平成 24 年度林野庁補正予算
原木需給情報システム開発事業

為替相場が木材価格へ与える影響に関する実証分析
調査報告書

平成 26 年１月

一般財団法人日本木材総合情報センター

はじめに

木材価格形成メカニズムを解明するには、為替相場が木材価格に対しどのように影響するかは、避けて通れない課題である。
このため、本報告書では、昭和48年から直近までの期間を対象に、主に月次データ（農林水産省「木材価格」や日本銀行「物価指数」等）を用い、為替相場が丸太価格や製材品価格等に及ぼす影響について、計量経済学モデルの援用により実証的に分析した。分析は、全期間を通じたもののほか、円高期や円安期の時代区分によっても検討した。また分析結果の妥当性を現地調査によって検証も行った。
本調査は（財）林業経済研究所に委託して実施し、調査担当者及び執筆分担者は以下のとおり
である。

立花
林

敏（筑波大学生命環境系准教授）
宇一（東京大学大学院農学生命科学研究科特別研究員）

荒谷明日兒（（財）林業経済研究所フェロー研究員）

Ⅰ、Ⅱ
Ⅲ
全体への助言平成２６年１月
一般財団法人日本木材総合情報センター

目

次

調査結果概要 ............................................................... 1
Ⅰ

調査目的と検討課題 ..................................................... 4Ⅱ

日本の木材需給と価格変動 .............................................
Ⅱ－1

Ⅲ

林産物需要の構造変化 ............................................

5
5

Ⅱ－1－1

高度経済成長期：1955～1973 年 ...............................

5

Ⅱ－1－2

安定成長期：1974～1985 年 ...................................

6

Ⅱ－1－3

円高進行期：1986～1995 年 ...................................

7

Ⅱ－1－4

経済不況期：1996～2001 年 ...................................

8

Ⅱ－1－5

いざなみ景気期以降：2002 年～ ...............................

8

Ⅱ－2 木材価格の関係 ..................................................

9

Ⅱ－2－1

国産材価格―スギ材とヒノキ材の価格の比較― .................

9

Ⅱ－2－2

輸入材価格 ................................................

11

Ⅱ－3 木材産業 .......................................................

12

Ⅱ－4

13

林産物貿易の構造変化 ...........................................

Ⅱ－4－1

高度経済成長期～安定成長期 ................................

13

Ⅱ－4－2

円高進行期～いざなみ景気期 ................................

15

Ⅱ－5 近年における木材価格とその変動に影響する要因 ...................

17

Ⅱ－5－1

中丸太価格の地域性 ........................................

17

Ⅱ－5－2

木材輸送船運賃 ............................................

18

Ⅱ－5－3

為替相場と購買力平価との関係 ..............................

20

木材価格の動向 ......................................................

23

Ⅲ－1 木材価格のトレンドの分析 .......................................

23

Ⅲ－1－1

構造変化 ..................................................

23

Ⅲ－1－2

小活 ......................................................

35

為替レートと木材価格 ...........................................

38

Ⅲ－2

Ⅲ－2－1

米ドル為替レートの木材価格への影響 ........................

35

Ⅲ－2－2

小活 ......................................................

47

Ⅲ－3 為替レートと国産材価格
Ⅲ－3－1

ドル為替レートと国産材価格の関係 ..........................

49

Ⅲ－3－2

小活 .....................................................

57

参考資料 ................................................................

60

調査結果概要
本調査事業は、1973 年～2010 年を分析の対象とし、主に月次データを用い、価格形成のメカニズムを検討すると共に、為替レートが丸太価格や製材品価格にどう影響したかを
計量経済学の手法によるモデルの推計により把握することを目的に行った。特に全期間を通じた分析と、円高期や円安期、林産物需要構造等からみた時期区分を考慮した分析とを試み、その中で特徴的な結果を本報告書に掲載した。なお、モデルの推計に当たっては、
材種により得られるデータの期間に差異があり、その範囲内での分析となったことを述べておきたい。
まず、年次データを用いて長期における林産物需要の構造変化に関する時期区分を試み、それに基づいて需要構造を概観すると共に、立木価格と丸太価格と製材品価格、国産材と輸入材との関係、輸出相手国の事情と日本の林産物輸入との関係等に注目して分析を行った。時期区分としては、1955～1973 年を高度経済成長期、1974～1985 年を安定成長期、
1986～1995 年を円高進行期、1996～2001 年を経済不況期、2002～2008 年をいざなみ景
気期に整理でき、1 人当たり林産物需要量は 1970 年代前半に 1.0m3 を超えていたが、その後に住宅着工の質的・量的な変容、また経済活動に伴う紙需要の変化に伴って低下し、安定成長期となった 1982～1985 年には 0.8m3 を下回った。その値は、1985 年のプラザ合意を経てバブル景気循環期になると 0.9m3 を上回り、1990 年代半ばまで 0.9m3 前後の水準にあったが、2000 年代には住宅着工や紙需要の質的な変化等が要因となって 0.8m3 から 0.5m3 強へ顕著な減少が見られた。
また、長期トレンドとしての木材価格については、1960 年にヒノキの立木価格と中丸太
価格はスギのそれらを 10％程度上回る水準だったが、高度経済成長に伴う新設住宅着工戸数の増加等により 1980 年代まで両者の価格差は拡大した。他方、そららの価格は林産物需要の動向や為替レートの円高基調、代替財の広まり等を受けて低下傾向が続き、円高基
調の中で比較的安定して推移した輸入材価格に対して際立つ変化を示した。国産材価格のうち、ヒノキ価格はバブル景気時におけるヒノキ価格の上昇等を勘案すると経済状況に左右される特質を有し、さらに近年の価格低下の主たる要因には住宅建築において集成材がヒノキの無垢材を代替し、また住宅の洋風化に伴って和風建築が減少していることの影響も考えられる。2010 年～2012 年の価格変化を参考にすると、宮崎県や高知県等の並材地域において低下が早く且つ大幅だったことも指摘できる。
為替レートと木材価格との関係を分析すると、為替レートで進む円高の輸入丸太価格に与える直接的影響は長期的には読み取れなかった。それよりも、輸出国での供給量や木材輸送船海上運賃等が輸入材価格に少なからず寄与していると考えられる。
次に、木材価格の形成メカニズムに関して、初めに 1980 年代以降現在に至る期間とし、
ベイマツ平角、ベイツガ正角、ヒノキ正角、スギ正角、ベイマツ丸太、ベイツガ丸太、カラマツ中丸太、ヒノキ中丸太、スギ中丸太を対象とし、プラザ合意、阪神淡路大震災、リーマン・ショックの事象によって木材価格トレンドがどのように変化したかを分析した。
1

その結果、全体の傾向として 1980 年 1 月から 1985 年 8 月の期間に負のトレンドが認められた。材種別に注目すると、この他に把握できた特徴として、ベイマツは平角、丸太ともに 1985 年 9 月から 1994 年 12 月にかけて正のトレンドを持ち、価格の上昇傾向が認められた。ベイツガでは、丸太と正角の両方において 1985 年 9 月から 1994 年 12 月までに価格上昇トレンドが示された。国産材価格に関しては、ヒノキでは正角の価格変動が中丸太よりも大きいことが、スギでは正角の方が中丸太よりも価格変化がより急であったことが示唆された。
製材品だけを取り上げると、米マツと米ツガは似たトレンドを有するが、ヒノキ正角は負のトレンドにおいてスギ正角よりも大きく、正のトレンドにおいてスギ正角より小さい動きをしていることが分かった。また、1985 年 9 月から 1994 年 12 月までに関しては、
米マツ平角、米ツガ正角ともに急な角度で上昇しているものの、ヒノキ正角とスギ正角の上昇角度はそれほど急となっていない。一方、1995 年 1 月以降の時期においては、米マ
ツ平角と米ツガ正角は木材価格がその期間中でみると減少傾向は大変緩やかであるのに対し、スギ正角とヒノキ正角の減少傾向はかなり急となっていることが明らかになった。
丸太に関しても、米マツ丸太と米ツガ丸太の価格は 2008 年 8 月以前の期間に似たような動きをしたが、2008 年 9 月以降においては米マツ丸太が急減傾向を示すのに対して米ツガ丸太は低下しているとは言い難いことが把握できた。ヒノキとスギの丸太価格に関しては、2008 年 8 月まで強弱はあっても同様のトレンドであったことが分かったが、2008
年 8 月以降にはヒノキ中丸太が負のトレンドを示すのに対し、スギ中丸太は正のトレンドであり、2008 年 8 月以降では両者の動きは異なるものとなった。
米ドル為替の木材価格に及ぼす影響の分析に基づくと、ベイマツ、ベイツガに関しては丸太、製材品ともに米ドル為替レートの影響を受けているのに対し、ヒノキ、スギの製材
品、丸太は影響を受けているとは判断し難い結果となった。輸入材であるベイマツ、ベイ
ツガの丸太、製材品の全てにおいて、米ドル為替レートは早くとも 1 カ月、全体の傾向としては 2 カ月から 3 か月の遅れを以て影響を与えていることが伺えた。これら輸入材について比較してみてみると、1 か月前米ドル為替レートが有意であったのは、ベイマツ丸太及びベイツガ丸太であり、これらは 1 か月前から 3 か月前までの比較的長い期間が有意となっていたのに対し、ベイマツ平角、ベイツガ正角は 2 か月前から 3 か月前までで相対的に短い。なお、ベイマツ、ベイツガに影響を及ぼすと想定された米ドル為替レートに関して、修正済み決定係数から判断すると、全体として米ドル為替レート以外の要因がより大きく木材価格の決定に影響を与えることが示唆された。価格分析において留意すべき点である。
米ドル為替レートと国産材木材価格との関係を分析したところ、ヒノキ正角、ヒノキ中丸太、スギ正角、スギ中丸太の全てのモデルの推計結果において、為替レートの係数は負値を採り、輸入材の係数は正値となった。米ドル為替レートの符号は合理性を欠くため、さらに米ドル為替レートとスギ、ヒノキの製材品、丸太価格の相関係数行列を採ったとこ
ろ、米ドル為替レートとスギ、ヒノキの丸太・製材品価格の間に少なくとも差分において負の相関関係が見られ、今回作成されたモデルにおいても各丸太ないし製材品価格に対し
2

て負値で効いていることが分かった。この関係に関する分析は、今後の課題となる。
米ドル為替レートと国産材木材価格との関係について、全ての両対数モデルにおいて、
輸入材価格がスギ、ヒノキの製材品、丸太価格に及ぼす影響に比べ、米ドル為替レートが及ぼす影響は低かった。スギ、ヒノキの製材品、丸太価格には、ベイツガ、ベイマツの製材品、丸太価格こそ大きな影響を与えると考えられる。また、ライムラグについて、ヒノ
キで 4 か月前ドル為替レートが、スギで 3 か月前ドル為替レートが有意となるケースが多
かった。

3

Ⅰ

調査目的と検討課題

本調査の目的は、1973 年～2010 年を分析の対象とし、主に月次データを用い、価格形
成のメカニズムを検討すると共に、為替レートが丸太価格や製材品価格にどう影響したか
を計量経済学の手法を用いて把握することである。この時に、全期間を通じた分析と、円高期や円安期等の時期区分をした分析とを行う。
主に用いるデータは、林野庁「木材需給表」、農林水産省「木材価格統計調査」、林野庁
編「林業統計要覧」及び「森林・林業統計要覧」、農林水産省「木材需給報告書」、日本不動産研究所「山林素地及び山元立木価格調」、財務省「貿易統計」、国土交通省「建築着工統計調査」、総務省「日本の統計 2012」「人口推計資料 No.76」に収録されているものである。
木材価格の形成メカニズムに関しては、木材価格の自己回帰モデルや自己回帰移動平均モデル、ラグ付きモデル等の推定により、その検討を行う。先行研究において、木材価格
は一定のトレンドを持つことが知られており、自己価格によってどこまで説明できるかを検証してみる。また、木材価格を被説明変数、為替レートを説明変数とするモデルを構築し、その推定を行うことにより、為替レートが木材価格に与える影響を分析する。木材貿
易の手続きや海上輸送の所要時間との関係から、為替レートは一定のタイムラグを持って木材価格に影響すると考えられる。このことを念頭におき、複数のタイムラグを想定して分析を進めることとした。
本報告書の構成は以下のとおりである。第Ⅱ章では、年次データを用いて長期における林産物需要の構造変化を時期区分に基づいて概観すると共に、立木価格と丸太価格と製材
品価格、国産材と輸入材との関係、輸出相手国の事情と日本の林産物輸入との関係等に注目して分析を加える。その中では、為替レートと木材価格との関係がどのようになっているかを検討してみる。ここでは、第 2 次世界大戦後の復興に目処の立った 1955 年を起点として時期区分を行い、時期毎の特徴を述べると共に、近年については地域性も含めた分析を行う。それに続く第Ⅲ章では、上述のように木材価格形成メカニズムや木材価格と為替レートとの関係を解明すべく、計量経済学的手法を用いたモデルを構築し、その推定により分析を行う。

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Ⅱ

日本の木材需給と価格変動

Ⅱ－1 林産物需要の構造変化
Ⅱ－1－1 高度経済成長期：1955～1973 年
日本の林産物需要量は、第二次世界大戦後の高度経済成長と人口増加、それに伴う住宅着工により 1973 年まで増加を続けた（高度経済成長期）。用材と椎茸原木と薪炭材とを併せた丸太換算の林産物需要量は、1955 年の 4,528 万 m3 から 1964 年の 7,397 万 m3 へ、
さらに 1973 年の 1 億 1,758 万 m3 へ増加したのである（図Ⅱ－１－１）。その内訳は、1955
年に製材用材が 67％、パルプ・チップ用材が 18％、合板用材が 5％、薪炭材等のその他用材が 10％、1964 年にはそれぞれ 63％、20％、6％、11％であり、住宅建築等に使われる製材用が 3 分の 2 を占めた。1973 年になるとそのシェアに変化が生じ、製材用材が 57％、パルプ・チップ用材が 26％、合板用材が 15％、その他用材が 2％となった。これには、
高度経済成長の下で紙・板紙需要の増加に伴ってパルプ・チップ用材が急増し、また当時の輸出財であった合板向けの用材の伸びも見られた。他方、燃料革命により化石燃料が薪
炭材の需要を代替し、また製材用材の伸びは相対的にみて小さかった。1 人当たり用材需
要量としてみると、1955 年は 0.7m3 であったが、1973 年には約 1.5 倍となって 1.1m3 に達した。

図Ⅱ－１－２から読み取れるように、木材の主要な需要先である新設住宅着工戸数は、1950 年代前半に年間 25 万戸前後の水準であったが、戦後の復興需要により 1961 年に 53.5
万戸と倍増し、1968 年に 120.2 万戸、1973 年には 190.5 万戸へと急増した。内容として、
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分譲住宅の新設戸数が 1968 年の 9.8 万戸から 1973 年の 36.7 万戸へ増加した点は、高度経済成長の一面を端的に示すといえる。この時期に農山村部から都市部や工業地帯へという人口の大きな移動があったためである。また、1970 年までは新設住宅の木造率も木造床面積率も 70％を超える水準にあり、経済財としての木材へのニーズが大きかったことが窺える。1970 年の 1 戸当たり床面積は新設住宅全体で 68m2、木造住宅で 69m2 とコンパク
トな大きさだったが、新設総床面積は 1970 年に 1 億 107 万 m2、1973 年には 1 億 4,654
万 m2 に達した。

Ⅱ－1－2 安定成長期：1974～1985 年
1973 年の第一次石油危機を経て、林産物需要は図Ⅱ－１－３に示すように総量で見ても、
1 人当たりで見ても減少に転じ、林産物需要の構造に変化が生じたと考えられる（安定成長期）。住宅着工戸数については、第一次石油危機直後に年間 130 万戸余りに減少したが、その後に増加して 1970 年代後半に 150 万戸程度が続いた。だが、1978～1979 年の第二次石油危機を経て安定成長期へと変わり、1980 年代前半には 110 万戸超に留まった。新
設住宅戸数に占める木造率と木造総床面積は、1975 年に 67％と 69％であったが、1980
年に 59％と 63％、1985 年には 48％と 56％へと低下が進んだ。住宅建築において非木造住宅の割合が高まっていったのである。他方、1 戸当たり床面積については、新設住宅全体で 1980 年に 94m2 へ、木造住宅では 100m2 へ拡大した。つまり、集合住宅のような住宅形態の多様化が進み、また「高度経済成長期に形成された住宅・居住地の諸問題を解決するための改善的取り組みがなされつつあった」。この頃にゆとりのある居住空間が求められ、量的拡大を求める経済から質の充実を求める経済へという変容が住宅においても胎動6

し始めたと考えられよう。
1970 年代後半の林産物需要量は 1 億～1.1 億 m3 であり、その内訳は製材用材が 55％程
度、パルプ・チップ用材が 30％程度、合板用材が 12％前後、その他用材が 2～3％であった。1980 年代前半になると 9 千万 m3 超の水準に留まったが、内訳では製材用材が 50％前後に低下し、それに代わってパルプ・チップ用材が約 35％まで増加した。所得水準が高まる中で 1 人当たり年間紙・板紙消費量は 1960 年の 47.8kg（紙 30.4kg、板紙 17.4kg）
から 1980 年の 154.5kg（紙 90.0kg、板紙 64.5kg）へ増加し、木材利用において特にパル
プ・チップ用材の割合が上昇した。

Ⅱ－1－3 円高進行期：1986～1995 年
1985 年のプラザ合意を経て、日本はバブル景気に入り、林産物需要量も増加に転じた。
対ドル円レートは、1977～1978 年、1980 年、1985～1987 年、1993 年、1998～1999 年、2003 年、2008 年に前年より大幅な円高となり、1979 年、1982 年、1989 年、1996～1997
年、2001 年、2005 年には前年比で円安となったものの、1986～1995 年には傾向として
顕著に円高が進んできた。特に、暦年平均での為替レートは 1985 年の 1 ドル 238.53 円
から 1990 年の 144.81 円、1995 年の 94.05 円へと、140 円を上回る大幅な円高が進んだ時期であった（円高進行期）。この時期には、購買力平価に対して為替レートが一層円高となっていた 。この関係が林産物輸入を促し、日本林業に少なからず影響を与えた。なお、
この後も 2000 年に 107.74 円、2005 年に 110.15 円と推移し、2007 年までは概ね 110～130 円の範囲にあった。さらに、2008 年から円高が加速し、2010 年に 87.77 ドル、2011
年には 79.78 円まで高まっているが、この推移の中で後述するように購買力平価と為替レートの差は小さくなっている。
7

新設住宅着工戸数は 1985 年の 123.6 万戸から 1990 年の 170.7 万戸へ増加し、新設総床
面積は 1990 年に 1 億 3,749 万 m2 まで増加した。1980 年代後半の特徴としては、マンシ
ョンやアパート等といった新設貸家戸数の増加が挙げられ、1981～1983 年の年間約 31 万戸から 1985 年の 52.7 万戸へ、さらに 1987～1988 年の年間 85.9 万戸へ大幅に増加した。
新設住宅に占める貸家率は 1987～1988 年に 51％に高まり、
1985～1994 年に 40％を超し、また木造率は 1988 年に戸数で 41％に、床面積で 52％まで低下し、住宅着工における構造変化が進んだ。そこにはバブル景気の下でマンション等への投機の影響もあった。その後、
新設住宅着工総数は 1991 年の 137.0 万戸から 1996 年の 164.3 万戸までの範囲にあり、木造率は戸数で 45％前後、床面積で 55％前後を続けた。また、この時期の床面積は、1996
年に総新設住宅全体で 96m2、木造住宅で 116m2 へ拡大傾向を示した。
こうした状況下で林産物需要量は 1990 年代半ばまでの 1.1 億 m3 余りの水準を続けた。
また、1990 年の 1 人当たり紙・板紙消費量はバブル景気の下で紙も板紙も大きく増加し、1980 年のそれの約 1.5 倍の 227.2kg（紙 132.9kg、板紙 94.3kg）となった。
Ⅱ－1－4 経済不況期：1996～2001 年
1995 年の阪神・淡路大震災は林産物需要に対して大きな影響を与えることとなった。
1981 年の建築基準法改正に伴う新耐震基準の前に建てられた木造住宅に阪神・淡路大震災
によって特に大きな被害が発生したのを契機に、住宅の性能表示が求められるようになり、
1999 年に「住宅の品質確保の促進等に関する法律」（1999 年法律第 81 号）が交付された。
この過程で高耐震性を含む品質・性能の明確化が要求されるようになり、それへの対応として住宅建築において天然乾燥材に代わり人工乾燥材や、集成材等のエンジニアードウッ
ドの利用が拡がり、更に機械プレカットが普及していくこととなった。また、一層の円高による経済・社会のグローバル化も一助となり、新築住宅において洋風化が浸透し、和室数の減少や柱の隠れる枠組壁工法へのシフトが見られるようになった。
バブル景気崩壊後、特に 1990 年代後半に国内景気は低迷し、林産物需要も 1996 年の 1
億 1,250 万 m3 を境に減少傾向を辿った（経済不況期）。この間の新設住宅の着工戸数と床面積は、1996 年の 164.3 万戸と 1 億 5,790 万 m2 から 2000 年の 122.9 万戸と 1 億 1,988
万 m2 へ減少傾向が続いた。新設住宅形態では、持ち家が 1996 年の 64.3 万戸から 2001
年の 38.6 万戸へ 4 割減、貸家も 62.2 万戸から 33.9 万戸へ 3 割減となったのに対し、分譲住宅は 30～35 万戸水準を続け、増減の傾向として 2 分された。1 戸当たり床面積は、1999～2000 年に新設住宅全体で 97m2、木造住宅で 116m2 となった。また、用途別木材需要量については、1990 年に製材用材が 48％、パルプ・チップ用材が 37％、合板用材が 13％であったが、2000 年にそれぞれ 41％、42％、14％へと変わり、製材用の低下が一層進んだ。
Ⅱ－1－5 いざなみ景気期以降：2002 年～
いざなみ景気期以降の新設住宅の着工戸数と床面積は、2006 年の 129.0 万戸と 9,077
万 m2 まで若干の増加をみせた後、減少傾向に変化して 2009 年の 78.8 万戸と 6,832 万 m2
8

まで低まった。1 戸当たり床面積は 2008 年に新設総数平均の 83m2、木造平均の 100 m2まで減少傾向が続いた。また、新設住宅に占める持ち家率は 2000 年代半ばに 30％を割り込み、貸家が 40％超、分譲率が 30％弱という構成となったが、2010 年には持ち家率 38％、貸家率 37％、分譲率 25％まで戻した。他方、新設住宅に占める木造率は、2002 年から2010 年までの間に戸数が 44％から 57％へ、床面積は 52％から 65％へ増加しており、
1980年代前半の割合と同程度である。つまり、新設住宅着工戸数が落ち込む中で木造住宅には根強い需要があり、その国産材需要量は総需要量の 55％程度を占める。このことは林業振興を考える上での重要な視点を提供している。
用途別木材需要量は、2010 年には製材用材が 36％、パルプ・チップ用材が 46％、合板用が 14％となり、木材総需要量が減少する中で製材用材が一層シェアを落とし、パルプ・チップ用材は数量を減らしつつもシェアを高めた。1 人当たり紙・板紙消費量は、2000 年に 249.5kg（紙 148.7kg、板紙 100.8kg）まで増加したが、2010 年には紙が 2000 年比 14％減、板紙が同 15％減となって 213.7kg に留まった。つまり、実感できぬいざなみ景気の中で家計部門の消費が低位となり、さらに円高に伴う企業の海外移転が進み、2000 年代、特に 2000 年代終わりに住宅についても紙・板紙についても木材消費の在り方に変化が生じ、その量は著しく縮小したのである。
1 人当たり林産物需要量は 1970 年代前半に 1.0m3 を超えていたが、その後に低下し、安定成長期となった 1982～1985 年には 0.8m3 を下回った。その値は、1985 年のプラザ合意を経てバブル景気循環期になると 0.9m3 を上回り、1990 年代半ばまで 0.9m3 前後の水準にあったが、2000 年代には 0.8m3 から 0.5m3 強へ顕著な減少が見られた。そうした中でも、木造住宅は国産材の重要な需要先であり、新設住宅においてどこまで木造化が図られるか、住宅の長期使用に向けてリフォーム等での木材利用を如何に広めるかが今後の課題となってこよう。併せて、省エネルギーや節電との関わりの中で、化石燃料や電化装置に木質資源や紙・板紙の利用を如何に広めるかも重要な論点となろう。
Ⅱ－2 木材価格の関係
ここでは、戦後におけるスギ材とヒノキ材の価格を比較することにより、その関係の変化と要因を考えてみる。また、為替レートの動向を踏まえつつ、ベイツガ材価格を取り上げ、国産材との関係をみていく。
Ⅱ－2－1 国産材価格―スギ材とヒノキ材の価格の比較―
第二次世界大戦後におけるスギとヒノキの価格（名目）を比較すると、1960 年にヒノキの立木価格と中丸太価格はスギのそれを 10％程度上回るだけだった（図Ⅱ－２－１）。だが、高度経済成長に伴う新設住宅着工戸数の増加により両者の価格差は拡大し、ヒノキは1970 年辺りに山元立木価格でスギに対して 1.6 倍、丸太価格で 2 倍超となり、ヒノキ山元
立木価格は 1m3 当たり 2 万 1,352 円、ヒノキ中丸太価格は 3 万 7,500 円となった。名目価格が最高になったのは 1980 年であり、ヒノキ山元立木価格は 4 万 2,947 円、中丸太価格
は 7 万 6,200 円まで上昇し、スギの価格に対してそれぞれ 1.9 倍、2.0 倍となった。その9

後は上述の林産物需要の動向や為替レートの円高基調、代替財の広まり等を受けて価格は低下傾向が続くこととなったが、1990 年にはヒノキが立木価格で 2.3 倍、丸太価格で 2.6倍と拡大し、ヒノキの価格がスギの 2 倍超という水準は 2000 年代半ばまで継続した。

他方、代表的な製材品である正角の価格を例に取ると、1950 年代後半から 1960 年代前半までヒノキの価格がスギの価格より 5 割ほど高く、その差異は 1970 年辺りに 2 倍に拡大した。この比率は 1990 年代初めまで続いたが、その後は緩やかに縮小して 2000 年代終
わりには 1.6 倍程度に縮まった。住宅建築や住宅様式における構造的な変化、無垢材からエンジニアードウッドへの材料の変化が 1990 年代半ばより顕著に現れ、それによりヒノキ材が他の財に代替されるようになり、その結果がヒノキ正角価格の一層の低下を招いたと考えられる。
2011 年におけるスギの 1m3 当たり価格は、山元立木が 2,838 円、中丸太が 1 万 2,300
円、正角が 4 万 3,600 円であり、1980 年比ではそれぞれ 12％、32％、62％の水準に、ヒノキは同様に 8,427 円、2 万 1,700 円、6 万 6,600 円と 20％、28％、47％に下落している。
この変化が示すように、立木価格が顕著に下落し、正角価格の低下は立木価格や中丸太価
格ほどではない。このことは、GDP デフレーターで 2005 年を基準に実質化した価格でも同様であり、スギ材を例に取って図Ⅱ－２－２に示される立木と丸太と正角の価格の関係にも現れている。市場価逆算により山元、すなわち森林所有者にしわ寄せが生じているのである。また、この 30 年間にヒノキの中丸太価格や正角価格が相対的により低下し、近年はヒノキの立木や中丸太の価格低下が著しくなっている。バブル景気時におけるヒノキ
価格の上昇等を勘案すると、ヒノキ価格は経済状況に左右される面があるが、近年の価格
10低下の主たる要因には住宅建築において集成材がヒノキの無垢材を代替し、また住宅の洋風化に伴って和風建築が減少していることが挙げられる。ヒノキの柱材はもとより、土台にも集成材の代替が進んでおり、木材利用におけるヒノキ材の優位性が活かしきれなくなっているのである。

Ⅱ－2－2 輸入材価格
続いて、輸入材の代表例として長期間の観察のできるベイツガ丸太価格を取り上げてみたい。ベイツガ丸太価格が統計にリストされるようになった 1965 年に、1m3 当たりスギ
中丸太の 1 万 4,000 円、ヒノキ中丸太の 1 万 7,600 円に対してベイツガ丸太は 1 万 2,800
円と低く、1975 年にもスギの 3 万 1,000 円とヒノキの 6 万 4,500 円に対して 2 万 4,400
円とかなり廉価だった（いずれも名目価格）。それが、1985 年にスギの 2 万 4,900 円、ヒノキの 5 万 2,600 円に対してベイツガは 2 万 5,000 円、1990 年にはそれぞれ 2 万 6,000
円、6 万 6,000 円に対して 2 万 6,000 円となり、さらに 1995 年になるとそれぞれ 2 万 1,700円と 5 万 2,200 円に対して 2 万 6,200 円という関係となった。スギ丸太とベイツガ丸太は強い代替関係 にあることから、根強い需要の下で 1990 年代前半に価格で見た両者の関係は逆転し、スギ丸太価格が低くなったのである。さらに、2007 年にはベイマツ丸太価格の2 万 7,200 円に対し、スギは 1 万 3,300 円、ヒノキは 2 万 5,500 円と揃って下回る状態となり、その後にこの関係は定着した。上述のように 1985 年以降に円高基調となったわけ
だが、輸入材丸太価格はそれに伴って低下するのではなく安定し、国産材丸太価格が下落するという現象が生じた。その理由としては、輸入材丸太の有するロットの大きさや均質性、また国産材における間伐材の増加や輸入木材製品の増加を挙げることができる。
11

Ⅱ－3

木材産業

林業基本法に「林産業」ないし「木材産業」に関する条文は入らなかった。森林・林業
基本法においては、第 8 条「林業従事者等の努力の支援」の一部や第 24 条「木材産業等の健全な発展」に明示され、林野行政の位置づけも明確になったということができる。このことは林業構造改善事業にも反映していると考えられる。ここでは、木材価格に影響すると考えられる木材産業の変遷を概観する。
製材工場数と平均動力出力数は 1955 年に 2 万 2,368、18.2kW、1965 年に 2 万 4,803、31.6kW、1975 年に 2 万 2,241、60.0kW あったが、これ以降は工場数の減少と動力出力数の増加が顕著となり、1985 年に 1 万 8,834、70.9kW、1995 年に 1 万 4,565、84.0kW、2005 年に 9,011、93.7kW、2010 年に 6,562、107.2kW と推移した（図Ⅱ－３－１）。他方、1 工場当たりの従業者数は 1960 年代の約 11 人から 1980 年代の約 8 人、2000 年代の
5～6 人へと減少した。

この過程では、バブル景気以降に輸入材が増加する中で 1991 年に 158 森林計画区の流域を基本的単位とする「森林の流域管理システム」が導入され、また円高に伴う輸入木材製品の増加により、国産材の小規模な生産過程や複雑な流通過程の一層の合理化が必要なことが強く認識されるようになった。そして、2000 年代に入り「これまでは利用されなかった低質材の利用を図ることを重視しつつ、原木の総合的かつ合理的な流通・加工体制を構築することを基本とすること」と「新しい流通・加工の方向として、集成材、合板等のエンジニアードウッド等に国産材を使用していくことに焦点を当てること」を基本コンセ
プトとする国産材新流通・加工システム（2004～2006 年度）、「①川上から川下までの合意形成を促進し、②森林施業や経営の集約化、協定取引の推進、生産・流通・加工のコストダウンを図り、③ハウスメーカー等のニーズに応じた木材の安定供給を図ること等を通12

じて、地域材の利用拡大、森林所有者の収益向上、森林整備の推進を図」る新生産システ
ム（2006～2010 年度）の取り組みへと展開した。こうした施策も製材工場の大型化へ寄与した。
また、住宅の品質・性能表示や瑕疵保証制度により、日本の住宅建築において集成材が柱や梁、土台等の様々な部材として使用されるようになった。国産スギ材やヒノキ材、米
マツ材、米ツガ材の部材を集成材が代替するという構造変化が進み、製材工場において無垢材の製造に代わって集成材用ラミナ製造へのシフトも進んできた。集成材（構造用集成材を含む）の需給量は 1990 年代から増加が続き、生産量と輸入量は 1996 年の 72 万 m3と 28 万 m3 から 2006 年の 168 万 m3 と 96 万 m3 へと 2 倍超の大幅な増加となり、2010
年にも 145 万 m3 と 66 万 m3 となった。
1990 年代後半から施工の合理化のために住宅部材のプレカット化が進展してきた。全国
木造住宅機械プレカット協会によると、1990 年にプレカット工場は 483、在来軸組工法の新設住宅戸数に占めるプレカット率は 8％であったが、同順に 1995 年に 784 工場、32％、
2000 年に 877 工場、52％へと増加した。さらに、2005 年に 838 工場、79％となり、2000
年に比べて工場数は 4.3％の減少となったものの、シェアは更に拡大した。この 15 カ年あまりの間に、この動きは極めてドラスティックに進んだのである。その後、プレカット工
場数は減少傾向にあるものの、プレカット率は 90％に近付いている。
普通合板工場と生産量は、1960 年の 227、39.6 万 m2 から 1973 年の 257、151.6 万 m2に増加したが、1974 年以降に傾向的に減少し、1990 年には 134、99.8 万 m2 に減少した。
次節で述べるようにインドネシアやマレーシア等から日本への合板輸出が増加する中で、1980 年代に合板産業は縮小を余儀なくされた。だが、国内人工林資源の充実と間伐材生産の増加を背景に、国産針葉樹材を原料とする厚物構造用合板が開発されたことにより、2000 年代に入るとスギ材やカラマツ材等の国産材需要量が 14 万 m3 から 249 万 m3 へ増え、2000 年代には工場数は 75 から 40 へ減少するものの、生産量は 300 万 m3 前後となった。他方、合板輸入量は 2000 年の 461 万 m3 から 2010 年の 224 万 m3 へ半減し、国内において輸入合板からの代替が進んだのである。日本林業の振興にとっては、こうした国産材を原料とする新たな製品開発が必要になっているといえる。
このように木材産業の構造変化として無垢の製材品の生産からラミナの製材へ、そして集成材加工への変化や生じ、また間伐材中心に合板利用も増加していることから、木材価格の動向を見る上で製材品価格のみならず集成材価格や合板価格もより重要となっており、産業としても製材業のみならず多面的に木材産業の動向を把握する必要が生じていると言
える。
－
Ⅱ－4

林産物貿易の構造変化

Ⅱ－4－1 高度経済成長期～安定成長期
日本では高度経済成長期における林産物需要の急増と木材価格高騰を受け、1960 年に実質的に丸太輸入が自由化された 。この時期の輸入に関しては、丸太換算の総量が 1955 年の 252 万 m3 から 1960 年の 771 万 m3、1965 年の 2,018 万 m3、1970 年の 5,682 万 m3
13と急増したのに対し、丸太は同順に 197 万 m3（輸入総量に占める割合は 78％）、667 万m3（同 87％）、1,672 万 m3（同 83％）、4,328 万 m3（同 76％）と大部分を占めていた（図Ⅱ－４－１）。この過程で 1969 年に木材自給率は 50％を下回ることとなった（図Ⅱ－４－２）。

丸太輸入量が最多となったのは 1973 年であり、総量の 7,600 万 m3 のうち 5,249 万 m3
（同 69％）がそれであった。だが、1970 年代が進むにつれて丸太の占める割合が低下していくことになる。他方、この頃に多かったのは木材チップと木材パルプであり、1973
年にそれぞれ 1,209 万 m3 と 406 万 m3 であった。丸太輸入相手として、地域的には東南
アジアや北米、ロシア等からが増えていった。フィリピンやマレーシア、インドネシア等
から輸入され、合板や家具、建築等に用いられる南洋材が顕著に増加して 1970 年代初頭に 2,200 万 m3 を超え、主に建築に様々に用いられる北米材は 1,000 万 m3 超、北洋材も800 万 m3 に達するようになった。
安定成長期の輸入は、1982 年の 5,856 万 m3（うち丸太が 56％）から 1979 年の 7,656
万 m3（同 61％）までの範囲にあり、丸太輸入量の占める割合は 1985 年に 52％まで低下した。1970 年代後半に南洋材丸太の輸入量は 2,200 万 m3 程度で大きな量が続いたが、その後の 1980 年代から 1990 年代前半にかけて東南アジアで資源ナショナリズムと合板中心の木材加工工業化の促進が広まり、その量は急速に減少していった 。1976 年にフィリピンが丸太輸出を禁止したのを皮切りに、インドネシアが 1980 年代前半に丸太輸出制限を強めて 1985 年には輸出を禁じ、またマレーシアのサバ州でも 1993 年に丸太輸出を禁止し14たからである。インドネシアでは、それと合わせて 1980 年代に日本等に対する合板輸出を増加させていった。他方、北米材丸太の輸入量は 1980 年代前半に 1,000 万 m3 を下回るようになり、北洋材丸太は 600 万 m3 水準を維持した。また、木製材品に関しては 1980
年に木材チップ 1,594 万 m3 と木材パルプ 767 万 m3 が多かったが、製材品も 614 万 m3まで増加した。他方、1950 年代後半～1970 年代初頭に製材品を 40 万 m3 余り、合板を50 万 m3 余り輸出したが、合板輸出における韓国や台湾の台頭や為替レートの変動相場制へ移行等により、1970 年代に大きく数量を減らした。つまり、輸出は木材パルプや木材チップを併せても数十万 m3 に留まるようになったのである。

Ⅱ－4－2 円高進行期～いざなみ景気期
円高進行期には、輸入において丸太から木材製品へのシフトが一段と進んだ。1985 年から 1990 年に丸太換算総輸入量は 6,007 万 m3 から 8,195 万 m3 へ急増したのに対し、丸太
輸入量は 3,139 万 m3（総量の 52％）から 3,386 万 m3（同 41％）へ微増し、割合は 52％
から 41％へ低下した。さらに、1996 年に戦後最多の 9,045 万 m3 を輸入し、そのうち丸太は 2,513 万 m3（28％）に縮小した。この後は、1999 年と 2000 年に前年比で増加をみたものの、丸太も木材製品も傾向的には減少し、2010 年の輸入量は 5,296 万 m3 で、そのうち丸太が 604 万 m3（11％）に過ぎなくなり、木材チップが 2,156 万 m3、製材品は 1,014
万 m3 を占めた。木材チップについては、日本の製紙会社によって 1990 年代を中心にオーストラリアや南米、東南アジア等で産業植林が展開し、特に 2000 年代に入って製紙用の木材チップ輸入が増加している。
15

米国北西海岸地域において 1980 年代後半から 1990 年代前半にかけてマダラフクロウやマダラウミスズメ等の保護運動が展開し、1990 年初めに連邦有林や州有林の丸太輸出が禁止となり、またインドネシアやサバ州の丸太輸出禁止、さらにマレーシア・サラワク州の丸太輸出制限により、日本の丸太輸入は急速に減少していった。他方、この時期に北米や東南アジア、欧州における木材産業の発展があり、北米や欧州から日本への製材品輸出、
インドネシアやマレーシアから日本への合板輸出が進展していった。
この時期において特筆すべきは、削片板や繊維板、構造用集成材の輸入量が増えていったことである。輸入統計（実績）でみた削片板輸入量は 1989 年に 10 万 m3 超の 15 万 m3となり、1993 年の 19 万 m3、1997 年の 67 万 m3 へ増え、その後は 40 万 m3 前後の水準にある。近年の輸入相手としては中国が過半を占め、それにフィリピンやインドネシア、韓国等が続く。繊維板のそれは 1991 年に 10 万 m3 超となり、1997 年には 48 万 m3 に急増し、その後は 50 万 m3 を挟む数量が続いてきた。繊維板の輸入相手はマレーシアが最多であり、韓国や中国からも実績がある。構造用集成材については 1995 年の 14.8 万 m3 から 2000 年の 44.4 万 m3、2005 年の 67.1 万 m3 へと増加し、その後も 40～80 万 m3 の輸入が続いている。2000 年代半ばの主たる輸出国としてオーストリアやフィンランド、中国等が上位にあったが、近年は中国の地位が低下し、林業発展の見られるルーマニアやエス
トニアからの輸入が増加傾向にある。
また、1990 年代終わりに日本の丸太輸入元はロシアが最多となり、北洋材丸太の輸入量
は 2000 年代半ばまで概ね 500 万 m3 あった。2000 年代に入ると、北米材丸太の輸入量は500 万 m3 を下回り、南洋材のそれは 300 万 m3 に留まり、輸入に占める丸太の位置は一層の低下をみた。さらに、2000 年代半ばにはロシアが丸太輸出関税の引き上げを公表した のをきっかけに、北洋材丸太輸入量は大きく減少することとなった。そして、2010 年には米材丸太が 298 万 m3、ニュージーランド材丸太が 74 万 m3、南洋材丸太が 55 万 m3、北洋材丸太は 45 万 m3 等、合計で 476 万 m3 となった。この時、製材品輸入実績は総量が 642
万 m3、そのうち北米材が 271 万 m3、欧州材が 226 万 m3 であり、合板については輸入量
265 万 m3 のうち 230 万 m3 が南洋材となっている。米国における 2000 年代後半のサブプ
ライムローン問題やリーマン・ショックに伴う住宅着工の低迷により、カナダや米国は日
本向けの製材品輸入にも力を入れるようになり、欧州の金融危機やそれに伴う一層の円高により欧州諸国は日本向けの集成材や製材品を増やしている。
このように、林産物貿易の構造は産地国の動向に影響されながら 1960 年代から徐々に変化し、特に 1980 年代後半以降に大きく変容してきた。林産物輸入に占める丸太の位置が低下して木材製品の輸入が増え、さらに木材製品では製材品・合板から集成材等の高加工度製品へとシフトしているのである。

16

Ⅱ－5

近年における木材価格とその変動に影響する要因

Ⅱ－5－1 中丸太価格の地域性
ここでは農林水産省大臣官房統計部「木材価格」に基づき、すぎとひのきの中丸太価格
について全国から代表的な 4 県を取り上げ、それらの価格変動が際立った 2010 年 1 月～
2012 年 8 月の動向に注目して概観していく。すぎ中丸太については、①径級 14～22cm、長級 3.65m～4.0m、②径級 24～28cm、長級 3.65m～4.0m の 2 種、ひのき中丸太は径級
14～22cm、長級 3.65m～4.0m の 1 種とし、すぎに秋田県、岡山県、高知県、宮崎県を、
ひのきには栃木県、岡山県、高知県、宮崎県を対象として取ることにする（表Ⅱ－５－１）。
その中では、特に 2010 年 10 月施行の「公共建築物等における木材の利用の促進に関する法律」や東日本大震災による木材価格への影響にも触れる。
すぎ中丸太①については、2011 年の東日本大震災後に 4 県とも期間中の高値を付け、秋田県を除く 3 県は 2012 年に安値となった。秋田県では、2010 年上半期まで価格が低迷し、「公共建築物等木材利用促進法」の辺りから上昇し始め、2011 年 4～5 月に高値となった。
岩手県と宮城県の合板工場の被災を受けた合板の増産や丸太の投機的取引がこの高値の要因となったと見られる。その他の 3 県では、2011 年 11～12 月から価格が低下し、2012
年 6～7 月までに岡山県が 15％、高知県が 18％、宮崎県が 27％の下落となった。
すぎ中丸太②については、秋田県と岡山県と高知県が①と同様に大震災後に高値となり、宮崎県は 2010 年 4 月に最も高かった。この間に最も安価なのは 2012 年に入ってからであり、秋田県が 6 月、岡山県が 2 月、高知県が 7 月、宮崎県が 6～7 月であった。特に、高知県と宮崎県において 2012 年に入ってからの下落が大きかった。
ひのき中丸太については、栃木県が 2011 年 2 月、岡山県が 2011 年 10～11 月、高知県が 2011 年 3 月、宮崎県が 2010 年 2 月に高値となり、安値は 4 県ともに 2012 年 4 月以降
で、3 県では 7 月に最も安くなった。価格としては、栃木県で 2 万円を超えているが、岡山県では 2012 年 3～6 月に、高知県では 2012 年 3 月以降に、宮崎県では 2010 年 11 月以
降に 2 万円台を下回り、2012 年 6～7 月には 13,000 円台に留まった。
ひのき中丸太とすぎ中丸太①との価格差は、岡山県、高知県、宮崎県で見てみよう。岡
山県では、2012 年初めまで 9,100～14,500 円の幅があり、2011 年 1～2 月に 14,000 円を超えて差が大きかった。また、10～4 月頃に価格差が大きいことも読み取れる。高知県では、同じく 7,000～10,200 円の幅があり 2011 年 3 月に価格差が最もあった。宮崎県では、同じく 6,000～9,600 円の幅で、2011 年 2 月に 9,600 円の差であった。3 県とも夏場に価格差が縮まる傾向があり、2012 年 6～7 月には岡山県で 5,100 円、高知県で 4,300 円、宮崎県で 2,900 円の差に狭まった。また、この時のひのき中丸太価格は、すぎ中丸太①のそれより岡山県が 68％、高知県が 56％、宮崎県が 28％高く、宮崎県においてひのき中丸太
価格がすぎ中丸太価格に一層近付いている。
このように、中丸太価格の比較により、ひのき中丸太の低下が 2012 年に入ってから著
しく、それも特に高知県と宮崎県で顕著に下落している。2012 年のすぎ中丸太価格はについて、秋田県では 2010 年水準を上回っているが、高知県や宮崎県ではそれを下回る低水
17準にある。こうした地域性に対しては、素材生産や需要面との関係から更なる分析を加え、今後の対策を検討する必要があるだろう。

表Ⅱ－５－１ 2010年以降における中丸太価格の地域性
3

すぎ中丸太①
すぎ中丸太②
径14.0～22.0cm、長3.65～4.0m
径24.0～28.0cm、長3.65～4.0m
秋田
岡山
高知
宮崎
秋田
岡山
高知
宮崎
1月
97
129
107
112
130
119
126
124
2月
97
135
109
115
129
128
126
125
3月
96
137
106
118
127
121
120
125
129
4月
96
140
108
123
125
135
124
２
5月
96
135
111
122
124
128
126
128
０
6月
97
130
111
114
125
128
126
122
１
7月
98
124
108
109
125
124
126
117
０
8月
97
123
107
115
123
124
125
121
年
9月
101
128
114
120
131
124
134
125
10月
103
121
113
122
132
124
136
126
11月
108
123
112
124
135
126
137
128
12月
114
123
114
121
140
126
133
126
1月
116
130
110
121
145
128
130
126
2月
115
130
114
119
145
128
133
125
3月
119
131
113
118
147
133
134
123
120
4月
138
115
118
147
138
135
121
２
120
154
148
5月
114
113
145
130
115
０
6月
118
121
113
111
143
131
126
112
１
7月
108
117
114
109
133
131
124
110
１
8月
105
121
111
115
133
131
130
118
年
9月
104
124
112
125
132
135
133
126
142
10月
105
137
113
128
133
134
126
131
142
11月
106
137
124
132
138
127
130
145
12月
110
123
129
132
135
127
1月
110
128
128
122
136
131
139
121
2月
108
117
124
118
134
117
137
118
２
3月
107
114
122
115
133
126
132
115
０
4月
106
124
120
111
133
124
130
111
１
5月
107
123
114
106
131
128
117
108
２
126
107
104
6月
102
119
111
98
124
年
7月
100
117
106
96
126
123
96
104
8月
98
117
110
104
128
124
107
113
注1：期間中の高値を太字で、安値を下線で示した。

単位：百円／m
ひのき中丸太径14.0～22.0cm、長 3.65～4.0m
栃木
岡山
高知
宮崎
227
243
225
215
221
223
243
216
223
238
222
212
219
238
212
209
218
226
212
210
220
222
208
206
220
219
199
204
221
222
202
200
224
219
216
204
234
233
212
209
235
238
215
197
235
256
212
192
237
268
212
185
239
273
225
197
229
237
266
194
234
242
217
182
232
242
217
175
224
228
205
173
219
222
198
172
221
236
202
181
226
243
207
186
278
235
219
187
278
237
228
188
237
240
215
188
235
233
213
184
227
222
201
181
225
194
192
175
224
184
180
167
217
182
160
155
209
177
157
136
205
207
150
133
205
200
167
147

注2：「木材価格」は、「毎月の木材の価格水準及びその変動を的確に把握し、木材の需給及び価格の安定等流通改善対策の推進に資することを目的」に木材流通統計調査の木材価格統計調査として把握される。「素材段階について
は全国の素材消費量のおおむね80％をカバーする都道府県」が調査対象である。集計方法として、「都道府県平均価
格は、調査品目ごとに調査価格を合計して、その調査対象工場等数で除し、1,000円以上は100円未満、100円以上
1,000円未満は10円未満をそれぞれ四捨五入して求め」ているため、「調査対象工場等の変更及び品質の変動等により都道府県平均価格が大きく変動することがある」。「全国価格は、素材については平成17年における都道府県別の推定消費量、…（中略）…により、加重平均して算出」される。
資料：農林水産省大臣官房統計部「木材価格」

Ⅱ－5－2 木材輸送船運賃
リーマン・ショック前後における原油価格と木材輸送船運賃について、木材輸送船運賃
を米材、サラワク材、ロシア材で比較すると、リーマン・ショック後において低下の時期
18

や幅に差異のあること、原油価格の影響が米材運賃の外には現れていない。その後 3 カ年半が経ち、米国経済が緩やかな回復傾向を見せ、また欧州委員会「2013 年春の経済見通し」
は欧州経済について 2013 年後半よりプラス成長に転じ、2014 年には 1％超の成長を見込
む中で、木材貿易も拡大する可能性が出てきている。そこで、改めて原油価格と木材輸送
船運賃の動向を整理してみたい。
まず、1 バレル当たりの原油価格から見ていこう。リーマン・ショック前に 130 ドル超まで高まった原油価格は、2009 年初めに 40 ドル前後まで低下したが、10 年には 80 ドル
前後、11 年 3～5 月には 100 ドル超まで高まった。2011 年におおよそ 85～109 ドル、12年にも 82～106 ドルの範囲にあり、13 年には 4 月の 92 ドルから 8 月の 106 ドルへ上昇傾向が生じている。
対ドル為替レートについては、2008 年 1 月の約 107 円から 09 年 1 月の約 90 円、10 年
1 月の約 91 円、11 年 1 月の約 82 円、そして 11 年 7 月の約 79 円へ円高基調が続いた。
それから 2012 年 10 月までは概ね 70 円台後半の円高水準となったが、12 年 12 月の日本の政権交代を経て円安傾向が進んだ。2012 年 11 月の約 80 円から 13 年 5 月の約 101 円へ、
6 カ月余りの間に 20 円を超す円安となったのである。その後も、1 ドル 97～100 円の水準にある。
原油価格と為替レートの変化を踏まえ、つぎに木材輸送船運賃を見ていこう。北西海岸
1 港積み日本 3 港揚げ(28 型)の 1m3 当たり米材輸送船運賃は、2008 年 7 月に 100 ドルであったが、09 年半ばには約 36 ドルへ低下し、10 年に 40～46 ドル、11 年には 43～50 ド
ルとやや上昇した。だが、2012 年に 45 ドルから 40 ドルへと低下し、13 年にも 40 ドルの水準が続いている。日本の米材丸太輸入量は 2009 年の 241.9 万 m3 から 12 年の 309.7
万 m3 へ緩やかに増加し、この傾向は 13 年にも継続している。この変化に対する原油価格の影響は明確ではなく、取扱量の増加により米材輸送船の回転率が上がり、運賃の低下に結び付いていると考えられる。
サラワク 1 港積み太平洋 2 港揚げ（6,000m3 積）の 1m3 当たりサラワク材輸送船運賃は、
2008 年 6 月から 09 年 2 月にかけて 49 ドルであったが、それ以降に低下して 09 年後半には 42 ドルとなった。だが、2010 年 12 月からは上昇に転じ、12 年 2 月に 50 ドル、13 年
5 月には 52 ドルまで高まった。日本の南洋材丸太輸入量は 2008 年の 54.0 万 m3 から 10
年の 40.5 万 m3、12 年の 23.1 万 m3 へ減少しており、取扱量の減少が運賃の高まりに影響している可能性がある。また、ワニノ積み日本海 2 港揚げ（3,000m3 積）のロシア材輸送
船運賃は、2008 年 7 月に 29 ドルに高まったものの、09 年には低下し、09 年半ばからは
19 ドルで安定している。日本のロシア材丸太輸入は減少しているが、ロシア材輸送船は帰り荷として日本の中古車をロシアに運ぶという主たる役割もあり、運賃は安定していると考えられる。
以上のように、木材輸送船の運賃は日本の丸太輸入動向による影響を受けている可能性がある。少量の丸太輸出入にはコンテナ船が使われ始めていることもあり、木材輸送船運賃に対して多面的な要素が影響するようになっているのかも知れない。

19

Ⅱ－5－3 為替レートと購買力平価との関係
林産物貿易の動向を把握する上で、木材輸送船海上運賃や為替レート、原油価格等は重要な因子となる。ここでは外国為替レートと購買力平価とを取り上げ、その関係を概観す
る。
購買力平価は 2 カ国以上の国の財・サービスの価格を比較するもので、外国為替レートと同様に表記される。もし貿易障壁がなければ同じ製品の価格は 1 つとなる「一物一価の法則」が成り立つわけだが、現実には外国為替レートが購買力平価に一致することは稀である。なお、経済学者カッセルは長期的には購買力の比率に等しくなるよう為替相場が決定されると提唱した（購買力平価説）。
まず、米国連邦準備制度理事会（FRB）の実質実効レートによりドル相場の変遷を概観
しよう（中山、2011）。1973～1978 年はドル安の時期であった。1971 年にドルと金との兌換が停止となり（ニクソン・ショック）、更にスミソニアン協定（ドル切り下げ・為替変動幅拡大）を経て 1973 年に変動相場制に移行し、ドルの過大評価が修正される形でドル安が進行した。これは 1978 年 11 月にカーター大統領が包括的なドル防衛策を発表するまで続いた。
1978～1985 年には、米国の拡張的な財政・金融政策や石油危機によるインフレが進み、インフレ克服を目的とする通貨供給量を操作目標とした新金融調節方式により金利が高騰
20

し、またソ連のアフガニスタン侵攻等の国際政治情勢も要因となりドル高となった。だが、1985 年には米国の巨額な貿易・財政赤字がリスクとして認識され、主要先進 5 カ国の協調介入によりドル高是正が合意された。この後 1995 年までドル安傾向が続いた。
1995 年にはルービン財務長官が「強いドル政策」と財政赤字削減により米国経済を成長させる経済戦略（ルービノミクス）を採り、それに IT 革命による生産性の上昇が加わってドル高に進んだ。このドル高は、財政収支が赤字に転落する 2002 年まで続いた。その後は現在までドルは下落傾向にある。
対ドル円レートと購買力平価との関係を、国際通貨研究所「主要通貨購買力平価」を用いて見てみよう（図Ⅱ－５－２）。対ドル円レートは、1977～1978 年、1980 年、1985～
1987 年、1993 年、1998～1999 年、2003 年、2008 年に前年より大幅な円高となり、1979
年、1982 年、1989 年、1996～1997 年、2001 年、2005 年、2012 年、2013 年には円安となったものの、長期的な傾向としては円高が進んでいる。購買力平価のうち、全国の世帯が購入する財やサービスの価格の平均的な変動を測定する消費者物価指数は、1973～
1976 年に上昇した後に低下傾向にある。企業間で取引される財に関する物価の変動を測定する企業物価指数は、1976 年のように若干高まった年もあるが、1973 年から低下が続いている。また、消費者物価指数は企業物価指数よりも 30～50 ポイント高い値である。

1980 年代前半や 2000 年代半ばのように企業物価指数が為替レートを上回った時期もあるが、大半の年に為替レートが円高水準となっている。その程度は 1987～88 年、93～95
年に 3 割余り上回ったが、2000 年代には数％～十数％と縮小し、為替レートは購買力平21

価に近づいていると考えられる。また、輸出物価指数は 2000 年代に為替レートを上回る
円高の水準となった。
米まつ丸太価格（名目）は、1990 年以降に 1m3 当たり 26,000～33,000 円の水準にあり、為替相場で進む円高の直接的影響は長期的には読み取れない。これには、米まつ丸太輸出供給の減少や木材輸送船海上運賃の高まり等が影響したと考えられる。中山（2011）は、ドル相場について、米国における高齢化の進展や財政赤字、国際的な経常収支の不均衡、新興国のドル買い介入の減少をドル安要因として挙げ、他方で米国の金融引き締めや財政再建によりドル高になる可能性も指摘する。日本の林産物輸入に対する為替相場の影響は多様な観点から分析する必要があると言える。

参考文献
中山崇「ドルの中長期展望」、国際通貨研究所「Newsletter」（No.7、2011）、13 頁、2011
年
森林総合研究所編『森林・林業・木材産業の将来予測―データ・理論・シミュレーション―』J-FIC、2006 年
森林総合研究所編『改訂森林・林業・木材産業の将来予測―データ・理論・シミュレーシ
ョン―』J-FIC、2012 年
立花敏「林産物貿易レポート」、『山林』、2003～2013 年
立花敏・行武潔・久保山裕史「木材産業論（定量分析）」、林業経済学会編『林業経済研究の論点―50 年の歩みから―』J-FIC 所収、2006 年
立花敏「日本の林業・地域の現状と課題―木材利用から見た林業の地域性―」、寺西俊一・
石田信隆編著『自然資源経済論③

農林水産業の未来をひらく』中央経済社所収、2013

年
立花敏「東アジアにおける林産物貿易とその展開方向」、『林業経済』66(6): pp. 19-29、2013
年
立花敏「基本法林政と日本林業の変遷」、『戦後日本の食料・農業・農村』林業分野（第 2
巻第 2 分冊）農林統計協会所収、2014 年

22Ⅲ

木材価格の動向Ⅲ－１

木材価格のトレンドの分析

Ⅲ－１－１

構造変化

本章では、木材価格のトレンドが時代とともにどのように変化していったのかを追ってみたい。木材価格は、1980 年代以降現在に至るまでを期間とした場合、プラザ合意、阪神淡路大震災、リーマン・ショックによって大きく変化した、とされている。そこで本章では、これらの事象の前後で木材価格のトレンドがどのように変化したのかに関して、分析していくことを試みる。まずは、下式を各木材価格に関して設定した。

そして、この式は、各期間において、下式にまとめられる。

ここで、本章で用いるデータは時系列データである点を考慮し、差分データを用いることとしている。その場合、さらに下式のように転化されうる。

以上より、平均値を採った場合、β5～β8 について上式から求められ、またβ1～β4 も求めることができた。しかしながら、実際に直線をあてはめたところ、実測値とのかい離が大きいと判断された。そこで、各木材価格へのタイムトレンドのレベルを説明変数とし23た単回帰式を作成し、その推計値からトレンドの特徴を把握することとした。使用するデータは、月次の木材価格データを企業物価指数で実質化したものである。
ベイマツ平角ベイマツ平角に関しては、1980 年以降 1994 年 12 月までのモデルにおいて、モデルへの適合度は比較的高いものとなっていた。一方で、1995 年 1 月以降において適合度が低く、特に 2008 年 9 月以降モデルにおいては、そもそもタイムトレンドのみの単回帰モデ
ルを作成すること自体が間違っていると伺わせる結果となった。タイムトレンドに対する推計値を見てみると 1980 年から 1985 年、及び 1995 年から 2008 年 8 月にかけては負の値を取り、1985 年から 1994 年 12 月、及び 2008 年以降の間では正の値を取っており、対象期間を 4 つに分けたそれぞれの機関で、正と負の値を交互に採るようになっていた。
ただし、2008 年以降において、そもそもタイムトレンドの推計値自体が有意ではなく、タイムトレンドによる単回帰によるモデル作成が適当ではない、となってもいる。推計値の絶対値に着目すると、1994 年以前においてトレンドの傾きが、1995 年以降と比べて大きく急であることが伺えた。
表Ⅲ－１－１－１

ベイマツ平角のモデル式

1980年1月～1985年8月

1985年9月～1994年12月

1995年1月～2008年8月

2008年9月～2010年12月

N
68
トレンド
-155.20-7.53 ***
定数項
51312.86
62.68 ***
Adj-R20.45
F56.63 ******:0.1% **:1.0% *:5.0% †:10%112
166.7327.42 ***
27951.43
21.04 ***
0.80
442.50 ***164-11.62-1.98 *
57226.32
36.59
0.02
3.92 *

28
7.24
51800.91
-0.03
0.60

24

0.53
10.63 ***

40000

50000

60000

ベイマツ平角

1980

1985

1990

図Ⅲ－１－１－１

1995

2000

2005

2010

ベイマツ平角の予測値と実測値

1994 年 12 月までの期間において、トレンドは傾きを急とし、モデル式の説明力もそれなりにあったのに対し、1995 年 1 月以降に関しては、トレンドのみの単回帰の説明力は大幅に減少していることが特徴として言える。
ベイツガ正角ベイツガ正角のデータは、2006 年 12 月までとなり、また 1995 年 1 月から 2008 年 8月の期間におけるサンプルサイズも他の木材とは異なってくる。ベイツガ正角の木材価格にタイムトレンドで単回帰を行なったところ、1980 年から 1985 年 8 月まで、及び 1985
年 9 月から 1994 年 12 月までは比較的修正済み決定係数が高く、トレンドが採る推計値も大きなものとなっていた。しかし、1995 年 1 月から 2006 年 12 月までの期間に関してはトレンドの推計値としては 10 ％水準でしか有意とはならず（p=0.0864）、修正済み決定係数も低いものとなった。推計値そのものの正負に着目すると、1980 年 1 月から 1985 年
8 月まで、及び 1995 年 1 月から 2006 年 12 月までの間に関しては負の値を採り、1985 年9 月から 1994 年 12 月までは正の値を採っており、正と負の値が交互に採られていた。

25

表Ⅲ－１－１－２

1980年1月～1985年8月
N
68
トレンド
-183.88-8.40 ***
定数項
50473.24
58.11 ***
Adj-R20.51
F70.60 ******:0.1% **:1.0% *:5.0% †:10%

ベイツガ正角のモデル式

1985年9月～1994年12月

1995年1月～2006年12月

112
164.1018.63 ***
28709.01
25.33 ***
0.76
346.90 ***

144
-8.26
-1.73 †
54882.90
44.83 ***
0.01
2.98 †

全体として、1994 年 12 月までの期間においてトレンドは傾きを急に採り、またモデル式の説明力も高かったのに対し、1995 年 1 月以降においてはトレンドのみの単回帰による説明力が大きく下がることが伺えた。

40000

50000

60000

ベイツガ正角

1980

1985

1990

図Ⅲ－１－１－１－２

1995

2000

2005

ベイツガ正角の予測値と実測値

ヒノキ正角
ヒノキ正角において、1980 年 1 月から 1985 年 8 月までの間で単回帰は修正済み決定係
数が 83％を採り、直線的なトレンドが価格の変化に対してかなり高い説明力を持っていることが示唆された。一方、1985 年 9 月から 1994 年 12 月にかけての期間では、修正済み
決定係数は極めて低くなり、1995 年 1 月から 2008 年 8 月の期間で再びモデル式の説明力が改善されるような形となる。また、2008 年 9 月以降では、F 値が極めて低く、そもそもモデルの作成そのものが適当ではない、という結果になっている。トレンドの絶対値に着目すると、1980 年 1 月から 1985 年 8 月までと 1995 年 1 月から 2008 年 8 月までの期間
26において大きな値を採り、1985 年 9 月から 1994 年 12 月、2008 年 9 月から 2010 年 12月までの期間においてはその値が小さかった。
表Ⅲ－１－１－１‐３

ヒノキ正角のモデル式

1980年1月～1985年8月

1985年9月～1994年12月

1995年1月～2008年8月

N
68
トレンド
-846.48-18.78 ***
定数項 1217120.58
71.05 ***
Adj-R20.84
F352.60 ******:0.1% **:1.0% *:5.0% †:10%

112
77.82
2.07 *
96007.35
19.82 ***
0.03
4.27 *

164-223.44-17.38 ***
136885.71
39.92 ***
0.65
302.00 ***2008年9月～2010年12月
28-20.2372681.90
0.00
0.94

-0.97
9.70 ***

全体としては、1985 年から 1995 年にかけては価格変動が大きく、直線的な価格変化を仮定するモデル式における説明力は大きく下がるのに対し、1980 年 1 月から 1985 年 8 月、1995 年 1 月から 2008 年 8 月までの期間においてモデルの説明力があり、価格変化が一定程度の直線的なトレンドを持っていた事を示唆される。一方、2008 年 9 月から 2010 年
12 月までの間では、実際の価格変動に対してモデル直線がかなり近似しているともいえるが、この時期のトレンドとしての傾き自体がほとんど見られず、トレンドがあると仮定されるモデル設定が適切でない、という結果が得られている。

60000

100000140000

ヒノキ正角

1980

1985

1990

図Ⅲ－１－１‐３

1995

2000

2005

ヒノキ正角の予測値と実測値

27

2010

スギ正角
全体的にモデルの設定自体が適切ではない、という結果が得られた時期はなく、いずれの時期においても、価格変動に直線的なトレンドの存在が少なからず認められた結果となった。1980 年 1 月から 1985 年 8 月までにおいてトレンドの推計値は負値を採り、1985
年 8 月から 1994 年 12 月までは正の値となり、1995 年 1 月から 2008 年 9 月の期間は再び負となり、2008 年 10 月以降において再度正の値となり、推計値の符号の逆転が 4 期間
全てにおいて発生していた。また、推計値の絶対値に着目すると、1980 年 1 月～1985 年
8 月の期間が 290 と最も高く、次に 1995 年 1 月から 2008 年 8 月の期間、1985 年 9 月から 1994 年 12 月の期間、2008 年 8 月以降の期間という状態となっているが、特に 1995
年 1 月から 2008 年 8 月の期間と 1985 年 9 月から 1994 年 12 月の期間において符号の違いはあるものの、傾きの値自体は比較的近いものが伺えた。説明力について着目すると、モデルの適合度として最も高いのは 1995 年 1 月から 2008 年 8 月までの期間であり、次に高いのは 1980 年 1 月から 1985 年 8 月までの期間であった。
表Ⅲ－１－１－４

スギ正角のモデル式

1980年1月～1985年8月

1985年9月～1994年12月

1995年1月～2008年8月

2008年9月～2010年12月

N
68
トレンド
-289.99-9.53 ***
定数項
62045.39
51.35 ***
Adj-R20.57
F90.74 ******:0.1% **:1.0% *:5.0% †:10%

112
97.68
8.49 ***
44118.56
29.81 ***
0.39
72.07 ***

164
-102.86-21.46 ***
74376.05
58.18 ***
0.74
460.70 ***

28
38.91
2.91 **
27459.38
5.73 ***
0.22
8.49 **

40000

50000

60000

70000

スギ正角

1980

1985

1990

図Ⅲ－１－１－４

1995

2000

2005

スギ正角の予測値と実測値
28

2010

全体としては、価格変動のトレンドは政府を逆転させつつ、次第にその絶対値を小さくさせていく傾向が伺えた。
ベイマツ丸太全ての期間で、トレンドのみを説明変数とする単回帰モデルが適当ではない、という結果にはならなかった。また、いずれの時期もトレンドの係数は有意にゼロと異なり、非ゼロのトレンドが見られた。トレンドの推計値の符号を見てみると、1980 年から 1985 年 8月までが負の値を採り、1985 年 9 月から 1994 年 1 月までが正の値をとり、1995 年から2008 年 8 月，2008 年 9 月から 2010 年 12 月までの間では負の値を採った。推計値の絶対値に着目すると、1980 年 1 月から 1985 年 8 月の間が最も大きく、2008 年 9 月から 2010年 12 月が次に大きかった。1985 年 9 月から 1994 年 12 月までがそれに続いて大きく、
1995 年 1 月から 2008 年 8 月までの期間が一番小さかった。説明力では、2008 年 9 月から 2010 年 12 月までの期間が最も大きく、1985 年 9 月から 1994 年 12 月までの期間が次に大きかった。1980 年 1 月から 1985 年 8 月までの期間の説明力の大きさは 3 番目であり、1995 年 1 月から 2008 年 8 月までの期間の説明力が最も小さかった。
表Ⅲ－１－１－５

ベイマツ丸太のモデル式

1980年1月～1985年8月

1985年9月～1994年12月

1995年1月～2008年8月

2008年9月～2010年12月

N
68
トレンド
-155.20-7.53 ***
定数項
51312.86
62.68 ***
Adj-R20.45
F56.63 ******:0.1% **:1.0% *:5.0% †:10%

112
90.44
18.32 ***
13543.54
21.34 ***
0.75
335.80 ***164-13.85-5.02 ***
33158.05
45.08 ***
0.13
25.23 ***

28
-142.75-12.62 ***78182.80
19.28 ***
0.85
159.30 ***29

20000

25000

30000

35000

ベイマツ丸太

1980

1985

1990

図Ⅲ－１－１－５

1995

2000

2005

2010

ベイマツ丸太の予測値と実測値

ベイツガ丸太
1980 年 1 月から 1985 年 8 月の期間、1985 年 9 月から 1994 年 12 月の期間においてトレンドを単回帰にしたモデルの作成は意味をなしていたが、1995 年 1 月以降の 2 期間においてトレンドの単回帰モデルは作成の意味をなしていないという結果が得られた。また、トレンドの推計値の符号に着目すると、1980 年 1 月から 1985 年 8 月までの間で負を採り、1985 年 9 月から 1994 年 12 月までの間で正の値を採った。また、1995 年 1 月以降はゼロという帰無仮説を棄却できないとしつつも、以降の 2 期間では共に負値を推計した。推計
値の絶対値の大きさに着目すると、1980 年 1 月から 1985 年 8 月の期間が、1985 年 8 月から 1994 年 12 月の期間よりも傾きは大きかった。いずれもゼロを棄却できないとする中では、2008 年 9 月から 2010 年 12 月までの期間が、1995 年 1 月から 2008 年 8 月までの期間よりも傾きは急となっていた。説明力では、1980 年 1 月から 1985 年 8 月までの期間と、1985 年 9 月から 1994 年 12 月までの期間において、トレンドを用いた単回帰式はほぼ同様の説明力となることが示唆された。

30

表Ⅲ－１－１－６

ベイツガ丸太のモデル式

1980年1月～1985年8月

1985年9月～1994年12月

1995年1月～2008年8月

2008年9月～2010年12月

N
68
トレンド
-144.60 -14.01 ***
定数項
30471.87
74.37 ***
Adj-R20.74
F
196.20 ******:0.1% **:1.0% *:5.0% †:10%

112
63.97
16.45 ***
15266.21
30.51 ***
0.71
270.50 ***

164
-3.41
25137.88
0.01
1.88

28
-33.0035956.07
0.02
1.61

-1.37
37.88 ***

-1.27
3.86 ***

20000

25000

30000

35000

ベイツガ丸太

1980

1985

1990

図Ⅲ－１－１－６

1995

2000

2005

2010

ベイツガ丸太の予測値と実測値

カラマツ中丸太概観すると、カラマツ中丸太の木材価格は大きなうねりのような増減の動きがなく、全体として減少傾向であることが伺える、と言える。しかしながら、各期間別で見てみると、1980 年 1 月から 1985 年 8 月及び 1995 年 1 月から 2008 年 8 月までの期間は推計値の符号が負を採り減少傾向にあると言えるが、1985 年 9 月から 1994 年 12 月までの期間はトレンドの推計値が 10％水準で帰無仮説が棄却され、また 2008 年 9 月以降では推計値の符号は正となるなど、一貫した減少傾向は必ずしもうかがえなかった。また絶対値に着目す
ると、1980 年 1 月から 1985 年 8 月までの期間で最も大きく、帰無仮説が 5％水準で棄却
31

された 1995 年 1 月以降の 2 期間においては、符号は逆転するもののほぼ同程度の大きさであると言える。説明力で見ると、1995 年 1 月から 2008 年 8 月までの期間で 0.86 の修正済み決定係数を採り、非常に大きい値を採り、1980 年 1 月から 1985 年 8 月、2008 年
9 月から 2010 年 12 月までの期間の順に並んだ。一方、1985 年 9 月から 1994 年 12 月の期間に関しては修正済み決定係数が 0.02 に留まり、トレンドのレベルを用いた単回帰モデ
ルによる説明力は低いことが伺えた。
表Ⅲ－１－１－７

カラマツ中丸太のモデル式

1980年1月～1985年8月

1985年9月～1994年12月

1995年1月～2008年8月

2008年9月～2010年12月

N
68
トレンド
-86.25-8.91 ***
定数項
17720.62
46.14 ***
Adj-R20.54
F
79.46 ******:0.1% **:1.0% *:5.0% †:10%

112
-2.54
-1.75 †
13169.54
70.33 ***
0.02
3.05 †

164-21.88 -32.93 ***16534.50
93.27 ***
0.87
1084.00 ***

28
23.99
1744.140.24
9.38 *

3.06 ***
0.62

10000

14000

18000

カラマツ中丸太

1980

1985

1990

図Ⅲ－１－１－７

1995

2000

2005

2010

カラマツ中丸太の予測値と実測値

ヒノキ中丸太1990 年以降においてヒノキ中丸太の価格が減少傾向にあることが示唆される。しかしな
がら、各期間別で回帰式の結果を見てみると、1980 年 1 月から 1985 年 8 月及び 1995 年
1 月以降の 2 期間において推計値は負を採り、1985 年 9 月から 1994 年 12 月までの期間
32

のみ、正の値となるものの、2008 年 9 月から 2010 年 12 月までの期間においては、推計
値がゼロに等しいとする帰無仮説を棄却できなかった。また、各回帰式の F 値を見てみると、2008 年 9 月から 2010 年 12 月までの期間におけるモデルにおいて低く、モデル作成が意味をなさないと言う結果が得られた。
表Ⅲ－１－１－８

ヒノキ中丸太のモデル式

1980年1月～1985年8月

1985年9月～1994年12月

1995年1月～2008年8月

2008年9月～2010年12月

N
68
トレンド
-354.96 -23.43 ***
定数項68041.31 113.13 ***Adj-R20.89
F548.70 ******:0.1% **:1.0% *:5.0% †:10%

112
28.32
2.05 *
53658.70
30.25 ***
0.03
4.22 *

164-199.43 -54.69 ***89481.98
91.99 ***
0.95
2991.00 ***28-23.4530027.08
0.01
1.24

-1.11
3.98 ***

絶対値の大きさに着目すると、1980 年 1 月から 1985 年 8 月までの間で最も大きく、
1995
年 1 月から 2008 年 8 月の期間が次に大きかった。一方、1985 年 9 月から 1994 年 12 月の期間、及び 2008 年 9 月から 2010 年 12 月の期間におけるトレンドの推計値は、共に絶対値としてはほぼ同程度の大きさであったものの、値そのものは他の 2 期間に比べて小さなものとなった。説明力で見ると、1980 年 1 月から 1985 年 8 月までの期間及び 1995 年
1 月から 2008 年 8 月の期間におけるトレンドのみを用いた単回帰式の推計値の適合度は、0％及び 95％にそれぞれ迫り極めて高かった。

20000

40000

60000

ヒノキ中丸太1980

1990

図Ⅲ－１－１－８

2000

ヒノキ中丸太の予測値と実測値
33

2010

スギ中丸太
スギ中丸太価格は 4 期間の全てにおいてトレンドの推計値が有意となっていた。しかしながら、これも期間別で見てみると、1980 年 1 月から 2008 年 8 月までの 3 期間においては、推計値は負値を推計したが、2008 年 9 月から 2010 年 12 月までの期間については、正の値となっている。推計値の絶対値の大きさについては、1980 年代 1 月から 1985 年 8月がもっとも大きく、次に 1995 年 1 月から 2008 年 8 月が大きく、2008 年 9 月から 2010年 12 月、1985 年 9 月から 1994 年 12 月が続くような状態であった。モデルの説明力に関しては、1995 年 1 月から 2008 年 8 月において修正済み決定係数が 0.93 と非常に高く、また 1980 年 1 月から 1985 年 8 月の期間でも決定係数は 0.86 と高い値を採っていた。一方、これら 2 期間以外の期間において修正済み決定係数は 0.1 や 0.16 程度であり、トレン
ドのみの単回帰式の適合度が時期によって大きく異なると言う結果になった。
表Ⅲ－１－１－９

スギ中丸太のモデル式

1980年1月～1985年8月

1985年9月～1994年12月

1995年1月～2008年8月

2008年9月～2010年12月

N
68
トレンド -218.34 -20.29 ***定数項
34999.85 81.93 ***Adj-R20.86
F411.60 ******:0.1% **:1.0% *:5.0% †:10%112-12.94 -3.66 ***24773.79 54.46 ***0.10
13.39 ***

164
-67.95 -45.42 ***34343.54 86.26 ***0.93
2073.00 ***

28
29.09
2.49 *
942.450.23
0.16
6.18 *

34

10000

20000

30000

40000

スギ中丸太

1980

1985

1990

図Ⅲ－１－１－９
Ⅲ－１－２

1995

2000

2005

2010

スギ中丸太の予測値と実測値

小括全体の傾向として、木材価格を第二次石油危機直後の 1980 年から範囲を定めたことが大きく影響していると考えられるが、1980 年 1 月から 1985 年 8 月の期間におけるトレンドの推計値は、全て有意に大きな負の値を採ることとなった。これは、第二次石油危機において上昇した木材価格が短期間の間に再び大きく値戻ししたためてであり、また恐らくその後 5 年間の間に木材価格が第二次石油危機と同程度かそれ以上に上昇することがなかったことが大きく影響していると想定される。一方で、その後の価格の動向は各木材によって異なってきている。
まずは同じ樹種の製材品と丸太の関係からその差異を見てみたい。
ベイマツは平角、丸太ともに 1985 年 9 月から 1994 年 12 月にかけて、その間に価格の増減はあるもののトレンドとして上昇傾向がみられた。しかしながら、その推計値の絶対値は平角が 1980 年 1 月から 1985 年 8 月までの期間におけるものと近かったが、丸太は同期間の絶対値程の大きな値を採ることはなかった。このため、平角は 1990 年代中頃の推計値は、1980 年頃の推計値よりも高い値を採ったが、丸太はほぼ同程度となった。1995
年 1 月以降においては両者の動きは異なるようになり、平角は 1995 年 1 月から 2008 年 8月にかけて、価格は 5％水準でかろうじて有意となりながら、直線的には緩やかな減少傾向を示したものの、決定係数は 0.02 を採り、直線的なトレンドを採った回帰モデルで説明できる部分は極めて限定的であることを示唆していた。一方、丸太は同期間においてトレンドの推計値はほぼ平角と同程度で緩やかな減少傾向を示していたものの、t 値はより有意なものとなっており、また決定係数は 0.13 と平角よりはより直線に近い動きを示してい35

たと言える。2008 年 9 月以降に関しては両者の動きはさらに大きく異なるようになり、平角の価格動向は推計値がゼロを棄却できず、トレンドを含めた単回帰モデル式が F 検定
によって棄却されるなど、大きな変化をせずに推移しているのに対し、丸太価格は 1980
年 1 月から 1985 年 8 月の期間における推計値に近い傾きで減少していくようになった。
ベイツガに関しては、正角と丸太で期間が異なる。このため、ここでは正角がデータを採れる 2008 年 8 月までの 3 期間に限定して比較を行なう。ベイツガにおいても、1980 年
代前半期となる 1980 年 1 月から 1985 年 8 月までの期間における価格の大きな下落と次期となる 1985 年 9 月から 1994 年 12 月までの期間における価格の上昇は丸太、正角の両方で見られた。加えて、正角は 1985 年 9 月以降の価格上昇の傾きは、1980 年代前半期の傾き絶対値で近い値を採っていたのに対し、丸太の上昇時の推計値は下降時ほど絶対値にして大きくなく、しかし期間が長かったため、1994 年 12 月時点の推計値はほぼ 1980 年
1 月時点の推計値と同水準となっていた。1995 年 1 月から 2008 年 8 月までの期間に関しては、正角、丸太ともに推計値は 5％水準でゼロを否定せず、また修正済み決定係数も低
く、ほとんどモデルが意味をなさない状態であり、ほぼ似たような状態となっていた。
ヒノキに関しては、1980 年 1 月から 1985 年 8 月の期間では正角及び中丸太価格が大きく下落したものの、その次の期間である 1985 年 9 月から 1994 年 12 月の間においてトレンドの推計値の有意水準は低く、推計値の大きさも 1980 年 1 月から 1985 年 8 月の期間で得られた推計値の 10 分の 1 にも満たない値となった。推計値の符号は 4 期間全てで同じとなり、推計値の絶対値に関しては 2008 年 8 月までの 3 期間で正角が中丸太よりも大きく、正角の価格変動が中丸太よりも大きいことが示唆された。一方で、決定係数に着目すると、1980 年 1 月から 1985 年 8 月までの期間では正角、中丸太共に 0.8 を超えているのに対し、1995 年 1 月から 2008 年 8 月までの期間においては、正角の決定係数が 0.65程度にまで落ち、中丸太では 0.95 という極めて高い値が得られていた。
スギに関しては、正角、中丸太共に全期間においてトレンドの推計値は有意となった。
しかし、両者の動きは異なる面が少なくない。まず、推計値の符号に着目すると、1980
年 1 月から 1985 年 8 月、1995 年 1 月から 2008 年 8 月、2008 年 9 月以降の期間において正角、丸太共に同じであったが、1985 年 9 月から 1994 年 12 月の期間においては、正角が推計値を有意に正の値を採ったのに対し、丸太は有意に負の値を採った。また、推計
値の絶対値の大きさに着目すると、4 つの期間全てで正角が中丸太よりも大きな値を採り、これらの値全てが有意であることからも、正角のほうが中丸太よりも価格変化がより急であったことを示唆している。説明力で見てみると、正角においては 4 期間で最大 0.74、最小 0.22 であったのに対し、中丸太は最大で 0.93、最小で 0.10 となり、正角はトレンドのみを採った単回帰モデルほとんど説明できるということはないものの、説明力がかなり低いということもないのに対し、中丸太はほとんど説明できる期間とほとんど説明できない期間が併存している。
次に、製材品、丸太別で特徴を見てみたい。
米マツ平角と米ツガ正角は、米ツガ正角の対象期間が 2006 年 12 月までなのでその期間に限定すると、価格動向としてほぼ似たような動きをしている。それは符号条件のみなら
36

ず、修正済み決定係数が各期間で近い値を採り、特に 1995 年 1 月から 2008 年 8 月の期間で大きく低い値となっていることなど似た部分が多々見られた。一方、スギ正角とヒノ
キ正角では、符号条件は 2008 年 9 月以降までは各期間で同じとなっているが、絶対値の大きさは異なり、特徴として、ヒノキ正角はマイナスのトレンドにおいてスギ正角よりも大きく、プラスのトレンドにおいてスギ正角より小さい動きをしている。説明力でみると、
スギ正角はトレンドのみの単回帰モデルが一定程度の説明力を全期間で持ち続けているのに対し、ヒノキ正角では 1995 年 9 月から 1994 年 12 月の期間において、説明力が大幅に減少している。また、輸入材である米マツ平角、米ツガ正角とヒノキ正角、国産材である
ヒノキ正角とスギ正角で違いを見てみると、1980 年 1 月から 1985 年 8 月までの期間においてすべての木材で価格下急減していることがうかがえるが、1985 年 9 月から 1994 年
12 月までに関しては、米マツ平角、米ツガ正角ともに急な角度で上昇しているものの、ヒノキ正角とスギ正角の上昇角度はそれほど急となっていない。一方、1995 年 1 月以降の時期においては、米マツ平角と米ツガ正角は木材価格がその期間中でみると減少傾向は大変緩やかであるのに対し、スギ正角とヒノキ正角の減少傾向はかなり急となっている。
次に丸太である。丸太に関しても、米マツ丸太と米ツガ丸太では 2008 年 8 月以前の期間で似たような動きをしている。両者は 1980 年 1 月から 1985 年 8 月までの期間において減少傾向を示し、1985 年 9 月から 1994 年 12 月までで再び上昇傾向を示し、1995 年 1
月から 2008 年 8 月までの期間では変化が見られない、もしくは減少傾向であってもかな
りなだらかであること、2008 年 9 月以降においてのみ、米マツ丸太は急減傾向を示すのに対して、米ツガ丸太は減少しているとは言い難い傾向を示した。一方、ヒノキ中丸太とスギ中丸太に関しては、共に 1980 年 1 月から 1985 年 8 月、1995 年 1 月から 2008 年 8月の期間で減少傾向を示し、1985 年 9 月から 1994 年 12 月の期間には、モデル式は緩やかな傾きを描き、修正済み決定係数は低い値を採ること等に共通部分が見られる一方、2008 年 8 月以降に関してはヒノキ中丸太がさらにトレンドが減少傾向を示すのに対し、
スギ中丸太は増加傾向を示し、2008 年 8 月以降では両者の動きは異なるものとなった。

37

Ⅲ－２－１米ドル為替レートの木材価格への影響

米ドル為替の木材価格に及ぼす影響について分析を行なう。商社など輸入材を取り扱う業者への聞き取り調査に基づくと、木材貿易は約 3 カ月前の為替レートで行われている等の指摘があり、また木材価格が近年の円高、円安などの変動に対してどのように聞いているのか、というのは大きな関心事となっている。そこで、本章では、米ドル為替と木材価格の関係について、見ていきたいと思う。
輸入木材は基本的に丸太、製材品を問わず、極めて高価な木材を除き、海運が利用される。このため、米ドルの為替レートが木材価格を取引上で左右することはあるものの、実際には長期間の輸送日数および貿易上必要な税関検査等があるため、同時点での米ドル為
替レートのみならず、それ以前の為替レートが影響を与えることも十分考えられる。また、
米ドルそのものが影響を与える場合のほか、他の代替材の価格を通じて米ドル価格が影響を与えることも十分に考えられよう。そこで本章では、まずは米ドル価格のみを取り上げ、前期ラグを含めたモデルを作成し、過去を含めた米ドル為替レートが木材価格に及ぼす影響を整理する。そののち、代替材を含めたモデルを作成し、その結果を踏まえて、モデル分析を行うことを目的とする。
データが時系列データである点を踏まえ、1 次の階差を採ったデータを作成する。すな
わち、初期モデルとしては下記のモデルを想定し、ゆえに、差分を採ったモデルにおいては、下式のように定数項を除くモデルとなる。

38

本章では、上記 3 式に示すように、通常の回帰式の他、片対数、両対数モデルを想定した。どのモデルがより望ましいかを早急に特定するべきではないとの考えから、探索的な位置づけを込めて本章では 3 モデルを併記して分析することとした。
モデルにおいては、先述のように、木材の多くが海運によって輸入されていること、輸入材の存在は大きく、輸入材そのもののみならず、国産材にとって輸入材は代替財として位置づけられるため、国産材にも少なからず影響を及ぼしていることが想定されること、製材品価格への影響を通じて丸太価格にも影響を与えていることを想定して、米マツ平角、
米マツ丸太、米ツガ正角、米ツガ丸太、カラマツ丸太、ヒノキ正角、ヒノキ中丸太、スギ
正角、スギ中丸太を対象とする。モデルにおいて、過去の為替レートを一応の目途として6 か月前までを対象期間、すなわち 6 期前までの米ドル為替レートをモデルに含めることとした。よって、本章における対象期間は、分析に用いる変数のすべてが値を持ちうる、
1980 年 7 月以降となる。
以下に示す表における表側の各変数は、dollars から dollars6 が米ドル為替レート（現在）から米ドル為替レート（6 か月前）にそれぞれ相当しており、全てのモデルは OLS を行なうも系列相関が見られたため、Newey-West の修正を行なった。
ベイマツ平角
表Ⅲ－１－１

ベイマツ平角のモデル式

通常

片対数

両対数

推計値

t値

推計値

t値

推計値

t値

ドル為替レート(現在)-11.681-1.389-1.825E-04-1.093-0.039-1.409ドル為替レート(1か月前)

4.403

0.419

9.989E-05

0.450

0.026

0.954

ドル為替レート(2か月前)

17.8373.287 **

3.796E-04

3.490 ***

0.056

2.873 **

ドル為替レート(3か月前)

25.9194.361 ***

5.097E-04

4.243 ***

0.073

3.520 ***

ドル為替レート(4か月前)-1.587-0.234-2.130E-04-0.151-0.018-0.863

ドル為替レート(5か月前)

12.1321.286

2.430E-04

1.177

0.017

0.641

ドル為替レート(6か月前)-3.575-0.538-4.228E-05-0.316-0.003-0.118Adj-R2

0.039

0.042

0.033

F

3.093 **

3.279 **

2.789 *****:0.1%**:1.0%*:5.0%†:10%注）モデルはNewy-West補正を行なっている

ベイマツ平角では、3 モデルにおいて、すべての変数の係数において符号は一致し、239

か月前及び 3 か月前のドル為替レートが有意に正に効いていた。また、推計値が最も高くなるのは、3 か月前ドル為替レートにおいてであった。一方、同時点の米ドル為替レート
及び前月為替レートは有意とならず、ベイマツ平角において、ドル為替レートは、2 か月
及び 3 か月程度のラグを以って価格に効いてくることといえ、その際ドル為替レートの変化に対して順方向で価格に反応しているといえる。ただし、修正済み決定係数及びＦ検定
結果を見てみると、いずれのモデルもＦ検定で帰無仮説は 1.0%水準で棄却されたものの、修正済み決定係数は 4%から 3%であり、高いとは言い難い。このため、ベイマツ平角の価格決定に 2 カ月及び 3 か月前為替レートは影響しているものの、米ドル為替の木材価格に及ぼす影響その者は決して高くないと言えよう。
ベイマツ丸太ベイマツ丸太においては、1 か月前、2 か月前及び 3 か月前の米ドル為替レートが木材価格に有意に影響を与えていた。すべて推計値は正を採り、2 か月前が最も大きく、1 か
月前および 3 か月前が同程度の推計値の大きさを示していた。いずれも正の値を採ることとから、ベイマツ丸太価格は米ドル為替レートの変化に対して順方向に変化し、2 か月前
が最も大きく、1 か月前及び 3 か月前に関しても有意となることが示唆された。Ｆ検定結果と修正済み決定係数に着目すると、モデルの作成そのものは否定されず、修正済み決定
係数は 0.13~0.15 であった。以上から、ドル為替レートのベイマツ丸太に及ぼす影響は、
大きくはないものの極めて少ないと言うほどではないことが伺える。
表Ⅲ－２－１－２

ベイマツ丸太のモデル式

通常

片対数

両対数

推計値

t値

推計値

t値

推計値

t値

ドル為替レート
(現在)

0.062

0.016

3.248E-05-0.239

0.004

0.182

ドル為替レート(1か月前)

14.264

3.199 **

5.865E-04

3.386 ***

0.088

3.324 ***

ドル為替レート(2か月前)

18.0234.551 ***

7.141E-04

5.090 ***

0.110

5.344 ***

ドル為替レート(3か月前)

14.7705.188 ***

5.445E-04

5.289 ***

0.084

5.708 ***

ドル為替レート(4か月前)

6.643

1.765

2.135E-04

1.465

0.035

1.517

ドル為替レート(5か月前)

7.599

1.701

2.497E-04

1.395

0.035

1.223

ドル為替レート(6か月前)-3.617-0.899-1.223E-04-0.817-0.006-0.268Adj-R2

0.134

0.151

0.152

F

9.049 ***

10.290 ***10.380 ******:0.1%**:1.0%*:5.0%†:10%注）モデルはNewy-West補正を行なっている40

ベイツガ正角ベイツガ正角は、これまでにも述べたように 2010 年 12 月までデータが得られず、2006
年 12 月が最後となる。このため、本分析における対象期間も、1980 年 7 月から 2006 年
12 月となる。分析の結果、ベイツガ正角の価格に対し、2 か月前及び 3 か月前が 5％有意となり、それ以外の時期のドル為替レートは有意とならないこと、という結果であった。
以上から、ベイツガ正角においては、これらの為替レートがベイツガ正角の価格には効くこと、ゆえにベイツガ正角においても、当月為替レートは有意とはならないことが示唆された。また、F 検定結果及び修正済み決定係数に着目すると、F 検定結果から作成されたモデルは 5%水準で棄却されなかったにすぎず、修正済み決定係数も 3%に届かない値とな
り、ドル為替レートのベイツガ正角に及ぼす影響は非常に小さなものと言える。
表Ⅲ－２－１－３

ベイツガ正角のモデル式

通常

片対数

両対数

推計値

t値

推計値

t値

推計値

t値

ドル為替レート(現在)-4.638-0.523-8.248E-05-0.443-0.010-0.315

ドル為替レート(1か月前)

10.4030.812

2.488E-04

0.892

0.042

1.018

ドル為替レート(2か月前)

25.9022.925 **

5.457E-04

2.554 **

0.085

2.765 **

ドル為替レート(3か月前)

19.7973.557

3.937E-04

3.234 **

0.061

3.278 **

ドル為替レート(4か月前)

7.663

0.616

1.381E-04

0.504

0.012

0.245

ドル為替レート(5か月前)-0.148-0.0143.350E-05

0.147-0.010-0.295

ドル為替レート(6か月前)-4.713-0.480-8.382E-05-0.393-0.007-0.241

Adj-R2

0.027

0.028

0.024

F

2.237 *

2.283 *

2.126 ****:0.1% **:1.0% *:5.0% †:10%注）モデルはNewy-West補正を行なっている

ベイツガ丸太ベイツガ丸太では、1 か月前、2 か月前、及び 3 か月前の価格に対して、有意となっていた。1 か月前から 3 か月前にかけてのドル為替レートのベイツガ丸太価格への影響度はどれも同じような推計値を示しており、大体同じと言えよう。また、ベイツガ丸太価格においても、当月ドル為替レートは有意とならず、ドル為替レートの同時点における影響は
41

見られないことが示唆された。また、修正済み決定係数及び F 検定結果に着目すると、モデルの作成は否定されず、修正済み決定係数は 0.12~0.13 であり、ベイツガ丸太においてもドル為替レートの価格に及ぼす影響はさほど大きくなく、遅れて受けることが言えよう。
表Ⅲ－２－１－４

ベイツガ丸太のモデル式

通常

片対数

両対数

推計値

t値

推計値

t値

推計値

t値

ドル為替レート(現在)-3.186-0.845-1.045E-04-0.649-0.028-1.014

ドル為替レート(1か月前)

13.913

3.136**

6.261E-04

3.332

***

0.092

3.892

***

ドル為替レート(2か月前)

13.2684.571***

5.732E-04

4.660

***

0.093

4.945

***

ドル為替レート(3か月前)

14.4344.653***

5.709E-04

4.293

***

0.095

4.152

***

ドル為替レート(4か月前)

5.313

1.414

1.951E-04

1.193

0.028

1.023

ドル為替レート(5か月前)

1.463

0.294

2.781E-05

0.130-0.084-0.322

ドル為替レート(6か月前)-2.930-0.733-9.728E-05-0.552-0.013-0.492

Adj-R2

0.117

F***:0.1%**:1.0%

0.117

7.911

***

*:5.0%

†:10%

7.928

0.126
***

8.521

***

注）モデルはNewy-West補正を行なっている

カラマツ中丸太カラマツ中丸太モデルにおいては、想定するモデルの形によって、有意となる変数が大きく分かれた。また、1%水準で有意となったのは通常モデルの 3 か月前ドル為替レートのみであり、それ以外の有意となった変数は全て 10%水準となる。また、F 検定及び修正済
み決定係数に着目すると、通常モデル及び片対数モデルにおいては帰無仮説がそれぞれ1%及び 5%水準で棄却されたものの、両対数モデルにおいては 10%水準でかろうじて棄却
されなかった、という結果になった。また、有意となった変数では、1 か月前、3 か月前、
4 か月前、及び 6 カ月前為替レートが該当するが、このうち、複数のモデルで有意となっているのは、1 か月前と 3 か月前ドル為替レートであった。以上から、1 か月前ドル為替レートは有意にかろうじてなる程度に影響を与えると想定はされるものの、恐らくより確からしく影響を及ぼすものは 3 か月前ドル為替レートであろうと考えられる。

42

表Ⅲ－２－１－５

カラマツ中丸太のモデル式

通常

片対数

両対数

推計値

t値

推計値

t値

推計値

t値

ドル為替レート(現在)-0.068-0.034-2.771E-05-0.178-0.003-0.115

ドル為替レート(1か月前)-2.473-1.586-2.119E-04-1.720 †-0.038-1.860 †ドル為替レート(2か月前)

0.270

0.136

6.239E-05

0.411

0.022

1.094

ドル為替レート(3か月前)

5.621

2.644 **

3.193E-04

1.910 †

0.026

1.024

ドル為替レート(4か月前)

3.620

1.623

2.699E-04

1.641

0.044

1.861 †

ドル為替レート(5か月前)

1.370

0.613

5.808E-05

0.345-0.004-0.176

ドル為替レート(6か月前)

2.589

1.623

2.094E-04

1.703 †

0.026

1.213

Adj-R2

0.046

0.031

0.015

F

3.543 **

2.643 *

1.816 †***:0.1%**:1.0%*:5.0%†:10%注）モデルはNewy-West補正を行なっている

ヒノキ正角
ヒノキ正角はすべてのドル価格そのものは有意に働かないことが示唆された。また、F
検定結果はモデルの作成が不適当との結果を示唆し、修正済み決定係数も全てのモデルで1.0%を下回る値が示されている。以上より、ヒノキ正角においては、ドル為替レートは基本的に影響を与えないことが示唆された。

43

表Ⅲ－２－１－６

ヒノキ正角のモデル式

通常

片対数

両対数

推計値

t値

推計値

t値

推計値

ドル為替レート(現在)

47.3950.961

3.477E-04

0.843

0.043

0.692

ドル為替レート(1か月前)

41.8100.783

2.186E-04

0.593

0.036

0.633

ドル為替レート(2か月前)-16.438-0.651-1.454E-04-0.605-0.036-1.080ドル為替レート(3か月前)-41.142-0.922-3.469E-04-0.957-0.061-1.005

ドル為替レート(4か月前)-37.650-0.804-2.694E-04-0.784-0.042-0.844

ドル為替レート(5か月前)-13.967-0.649-1.866E-04-0.866-0.034-1.137

ドル為替レート(6か月前)-22.472-1.423-2.335E-04-1.313-0.029-1.023

Adj-R2

0.002

0.001

0.004

F

1.153

1.030

1.196

t値

***:0.1% **:1.0% *:5.0% †:10%注）モデルはNewy-West補正を行なっている

ヒノキ中丸太ヒノキ中丸太において、両対数モデルでのみ、当月米ドル為替レートが 10%水準で有意となった。ただし、F 検定結果は全てのモデルが不適当であることを示唆し、修正済み決
定係数は決定係数が極めて低いために負値を採ることとなった。以上より、両対数モデルの t 値のみで見ると、当月のドル為替レートが有意に影響を及ぼすとも考えられるが、有意水準は 10%に過ぎず、加えて F 検定、修正済み決定係数等の結果を判断すると、その影響度は極めて低く、ドル為替レートは総体としてやはり木材価格に影響を与えない、と判断すべきと考えられる。

44

表Ⅲ－２－１－７

ヒノキ中丸太のモデル式

通常

片対数

両対数

推計値

t値

推計値

t値

推計値

t値

ドル為替レート(現在)-7.581-0.772-3.393E-04-1.530-0.068-1.927 †ドル為替レート(1か月前)

12.821

1.002

2.029E-04

0.879

0.032

0.877

ドル為替レート(2か月前)

3.535

0.437

9.407E-05

0.505

0.022

0.713

ドル為替レート(3か月前)

1.681

0.152

9.359E-05

0.452

0.007

0.189

ドル為替レート(4か月前)-12.014-0.829-1.256E-04-0.448-0.102-0.250ドル為替レート(5か月前)-3.545-0.462-3.274E-05-0.189-0.003-0.085

ドル為替レート(6か月前)

2.705

0.334

9.890E-05

0.555

0.031

1.066

Adj-R2-0.011-0.011-0.006

F

0.434

0.420

0.677

***:0.1%**:1.0%*:5.0%†:10%注）モデルはNewy-West補正を行なっている

スギ正角
スギ正角においても、ヒノキ正角等と同様、全ての米ドル為替レートが全てのモデルで有意とならなかった。加えて F 値も低く、修正済み決定係数も負値を採るなど、モデルの作成が適切でないことを示唆している。

45

表Ⅲ－２－１－８

スギ正角のモデル式

通常

片対数

両対数

推計値

t値

推計値

t値

推計値

t値

ドル為替レート(現在)-3.175-0.338-9.287E-05-0.519-0.022-0.741

ドル為替レート(1か月前)

19.6760.856

3.008E-04

0.785

0.043

0.727

ドル為替レート(2か月前)

14.771

1.246

2.474E-04

1.218

0.039

1.169

ドル為替レート(3か月前)

1.771

0.218

-3.561E-06-0.024-0.012-0.510ドル為替レート(4か月前)-9.676-0.403-1.252E-04-0.311-0.038-0.600ドル為替レート(5か月前)-2.160-0.194-2.995E-05-0.154-0.020-0.740ドル為替レート(6か月前)-10.256-1.015-1.867E-04-0.995-0.010-0.344

Adj-R2-0.008-0.010-0.008

F

0.600

0.500

0.611

***:0.1%**:1.0%*:5.0%†:10%注）モデルはNewy-West補正を行なっている

スギ中丸太
スギ中丸太においても、ヒノキ正角、ヒノキ中丸太、スギ正角と同様に、全ての米ドル
為替レートは 3 モデルにおいて木材価格に有意に効いてくることはなかった。F 検定結果
も有意とはならず、また修正済み決定係数も負値を採ったことから、モデルとしては適当でないことが示唆された。

46

表Ⅲ－２－１－９

スギ中丸太のモデル式

通常

片対数

両対数

推計値

t値

推計値

t値

推計値

t値

ドル為替レート(現在)-4.201-1.141-2.585E-04-1.376-0.045-1.519ドル為替レート(1か月前)

3.256

0.753

1.443E-04

0.674

0.026

0.762

ドル為替レート(2か月前)

3.913

1.030

1.233E-04

0.728

0.019

0.620

ドル為替レート(3か月前)

3.047

1.096

1.151E-04

0.748

0.017

0.574

ドル為替レート(4か月前)-1.382-0.282-1.080E-05-0.049-0.005-0.143

ドル為替レート(5か月前)-1.262-0.316-6.408E-05-0.350-0.018-0.563

ドル為替レート(6か月前)

4.273

1.325

2.140E-04

1.442

0.040

1.479

Adj-R2-0.007-0.008-0.010

F

0.643

0.584

0.489

***:0.1%**:1.0%*:5.0%†:10%注）モデルはNewy-West補正を行なっている

Ⅲ－２－２

小括

まず大きな傾向として、輸入材となるベイマツ、ベイツガは丸太、製材品ともにドル為替レートの影響を受けているのに対し、国産材が中心となるヒノキ、スギの製材品、丸太は概ね影響を受けているとは判断し難い結果であった。一方、カラマツ中丸太に関しては、全く影響を受けていないとは言えないものの、その影響はいずれの月の米ドル為替レートが影響を与えているのかについては、特定し難いと言える。推計値に関して言うと、カラマツ中丸太の両対数モデルにおける当月米ドル為替レートを除き、全て有意であった変数の推計値は正となっていた。このため、米ドル為替レートの上下変動に沿う形で各木材価
格は基本的には変動することが示唆される。
有意となった変数に着目すると、輸入材であるベイマツ、ベイツガの丸太、製材品の全てにおいて、米ドル為替レートは早くとも 1 カ月、全体の傾向としては 2 カ月から 3 か月の遅れを以て影響を与えていることが伺えた。これら輸入材について比較してみてみると、
1 か月前米ドル為替レートが有意であったのは、ベイマツ丸太及びベイツガ丸太であり、これらは 1 か月前から 3 か月前までの比較的長い期間が有意となっていたのに対し、ベイマツ平角、ベイツガ正角は 2 か月前から 3 か月前までで相対的に短い。カラマツ中丸太の両対数モデルを除き、当月での米ドル為替レートが有意となる結果は得られず、カラマツ
中丸太モデルは F 値が低かったことを考えれば、製材品、丸太によって有意となる期間に多少の違いは見られたものの、基本的に米ドル為替レートの変化は木材価格に遅れて影響することが示唆された。
また、ベイマツ、ベイツガに影響を及ぼすと想定された米ドル為替レートであるが、修47

正済み決定係数から判断すると、全体として米ドル為替レート以外の要因がより大きく木
材価格の決定に影響を与えることが示唆された。米ドル為替レートのみを説明変数に含めた本モデルにおいて、修正済み決定係数が最も高くて 0.152（ベイツガ丸太の両対数モデル）であり、ベイツガ、ベイマツの丸太に関しては 0.1 を超えていたものの、製材品に関しては 0.05 にすら満たなかった。木材価格の変動は他の要因の変化によって、実際には米ドル為替レートとは大きく異なった動きを採りうることが示唆された。

48

Ⅲ－３－１

ドル為替レートと国産材木材価格の関係

ドル為替レートは木材価格に対して有意とならないことが示唆された。一方で、これまでに国産材価格の変動に、プラザ合意などに代表されるような米ドル為替レートの変化がしばしば話題に上ってきた。そこで、本章では、米ドル為替レートの間接的な影響について考えていきたい。方法としては、先の米ドル為替レートにベイツガ、ベイマツの製材品、丸太価格を加え、スギ、ヒノキの製材品、丸太価格に関して回帰式を作成し、その上でス
テップワイズ増減法によって説明変数の取捨選択をして絞り込みを行なう。ただし、今回は関連性が高いと想定されるベイツガ、ベイマツの製材品、丸太を同時に説明変数に加えるため、まずは米ドル為替レートを含めた相関係数行列を見ることとする。
表Ⅲ－３－１－１

使用する変数の相関係数

ドル為替レート ドル為替レート ドル為替レート ドル為替レート ドル為替レート ドル為替レート ドル為替レート
ベイマツ丸太 ベイツガ丸太 ベイツガ正角 ベイマツ平角(現在)(1か月前)(2か月前)(3か月前)(4か月前)(5か月前)(6か月前)
ドル為替レート(現在)
ドル為替レート(1か月前)

1.000

0.301

0.016

0.084

0.080

-0.040-0.094

0.061

0.048

0.012

-0.020

0.301

1.000

0.293

0.004

0.086

0.082

-0.036

0.237

0.231

0.092

0.065

0.016

0.293

1.000

0.314

-0.001

0.078

0.072

0.322

0.278

0.182

0.170

0.084

0.004

0.314

1.000

0.290

-0.018

0.051

0.263

0.239

0.159

0.200

0.080

0.086

-0.001

0.290

1.000

0.291

-0.015

0.160

0.116

0.078

0.052

-0.040

0.082

0.078

-0.018

0.291

1.000

0.295

0.107

0.041

0.021

0.075

-0.094-0.036

0.072

0.051

-0.015

0.295

1.000

0.008

-0.011-0.0070.024

ベイマツ丸太

0.061

0.237

0.322

0.263

0.160

0.107

0.008

1.000

0.787

0.637

0.732

ベイツガ丸太

0.048

0.231

0.278

0.239

0.116

0.041

-0.011

0.787

1.000

0.722

0.641

ベイツガ正角

0.012

0.092

0.182

0.159

0.078

0.021

-0.007

0.637

0.722

1.000

0.686

ベイマツ平角

-0.020

0.065

0.170

0.200

0.052

0.075

0.024

0.732

0.641

0.686

1.000

ドル為替レート(2か月前)
ドル為替レート(3か月前)
ドル為替レート(4か月前)
ドル為替レート(5か月前)
ドル為替レート(6か月前)

相関係数行列より、特にベイツガ、ベイマツの丸太、製材品間で強相関の関係にあることが見て取れる。そこで、モデル作成においてはステップワイズ法を採用しつつも、最終モデルにおいてこれら 4 つのうちの 2 つ以上の変数が残っている場合、そのうち t 値が最も高いもの 1 つのみを残したモデルを併記することとした。ゆえに、残った変数がこれら
4 つの中で 1 つ以下であった場合には、追加的なモデルの併記は行わない。また、ベイツ
ガ、ベイマツの丸太、製材品のうち、ベイツガ正角は対象期間が 2006 年 12 月までとなり、他の変数より短い。このため、モデル作成においては、想定変数の中にベイツガ正角を含めたモデルと含めないモデルとでそれぞれ作成する。
49

ヒノキ正角（1）1980 年から 2006 年まで
ヒノキ正角に関しては、ドル為替レートに関しては、2 か月前及び 4 か月前が全てのモデルで有意となっており、通常及び片対数では 10%水準、両対数モデルで 5%水準となる。
加えて、片対数ではこの他に 3 か月前ドル為替レートが有意となっていた。代替財と見なされるベイツガ、ベイマツに関しては、ベイツガ正角が全てのモデルで 0.1%有意となり、
ベイマツ平角は通常モデルにおいて 10%有意となっていた。ベイマツ平角を外したモデル
でも結果はほぼ同じであった。推計値の値に着目すると、米ドル為替レートはすべてのモデルで負となり、ベイツガ正角は正の値を採った。そこで、例えば、両対数の輸入材変数を一つに絞ったモデルの推計値に着目すると、ベイツガ正角価格の 1％上昇に対して、ヒノキ正角価格は 0.832％上昇することを示唆し、2 か月前ドル為替レートにおいては0.111%、4 か月前に関しては 0.081%の下落を示唆している。このように見ると、ベイツ
ガ正角のヒノキ正角に及ぼす影響は、ドル為替レートに比べ非常に大きいといえる。修正済み決定係数に着目すると、全体として 0.3 前後の値を採っており、同モデルの説明力がそれなりにあることが示唆される。
表Ⅲ－３－１－２

ヒノキ正角のモデル式１

通常

片対数

両対数

推計値

t値

推計値

t値

推計値

t値

推計値

t値

推計値

t値

推計値

t値

ドル為替レート

75.1591.429

71.6591.319

5.713E-04

1.521

5.323E-04

1.283

0.082

1.139

0.076

1.067

ドル為替レート(2か月前)-64.953-1.694 †-63.300-1.679 †-6.145E-04 -1.689 †-5.960E-04 -1.671 †-0.113-2.218 *-0.111-2.242 *ドル為替レート(3か月前)-93.645-1.492-84.643-1.437-7.866E-04 -1.696 †-6.862E-04 -1.615-0.134-1.625-0.120-1.607

ドル為替レート(4か月前)-59.319-2.699 **-61.844-2.903 **-5.023E-04 -3.482 ***-5.305E-04 -3.500 ***-0.072-3.011 **-0.081-3.159 **ベイマツ平角0.591

1.697 †

0.299

1.550

ベイツガ正角

1.653

3.840 ***

0.664

5.212 ***

0.832

6.456 ***

Adj-R2

0.303

0.296

0.316

0.300

0.340

0.329

F

24.010 ***27.620 ***25.400 ***28.200 ***28.250 ***32.060 ***1.986

4.512 ***

6.591E-06

1.536

1.293E-05

4.802 ***

1.664E-05

5.930 ******:0.1% **:1.0% *:5.0% †:10%注）モデルはNewey-West補正を行なっている（2）1980 年から 2010 年まで同モデルにおいては、全てのモデルで 2 か月前ドル為替レート及びベイマツ平角が有意となり、片対数と両対数モデルで、これに 3 か月前及び 5 か月前ドル為替レート、ベイツ
ガ丸太が有意な変数として加わっている。有意となった各変数のうち、5％水準以上で優位となった変数に着目すると、ステップワイズのみによって取捨選択されたモデルでは、通常モデルのベイマツ平角、片対数モデルの 2 か月前及び 5 か月前ドル為替レートとベイ
50

マツ平角、両対数モデルの 2 か月前ドル為替レートとベイマツ平角となる。また、さらに輸入材変数を 1 つに絞ったモデルにおいては、通常モデルでベイマツ平角、片対数モデル
で 5 か月前ドル為替レートとベイマツ平角、両対数モデルで 2 か月前ドル為替レートとベ
イマツ平角がそれぞれ該当する。また、変数の符号に着目すると、やはりすべてのドル為
替レートは負を推計しており、輸入材において正を推計している。輸入材の変数を一つに絞った両対数モデルの推計値に着目すると、ベイマツ平角価格の 1％上昇に対してヒノキ
正角は 0.828％上昇し、2 か月前ドル為替レートに対しては 0.075％、5 か月前には 0.063％
それぞれ下落することを示唆している。加えて、5 か月前ドル為替レートは 10％有意でもある。以上から、本モデルにおいても、ベイマツ平角価格がヒノキ正角価格に及ぼす影響
は、ドル為替レートに比べて非常に大きいと示唆される。修正済み決定係数に着目すると、最小で 0.18、最大で 0.26 を採り、ヒノキ正角に比べ、比較的範囲が大きく、また値も小さい。決定係数の小さい要因としては、米ツガ正角をモデルから除いていること、より最近までを対象期間に含めていること、米材およびドル為替レート以外の要因が価格決定により大きな影響を持つようになってきたことなどが考えられる。
表Ⅲ－３－１－３

ヒノキ正角のモデル式２

通常

片対数

両対数

推計値

t値

推計値

t値

推計値

t値

推計値

t値

推計値

t値

推計値

t値

ドル為替レート

74.5731.332

81.881

1.555

5.093E-04

1.273

5.757E-04

1.537

0.074

1.166

0.081

1.390

ドル為替レート(2か月前)-67.212-1.803 †-41.971-1.723 †-5.562E-04 -2.048 *-3.598E-04 -1.664 †-0.112-2.430 *-0.075-2.288 *ドル為替レート-100.355(3か月前)-0.350-87.255-1.222-9.980E-04 -1.691 †-8.584E-04 -1.650 †-0.159-1.667 †-0.132-1.581

ドル為替レート(5か月前)-56.112-1.405-43.649-1.183-5.015E-04 -2.869 **-4.942E-04 -2.092 *-0.059-1.871 †-0.063-1.961 †ベイマツ平角1.291

2.920 **

1.765

2.682 **

1.194E-05

2.962 **

1.584E-05

0.598

3.214 **

0.828

3.489 ***

ベイツガ丸太

1.968

1.594

1.614E-05

1.822 †

0.429

1.735 †

3.280 **

Adj-R2

0.214

0.179

0.237

0.204

0.261

0.220

F

17.560 ***16.940 ***19.880 ***19.610 ***22.480 ***21.620 ******:0.1% **:1.0% *:5.0% †:10%注）モデルはNewey-West補正を行なっている

ヒノキ中丸太（1）1980 年から 2006 年まで
本モデルにおいて、有意となった変数は 4 か月前ドル為替レート及びベイツガ正角のみであり、ほぼ全ての変数が 5％水準以上で有意となっているものの、両対数モデルにおけるステップワイズのみを行なったモデルで、4 か月前ドル為替レートにおいてのみ、10％有意となった。推計値は、米ドル為替レートにおいては全て負の符号を採り、輸入材変数
において正となった。輸入材変数を一つに絞った両対数モデルで推計値の大きさに着目す
ると、ベイツガ正角価格が 1％上昇するのに対して、ヒノキ中丸太価格は 0.478％上昇し、51

4 か月前ドル為替レートに対しては 0.055％下落することを示唆している。以上から、本モデルにおいても、ドル為替レートよりも輸入材価格がより大きな影響を及ぼし得るといえよう。また、修正済み決定係数に着目すると、全体的に 0.2 弱から 0.25 の間にまとまっており、ある程度の説明力はあるが、同期間のヒノキ正角モデルよりも全体として低くなっている。修正済み決定係数の値の小ささは、丸太段階において輸入材や為替レート以外の要因が価格決定により大きく関わってきているため、と考えられる。
表Ⅲ－３－１－４

ヒノキ中丸太のモデル式１

通常

片対数
t値

推計値

t値

両対数

推計値

t値

推計値

ドル為替レート(3か月前)-15.953-0.934-13.765 -0.885

ドル為替レート(4か月前)-20.096-2.369 *-20.780 -2.746

ベイマツ平角

0.139

1.308

ベイツガ正角0.468

3.917 ***

Adj-R2

0.256

0.252

0.197

0.189

0.208

0.203

F

28.190 ***36.530 ***26.990 ***37.850 ***21.870 ***27.840 ***** -4.539E-04 -2.651 *

推計値

t値

-4.556E-04 -2.450

推計値

t値

推計値

-0.055-1.239-0.047 -1.120* -0.051-1.888 †-0.056 -2.018

*

0.478

***

3.772E-06 1.610
0.546

5.181

*** 7.244E-06 3.396 ***9.420E-06 6.097

***

0.170

1.301

0.382

3.730 ***

t値

6.786

***:0.1% **:1.0% *:5.0% †:10%注）モデルはNewey-West補正を行なっている（2）1980 年から 2010 年まで同モデルにおいて、ステップワイズ法において残すことがより望ましいと判断されたものではあるものの、ドル為替レートは全て有意とならなかった。このため、ドル為替レートの影響が全くないとは言えないものの、かなり少ないことが示唆される。輸入材変数に関しては、ステップワイズによって作成されたモデルにおいて、ベイツガ丸太も説明変数に含めるべきと判断はされたものの、既にベイマツ平角のみが有意であった。ベイマツ平角の推計値に着目すると、符号は正で、輸入材変数を一つに絞った両対数モデルで、ベイ
マツ平角価格の 1%上昇に対して 0.518％上昇することが示唆されていた。修正済み決定係数に着目すると、全てのモデルで 0.2 から 0.1 の間に収まる値となっており、やはり同期間を対象としたヒノキ正角モデルよりも低い値となっていた。

52

表Ⅲ－３－１－５

ヒノキ中丸太のモデル式

通常
推計値

t値

ドル為替レート

片対数
推計値

t値

推計値

t値

両対数
推計値

t値

-12.077 -0.825

推計値

t値

推計値

t値

-0.049-1.287-0.045 -1.153

ドル為替レート-17.350(3か月前)-1.056

ドル為替レート-15.891(4か月前)-1.420

ベイマツ平角0.381

4.195 ***

ベイツガ丸太

0.487

1.605

Adj-R2

0.175

0.152

0.143

0.132

0.148

0.135

F

20.340 ***22.780 ***21.260 ***28.750 ***16.870 ***20.000 ***-13.221 -1.137-3.332E-04 -1.025-2.381E-04 -0.779-0.049-0.596-0.032 -0.604

0.502

8.411E-06 4.545 ***1.030E-05 4.267 ***0.406

4.129 ***

0.518

0.202

1.461

3.567 ***

7.651E-06 1.537

3.965 ******:0.1% **:1.0% *:5.0% †:10%注）モデルはNewey-West補正を行なっている

スギ正角（1）1980 年から 2006 年まで
本モデルにおいて有意となったのは、全てのモデルでは 3 か月前ドル為替レート、ベイマツ平角、ベイツガ正角であり、このうち、3 か月前米ドル為替レート及びベイツガ正角がすべてのモデルで 5％有意となっている。ベイマツ平角は片対数モデルのステップワイ
ズで作成されたモデルにおいて 5％有意であったが、それ以外のモデルでは 10％有意となっていた。推計値の符号については、米ドル為替レートに関しては全て負を採り、輸入材に関しては正を採った。輸入材変数を一つに絞った両対数モデルに着目すると、ベイツガ
正角の価格が 1％上昇すると、スギ正角の価格は 0.987％上昇するのに対して、3 か月前ドル為替レートには 0.081％、4 か月前ドル為替レートには 0.062％の下落を示唆する。この結果から、米ドル為替レートに比べて米ツガ正角のスギ正角に及ぼす影響がより大きく、
ベイツガ正角価格とスギ正角価格の間に極めて高い連動性が見られると言える。また、修正済み決定係数に着目すると、値はほぼ 0.6 から 0.65 となっており、ヒノキモデルに比べ
て高い。

53

表Ⅲ－３－１－６

スギ正角のモデル式１

通常
推計値

片対数

t値

推計値

ドル為替レート-23.916(3か月前)-2.769 **-25.182 -2.364 *ドル為替レート-15.440(4か月前)-1.147-18.749 -1.306

ベイマツ平角0.215

1.879 †

ベイマツ丸太-0.390-1.301

ベイツガ正角

1.148

3.747 ***

Adj-R2

0.603

0.598

0.608

0.599

0.645

0.640

F

97.280 ***158.400 ***123.700 ***238.100 ***116.400 ***189.100 ***

1.167

t値

5.210 ***

推計値

t値

両対数
推計値

t値

推計値

-0.076-3.277 **-0.081 -2.955 **-0.051-1.650-0.062 -1.953 †

4.8279E-06 2.500 *

0.189

1.656 †

-6.9277E-06 -1.309-0.182-1.3580.972

4.497 ***

-5.2504E-04 -2.710 **1.8967E-05 3.836 ***

推計値

t値

-5.502E-04 -2.297 *

1.987E-05 5.550 ***

0.987

t値

6.846 ******:0.1% **:1.0% *:5.0% †:10%注）モデルはNewey-West補正を行なっている（2）1980 年から 2010 年まで
全てのモデルで有意となったのは、ベイマツ平角及びベイツガ丸太であり、また輸入材を一つに絞った通常モデル以外のすべてのモデルで、3 か月前ドル為替レートも有意となった。また、その他には、5 か月前ドル為替レートが一部のモデルで有意となっている。
これらのうち、5％水準で有意となったものに着目すると、ベイマツ平角及び両対数モデ
ルの 3 か月前ドル為替レートとステップワイズで作成された片対数モデルの 3 か月前ドル
為替レートとなる。推計値の符号に関しては、ドル為替レートは全てにおいて負となり、輸入材の変数は全てにおいて正となった。輸入材変数を一つに絞った両対数モデルの推計値を見ると、ベイマツ平角価格が 1％上昇すると、スギ正角価格が 0.902%上昇し、3 か月
前ドル為替レートに対しては 0.078％下落することが示唆された。輸入製材品価格がドル
為替レートよりも大きな影響を与えることが示唆された。また、修正済み決定係数に着目すると、0.3 から 0.4 の間にほぼ収まり、比較的ばらつきは大きいが、作成モデルには全体として一定程度の説明力があるといえる。

54

表Ⅲ－３－１－７

スギ正角のモデル式２

通常
ドル為替レート(3か月前)

片対数

推計値

t値

推計値

t値

36.931-1.876 †-26.021 -1.621

推計値

t値

-6.741E-04 -2.050 *

両対数
推計値

t値

-4.935E-04 -1.867 †

ドル為替レート(4か月前)

推計値

t値

推計値

t値

-0.106-2.779 **-0.078 -2.617 **-0.044-0.850-0.033

0.698

6.398 ***

0.902

0.367

1.710 †

ドル為替レート(5か月前)-18.671-1.875 †-17.702 -1.569-3.053E-04 -1.850 †-2.901E-04 -1.5362

ベイマツ平角0.755

5.022 ***

0.972

1.382E-05 6.024 ***1.742E-05 4.141 ***ベイツガ丸太0.876

1.792 †

Adj-R2

0.350

0.307

0.378

0.338

0.401

0.358

F

50.170 ***54.890 ***56.250 ***62.850 ***62.110 ***68.770 ***3.588 ***

1.452E-05 1.740 †

3.981 ******:0.1% **:1.0% *:5.0% †:10%注）モデルはNewey-West補正を行なっている

スギ中丸太（1）1980 年から 2006 年まで
このモデルでは、ステップワイズの段階ですでに輸入材変数は一つに絞られていた。このため、追加的なモデルの作成は行なっていない。すべてのモデルで有意となっているのはベイツガ正角のみであり、4 か月前ドル為替レートが片対数モデルで、3 か月前ドル為替レートが両対数モデルでそれぞれ 10％有意となっている。ベイツガ正角は 0.1％有意となっており、本モデルで 5％有意となるのはベイツガ正角のみとなる。推計値の符号に着目すると、ベイツガ正角は正となり、ドル為替レートは全て負を採った。推計値の大きさ
では、両対数モデルに着目すると、ベイツガ正角価格が 1％上昇するのに対してスギ中丸
太は 0.495％上昇し、3 か月前ドル為替レートに対しては 0.048％下落する。修正済み決定係数では、通常モデルで 0.33 となるものの、片対数及び両対数モデルは 0.27 前後となり、
約 0.3 となっていることが示唆される。スギ正角に比べて値は低く、丸太の場合、製材品
よりも輸入材や為替レート以外の要因の価格に影響が大きいことを示唆させる。

55

表Ⅲ－３－１－８

スギ中丸太のモデル式１

通常
推計値

t値

片対数
推計値

t値

ドル為替レート(3か月前)

両対数
推計値

t値

-0.048-1.663 †0.495

8.868 ***

ドル為替レート(4か月前)-6.103-1.402-3.012E-04-1.703 †ベイツガ正角0.237

6.861 ***

9.943E-06

7.465 ***

Adj-R2

0.332

0.264

0.273

F

79.610 ***57.700 ***60.580 ******:0.1% **:1.0% *:5.0% †:10%注）モデルはNewey-West補正を行なっている（2）1980 年から 2010 年まで
このモデルでは、ステップワイズで作成される際には説明変数に含むべきと判断された
ものの、ドル為替レートはいずれのモデルでも有意とならなかった。有意となったのはベ
イマツ平角及びベイツガ丸太であり、ベイマツ平角が 0.1％、ベイツガ丸太が 1％水準で有意となった。推計値の符号は両変数とも正を採り、輸入材変数を一つに絞った両対数モデ
ルでみると、推計値の大きさベイマツ平角で 0.491 となり、ベイマツ平角価格 1％の上昇に対して、スギ中丸太価格が 0.491％上昇することが示唆された。また、修正済み決定係数に着目すると、0.13 から 0.2 前後にあり、スギ、ヒノキに関する他モデルと比べて低かった。

56

表Ⅲ－３－１－９

スギ中丸太のモデル式２

通常
推計値
ドル為替レート(3か月前)

t値-5.749 -1.409

片対数
推計値

t値

-2.403 -0.614

推計値

t値

-2.807E-04 -1.498

両対数
推計値

t値

-1.398E-04 -0.734

ドル為替レート(6か月前)
0.207

4.024 ***

6.675E-06 4.345 ***9.494E-06 4.663 ***

推計値

t値

推計値

t値

-0.046 -1.342-0.022 -0.620

0.043

1.276

0.036 1.098

0.338

4.174 ***

0.491 4.567 ***0.277

2.921 **

ベイマツ平角

0.140

4.014 ***

ベイツガ丸太0.269

2.955 **

Adj-R2

0.223

0.173

0.171

0.138

0.178

0.145

F

35.890 ***39.280 ***26.090 ***30.220 ***20.790 ***21.640 ***1.135E-05 2.823 *****:0.1% **:1.0% *:5.0% †:10%注）モデルはNewey-West補正を行なっている

Ⅲ－３－２

小括

各モデルに共通する点は複数見られた。まず、ドル為替レートは全てのモデルで負を採り、輸入材は正となった。このため、モデル上でのヒノキ、スギに対して、製材品、中丸太を問わずドル為替レートは負の値を推計し、輸入材に対しては正の値を推計する、といえる。また、両対数モデルを見ると、同様に全てのモデルにおいて、輸入材価格がスギ、ヒノキの製材品、丸太価格に及ぼす影響に比べて米ドル為替レートが及ぼす影響は低かった。特にベイツガ正角のスギ正角に及ぼす影響は限りなく 1 に近く（ベイツガ正角価格が1％上昇するのに対して、スギ正角は 0.987％上昇する）、スギ、ヒノキの製材品、丸太価
格には、ベイツガ、ベイマツの製材品、丸太価格こそ大きな影響を与える、といえる。
また、ドル為替レートを確認すると、基本的に当月の値が有意となることはなく、ステップワイズで変数を取捨選択した際にはほとんどのケースでモデルから外されるなど、ス
ギ、ヒノキの木材価格に米ドル為替レートは同時的に影響を与えていないことが本章からも言える。一方で、本分析において、米ドル為替レートと輸入材価格を含めたモデルにおいて、ステップワイズによって残った米ドル為替レートの該当月は必ずしも統一されていなかった。全体を通してみてみると、ヒノキで 4 か月前ドル為替レートが有意となるケースが多く、スギで 3 か月前ドル為替レートが有意となるケースが多かった。また、先述のように、これらの有意となった推計値のすべてが負値を採っていた。
米ドル為替レートが負値を採ることはどういったことを示しているのであろうか。米ドル為替レートとして用いている数値は、対ドル円価格となっており、推計値が負値を採る
場合、対ドル円価格が上昇した場合において、例えばスギ正角の価格が下落することを示
57唆している。対ドル円価格の上昇は、円安を示し、このため輸入材価格は上昇するので、輸入材と価格競争をしているスギ正角としては、立場上有利になる。しかし、それが価格下落につながるであろうか。同様に、コストの面から検討してみたい。木材には伐出、搬送においてエンジン機器を使用するため、ガソリンが必要となる。ガソリン価格は円安において上昇するので、円安においては、ほかの条件が一定の場合にコストは上昇すると考えられる。コストの上昇は価格に反映されることとなるため、結果として価格も上昇するはずである。
そこで、米ドル為替レートとスギ、ヒノキの製材品、丸太価格の相関係数行列を見てみる。
相関係数行列によると、スギ、ヒノキの製材品、中丸太において、ヒノキが 2 か月前及び 3 か月前ドル為替レートから相関係数が負値となり、杉も製材品、丸太ともに 4 か月前
ドル為替レートから相関係数が負値を採る。また、ヒノキ中丸太に関しては、現在ドル為替レートとも相関係数が負値を採っている。ただし、全体的にドル為替レートとスギ、ヒノキの製材品、丸太価格との相関は 0.1 を超えるものが一つもなく、かなりの弱相関関係にあることが示唆される。
表Ⅲ－３－２－１
ヒノキ正角
ヒノキ正角
ヒノキ中丸太スギ正角
スギ中丸太
ドル為替レート(現在)
ドル為替レート(1か月前)
ドル為替レート(2か月前)
ドル為替レート(3か月前)
ドル為替レート(4か月前)
ドル為替レート(5か月前)
ドル為替レート(6か月前)

ヒノキ中丸太スギ正角

為替レート及び木材価格の相関関係

スギ中丸太

ドル為替レート ドル為替レート ドル為替レート ドル為替レート ドル為替レート ドル為替レート ドル為替レート(現在)(1か月前)(2か月前)(3か月前)(4か月前)(5か月前)(6か月前)

1.000
0.762
0.710
0.517

0.762
1.000
0.674
0.746

0.710
0.674
1.000
0.703

0.517
0.746
0.703
1.000

0.076
-0.0340.008-0.057

0.063
0.037
0.075
0.022

-0.034
0.023
0.066
0.058

-0.087-0.0190.006
0.031-0.078-0.075-0.036-0.030-0.053-0.037-0.025-0.014-0.059-0.001-0.042
0.043

0.076

-0.0340.008-0.057

1.000

0.295

0.020

0.069

0.068

-0.051-0.098

0.063

0.037

0.075

0.022

0.295

1.000

0.288

0.009

0.071

0.070

-0.047-0.034

0.023

0.066

0.058

0.020

0.288

1.000

0.307

0.005

0.063

0.060

-0.087-0.019

0.006

0.031

0.069

0.009

0.307

1.000

0.285

-0.0120.038-0.078-0.075-0.036-0.030

0.068

0.071

0.005

0.285

1.000

0.286

-0.009-0.053-0.037-0.025-0.014-0.051

0.070

0.063

-0.012

0.286

1.000

0.289

-0.059-0.001-0.042

0.043-0.098-0.047

0.060

0.038

-0.009

0.289

1.000

以上から、米ドル為替レートとスギ、ヒノキの丸太・製材品価格の間に少なくとも差分において負の相関関係が見られ、今回作成されたモデルにおいても、各丸太製材品価格に対して負値で効いてきている、と言える。ただし、その理由は不明であり、今後やはり時
系列データであることを踏まえた分析に取り組み、本分析で得られた結果を精査していき
たい。
58

参考文献
福地純一郎・伊藤有希（2011）R による計量経済分析．朝倉書店，200 頁．
北川源四郎（2005）時系列解析入門．岩波書店，265 頁．
久保拓弥（2012）データ解析のための統計モデリング入門．岩波書店，272 頁．
農林水産省木材需給報告書各年版
日本銀行主要時系列統計データ（月次）（http://www.stat-search.boj.or.jp/ssi/mtshtml/m.html 掲載）
沖本竜義（2010）経済・ファイナンスデータの計量時系列分析．朝倉書店，199 頁．
田中孝文（2008）R による時系列分析入門．シーエーピー出版，393 頁．

59

参考資料
参考資料として、スギの製材品・丸太の実測値と予測値との関係を図に示す。用いたモデルは、2010 年 12 月までを対象期間にしている原単位と両対数モデルとなる。

40000

50000

60000

70000

スギ正角（両対数）

1980

1985

1990

1995

2000

2005

2010

2005

2010

40000

50000

60000

70000

スギ正角（原単位）

1980

1985

1990

1995

60

2000

10000

20000

30000

スギ中丸太（両対数）

1980

1985

1990

1995

2000

2005

2010

2005

2010

10000

20000

30000

スギ中丸太（原単位）

1980

1985

1990

1995

2000

全体として、修正済み決定係数が低いことで示されるように、モデルの予測値の実測値への当てはまり具合は悪かった。これらの改善は今後の課題であろう。

61