Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
図2－34 乳用牛の飼養頭数の都道府県別割合

飼養頭数(頭)	割合(%)
合計	1,484,410	100.0
北海道	826,800	55.7
青森	13,900	0.9
岩手	47,600	3.2
宮城	24,400	1.6
秋田	6,120	0.4
山形	13,900	0.9
福島	17,600	1.2
茨城	30,900	2.1
栃木	53,900	3.6
群馬	39,800	2.7
埼玉	13,400	0.9
千葉	39,600	2.7
東京	2,010	0.1
神奈川	9,640	0.6
新潟	9,630	0.6
富山	2,650	0.2
石川	4,210	0.3
福井	1,450	0.1
山梨	4,250	0.3
長野	19,800	1.3
岐阜	8,190	0.6
静岡	15,900	1.1
愛知	32,100	2.2
三重	6,940	0.5
滋賀	4,130	0.3
京都	5,330	0.4
大阪	1,850	0.1
兵庫	19,500	1.3
奈良	4,040	0.3
和歌山	800	0.1
鳥取	10,600	0.7
島根	10,200	0.7
岡山	18,600	1.3
広島	9,880	0.7
山口	3,860	0.3
徳島	6,730	0.5
香川	5,470	0.4
愛媛	7,480	0.5
高知	4,760	0.3
福岡	16,800	1.1
佐賀	4,460	0.3
長崎	10,100	0.7
熊本	42,500	2.9
大分	15,200	1.0
宮崎	16,000	1.1
鹿児島	16,800	1.1
沖縄	4,630	0.3

注：平成22（2010）年2月1日現在

図2－35 肉用牛の飼養頭数の都道府県別割合

飼養頭数
(頭)	割合
(%)
合計	2,892,260	100.0
北海道	538,600	18.6
青森	62,400	2.2
岩手	112,900	3.9
宮城	96,100	3.3
秋田	21,000	0.7
山形	42,000	1.5
福島	78,200	2.7
茨城	56,800	2.0
栃木	99,100	3.4
群馬	68,100	2.4
埼玉	20,700	0.7
千葉	40,200	1.4
東京	1,030	0.0
神奈川	4,940	0.2
新潟	13,600	0.5
富山	4,520	0.2
石川	3,170	0.1
福井	3,610	0.1
山梨	7,520	0.3
長野	29,500	1.0
岐阜	36,000	1.2
静岡	25,600	0.9
愛知	56,200	1.9
三重	27,200	0.9
滋賀	17,500	0.6
京都	6,860	0.2
大阪	970	0.0
兵庫	58,100	2.0
奈良	4,410	0.2
和歌山	3,610	0.1
鳥取	21,300	0.7
島根	33,100	1.1
岡山	36,900	1.3
広島	27,400	0.9
山口	18,500	0.6
徳島	27,800	1.0
香川	18,600	0.6
愛媛	17,700	0.6
高知	6,320	0.2
福岡	27,300	0.9
佐賀	63,700	2.2
長崎	91,200	3.2
熊本	149,800	5.2
大分	65,500	2.3
宮崎	293,200	10.1
鹿児島	367,900	12.7
沖縄	85,600	3.0

資料：農林水産省「畜産統計」

資料：農林水産省「畜産統計」

注：平成22（2010）年2月1日現在

図2－36 豚の飼養頭数の 都道府県別割合

飼養頭数
(頭)	割合
(%)
合計	9,899,900	100.0
北海道	573,300	5.8
青森	386,600	3.9
岩手	437,500	4.4
宮城	240,900	2.4
秋田	277,500	2.8
山形	168,300	1.7
福島	200,400	2.0
茨城	659,200	6.7
栃木	376,100	3.8
群馬	619,400	6.3
埼玉	138,900	1.4
千葉	645,300	6.5
東京	3,960	0.0
神奈川	79,700	0.8
新潟	206,500	2.1
富山	40,300	0.4
石川	34,900	0.4
福井	5,150	0.1
山梨	19,200	0.2
長野	87,100	0.9
岐阜	104,900	1.1
静岡	129,100	1.3
愛知	372,300	3.8
三重	119,700	1.2
滋賀	11,600	0.1
京都	14,700	0.1
大阪	7,940	0.1
兵庫	20,300	0.2
奈良	8,030	0.1
和歌山	3,320	0.0
鳥取	77,700	0.8
島根	42,400	0.4
岡山	43,700	0.4
広島	62,000	0.6
山口	22,600	0.2
徳島	38,300	0.4
香川	36,700	0.4
愛媛	224,200	2.3
高知	36,000	0.4
福岡	81,500	0.8
佐賀	90,800	0.9
長崎	221,100	2.2
熊本	288,900	2.9
大分	146,700	1.5
宮崎	914,500	9.2
鹿児島	1,340,000	13.5
沖縄	240,700	2.4

資料：農林水産省「畜産統計」

注：平成22（2010）年2月1日現在
図2－37 肉用若鶏の飼養羽数の都道府県別割合

飼養羽数(千羽)	割合(%)
合計	107,141	100.0
北海道	4,444	4.1
青森	6,105	5.7
岩手	15,409	14.4
宮城	1,751	1.6
秋田	x	-
山形	x	-
福島	1,109	1.0
茨城	1,233	1.2
栃木	233	0.2
群馬	1,109	1.0
埼玉	x	-
千葉	936	0.9
東京	-	-
神奈川	-	-
新潟	482	0.4
富山	x	-
石川	x	-
福井	72	0.1
山梨	x	-
長野	509	0.5
岐阜	764	0.7
静岡	1,486	1.4
愛知	1,012	0.9
三重	780	0.7
滋賀	94	0.1
京都	526	0.5
大阪	x	-
兵庫	3,317	3.1
奈良	x	-
和歌山	1,312	1.2
鳥取	2,360	2.2
島根	300	0.3
岡山	1,755	1.6
広島	580	0.5
山口	853	0.8
徳島	4,466	4.2
香川	1,905	1.8
愛媛	1,181	1.1
高知	258	0.2
福岡	1,660	1.5
佐賀	2,966	2.8
長崎	1,934	1.8
熊本	3,272	3.1
大分	2,230	2.1
宮崎	18,388	17.2
鹿児島	19,214	17.9
沖縄	369	0.3

資料：農林水産省「畜産物流通統計」

注：平成21（2010）年2月1日現在

図2－38 採卵鶏の飼養羽数の都道府県別割合

飼養羽数(千羽)	割合(%)
合計	178,208	100.0
北海道	7,637	4.3
青森	6,267	3.5
岩手	4,903	2.8
宮城	5,176	2.9
秋田	1,993	1.1
山形	823	0.5
福島	5,698	3.2
茨城	12,598	7.1
栃木	3,904	2.2
群馬	6,547	3.7
埼玉	4,800	2.7
千葉	12,489	7.0
東京	114	0.1
神奈川	1,164	0.7
新潟	6,667	3.7
富山	1,316	0.7
石川	1,634	0.9
福井	449	0.3
山梨	586	0.3
長野	985	0.6
岐阜	5,711	3.2
静岡	3,027	1.7
愛知	9,952	5.6
三重	6,223	3.5
滋賀	644	0.4
京都	1,744	1.0
大阪	108	0.1
兵庫	5,274	3.0
奈良	631	0.4
和歌山	740	0.4
鳥取	685	0.4
島根	1,140	0.6
岡山	8,336	4.7
広島	8,688	4.9
山口	2,444	1.4
徳島	1,024	0.6
香川	6,578	3.7
愛媛	3,030	1.7
高知	391	0.2
福岡	4,194	2.4
佐賀	761	0.4
長崎	1,996	1.1
熊本	2,348	1.3
大分	1,733	1.0
宮崎	3,970	2.2
鹿児島	9,665	5.4
沖縄	1,421	0.8

資料：農林水産省「畜統統計」

注：平成22（2010）年2月1日現在
我が国経済は、2002年以来、長期の景気回復を続けてきたが、2007年に景気の踊り場的な状況を迎え、2008年秋にはアメリカを中心とした世界的な金融不安の高まりとともに世界規模の経済減速が始まると、景気回復の牽引力を外需に依存していたが故に、他の国々にもまして大きな経済収縮に直面することとなった。

2002年からの景気回復過程は、輸出の拡大によるところが大きく、所得・消費の伸びは力強さを欠くものであった。そして、新興工業国の成長などによって素原材料の需給が逼迫し、エネルギー価格にも投機的な上昇傾向がみられ、我が国の輸入物価は上昇し、企業収益は圧迫されるとともに、消費者物価も上昇し実質賃金は低下することとなった。これに伴い、長期にわたった景気回復も2007年秋には、後退過程へと転じ、さらに、2008年秋以降には、世界経済の減速に伴って、外需は大きく落ち込み、厳しい経済収縮に直面することとなった。今回の景気後退局面の深刻化は、このような二つの局面が重なり合うことから生じており、国内需要の形成という観点から中長期的な課題を示している賃金、物価面の動向と、外需と生産の大きな落ち込みから生じた2008年秋以降の雇用の動向との二つの側面において、分析、検討を行うことが重要であると考えられる。

「平成21年版労働経済の分析」では、「賃金、物価、雇用の動向と勤労者生活」と題し、2007年後半から2008年央までの高い物価上昇により実質所得、消費が停滞し、その後、輸出と生産の落ち込みによって雇用情勢の急速な悪化に直面している勤労者生活について、賃金、物価、雇用の指標から総合的に分析する。

## 目次

## 一 賃金、物価、雇用の動向と勤労者生活—

第1章 労働経済の推移と特徴 …… 2
第1節 雇用、失業の動向 …… 2
第2節 賃金、労働時間の動向 …… 6
第3節 物価、勤労者家計の動向 …… 8

第2章 賃金、物価の動向と勤労者生活 …… 10
第1節 賃金、物価からみた我が国経済の展開 …… 10
第2節 家計に与える物価の影響 …… 14
第3節 物価の動向とマクロ経済 …… 18

第3章 雇用の動向と勤労者生活 …… 22
第1節 企業経営と雇用の動向 …… 22
第2節 変化する就業形態と勤労者生活 …… 26
第3節 雇用システムの展望と課題 …… 30

まとめ …… 34
# セーフティプロモーション&セーフコミュニティ

～京都府亀岡市が日本で初のセーフコミュニティの認証取得～

わが国では，事故を「振ってわいた災難」と考えがちだが，世界保健機関（WHO）では，「適切な対策を講じれば，事故は予測可能である」という考えの下に，日常生活で発生するあらゆる外傷（不慮の事故だけでなく自殺や虐待なども含む。）を予防するための取組が進められている。このような取組がセーフティプロモーションであり，セーフティプロモーションの考えを実践するまちづくりの仕組みがセーフコミュニティである。

人々の安全・安心な生活を確保するためには，疾病に対する予防や治療体制の確保が必要であることはもちろんであるが，不慮の事故，自殺，他殺などの外因死に対する備えも重要視されつつある。特に，若い世代についてみると，死因に占める外因死の割合が大きくなっており，15歳～34歳の階層では不慮の事故と自殺とで5割を超えている。

セーフティプロモーションとは，人々が平穏に暮らせるようにするため，事故や暴力，その結果としての外傷や死亡を，部門や職種の垣根を越えた協働による科学的に評価可能な介入により予防しようという取組である。

## 〈セーフティプロモーションとは〉

## 〈セーフコミュニティとは〉

元々は，1970年代に，スウェーデンの地方都市で始まった住民の手で安全・安心な社会をつくろうというコミュニティ活動の手法を体系化したものである。

死因別死亡者数

事故や怪我は偶然の結果ではなく，その偏在性に着目して発生原因を分析すればこれを予防できるという理念のもと，行政，地域住

順位	死因	死亡者数(人)	備考
1	悪性新生物	329,314
2	心疾患	173,024
3	脳血管疾患	128,268
4	肺炎	107,242
5	不慮の事故	38,270	セーフコミュニティで対応する課題
6	自殺	29,921
7	老衰	27,764
8	腎不全	21,158
9	肝疾患	16,267
10	慢性閉塞性肺疾患	14,357

注 平成18年人口動態統計年報（厚生労働省）から作成。

各年齢層別死亡原因上位 5（年齢階層別の死因に占める不慮の事故と自殺の割合）

年龄層	1位	2位	3位	4位	5位
0～4	不慮の事故	心疾患	悪性新生物	肺炎	肝疾患
46.4%	19.3%	13.8%	13.6%	2.7%
5～9	不慮の事故	悪性新生物	肺炎	心疾患	脳血管疾患
47.5%	32.0%	8.4%	7.6%	2.8%
10～14	悪性新生物	不慮の事故	自殺	心疾患	脳血管疾患
33.6%	26.8%	19.2%	10.9%	6.6%
15～19	不慮の事故	自殺	悪性新生物	心疾患	脳血管疾患
41.9%	34.6%	13.1%	6.3%	2.3%
20～24	自殺	不慮の事故	悪性新生物	心疾患	肺炎
52.4%	27.9%	9.6%	6.4%	1.8%
25～29	自殺	不慮の事故	悪性新生物	心疾患	脳血管疾患
53.6%	20.0%	13.4%	8.4%	2.5%
30～34	自殺	悪性新生物	不慮の事故	心疾患	脳血管疾患
43.7%	20.0%	15.7%	11.2%	5.0%
35～39	自殺	悪性新生物	心疾患	不慮の事故	脳血管疾患
34.9%	26.9%	12.8%	12.6%	7.1%
40～44	悪性新生物	自殺	心疾患	不慮の事故	脳血管疾患
33.3%	26.3%	14.2%	9.6%	9.4%
45～49	悪性新生物	自殺	心疾患	脳血管疾患	不慮の事故
40.6%	18.5%	14.7%	11.1%	7.2%
50～54	悪性新生物	心疾患	自殺	脳血管疾患	不慮の事故
48.6%	13.8%	12.5%	10.8%	5.9%
55～59	悪性新生物	心疾患	脳血管疾患	自殺	不慮の事故
52.9%	14.2%	10.4%	9.1%	5.4%
60～64	悪性新生物	心疾患	脳血管疾患	自殺	不慮の事故
55.8%	14.8%	10.3%	5.4%	4.7%
65～69	悪性新生物	心疾患	脳血管疾患	肺炎	不慮の事故
55.8%	15.3%	10.6%	5.1%	4.3%
70～74	悪性新生物	心疾患	脳血管疾患	肺炎	不慮の事故
52.7%	16.4%	12.2%	7.2%	4.1%
75～79	悪性新生物	心疾患	脳血管疾患	肺炎	不慮の事故
45.2%	18.2%	14.3%	10.5%	4.1%
80～84	悪性新生物	心疾患	脳血管疾患	肺炎	不慮の事故
35.1%	21.0%	16.5%	14.5%	3.9%
85～89	悪性新生物	心疾患	肺炎	脳血管疾患	老衰
25.7%	23.6%	18.2%	18.2%	4.0%
90～94	心疾患	肺炎	脳血管疾患	悪性新生物	老衰
25.0%	21.1%	18.1%	17.6%	9.0%
95～99	心疾患	肺炎	脳血管疾患	老衰	悪性新生物
25.7%	22.4%	16.7%	15.9%	11.6%
100～	老衰	心疾患	肺炎	脳血管疾患	悪性新生物
28.2%	23.6%	22.3%	13.7%	6.3%

注 平成18年人口動態統計年報（厚生労働省）から作成。
民，NPO，関係民間団体など多くの主体の協働により，全ての住民が健やかで元気に暮らすことができるまちづくりをすすめるものである。

具体的には，様々なデータや記録から，事故や怪我が「いつ」「どこで」「どのように」発生したのかを調べ，その原因を究明して，それを取り除くとともに，これまで，多様な主体によって個々ばらばらに進められている安全・安心に関する様々な取組を横断的に連携させて，地域の安全・安心という共通の目標に向かって協働して進めるというものである。

従来のわが国での取組みの違いとしては，地域の課題についてデータを用いて科学的に分析・評価し，地域の課題は地域で決定するとともに，実施主体が横断的に連携し，住民との協働により推進を図るという点にある。

セーフコミュニティの取組により，事故や怪我の減少だけでなく，地域のイメージアップ，地域の再生，更には，医療費の削減も期待することができる。

注 京都府及び亀岡市資料による。

■ 库存の根々を数歩1つの目的に向かって読書

セーフコミュニティでは、母親を通じての存在の主体を模倣的に運営させて、地域の姿から安全にいらばらの目標に向かって母親を通じてます。

回事

子どもサイズを3つ一つで一つ

知事の心を癒す心の体験
〈WHOによる認証〉

WHOでは，セーフコミュニティの取組を進めるため，「WHOセーフコミュニティ協働センター」（スウェーデン）を設置し，認証の指標を設け，平成元年からセーフコミュニティに取組む自治体を含むコミュニティの認証を行っている。平成19年までに，世界中で23カ国108の自治体が認証されており，わが国では，20年3月に京都府亀岡市が初めての認証を取得した。

亀岡市では，医療機関の協

注 亀岡市資料による。

力を得て，10年間に市内で外傷が原因で亡くなった人の死因を分析し，同時に，市，自治会，NPO，大学などが連携して外傷予防に取組む組織を立ち上げ，高齢者や要支援者がいる家などを記した「支え合いマップ」の作成，自殺防止の街頭活動や市民のメンタルヘルスケアなど多彩な外傷予防活動を実施している。

亀岡市以外にも，現在，青森県十和田市，神奈川県横浜市，厚木市等がセーフコミュニティを目指している。地域のつながりが希薄化し，地域の力が衰退しつつある今日，住民自らが考え，力を合わせて安全・安心な地域づくりをすすめるセーフコミュニティについて，今後更なる広がりが期待されている。

## 認証基準

1. 性別，必要となるすべての年齢層，環境及び状況をカバーする長期的かつ持続可能なプログラムを持つこと。

2. ハイリスクグループや環境を対象とするプログラム及び被害を受けやすい弱者グループのための安全を促進するプログラムを持つこと。

3．外傷の頻度と原因を記録するプログラムを持つこと。

4. 地域のセーフティープロモーションに責任を持つ横断的な推進体制を構築し，住民との協働に基づく活動基盤を持つこと。

5. プログラム, プロセス, 変化の諸効果をアセスメントする, 評価手段をもつこと。

6．国内的，国際的なセーフコミュニティネットワークに参加していること。
## 3 勧告

平成23年度中、総務大臣への勧告は行わなかった。

## 4 事業者相談窓口における相談

事業者相談窓口において、15件の相談・問い合わせ等を受けた。相談内容ごとの受付件数は、次のとおりである。

相 談 内 容	受 付 件 数
① 接続の諾否
(接続拒否事由に関する相談)	2 件
② 接続に関する費用負担
(接続料に関する相談等)	6 件
③ 地上テレビジョン放送の再放送に関する同意
(あっせんの制度・手続に関する相談等)	6 件
④ その他
(コンテンツ配信事業に係る電気通信事業者の対応に関する相談)	1 件
計	15 件

注：同一案件に係る複数回の相談を含む。
に対する意見書の提出。
27日	SBMから、NTTドコモからの意見書（9月21日付け）に対する意見書の提出。
両当事者から意見の聴取。
10月 7日	NTTドコモから、SBMからの意見書（9月27日付け）に対する意見書の提出。
21日	SBMから、NTTドコモからの意見書（10月7日付け）に対する意見書の提出。
11月 2日	NTTドコモから、SBMからの意見書（10月21日付け）に対する意見書の提出。
29日	SBMから、NTTドコモからの意見書（11月2日付け）に対する意見書の提出。
12月 9日	NTTドコモから、SBMからの意見書（11月29日付け）に対する意見書の提出。
28日	SBMから、NTTドコモからの意見書（12月9日付け）に対する意見書の提出。
平成24年
1月10日	NTTドコモから、SBMからの意見書（12月28日付け）に対する意見書の提出。
13日	あっせん委員による審議。
23日	あっせん委員による審議（あっせん打切りを決定）。(⇒(4))
委員会から、両当事者に対して、その旨を通知。

## (2) 申請における主な主張

NTTドコモは、SBMの2010年度（平成22年度）相互接続料の協議に当たり、NTTドコモが自ら検証することが可能となる情報が必要であるとして、SBMに対してガイドライン（注）別表第2に定める情報の開示を要求してきたが、SBMから十分な情報開示がなされず協議が不調となったことから、当該情報の開示について、あっせんを申請する。

（注）「第二種指定電気通信設備制度の運用に関するガイドライン」

## (3) 答弁書における主な主張

NTTドコモが開示を求めているガイドライン別表第2に定める情報には非公表の経営戦略に関わる情報を含むため、SBMとしては、競合事業者であるNTTドコモに当該情報の開示を行うことは困難である。

S B M としては、中立的な第三者機関である電気通信紛争処理委員会に 2
## (3) 答弁書における主な主張

NTTドコモは、総務省の策定するガイドラインに従い、粛々と接続料を算定し、適用してきたところである。また、過去の営業費の算入についても、総務省の審議会答申（注2）において「ネットワークの外部性を考慮して接続料を算定する考え方に合理性が認められないわけではないと考えられる」とされており、SBMの主張は何ら根拠のないものと考える。

また、2009年度（平成21年度）以前のNTTドコモの接続料については、すでに両社で合意し、協定書を締結してきており、これに反する主張を行うことは認められるべきではなく、既に合意して協定書を締結した過去の接続料に関して、当該議論を行うことは意味のないものと考える。

（注2）「電気通信市場の環境変化に対応した接続ルールの在り方について

答申」（平成21年10月16日 情報通信審議会）

## (4) 事案の処理

本事案については、3回の意見聴取のほか、多数の意見書のやり取りを行ったが、当事者間に合意が成立する見込みがないと判断したため、あっせんを打ち切ることとした。

3 平成23年6月9日申請（平成23年（争）第3号・同4号）（接続に係るジャンパエ事費の見直し）

## (1) 経過

平成23年
6月 9日	ソフトバンクテレコム株式会社(以下「SB T M」という。)から、あっせんの申請(平成23年(争)第3号(以下「第3号」という。)及び第4号(以下「第4号」という。))。(⇒(2)) 委員会から、東日本電信電話株式会社に対し、あっせんの申請があった旨の通知(第3号)。 委員会から、西日本電信電話株式会社に対し、あっせんの申請があった旨の通知(第4号)。
28日	あっせん委員(坂庭委員長、各務委員及び樋口特別委員)の指名。
7月15日	東日本電信電話株式会社及び西日本電信電話株式会社(以下「NTT東西」という。)から、答弁書の提出。(⇒(3))
27日	SB T Mから、NTT東西からの答弁書(7月15日付け)
到底得られないと考えていることから、リンクNG発生率を加味しない工事費を適用する場合には、工事費はNTT東西からSBTMに請求すること。

- D S L業務支援システムにおいて、事業者毎に異なる工事費を適用する機能を実現するにあたって発生する追加費用（システム開発費等）については、S B T Mが負担すること。

## (4) 合意の内容

NTT東西は、ドライカッパに係るジャンパ工事費について、現在の1,200円を適用するメニューに加え、以下を前提に1,000円を適用する新メニューを設定し、S B T Mに適用する。

① NTT東西は、S B T Mのドライカッパに係るジャンパエ事費について、S B T Mに請求する。

② NTT東西は、1,000円を適用するメニューを設定するにあたりシステム改修を実施するが、費用はSBTMが負担（SBTM以外の事業者が同様の料金適用を希望する場合は、その事業者も含めて分担）する。

③システム改修に係る費用は、網改造料として月次での支払いとする。

④ システム改修の方法は、あっせん手続においてNTT東西が提示した方法とする。

⑤ S B T Mにおいて、リンク N G を申請しない運用を担保する。

⑥ NTT東西とSBTMは、システム改修着手のために必要な手続きを平成24年2月末までに完了させる。

⑦ NTT東西は、平成24年3月にシステム改修に着手する。

⑧ NTT東西がジャンパエ事費1,000円の新メニューを設定する時期は、平成24年9月とする。

## 4 平成23年7月15日申請（平成23年（争）第5号）（地上テレビジョン放送の再放送の同意）

## (1) 経過

平成23年
7月15日	松阪市ケーブルシステム（以下「松阪市」という。）から、あっせんの申請（平成23年（争）第5号）。(⇒（2）)
21日	委員会から、テレビ愛知株式会社（以下「テレビ愛知」という。）に対し、あっせんの申請があった旨の通知。
# 法務総合研究所研究部報告

1

—刑務所に関する意識調査—

はしがき……吉 村 徳 則… i

要旨紹介……倉 田 靖 司… ii

釈放前受刑者の意識調査……中 島 富美子… 1
安 田 潔
吉 田 智 子

刑務所参観者の意識調査……福 田 美喜子… 79
浜 井 浩 一
遠 藤 隆 行

あとがき……山 口 昭 夫…121

法務総合研究所
## はしがき

法務総合研究所研究部が最近実施した調査研究の結果をとりまとめ，ここに研究部報告第1号を刊行する。

当研究部では，法務省管下の検察，矯正，更生保護等の各分野で豊富な実務経験を有する研究官及び研究官補が，その法律学，心理学，社会学，統計学等の専門的知識を活用し，総合的な立場から，刑事政策に関する実証的な調査研究を行い，毎年，その成果を研究部紀要として発表してきたところである。

ところで，近年，刑事政策の分野においても，国内はもとより諸外国との間で，情報交換が頻繁かつ大量に行われるようになり，調査研究の成果も即時に発表され広範囲に活用できるようになった。常に最新の情報が望まれる現代の状況を考えると，毎年一回定期発刊を原則としてきた従来の研究部紀要によっては，刑事政策関係者及び政策決定に当たる関係職員の期待に充分応えることができないおそれが感じられるようになった。

そこで当研究部では，本年から定期刊行物としての研究部紀要を廃止し，これに代えて研究部報告という名称で，実証的調査研究の成果を必要に応じて随時報告することとした。これまでの研究部紀要と同様大いに活用していただけるよう念願している。

研究部報告第1号として報告する調査研究は,「刑務所に関する意識調査一その1 釈放前受刑者の意識調査一」及び「同一その2 刑務所参観者の意識調査一」であり,矯正施設における処遇について,受刑者自身から受刑体験の率直な意見を得て分析した部分と,矯正施設を訪れた一般参観者の感想を取りまとめた部分からなる。これら二つの調査研究の成果が,部内はもとより,広く関係学界の各分野において活用され,我が国の刑事政策の発展にいささかでも寄与できれば幸いである。

言うまでもなく，犯罪や犯罪者の処遇に関して考察すべき要因は複雑多岐にわたり，これらを課題とする調査研究は，様々な角度から分析・解明されなければならない。我々は，今後さらに，各界各層からの忌たんのない御意見，御批判を仰ぎながら，調査研究を更に発展させたいと念願しているところである。

なお，今回の各調査に従事した研究官等は，アンケートの作成から始まり集計の観点に至るまで文部省統計数理研究所名誉教授林知己夫氏から懇切な御指導をいただいた。記して深甚の謝意を表する次第である。

また，今回の調査研究の実施に当たり，御理解と御協力を賜った法務省矯正局をはじめ矯正施設の関係各位に対しても，心から謝意を表する次第である。

平成9年4月

法務総合研究所長

吉村德則
## 要 旨 紹 介

この研究部報告には，2編の報告が掲載されているが，その利用の参考のため，各報告の要旨を紹介する。

「刑務所に関する意識調査一その1 釈放前受刑者の意識調査一」は，刑務作業，職員の態度，規律や懲罰，受刑生活等に関する受刑者の受け止め方などを明らかにし，今後の受刑者処遇に役立つ基礎資料を提供することを目的としている。

調査対象者は，平成8年4月17日から同月30日までの間に，全国の行刑施設を出所する予定の，釈放を目前に控えた受刑者である。

調査は，受刑者に対し多肢選択式及び自由記述式で回答を求めるアンケート方式（日本語版調査票及び英語版調査票の2種類を用意した。）と，施設側に対し受刑者に関する調査票に記入を求める方式を併用し，必要に応じクロス集計する方法によった。

日本語版調査票対象者761人の調査結果から，次のことが明らかになった。

① 刑務作業については，8 割近く（77.5%）の受刑者が「あるほうがよい」と回答しており，その主な理由として「時間が早く過ぎるから」を挙げている者が多い。

この結果を見ると，多くの受刑者が刑務作業によって精神的な安定を得ているのではないかと思われる。

② 職員の態度を，「公正—不公正」，「丁寧—粗野」，「親身に話を聞いてくれる—親身に話を聞いてくれない」，「信頼できる—信頼できない」の4点について求めたところ，『職員によって異なる』という趣旨の回答が最も多かったが，いずれの側面についても，職員に対する肯定的な評価が否定的な評価を大きく上回っている。

③ 受刑者の8割近く（75.2%）が「守るのがつらかった規則・改めてほしい規則はなかった」と回答している。また，懲罰や規則を緩やかにした場合「好き勝手をする者が多くなる」と回答した受刑者が8割近く（78.2%）を占めるほか，「弱い者いじめがでる」，「作業中の危険が増える」等，悪い結果が生じると考える受刑者が多数を占める。

これらの結果を見ると，規則に関して，現状を肯定している者が多く，安全な受刑生活を確保するためには規則や懲罰が必要であると認識している受刑者が大多数であることがわかる。

④ 規則違反の取調べを受けた経験のある受刑者の6割強（63.0%）が，取調べは「公正だった」と回答しており，「不公正だった」とする者の比率（35.1%）を大きく上回っている。

⑤ 受刑者の約8割（80.7%）は，刑務所で生活して得られたものが「あった」と回答しており，得られたこととして「忍耐力が身についた」，「家族のありがたさがわかった」等を挙げている。

刑務所で生活して，楽しい・うれしいと感じたことが「なかった」と回答した受刑者は約6割（60.3%），つらい・苦しいと感じたことが「あった」と回答した受刑者は7割強（72.0%）である。つらい・苦しいと感じたことの上位三つは，順に「自由がない・好きなことができない」，「同僚との人間関係」，「家族に会えない」である。

これらの結果を見ると，多くの受刑者は受刑生活に対して肯定的な意味を見い出しているものの，受刑生活自体は必ずしも安楽なものではないと感じていることがわかる。

⑥「この３か月間に，所長面接や情願などの不服申立をした」，「刑務作業はないほうがよい」，「ほとん
どの職員は不公正である」など，受刑生活に対して否定的な評価を示す八つの選択肢を選んだ合計数をもって不満得点とすると，高い不満得点を示す受刑者の多くは暴力団関係の受刑者である。また，暴力団関係の受刑者では，懲罰や規則を緩やかにした場合，「緊張せずに暮らせるようになる」，「作業の能率があがる」等と回答する者の比率が他の受刑者より高い。

これらの結果を見ると，暴力団関係者は刑務所内での懲罰や規律に対して不満を抱きやすいことがわかる。経験的に言って，暴力団関係者は他の収容者に対して影響力を強めようとする傾向があるが，この傾向が刑務所内の懲罰や規律に対する反発に結び付いている可能性が指摘できる。

「刑務所に関する意識調査一その２ 刑務所参観者の意識調査一」は，刑務所を参観した市民が抱いた刑務所の印象，特に刑務所の規律や生活環境，刑務作業に対する感想等を調査し，市民の刑務所に対する意識及び期待する役割等を明らかにし，今後の受刑者処遇に役立つ基礎資料を提供することを目的としている。

調査対象者は，平成8年5月の1か月間に全国の刑務所に来所した参観者のうち，裁判官，検察官，警察官及び矯正保護関係者等を除く，刑務所に関して中立的立場にあると推定される者607人であり，参観刑務所数は19施設であった。

調査は、調査対象者に対し刑務所参観後アンケート用紙に回答記入を依頼する方法によった。

調査項目は，刑務所の規律全般，作業（私語・わき見の禁止を含む。），行進風景，居室（備品，広さ，明るさ及び衛生状態を含む。），受刑者に対する職員の態度及びその他の感想であり，多肢選択式及び自由記述式により，回答を求めた。

その結果、次のことが明らかになった。

① 刑務所の規律全般については，単に「厳しい」という回答が41.7％と最も多い。次いで，「普通」という回答が26.7%，「非常に厳しい」という回答が12.9％となっている。

② 作業中の私語・わき見の禁止については，「禁止が当然」とする回答がいずれも70％を超えている。

③ 受刑者の作業の様子については，「まじめである」という回答が50.9％と最も多い。

④ 受刑者の行進風景については,「規律正しい」,「整然としている」という肯定的な回答がそれぞれ40.7%, 24.1%であり,「不自然である」,「規律にしばられすぎ」という否定的な回答がそれぞれ12.6%, 11.1%である。

⑤ 居室については，備品の数は「普通である」とする回答が68.5%，広さは「狭い」とする回答が53.1%，明るさは「普通である」とする回答が53.8%，衛生状態は「清潔である」とする回答が46.9%とそれぞれ最も多くなっている。

⑥ 受刑者に対する職員の態度については，「厳しすぎる」などの否定的内容の回答は4.4％にすぎない。

⑦ その他の感想としては，処遇・設備・雰囲気について，肯定的感想を記した者が多い。

⑧ 以上のとおり，刑務所の規律，作業場面，行進風景，居室，職員の受刑者に対する態度のいずれについても，参観者の多くは肯定的な評価をしている。ただし，唯一，受刑者の居室の広さについては狭いという評価がやや多くなっている。

これらの調査研究の結果が広く各方面で利用されることを希望する。

研究第一部長

倉田靖司
## 付注1－1 要因分解について

（1）経常利益の要因分解

以下の式により、要因分解を行った。

$ \pi $ : 经常利益

S : 壳上高

F：固定費（＝P：人件費＋I：金融費用＋D：減価償却費）

V : 変動費

として、 $ \pi=S-V-F $ より、

$$ \pi=S-S\times\frac{V}{S}-P-I-D $$

$$ \begin{aligned}\triangle\pi&=\triangle S-\frac{V}{S}\times\triangle S-\triangle\frac{V}{S}\times S-\triangle P-\triangle I-\triangle D\\&=\underbrace{(1-\frac{V}{S})\times\triangle S}_{ 壳上高要因 }-\underbrace{\triangle\frac{V}{S}\times S}_{ 変動費要因 }-\underbrace{\triangle P}_{ 人件費要因 }-\underbrace{\triangle I}_{ 金融費用要 }-\underbrace{\triangle D}_{ 減価償却費要因 }\end{aligned} $$

（２）図表のデータは各要因を前年の売上高で除して、基準化している。
## 付注1－2 住宅エコポイントによる前倒し着工戸数の推計について

## 1 考元方

2011 年 7 月末の住宅エコポイント期限切れに伴い、同ポイントの権利を得るために確認申請後にスケジュールを前倒しして着工した戸数を求める。ここでは、①実績の着工戸数（7月）と②確認申請件数を利用して推計した着工戸数（7月）との差分を前倒し相当分として推計した。

## 2 推計方法

推計手順は以下の通りである。

（1）推計精度を考慮し、推計の対象は、持家・戸建分譲（戸建系）着工戸数とした。また、推計に利用した確認申請件数は、4号建築物とした。

（２）推計期間は、着工統計ベースで２００８年６月～２０１１年２月である。

（3）住宅着工の推計に用いる確認申請件数は、着工の1ヶ月前と2ヶ月前の確認申請件数を加重平均した。加重平均の比率については、実績着工戸数との決定係数が高くなる比率を採用した。

$$ \begin{aligned}\cdot shinsei_{t}^{^{\prime}}&=0.7\times shinsei_{t-1}+0.3\times shinsei_{t-2}\\ shinsei_{t}^{^{\prime}}&: 確認申請件数 ( 着工戸数推計用 )\\ shinsei_{t}^{}&: 確認申請件数 \end{aligned} $$

（4）続いて、「住宅着工戸数」（前年比）を「確認申請件数（推計用）」（前年比）で単回帰し、着工戸数を推計した。回帰係数 $ \alpha $ は、1.02（t 值=14.8）と推定された。

$$ \begin{aligned}\cdot p c h y(ch a k k o u_{t})=\alpha\times p c h y(s h i n s e i_{t}^{^{\prime}})\end{aligned} $$

$$ chakkou_{t}: 住宅着工戸数 $$

$$ \mathtt{pchy}(\mathtt{x}):\mathtt{x}\not\subseteq 前年比 $$

（５）２０１１年２月以降の予測値については、予測誤差の２％ポイントを加えている。

## 3 結果

推計された着工戸数（7月）と、実績の着工戸数（7月）との差は約2400戸（戸建系）である。住宅着工戸数の総戸数に占める戸建系の割合は5割程度であるから、総戸数ベースでは、4,800戸程度（年率換算5.8万戸、毎月の住宅着工全体の6～8％程度）が前倒しされたと試算された。
## 付注 1－3 雇用保蔵者数の推計について

## 1 考元方

雇用保蔵者数を推計するため、先ずは稼働率とタイムトレンドを説明変数とする労働生産性関数を計測する。その上で、潜在稼働率を用いて雇用の過剰程度を求める。潜在稼働率としては、期間中のピーク時の稼働率（ケース1）、日銀短観の雇用人員判断DIがゼロであった2005年第2四半期の稼働率（ケース2）の二種類を想定する。また、それらを代入した結果を適正労働生産性とした。なお、全産業の稼働率は製造業のもので代用した。

## 2 推計結果

$$ 全產業 :10,000\times Y\nearrow\ (L\times H)=34.96+0.21\ \rho+0.42t\quad 決定係数 :0.97\ $ 8.68)\ (5.53)\ (52.68)\quad\left(\quad\right) は t 值 $$

$$ \begin{aligned} 製造業 :10,000\times Y\nearrow\ (L\times H)&=-13.81+0.62\rho+0.49t\quad& 決定係数 :0.98\ $ -4.56)\ (21.86)\ (80.43)\quad&\quad(\quad) は t 值 \end{aligned} $$

各記号は以下のとおりである。

Y：全産業は実質国内総生産（2005年平均＝100）、製造業は鉱工業生産指数

L : 常用雇用指数

H: 総実労働時間指数

$ \rho $ : 稼働率指数

以上で求めた適正労働生産性に平均的な労働時間を用い、次式により雇用保蔵率を求めた。

$$ E=\left\{L-10,000\times Y\nearrow\left(P^{*}\times H^{*}\right)\right\}\nearrow L $$

E : 雇用保藏率

P $ ^{*} $ ：適正勞動生產性

$ H^{*} $ ：平均的な労働時間（ $ (\mathrm{H}= $ 定数項+トレンド項）を推計して算出）

こうして求めた雇用保蔵率に労働力調査の雇用者数を乗じて雇用保蔵者数を求めた。製造業の雇用者数については内閣府において季節調整したものを使用した。
## 付注1－4 フィリップス・カーブの推計

## 1 考元方

物価上昇率とGDPギャップ又は失業率の散布図からフィリップス・カーブを導くと、原点に対して凸な曲線になる。これは、物価の下落率が大きくなるとGDPギャップや失業率の変化が一層大きくなり、また、GDPギャップや失業率の水準を改善しようとすると物価上昇率が一層高くなる、という関係を示している。

この場合、何故、物価上昇率とGDPギャップや失業率が非線形になるのかとの疑問が生じるが、この点は、先行研究（貞廣（2005））において、①価格の粘性、②構造失業率の高まり、③期待の変化、という要因が検証されており、②や③によりフィリップス・カーブがシフトすることで見かけ上の関係が現れるとの指摘がある。こうした指摘を踏まえ、構造失業率と期待物価上昇率の入ったフィリップス・カーブを推計している。

## 2 推計結果

（1）GDPギャップによる推計

$$ \Delta C P I_{t}=c+\alpha G D P g a p_{t-1}+\beta E\pi_{t}+\varepsilon_{t} $$

$ \alpha $	$ \beta $	Adj-R2
保数推計值 t 值	0.14 (2.95)***	0.49 (7.60)***	0.85

t値はNewey-Westの頑健標準誤差から得られた値。***は1％水準で統計的に有意を示す。

（２）循環失業率による推計

$$ \Delta C P I_{t}=c+\gamma(U N E M P_{t}-s t r u c t u r a l U N E M P_{t})+\delta E\pi_{t}+\varepsilon_{t} $$

$ \gamma $	$ \delta $	Adj-R2
保数推計值 t 值	-0.57 (-3.69)***	0.48 (7.76)***	0.87

t値はNewey-Westの頑健標準誤差から得られた値。***は1％水準で統計的に有意を示す。

推計に用いた変数とデータは以下のとおり。

$ \Delta CPI_{t} $ : コア C P I の前年同期比（消費税調整済）

GDPgap_{t}: GDP ギャップ（現実のGDP－潜在GDP）／潜在GDP

$ E\pi_{t} $ : 期待インフレ率（詳細は付注1-4-1を参照）

$ (UNEMP_{t} - structuralUNEMP_{t}) $ : (失業率－構造失業率) = 循環失業率

データは四半期で期間は1980年第1四半期から2011年第2四半期まで。
なお、構造失業率の推計は以下の通り。

$$ L n U_{t}=c+\zeta L n V_{t}+\eta Q R_{t}+\theta C R_{t}+\kappa L n U_{t-1}+\varepsilon_{t} $$

$ \zeta $	$ \eta $	$ \theta $	$ \kappa $	Adj- $ R^{2} $	LM test
係数推計值 t 值	-0.15 (-7.42)***	-0.15 (3.32)***	0.01 (2.48)***	0.87 (34.95)***	0.99	0.33 (p 值=0.56)

***は1％水準で統計的に有意を示す。LM test のラグ次数は1。

$ U_{t} $ : 雇用失業率(=完全失業率/(完全失業者数+雇用者数)×100)

$ V_{t} $ : 欠員率(=有効求人数-(就職件数)/{(有効求人数-就職件数)+雇用者数} $ \times $ 100

$ QR_{t} $ ：離職率

$ CR_{t} $ : 非正規率（臨時・日雇の雇用者数/雇用者数）

$ U_{t-1} $ ：1期前の雇用失業率

$ U_{t}=V_{t} $ となる雇用失業率（均衡雇用失業率）を $ U_{t}^{*} $ とすると

$$ LnU_{t}^{*}=\frac{c+\eta QR_{t}+\theta CR_{t}}{(1-\zeta-\kappa)} $$

均衡失業者数＝（雇用者数）／（100−U_{t}）×U_{t}

均衡失業率= $ \left(\text{均衡失業者数}\right)/\left(\text{就業者数}+\text{均衡失業者数}\right) $

付注1－4図 構造失業率と循環失業率の推移

（備考）総務省「労働力調査」、厚生労働省「毎月勤労統計調査」、厚生労働省「職業安定業務統計」より作成。
## 付注1－4－1 期待インフレ率の推計について

第1－1－11（1）及び（2）図で使用した期待インフレ率は、内閣府「消費動向調査」のデータを用いて、カールソン＝パーキン法を合理的期待形成により一部修正して計測した期待物価上昇率と、加重平均により算出した期待物価上昇率を接続したものを利用した。

＜カールソン＝パーキン法による期待物価上昇率の推計（～2004年第1四半期）＞

カールソン＝パーキン法は、物価上昇率等の経済変数に関する人々の予想について、アンケート調査を基に、回答母集団の平均的予想水準を導出する方法で、定性的な回答を定量化する際に用いられる。ここでは、カールソン＝パーキン法を合理的形成仮説により一部修正した方法により期待物価上昇率を推計した。

合理的期待形成仮説に基づく期待物価上昇率の導出過程は以下のとおり。

## （１）次の２つの仮定を置く。

仮定（i）各回答者は、物価上昇率の騰落を感知できる臨界点 $ \delta_{t} $ を有し、この臨界点はすべての回答者について共通である。

仮定(ii) 各回答者は、期待物価上昇率について主観的確率分布を持ち、その中央値 $ m_{t} $ は、正規分布 $ N(\mu_{p,t}, \sigma_{p,t}^{2}) $ に従う。ただし、 $ \mu_{p,t} $ は期待物価上昇率の母集団の平均値 $ \sigma_{p,t}^{2} $ はその分散とし、求める期待物価上昇率 $ P_{t}^{e} $ を $ \mu_{p,t} $ とおく。

## （２）期待物価上昇率 $ P_{t}^{e} $ の算出式を導く。

（1）の仮定のもとで、各回答者は、あらかじめ指定された物価上昇率 $ p_{t} $ （「消費動向調査」においては2004年第1四半期までは、予想時点の現実の物価上昇率、2004年第2四半期以降は0）と比較し、

(i) $ p_{t}+\delta_{t}
$$ b_{t}=\frac{(p_{t}-\delta_{t}-\mu_{p,t})}{\sigma_{p,t}} $$

となり、これより、

$$ P_{t}^{e}=\mu_{p,t}=p_{t}-\delta_{t}\left\{(a_{t}+b_{t})/(a_{t}-b_{t})\right\} $$

が導出される。

（3） $ a_{t} $ ， $ b_{t} $ ， $ \delta_{t} $ の値を算定し、期待物価上昇率 $ P_{t}^{e} $ を求める。

物価上昇率が $ p_{t} $ より「上昇する」と回答する標本比率 $ A_{t} $ を、「下落する」と回答する標本比率を $ B_{t} $ とすると、

$$ A_{t}=\Pr(p_{t}+\delta_{t}
四半期から2004年第1四半期までは「今後半年間」の物価の上がり方を尋ねている。このため、1991年第2四半期～2004年第1四半期の期待物価上昇率（前年比）の算定に当たっては、2四半期前比を年率化する調整を行っている。

＜加重平均值を段差修正した期待物価上昇率（2004年第2四半期～）＞

2004年第2四半期以降は、加重平均により算出した期待物価上昇率をカールソン＝パーキン法により算出した期待物価上昇率との差により段差修正した系列を用いた。具体的には、2004年第2四半期～2007年第1四半期の3年間の両系列の差の平均を段差（0.9％程度）とし、加重平均により算出した期待物価上昇率から差し引いている。

加重平均による期待物価上昇率は、1年後の物価水準の予測に関する回答のうち、「一5％以上」（「-10％以上」と「-10％未満～-5％以上」の合計）を-5％、「-5％未満～-2％以上」を-3.5％、「-2％未満～」を-1％、「0％程度」を0％、「～2％未満」を1％、「2％以上～5％未満」を3.5％、「5％以上」（「5％以上～10％未満」と「10％以上」の合計）を5％として算出した。

(備考) 1. 消費動向調査の設問は以下のとおり。

～1991年3月（四半期調査）

物価の上がり方は、今後1年間に今よりも高くなると思いますか。

1991年6月～2004年3月（四半期调查）

物価の上がり方は、今後半年間に今よりも高くなると思いますか。

2004年4月～（月次調査）

あなたの世帯が日ごろよく購入する品物の価格について、1年後どの程度になると思いますか。

2．カールソン＝パーキン法による期待物価上昇率の計測の詳細については、堀雅博・寺井晃（2004年）「カールソン・パーキン法によるインフレ期待の計測と諸問題」を参照。
## 付注1－5 テーラー・ルールによる金利決定式の推計とデフレのコスト試算

## 1 考元方

オリジナルのテーラー・ルールに加え、前期の金利とのスムージングを考慮した式を推計した。目標インフレ率としては、1％及び2％を仮定し、GDPギャップとインフレギャップを参照しながら金利を決定する式である。また、均衡時の実質金利（自然利子率）は潜在成長率を用いている。

## 2 結果

推計式、用いた変数とデータ、そして結果は以下のとおりである。

$$ i_{t}=\lambda i_{t-1}+(1-\lambda)[(r_{t}+\pi^{*})+\alpha GDPgap_{t}+\beta(CPI_{t}-\pi^{*})] $$

各変数は以下の通り。

$ i_{t} $ : 有担保オーバーナイトコールレート

$ r_{t} $ : 実質金利（潜在成長率）

$ \pi^{*} $ ：目標インフレ率

GDPgap_{t} : GDP ギャップ

$ CPI_{t}-\pi^{*} $ ：消費者物価指数の前年比と目標インフレ率との差

λ：金利スムージングの強さを表すパラメータ一

データは四半期で、期間は1996年以降の低金利政策の期間を除いた1983年第1四半期から1995年第4四半期まで。

$ \lambda $	$ (1-\lambda)\alpha $	$ (1-\lambda)\beta $	adj- $ R^{2} $	$ \alpha $	$ \beta $
目標インフレ率:1.0%	0.8(11.3)***	0.12(2.8)***	0.07(0.49)	0.92	0.74	0.41
目標インフレ率:2.0%	0.7(8.8)***	0.05(1.29)	0.49(3.45)***	0.92	0.17	1.63

## 3 デフレのコスト試算

テーラー・ルールから導かれる金利と実際の金利差を求め、当該差分と乗数を掛け合わせることで、金利変化のGDPに対する影響を試算している。利用した乗数は、佐久間他(2011)である。
## 付注1－6 潜在GDPの推計方法について

## 1 推計方法

ここでの潜在GDPは、「経済の過去のトレンドから見て平均的な水準で生産要素を投入した時に実現可能なGDP」と定義している。推計方法については以下の通りであるが、2011年第1～3四半期においては、東日本大震災による供給制約を加味した調整を行っている。

まず、コブ・ダグラス型生産関数を想定し、現実成長率を資本、労働、ソロー残差としての全要素生産性に分解する。定式化は①のとおりである。

$$ Y=A\left(KS\right)^{a}\left(LH\right)^{\left(1-a\right)} $$

ただし、Y：生産量（実質GDP）、A：TFP（全要素生産性）、KS：資本投入量（K：資本ストック、S：稼働率）、LH：労働投入量（L：就業者数、H：労働時間）、a：資本分配率（0.33を仮定）である。

①式の両辺をLHで割り、対数変換すると、②式を得る。

$$ \ln\ \left(Y/LH\right)\ =lnA+a\ ln\ \left(KS/LH\right) $$

②式に現実の資本・労働投入量等を代入してAを求め、HP（Hodrick-Prescott）フィルターにより平滑化した値を全要素生産性として使用する。これに資本と労働の潜在値を加えると、③式により、潜在GDPが求められる（変数の右上の $ ^{*} $ は潜在）。

$$ \mathrm{exp}\left[\ln\left(\mathrm{Y}^{*}\right)\right]=\mathrm{exp}\left[\ln\mathrm{A}+\mathrm{a}\mathrm{ln}\left(\mathrm{K}^{*}\mathrm{S}^{*}\right)+\left(1-\mathrm{a}\right)\ln\left(\mathrm{L}^{*}\mathrm{H}^{*}\right)\right] $$

## 2 変数の作り方

## (1) 資本投入量

現実投入量：Σ（製造・非製造業別資本ストック×製造・非製造別稼働率）

潜在投入量：Σ（製造・非製造業別資本ストック×製造・非製造別潜在稼働率）

製造業の稼働率は存在するが、非製造業の稼働率は存在しない。そこで、製造業の資本単位当たり生産（＝生産指数/資本ストック）と製造工業稼働率指数との間に成立する関係を非製造業においても準用することで求める。この際、非製造業の生産指数としては、第3次産業活動指数を利用する。また、潜在概念の稼働率は、製造業及び非製造業の稼働率をそれぞれに対応する日銀短観「生産・営業用設備判断DI」で回帰し、景気要因を除去した値である。また、「民間企業資本ストック」については、連鎖方式が実質値に導入されていないため、1980年以降の連鎖版資本ストック系列は、1980年第1四半期の固定基準値をベンチマークとして、連鎖方式によるSNA民間企業設備投資額を累積している。算式は以下のとおりである。

民間企業資本ストック (80年第2四半期以降、試算値) （新）

$$ =\left(80\right. 第 \left.1\right. 四半期 \left.0\right. 資本ストック \left.\right.\left( 旧定義 \right)\left.+\right. 投資 \left.0\right. 累積 \left.\right.\left( 新 \right)\right)\times かい離率 $$

なお、ストックは取付ベースの前期末値である。（新）は連鎖方式、（旧）は固定基準年方式