
78,25343,281870,908北海道
統計データ
規模区分（ヘクタール）
合計
0-0.5
0.5-1.0
1.0-2.0
2.0-3.0
3.0-5.0
5.0-10.0
10.0+
農家数（戸）
682
990
1,919
2,100
4,072
6,698
3,182
19,643
一戸ごとの作付面積（ヘクタール）
0.353
0.729
1.398
2.596
3.936
7.086
13.801
規模別の作付面積の合計（ヘクタール）
241
722
2,682
5,452
16,02847,46443,915116,504
調整後データ
規模区分（ヘクタール）
合計
0-0.5
0.5-1.0
1.0-2.0
2.0-3.0
3.0-5.0
5.0-10.0
10.0+
農家数（戸）
682
990
1,919
2,100
4,072
6,698
3,182
19,643
平均作付面積（ヘクタール）
0.245
0.561
1.164
2.746
3.562
7.093
14.384
規模別の作付面積の合計（ヘクタール）
167
555
2,234
5,767
14,50447,50745,769116,504
平均潜在作付面積（ヘクタール）
1.688
2.071
2.945
4.832
5.827
10.22219.188
規模別の潜在作付面積の合計（ヘクタール）
1,151
2,050
5,652
10,147
23,72968,46461,056172,250
出所：『2005 年農林業センサス』及び『米及び小麦の生産費』の平成 17 年産から平成 20 年産のデータを使用し，筆者の計算による。流動地域農家数・非流動地域
農家数は，小数第１位を四捨五入した値を表記。
内訳

生産資材 � は，『米及び小麦の生産費』の中の種苗費・肥料費・農業薬剤費・その他の諸材料費の合計を用いる。そのため，� は金額表示になる。統計の中のそれぞれの 10 アール当たりの数値に，規模ごとの作付地の面積を乗じ生産資材の総額を求め，平成 20 年価格が 1 となるようにデフレートする。生産資材価
格 �� を 1 とする。

農業機械 � は，『米及び小麦の生産費』の中の賃借料・農機具費の償却費を合計したものである。� と同様，規模ごとに作付地の面積を乗じ総額を求め，� をデフレートする。農業機械価格 �� は 1 である。
労働時間 � は，『米及び小麦の生産費』の中の直接労働時間を，女性の 1 時間を 0.75 時間として合計したものである28)。労働時間についても，作付地の面積を乗じることで，規模ごとの総労働時間を求める。
賃金 �� は，直接労働費を直接労働時間で割った値である。

農地 � は，作付地の面積を 1 アール当たりの面積に変換したものを用いる。農地価格 �� は，実勢地代を GDP デフレーターで実質化した値を用いる。

米価 � は，1kg 当たりの円表示の価格である。主産物の粗収益を総生産量で割り，『農業物価統計』に記載されている米の価格指数でデフレートする。生産量�は，主産物収量に作付地の面積を乗じた値である。

平成 17 年産から平成 20 年産の『米及び小麦の生産費』では，北海道の 0-0.5，0.5-1.0，1.0-2.0 の規模区

28)

『平成 20 年農業物価統計』には，農村一時雇い賃金の男女賃金格差に関しての記載がされていないが，賃金についての記述がある最後のものは『平成 18 年農業物価統計』であり，2000 年から 2006 年までの賃金はほとんど変化がないため，Fujiki (2000) の設定を本稿でも行った。

10－ 52 －

戸別所得補償制度下における米政策の定量的評価

分のデータが記載されていないため，推計を行う必要がある29)。北海道の大規模農家は，平地が多く土地利用がしやすい環境にあるため，都府県の大規模農家と比較して農地面積の拡大を進めることで生産性を高めることができると考えられる。一方，北海道の小規模農家は，生産性に関して都府県の小規模農家とそれほど大きな違いがないことが推測できる。以上のことから，北海道の小規模農家の生産費は都府県の該当する規模の生産費構造と同一であると仮定し，都府県のデータを用いることにする。ただし，一般に北海道米の価格は都府県の米価よりも安いため，都府県の粗収益をそのまま用いることは適当ではない。
また，都府県と北海道では異なる農地市場を仮定しているため，都府県の実勢地代を北海道の実勢地代として使用することには問題がある。そのため，4 年平均した都府県・北海道の 3.0-5.0，5.0-10.0，10 以上の区分の粗収益と実勢地代をそれぞれ平均し，都府県の平均で北海道の平均を割ると，前者は 0.86 倍，後者
は 0.74 倍であるため，これらを都府県の粗収益及び実勢地代に乗じて北海道のデータにすることにする。
『米及び小麦の生産費』には，先に述べた農地価格と同様に米価と賃金について規模ごとに異なった値が記載されている 。そこで，一物一価の仮定に合わせるため，米価と賃金を都府県と北海道で同一の価格に調整した。
調整後の米価と規模別の調整後の生産量を求めるには，まず，規模別に米価と生産量を乗じ規模別の生産額を求め，農家数と生産量を乗じ規模別の生産量を求める。都府県と北海道の値を合計することで，総生産額，総生産量を求める。調整後の米価は，総生産額を総生産量で割ることで得られる。規模別の調整
後の生産量は，規模別の生産額を調整後の米価と規模別の農家数を乗じた値で割ることで得られる。
調整後の賃金と規模別の調整後の労働時間に関しては，規模別の労働費と農家数を乗じて規模別の労働費の合計を求め，規模別の労働時間と農家数を乗じて規模別の労働時間の合計を算出し，都府県と北海道の値を合計することで総労働費と総労働時間を求める。総労働費を総労働時間で割ることで，調整後の賃金が得られる。また，規模別の調整後の労働時間は，規模別の労働費の合計を調整後の賃金と規模別の農家数を乗じたもので割ることで得られる。

3.3 パラメータの導出
米の生産額に各生産要素のシェアを乗じたものは，以下のように，生産要素価格に生産要素投入量を乗じて得られる生産要素額と等しくなる。
ܽͳ௜௝ ‫ݕ݌‬௜௝ ൌ ‫݌‬௏ ܸ௜௝(20)ܽ͵௜௝ ‫ݕ݌‬௜௝ ൌ ‫݌‬௅ ‫ܮ‬௜௝

(22)ܽʹ௜௝ ‫ݕ݌‬௜௝ ൌ ‫݌‬௄ ‫ܭ‬௜௝

(21)ܽͶ௜௝ ‫ݕ݌‬௜௝ ൌ ‫்݌‬௝ ܶ௜௝(23)

この関係を利用して求めたパラメータの一覧が，表 2 である。何も調整しなければ，都府県の流動地域
は 1 ヘクタールまでの農家，北海道の 3 ヘクタールまでの農家のパラメータの合計は 1 を超えており，コ29)

この区分の農家が存在するか農林水産省に問い合わせたところ，農家は存在するが，『米及び小麦の生産費』の調査では標本数が少ないために該当する農家の生産費のデータを入手できなかったため生産費を記載していないとの回答を得た。なお，Fujiki (2000) では，北海道の 2 ヘク
タールまでの農家に関して，『米及び小麦の生産費』に記載のないデータを使用して生産関数を推計したことになっており，どのようなデータを用いたのか残念ながら不明である。

11－ 53 －

会計検査研究

No.50（2014.9）

スト割れしている状態にある。コスト割れしている農家のパラメータについては，大きな規模の農家の生産技術を小さな規模の農家が用いることができると仮定する30)。したがって，小さな規模の農家が利用できる生産技術は都府県は 1 ヘクタールから 2 ヘクタール，北海道は 3 ヘクタールから 5 ヘクタールの規模の農家とする31)。なお，都府県の非流動地域は，調整前のパラメータを用いて分析する。
技術係数 � は，都府県の流動地域と北海道の農家は (20) 式から (23) 式で求めたパラメータ及び『米及び小麦の生産費』の 4 年平均して求めた米価，農地価格を (4) 式に代入して求めた32)。表 2 には技術係
数 � の値が記載してあるが，都府県の流動地域及び北海道では大規模農家の方がより大きな値になっている。これは，同じ生産要素投入量の下では大規模農家の生産量の方が多いことを示している。非流動地
域ではこのことが必ずしも当てはまらない。
表 2 パラメータ一覧
都府県（流動地域）
調整前
規模区分
a1
a2
a3
a4
a1+a2+a3+a4
調整後
規模区分
a1
a2
a3
a4
a1+a2+a3+a4
A
都府県（非流動地域）
規模区分
a1
A
北海道
調整前
規模区分
a1
a2
a3
a4
a1+a2+a3+a4
調整後
規模区分
a1
a2
a3
a4
a1+a2+a3+a4
A

0-0.5
0.218
0.427
0.578
0.129
1.351

0.5-1.0
0.188
0.390
0.447
0.142
1.168

1.0-2.0
0.172
0.286
0.374
0.152
0.985

2.0-3.0
0.159
0.225
0.312
0.182
0.878

3.0-5.0
0.146
0.203
0.249
0.179
0.777

5.0-10.0
0.151
0.142
0.219
0.191
0.702

10.0+
0.125
0.128
0.191
0.168
0.612

0-0.5
0.172
0.286
0.374
0.152
0.985
1.010

0.5-1.0
0.172
0.286
0.374
0.152
0.985
1.022

1.0-2.0
0.172
0.286
0.374
0.152
0.985
1.032

2.0-3.0
0.159
0.225
0.312
0.182
0.878
3.936

3.0-5.0
0.146
0.203
0.249
0.179
0.777
11.6405.0-10.0
0.151
0.142
0.219
0.191
0.702
35.654

10.0+
0.125
0.128
0.191
0.168
0.612
136.521

0-0.5
0.218
10.977

0.5-1.0
0.188
13.271

1.0-2.0
0.172
14.4092.0-3.0
0.159
13.858

3.0-5.0
0.146
15.717

5.0-10.0
0.151
14.29410.0+
0.125
19.697

0-0.5
0.254
0.497
0.674
0.111
1.536

0.5-1.0
0.219
0.455
0.522
0.122
1.318

1.0-2.0
0.201
0.334
0.436
0.131
1.101

2.0-3.0
0.194
0.133
0.557
0.179
1.063

3.0-5.0
0.165
0.168
0.372
0.125
0.830

5.0-10.0
0.162
0.194
0.280
0.156
0.791

10.0+
0.152
0.175
0.235
0.154
0.716

0-0.5
0.165
0.168
0.372
0.125
0.830
5.246

0.5-1.0
0.165
0.168
0.372
0.125
0.830
5.943

1.0-2.0
0.165
0.168
0.372
0.125
0.830
6.650

2.0-3.0
0.165
0.168
0.372
0.125
0.830
7.296

3.0-5.0
0.165
0.168
0.372
0.125
0.830
8.107

5.0-10.0
0.162
0.194
0.280
0.156
0.791
10.584

10.0+
0.152
0.175
0.235
0.154
0.716
29.185

単位：規模区分はヘクタール。

30)

農地が流動的であれば大規模農家の生産技術が利用可能になることにする。この仮定は，Fujiki (2000) でも設定している。
『2005 年農林業センサス』のデータを用いて都府県・北海道の平均作付面積を計算すると，都府県で約 0.939 ヘクタール，北海道で約 5.785
ヘクタールとなる。この付近の規模の生産技術は普及しやすいと考えられる。以上の理由により，小規模農家が利用できる生産技術を設定した。なお，均衡計算をする際の大規模農家の生産技術を利用する小規模農家の計算については，小規模農家の生産費と大規模農家のパラメー
タを使うことに留意する必要がある。
32)
小規模農家のパラメータを調整したことによる均衡のずれを調整するため， (4) 式の値が 4 年平均して求めた米の生産量と 0.01%以下の差になるまで技術係数 A を10�� ずつ変化させて求めた。この A を用いて求めた農地需要量と 4 年平均したデータとで 10%以上の差があるものは3 つあり，最大のものは北海道の 2 から 3 ヘクタールで約 28%，次いで北海道及び都府県の流動地域の 0.5 ヘクタール未満の農家でそれぞれ約
16%，約 14%となっているが，その他の農家は数パーセントのずれに留まっているため，上のようにして求めた A を用いて分析を行う。
31)

12－ 54 －

戸別所得補償制度下における米政策の定量的評価

4. シミュレーション
4.1 ケース設定
シミュレーションは，ベンチマークと 3 つのケースを設定して行う。ベンチマークは，モデル事業による政府支出がなく，生産調整を実施している状況を想定している。したがって，モデル事業を実施する前の状況を分析していることになる33)。ベンチマークと他の 3 つのケースを比較することで生産調整や補助金の有無による政策効果の違いを明らかにすることができる。3 つのケースの組み合わせは，表 3 に示してある。
表 3 シミュレーションのケース
生産調整
〇
×
○
×

ベンチマーク
ケース 1
ケース 2
ケース 3

モデル事業による補助金
××○○4.2 分析結果
表 4 は，均衡における米価と農地価格，米の需給量を示したものである。ベンチマークは，米価が 1 キ
ロ当たり約 223 円，都府県・北海道の農地価格がそれぞれ 1 アール当たり 1,884 円，1,572 円である。この時の米の需給量は，約735 万トンで均衡している。
2008 年の全銘柄平均は1 キロ当たり約252 円であるが34)，これを調整した価格は 1 キロ当たり約 217 円である35)。ベンチマークの米価は 2008 年時点の米価と近い値になっている。
表 4 均衡における価格と需給量
米価（円/kg）
ベンチマーク（補助金なし，生産調整あり）
ケース 1（補助金なし，生産調整なし）
ケース 2（補助金あり，生産調整あり）
ケース 3（補助金あり，生産調整なし）

222.593213.736222.593213.736

農地価格（円/アール）
都府県
北海道
1,884.112
1,571.568
1,452.204
1,113.263
3,384.112
3,071.568
3,421.667
3,082.726

米の需給量（万トン）
供給量
需要量
734.672734.672738.560
738.560
734.672734.672738.560
738.560

出所：筆者の計算による。

ケース 1 の米価は，約 214 円となっている。生産可能面積が増加し米の生産量が増加するため，ベンチ
マークと比較すると米価は約 4%下落する。農地価格は，総農地面積が増加するため都府県・北海道でそれぞれ約 23%，29%下落する。
ケース 2 の米価，米の需給量はベンチマークと同じ値である。したがって，モデル事業は，米価と米の生産量には中立的な政策であるといえる。農地価格に関しては，モデル事業の補助金が作付面積に応じて

33)2008 年以前は生産調整のみを実施していると仮定している。
2008 年の「相対取引価格」を参照されたい。
35)
全銘柄平均価格は，全国出荷団体等と卸売業者等の主食用相対取引における価格である。本稿の米価は生産者価格であるため，全銘柄平均
価格とは単純に比較できない。次の処理をすることで，比較可能な価格にする。まず，2006 年産から 2008 年産の『米及び小麦の生産費』の都
府県及び北海道における規模別の粗収益をそれぞれ求める。次に，求めた粗収益を生産量で加重平均し，年ごとに加重平均米価を求める。最後に，年ごとに加重平均して求めた値の平均を 2006 年から 2008 年の全銘柄平均の平均で除し，2008 年の全銘柄平均に乗じる。
34)

13－ 55 －

会計検査研究

No.50（2014.9）

交付されることにより農地需要が高まるため，高騰する。
ケース 3 の米価は，生産調整を廃止したケース 1 と同じ値になり，ケース 2 と比較すると約 4%の下落となる。したがって，米価に対する影響に関しては，モデル事業の補助金の有無は中立的で，生産調整の有無が変動を生じさせることがわかる。一方，農地価格に関しては，都府県，北海道ともにケース 1，2よりも高い価格になる。ケース 2 と比べ，農地面積の増加と米価下落はともに農地需要の減少要因となるが，一方で (5) 式より本制度では米価下落に対して補助金が支給される。本稿の分析では，農地供給量の増加と米価下落による農地需要の減少を補助金の追加的支給による農地需要の増加効果が上回るため，
ケース 3 の農地価格が最も高くなる。
表 5 平均農地面積
都府県
規模区分
ベンチマーク（補助金なし，生産調整あり）
ケース 1（補助金なし，生産調整なし）
ケース 2（補助金あり，生産調整あり）
ケース 3（補助金あり，生産調整なし）
北海道
規模区分
ベンチマーク（補助金なし，生産調整あり）
ケース 1（補助金なし，生産調整なし）
ケース 2（補助金あり，生産調整あり）
ケース 3（補助金あり，生産調整なし）

0-0.5
0.320
0.390
0.320
0.390

0.5-1.0
0.698
0.852
0.698
0.852

1.0-2.0
1.328
1.621
1.328
1.621

2.0-3.0
2.572
3.527
2.572
3.527

3.0-5.0
4.198
5.595
4.198
5.595

5.0-10.0
7.812
10.4497.812
10.44910.0+
17.55622.95817.55622.958

0-0.5
0.284
0.406
0.284
0.406

0.5-1.0
0.590
0.845
0.590
0.845

1.0-2.0
1.141
1.634
1.141
1.634

2.0-3.0
1.966
2.816
1.966
2.816

3.0-5.0
3.649
5.227
3.649
5.227

5.0-10.0
7.214
10.8397.214
10.83910.0+
14.52921.433
14.52921.433

単位：規模区分及び平均的農家の農地面積はヘクタール。 出所：筆者の計算による。

表 5 には，農地面積を示した。ケース 1 では，ベンチマークと比較してすべての農家で作付面積が増加している。特に都府県では，中規模農家の増加率が高い傾向にあり，北海道では大規模な農家ほど作付面積を増加させる傾向にある。また，ケース 2 はベンチマークと，ケース 3 はケース 1 と同じ規模分布になっており，モデル事業を実施しても農家の規模分布に関しては影響がないことがわかる。
表 6 には，農地規模階層別の米の平均供給量について示してある。都府県流動地域のケース 1 の値は，生産調整が廃止され中規模以上の農家に農地が集約したことを反映し，2 ヘクタール以上の農家の生産量が増加している。非流動地域では，すべての規模の農家で生産量が減少しているが，これは非流動地域の農家は生産要素の配分を変えることができず，米価の下落に対応できないためである。北海道においてはすべての農地規模階層の農家で生産量が増加している。
生産調整の効果については，補助金がない中で生産調整を廃止すると，都府県の流動地域では 2 から 3ヘクタール，
北海道では 5 から 10 ヘクタールの農家の農地需要量と米の生産量の増加率が最大になっているが，農地の増加率ほどには米の生産量が増加していない。これは，本稿では Cobb-Douglas 型生産関数を想定しているため，米価低下の影響を受け，農地も含め全ての生産要素の費用が一定割合で減少するために生じている36)。
また，本制度が米価と米の生産量，作付面積の分布に影響を持たず，農地価格を上昇させるメカニズム

36)

Fujiki (2000) でも Cobb-Douglas 型生産関数で分析しており，本稿もこの仮定に従っている。なお，実際の農家は，本稿の結果よりも農地が増えた際に米の生産量を増やすと考えられる。本稿の結果よりも農地が増加した際に米の生産量が増加するようにするためには，別の生産関数を使って分析する必要がある。

14－ 56 －

戸別所得補償制度下における米政策の定量的評価

は次のように説明できる。まず (4) 式と (6) 式から，補助金は農地価格を実質的に引き下げる効果を持ち，農地需要を増やすインセンティブをすべての農家に与えていることが分かる。これに対し，供給サイドの総農地面積は生産調整のため一定としているため，いわば全員が買い手で売り手のいない市場のような状態となり，結局どの農家も農地を増やせず農地価格が上昇する。また，その際，実質的な農地価格が制度導入前後で変化しないように補助金が入った分だけ農地価格が上昇することで，元の作付面積の分布が保たれる。さらに，Cobb-Douglas 型の生産関数であるため，農地面積の配分が一定であれば他の生産要素の配分も一定となり，米の生産量も変化しない。米の消費者の需要は変化しないことから，米価も一定となる。
表 6 米の平均供給量
都府県（流動地域）
規模区分
ベンチマーク（補助金なし，生産調整あり）
ケース 1（補助金なし，生産調整なし）
ケース 2（補助金あり，生産調整あり）
ケース 3（補助金あり，生産調整なし）
都府県（非流動地域）
規模区分
ベンチマーク（補助金なし，生産調整あり）
ケース 1（補助金なし，生産調整なし）
ケース 2（補助金あり，生産調整あり）
ケース 3（補助金あり，生産調整なし）
北海道
規模区分
ベンチマーク（補助金なし，生産調整あり）
ケース 1（補助金なし，生産調整なし）
ケース 2（補助金あり，生産調整あり）
ケース 3（補助金あり，生産調整なし）

0-0.5
1.775
1.739
1.775
1.739

0.5-1.0
3.874
3.797
3.874
3.797

1.0-2.0
7.374
7.226
7.374
7.226

2.0-3.0
11.95913.16711.95913.167

3.0-5.0
19.86321.24719.86321.247

5.0-10.0
34.64937.20434.64937.20410.0+
88.58592.99088.58592.990

0-0.5
1.823
1.802
1.823
1.802

0.5-1.0
3.788
3.753
3.788
3.753

1.0-2.0
7.328
7.266
7.328
7.266

2.0-3.0
12.18312.08912.18312.089

3.0-5.0
20.12419.98520.12419.985

5.0-10.0
35.13034.87735.13034.87710.0+
89.43588.91689.43588.916

0-0.5
1.602
1.693
1.602
1.693

0.5-1.0
3.331
3.520
3.331
3.520

1.0-2.0
6.442
6.808
6.442
6.808

2.0-3.0
11.09911.73011.09911.7303.0-5.0
20.60221.77320.60221.773

5.0-10.0
32.74736.29932.74736.29910.0+
66.58572.46566.58572.465

単位：規模区分はヘクタール，数量はトン。 出所：筆者の計算による。

政府支出額 G は次式の通り農家への補助金額を集計することで求められる。

‫ ܩ‬ൌ ෍ ݃ሺܶ௜ െ ͳͲሻ‫ܨ‬௜௜

(24)

計算の結果，ケース 2 の政府支出額は，都府県が約 1,739 億円，北海道が約 172 億円，合計で 1,911 億円となった。ただし，米価が下落しないため，変動部分の補助金が交付されていない。2010 年度の実際の補助金額は，変動部分が 1,539 億円，定額部分が 1,529 億円である37)。定額部分は本稿の結果と近い値だが，変動部分は大きく違っている。昨今消費者の米離れによって米の需要が減少しているが，本稿ではこうした消費者の米需要の変化を考慮していないため，相違が生じていると思われる。
ケース 3 では，都府県が約 2,508 億円，北海道が約 335 億円，合計で約 2,844 億円となった。ケース 2と比較すると，生産調整の廃止による米価下落で変動部分の補助金が交付されるため，約 933 億円の増加

37)

農林水産省（2011b）。

15－ 57 －

会計検査研究

No.50（2014.9）となっている。
表 7 社会的余剰
生産者余剰の変化額（A） 消費者余剰の変化額（B） 政府支出の変化額（C） 社会的余剰の変化額（A+B-C）
ケース 1（補助金なし，生産調整なし）-380.823
652.4660.000
271.643
ケース 2（補助金あり，生産調整あり）
1,096.015
0.000
1,911.297-815.282
ケース 3（補助金あり，生産調整なし）
1,058.217
652.466
2,843.652-1,132.969
単位：変化額は億円。 出所：筆者の計算による。余剰の変化は，ベンチマークとの比較。

表 7 には，社会的余剰を示した。それぞれのケースの数値は，ベンチマークとの差である。ケース 1 は，米価が下落するために生産者余剰はマイナスになる一方，消費者余剰は増加し，社会的余剰は約 270 億円増加する。
ケース 2 では，ベンチマークと比較して総収入と要素費用が変化せず補助金額のみ増加するため生産者余剰は増加する。また，ベンチマークと米価が等しいため，消費者余剰は変化しない。定額部分の補助金が交付されるため政府支出額は約 1,900 億円増加する。社会的余剰は，生産者余剰の増加額より政府支出の増加額の方が大きいため，約 820 億円の減少となる。
ケース 3 では，生産調整を廃止したことによって米価が下落するが，補助金が交付されるために生産者
余剰は約 1,060 億円増加する。消費者余剰は，ケース 1 と同様に米価の下落を受け約 650 億円のプラスになる。生産調整を廃止した影響で米価が下落し変動部分の補助金が交付されるため，政府支出は約 2,800
億円増加する。その結果，社会的余剰は約 1,130 億円のマイナスになる。
以上の結果から，余剰分析の観点からはケース 1 が最も望ましい政策であるといえる。次いでケース 2となり，ケース 3 は今回比較した中では最も悪い結果となった。
次に，農家所得についてみていく。都府県の流動地域と北海道及び都府県の非流動地域の農家の農家所
得は，次の恒等式で示される38)。
‫ܫ‬୧୨ ‫ݕ݌ ؠ‬୧୨ ൅ ‫݌‬௅ ‫ܮ‬ത୧୨ ൅ ‫݌‬୘୨ ܶത୧୨ ൅ ‫ݏ‬୧୨ െ ‫݌‬௏ ܸ୧୨ െ ‫݌‬௄ ‫ܭ‬୧୨ െ ‫݌‬௅ ‫ܮ‬୧୨ െ ‫݌‬୘୨ ൫ܶ୧୨ ൅ ܶ୧୨௨ ൯ǡ ݆ ൌ ‫ݐ‬ǡ ݄‫ܫ‬௞ ‫ݕ݌ ؠ‬௞ ൅ ‫݌‬௅ ‫ܮ‬ത௞ ൅ ‫ݏ‬௞ െ ‫݌‬௏ ܸ௞ െ ‫݌‬௄ ‫ܭ‬௞ െ ‫݌‬௅ ‫ܮ‬௞

(25)
(26)

ここで，‫ܮ‬തは家族労働時間，ܶതは自作地面積である39)。

表 8 には農家所得の一覧を記載した。補助金による影響をみてみると，ケースに関係なく，北海道の 0.5
ヘクタールまでの農家以外の農家は全て農家所得が増加している。従って，モデル事業は，農家所得を増加させる政策であるといえる。
生産調整の有無による影響に関しては，生産調整も補助金もない場合（ケース 1）は，都府県の流動地
域の 2 ヘクタール以上の農家と北海道の農家の所得はわずかに増加し，都府県の非流動地域の農家は全て減少する。特に，都府県の非流動地域では小規模ほど所得が減少するのに対し，北海道では小規模ほど増加する。北海道の 3 ヘクタールまでの小規模農家は，潜在作付面積が作付面積の 2 倍から 10 倍程度あり，
38)

農林水産省（2013）。
家族労働時間は，『米及び小麦の生産費』の直接労働時間に対する家族労働時間の割合を用いて求めた。自作地面積は，規模ごとに，『2005
年農林業センサス』に記載のある田の借入面積を水稲作付面積で除して求めた値を 1 から除き，耕作している農地面積に乗じて求めた。なお，
潜在作付面積にあたる耕作していない土地は，全て自作地とした。
39)

16－ 58 －

戸別所得補償制度下における米政策の定量的評価

耕作していない農地を多く所有している（表 1）。生産調整を廃止すると規模に関わらず農家は作付面積を増やす（表 5 のケース 1）。しかし，小規模農家の作付面積は潜在作付面積より小さく，大規模農家の作付面積は潜在作付面積を超える（表 1 と表 5 の比較）
。すなわち，北海道の小規模農家は大規模農家に農地を貸していることが分かる。この収入が多いために，北海道の小規模農家は農家所得が上昇している。一方，
北海道の大規模農家では，農地を借りて米の生産量を増加させており，農地の要素費用が上昇していることも影響し，農家所得の上昇率は小規模農家を下回る。以上のことから，生産調整を廃止した場合，規模が大きな全ての農家の所得が向上するとは限らないことが分かる。
生産調整を廃止し，補助金を支出する場合（ケース 3）は，都府県の流動地域と北海道では小規模農家
ほど農家所得が増加する。都府県の非流動地域を除く全ての農家では，ケース 3 の所得の増加率が最大になっている。
表 8 農家所得の一覧
都府県（流動地域）
規模区分
0-0.5
0.5-1.0
1.0-2.0
2.0-3.0
3.0-5.0
5.0-10.0
ケース 1（補助金なし，生産調整なし）-0.012-0.037-0.040
0.049
0.040
0.064
ケース 2（補助金あり，生産調整あり）
0.134
0.173
0.178
0.171
0.121
0.068
ケース 3（補助金あり，生産調整なし）
0.289
0.279
0.277
0.352
0.273
0.230
都府県（非流動地域）
規模区分
0-0.5
0.5-1.0
1.0-2.0
2.0-3.0
3.0-5.0
5.0-10.0
ケース 1（補助金なし，生産調整なし）-0.121-0.098-0.075-0.066-0.062-0.058
ケース 2（補助金あり，生産調整あり）
0.211
0.246
0.222
0.241
0.225
0.226
ケース 3（補助金あり，生産調整なし）
0.157
0.225
0.216
0.250
0.234
0.239
北海道
規模区分
0-0.5
0.5-1.0
1.0-2.0
2.0-3.0
3.0-5.0
5.0-10.0
ケース 1（補助金なし，生産調整なし）
0.877
0.363
0.188
0.116
0.054
0.074
ケース 2（補助金あり，生産調整あり）-0.080
0.075
0.135
0.138
0.151
0.188
ケース 3（補助金あり，生産調整なし）
2.296
1.139
0.758
0.560
0.411
0.464
単位：規模区分はヘクタール，値はベンチマークの農家所得との変化率。 出所：筆者の計算による。

10.0+
0.045
0.028
0.145
10.0+
-0.055
0.191
0.196
10.0+
0.051
0.154
0.360

5. おわりに
本稿の分析の結果，戸別所得補償政策は，米価に対して中立的である一方，農地価格を上昇させる効果をもつこと，生産刺激的な政策になっていないことが分かった。また，余剰分析の結果，戸別所得補償政策による補助金を支出した方が社会的余剰は小さくなり，同政策の有無にかかわらず生産調整を廃止した
方が社会的余剰は大きくなった。したがって，社会的余剰の観点からは，戸別所得補償政策を実施せず生産調整を廃止することが最も望ましく，同政策を実施して生産調整を廃止することが最も望ましくないということになる。
一方，農家所得の点から見ると，ほとんどの農家では，戸別所得補償政策を実施すると，農地価格の上昇による農地費用の増加よりも補助金増加の影響の方が大きいため，農家所得が増加する結果となった。
しかし，社会的余剰による評価とは反対に，農地が流動的な地域では戸別所得補償政策を実施したうえで生産調整を廃止した方が総じて良く，とりわけ規模の小さい農家ほど良いことが分かった。
政府は，平成 25 年 11 月，農林水産業・地域の活力創造本部において，米政策の抜本的な見直しを表明した。この中では，生産調整の廃止，生産性向上，市場を重視した政策に転換する等の提言がなされてい17－ 59 －

会計検査研究

No.50（2014.9）

る。これらの提言は，本稿の主張と同様なものである。ただし，本稿の分析結果にもあるように，単に生産調整を廃止しただけでは生産性が向上せず，非効率な生産構造を温存させてしまう。政府の議論では，
このような事態を回避するために，規模の大きな農家に農地を集中させ，大規模農家が米の生産性を向上させるインセンティブをもった制度を構築する必要があるとして，規模拡大と生産性向上を実現する政策を立案するとしているが，実効性のあるものとなるかが鍵となる。
以上の結果は，次の仮定により得たものであることに留意する必要がある。まず挙げられるのが，都府県で生産調整をやめた場合，非流動地域では農地面積が増加しないと仮定しているため，生産調整を廃止した際の影響が限定的なものになっていることである。Fujiki (2000) では，本稿のケース 1 に相当する分析である生産調整を廃止した場合の規模別の農家所得を分析している。それによると，都府県ではすべての規模の農家で農業所得が減少し，北海道では 0.3 ヘクタール以上の農家所得が減少している。このことは，本稿の結果とは違ったものになっている。本稿の設定を，生産調整をやめた場合に非流動地域において農地面積が増加する設定に変更し検証したところ，多くの農家の利潤が減少し，Fujiki (2000) と同様な結果を得た。したがって，生産調整を廃止した際の結果の違いは，生産調整を廃止した際の非流動地域の扱いによって生じていると考えられる。
また，本稿の分析は，静学モデルによる部分均衡分析のため，消費者の米需要や農家数の減少などの動学的要素や農地価格以外の生産要素価格の影響が捨象されている。さらに，天候の影響や生産性の向上，米の銘柄によるブランド差や米の生産量を増加させる技術革新の影響なども捨象されている。
したがって，
本稿の分析結果と現実を単純に照らし合わせることはできない。しかし，本制度を実施してからのデータが現時点で2年分ほどあり，それらを確認して本稿のケース2の結果と比較しておくことは重要であろう。
まず，農地価格については，「米および麦類の生産費」の実勢地代でみた場合，2005 年から 2009 年までの平均（補助金実施前）と 2010 年から 2012 年までの平均（実施後）を比較すると，本稿の結果と異なり，農地価格は都府県で 12.3％下落，北海道で 7.1％下落している。もっとも本稿では農家数が変化しないことを前提としているのに対して，「農林業センサス」をみると現実には 2005 年から 2010 年にかけて農家数は大きく減少しており（都府県 17.3％減，北海道 20.1％減），農地価格の下落に影響していると考えられる。
次に農家所得についてみると，「米及び麦類の生産費」では，2005 年と 2006 年の 2 年平均（補助金実施
前）と 2011 年と 2012 年の 2 年平均（実施後）を比較すると，都府県と北海道ともに増加しており，単純な結果比較では本稿の結果と整合的である。また規模別にみても，都府県では中規模の農家の所得の増加率が高く，北海道では大規模農家ほど所得の増加率が高い傾向にあり，この点も本稿の結果と整合的である。しかし，補助金を除くと，本稿の結果では農家所得が減少しているのに対し，実際には特に北海道で増加するなど整合的と言えない。これには，北海道産米の価格上昇，10a あたりの収穫量の増加など，本稿で考慮されていない点が大きく影響しているとみられる。
いずれにせよ，農家数や米需要の減少といった通時的な影響や他の市場の影響を考慮して現実をうまく説明できるモデルを構築するには，動学化や一般均衡分析などへの拡張が必要となろう。これらは今後の課題としたい。

18－ 60 －

戸別所得補償制度下における米政策の定量的評価

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19－ 61 －