Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
2 内閣府及び厚生労働省所管 年金特別会計 基礎年金勘定

項	事項	目の区分	暫定予算予定額(千円)	積算内訳
02 基礎年金相当給付費他勘定へ繰入及交付金	国家公務員共済組合連合会11,849,474千円
02 基礎年金相当給付費の財源の他勘定へ繰入及び交付に必要な経費	290,699,401
02081-305-16 国家公務員共済組合連合会等交付金	38,546,959
地方公務員共済組合連合会25,604,645
日本私立学校振興・共済事業団1,092,840
基礎年金相当給付費財源繰入基礎年金相当給付費財源繰入
02081-306-22 国民年金勘定へ繰入	116,451,371
02081-306-22 厚生年金勘定へ繰入	135,701,071
歳出合計	3,920,276,958
国民年金勘定
歲 入
款	項	目 の 区 分	暫定予算予定額(千円)	積 算 内 訳
0100-00 保 険 收 入	459,111,740	現 年 度 分 保 険 料過 年 度 分 保 険 料
0101-00 保 険 料 收 入	特別障害給付金給付費財源受入
0101-02 保 険 料 收 入	13,054,029	拠出制国民年金国庫負担金受入
基礎年金国庫負担金受入福祉年金給付費財源受入
0102-00 一般金計より受入	基礎年金相当給付費財源受入
0102-01 一般金計より受入	329,603,072	財政融資資金預託金利子
歲 出
項	事項	目 の 区 分	暫定予算予定額(千円)	積算内訳
05 特別障害給付金給付費	老齢給付障害給付等	106,433,138千円24,497,689
04 特別障害給付金給付に必要な経費	04081-509-21 特別障害給付金給付費	577,576
06 福祉年金給付費
04 福祉年金給付に必要な経費	04081-509-21 福祉年金給付費	104,712
01 国民年金給付費
02 国民年金給付に必要な経費	02081-509-21 国民年金給付費	130,930,827

02 基礎年金給付費等基礎年金勘定へ繰入
02 基礎年金給付費等の財源の基礎年金勘定へ繰入に必要な経費	02081-306-22 基礎年金勘定へ繰入	592,866,775
03 年金相談事業費等業務勘定へ繰入
04 年金相談事業費等の財源の業務勘定へ繰入に必要な経費	04081-306-22 業務勘定へ繰入	2,673,023
04 諸支出金
04 過誤納保険料の払戾し等に必要な経費	04081-959-18 賠償償還及払戾金	1,604,767

歲 出 合 計	728,757,680
厚生年金勘定歳 入
款	項	目 の 区 分	暫定予算予定額(千円)	積 算 内 訳
0100-00 保 険 収 入	1,751,503,745	現 年 度 分 保 険 料過 年 度 分 保 険 料
0101-00 保 険 料 収 入	厚生年金保険給付費財源受入基礎年金国庫負担金受入職務上年金給付費財源受入
0101-01 保 険 料 収 入	1,239,441

0102-00 一般会計より受入
0102-01 一般会計より受入	1,584,423,155

0110-00 労働保険特別会計より受入
0110-01 労働保険特別会計労働定より受入	1,472,500
0105-00 基礎年金勘定より受入
0105-01 基礎年金勘定より受入	135,701,071
0107-00 拠 出 金 収 入
0107-01 国家公務員共済組合連合会等拠出金収入	7,762,968

0108-00 存続組合等納付金
0108-02 職域等費用納付金	20,879,678
6 内閣府及び厚生労働省所管 年金特別会計 厚生年金勘定

款	項	目 の 区 分	暫定予算予定額(千円)	積 算 内 訳
0100-00(保 険 収 入)	0108-00(存 続 組 合 等 納 付 金)	日本 鉄 道 共 济 組 合日本たばこ産業共済組合工又・テイ・テイ企業年金基金	13,589,906千円956,9326,332,840

0104-00 運 用 収 入
0104-01 預 託 金 利 子 収 入	24,932
0400-00 積 立 金 より 受 入
0401-00 積 立 金 より 受 入
0401-01 積 立 金 より 受 入	1,562,035,840
歳 入 合 計	3,313,539,585
歳 出
項	事 項	目 の 区 分	暫定予算予定額(千円)	積 算 内 訳
01 保 険 給 付 費	老 龄 給 付 障 害 給 付 等	3,099,337,747千円957,728,865
02 保 険 給 付 に 必要な 経 費	02081-509-21 保 険 給 付 費	4,057,066,612

02 基礎年金給付費等基礎年金勘定へ繰入	基礎年金給付等財源繰入
02 基礎年金給付費等の財源の基礎年金勘定へ繰入れに必要な経費	02081-306-22 基礎年金勘定へ繰入	2,938,133,848
03 年金相談事業費等業務勘定へ繰入
04 年金相談事業費等の財源の業務勘定へ繰入れに必要な経費	04081-306-22 業務勘定へ繰入	3,995,265
04 諸 支 出 金	償 還 金	14千円341,816
04 過誤納保険料の払戻し等に必要な経費	04081-959-18 賠償償還及払戻金	341,830

歳 出 合 計	6,999,537,555
健康勘定
歲 入
款	項	目 の 区 分	暫定予算予定額(千円)	積 算 内 訳
0100-00 保 険 收 入	過 年 度 分
0101-00 保 険 料 收 入	820,462
0101-01 健康保険料収入	809,372
0101-04 船員保険料収入	11,090
歲 入 合 計	820,462
歲 出
項	事 項	目 の 区 分	暫定予算予定額(千円)	積 算 内 訳
05 業務取扱費等業務勘定へ繰入	払 歸 金
04 業務取扱費等の財源の業務勘定へ繰入れに必要な経費	04081-306-22 業務勘定へ繰入	164,059
06 諸 支 出 金
04 過誤納保険料の払戾し等に必要な経費	04081-959-18 賠償償還及払戾金	50,818
歲 出 合 計	214,877
子ども・子育て支援勘定
歳 入
款	項	目 の 区 分	暫定予算予定額(千円)	積 算 内 訳
0100-00 拠 出 金 収 入
0101-00 事業主拠出金収入
0101-03 事業主拠出金収入	6,139,392
0200-00 他 会 計 より 受 入
0201-00 一般会計より受入
0201-03 業務取扱費財源受入	122,365
歳 入 合 計	6,261,757
歳 出
項	事 項	目 の 区 分	暫定予算予定額(千円)	積 算 内 訳
03 業 務 取 扱 費
04 業務取扱いに必要な経費	125,859
04089-111-02 職 員 基 本 給	8,245
02-01 職 員 俸 給	6,792
02-02 扶 養 手 当	160
02-03 地 域 手 当	1,293
04089-111-03 職 員 諸 手 当	2,440
03-01 管理 職 手 当	233
03-03 通 勤 手 当	1,586
項目	事項	目の区分	暫定予算予定額(千円)	積算内訳
03(業務取扱費)	04(業務取扱いに必要な経費)	03-11住居手当	216	95千円3,5582,2073669852831,993
03-19本府省業務調整手当	405
04089-123-09庁費	5,929

04089-123-09情報処理業務庁費	276	借料及び損料
04089-115-16国家公務員共済組合負担金	3,568	内閣共済組合長期負担金短期負担金介護負担金事務費負担金整理資源業務取扱費等財源線入
2,177千円5393521796

04089-306-22業務勘定へ繰入	105,401
04諸支出金
04過誤納拠出金の払戻し等に必要な経費	04089-959-18賠償償還及払戻金	1,350	賠償金2千円21,346

歳出合計	127,209
業務勘定
歲 入
款	項	目 の 区 分	暫定予算予定額(千円)	積 算 内 訳
0100-00 他会計より受入	業務取扱費等財源受入
0101-00 一般会計より受入
0101-01 一般会計より受入	5,871,282
0200-00 他勘定より受入
0201-00 他勘定より受入	6,937,748
0201-01 国民年金勘定より受入	2,673,023
0201-02 厚生年金勘定より受入	3,995,265
0201-03 健康勘定より受入	164,059
0201-04 子ども・子育て支援勘定より受入	105,401
0400-00 雑 収 入
0401-00 雑 収 入
0401-01 延 滞 金	166,091
歲 入 合 計	12,975,121
歲 出
項	事 項	目 の 区 分	暫定予算予定額(千円)	積 算 内 訳
01 業務取 扱 費	579,376
04 業務取扱いに必要な経費	501,843
04081-111-02 職員基本給	170,978
内閣府及び厚生労働省所管 年金特別会計 業務勘定

項目	事項	目の区分	暫定予算予定額(千円)	積算内訳
01(業務取扱費)	04(業務取扱いに必要な経費)	02-01職員俸給	142,020	専門調査員調査員
02-02扶養手当	7,073
02-03地域手当	21,885
04081-111-03職員諸手当	46,165
03-01管理職手当	2,637
03-03通勤手当	36,058
03-11住居手当	3,034
03-12单身赴任手当	768
03-17広域異動手当	49
03-19本府省業務調整手当	3,619
04081-111-05非常勤職員手当	121,256

04081-111-05休職者給与	871
04081-111-05短時間勤務職員給与
05-01再任用短時間勤務職員給与	2,571
04081-151-05公務災害補償費	7,040
04081-129-06諸謝金	248
04081-122-08職員旅費	1,960

04081-122-08赴任旅費	255
04081-122-08委員等旅費	9
04081-123-09庁費	31,317
12 内閣府及び厚生労働省所管 年金特別会計 業務勘定

項目	事項	目の区分	暫定予算予定額(千円)	積算内訳
01(業務取扱費)	04(業務取扱いに必要な経費)	光熱水料1,064千円電気料800水道料161ガス料103借料及び損料会議費42賃金13,371雑役務費12,250自動車維持費10
通信運搬費68千円借料及び損料1,05125,986
雑役務費
雑役務費
庁舍等土地建物借料
借料及び損料
厚生労働省共済組合長期負担金31,443千円
短期負担金9,471
事務費負担金115
追加費用22,736
介護負担金872
払戾金
外部専門家謝金77千円
障害認定医等謝金84
内国旅費
連絡等旅費
現地督促徴収旅費
261
項目	事項	目の区分	暫定予算予定額(千円)	積算内訳
01(業務取扱費)	04(公的年金制度等の適正な運営)に必要な経費	04081-122-08 委員等旅費	41	外部専門家旅費
04081-123-09 庁費	76,579	消耗品費
印刷製本費
借料及び損料
雑役務費
04081-123-09 情報処理業務庁費	98	雑役務費
03社会保険オンラインシステム費	2,150,086
04社会保険オンラインシステムの運用等に必要な経費	1,871,039
04081-123-09 社会保障オンラインシステム業務庁費	301,493	雑役務費
04081-123-09 社会保障オンラインシステム利用庁費	845,161	借料及び損料
04081-123-09 電子計算機等借料	724,385	借料及び損料
04社会保险オンラインシステムの見直しに必要な経費	04081-123-09 社会保障オンラインシステム業務庁費	279,047	借料及び損料
雑役務費
11日本年金機構運営費
04日本年金機構運営費交付金に必要な経費	10,245,659
04081-405-16 日本年金機構運営費交付金	5,640,036	国庫負担業務取扱財源年金記錄問題対策財源施設整備財源保険料財源保険事業運営事務財源国民年金事業の適用事務財源厚生年金・健康保険事業の適用事務財源国民年金事業の徴収事務財源厚生年金・健康保険事業の徴収事務財源国民年金・厚生年金事業の給付事務財源
04081-405-16 日本年金機構事業運営費交付金	4,605,623
2,103,569千円
271,858
527,614
942,242
103,079
258,776
258,776
14 内閣府及び厚生労働省所管 年金特別会計 業務勘定

項	事項	目の区分	暫定予算予定額(千円)	積算内訳
11(日本年金機構運営費)	04(日本年金機構運営費交付金に必要な経費)	1,234,005千円社会保険オンラインシステム運用財源67,375社会保険オンラインシステム見直し財源1,200,674年金相談・情報提供事務財源

歳出合計	12,975,121
## 经 济 分 析

(論文)

地域経済・産業の成長に対する産業集積効果の実証分析

-1981－2002年における製造業と非製造業の比較－……大塚章弘
市場競争と企業の生産性に関する定量的分析……船越 誠・元橋一之
メインバンクはリストラを促進するのか……野田知彦

(研究ノート)

日本における patent stock と citation stock の作成

-HJT モデルの日本への応用－……山田節夫

(調査)

地方債と地域金融機関－金融機関アンケート調査結果を踏まえた

地方債制度の今後のあり方－……土居丈朗・林 伴子・鈴木伸幸

(資料)

短期日本経済マクロ計量モデル(2006年版)の構造と

乗数分析……増淵勝彦・飯島亜希・梅井寿乃・岩本光一郎

経済社会総合研究所の概要と実績

内閣府 経済社会総合研究所
## 经 济 分 析

第 180 号

平成20年3月

内閣府経済社会総合研究所

## 目 次

(論文)

地域経済・産業の成長に対する産業集積効果の実証分析
-1981－2002年における製造業と非製造業の比較－

大塚 章弘

1. はじめに …… 3
2. わが国の先行研究 …… 4
3. 分析のためのフレームワーク …… 5
4. 実証分析 …… 7
5. おわりに …… 13

付録A データの作成方法 …… 15
付録B 収束係数の要因分解法 …… 16
参考文献 …… 17

市場競争と企業の生産性に関する定量的分析 船越 誠・元橋 一之

1. はじめに …… 22
2. 先行研究のサーベイ …… 22
3. 実証分析 …… 24
4. 結論と今後の課題 …… 32
参考文献 …… 34

メインバンクはリストラを促進するのか 野田 知彦

1. はじめに …… 38
2. メインバンクと雇用システム、雇用調整および作業仮説 …… 40
3. モデルおよびデータ …… 45
4. 推定結果 …… 49
5. 議論 …… 55
6. 結びにかえて …… 59
参考文献 …… 60
日本における patent stock と citation stock の作成
-HJT モデルの日本への応用ー
山田 節夫
1．はじめに …… 65
2．切断問題 …… 66
3．本稿の登録パテントに関する修正法 …… 70
4．被引用数で加重されたパテント・ストック（citation stock） …… 73
5．簡単な推計例 …… 76
6．おわりに …… 78
補論．特許データ・ベースの比較 …… 79
参考文献 …… 80

地方債と地域金融機関
－金融機関アンケート調査結果を踏まえた地方債制度の今後のあり方－
土居 丈朗・林 伴子・鈴木 伸幸
1．はじめに － 今なぜ地方債か……84
2．我が国の地方債市場の動向……87
3．我が国の地方債制度の課題……125
4．日本の地方債制度の課題と方向……139
参考文献……144

短期日本経済マクロ計量モデル（2006年版）の構造と乗数分析

增淵 勝彦・飯島 亜希・梅井 寿乃・岩本 光一郎

第1章『短期日本経済マクロ計量モデル』の基本構造 ……147
第2章 モデルの動学的パフォーマンス ……155
第3章 残された課題 ……167
補論Ⅰ 輸入サブプロックのデータ解説 ……168
補論Ⅱ 輸入の定式化の相違が政策乗数に与える影響 ……172
補論Ⅲ ゼロ金利政策解除の影響試算－Counter-factual Simulation ……179
参考・参照文献 ……181

経済社会総合研究所の概要と実績……183
# 地域経済・産業の成長に対する産業集積効果の実証分析 $ ^{*} $

－1981－2002年における製造業と非製造業の比較－

大塚 章弘 $ ^{**} $

## <要約>

本稿では地域経済・産業の成長に果たす産業集積の役割を明らかにすることを目的として、1980年代と1990年代を中心に、47都道府県の製造業と非製造業という産業区分のもと、1）産業集積がどの程度地域経済・産業の成長に貢献したのか、2）産業集積が地域産業の生産性を向上させることで、結果として労働生産性の地域間格差収束に寄与したかどうかの2点を分析し、次の結果を得た。

まず、製造業では産業集積効果である規模の経済性が観察され、その成長寄与度は製造業が集中立地する中部、東北、北関東の各県において相対的に大であることが明らかとなった。一方、非製造業では規模の経済性の影響が埼玉、千葉、東京、神奈川といった首都圏地域で大であることも明らかとなった。さらに、地域間スピルオーバーの影響は、製造業と非製造業のどちらの産業においても規模の経済性の影響を超過しており、それが両産業の生産活動において重要な役割を果たしたことを示す結果が得られた。

次に、地域間の生産性格差収束に対する産業集積の影響を検証した結果、製造業では地方への資本移転と工場誘致による生産基盤の強化により、規模の経済性が生産性格差を収束させる方向で作用する一方、非製造業では規模の経済性が生産性格差を拡大させる方向に働いたことを示す結果が得られた。これらの結果は、製造業では各地域において優位な分野に生産集中させることが地域間の生産性格差収束につながる一方、非製造業では首都圏への経済活動の一極集中が、産業集積の影響等を通じて地域間の生産性格差を拡大させる可能性を持つことを示唆している。

JEL Classification: R11, R30, R38

Key Words: 產業集積効果、地域経済成長、生産性格差
# Industrial agglomeration and economic convergence: The case of Japanese regions

By Akihiro Otsuka

## Abstract

In the 1990s, Japanese regions experienced serious economic recession. During this period, the Japanese government began to introduce new policies that promoted industrial agglomeration in regions. These industrial agglomerations are termed as clusters, and they are expected to act as a major force to drive the regional productivity growth. According to the traditional urban and regional economic theory, agglomeration economies are the external economies that accrue to a group of firms belonging to the same sector located at the same place. Agglomeration economies are also the external economies that accrue to firms across the various sectors. It is well known that these externalities positively impact the productivity of firms. However, it is not clear whether agglomeration economies affect economic convergence.

This paper examines the impact of industrial agglomeration on regional economic growth and explores whether the formation of industrial agglomeration contributes to the convergence of regional disparities in productivity. The result, obtained using Japanese prefectural data for the period 1980–2002, indicates that spillover effects have greater effects on regional growth than economies of scale. Furthermore, scale economies contribute toward economic convergence in the manufacturing industry. In contrast, with regard to the non-manufacturing industry, scale economies contribute toward increasing the regional disparities in productivity. Therefore, the expansion of the non-manufacturing sectors in the industrial structure can potentially create regional economic disparities.

JEL classification : R11, R30, R38

Keywords : industrial agglomeration, regional economic growth, economic convergence
### 1. はじめに

戦後わが国では経済成長を実現していくにあたって「国土の均衡ある発展」が政策目標とされ、1962年の「全国総合開発計画」以来、1998年の第5次にわたって国土計画が策定されてきた。そこでは、競争力のある産業を地域に誘致し、産業集積を中心とする波及効果を通じて周辺地域の経済を牽引することが目的とされた。各時代に競争力をもつ高生産性業種の地方分散を促進させるために、政府は交通・工業用地など物的なインフラを整備し、人材供給、技術開発支援などの各種支援策を講じてきた。政府によって所得の高い地域から低い地域へ資本の移転がなされ、さらに、工場立地に関する政策を通じて地方への工場移転が促進されたために、戦後の高度成長期から1980年代初頭に至るまで、地域経済の持続的成長が達成された（Fujita and Tabuchi 1997）。

しかし、1980 年代後半から経済活動のグローバル化が進展し、国内製造業の海外生産比率は高まっている。特に、中国をはじめとするアジア諸国の台頭によって製造工場の海外移転が進んでおり、国内における地方への工業再配置という従来の地域開発手法の有効性は失われている。それに加えて、今後加速する人口減少によって経済の量的拡大も見込みにくい。コスト競争の面でのこれまでの産業集積の利益を保持しつつ、高生産性部門を創出することで地域経済の競争力を向上させるという点から産業集積の構造転換が求められているのが現状である（経済産業省 2002）。

Porter(1990)によれば、企業間の絶え間ない競争と協力関係がイノベーションを創出し、技術知識の企業間移転を加速させる。安い労働力や豊富な資本よりもイノベーションを効率的に生み出し、これを普及させるシステムを内包しているかどうかが地域の優位性を左右する。知識、技術など地域資源を結集した新たな産業集積の形成は、経済産業省「産業クラスター計画」や文部科学省「知的クラスター創成事業」などの諸制度にもとづき各地域で取り組まれており、企業にとって連携とイノベーション誘発の場としての産業集積の役割が、地域経済再生と地域産業活性化への貢献という意味から期待されている（内閣府2003）。

ここでいう産業集積には、大工業地帯をはじめとして、企業城下町や多数の小規模な企業からなる産地、大学と企業の連携が進んでいる地域等が該当する。これら産業集積が地域経済成長に果たす役割は、地域経済学・都市経済学の分野において古くから論じられており、多くの先行研究において産業集積の影響が検証されている。しかし、先行研究の大半は産業集積効果の有無に焦点が絞られ、それが地域経済成長にどの程度の影響を及ぼしていたのか、あるいはそれが地域産業の生産性を向上させ、結果として地域間の生産性格差収束に寄与したのかについては十分に検証されていない。産業集積効果を地域間の生産性格差収束の視点から検証することは、地域経済の生産性向上を目指す地域開発のあり方を検討する上で必要であるにもかかわらず、研究課題として残されたままになっている。そこで本稿では、地域経済・産業の成長に対する産業集積の寄与を明らかにし、それが地
域間の生産性格差収束に寄与したかどうかを分析する。

本稿の構成は以下の通りである。第2節ではわが国の産業データを利用した産業集積効果に関する主要な実証研究を概観し、そこで得られている知見を整理する。第3節では分析のためのフレームワークを提示し、第4節にて産業集積効果に関する実証分析を行う。最後に結論と今後の分析課題を述べる。

### 2. わが国の先行研究

生産者にとっての産業集積効果とは、主に地域内における企業間の相互依存関係から生じる生産効率の向上を意味する。産業集積の利益は企業の意志決定過程において外部経済として働くことが知られている。例えば、同種の企業が集中することによる製品の販売や原材料調達の効率化、関連産業が発達することによって個々の企業に費用の節約効果が生まれる。さらに多数の異質な主体の近接立地と施設の共同利用に伴う費用節約、豊富な接触の機会によるイノベーションの可能性、さらには多様な経済主体の集積そのものが需要の外的ショックを和らげるなどの効果もある（Parr 2004）。

わが国の産業データを利用した分析では、都市と都道府県の両レベルにおいて産業集積効果の存在が検証されている。例えば、Nakamura(1985)は、都市レベルにおいて、集積の経済をその影響が及ぶ範囲から、同業種集積効果と異業種集積効果に分けて分析を行い、製造業中分類の大半の業種において同業種集積効果が、ごく少数の業種で異業種集積効果が頭在化していることを示す結果を得ている。そこでは、産業規模が2倍になると労働生産性が3.4%上昇するという結果が示され、製造業の発展においては異業種集積よりも同業種集積が望ましいという結論が得られている。しかし、製造業の労働生産性に対する人口規模の影響を分析したTabuchi(1986)の研究では、都市の人口規模を2倍にすると、労働生産性が4.3%上昇するという結果が得られている。その大きさは米国のそれを超過するため、わが国の製造業では人口規模で計測される異業種集積の影響も重要であることが示されている。

都道府県レベルでの実証研究には、吉田・植田(1999)、Mano and Otsuka(2000)、そしてDekle(2002)がある。吉田・植田(1999)では空間的な集積度合いを表現するものとして雇用密度が取り上げられ、労働生産性に対する雇用密度の影響が分析されている。そこでは、雇用密度を2倍にすると労働生産性が10-14%増加するという結果が得られており、米国や欧州での分析結果との比較から、わが国で観察される産業集積効果は相対的に大であると結論づけられている。それに加えて、わが国の製造業では同業種集積効果が異業種集積効果を超過する傾向にあることが示され、製造業では同業種集積が生産活動において重要であるという都市レベルでの分析結果と同様の結果が得られている。Mano and Otsuka(2000)では、産業集積の雇用成長に対する影響に焦点があてられている。彼らは、1960年から1995年の期間を対象として、製造業における雇用成長の要因を分析し、その結果、雇用成長に対する
る同業種集積効果の存在が明らかにされている。しかし、観測期間を通じて製造業の立地分布の分散化が進んでいることから、その影響力は経年的に低下傾向にあることも示されている。Dekle(2002)では、1975年から1995年の期間を対象として都道府県の産業データをもとに、産業集積の生産性成長に対する影響が分析されている。その結果、同業種集積が生産性成長を促進させたのは金融業とサービス業、卸売・小売業であり、その効果は金融業が最大であることが示されている。彼は地理的近接性による生産メリットを享受するのは主として非製造業であり、特に、金融業のような高度に差別化された産業では地理的集中が進むと論じている。それに対して、製造業では地域的な生産環境からの影響が弱く、今後は立地分布の分散化が進展するというMano and Otsukaと同様の解釈を行っている。

対象とする地域区分、産業区分、観測期間の違いなどから単純比較はできないものの、わが国の製造業を分析対象とした主要な研究結果からは、製造業における地域間の生産性格差はおおむね同業種集積の程度によって決まり、同業種集積は高い生産性と生産性成長を実現する上で重要であると判断される。しかし、先行研究の大半は産業集積効果の有無に論点が集中しており、産業集積が地域経済・産業の成長にどの程度のインパクトを与えたのか、定量的には十分に明らかにされていない。それに加えて、先行研究では地域間スピルオーバーの影響にも関心が払われていない。産業集積に関する理論では、Fujita(1988)、Rivera-Batitz(1988)、Krugman(1991)、Venables(1996)などにおいて財に対する地域の需要規模が集積形成において重要な役割を果たすことが明らかにされ、実証研究でも産業集積が地域的な財の需給連関によって形成されることを示す結果が得られている。Davis and Weinstein(1999)はわが国の都道府県データをもとに、生産特化が見られる地域の生産規模がその地域的需要を超過する規模であることを示し、生産の地理的集中が地域内の需要規模だけでなく、他地域の需要規模にも依存する傾向にあることを明らかにしている。産業集積の形成における他地域市場へのアクセスの影響は重要であるが、この点は十分に配慮されてこなかった。

## 3 ．分析のためのフレームワーク

そこで本稿では、産業集積効果の計測において企業の生産活動に対する他地域市場へのアクセスの影響を考慮する。産業集積効果は各企業が完全競争に直面していることが想定された上で、産業集積に伴う外部効果を内包した企業の生産関数を産業レベルに集計化することで計測される。

まず、地域における企業の生産関数は次のように定式化される。

$$ y=g\left(\cdot\right)f\left(k,l\right) $$

ここに y、k と l は、それぞれ地域における企業の付加価値、資本投入と労働投入である。 $ g(\cdot) $ は生産関数のシフト項である。

本稿では、企業の生産活動において外部経済である産業集積効果を産業規模と地域間ス
ピルオーバーの両影響から捉える。具体的には、産業集積の経済効果をもたらす変数として、同一地域内における当該企業が属する産業全体の生産量 $ Y(\equiv\sum y) $ を、そして地域間スピルオーバーの変数として、市場アクセスACCを示す下記の指標を定義する。

$$ A C C_{j}\equiv\sum_{k\neq j}\left[\frac{d_{j k}^{-1}}{\sum_{k\neq j}d_{j k}^{-1}}\cdot Q_{k}\right] $$

ここに、 $ d_{jk} $ は地域 j から地域 k までの経済距離である。地域 k の市場規模として産出額 $ Q_{k} $ を利用する。この指標の特徴は、他地域の市場規模とそれにアクセスするために必要となる輸送コストの両影響を同時に考慮している点にある。

以上から、 $ g(\cdot) $ は次式で表現されるものとする。

$$ g\left(\cdot\right)=\alpha_{1}e^{\alpha_{T}t}\left[Y^{\alpha_{S}}A C C^{\alpha_{A}}\right] $$

$ \alpha_{1} $ および $ \alpha_{T} $ 、 $ \alpha_{S} $ 、そして $ \alpha_{A} $ はパラメーターである。

この条件のもとで、（1）をトランス・ログ型生産関数で定式化すると次のようになる。

$$ \begin{aligned}\ln y&=\alpha_{_{0}}+\alpha_{_{T}}t+\alpha_{_{S}}\ln Y+\alpha_{_{A}}\ln ACC+\alpha_{_{K}}\ln k+\alpha_{_{L}}\ln l\\&+\frac{1}{2}\beta_{_{KK}}\left(\ln k\right)^{2}+\frac{1}{2}\beta_{_{LL}}\left(\ln l\right)^{2}+\beta_{_{KL}}\left(\ln k\right)\left(\ln l\right)\end{aligned} $$

ここに、αとβは推定されるべきパラメータである。同次性制約から$\beta_{KK}+\beta_{KL}=\beta_{LL}+\beta_{KL}=0$、対称性の条件より$\beta_{KL}=\beta_{LK}$、さらに規模に関して収穫一定の仮定により$\alpha_{K}+\alpha_{L}=1$となる。各パラメータ一$\alpha_{s}$と$\alpha_{A}$がプラスの場合は当該要素が生産活動にポジティブな影響を与えることを、逆にマイナスの場合は当該要素が生産活動に対してネガティブな影響を与えることを意味する。

同一産業内の企業は同一の生産技術を持っており、規模に関して収穫一定であるため、この生産関数を産業レベルに集計化すると、

$$ \begin{aligned}\left(1-\alpha_{_{S}}\right)\ln Y&=\alpha_{_{0}}+\alpha_{_{T}}t+\alpha_{_{A}}\ln A C C+\alpha_{_{K}}\ln K+\alpha_{_{L}}\ln L\\&+\frac{1}{2}\beta_{_{K K}}\left(\ln K\right)^{2}+\frac{1}{2}\beta_{_{L L}}\left(\ln L\right)^{2}+\beta_{_{K L}}\left(\ln K\right)\left(\ln L\right)\end{aligned} $$

となり、これを整理することによって次式が得られる。

$$ \begin{aligned}\ln\frac{Y}{L}=&\frac{\alpha_{_{0}}}{1-\alpha_{_{S}}}+\frac{\alpha_{_{T}}}{1-\alpha_{_{S}}}t+\frac{\alpha_{_{A}}}{1-\alpha_{_{S}}}\ln ACC\\&+\frac{\alpha_{_{K}}}{1-\alpha_{_{S}}}\ln\frac{K}{L}+\frac{\alpha_{_{S}}}{1-\alpha_{_{S}}}\ln L+\frac{1}{2}\frac{\beta_{_{KK}}}{1-\alpha_{_{S}}}\Bigg(\ln\frac{K}{L}\Bigg)^{2}\end{aligned} $$

ここに $ K (\equiv \sum k) $ と $ L (\equiv \sum l) $ は産業の資本と労働である。この生産関数において規模の経済性は内部化され、すべてのパラメータ一に含まれる。

利潤最大化のための一階条件のもとでrとwをそれぞれ資本コストと賃金率とすると、投入要素のコスト・シェア方程式は次のようになる。
$$ \frac{\sum r\cdot k}{Y}=\alpha_{_{K}}+\beta_{_{KK}}\ln\frac{K}{L} $$

および

$$ \frac{\sum w\cdot l}{Y}=\alpha_{_{L}}+\beta_{_{KL}}\ln\frac{K}{L} $$

### 4. 実証分析

### 4.1 データ

実証分析に際して、1980 年から 2002 年までの期間にわたって、47 都道府県レベルの年次系列を作成した。観測対象とした産業は全産業、製造業と非製造業である。各系列の作成方法の詳細は付録 A にまとめている。

このデータをもとに経済活動別県内総生産に占める製造業の割合を計算すると、1980年から2002年の期間では大半の都道府県において、その割合が上昇していることが確認される（図表4-1）。福島の10.17%を筆頭に、山口で9.99%、静岡で9.59%に達しており、シェアが低下した地域は東京や神奈川など一部の地域に限定される。同期間における経済活動別県内総生産に対する産業別の成長寄与度においても、製造業がサービス業を超過した地域は27県に及ぶ。非製造業の影響が強い地域は埼玉、千葉、東京、神奈川、大阪、福岡といった人口の集中する大都市地域に限定され、その他の地域では依然として製造業が地域経済の牽引役としての役割を果たしたと判断される。

図表 4-1 製造業の生産シェアの変化と成長寄与度（% : 1980－2002 年）

製造業の生産シェアの変化 製造業の寄与度 ◇（参考）サービス業の寄与度
### 4.2 地域経済成長に対する産業集積の影響

この現状を踏まえて、実際に産業の生産関数を推定する。推定すべき生産関数は（2）をベースとして次式とする。

$$ \begin{aligned}\ln\frac{Y_{jt}}{L_{jt}}=&\frac{\alpha_{0}}{1-\alpha_{S}}+\frac{\alpha_{A}}{1-\alpha_{S}}\ln A C C_{jt}\\&+\frac{\alpha_{K}}{1-\alpha_{S}}\ln\frac{K_{jt}}{L_{jt}}+\frac{\alpha_{S}}{1-\alpha_{S}}\ln L_{jt}+\frac{1}{2}\frac{\beta_{KK}}{1-\alpha_{S}}\Bigg(\ln\frac{K_{jt}}{L_{jt}}\Bigg)^{2}+\sum_{p=1}^{n}\frac{\alpha_{T,p}}{1-\alpha_{S}}\cdot regdum_{j}^{p}\cdot t\\&+\sum_{p=2}^{n}\alpha_{P}\cdot regdum_{j}^{p}+\sum_{\tau=2}^{T-1}\alpha_{\tau}\cdot timedum_{t}^{\tau}+\varepsilon_{jt}\end{aligned} $$

ここに、 $ t=0,\cdots,T $ 、 $ j=1,\cdots,n $ である。 $ regdum_{j}^{p} $ は p=j のとき 1 を、 $ p\neq j $ のとき 0 をとる都道府県ダミーである。 $ timedum_{t}^{\tau} $ は景気変動をコントロールするための年ダミーであり、 $ \tau=t $ のとき 1 を、 $ \tau\neq t $ のとき 0 をとる。さらに、生産技術の上昇が生産環境に応じて各都道府県により異なる可能性を考慮して、都道府県ダミーとタイム・トレンド（t）の積を説明変数に取り入れる。この都道府県ダミーとタイム・トレンドの積項と年タイムダミーの項は線形独立ではないため、推定期間の最後の年の年タイムダミーは取り除いているかれる。 $ \varepsilon $ は誤差項である。

本稿では、生産要素投入の内生性の問題に対処するため、地域別効果を取り入れた固定効果モデルを採用するとともに、推定において操作変数を用いる $ ^{1} $ 。推定は3段階最小二乘法により行われ、推定結果は図表4-2にまとめている。表の上段は推定値、下段の括弧内の値はt値を表す。固定効果と時間効果がともに存在するかどうかを確認するために行ったF検定では、製造業と非製造業のいずれの産業においても、両効果が存在しないという帰無仮説は棄却される。さらに、誤差項において、空間的な誤差が影響しているかどうかを確認するため、経済距離のウェイト行列をもとに行ったLM検定では、空間的誤差が存在しないという帰無仮説は棄却されない。ただし、過剰識別制約（over-identifying restrictions）の検定結果は、操作変数の妥当性を十分に支持するものではないため、この推計においては生産関数における内生性の問題が残されていることには留意が必要である $ ^{2} $ 。
图表 4-2 推定結果（1981－2002 年）

全產業	製造業	非製造業
$ \alpha_{0} $	0.4270	0.3193	0.4660
(37.62)**	(14.03)**	(39.54)**
$ \alpha_{S} $	0.0881	0.0969	0.0964
(28.05)**	(20.44)**	(28.75)**
$ \alpha_{A} $	0.1992	0.2566	0.2411
(20.06)**	(13.16)**	(23.10)**
$ \alpha_{K} $	0.4250	0.4774	0.4156
(29.61)**	(18.97)**	(25.62)**
$ \beta_{KK} $	-0.0323	-0.0172	-0.0369
(-13.45)**	(-4.13)**	(-13.90)**
F-test	96.447	44.331	125.52
[0.000]	[0.000]	[0.000]
LM-err	0.9092	0.3023	1.7906
[0.340]	[0.582]	[0.181]
過剩識別制約：	600.15	490.94	616.73
檢定統計量	[0.000]	[0.000]	[0.000]

(備考)1. **は有意水準1%，*は有意水準5%である。

2.（括弧）はt値， $$ 括弧 $$ はp値である。

3. 操作変数は定数項と説明変数の一期ラグを使用。

4. 紙幅の都合によりタイム・トレンドの項と個別効果，時間効果の推定結果は省略している。

5. F-test は，個別効果と時間効果がともに存在しないことを帰無仮説とする F 検定統計量である。

6. LM-err は，誤差項に空間的誤差（spatial error）が存在しないことを帰無仮説とする LM 検定統計量である（Anselin and Florax 1995）。

7. 過剰識別制約（over-identifying restrictions）の検定統計量は，操作変数と誤差項の直行条件が成立するもとでのHansenの検定統計量である。

全産業の推定結果では産業集積に伴う外部効果が顕在化していることが確認される。規模の経済性の弾性値（$\alpha_{s}$）は0.0811で、有意水準1％で統計的に有意である。製造業と非製造業の各推定結果からは、規模の経済性の弾性値が製造業で0.0969、非製造業で0.0964と、内生性の問題が残されてはいるものの、両産業ともに規模の経済性の役割が重要であることが示される。特に、非製造業の弾性値は製造業の値に接近している。Harrington and Warf(1995)によれば、非製造業は生産活動の大半を地域内の市場規模に依存する傾向が強いとされる。非製造業の大半を占めるサービス部門の生産活動はフェイス・トゥ・フェイスのコミュニケーションに依存する傾向が強く、それが他地域へのサービス供給コストを高くする面がある。非製造業での規模の経済性の背景には、人口が集積する首都圏での卸売・小売業、サービス業の生産特化による影響が推察される。その一方で、地域間スピルオーバーの影響を表す市場アクセスに関する弾性値（$\alpha_{A}$）は、製造業で0.2566、非製造業で0.2411と規模の経済性を表す弾性値を大きく超過している。これは、両産業の生産活動では産業規模の影響に加えて、他地域市場へのアクセスもより重要であることを示している。
続いて、産業集積の地域経済成長に対するインパクトを計測するため、推定された生産関数をもとに成長の要因分解を行う。一般に、地域経済成長の源泉は供給サイドから資本と労働、全要素生産性（以後TFP）に大別される。産業集積効果は生産性成長あるいは生産効率の上昇分に該当するTFPに含まれ、このTFPを本稿ではソロー残差として計測する（Solow 1957）。生産関数（5）の推定期間の最初の年と最後の年との間で階差をとると、次式が得られる。

$$ \frac{1}{T}\ln\left(\frac{Y_{jT}}{Y_{j0}}\right)=\frac{\theta_{K,j}}{T}\ln\left(\frac{K_{jT}}{K_{j0}}\right)+\frac{\theta_{L,j}}{T}\ln\left(\frac{L_{jT}}{L_{j0}}\right) $$

$$ +\left[\alpha_{_{T,j}}+\frac{\alpha_{_{S}}}{T}\ln\left(\frac{Y_{_{jT}}}{Y_{_{j0}}}\right)+\frac{\alpha_{_{A}}}{T}\ln\left(\frac{ACC_{_{jT}}}{ACC_{_{j0}}}\right)+\frac{1-\alpha_{_{S}}}{T}\Big(\varepsilon_{_{jT}}-\varepsilon_{_{j0}}\Big)\right] $$

$\theta_{K,j}$ および $\theta_{L,j}$ はそれぞれ資本と労働に関する産出の弾力性である。右辺第1項は民間資本ストック蓄積、第2項は就業者数の変化、第3項は技術進歩、第4－5項はそれぞれ規模の経済性と市場アクセスそれぞれの付加価値成長に対する寄与分を表す。このうちソロー残差は第3項から誤差項である第6項の合計に該当する。

トランス・ログ型の生産関数の場合、各生産要素に関する産出の弾力性は次式から算出される。

$$ \theta_{K,j}=\alpha_{K}+\frac{\beta_{K K}}{2}\Big(\ln K_{_{j T}}+\ln K_{_{j0}}\Big)+\frac{\beta_{K L}}{2}\Big(\ln L_{_{j T}}+\ln L_{_{j0}}\Big) $$

$$ \theta_{_{L,j}}=\alpha_{_{L}}+\frac{\beta_{_{KL}}}{2}\Big(\ln K_{_{jT}}+\ln K_{_{j0}}\Big)+\frac{\beta_{_{LL}}}{2}\Big(\ln L_{_{jT}}+\ln L_{_{j0}}\Big) $$

図表 4-3 と図表 4-4 は、(6)によって分解された各効果の地域経済成長に対する寄与度を示したものである。規模の経済性の成長寄与度を見ると、製造業ではその集中立地が見られる中部、東北、北関東の各都道府県で相対的に大である（図表 4-3）。東京、神奈川、大阪といった大都市地域では規模の経済性の影響が小さく、製造業の成長にほとんど影響を与えていない。その反面、大都市地域では非製造業において規模の経済性の影響が大きい。この傾向は首都圏で頭著であり、埼玉、千葉、東京、神奈川の各都県は平均で約 0.28% に達している。これに対して、市場アクセスの成長寄与度はこうした規模の経済性の影響と比較すると両産業ともに大きい（図表 4-4）。東京を中心とする首都圏とその近隣地域を頂点として大都市地域に隣接する地域で大きく、大半の地域で規模の経済性の成長寄与度を上回っていることが分かる。

結果として、産業集積が地域経済成長に与えた影響には明確に地域差が見られる。規模の経済性の影響は地方では製造業、首都圏では非製造業で大である。さらに、市場アクセスの影響は両産業ともに大きく、交通インフラの整備が地域間リンケージを強め、地域産業の生産活動において重要な役割を果たしたことが窺われる。
図表 4-3 規模の経済性の成長寄与度 (%年率：1981－2002 年)

図表 4-4 市場アクセスの成長寄与度（%年率：1981－2002年）

### 4.3 地域間の生産性格差収束に対する産業集積の影響

次に、前節で得られた計測結果を利用し、産業集積効果が地域間の生産性格差収束にどの程度寄与したのか、その影響を分析する。

地域間の生産性格差収束の有無は、次式で示す生産性の成長率を初期時点での生産性水準に回帰し、収束係数と呼ばれる回帰係数の符号を観察することで判断される。

$$ \frac{1}{T}\ln\left[\frac{Y_{jT}/L_{jT}}{Y_{j0}/L_{j0}}\right]=\alpha+\beta\ln\frac{Y_{j0}}{L_{j0}}+\varepsilon_{j} $$

左辺は初期時点からT時点までの労働生産性の年平均成長率である。回帰係数は収束係数と呼ばれ、係数の符号が負であれば生産性格差が縮小することを、逆にその符号が正であれば、生産性格差が拡大することを意味する。収束係数の符号の大きさは収束のスピードを
図表 4-5 生産性格差収束の要因分解（1981－2002 年）

全産業	製造業	非製造業	参考： 深尾・岳(2000)
収束係数	-0.0069	-0.0085	-0.0070	-0.0200
(-2.61)*	(-2.45)*	(-3.22)**	(-7.05)**
資本	-0.0026	-0.0096	0.0050	-0.0030
(-1.09)	(-3.98)**	(1.96)	(-3.72)**
労働	-0.0063	0.0013	-0.0097	-0.0030
(-5.08)**	(0.76)	(-7.40)**	(-2.27)*
規模の経済性	0.0010	-0.0013	0.0018	N.A.
(2.69)**	(-2.22)*	(5.24)**
市場アクセス	0.0003	0.0001	0.0006	N.A.
(1.23)	(0.34)	(1.56)
技術進歩	0.0112	0.0078	0.0106	-0.0030
(3.22)**	(1.70)	(3.07)**	(-0.77)
その他	-0.0105	-0.0068	-0.0152	-0.0100
(-2.91)**	(-1.76)	(-4.21)**	(-7.67)**

(備考)1. **は有意水準1%，*は有意水準5%である。

2.（括弧）はt値である。

3. 深尾・岳(2000)による観測対象期間は1973年から1995年である。

4. 各要因の数値は収束係数に対する寄与度を表す。

表している。

深尾・岳(2000)、岳(1995)は、47都道府県の生産性格差収束の要因分解を行っており、彼らの方法を応用すると収束係数は以下のように分解することができる(詳細は付録B参照)。

$$ \beta=\beta_{T}+\beta_{K}+\beta_{L}+\beta_{S}+\beta_{A}+\beta_{RES} $$

βは労働生産性の年平均成長率に対する各生産要素の寄与を被説明変数として、初期時点における労働生産性の対数値に回帰させたときに得られる回帰係数である。βはそれぞれ生産性格差収束に対する資本の寄与 $ \beta_{K} $ 、労働の寄与 $ \beta_{L} $ 、規模の経済性の寄与 $ \beta_{S} $ 、市場アクセスの寄与 $ \beta_{A} $ 、技術進歩の寄与 $ \beta_{T} $ 、残差項の寄与 $ \beta_{RES} $ から構成される。

産業別に生産性格差収束とその要因を観察すると、製造業の収束係数は-0.0085、非製造業では-0.0070といずれも収束が見られる（図表4-5）。このうち製造業では、収束に対する資本の寄与が-0.0096でそのほとんど全てを説明することに加え、規模の経済性も収束に寄与する方向で影響しており、高生産性地域から低生産性地域への資本移転、製造工場の地方分散とその海外移転に伴う既存集積地における規模の経済性の低下が地域間の生産性格差を収束させる要因として影響したものと考えられる。しかし、非製造業では規模の経済性が地域間の生産性格差を拡大させる方向で作用している。金融・保険業や情報通信サービス、対事業所サービスなど高生産性業種の大都市地域への集中により、大都市地域における経済力が高まったことが、生産性格差を拡大させる方向に働いたものと推察される³。市場アクセスの影響も統計的に有意ではないが、生産性格差拡大の方向に影響している。
これは交通インフラの整備が進展し、広い意味での輸送コストが削減されたことが大都市地域の拠点性を強め、生産性格差を拡大させる方向に寄与した可能性があることが窺われる。非製造業において生産性格差収束に貢献した要素は労働であり、その収束に対する寄与は-0.0097であった。サービス経済化に伴い非製造業の雇用成長が著しく、特に、低生産性部門での雇用吸収が全国的に拡大したことが生産性格差収束に影響したことが考えられる $ ^{4} $ 。したがって、現状ではサービス業の低生産性部門の拡大が非製造業の生産性格差拡大を押しとどめているが、今後、人口集中によって首都圏への一極集中が加速すれば、それが規模の経済性と市場アクセス、技術進歩を高めることで、地域間の生産性格差を拡大させる可能性があることが推祭される。

最後に、地域間生産性格差収束の計測とその要因分解について、47都道府県の全産業を対象とした先行研究である深尾・岳(2000)の結果と比較すると、収束係数に関してはほぼ同様の傾向を示す結果が得られていることが分かる。彼らが観測対象とした1973年から1995年では収束係数が-0.02であったことから収束傾向には変わりないものの、その後の期間において収束速度が大きく低下している。特に、本稿では生産性格差収束に寄与する方向で作用した生産要素のうち、全産業では資本の影響が統計的に有意でない。産業別の検討結果では生産性格差収束に寄与した要素に差異が見られ、収束に対する資本の寄与は製造業で観察される一方、労働の寄与は非製造業において大である。それに加えて、本稿では技術進歩が生産性格差拡大に影響している。さらに、彼らの結果では生産要素投入や技術進歩では説明できない「その他」の要因が大であるという結果が得られており、大都市圏における90年代の地価下落、金融・保険、不動産業の低迷と非製造業の不振が影響していることが論じられている。非製造業においてその他の要因が大であるという本稿での結果は、彼らの解釈を裏付けるものであると言えよう。

### 5. おわりに

最後に、本稿で得られた分析結果をまとめ、今後の課題を述べる。

本稿では、1980年代から1990年代を中心として、製造業と非製造業の産業区分のもと、わが国の地域経済・産業の成長に対する産業集積の影響を検証した。その結果、生産関数の内生性により効果が多少大きめに推定されている可能性は残るが、製造業では規模の経済性が観察され、その成長寄与度は製造業が集中立地する中部、東北、北関東の各県において相対的に大であることが明らかとなった。一方、非製造業では規模の経済性の影響が埼玉、千葉、東京、神奈川といった首都圏地域で大であることも明らかとなった。これに対して、地域間スピルオーバーの影響は、製造業と非製造業のどちらの産業においても産業集積効果の影響を超過しており、それは両産業の生産活動において重要な役割を果たし