調査研究報告
経済・産業・企業

回帰分析による産業変動要因の分析と2010年の県内総生産動向調査研究ディレクター

Ⅰ 回帰分析による産業変動要因の分析

千葉雄

二

酒本

尚子

＾
Y = 624527＋2740IIP＋1.103電気機

１．目的

械＋0.421食料品

本論は回帰分析によって県内主要産業の変となる。

動要因を明らかにし、またトレンド分析によ決定係数は0.752となる。って2010年の鳥取県経済の方向性の把握を試

エクセルによる分散分析表の有意Fの値が0.0158<0.05であるので、回帰係数は５%水準みたものである。
回帰分析の対象は、県民経済計算中の支出で有意であるといえる。

項目の「移輸出入」、生産項目の「農業」、「食料品」、「商業」である。2010年の県内生産は主要産業の傾向を延長し、これを合計したものである。

図1

財貨・サービス移出百万円
1,200,000
1,150,000
1,100,000
1,050,000

２．分析方法1,000,000

今回の分析では、産業間の因果関係を回帰式として表すことに重点を置いた。

950,000
900,000

平成２年から14年の県内総生産のデータか

45

ら、各産業の生産額を説明した。平成12年に作成された産業連関表をもとに説明変数を選

6789
平成

財貨・サービスの移出

1011121314

予測値 : 財貨・サービスの移出

資料：鳥取県『鉱工業生産指数』、内閣府『平成16年版県民経済計算年報』より作成

択し、県内生産額や各種動態統計のデータを３−２ 考察使用した。

移輸出は製造業が中心であり、その中でも有意水準は5%とし、回帰係数はすべて>0

電気機械、食料品の生産比率が高い。回帰式とした。
回帰分析には、マイクロソフト社の表計算は平成9年以降、説明力が高くなる。これは本関数の説明変数では電気機械の影響が最もソフトエクセルを使用した。

大きく、この電気機械の移出に占める比率が３．財貨・サービスの移出

食料品、その他の製造業に比べて近時が上昇

３−１ 要因分析しているためである。
移輸出の今後の傾向は、電気機械、食料品、鉱工業生産指数（IIP）

電気機械が長期の上昇傾向に回復できるかがを説明変数とした場合、推定した重回帰モデ重要なポイントとなる。平成8年の予測値は

ルは実績と逆方向にあるが、これは電気機械の生―22―図3

産が後退する中で、その他産業が比較的順調であったためである。

財貨・サービスの移入

その2

百万円
1,330,000
1,320,000
1,310,000

４．財貨・サービスの移入

1,300,000
1,290,000

４−１ 要因分析

1,280,000

財貨・サービスの移出、県内総支出から財貨・サービスの移出を除いた額（以下その他とする）を説明変数とした場合、推定した重1,270,000
1,260,000
1,250,000
1,240,000
8

回帰モデルは＾Y = -450092.8＋0.792その他＋0.827財

91011121314

平成
財貨・サービスの移入予測値 : 財貨・サービスの移入

資料：内閣府『平成16年版県民経済計算年報』より作成

貨・サービスの移出
４−２ 考察となる。

移輸入は県内需要と移輸出需要によって変決定係数は0.797となる。
エクセルによる分散分析表の有意Fの値が動する。平成２年以降の長期回帰では説明変0.0003469＜0.05であるので、回帰係数は５%数間の均衡がとれている。平成9年以降の回水準で有意である。

帰式では決定係数は高まるが、県内需要の説

図2明変数である「県民総支出額から移輸出を除財貨・サービスの移入いた支出」の説明力が低下し、回帰式の有意百万円1,400,000性も低下する。これは、平成９年までは県内1,200,000の総支出が建設などの増加による内需と、移1,000,000800,000輸出がバランスし拡大していたのに対し、９600,000

年以降建設や商業など県内需要を基礎とする400,000

産業の下降によって、県内経済が不安定性を200,000増したことを反映したものと推測される。

0234567891011121314平成
財貨・サービスの移入

５．食料品

予測値 : 財貨・サービスの移入

資料：内閣府『平成16年版県民経済計算年報』より作成

５−１ 要因分析
個人消費、農業・水産業の県内生産額、ダ

しかし、平成8〜14年のデータのみで分析

ミー変数を説明変数とした場合、推定した重したところ、推定した重回帰モデルは＾Y = 848471.8＋0.0652その他＋0.348財

回帰モデルは＾Y = -35658＋0.494個人消費＋0.61農水産業＋33454ダミー変数＋-27416.4

貨・サービスの移出

ダミー変数2となる。
決定係数は0.883となり、平成２〜14年のとなる。
たばこの生産額は変動が大きく、他の食料データをもとに得られた回帰式よりも決定係品（生鮮食料品等）と同一に扱うことは難し数が高い。
エクセルによる分散分析表の有意Fの値がい。ダミー変数は、食料品が平成13、14年の0.0137＜0.05であるので、回帰係数は５%水両年にわたってたばこ生産の影響と推測され準で有意である。

る大幅増減があり、これに対応したものである。
―23―

れるため、２つのダミー変数を用いた。

決定係数は0.951となる。

決定係数は0.851となる。

エクセルによる分散分析表の有意Fの値がエクセルによる分散分析表の有意Fの値が0.00184＜0.05であるので、回帰係数は５%水0.0393<0.05であるので、回帰係数は５%水準準で有意である。
図4で有意であるといえる。

食料品

百万円

図5180,000

商業（卸・小売業）

百万円
350,000

160,000
140,000

300,000

120,000

250,000

100,000
80,000200,000

60,000150,000

40,00020,0000100,000

567891011121350,00014

平成
食料品

0予測値 : 食料品

4567891011121314平成

資料：内閣府『平成16年版県民経済計算年報』より作成

卸・小売業

予測値 : 卸・小売業

資料：内閣府『平成16年版県民経済計算年報』より作成

５−２ 考察食料品は、供給要因である農水産業と需要

６−２ 考察要因である民間最終消費によってほぼ変動が商業は、卸売業との関係が深い産業活動全説明できる。変動要因としては供給要因であ般と小売業と関係の深い民間最終消費支出とる農水産業のウエイトが高く、これが下降をの関係によって変動する、と推測される。し説明する要因となっている。本来食料品の移かし上記回帰式は民間最終消費支出の係数が輸出を加えるべきであるが、これに相当するマイナスとなっている。この原因として、民適当な説明変数がなく、本回帰式ではこれを間最終消費は増加傾向にあるが、商業販売の欠いている。なお5年ごとにデータを把握で中心である食品・衣料などへの消費支出はマきる産業連関表の食品移輸出は減少していイナスであることが挙げられ、上記回帰式はる。

民間最終消費中の消費項目における支出傾向の違いをある程度反映した、との理解もでき

６．商業（卸売・小売業）る。しかしこの点に関しては、下降トレンド

６−１ 要因分析との関係でさらなる検討が必要である。

個人消費、財貨・サービスの移出、県内総支出から個人消費と財貨・サービスの移出を７．農業除いた額（以下その他とする）を説明変数と７−１ 要因分析

した場合、推定した重回帰モデルは＾
Y = -55911.6＋-0.272個人消費＋0.626財
貨・サービスの移出＋0.561その他＋5251.3ダミー変数＋32610.3ダミ

食料品、財貨・サービスの移出、農業就業人口を説明変数とした場合、推定した重回帰モデルは＾
Y = -132702＋0.084食料品（たばこの付加価値額を除く）＋0.0258移出＋ー変数22.98農業就業人口となる。食料品と同様に、平成13、14年のたばこの県内生産額がかく乱要因であると思わとなる。

―24―

きる。

決定係数は0.8となる。
エクセルによる分散分析表の有意Fの値が0.016<0.05であるので、回帰係数は５%水準

１．農林水産業で有意であるといえる。
図6

図7

平成2年〜平成14年の傾向

農業

百万円
80,000

百万円
100,000

70,00090,00060,00080,00050,00070,00040,00060,00030,00050,00020,00040,00010,00030,000056

78910111213

y = -3027.6x + 97020
R2 = 0.8779

20,000

14

平成
農業

農林水産業

10,000

予測値 : 農業

0

資料：内閣府『平成16年版県民経済計算年報』、総務省『平成12年国勢調査の結果』、『平成7年国勢調査報告』より作成

1611162126

平成

資料：内閣府『平成16年版県民経済計算年報』より作成
平成8年〜平成14年の傾向

７−２ 考察y = -3599.8x + 102856
R2 = 0.9306

百万円
80,000農業の回帰式の作成過程で明らかになった

70,000

ことは、食料品や移輸出による短期の変動は60,000反映するが、長期の下降傾向の説明はできな50,000かったことである。これに対し農業就業人口

40,000を説明変数として加えることで、回帰式の説30,000明度（決定係数）が改善された。これは農業

20,000に供給要因による長期の下降傾向があること10,000を示すものといえよう。

07

1217
平成2227

資料：内閣府『平成16年版県民経済計算年報』より作成

８．分析全体に対する考察
各産業回帰式の分析から明かになったこと

２．食料品
図8に全国的な傾向でもあるが、平成8年をピークとして県経済の構造的な屈折が生じたことが指摘できる。これは県内需要に起因すると食料品

平成2年〜平成14年の傾向
百万円

y = -1140.4x + 156137
R2 = 0.0927

180,000
160,000

考えられる。

140,000
120,000

Ⅱ トレンド分析

100,000

トレンド分析によって、現傾向が持続した

80,000場合の県経済の方向が把握される。図にある

60,000ように下降傾向にある産業と、上昇傾向にあ40,000る産業が、その傾向を持続したと仮定し、これを集計することで将来県民総生産が増加に転じるか、下降が継続するかが計算上予測で―25―

20,00001611162126

平成

資料：内閣府『平成16年版県民経済計算年報』より作成

４．その他の製造業（食料品・電気機械を除く）

平成8年〜平成14年の傾向

y = -1781.7x + 162663
R2 = 0.0438

百万円
180,000

図10

その他の製造業

平成2年〜平成14年の傾向

y = -4761.8x + 189382

160,000

R2 = 0.73

百万円
140,000

200,000

120,000

180,000
160,000

100,000

140,000

80,000120,000
60,000100,000
40,00080,00020,000060,000
71217

2240,000

27

平成

20,000

資料：内閣府『平成16年版県民経済計算年報』より作成

01611162126

平成

資料：内閣府『平成16年版県民経済計算年報』より作成

３．電気機械
図9

平成8年〜平成14年の傾向

電気機械

平成2年〜平成14年の傾向

R2 = 0.8277

y = 2486x + 100028
R2 = 0.4194

百万円
180,000

160,000
140,000

160,000

120,000

140,000

100,000

120,000

80,000100,000

60,00080,00040,00060,00020,00040,00007

12

17

20,0000y = -8981.7x + 238560

百万円
180,0002227

平成16111621

資料：内閣府『平成16年版県民経済計算年報』より作成

26

平成資料：内閣府『平成16年版県民経済計算年報』より作成
平成8年〜平成14年の傾向

５．建設業
図11

y = 2421.3x + 100900
R2 = 0.1124

百万円
180,000

建設業

平成2年〜平成14年の傾向

y = -2701.7x + 223164
R2 = 0.3453

百万円
250,000

160,000
140,000

200,000

120,000
100,000

150,000

80,00060,000100,000

40,00020,000050,000

71217

2227

平成

0

資料：内閣府『平成16年版県民経済計算年報』より作成

1611162126

平成

資料：内閣府『平成16年版県民経済計算年報』より作成―26―

７．金融・保険業

平成8年〜平成14年の傾向

y = -4863.5x + 244943
R2 = 0.6207

百万円
250,000

図13

金融・保険業

平成2年〜平成14年の傾向

y = 2566.7x + 72192
R2 = 0.7142

百万円

200,000

140,000
120,000

150,000

100,000
100,000

80,00060,000

50,00040,000071217平成222720,000

資料：内閣府『平成16年版県民経済計算年報』より作成

016111621

26

平成

６．卸売・小売業
図12

資料：内閣府『平成16年版県民経済計算年報』より作成
平成8年〜平成14年の傾向

卸売・小売業y = 4090.8x + 54629
R2 = 0.581

百万円

平成2年〜平成14年の傾向

160,000

y = -3474.2x + 287950
R 2 = 0.4055

百万円

140,000

350,000
120,000

300,000

100,000

250,000

80,000200,000

60,00040,000150,000

20,000100,000
050,000
0712

172227平成16111621

資料：内閣府『平成16年版県民経済計算年報』より作成

26

平成資料：内閣府『平成16年版県民経済計算年報』より作成
平成8年〜平成14年の傾向８．不動産業
図14y = -11339x + 376658
2R = 0.9079

百万円
350,000

不動産業

平成2年〜平成14年の傾向

y = 8332.7x + 139805
R2 = 0.9442

百万円
350,000

300,000
300,000

250,000
250,000

200,000
200,000

150,000

150,000

100,000

100,000

50,000050,000

7

12172227

平成0

資料：内閣府『平成16年版県民経済計算年報』より作成

1611

162126平成資料：内閣府『平成16年版県民経済計算年報』より作成―27―

10．政府サービス生産者

平成8年〜平成14年の傾向

y = 5016.8x + 176996
R2 = 0.9851

百万円

図16350,000

政府サービス生産者

平成2年〜平成14年の傾向

y = 8754.8x + 227002
R2 = 0.9744

百万円

300,000450,000
250,000

400,000

200,000

350,000
300,000

150,000

250,000
100,000

200,000
50,0000

150,000
100,000
712172227

平成

50,000

資料：内閣府『平成16年版県民経済計算年報』より作成

01611162126

平成

資料：内閣府『平成16年版県民経済計算年報』より作成

９．サービス業
図15

平成8年〜平成14年の傾向

サービス業

y = 5984.6x + 258721
R2 = 0.9167

百万円

平成2年〜平成14年の傾向

y = 11795x + 287857
R 2 = 0.9754

百万円

450,000
400,000

600,000

350,000

500,000

300,000
250,000

400,000

200,000

300,000

150,000
100,000

200,000

50,000100,000

0016111621

71217
平成2227

資料：内閣府『平成16年版県民経済計算年報』より作成

26

平成資料：内閣府『平成16年版県民経済計算年報』より作成
平成8年〜平成14年の傾向

Ⅲ トレンド分析による予測結果

y = 11811x + 288926
R 2 = 0.9209

百万円

平成２年以降減少傾向にあるのは、農林水600,000

産業、食料品、製造業（電気機械・食料品以外）建設業、商業、その他である。上昇傾向

500,000にあるのは電気機械、金融・保険、不動産業、400,000

サービス産業、政府サービスである。
300,000

予測結果は、平成２年以降の長期の傾向線によるか、平成８年以降の短期間の傾向線に200,000よるかで拡大と縮小の方向性が正反対とな100,000る。トレンド分析としては期間が長ければ信07121722

頼性は高まるが、一方で過去十数年の間に日27

平成資料：内閣府『平成16年版県民経済計算年報』より作成

本も鳥取県も経済構造の転換があったため、短期の傾向も重視すべきである。

―28―

平成８年以前は、長期傾向線がマイナスであった建設、商業、その他の生産も横ばいか＜参考ウェブサイト＞
総務省統計局ホームページ：
http://www.stat.go.jp/data/kokusei/2000/kekka.html

らプラスであった。平成９年以降の低下がこられ産業の長期傾向線をマイナスとした。８（平成17年8月20日

平成12年国勢調査の結果）

鳥取県企画部統計課ホームページ：

年以降の傾向線の傾きは下降傾向が強まる。

http://www.pref.tottori.jp/tokei1/toukei̲sangyoukeizai/
sangyourenkanhyou/2000/index.html（平成17年7月14日

各産業を平成２年以降の傾向線で延長する関表）と、平成８年の水準を上回って県民生産は増加し、平成８年以降の傾向線で延長すると縮鳥取県企画部統計課ホームページ：

小する。
り県民生産は異常に低い生産水準にある。
要因は多様である。
トレンド分析による県内総生産の見通し

年

短期傾向線

長期傾向線

82,144,165

2.3%

2,144,165

2.3%

92,137,604-0.3%

2,137,604

-0.3%

10

2,126,263-0.5%

2,126,263

-0.5%

11

2,155,008

1.4%

2,155,008

1.4%

12

2,175,706

1.0%

2,175,706

1.0%

13

2,142,597-1.5%

2,142,597

-1.5%

14

2,057,096-4.0%

2,057,096

-4.0%

17

2,101,476

2,242,628

22

2,069,714

2,333,712

14年/8年

-0.7%

-0.7%

17年/8年

-0.2%

0.5%

22年/8年

-0.3%

0.6%

資料：内閣府『平成16年版県民経済計算年報』より作成＜参考文献＞
内閣府経済社会総合研究所国民経済計算部編『県民経済計算年報（平成16年版）』（独立行政法人
国立印刷局、平成16年）
総務省統計局『平成7年国勢調査報告１

第５巻その全国編』（総務省統計局、平成11年）

総務省統計局『平成7年国勢調査報告の２

都道府県・市区町村編31

第５巻（平成17年7月14日
関表）

本データはあくまで傾向分析であり、変動

年平均増減率http://www.pref.tottori.jp/tokei1/toukei̲sangyoukeizai/sangyourenkanhyou/95̲toukeihyou/index.html

なお、平成14年はたばこ生産のかく乱によ

表1

平成7年（1995年）産業連

そ鳥取県』（総務省統計局、平成10年）
鳥取県企画部統計課『鳥取県鉱工業生産指数』（鳥取県企画部統計課、各年）―29―

平成12年（2000年）産業連