Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
平 成 12 年 度 裁 判 所 所 管 一 般 会 計債権現在額報告書(徵収停止分)
区分及び債権の種類	本年度発生債権分(円)	前年度以前発生債権分(円)	合計(円)	備考
歳 入
雑 収 入	149,600	17,612,720	17,762,320
国有財産利用収入
国有財産貸付収入
公務員宿舍使用料債権	0	356	356
諸 収 入
弁 償 及 返 納 金
費 用 弁 償 金 債 権	149,600	17,612,364	17,761,964
歳 入 計	149,600	17,612,720	17,762,320
平 成 12 年 度 内 閣 府 所 管 一 般 会 計債権現在額報告書(徵収停止分)
区分及び債権の種類	本年度発生債権分(円)	前年度以前発生債権分(円)	合計(円)	備考
歳 入
雑 収 入
諸 収 入
弁 償 及 返 納 金
損害賠償金債権	0	1,830,446	1,830,446
歳 入 計	0	1,830,446	1,830,446
平 成 12 年 度 法 務 省 所 管 一 般 会 計債権現在額報告書(徵収停止分)
区分及び債権の種類	本年度発生債権分(円)	前年度以前発生債権分(円)	合計(円)	備考
歳 入
雑 収 入
諸 収 入
弁 償 及 返 納 金
費 用 弁 償 金 債 権	0	100,398	100,398
歳 入 計	0	100,398	100,398
平 成 12 年 度 財 務 省 所 管 一 般 会 計

債権現在額報告書(徵収停止分)
区分及び債権の種類	本年度発生債権分(円)	前年度以前発生債権分(円)	合計(円)	備考
歳 入
政府資産整理収入	0	9,057,751	9,057,751
国有財産処分収入
国有財産売払収入
不動産売払代債権	0	99,085	99,085
回収金等収入
引継債権整理収入
公団引継債権	0	8,958,666	8,958,666
雑収入	0	36,967,827	36,967,827
国有財産利用収入	0	10,311,565	10,311,565
国有財産貸付収入
物件貸付料債権	0	7,631,499	7,631,499
利子収入
利息債権	0	2,680,066	2,680,066
諸収入	0	26,656,262	26,656,262
弁償及返納金	0	12,199,252	12,199,252
弁償金債権	0	1,077,139	1,077,139
損害賠償金債権	0	11,122,113	11,122,113
雑入
延滞金債権	0	14,457,010	14,457,010
歳入計	0	46,025,578	46,025,578
平成12年度経済産業省所管一般会計債権現在額報告書(徵収停止分)
区分及び債権の種類	本年度発生債権分(円)	前年度以前発生債権分(円)	合計(円)	備考
歳入
政府資産整理収入
回収金等収入
特別会計整理収入	0	9,214,631	9,214,631
物件売払代債権	0	7,034,593	7,034,593
損害賠償金債権	0	2,180,038	2,180,038
雑収入	0	1,588,877	1,588,877
国有財産利用収入
利子収入
利息債権	0	139,301	139,301
諸収入	0	1,449,576	1,449,576
弁償及返納金
損害賠償金債権	0	1,350,000	1,350,000
雑入
延滞金債権	0	99,576	99,576
歳入計	0	10,803,508	10,803,508
## Chapter 1 Maritime Accident Trends

## 1 Maritime accidents and rescues in 2008

(1) A total of 2,414 vessels were involved in maritime accidents, with however 827 of them then returning to port without assistance. 1,399 of the remaining 1,587 vessels were rescued. A total of 12,927 people were aboard the vessels involved in the above accidents. The vessels that required no assistance carried 8,119 of them back to port while 4,684 of the remaining 4,808 were rescued.

(2) 146 people either died or went missing in maritime accidents, and 128 people died or went missing after falling overboard.

(3) Fishing vessels accounted for the largest percentage of the total fatalities and missing persons involved in the maritime accidents of falling overboard, with 79% of them in the former and 63% in the latter.

Transition in the number of vessels, fatalities and missing people in maritime accidents

Notes: 1. Source: Japan Coast Guard

2. Figures for fatalities and missing people include those who due to illness or other reasons, became unable to operate the vessel and died as it drifted.

2 Major constituents of maritime accidents and rescues that occurred in 2008, including pleasure boats.

(1) A total of 981 pleasure boats $ ^{*} $ were involved in maritime accidents with 174 of them then returning to port without assistance. 749 of the remaining 807 vessels were rescued.

(2) The number of pleasure boats involved in maritime accidents decreased by 52 from the previous year, with pleasure boats accounting for 41% of all vessels involved in maritime accidents.
### 3. ギリシャ財政危機の根本的な原因と教訓

今回のギリシャ財政危機の根本には、ギリシャ政府自身の財政運営や統計の信頼性という経済財政政策運営の根本にかかわる問題があったが、これらに加え、（1）EUによる財政規律が十分でなかったこと、（2）市場による規律付けも期待どおり機能しなかったこと、（3）そもそもギリシャはユーロの最適通貨圈ではなかったのではないかという問題点がある。以下では、こうしたギリシャ財政危機の根本的な原因を分析し、得られる教訓を検討する。

## (i) ギリシャの財政運営の問題点

ギリシャの財政運営については、今般の危機以前から問題が指摘されていた。例えば、ＯＥＣＤの対ギリシャ経済審査では、ギリシャの財政の持続可能性を高めるために、複数年にわたる財政計画と法的拘束力を持った財政ルールを確立し、歳出に歯止めをかけるとともに、徴税の効率性を高める必要性が指摘されていた $ ^{21} $ 。

こうした指摘の背景の一つには、歳出面で公務員人件費が高いことが挙げられる。ギリシャでは、90年代後半以降、政府支出のGDP比がおおむね横ばいであるにもかかわらず、公務員人件費のGDP比は上昇している。ユーロ圈の平均では、公務員人件費のGDP比は減少しており、ギリシャとの差は拡大している(第1-4-40図)。また、予算編成プロセスにおいて各省の予算にシーリングがかけられることもなく、トップダウンでの予算編成ができないといった問題点も指摘されている。

第1−4−40図 ギリシャの政府支出と公務員人件費

（2）公務員人件費GDP比
歳入面においては、脱税や制度設計上の問題で、本来得られるべき税収が得られていないことが指摘されている $ ^{22} $ 。07年において、310億ユーロ（GDP比15%）相当が徴収できなかったと推計されている $ ^{23} $ 。この原因としては、贈収賄が多く、ガバナンスが欠如していること、法秩序の不徹底等を背景に巨大なインフォーマルセクターが存在すること $ ^{24} $ 、税法が頻繁に改正されコンプライアンスのコストがかさむこと、時効制度の存在等によって脱税へのインセンティブが高いことなどが指摘されている。

ギリシャは、01年のユーロ参加以来、長期金利が大幅に低下し、設備投資、住宅投資が活発化、経済成長率も3～5％程度と、90年代平均の1.9％を上回る成長を達成した。この機を活かして、財政再建に着実に取り組み、景気後退や危機に備えるべきであったが、現実には財政赤字は拡大し、01年から05年まで安定成長協定で定めるGDP比3％を超えて推移していた。

## (ii) E U による財政規律

EU加盟国は、安定成長協定に基づき、例外的な状況を除き、一般政府財政赤字GDP比を3％以下に、債務残高GDP比を60％以下に常に維持することが求められている。これに違反し、所定の過剰財政赤字是正手続きに基づき勧告が行われても遵守されない場合には、一定額の供託金支払い（罰金）が制裁として科せられる仕組みになっている（第1-4-41表）。しかしながら、こうした制裁措置はユーロが発足した99年以来適用されたことはなく、ギリシャについても01年から05年まで財政赤字GDP比が3％を超えていながら、制裁措置の対象とはならなかった（第1-4-42図）。

統一的な財政政策を持たないユーロ圈では、安定成長協定による財政規律は、ユーロの信認を維持する上で核となるものであり、この規律が有効に機能するためには罰則も含め厳格な適用が必要であった。

また、ユーロ発足当初は、財政収支GDP比を景気後退時にも3％以内に収めるためには、平時においては財政をより健全化させるべきという観点から、「包括経済政策指針」（Broad Economic Policy Guideline）が定められていた。国によって、税制や失業手当に係る制度等の違いからビルト・イン・スタビライザーの大きさが異なっているが、各国はこれを考慮しながら、財政収支を「財政均衡に近いかまたは黒字」（“close to balance or in surplus”）にすることを目標に財政赤字を削減することとなっていた。し
かしながら、こうした指針は一部の参加国に対しては有効に機能しなかった。

第1-4-41表 過剰財政赤字是正手続

(備考) 欧州委員会資料より作成。

第1−4−42図 ギリシャの経済・財政状況

(備考) ユーロスタットより作成。
## （iii）市場による規律

市場による規律付けも、有効に機能しなかった。01年にギリシャがユーロに参加してからギリシャ国債とドイツ国債の利回りの差は大幅に縮小し、その後、08年まで、ギリシャの財政状況が悪化していても、ギリシャ国債とドイツ国債の利回りの差はわずかであった（第1-4-43図）。これは、ユーロ圏内の金融機関が為替リスクなしにドイツ国債よりも高い利回りで資金運用ができたため、ギリシャ国債への需要が高かったことが反映していると考えられる。また、08年9月以降は、世界金融危機に際してECBが適格担保として受け入れる債券の範囲を拡大したことも、バランス・シートの悪化と資産運用難に悩んでいたヨーロッパの金融機関のギリシャ国債に対する需要を拡大する結果となった。さらに、ギリシャ国債の格付けについても、08年までは各社とも高いままであった（第1-4-44図）。

理論的には、市場による規律付けが財政政策運営に果たす役割は大きいと考えられる。しかしながら、今回のギリシャ危機では、市場による警告は、実際には、時としてタイミングが遅く、かつ制御不能な大きさでやってくることが明らかになった $ ^{25} $ 。

第1−4−43図 ギリシャ国債利回りの推移

(備考) ブルームバーグより作成。
第1−4−44図 ギリシャ国債の格付けの推移

(備考) ブルームバーグより作成。

## （iv）統計の信頼性

ギリシャは、98年のユーロ参加審査の際も、財政赤字GDP比は2.5％と申告していたが、後に4.3％に改訂しており、実際にはユーロ参加のためのマーストリヒト収敛基準を満たしていなかったことが明らかになっている $ ^{26} $ 。04年には、ギリシャの統計については欧州委員会でも問題視され、ユーロスタットは、ギリシャ政府に対し改善を指導してきた。

さらに、09年の政権交代後に改訂された財政収支GDP比の数値が大幅に下方修正されたことを受けて、欧州委員会は、10年1月、ギリシャの統計に関する評価報告書 $ ^{27} $ を発表した。この中で、欧州委員会は、ギリシャの統計作成について、（1）統計データの集計・作成方法や技術的手順に問題があること、（2）統計の収集・作成業務に携わる職員のガバナンスが不十分であり、責任や権限の所在も曖昧で、政治的压力や選挙のサイクルによって統計データが恣意的に操作されやすい構造にあることを指摘した。こうした指摘を受けて、ギリシャ政府は、統計作成部局に独立性を付与するとともに、統計の作成方法について改善を図るとの方針を示している。

今回のギリシャ財政危機で明らかになったように、統計は信頼性をいったん失うと、市場から常に疑いの目を持ってみられがちであり、市場の不安定化にもつながりやすい。統計は経済財政政策運営の基本であり、統計の高い信頼性を維持するため、統計
作成の体制を充実させることが中長期的な経済・財政の安定にもつながると考えられる。

## （v）単一通貨の下での輸出競争力の維持

ユーロ圈参加国における経常収支の推移をみると、ドイツ、オランダは経常黒字である一方、スペイン、イタリア、ギリシャ等のいわゆるユーロ周縁国（ペリフェリー）では経常赤字が続いており、経常収支が構造的に不均衡（インバランス）となっている。特に、04年頃からは急激に不均衡が拡大している。この背景には、（1）ユーロ参加によりユーロ周縁国の長期金利が急速に低下し、需要が急激に拡大したことに加え、（2）為替調整が行われない中でこれらの国々にとって実質為替レートが増価し、輸出の価格競争力が低下したことがある。

すなわち、これらのユーロ周縁国の国債については、ユーロ参加により為替リスクがなくなったことに加え、財政についても一定の市場の信認を得たことから、国債利回りがドイツ国債の利回りの水準に向かって収斂する形でかつてない水準まで急速に低下した。これを背景に住宅投資、設備投資が増大する一方、資産価格が上昇し、特にスペインでは大規模な住宅バブルとなった。ユーロ周縁国経済は、急激な需要の拡大により投資超過となり、経常収支不均衡が拡大した（第1-4-45図）。

第1−4−45図 経常收支の推移
また、実質実効為替レートをみると、スペイン、ギリシャ、イタリア等にとっては、通貨ユーロの水準がドイツと比べて割高となっている。ユーロ周縁国の物価上昇率はドイツやオランダに比べて高いが、為替調整がないため、実質為替レートが増価する結果となっている。特に、ユーロ発足後数年を経て、新通貨ユーロが市場で一定の信認を得るようになってきた04年頃から、これらの国々の実質実効為替レートは急速に増価しており、物価の下落や賃金の調整が行われない中、価格面で輸出競争力を失っていった（第1-4-46図）。

第1−4−46図 各国の実質実効為替レート

（備考）欧州委員会より作成。

理論的には、通貨統合においては、各国は、自国の事情に対応した機動的な金融政策を実施できない上、為替調整を通じて価格競争力を回復できないことから、国内物価や賃金の下落を通じて競争力の回復を行うことになる。ユーロ周縁国では、通貨統合により物価水準がドイツやフランス等の高物価国の水準へと収斂していったため、物価上昇率がユーロ圈平均よりも高かった。さらに、名目賃金も毎年上昇していたため、結局、物価や賃金の下落による調整は行われていなかった。ユーロ周縁国の物価や賃金が下落しない限り、ユーロ圈内の経常収支の不均衡は恒常的なものとなる可能性がある。

## (vi) 最適通貨圏をどう考えるか

更に翻って、ギリシャのユーロ参加は、経済的観点からみてギリシャにとって最良の選択肢であったのであろうか。
関税等の貿易障壁が除去された段階で、共通通貨を導入すれば、為替変動リスクを除去し、域内の貿易コストを更に引き下げることができるというメリットがある。E Uでは、92年に、財・サービス貿易の域内自由化により、基本的には域内統一市場が実現しており、共通通貨の導入は、域内統合の最終的なゴールとして位置付けられていた。ユーロ発足前の欧州委員会の試算では、通貨統合による貿易コスト引下げ効果は、当時のE UのGDPの0.5%程度になるとされ $ ^{28} $ 、更に大きな便益を見込む試算もあった。他方、共通通貨の導入は、自国の経済情勢に即した金融政策と為替調整の放棄を意味する。共通通貨への参加が経済的にみて望ましいかどうかは、こうしたデメリットを上回るメリットがあるかどうかによる。

こうした議論の鍵の一つを握るのが「最適通貨圈」(Optimal Currency Area) の理論である。最適通貨圈とは、財・サービスの貿易や生産要素の移動性によって経済的結びつきが強く、共通通貨を導入することが経済的利益に適うと考えられる地域である $ ^{29} $ 。どういった条件が整えば最適通貨圈といえるのか、経済学では60年代から議論されてきた。以下、いくつかの条件について述べる。

第一に、生産要素の移動が自由なこと、特に、国境を越えた労働力移動がみられ、賃金の伸縮性が高いことという条件がある。何らかのショックにより、ある国の景気だけが後退し雇用が減少した場合、労働力の移動が自由であれば、労働力は景気後退国からより好況の雇用機会のある国に移動するので、雇用量や賃金の不均衡は、労働移動と賃金調整を通じて是正されるというものである（マンデルの基準 $ ^{30} $ ）。したがって、労働力の流動性が高ければ、ある特定の国だけにショック（非対称的ショック）が起きた場合に、その国の独自の金融政策がなくても調整が進むということになる。なお、ユーロ圏については、発足当時、労働力の流動性は低いと評価されていた $ ^{31} $ 。

最適通貨圈の第二の条件は、貿易面における開放度が高く、域内取引が活発であることである。域内取引が活発であれば、自国において非対称的な需要ショックが生じても、域内の他の国々との輸出入を通じて需要ショックが吸収される（マッキノンの基準 $ ^{32} $ ）。ユーロ参加国についてみると、相対的に対外開放的である。しかし、ギリシャ、イタリア等の開放度は、ユーロ参加国の中では平均以下となっている（第1-4-47図）。
第1−4−47図 財・サービス貿易の対外開放度（08年）

(備考) 1. ユーロスタットより作成。

2.（（輸出＋輸入）/2）/名目GDP×100より算出。

最適通貨圏の第三の条件は、域内各国の経済動向が類似しており、ショックによる影響が対称的であることである。何らかのショックが起きた場合でも、域内の各国経済が同じように落ち込んだり、過熱したりする限りにおいては、共通の金融政策で対応できるので、問題は少ない（ただし、金融政策の各国におけるトランスミッション・メカニズムも類似している必要がある）。この観点からEU域内各国におけるショックの影響の対称性について90年代に多くの実証研究がなされたが、おおむね当時「コア諸国」と呼ばれた国々（ドイツ、フランス、ベネルクス三国等）については対称性がある一方、ユーロ周縁国を含むEUレベルではそうした結論は得られなかった $ ^{33} $ 。

ギリシャは、既にユーロに参加しており、今やこうした議論は遅きに失したものではあるが、共通通貨に参加し自国の金融政策、為替調整の手段を失う以上、経済の開放度や労働市場の調整機能を高めるなどの構造改革の努力がなされるべきであった。こうした観点から、10年5月に決定された1,100億ユーロのギリシャ支援プログラムにおいては、高度専門人材の流動性を事実上阻害している資格制度の見直しや、最低賃金引上げの凍結等、労働市場の柔軟化に向けた施策もコンディションナリティとして盛り込まれている。
## (vii) 通貨統合における財政政策の在り方

ユーロ圏は、当初11か国で99年に発足し、ギリシャは、他の諸国に少し遅れて01年からユーロに参加した。その後、スロバキア、スロベニア、マルタ、キプロスが参加し、現在は、16か国が参加する通貨統合に成長した。

欧州通貨統合では、財政政策については中央集権化せず、各国の責任で行うこととなっている $ ^{34} $ 。経済政策上は、何らかのショックにより一国だけ景気が落ち込んだり、非対称的な影響を受けた場合には、その国がビルト・イン・スタビライザーを中心に財政政策を効かせることで対処するという趣旨である。また、一国の財政赤字が過大になれば、他の国々も長期金利の上昇という形で影響を受ける可能性があるので、安定成長協定により財政規律を課し、協定上は、違反国に対する制裁措置も用意している。

しかしながら、参加国数が増えれば、ピア・プレッシャーが薄まり、個々の国々に対する財政の規律付けが弱まりがちになる。今回のギリシャ財政危機により、欧州通貨統合から一部の国を脱退させるような規定を設けるべきだったのではないかといった議論も散見される。しかしながら、そのような規定は、財政赤字の削減が難しければ脱退すればよいというモラル・ハザードにも転じ得るし、また、域内の金融機関が財政悪化国の国債を多く保有していれば、当該国を脱退させても金融機関の破たんを許容しない限り、結局、脱退した国を債務削減の形で救済せざるを得なくなる。

E U 条約では、ユーロ参加国への支援条項はない $ ^{35} $ 。また、E C B、E U 加盟国政府、各国中央銀行が、他のユーロ参加国の負債引受け等を行うことは、救済禁止条項（No bail out clauses）により禁止されている $ ^{36} $ 。しかしながら、E U 条約第122条第2項では、「自然災害や例外的な出来事による困難な状況」にE U 加盟国が陥った場合、あるいは陥りそうな場合、E U としての財政支援が可能であるとしている。今回のギリシャ財政危機に対応するため合意した支援も、E U 条約122条2項に基づいたものであった。

こうした支援措置は、参加国のモラル・ハザードを惹起するリスクがあり、また、市場による国債価格の評価をゆがめるリスクもある。11年から新たにエストニアが参加することも決まり、参加国が更に増加する中で、どのように各国の財政規律を維持するのか、安定成長協定の制裁措置も含めた厳格適用に加え、更なる検討が必要と考
えられる。

## (viii) おわりに

ユーロは、20世紀の二度の世界大戦により戦禍にまみえたヨーロッパにとって一つの壮大な夢であり、最終的には、20世紀の終わりに強力な政治的リーダーシップのもとで実現した新しい通貨である。ユーロ発足前の90年代半ばにおいては、マーストリヒト収斂基準の充足状況から、多くの識者は、8か国程度、すなわち、ドイツ、フランス、ベネルクス三国、オーストリア、アイルランド、フィンランドがユーロに参加するのではないかとみていた。しかしながら、98年春に行われた判断の結果、イタリア、スペイン、ポルトガルも発足当初の99年から参加することとなり、その後、01年からはギリシャも参加することになった。参加国数は、当初の予想の倍の16か国を数えるに至った。今回のギリシャ財政危機の発生までは、新通貨ユーロのプロジェクトは成功だったと広く考えられていた。

しかしながら、今回のギリシャ財政危機において顕在化した問題点は、実はユーロ発足当初から認識されていた。安定成長協定の設計においても、そうした問題点を意識して各国の財政規律を遵守させるための仕組みを組み込んでいた。しかしながら、実際には、こうした仕組みは有効に機能せず、ギリシャの財政危機に至った。

また、ギリシャの財政運営については、ユーロへの参加が決定した2000年当時から懸念されていた。01年のユーロ参加後、ギリシャは、長期金利の低下等、ユーロ参加によるメリットを享受する一方、競争力を高めるために必要な構造改革が十分でなく、財政規律も守られていなかった。

さらに、価格や賃金の伸縮性の確保を始めとする構造改革が通貨統合の成功の鍵であることは、欧州委員会や参加各国の間でも認識されていた。例えば、00年には、構造改革を含め10年までのEU全体の成長戦略として「リスボン戦略」が策定された。しかしながら、「リスボン戦略」の実施体制は十分でなく、結果として当初目指した目標は達成できなかった。

今回の危機を契機に、欧州通貨統合に係る様々な問題点を克服することが期待される。10年5月12日に、欧州委員会は、安定成長協定遵守の強化及び財政政策調整の深化、マクロ経済不均衡・競争力に関する監視、各国予算や国別改革計画の政策調整、コーロ圈参加国の危機管理を目的とした強靭な政策枠組みといったEU域内の経済政策調整の強化について提案を行っている。また、「リスポン戦略」の後継となる、10年からの10年間の成長戦略として「欧州2020戦略」（EU2020）について、10年6月のEU首脳会合での決定を目指して最終的な調整が行われている。同戦略では、就業率
の引上げやR&D投資の促進等の構造面での政策を通じて、成長力の強化を図ることとしている。特に、「リスポン戦略」の反省を踏まえ、「EU2020戦略」では、各加盟国に応じた目標設定・監視とフォローアップの強化等を行うこととしている(第1-4-48表)。

ユーロ圏においては、ギリシャ財政危機が他の諸国の財政問題や金融システム不安へと広がってくるコンテイジョンをいかに防ぐかという短期的な危機対応に加え、財政政策調整の在り方の見直しや実効性確保、構造改革の推進等中長期的な課題にも併せて取り組み、発足10年余を経たユーロが再び信認を取り戻すことが国際金融システム全体の安定のためにも望まれる。

## 第1−4−48表 「欧州2020戦略」の概要

1. 「3つの柱」

（1）スマートな成長（Smart Growth）：知識の集約とイノベーション、教育、デジタル社会を育成する

（２）持続可能な成長（Sustainable Growth）：エネルギー効率を高め、環境に配慮しつつ競争力を強化する

（３）あまねく広がる成長（Inclusive Growth）：就業率向上、貧困削減のため技能の習得

2．2020年までに達成すべき「5つの数値目標（E U全体）」

（1）20～64歳の就業率を現在の69%から75%にまで引き上げる（高齢者や女性の労働参加、移民の統合）

（２）R&D投資のGDP比率を3％にまで引き上げる

（現在のＥＵは２％以下、アメリカは２．６%、日本は３．４%）

（3）CO₂排出量を1990年比で20%削減する。エネルギー消費量に占める再生可能エネルギーの割合を20%に引き上げ、エネルギー消費量を20%削減する

（４）３０～３４歳人口で高等教育を終了した者の割合を現在の３１％から少なくとも４０％に引き上げる

（5）貧困ライン（中位所得の6割）以下で生活する人口を25%削減する（2000万人を貧困ライン以上に引き上げる）

3. 改革のフォローアップ

E U全体としての上記の目標を踏まえ、各国は自国の目標を定めることとされている。欧州委員会は、国の取組の進ちょく状況を毎年監視し、E Uサミット（欧州理事会）に報告する。

(備考) 欧州委員会より作成。
第4－2－1図 首都圏内の人口の推移

各地域の自然・社会増減の推移

3．市区町村の合併は、総務省「廃置分合等情報」に従う。

1960～70年については、1970年時点で存在する市区町村のみ記載。

（備考）1．総務省「国勢調査」及び厚生労働省「人口動態統計」より作成。

2．自然増減及び社会増減数は住民基本台帳に基づく人口、人口動態及び世帯数調査により試算。
第4－2－2図 首都圏におけるマンション供給戸数の推移

(備考) 国土交通省「首都圏整備に関する年次報告」(2010年度)より作成。
第4-2-3図 首都圏の分譲マンション平均価格・面積の推移

(備考) 1. (株)長谷工総合研究所資料により内閣府作成。

２．東京都区部の１９９２年以前のデータは６,５００万円超で、１９９２年は６,９４１万円、５６ｍ²である。
第4－2－4図 首都圏大規模ニュータウン位置図

ニュータウン名	事業着手	面積(ha)	H12人口	事業主体
① 竜ヶ崎	昭和52年	672	25.6千人	都市基盤整備公団
② 鳩山	昭和49年	140	9.5千人	日本新都市開発(株)
③ 千葉	昭和44年	1,933	75.8千人	都市基盤整備公団、千葉県
④ 成田	昭和43年	483	33.3千人	千葉県
⑤ 千葉海浜	昭和43年	1,480	134.5千人	千葉県企業庁
⑥ 浦安	昭和46年	367	15.4千人	千葉県企業庁
⑦ ユーカリが丘	昭和52年	150	13.0千人	山万(株)
⑧ 多摩	昭和41年	2,892	205.0千人	東京都、東京都住宅供給公社、都市基盤整備公団
⑨ 高島平	昭和41年	332	53.0千人	都市基盤整備公団
⑩ 港北	昭和49年	1,316	108.7千人	都市基盤整備公団
⑪ 洋光台・港南台	昭和41年	507	56.9千人	都市基盤整備公団
⑫ 能見台	昭和53年	180	10.1千人	京浜急行電鉄(株)
⑬ 湘南ライフタウン	昭和47年	378	34.2千人	藤沢市

（備考）1．国土交通省「首都圏整備に関する年次報告」（2003年度）より転載。

2．表中のニュータウン名は省略している。

浦安については「浦安第二期」を、能見台については「京急釜利谷」を対象としている。鳩山については、入居開始年を用いている。
第4－2－5図 某ニュータウンの人口ピラミッド（2000年及び2010年）

(单位: 人)

（備考）1. （　）内は2000年当時の年齢を表示。

2. 自治体提供データより作成。

３．１０月１日時点の人数。

4．上図の☐の数値が2010年の値。
## 付注1－1 在庫関数の推計

以下により、期待成長率、期待物価上昇率が在庫水準に与える影響について推計した。

（1）推計式： $ \mathrm{d}\log(\mathrm{I})=\alpha+\beta\cdot\mathrm{E}(\mathrm{Y})_{-1}+\gamma\cdot\mathrm{E}(\mathrm{P})_{-1}+\delta\cdot\mathrm{GAP}+\varepsilon $

I 在庫水準

E(Y) … 期待成長率（実質GDP）

E(P) … 期待物価上昇率（GDPデフレータ）

GAP … 日銀短観需要見通しと現実の差(製造業)

(2) 推計結果（推計期間は1992年第1四半期～2002年第4四半期）

α (t值)	β (t值)	γ (t值)	δ (t值)	Adj-R²	D.W.
0.010 (2.42)	0.012 (4.20)	0.058 (2.97)	0.001 (1.77)	0.68	2.08

(備考) 1．内閣府「国民経済計算」、内閣府「法人企業動向調査」、経済産業省「鉱工業生産指数」、日本銀行「短期企業経済観測」により作成。

2. 期待成長率、期待物価上昇率は、カールソン・パーキン法に基づいて推計した。詳細は付注1－4参照。

3．97年第1四半期、第2四半期にそれぞれ1とするダミー変数を採用

4.（）内はt値
## 付注1－2 賃金の決定要因

製造業について、以下のパネル推計を行うことにより、企業収益、雇用情勢と賃金の関係について推計した。

(i) 推計式: $ wage = \alpha + \beta earn + \gamma ur $

wage：時間当たり賃金（現金給与総額／総実労働時間）の前年比伸率

earn : 売上高当期利益率の前年差

ur : 循環的失業率

## (ii) 推計結果

() 内は t 值

β	γ	Adj-R²	D.W.	推計期間
0.63(4.97)	-3.32(-12.49)	0.52	2.18	1992～2002年度
0.54(2.17)	-3.31(-4.75)	0.18	2.19	1992～1997年度
0.68(4.49)	-1.39(-2.12)	0.23	2.27	1998～2002年度

## (備考)

1. 総務省「労働力調査」、厚生労働省「職業安定業務統計」、財務省「法人企業統計年報」により作成。

2．循環的失業率は、完全失業率から均衡失業率を引いたもの。均衡失業率の算出方法については、第1－1－22図参照。
## 付注1－3 土地の収益率の計測

## (1) 推計式

非製造業について、都道府県別のパネルデータを使用して、以下のようにt年における都道府県iの民間資本ストック、土地、労働を生産要素とする生産関数（一次同次のコブ・ダグラス型）を定式化する。

$$ \mathbf{Y}_{\mathrm{i t}}=\mathbf{A}_{\mathrm{i t}}\mathbf{K}_{\mathrm{i t}}{}^{\alpha}\mathbf{Z}_{\mathrm{i t}}{}^{\beta}\mathbf{L}_{\mathrm{i t}}{}^{1-\alpha-\beta} $$

Yは生産量、Kは民間資本ストック、Zは土地面積、Lは労働投入量、α、β、1-α-βはそれぞれの生産要素弾性値（生産要素が1％増加したときのYの増加率）を表す。これを都道府県パネルデータの固定効果モデルによって、都道府県ごとの個別効果に加え、時点特有の時間効果も各年にダミー変数を用いて、非製造業について推計した結果が以下の通りである（推計式は、上記式を労働投入量当たりの関数に変換したうえで、それを対数変換したもの）。

$$ 推計式 \qquad\log\left(Y_{it}/L_{it}\right)=\alpha\log\left(K_{it}/L_{it}\right)+\beta\log\left(Z_{it}/L_{it}\right)+a_{i}+b_{t}+\varepsilon_{it} $$

$ a_{i} $ は都道府県ダミーの係数、 $ b_{t} $ は時間ダミーの係数、 $ \varepsilon_{it} $ は誤差項を示す。

Y … 実質県内総生産 (第三次産業に建設業を加え、政府サービスと住宅賃貸業を控除したもの)

K … 都道府県別実質民間資本ストック（非製造業）

Z … 土地面積（商業地区面積に併用住宅地区面積×1/2を加えたもの）

L … 非製造業就業者数×労働時間

（2）推計結果（推計期間：1976～1998年）

() 内は t 值

$ \alpha $	$ \beta $	Adj- $ R^{2} $
0.1346	0.0884	0.97
(8.50)	(7.01)

生産関数より、単位面積当たり地代 $ R=\beta\cdotY/Z $ と求められる。

これより、$\mathrm{R}\cdot\mathrm{Z}\quad(=\beta\cdot\mathrm{Y})$ を、商業地等の土地資産額で割ることにより、土地収益率が求められる。

（備考）1．内閣府「国民経済計算年報」、「県民経済計算年報」、「長期遡及推計県民経済計算報告」、「民間企業資本ストック統計」、総務省「固定資産の価格等の概要調書」、「国勢調査」、経済産業省「工業統計調査」、厚生労働省「毎月勤労統
計地方調査」等より作成。

2. それぞれ、都道府県別のデータを用いている。また、国民経済計算、県民経済計算、民間企業ストック統計は、すべて68SNAベース（平成2年基準）の値を用いている。

3. 各変数の詳しい作成方法については、内閣府政策統括官（景気判断・政策分析担当）景気判断・政策分析ディスカッションペーパーDP/03-2「土地収益率と地価下落要因の分析」の付注を参照。
## 付注1－4 デフレ期待の計測方法

ここでは、内閣府「消費動向調査」のデータをもとに、カールソン＝パーキン法を応用して、人々のデフレ期待を計測している。カールソン＝パーキン法とは、物価上昇率等の経済変数に関する人々の予想について、アンケート調査をもとに、その回答母集団の平均的予想水準を導出する方法であり、以下に説明する方法は、これに若干の修正を加えたものである。

## ＜カールソン＝パーキン法の概略＞

（1）次の2つの仮定をおく。

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 $ \left(\mu_{p,t},\sigma^{2}_{p,t}\right) $ 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^{2}_{p,t} $ 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」においては予想時の現実の物価上昇率）と比較し、

(i) $ p_{t} + \delta_{t} < m_{t} $ であれば「物価上昇率は $ p_{t} $ よりも上昇する」

(ii) $ p_{t}-\delta_{t}
となり、 $ a_{t} $ ， $ b_{t} $ は正規分布の統計数値表から求めることができる。

また、$\delta_{t}$ の算定には、例えば以下2つの方法がある。

方法1 t−1期までの情報のもとで期待物価上昇率の経時的平均が現実物価上昇率の経時的平均に等しいが、時点が変わって新しい情報が入るにつれてδ_{t}は可変的であるとする。このとき、

$$ \delta_{\mathrm{~t~}}=\frac{4\mathrm{\boldmath~p}_{1}+3\mathrm{\boldmath~p}_{2}+2\mathrm{\boldmath~p}_{3}+\mathrm{\boldmath~p}_{4}-4\mathrm{\boldmath~p}_{\mathrm{t}}-3\mathrm{\boldmath~p}_{\mathrm{t}+1}-2\mathrm{\boldmath~p}_{\mathrm{t}+2}-\mathrm{\boldmath~p}_{\mathrm{t}+3}}{4\sum_{\tau=1}^{\mathrm{~t~-~}1}\{(\mathrm{\boldmath~a}_{\tau}+\mathrm{\boldmath~b}_{\tau})/(\mathrm{\boldmath~a}_{\tau}-\mathrm{\boldmath~b}_{\tau})\}} $$

方法2 合理的期待仮説を仮定し、過去n期間の実現値を情報として期待物価上昇率は形成されるとする。このとき、

$$ \delta_{\mathrm{~t~}}=\left(\mathrm{C}_{\mathrm{t}}+\sqrt{\mathrm{C}_{\mathrm{t}}^{2}+16\mathrm{D}_{\mathrm{t}}}\right)/8 $$

$$ \begin{aligned} ただし、C_{t}&=\{\sum_{k=n}^{t}(q_{k}-p_{k})(a_{k}^{2}-b_{k}^{2})\}/(\ t-n+1)\\ D_{t}&=\{\sum_{k=n}^{t}(q_{k}-p_{k})^{2}(a_{k}-b_{k})^{2}\}/(\ t-n+1)\end{aligned} $$

q_{t}は物価上昇率の事後的実現値である。

最後に、こうして求めた $ a_{t} $ ， $ b_{t} $ ， $ \delta_{t} $ の値を（A）式に代入し、期待物価上昇率 $ P_{t}^{e} $ の値を求める。

(備考) 1. $ \delta_{t} $ の算定にあたり、第1−2−12～14 図は方法2 (n=12) を、第1−2−16、17 図は方法2 (n=4) を用いている。

2. 「消費動向調査」の設問は、91年3月までの調査では「今後1年間」を、6月以降は「今後半年間」を対象にして、物価の上がり方を尋ねている。このため、実際の算定にあたっては、91年第2四半期以降の期待物価上昇率（前年比）を求める際に、2四半期前比を年率化するなどの調整を行っている。
## 付注1－5 フィリップス曲線の推計

### 1. 消費者物価

以下により、完全失業率、期待物価上昇率が消費者物価に与える影響について推計した。

（1）推計式： $ CPI=\alpha+\beta\cdot1/U+\gamma\cdot eCPI_{-1}+\delta\cdot D89+\varepsilon\cdot D97 $

CPI … 消費者物価上昇率（前年比）

U ___ 完全失業率

eCPI … 期待物価上昇率（消費者物価）

D89 … 消費税ダミー (1989 年)

D97 … 消費税ダミー (1997 年)

（2）推計結果（推計期間は1985年第1四半期～2002年第4四半期）

α (t值)	β (t值)	γ (t值)	δ (t值)	ε (t值)	Adj-R²	D.W.
-1.347 (-6.620)	4.109 (5.414)	0.483 (10.012)	0.771 (4.638)	0.635 (3.112)	0.938	1.460

(備考) 1. 総務省「消費者物価指数」、「労働力調査」、内閣府「消費動向調査」により作成。

2．期待物価上昇率は、カールソン＝パーキン法に基づいて推計した。詳細は付注1－4参照。

3. 第1－2－12図は、期間別の平均期待物価上昇率を（1）式に代入し、導出した。

### 2. 名目賃金

以下により、循環的失業率、期待物価上昇率が賃金に与える影響について推計した。

（1）推計式： $ W=\alpha+\beta\cdot cU+\gamma\cdot eCPI_{-1} $

W ___ 名目賃金上昇率（前年比）

cU ___ 循環的失業率

eCPI … 期待物価上昇率（消費者物価）

（2）推計結果（推計期間は1985年第1四半期～2002年第4四半期）

α (t值)	β (t值)	γ (t值)	Adj-R²	D.W.
3.329 (11.221)	-1.923 (-8.386)	0.362 (3.867)	0.819	1.218
(備考) 1. 総務省「消費者物価指数」、「労働力調査」、厚生労働省「職業安定業務統計」、内閣府「消費動向調査」により作成。

2．循環的失業率の推計方法は、付注1－2によった。

3. 期待物価上昇率は、カールソン＝パーキン法に基づいて推計した。詳細は付注1－4参照。

4．第1－2－14図は、期間別の平均期待物価上昇率を（1）式に代入し、導出した。

5．なお、循環的失業率の逆数を説明変数に用いた場合の推計結果は、1/cUの係数-0.02（t値-1.30）、自由度修正済決定係数0.64となった。

### 3. GDPデフレータ

以下により、GDPギャップ、期待物価上昇率がGDPデフレータに与える影響について推計した。

（1）推計式： $ GDPdf=\alpha+\beta\cdot GDPGAP+\gamma\cdot eGDPdf_{-1} $

GDPdf … GDPデフレータ上昇率（前年比）

GDPGAP… GDPギャップ（後方3期移動平均）

eGDPdf… 期待物価上昇率（GDPデフレータ）

(2) 推計結果（推計期間は1985年第1四半期～2002年第4四半期）

α (t值)	β (t值)	γ (t值)	Adj-R²	D.W.
0.048 (0.453)	-0.258 (-6.080)	0.510 (9.731)	0.881	1.729

(備考) 1. 内閣府「国民経済計算」、「消費動向調査」等により作成。

2. GDPギャップの推計方法は、付注3−1によった。

3．期待物価上昇率は、カールソン＝パーキン法に基づいて推計した。詳細は付注1－4参照。

4．第1－2－16図は、期間別の平均期待物価上昇率を（1）式に代入し、導出した。
## 付注1－6 マネーサプライとGDP、物価の関係

①マネーサプライと実質GDP、GDPデフレータの関係

ここでは、グレンジャー（Granger）の因果性テストの手法を用いて、マネーサプライと実質GDP、GDPデフレータとの関係を調べた。

グレンジャーの因果性テストとは、例えば $ X_{t} $ 、 $ Y_{t} $ という2つの確率過程がある場合、 $ X_{t} $ の予測を行う際に、過去の $ Y_{t} $ の情報が予測誤差の減少に貢献するか否かを因果関係の判断基準にするものである。貢献がある場合、「グレンジャーの意味において、 $ Y_{t} $ から $ X_{t} $ への因果関係がある」と言い、日常的な意味での因果関係とは概念を異にしている。

<使用した統計>

マネーサプライ (M2+CD)

実質GDP

GDPデフレータ

<分析結果>

因果性	F值	p值	有意性
マネーサプライ → GDPデフレータ	1.089	0.376
GDPデフレータ → マネーサプライ	0.925	0.482
実質GDP → GDPデフレータ	3.457	0.004	1%有意
GDPデフレータ → 実質GDP	2.007	0.075
実質GDP → マネーサプライ	0.490	0.813
マネーサプライ → 実質GDP	3.553	0.003	1%有意

（備考）1．日本銀行「金融経済統計月報」、内閣府「国民経済計算」により作成。

2．推計期間は、1980年第1四半期～2003年第1四半期。

3. いずれも原数値（四半期データ）の対数をとり、ラグは6期を選択した。

## ②マネーサプライと名目GDPの関係

ここでは、共和分検定の手法を用いて、マネーサプライと名目GDPとの関係を調べた。

共和分とは、個々の変数自体は一定の平均値や分散、時差相関を持たないランダムな動きをするものであっても、変数相互には長期的な均衡関係があることをいう（「共和分の関係にある」という）。

以下では、エングル（Engle）とグレンジャーによって提唱された方法（エングル・グレンジャー検定）を用いて、検定を行った。
## <使用した統計>

マネーサプライ (M2+CD)

名目GDP

## <分析結果>

（1）マネーサプライ、名目GDPおのおのについてADF検定を行うと、1回の階差をとれば定常となるⅠ（1）変数であることが確認された。

（2）次に、それら2変数の関係について、最小二乘法を用いて推定し、求められた残差に単位根検定を行った。単位根の存在が棄却されれば、すなわち残差が定常であれば、変数間には長期的な均衡関係が存在すると考えられる。

説明変数	被説明変数	ADF検定量	有意性
マネーサプライ	名目GDP	-4.409	1%有意

（備考）1．日本銀行「金融経済統計月報」、内閣府「国民経済計算」により作成。

2．推計期間は、1980年第1四半期～2003年第1四半期。

3. いずれも原数値（四半期データ）の対数を用いた。

4．検定は、トレンドと定数項を含めて行った。

5．なお、構造変化の有無を検定するCUSUM Testを行うと、5％有意水準では否定されるものの、97年以降、マネーサプライと名目GDPとの関係に幾ばくかの変化があった可能性も示唆される。
## 付注1－7 マネタリーベースの為替レートへの効果について

「平成14年度経済財政年次報告」（付注1－12）で用いた為替レートの決定モデルにより、1990年第1四半期～2003年第1四半期を対象に、パラメータ $ \alpha_{0} $ ， $ \alpha_{1} $ ， $ \alpha_{2} $ ， $ \alpha_{3} $ ，の推定を行った。

$$ \mathrm{e}_{\mathrm{t}}=\alpha_{0}+\alpha_{1}\mathrm{M B}_{\mathrm{t}}+\alpha_{2}\mathrm{A C}_{\mathrm{t}}+\alpha_{3}\pi_{\mathrm{t}}+\mathrm{u}_{\mathrm{t}} $$

ここで、eは名目為替レートの購買力平価からのギャップ、MBは日米のマネタリーベースの対名目GDP比の差、ACは日本の民間対外純資産対名目GDP比、 $ \pi $ は日米のインフレ差、添字tは時間を示す。なお、誤差項 $ u_{t} $ はAR（1）に従うことを仮定した。その結果は以下のとおりであった（括弧内はt値）。

$$ \begin{aligned}\mathrm{e}_{\mathrm{t}}=&-0.5013+0.9185\mathrm{MB}_{\mathrm{t}}-1.0656\mathrm{AC}_{\mathrm{t}}+0.0252\pi_{\mathrm{t}}+\mathrm{u}\\&(-5.6765)\quad(5.7697)\quad(-1.6621)\quad(1.5578)\\&\mathrm{u}_{\mathrm{t}}=0.5560\mathrm{u}_{\mathrm{t}-\mathrm{l}}+\varepsilon_{\mathrm{t}},\mathrm{adj.}\mathrm{R}^{2}=0.8431\\&(4.1696)\end{aligned} $$
## 第1 編 陸上交通

## 第 1 部 道路交通

## 第1章 道路交通事故の動向

## 1 道路交通事故の長期的推移

交通事故死者数は，11年連続で減少。

道路交通事故による交通事故発生件数，死者数及び負傷者数

注 1 警察庁資料による。

2 昭和41年以降の件数には，物損事故を含まない。また，昭和46年までは，沖縄県を含まない。

3 「24時間死者」とは，道路交通法第2条第1項第1号に規定する道路上において，車両等及び列車の交通によって発生した事故により24時間以内に死亡した者をいう。

4 「30日以内死者」とは，交通事故発生から30日以内に死亡した者（24時間死者を含む。）をいう。

5 「厚生統計の死者」は，警察庁が厚生労働省統計資料「人口動態統計」に基づき作成したものであり，当該年に死亡した者のうち原死因が交通事故による者（事故発生後1年を超えて死亡した者及び後遺症により死亡した者を除く。）をいう。なお，平成6年までは，自動車事故とされた者を，平成7年以降は，陸上の交通事故とされた者から道路上の交通事故ではないと判断される者を除いた数を計上している。

## 【交通事故死者数（24時間死者数），交通事故発生件数，負傷者数の推移】

## ○昭和45年に交通事故死者数は，史上最悪の1万6,765人を記録

交通安全対策基本法が45年に制定され，同法に基づく交通安全基本計画を46年以降5年ごとに策定。

○昭和54年には交通事故死者数は，8,466人まで減少。その後増勢に転じるが，平成4年を境に再び減少に転じる。

○平成16年に交通事故発生件数は，952,191件，負傷者数は1,183,120人とそれぞれ史上最悪を記録

○平成23年に交通事故死者数は，4,612人となり，11年連続の減少。

交通事故発生件数，負傷者数は7年連続の減少。

交通事故発生件数は19年振りに70万件を下回る。
## 2 平成23年中の道路交通事故の状況

## 概况

○	事故発生件数	69万1,937件（前年比△3万3,836件，△4.7%）
○	死傷者数	85万9,105人（前年比△4万1,966人，△4.7%）
○	うち負傷者数	85万4,493人（前年比△4万1,715人，△4.7%）
○	うち死者数（24時間）	4,612人（前年比△251人，△5.2%）
（30日以内）	5,450人（前年比△295人，△5.1%）

近年，死者数が減少した要因としては，基本的には，道路交通環境の整備，交通安全思想の普及徹底，安全運転の確保，車両の安全性の確保，道路交通秩序の維持，救助・救急体制等の整備等，交通安全基本計画に基づく諸対策を総合的に推進してきたことによるが，定量的に示すことができる主な要因としては，①シートベルト着用者率の向上，②事故直前の車両速度の低下，③飲酒運転等悪質・危険性の高い事故の減少，④歩行者の法令遵守等が挙げられる。

要因①：シートベルト着用者率の向上に伴う致死率の低下

シートベルト着用者率及び致死率（自動車乗車中）の推移

注 1 警察庁資料による。

3 致死率（自動車乗車中）=死者数（自動車乗車中）÷死傷者数（自動車乗車中）×100

2 シートベルト着用者率 = シートベルト着用死傷者数（自動車乗車中）÷死傷者数（自動車乗車中）×100
## 要因②：高速走行の事故の減少（事故直前の車両速度の低下）

危険認知速度別交通事故件数（一般道路）及び死者数の推移

注 1 警察庁資料による。

2 危険認知速度とは，自動車又は原付運転者が，相手方車両，人，駐車車両又は物件等（防護さく，電柱等）を認め，危険を認知した時点の速度をいう。

3 死亡事故率 = 死亡事故件数 ÷ 交通事故件数 × 100

要因③：飲酒運転等悪質・危険性の高い事故の減少

飲酒運転・最高速度違反による交通事故件数及び死者数等の推移

注 警察庁資料による。
要因④：歩行者の法令遵守

歩行中の死傷者数及び違反あり歩行者の死傷者数の推移

注 1 警察庁資料による。

2 歩行者の死傷者数は、相手当事者が自転車などの軽車両の場合を除く。

3 歩行者の致死率（違反あり・なし）=歩行中死者数（違反あり・なし）÷歩行中死傷者数（違反あり・なし）×100

## ● 年齢層別交通事故死者数及び負傷者数

① 死者数は，65歳以上の高齢者（2,262人）が19年連続で最も多く，全死者数に占める割合が全体の約半数（49.0%）を占めている。また，16～24歳（32人減）の若者の減少傾向が続いている。

② 負傷者数は，30～39歳（16万997人）と40～49歳（13万8,241人）が多く，両者で全体の35.0％を占めている。

前年と比べると，特に，16～24歳（10,483人減）と30～39歳（9,580人減）が減少した。

年齢層別交通事故死者数の推移

注 1 警察庁資料による。

２ （　）内は，年齢層別死者数の構成率（%）である。
年齢層別交通事故負傷者数の推移

注 1 警察庁資料による。

２ （　）内は，年齢層別死者数の構成率（%）である。

## 状態別交通事故死者数及び負傷者数

① 死者数は、歩行中（1,686人）が最も多く、次いで自動車乗車中（1,442人）となっており、両者で全体の67.8％を占めている。

② 負傷者数は，自動車乗車中が53万7,956人と最も多く，全体の63.0％を占めており，次いで自転車乗用中が14万3,110人で全体の16.7％を占めている。

状態別交通事故死者数の推移

注 1 警察庁資料による。ただし、「その他」は省略している。

２ （　）内は，状態別死者数の構成率（%）である。