Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
3-付表 一般政府の「総収入」、「総支出」等の内訳(2004年度)

(单位: 兆円)

項目	一般政府
中央・地方政府	社会保障基金
中央政府	地方政府
純貨出(+)／純借入(-)	-27.6	-29.7	-26.9	-2.7	2.0
プライマリーバランス	-21.5	-19.6	-20.8	1.2	-1.9
純貨出(+)／純借入(-)(特殊要因除く)	-33.8	-30.5	-27.5	-2.9	-3.4
プライマリーバランス(特殊要因除く)	-27.6	-20.4	-21.4	1.0	-7.3
純貨出(+)／純借入(-)(一般政府内移転、特殊要因除く)	-33.8	-9.2	20.1	-29.4	-24.6
総収入	150.1	90.4	53.8	70.8	81.3
特殊要因	6.2	0.8	0.6	0.2	5.4
郵貯満期要因	0.8	0.8	0.6	0.2	-
その他の資本移転(受取)	5.4	0.0	0.0	0.0	5.4
特殊要因除くべース	総収	143.9	89.6	53.2	70.6	75.9
税収	82.0	82.0	48.1	33.9	-
所得・富に課される税	38.7	38.7	26.7	12.0	-
生産・輸入品に課される税	41.8	41.8	20.0	21.8	-
うち消費税	12.6	12.6	10.0	2.6	-
資本税	1.4	1.4	1.4	0.0	-
社会保障負担(現実社会負担)	49.4	-	-	-	49.4
一般政府内移転(経常移転、資本移転)(受取)	-	0.2	1.4	32.9	21.4
中央、地方移転受取(一社会保障基金から)	-	0.2	0.1	0.1	-
社会保障基金移転受取(一中央、地方から)	-	-	-	-	21.4
中央、地方政府間移転受取	-	-	1.4	32.8	-
利子(受取)	7.0	2.7	2.6	0.1	4.3
その他収入	5.6	4.7	1.0	3.7	0.8
帰属社会負担	2.8	2.7	0.6	2.1	0.0
法人企業の分配所得	0.6	0.6	0.0	0.6	0.0
保険契約者に帰属する財産所得	0.0	0.0	0.0	0.0	0.0
實貸料(受取)	0.0	0.0	0.0	0.0	0.0
その他の移転(経常移転、資本移転)(受取)	2.1	1.3	0.3	1.0	0.8
総支出	177.8	120.1	80.8	73.5	79.3
特殊要因除くべース	特殊要因(その他の資本移転(支払))	0.0	0.0	0.0	0.0	0.0
総支出	177.8	120.1	80.8	73.5	79.3
主要支出	84.8	82.6	22.1	60.6	2.2
政府最終消費支出(現物社会給付、固定資本減耗除く)	43.4	42.2	10.9	31.3	1.3
公的固定資本形成、土地購入	20.2	20.2	4.2	16.0	0.1
社会扶助給付	7.5	7.5	1.3	6.3	0.0
その他の移転(経常移転、資本移転)(支払)	9.8	8.9	3.9	5.0	0.8
補助金	3.8	3.8	1.8	2.0	0.0
社会保障給付	76.5	-	-	-	76.5
現物社会給付	30.9	-	-	-	30.9
現金による社会保障給付	45.6	-	-	-	45.6
一般政府内移転(経常移転、資本移転)(支払)	-	21.4	49.1	6.5	0.2
中央、地方移転支払(一社会保障基金へ)	-	21.4	16.3	5.1	-
社会保障基金移転支払(一中央、地方へ)	-	-	-	-	0.2
中央、地方政府間移転支払	-	-	32.8	1.4	-
利子(支払)	13.2	12.8	8.8	4.1	0.4
その他支出	3.2	3.2	0.8	2.4	0.0
在庫品増加	0.1	0.1	0.1	0.0	0.0
無基金雇用者社会給付	2.8	2.7	0.6	2.1	0.0
實貸料(支払)	0.3	0.3	0.1	0.2	0.0
非生命純保険料	0.0	0.0	0.0	0.0	0.0

（備考）「その他の移転（経常移転、資本移転）」は、SNAにおける「その他の経常移転」のうちの「経常国際協力」、「他に分類されない経常移転」及び、「資本移転」のうちの「居住者からのもの（資本税除く）（居住者に対するもの）」、「海外からのもの（海外に対するもの）」の合計を示している。特殊要因は注5参照。
### 4. 海外勘定

近年、対外純資産の蓄積等を背景に、利子、配当等の海外からの所得の純受取が大幅に増加している。こうした動向は対外取引のみならずマクロ経済指標においても重要な意味を持つようになっている。ここでは、まずSNAの海外勘定により、実物面（特に経常取引）を中心とした対外取引の動向を概観する。そして、この海外勘定と他の部門の勘定の関係や、GDP（国内総生産）、GNI（国民総所得）等のマクロ指標との対応関係について見ることとする。

SNA の海外勘定では、一国全体の対外取引の受払いが、経常取引、資本取引、金融取引に区分して、海外の視点から記録されている。このうち経常取引は、財貨・サービスの輸出入、「雇用者報酬」や「財産所得」といった所得の対外的な受払い、「その他の経常移転」（対価の受領を伴わない移転取引のうち経常的なもの）の受払いから構成されており、バランス項目として「経常対外収支」が設けられている。また、資本取引は、「経常対外収支」及び「資本移転等」（対価の受領を伴わない、相手国の資本形成のための無償資金援助、債権者による債務免除、無形資産の取得、処分にかかる資金の移転等）の受払いから構成されている。「経常対外収支」と「資本移転等」（受取－支払）を合計した「経常対外収支・資本移転による正味資産の変動」は、海外部門における実物面の取引（経常取引、資本取引）全体のバランス（受取－支払）を示している。

図表4－1 国民経済計算(海外勘定)と国際収支統計との対応関係

国民经济计算 海外勘定(经常取引)

経常対外收支	財貨・サービス	財貨	貿易収支	貿易・サービス収支	経常収支
サービス	在日米軍の日本人給与(海外支払の
み)	特許等使用料
雇用者報酬
在日米軍の日本人給与(海外支払の
み)
利子
法人企業の分配所得
海外直接投資企業に関する再投資収
益
賃貸料
海外からのその他の経常移転(純)
建設サービス	経常移転収支

（備考）経済企画庁経済研究所(2000)等から作成。

こうした経常取引と資本取引は『国際収支統計』（財務省、日本銀行）の諸項目をSNAの概念に組み替えて記録されており、日本における海外勘定（経常取引）と『国際収支統計』の対応関係は図表4－1に示されているとおりである $ ^{1} $ 。なお、SNAの「経常対外収支」
は『国際収支統計』の「経常収支」の正負符号を入れ替えた値と一致している。

### 4.1 近年の経常対外収支の動向

## 4 ．1．1 経常対外収支の動向

近年の経営対外収支の動向を見ると（以下では、国内からの視点で見られるよう、経営対外収支の正負符号を入れ替えて記す。）、暦年ベースでは1981年以降黒字が続いており、その黒字は循環的な動きを伴いつつ、趨勢的に拡大する傾向を示している（図表4－2）。経営対外収支は2004年には18.6兆円となっているが、その内訳を、見ると、財貨純輸出、海外からの所得の純受取がプラス（それぞれ14.3兆円、9.6兆円）、サービス純輸出、その他経営移転の純受取（本来の海外からの視点では純支払）がマイナス（それぞれ－4.7兆円、－0.6兆円となっている。なお、2005年については、「四半期別GDP速報」（QE）及び『国際収支統計』を用いた試算によると、経営対外収支18.3兆円のうち、財貨純輸出、海外からの所得の純受取がそれぞれ10.3兆円、11.8兆円、サービス純輸出、海外からのその他経営移転（純）がそれぞれ、－3.4兆円、－0.5兆円となっているものと見られる。

図表4－2 経常対外収支等の推移

（備考）『国民経済計算』より作成。2005年は「四半期別GDP速報」、『国際収支統計』

による筆者試算値。

従来、財貨純輸出が、経常対外収支を上回る黒字を示し、経常対外収支の循環パターンを形成していた。すなわち、おおむね景気の下降局面では輸入が減少して貨貨対外収支の黒字が拡大し、逆に上昇局面では黒字が減少する循環パターンが見られる。しかし、2000年に貨純輸出が経常対外収支を下回って以降、両者の乖離は拡大し、変化のパターンもやや異なってきている。
その乖離を生じさせているのは、海外からの所得の純受取である。海外からの所得の純受取は1982年にプラスとなって以降、プラス幅が拡大する傾向を示しており、2005年に初めて財貨純輸出を上回ったと見られる。これには、財貨純輸出が原油価格高騰の影響による輸入の増加を受けて前年比減少となったことも寄与しているが、経常対外収支黒字の趨勢的拡大の牽引役はかつての財貨純輸出から海外からの所得の純受取に変わってきているといえよう。

その他の項目を見ると、サービス純輸出は1999年以降マイナス幅が緩やかに縮小する傾向を示している。これは、旅行、輸送、その他サービスの純輸出のマイナス幅が1990年代終わり頃から縮小傾向にあることによる。また、海外からのその他の経常移転（純）のマイナス幅はほぼ横ばいで推移している。

## 4 ．1．2 経常対外収支と国内制度部門の純貸出（+）/純借入（一）との関係

海外勘定における実物取引のバランスを示す「経常対外収支・資本移転による正味資産の変動」は、金融取引におけるバランス項目（資産の変動－負債の変動）である、「純貸出（+）／純借入（－）（資金過不足）」に概念上一致する $ ^{2} $ 。これを国内の視点からみると（正負符号を入れ替えると）、「海外に対する債権の変動」（＝対外資産の変動－対外負債の変動）となる。

海外部門の「純貸出（+）/純借入（-）」のマイナス、「海外に対する債権の変動」のプラスは対外純資産の増加を意味する。したがって、資本移転（受取－支払）がゼロの場合 $ ^{3} $ には、経常対外収支（正負符号を入れ替えたもの）の黒字は対外純資産の蓄積をもたらすことになる $ ^{4} $ 。

また、国内各制度部門の資本調達勘定金融取引表における純貸出（+）/純借入（-）（資金過不足）を合計すると、国内制度部門間の金融取引が相殺されて海外との取引のみが残り、「海外に対する債権の変動」に等しくなる。ただし、国内の制度部門において、金融取引から記録される「純貸出（+）/純借入（-）（資金過不足）」は、実物取引から記録される「純貸出（+）/純借入（-）」と概念上一致するが、実際には統計上の不突合が存在する。

したがって、以上を整理すると、

経常対外収支＋資本移転等（受取－支払）（正負符号を入れ替えたもの）

=海外部門の「純貸出（+）/純借入（-）（資金過不足）」（正負符号を入れ替えたもの）

=海外に対する債権の変動

=家計、非金融法人企業、金融機関、一般政府、対家計民間非営利団体の「純貸出（+）／純借入（-）（資金過不足）」の合計（金融取引）
=家計、非金融法人企業、金融機関、一般政府、対家計民間非営利団体の「純貸出（+）

／純借入（－）の合計（実物取引）+統計上の不突合

という関係が成立する。

この関係を2004年についてみると、国内の制度部門では一般政府のみが純借入（一）（一31.1兆円（実物取引ベース、以下同））となっている。他方、家計（8.3兆円）、非金融法人企業（24.2兆円）、金融機関（11.4兆円）、対家計民間非営利団体（0.7兆円）の純貸出（+）の合計（44.6兆円）が一般政府の純借入（一）を吸収してもなお余剰が生じるため、その余剰分が海外に対する債権の純増(18.1兆円)に向かった、そしてその裏側で18.6兆円（正負符号を入れ替えて表示）の経常対外収支が生じていた、と見ることができる。

### 4.2 海外からの所得の純受取の増加の背景

## 4 ．2．1 海外からの所得の受取（海外に対する所得の支払）の構成項目

海外からの所得の受取（海外に対する所得の支払）は、非居住者から居住者に対する（居住者から非居住者に対する）雇用者報酬 $ ^{5} $ 、及び財産所得の受取（支払）から構成されており、2004年の海外からの純受取は、雇用者報酬0.1兆円、財産所得9.5兆円となっている。さらに財産所得は、利子、法人企業の分配所得、海外直接投資に関する再投資収益 $ ^{6} $ 、賃貸料から構成されており、2004年にはそれぞれ7.1兆円、1.7兆円、0.4兆円、0.2兆円となっている（図表4－3）。

図表4－3 海外からの所得純受取とその内訳の推移

（備考）『国民経済計算』より作成。2005年は『国際収支統計』による筆者試算値。
このうち、賃貸料には特許等使用料が計上されている $ ^{7} $ 。海外からの賃貸料の純受取はかつてマイナスを続けていたが、マイナス幅は1992年をピークにその後徐々に縮小し、2003年にはついにプラスに転じた。日本銀行（2004）によると、特許等使用料純受取のプラス転化には、工業所有権等使用料の受取の著しい伸び、特に自動車メーカーを中心とする「海外への生産拠点シフトに伴った、グループ内企業（海外現法）からのロイヤリティー受入れ増加」が大きく寄与していると見られる。

利子、法人企業の分配所得、海外直接投資に関する再投資収益に関する受払いは、国際収支統計における投資収益の内訳項目、直接投資、証券投資、その他投資の収益に関する受払いを組替えたものである。2004年の投資収益収支（SNAの海外からの利子、法人企業の分配所得、海外直接投資に関する再投資収益に関する純受取の合計に一致）は9.3兆円の黒字となっている（2005年は11.4兆円の黒字）。また、内訳の直接投資、証券投資、その他投資の収益の収支はそれぞれ、1.4兆円、7.4兆円、0.5兆円の黒字（2005年はそれぞれ2.3兆円、8.6兆円、0.5兆円の黒字）となっている。このように、海外からの所得の純受取の大半は、利子あるいは証券投資収益の純受取が占めている。90年代半ば以降、証券投資収益は、円高の影響を受けて黒字が縮小した1999年を除き、黒字拡大傾向を続けている。一方、直接投資収益は1998～1999年にアジア通貨危機による日本企業の現地法人等の業績の悪化を受けて黒字が縮小したが、2004年以降は現地法人の業績好調等を背景に黒字が大幅に増加している。

## 4 ．2．2 海外からの投資収益純受取増加の背景

海外からの投資収益純受取増加の主な背景には対外純資産の増加がある（図表4－4）。経常対外収支（正負符号を入れ替えたもの）の黒字は対外純資産の蓄積をもたらすため、投資収益には、投資収益黒字の増加→経常対外収支黒字の持続→対外純資産の増加→投資収益黒字の増加といった黒字拡大のメカニズムが内包されている。

投資收益の変動要因としては、このほかに為替レート、資産の収益率が考えられる。1999年の投資収益黒字減少には円高が影響したと考えられる。また、『国際収支統計』の投資収益、本邦対外資産負債残高データから、1996年以降の対外資産の事後的な収益率を計算してみると、証券・その他投資の収益率は1996年の4%台から2004年の3%台へと低下してきたが、これはこの間のアメリカ等の長期金利の低下傾向を反映していると考えられる（図表4－5）。一方、直接投資の収益率は、アジア通貨危機によるアジア経済の低迷から1999年～2000年に大きく低下したが、その他の時期は比較的高い水準を示しており、2005年には8%近くまで上昇した。
図表4－4 海外からの投資收益の純受取と対外純資産残高の推移

（備考）1.『国民経済計算』より作成。2005年は『国際収支統計』による筆者試算値。

2. 「海外からの投資収益の純受取」は、SNAにおける、海外からの「利子、法人企業の分配所得、海外直接投資に関する再投資収益」の純受取の合計値。

図表4－5 対外資産の事後的な収益率

(備考) 1.『国際収支統計』により作成。

2. 対外資産の事後的な収益率は以下により求めた。

投資收益／（(当年末資產残高+前年末資產残高)／2）

計算上、投資収益全体、証券・その他投資収益全体の資産残高に、外貨準備高全体を含めている（外貨準備高のうち投資収益と関係ない貨幣用金、SDR、IMF リザーブポジションは資産残高から除いて計算すべきであるが、統計上の制約から除いていない）。
一国の国際収支構造の長期的な変化を、その国の経済発展と関連させて説明する仮説として「国際収支発展段階説」がある。この仮説によると、一国の経済発展に伴い、国際収支はⅠ未成熟な債務国、Ⅱ成熟した債務国、Ⅲ債務返済国、Ⅳ未成熟な債権国、Ⅴ成熟した債権国、Ⅵ債権取り崩し国の6つの段階をたどって変化していくとされている（図表4－6）。日本は、貿易サービス収支に加えて、所得収支が黒字化した1980年代初めに、「未成熟の債権国」の段階に入ったと考えられる。将来、所得収支の黒字が拡大する一方で、人口構成の高齢化、労働力人口の減少の進行により、貿易・サービス収支が赤字化すると、次の段階の「成熟した債権国」に移行することになる。

図表4－6 国際収支発展段階説のパターン

経常収支	貿易・サービス収支	所得収支	資本収支	対外純資産残高
I	未成熟な債務国	—	—	—	+	—
II	成熟した債務国	—	+	---	+	---
III	債務返済国	+	++	—	—	—
IV	未成熟な債権国	++	+	+	---	+
V	成熟した債権国	+	—	++	—	++
VI	債権取崩し国	—	---	+	+	+

出所: 内閣府(2005)、日本銀行(2005)をもとに作成。

### 4.3 海外からの所得の純受取と GNI

## 4 ．3．1 海外からの所得の純受取と名目 GNI

現在、一国の経済活動の規模を示す指標として最もよく用いられているのは GDP（国内総生産）である。しかし、近年増加の著しい海外からの所得の純受取は、GDP には含まれず、GNI（国民総所得）に含まれている。GNI（居住者が受け取る第一次所得バランス（粗）の合計）は、かつての GNP（国民総生産）に代わるものとして、93SNA で導入された概念である。GDP は生産を測る指標（居住生産者によって生産された新たな付加価値の合計）であるが、かつての GNP も生産概念として用いられていた。しかし、93SNA では、GNI（GNP）に含まれる「居住者が非居住者から（ネットで）受け取る所得」は生産概念でとらえるよりも所得概念としてとらえるほうが適切であるとされ、その考え方を明確にするため、GNP は GNI に改められた。

名目値では、GDP に海外からの所得の純受取を加えると GNI が得られる。したがって、海外からの所得の純受取がプラスになれば GNI は GDP を上回り、そのプラス幅が拡大すれば、GNI と GDP の乖離も大きくなっていく（図表 4－7）。海外からの所得の純受取は 1994 年には GDP の 0.8% にすぎなかったが、2005 年には 2.4% にまで上昇している（GNI に対する比率は同期間に 0.8% から 2.3% に上昇。国民所得に対する比率では、1996 年の 1.5% から 2004 年の 2.7% に上昇）。国内の生産、雇用等国内経済の規模や動向を見るには GDP が適しているが、一国全体の経済を所得面から見るうえでは GNI のほうが適している。
したがって、海外からの所得の純受取が増加し GDP との乖離が大きくなってくると、GDP のみならず、GNI の有用性が高まってくると考えられる。

（備考）『国民経済計算』より作成。2005年は「四半期別GDP速報」による。

#### 4.3.2 交易利得と実質 GNI

所得概念である GNI の実質値は、生産概念である GDP とは実質値の意味合いが異なる。93SNA によれば、「財貨・サービスのフローの価額の時間的変化は、価格の変化と数量の変化を表す2つの構成要素に直接分解することができる。」しかし、多くの所得のフローは「それ自身（固有の）価格や物量の次元をもっておらず、したがって、このような分解を行うことはできない」。そこで、こうした所得のフローについては、「ある選ばれたニュメレールセットに対する当該所得の実質購買力の変化を測定する」ことにより、実質所得の変化を測定する方法がとられる。かつては、ニュメレールセット（デフレーター）の選択は利用者に委ねられるべきと考えられていたが、93SNA では利用者の利便を考慮して、所得概念の実質化がなされることとなった。

GNI の実質値は、居住者が国内生産によって獲得する実質所得総額（実質国内総所得（実質 GDI）と、海外からの所得の純受取の実質値の2つの部分に分かれる。前者は国内生産によって生じる実質所得総額の購買力を測定するものであり、それは輸出の輸入に対する比率（交易条件）にも依存する。交易条件が改善されれば、一定の輸出量で購入できる輸入量が増えることになり、「所与の国内生産水準において生じる所得から居住者が購入し得る財貨・サービスの数量を増加できるようになる。」このような交易条件の改善による実質所得総額の購買力の増加分は、実質 GDP には含まれていないものであり、交易利得（または交易損失）と呼ばれる。交易利得は以下の算式で計算される。
$$ T=\frac{X-M}{P}-\left(\frac{X}{P_{_{x}}}-\frac{M}{P_{_{m}}}\right) $$

ここで、T：交易利得、X：名目輸出、M：名目輸入 $ P_{x} $ ：輸出デフレーター $ P_{m} $ ：輸入デフレーター P：特定のニュメレールデフレーター

日本においてニュメレールデフレーターは、以下の輸出、輸入デフレーターの加重平均が使用されている。

$$ P=\frac{X+M}{\frac{X}{P_{_{x}}}+\frac{M}{P_{_{m}}}} $$

また、海外からの所得の受取、支払の実質値の計算には、以下の国内需要項目デフレーターの加重平均（受取、支払とも同じもの）が用いられている。

以上から実質 GNI と実質 GDP の関係を整理すると次のようになる。

実質 GDI=実質 GDP+交易利得

$$ \begin{aligned} 実質 GNI=& 実質 GDI+ 海外からの所得の純受取 ( 実質 )\\=& 実質 GDP+ 交易利得 + 海外からの所得の純受取 ( 実質 )\end{aligned} $$

最近の実質 GNI の動きをみると、海外からの所得の純受取 (実質) は増加している一方、輸入原油価格の高騰による交易条件の悪化により交易損失が拡大しているため（図表 4-8）、実質 GNI と実質 GDP との乖離幅は 2002 年以降縮小している（図表 4-9）。

交易利得が縮小、交易損失が拡大している場合には、海外からの所得の純受取（実質）が増加していても、実質 GNI 成長率が実質 GDP 成長率を上回るとは限らない。実際、2002～2005 年の各年においては、海外からの所得の純受取（実質）は増加しているが、交易損失が拡大しているため、前年比でみた実質 GNI 成長率は実質 GDP 成長率を下回っている $ ^{8} $ 。
図表4-8 交易利得の推移

図表4－9 実質GNIと実質GDPの推移

（備考）1.『国民経済計算』より作成。2005年は「四半期別GDP速報」による。

2. 交易条件指数 = 財貨・サービスの輸出デフレーター／財貨・サービスの輸入デフレーター
### 5. 国際比較

### 5.11 人当たり名目GDPの順位の変遷

今回の新基準の国民経済計算を基に1人当たり所得水準の国際比較を行うと、高所得国としての日本の地位に変化がみられる。

図表 5-1 は、OECD 加盟国（現行 30 か国）について、(i)1995 年から 2000 年、(ii)2000 年から 2004 年にかけての 1 人当たり名目 GDP（米ドル建て、為替レート換算）の順位の変遷をみたものである。日本は、Ⅰ期とⅡ期の初め（1995 年及び 2000 年）にともに 3 位を維持したが、Ⅱ期に 8 ポイント順位を落とし、2004 年には 11 位に後退した。また同様にドイツは、Ⅰ期に 6 位から 9 ポイント低下して 2000 年に 15 位まで低下し、その後も同位置に止まっている。他方、アイルランドは、Ⅰ期に 10 ポイント、Ⅱ期に 5 ポイント順位を上げ続け、2004 年には 4 位まで上昇した。

図表5-1 OECD加盟国の1人当たり名目GDP(為替レート換算)とその順位の推移

1995年	2000年	2004年	1995年順位	2000年順位	2004年順位	1995-2000年順位変動	2000-2004年順位変動
ルクセンブルグ	44,137	44,708	70,499	2	1	1	1	0
ノルウェー	33,955	37,168	55,269	5	2	2	3	0
スイス	44,458	34,130	47,923	1	5	3	-4	2
アイルランド	18,634	25,308	45,442	19	9	4	10	5
デンマーク	34,796	29,989	45,118	4	7	5	-3	2
アイスランド	25,733	30,276	43,093	13	6	6	7	0
アメリカ	27,542	34,574	39,732	11	4	7	7	-3
スウェーデン	28,395	27,277	38,931	8	8	8	0	0
オランダ	27,979	24,275	37,285	10	11	9	-1	2
オーストリア	30,142	24,195	36,004	7	12	10	-5	2
日本	41,927	36,649	35,922	3	3	11	0	-8
イギリス	19,538	24,501	35,616	17	10	12	7	-2
フィンランド	25,629	23,293	35,565	14	13	13	1	0
ベルギー	28,048	22,637	34,336	9	16	14	-7	2
ドイツ	30,891	23,120	33,346	6	15	15	-9	0
フランス	26,425	21,889	32,918	12	17	16	-5	1
オーストラリア	21,113	20,727	32,437	15	18	17	-3	1
カナダ	19,851	23,280	30,574	16	14	18	2	-4
イタリア	19,148	18,607	28,865	18	19	19	-1	0
スペイン	15,151	14,422	24,353	21	20	20	1	0
ニュージーランド	16,533	13,600	24,111	20	21	21	-1	0
ギリシャ	11,055	10,395	18,773	23	24	22	-1	2
ボルトガル	10,691	10,411	15,937	24	23	23	1	0
韓国	11,468	10,884	14,136	22	22	24	0	-2
チェコ	5,349	5,423	10,551	25	26	25	-1	1
ハンガリー	4,370	4,619	9,962	26	27	26	-1	1
スロバキア	3,618	3,757	7,634	27	29	27	-2	2
メキシコ	3,174	5,887	6,501	29	25	28	4	-3
ポーランド	3,522	4,354	6,328	28	28	29	0	-1
トルコ	2,747	2,954	4,207	30	30	30	0	0

（出所）OECD “National Accounts”、日本は内閣府経済社会総合研究所推計値

しかしこれらは、各国通貨の対米ドル為替レート変化率や各国のGDPデフレータ上昇率を反映した名目的な推移である。各国の1人当たり名目GDP成長率を要因分解し、実質GDP成長率の順に並べてみると、図表5-2のようにかなり印象が異なることが分かる $ ^{1} $ 。
図表5-2 OECD加盟国の1人当たりGDP(米ドル建て)成長率の要因分解(1995–2000年)

OECD加盟国の1人当たりGDP(米ドル建て)成長率の要因分解(2000–2004年)

（出所）OECD “National Accounts”、日本は内閣府経済社会総合研究所推計値

すなわち(i)1995年から2000年にかけては、95年にマルクなど欧州主要通貨や円の対米ドル急騰があったものの、米国経済の好調さ、欧州通貨統合を巡る不確実性への不安感等を背景に各国通貨安・米ドル高が進展した局面であり、各国の米ドル建て1人当たりGDPは、その分低く評価された。日本の実質成長率が加盟国中で最下位に低迷したにもかかわらず1人当たりGDPの順位が不変であったのは、主として円の対米ドルレートの減価率が
結果として相対的に小さかったからである（図表 5-3）。ドイツは、実質成長率の低迷にマルクの対米ドル減価が加わり、大きく順位を下げた。他方、アイルランドは、主として高い実質成長率により大幅に順位を上げたことがみてとれる。

(ii)2000 年から 2004 年は、ユーロ発足当初こそ対米ドルでユーロ安が進んだものの、通してみればユーロ高・米ドル安が進展した時期であり、欧州各国の米ドル建て 1 人当たり GDP は大きく増加した。アイルランドは、これに実質の高成長も加え、さらに順位を上げた。他方で日本は、Ⅰ期よりは高い実質成長率を示したものの、円レートが米ドルと並んで対ユーロで減価し、またデフレにより名目 GDP 自体が縮小したため、大きく順位を下げる結果となった。

図表5-3 円、ユーロ、ポンドの対米ドルレートの推移

(出所) Board of Governors of the Federal Reserve System

（備考）1998年以前のユーロはECU（European Currency Unit）。

このように、1人当たり名目 GDP では一国の所得水準の変遷を評価することは難しい。そこで、一時点の国別順位だけでなく、国ごとの時系列の順位変化も実質ベースで評価可能となるように、購買力平価（Purchasing Power Parities, 以下 PPP）により評価した1人当たり名目 GDP の順位の変遷をみてみる。OECD が推計した各国の GDP 購買力平価（米国基準）²による結果は、図表 5-4 のとおりである。

PPP で評価すると、日本は、(i)1995 年から 2000 年にかけて実質成長率の低迷により 8 位から 18 位に 10 ポイント順位を下げたが、(ii)2000 年から 2004 年にかけては国内のデフレによる PPP の円高方向への変化により 16 位とわずかながら順位を上げている。順位変化の方向が為替レート換算の場合と対照的であり、かつ PPP 換算では元々の順位がさほど高位置でないことが分かる。またドイツも、Ⅰ期に 5 ポイント、Ⅱ期に 1 ポイント後退し、
2004 年には 18 位に低迷している。他方、アイルランドが I 期に 13 ポイント、II 期にも 2 ポイント順位を上げて 4 位となったのを筆頭に、ルクセンブルグ、アイスランド、オランダ、ノルウェー等、欧州の比較的経済規模の小さい国々の好調ぶりが目立っている $ ^{3} $ 。

図表5-4 OECD加盟国の1人当たりGDP(PPP換算)とその順位の推移

1995年	2000年	2004年	1995年順位	2000年順位	2004年順位	1995-2000年順位変動	2000-2004年順位変動
ルクセンブルグ	32,184	49,076	60,193	1	1	1	0	0
ノルウェー	23,880	36,276	40,568	4	2	2	2	0
アメリカ	27,542	34,574	39,732	2	3	3	-1	0
アイルランド	18,068	28,788	36,341	19	6	4	13	2
スイス	26,336	30,355	34,709	3	4	5	-1	-1
オランダ	22,582	28,472	32,999	7	9	6	-2	3
アイスランド	22,157	28,579	32,528	11	8	7	3	1
オーストリア	23,261	28,707	32,523	5	7	8	-2	-1
オーストラリア	21,630	27,219	32,411	13	11	9	2	2
デンマーク	22,708	28,807	32,141	6	5	10	1	-5
カナダ	22,410	28,019	31,827	9	10	11	-1	-1
ベルギー	22,248	26,646	31,390	10	13	12	-3	1
スウェーデン	21,511	27,169	31,139	14	12	13	2	-1
イギリス	19,862	25,581	30,805	17	16	14	1	2
フィンランド	19,224	25,806	29,782	18	15	15	3	0
日本	22,473	25,498	29,064	8	18	16	-10	2
フランス	20,972	25,943	28,994	15	14	17	1	-3
ドイツ	22,060	25,552	28,813	12	17	18	-5	-1
イタリア	20,775	24,980	27,312	16	19	19	-3	0
スペイン	16,033	21,074	25,876	21	20	20	1	0
ニュージーランド	17,245	20,709	24,607	20	21	21	-1	0
ギリシャ	12,992	16,272	21,597	23	24	22	-1	2
韓国	12,818	16,343	20,644	25	23	23	2	0
チェコ	12,883	14,561	18,643	24	25	24	-1	1
ボルトガル	13,166	17,361	18,099	22	22	25	0	-3
ハンガリー	9,268	12,132	15,948	26	26	26	0	0
スロバキア	8,240	10,757	13,751	27	27	27	0	0
ポーランド	7,543	10,390	12,410	28	28	28	0	0
メキシコ	6,957	9,094	10,138	29	29	29	0	0
トルコ	5,567	6,810	7,562	30	30	30	0	0

（出所）PPPはOECD“Main Economic Indicators”、その他は第5-1表に同じ。

### 5.2 順位変遷の背景・要因

こうした順位変遷の背景や要因には国ごとに様々なものがあり、一様ではない。日本の後退が1990年代からの長期不況によることは明らかだが、躍進した代表例を挙げれば、好調著しいアイルランドなどは、80年代からの経済構造改革が奏功したことが知られている。

アイルランドは人口約400万人の小国だが、1995～2004年に年平均の実質GDP成長率7.7％という目覚しい経済発展を遂げ、前述のとおり2004年には1人当たりGDPがOECD諸国中4位の高所得国となっている。こうした成長の要因には、積極的な対内投資促進策によって外資導入に成功したことが挙げられる。政府は、ITを中心とした社会的インフラへの積極投資、IT教育の推進、外資優遇税制を実施してきた。その結果、1987年の国際金
融サービスセンター（IFSC）設置を機に、良好な投資環境の下、英語圏であることや比較的低廉な労働コストも手伝い、米国企業を中心に世界有数のIT企業の進出が相次いだ。コンピュータなどIT機器の製造企業はもとより、ソフトウェア企業も同国で重要事業を展開しており、同国は世界最大級のソフトウェア製品輸出国となっている。このようにアイルランドでは、IT企業の進出によって周辺の製造業・非製造業にも波及効果が及んだことから雇用が拡大し、高成長を実現したと考えられる $ ^{4} $ 。

また、アイスランドは、人口が約30万人と日本の地方都市並みの規模だが、1990年代の税制改革や国営・国有企業の民営化等の経済構造改革、1993年の通貨切り下げ（後に段階的にフロート制に移行）などにより国際競争力を高め、1995～2004年に年平均の実質GDP成長率4.1%の高成長を達成した $ ^{5} $ 。この間、製造業やサービス業が成長し、水産業一辺倒であった経済構造は急速に変化しつつある。近年は、地熱および水力発電による安価な電力を活かし、アルミ精錬産業等の分野で大型の直接投資が相次いでいる。また、地理的に孤立しているため国民の遺伝子の同質性が高いという特色を背景に、遺伝子疾患の治療法の研究など、バイオテクノロジーの分野で最先端を行く企業も現れている。

他方、ギリシャはやや事情が異なる。同国も1995～2004年に年平均の実質GDP成長率3.9%の高成長を達成したが、2000年以降加速していることにみられるように、オリンピック開催のための公共投資が主導したものとみられる。

しかしここでは、こうした各国別の事情に加えて、「貿易障壁の引き下げが、自己充足的な経済を持つ大国に比して、輸出依存度の高い小国に相対的に有利に働いた」可能性を検証してみたい。以下では、これを EU 加盟国について試みる。

EU は、その前身の EC 時代から一貫して貿易障壁の低減に努めてきた。その過程は、1990年代に入り 93 年の単一市場の始動、99 年のユーロの創出、2002 年のユーロの単一法定通貨化により完成をみた。こうして完成した競争的市場は、EU 内の輸出依存度の高い小国に対してより広範な輸出市場、すなわちより高い成長機会をもたらしたと考えられる。

これを検証するため、EU 加盟国について 1995～2004 年にかけての 1 人当たり GDP 年平均成長率（PPP 換算）と輸出依存度（財・サービスの実質輸出／実質 GDP、1995 年及び 2000 年の平均値）との相関関係をみたのが図表 5-5 である。緩やかながら、輸出依存度が高い国ほど高い成長率を示す傾向がみてとれる。競争的市場の整備が、輸出依存度が高い小国経済により多くのメリットをもたらした可能性を示唆しており、先の仮説を支持する結果とも考えられる。

次に、ユーロ原加盟 11 か国について 1999～2004 年の 1 人当たり GDP 年平均成長率と 2000 年の輸出依存度との関係を示したものが図表 5-6 である。EU 加盟国全体の場合と同様に、緩やかながら、輸出依存度が高い国ほど成長率が高い傾向がみられる。また、わず
かながらその関係が統計的に強いことも、ユーロ非参加国を含む EU 全体とは違いユーロ参加国には域内貿易に限り為替リスクがないことを踏まえると、仮説と整合的と言える。

図表5-5 EU加盟国の輸出依存度と1人当たりGDP成長率(PPP換算、1995-2004年)

被說明変数	1人当たりGDP年平均成長率(1995～2004年)
係数	標準偏差	t值	P值
說明変数	定数項	3.0138	0.5164	5.836	0.0001
輸出依存度	0.0247	0.0091	2.711	0.0178
自由度修正済み決定係数	0.3121
F值	7.3521
P值(F值)	0.0178

図表5-6 ユーロ加盟国の輸出依存度と1人当たりGDP成長率(PPP換算、1999-2004年)
被說明変数	1人当たりGDP年平均成長率(1999～2004年)
係数	標準偏差	t值	P值
說明変数	定数項	2.2863	0.4682	4.883	0.0009
輸出依存度	0.0228	0.0067	3.390	0.0080
自由度修正済み決定係数	0.5121
F值	11.4951
P值(F值)	0.0080

しかしいずれにせよ、これだけの結果から多くの結論を導くことは難しい $ ^{6} $ 。また、他にも代替的な仮説、例えば「ドイツやフランスのような大国は、フルセットの産業構造を備えているので貿易自由化に伴う産業調整のコストが高いが、アイルランドやルクセンブルグのような小国は、特定産業に特化している程度が高い分、調整コストも低い」といった仮説が考えられるが、その検証には多面的なデータが必要となる。今後は、標本規模を拡充するとともに、輸出依存度以外のより多くの要因を考慮した分析を行うことが必要であろう。

被說明変数	1人当たりGDP年平均成長率(1999～2004年)
係数	標準偏差	t值	P值
說明変数	定数項	4.0077	0.8425	4.7568	0.0014
輸出依存度	0.0171	0.0061	2.8141	0.0227
実質長期金利	-0.5331	0.2323	-2.2949	0.0509
自由度修正済み決定係数	0.6685
F值	11.0851
P值(F值)	0.0049
近年の緩やかな景気回復過程においてデフレ脱却論議が高まり、そのなかで物価動向が重要なトピックスになっている。特にデフレーターはCPI（消費者物価指数）との比較の観点からもしばしば注目されていることから、付論としてデフレーターに関する指数論的・統計的な整理といくつかの試算を行うこととする（注1）。

### 1. デフレーターの指数算式

国内総生産系列（支出側）のデフレーター及び実質値の指数算式については、固定基準年方式に見られるいわゆる代替バイアス（注2）を解消するため、平成16年12月に最新のウェイト構造を適切に反映する連鎖方式が導入された。更に、連鎖方式にはいくつかの指数算式があるが、わが国の国民経済計算ではデフレーターはパーシェ型、実質値はラスパイレス型を採用することとなった。当該指数の選択にあたっては、理想算式とされるフィッシャー型との差は僅差であるというシミュレーション結果や、最近の国際的な動向（欧州各国による同型の採用）などが勘案された（注3）。

(注1)試算は国民経済計算部の小倉秋、小西裕子の両氏にお手伝い頂いた。

（注2）一般的に基準年から離れるほど比較時点における財・サービス間の相対価格は拡大し、相対価格が低下した財・サービスの需要は増大するため、固定した基準年の価格や数量のウェイト構造が次第に不適切なものとなる。例えば、物価指数の場合、パーシェ型（GDPデフレーター）は下方バイアス、ラスパイレス型（CPI，CGPI）は上方バイアスの問題が生じる。

(注3) その他、(1) 極めて限られた作業時間で集計・推計を行う必要があるため、実務的に対応可能な指数算式であること、(2) 集計整合性があるため、上位レベルの項目をその内訳項目から容易に集計可能な上に、勘定や系列間の整合性などが維持されやすいこと等が採用基準となった。

〈図表 A−1 連鎖方式の各指数算式〉

デフレーター	実質値
パーシェ型デフレーター(実質値はラスパイレス型)	PPt=PPt-1×∑PQt/∑PQt-1	LVt=LVt-1×∑PQt/∑PQt-1
フィッシャー型デフレーター(実質値はフィッシャー型)	FPt=FPt-1×√∑PQt/∑PQt-1×∑PQt-1	FVt=FVt-1×√∑PQt/∑PQt-1×∑PQt-1

(凡例) $ P_{t} $ ：t 年の品目別デフレーター、 $ Q_{t} $ ：t 年の品目別数量（実質値）
$ PP_{t}, FP_{t} $ ：t年のパーシェ及びフィッシャー型価格指数（連鎖方式）

$LV_{t}, FV_{t}$ ：t 年のラスパイレス及びフィッシャー型数量指数（連鎖方式）

## 2 ．デフレーターとCPI（図表A−2）

家計消費デブレーターとCPIを比較すると、対象品目は両者の概念的枠組みの違いにより幾つか異なるものがあるが、ほとんどのものが共通している。さらに共通品目の価格は『小売物価統計調査』（総務省）による小売価格を採用しているため、両者の動きの相違を生み出しているのは個別品目の価格動向よりも（注4）、むしろ(1)指数算式、(2)ウェイトの要因によるところが大きい（概要は図表A－3参照）。中でも(2)ウェイト要因の影響が大きく、これはCPIの支出ウェイトは2人以上世帯（約3,500万世帯）をベースにしているのに対して、家計消費デフレーターは単身世帯を含む全世帯（約5,000万世帯）をベースにしていることに起因する。特に近年、「ラジオ・テレビ及びビデオ機器」「情報処理装置」のDVDレコーダ、ポータブル・ミュージック・プレーヤー、薄型テレビ等デジタル家電、ICT関連商品（家計消費の推計の品目分類では「ラジオ・テレビ及びビデオ機器」「情報処理装置」）は比較的若い単身世帯が消費を牽引しているおり、しかもこれらの財は価格の下落率が大きいため、その結果、(1)指数算式の違いを通じて、両者の違いを生み出している（注5）。因みに「ラジオ・テレビ及びビデオ機器」で比較してみると、名目ウェイトはデフレーターの方がCPIより1％程度大きい。

(注4) デフレーターの計算においては、『住宅・土地統計調査』(総務省)の家賃単価をベンチマークとし、CPIの構造別家賃単価で補間・外挿しているが、外挿値はCPIより低くなる傾向がある。(注5) デフレーターとCPIのt-1からtへの伸び率はそれぞれ以下のような式で表すことができる。 $ W_{it} $ は当該品目の名目ウェイト、 $ \pi_{it} $ は当該品目の価格変化率、 $ LP_{t} $ はCPIとする。

$$ \frac{PP_{_{t}}}{PP_{_{t-1}}}\doteq1+\sum W_{it}\bullet\pi_{_{it}} $$

$$ \frac{LP_{_{t}}}{LP_{_{t-1}}}=1+\sum\frac{P_{_{t-1}}}{LP_{_{t-1}}}\mathrm{W_{i0}}^{\bullet}\pi_{it} $$
図表A-2 家計最終消費支出デフレーター(連鎖、固定)とCPIの比較

図表A－3 消費支出デフレーターと消費者物価指数の比較

国内最終消費支出デフレータ-	消費者物価指数(CPI)
(1)指数算式	連鎖方式パーシェ型。基準年は前暦年(最新年)。	固定基準年方式ラスパイレス型。現行の基準年は平成12年(2000年)。
(2)ウェイト	各期の全世帯の支出がベース。『産業連関表』、『住宅・土地統計調査』、『家計調査』、社会保障関係各種統計等を基に算出(コモ法がベース)。	平成12年(2000年)の2人以上世帯の支出がベース。『家計調査』を基に算出。
(3)対象品目(主なもの)	・冠婚葬祭費は含む。・設備修繕・維持は含まず。(持ち家の帰属家質の中間消費として計上)。	・冠婚葬祭費は含まず。・設備修繕・維持を含む。
(4)概念要因(主なもの)	医療費の自己負担割合の変更は医療サービスの価格変化とはみなさない(医療サービスへの需要量が変化)。	医療費の自己負担割合の変更も医療サービスの価格変化として記録。
### 3. 指数算式の評価

一昨年の連鎖方式の導入以降、物価動向の基調に大きな影響を与えている要因を指数の観点からみると、価格の面からはパソコンを始めとする情報通信関連機器の大幅な下落、石油関連製品の上昇、数量の面からはデジタル家電への需要増が挙げられる。こうした中、連鎖方式導入から1年経過していることもあり、デフレーターの指数算式について改めて評価を行い、合わせて物価の趨勢を分析することは有益であると考えられる。このため以下において、GDPの大宗を占める国内家計最終消費支出のデフレーターに関して、指数算式等の検討を行うこととする。

### 4. フィッシャー型連鎖方式の影響

「国内家計最終消費支出デフレーター」について前暦年基準連鎖方式のフィッシャ型とパーシェ型のデフレーターを試算した。その際、最近の物価動向の趨勢を見る上で重要と考えられる以下の系列について試算を行うこととした。但し、推計対象期間は平成12年1－3月期～18年1－3月期とし、データは平成18年1－3月期1次QEのものとする。

○国内家計最終消費支出（全体）：『年報』における公表系列に同じ

○同上（除〈生鲜食品〉）

○同上（除く生鮮食品及びエネルギー）

○同上（除<食品>）

○同上（除く食品及びエネルギー）

### 5. 試算結果

まず、フィッシャー型とパーシェ型の指数算式による違いをみると、各系列（前年同期比）共に両者の開差はほぼ0.0～0.1％と小さいものとなっている。したがって、現行方式は理想算式の十分な近似となっているものと考えられる（図表A−4）。

次に、物価の趨勢や一時的な変動要因を検討するために系列のフィッシャー指数同士の比較を行った（図表A－5）。これによると平成15年半ばまでは国内家計最終消費支出（全体）を除きほぼ同じ動きとなっているが、その後各動きにばらつきがみられる。この要因としては、国内家計最終消費支出（全体）は生鮮食品の価格動向の影響を受けることや（16年10－12月期は天候不順や自然災害等により生鮮野菜、生鮮果物の価格が高騰した）、15年は米が不作だったことにより食品価格が上昇したこと、16年以降エネルギー価格が上昇していることなどが大きく影響している。足元の基調を「食品及びエネルギー除き」でみると16年後半の景気の踊り場を底にデフレーターの下落幅は徐々に縮小していることがわかる。
図表A-4-1 国内家計最終消費支出(全体)デフレーター

図表A−4−2 国内家計最終消費支出(除く生鮮食品)デフレーター

暦年連鎖接続によるフィッシャー指数 ……暦年連鎖接続によるパーシェ指数
図表A-4-3 国内家計最終消費支出(除く生鮮食品及びエネルギー)デフレーター

厝年連鎖接続によるフィッシャー指数 ……厝年連鎖接続によるパーシェ指数

図表A-4-4 国内家計最終消費支出(除〈酒類以外の食料〉デフレーター

厝年連鎖接続によるフィッシャー指数 ……厝年連鎖接続によるパーシェ指数
図表A−4−5 国内家計最終消費支出(除く酒類以外の食料及びエネルギー)デフレーター(前年同期比、%)

図表A−5 連鎖方式フィッシャー型デフレーター
### 6. パソコンの影響

また、GDPデフレーターは、CPIや国内企業物価指数（CGPI）などにおける品目別価格データを用いて推計しており、これらと品質調整方法が異なる訳ではない。物価統計においては、「品質が一定の商品」の価格を計測する必要があり、CPIやCGPIではパソコンの品質調整においてヘドニック法が適用されている。このヘドニック法については、「品質を過大に評価し（価格が過大に下落し）、効用を過大に評価する可能性」があるのではないか、との指摘がある。

そこで、国内家計最終消費支出全体についてパソコンを除いた系列の試算を行ったところ、パソコンを含む系列との差（前年同期比）は、パソコンへの需要によって変動するものの（需要が増えれば拡大、減少すれば縮小）、概ね0.1～0.3%程度であった（図表A－6）。したがって、万一ヘドニック法が価格を過小に推計する可能性があったとしても、デフレーターへの影響はそれほど大きなものではないと見込まれる。

図表A−6 パソコンの影響
## 参考文献

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- 田近栄治(2006.2)「財政悪化の要因について－1990年以降の税収の推移－」(税制調査会第39回総会・第48回基礎問題小委員会資料)

• 中村洋一(1999.2)「SNA 統計入門」日本経済新聞社

• 櫨浩一(2006.1)「貯蓄率ゼロ経済」日本経済新聞社

・羽深成樹編（2005.7）「図説日本の税制平成17年版」財経詳報社

日本銀行(2004.3)「2003年の国際収支（速報）動向」
・ 日本銀行(2005.3)「2004年の国際収支（速報）動向」

日本銀行国際収支統計研究会(2000)「入門国際収支」東洋経済新報社

• 長谷川正(2004)「増加する所得収支黒字」『調査レポート』No.45 三井トラストホールディングス

・浜田浩児（2001.7）「93SNA の基礎」東洋経済新報社

• 原田泰、岩本光一郎(2005.5)「日本の財政赤字はなぜ急拡大したのか」大和総研

• 原田泰（2006.3）「第39回なぜ“新しい世代”ほど貯蓄率が高いのか」日本経済新聞社ビジネスコラム BizPlus（http://bizplus.nikkei.co.jp/colm/）

村岸慶應（1993.12）「SNA と家計調査の貯蓄率の比較」『季刊国民経済計算』第 99 号、経済企画庁経済研究所国民所得部

• 森実潤也(2003.8)「安定収支が見込まれる所得収支」『マンスリーエコノミックレポート』フコク生命

• OECD (2001.5) "Economic Surveys: Ireland"

• OECD (2005.1) "New GDP Comparison Based on Purchasing Power Parities for the Year 2002"

• OECD (2006.1) "National Accounts of OECD Countries Volume IV, General Government Accounts 1993-2004 (2005 Edition)"

Schreyer, Paul and Francette Koechlin (2002.3) “Purchasing power parities - measurement and uses” Statistics Brief, March 2002 No.3, OECD Observer