Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
も、業態を越えた銀行を同じ土俵の上で分析する際には注意しなければならないことがあろう。しかしながら、このような限定条件はあるものの、以上の結果は長信銀や信託銀を含めた銀行業一般に関する費用関数を想定した場合にも、費用の補完性が存在する可能性が大きいことを示唆しているといえよう。

全生産物についての規模の経済性に関しては、「都銀・地銀ケース」と比較して費用の規模に関する弾性値は少し小さくなっており、規模の経済性がより強く検出されている。これは長信銀や信託銀において、より強く規模の経済性が存在していることを示唆していると考えられる。また、規模の経済性は近年強まる傾向にあり、その点では「都銀・地銀ケース」にほぼ対応している。

さらに、図4，図5においては、 $ Z_{1} $ ， $ Z_{2} $ 平面の上で費用の補完性の存在する領域がkの値とともにどのように変化していくかを示している。これらは図3で示されている領域を実際のデータを基にして描いたものである。また、各銀行の $ (Z_{1},Z_{2}) $ の値を $ ^{*} $ （都銀）， $ ^{\diamond} $ （地銀）， $ ^{\times} $ （長信銀）， $ ^{\#} $ （信託銀）という記号を用いてグラフ上にプロットしてある。

図4は1986年3月期の費用の補完性が存在する領域を図示したものである。図4-1はk=0のケースであり、費用の補完性の存在しない領域が原点（0，0）すなわち近似点の右上方に存在する。したがって、4節の議論よりこれに対応する補完性の存在しない領域が点（0，0）の左下方にも存在するはずであるが、それはこの図4-1のカバーしている範囲の外に存在している。図4-2，図4-3，図4-4はそれぞれk=0.5，0.7，0.8のときであり、費用の補完性の存在しない領域は、図の範囲には存在しない。これらの場合には、5%水準の尤度比検定により点（0，0）で費用の補完性が有意である。

なお、長期信用銀行（✗），都市銀行（*）そして信託銀（#）のサンプルのプロットされている位置を比較してみよう。k=0 のときは、長信銀（✗）と都銀（*）のサンプルの分布している位置はほぼ一致している。しかし k が 0.5，0.7，0.8 と大きくなるにしたがって、長信銀のサンプルは都銀のサンプルと信託銀のサンプルの分布している中間的な位置へ移動していくのである。このことは、長信銀の含み資産が他の業態の銀行と比較して相対的に大きいことに対応しているものである。

以上の図 4 - 1 からも明らかなように、費用の補完性が大域的に存在することを検出することはできていない。また、費用関数が点（0，0）の近傍での近似されたものであると考える場合には、点（0，0）から離れた点での費用の補完性に関して検出された性質は信頼性の高いものであるとは言えない。しかし、2 節で求めた命題 3 によれば、このような場合にも「提携による Economies of Scope」が存在するという意味で、銀行が提携を結ぶことで技術的に費用を節約できる可能性がある。

図 5 は 1987 年 3 月期の費用の補完性の存在する領域を、 $ k=0,0.5,0.7,0.8 $ の 4 つのケースについて図示したものである。 $ k=0 $ のときは点（0,0）は費用の補完性の存在しない領域に含まれているが、k=0 でないときは図の範囲には費用の補完性の存在しない領域はない。なお、k=0.7,0.8 のケースでは費用の補完性が 5% 水準の尤度比検定で有意である。

図4，図5において「……」で囲まれた領域は$\mathrm{Y}_{2}$に関する規模の経済性が存在する、つまり$\partial^{2}\mathrm{C}/\partial\mathrm{Y}_{2^{2}}<0$となる領域である。また「---」で囲まれた領域は$\mathrm{Y}_{1}$に関する規模の経済性が存在する、つまり$\partial^{2}\mathrm{C}/\partial\mathrm{Y}_{1^{2}}<0$となる領域である。$\mathrm{Y}_{1}$に関する規模の経済性の存在する領域は図4-1，図5-1にしか存在しておらず、含み資産の存在を考慮した場合には、$\mathrm{Y}_{1}$に関する規模の経済性は小さいことがわかる。それに対して、$\mathrm{Y}_{2}$に関する規模の経済性は多くの銀行において存在しており、全生産物に関する規模の経済性の存在も基本的には$\mathrm{Y}_{2}$に関する規模の経済性が強く効いていると考えられる。さらに、「---」の上方の範囲
図 4 - 1 全銀行ケース(k=0, r=r_{D}) 1986. 3 月期

___：線の上方で全生産物に関する規模の経済性が存在 ___：囲まれた部分以外の領域で費用の補充性が存在
図 4 - 3 全銀行ケース(k=0.7, r=r_{D}) 1986. 3 月期
においては、全生産物に関する規模の経済性が存在する。全ての図の全ての銀行が全生産物に関する規模の経済性が存在する領域に存在している。

### 6. 結びに代えて

以上の計量分析の結果を簡単にまとめるとともに、今後の課題を整理しておこう。本論においては、銀行の生産物を貸出業務に伴う生産物とそれ以外の業務に伴う生産物とに分割した。また、銀行業務に対して投入される生産要素は労働と実物資本であるとした。

そのような考え方の下に得られた主な結果は次の2点である。まず第1に、都銀と株式が上場されている地銀とを合わせた「都銀・地銀ケース」に関しては、含み資産の運用に伴う生産物の考慮の有無に係わらず規模の経済性が検出され、それは近年強まる傾向にあるということである。また、費用の補完性は含み資産の運用に伴う生産物の考慮に係わらず、最近時においてのみ検出することができた。そして、計測期間が3年間だけである計測結果から判断することは困難ではあるが、費用の補完性も強まる傾向にあるのではないかと予想される。

第2の結果は、都銀、地銀ばかりではなく長信銀、信託銀まで含めた「全銀行ケース」に関するものである。この場合にも、規模の経済性に関しては含み資産の運用に伴う生産物を考慮しなくても検出された。それに対して、費用の補完性については含み資産の運用に伴う生産物を考慮した場合にのみ検出することができたのである。すなわち、含み資産の運用に伴う生産物の存在を考慮した場合には、長信銀や信託銀を含めた銀行業全般に関しても多角化の経済性が存在し、銀行間で「提携関係」を結ぶことで技術的に費用を節約できる可能性が存在することになる。したがって、技術的な費用の節約という観点からは、銀行業内部の業務分野の垣根を低くするほうが効率性を高める可能性が大きいと言えよう。ところで、含み資産の運用に伴う生産物を考慮することで異なった結果が得られた1つの可能性としては、業態によって含み資産の額に大きな差があることが考えられよう。その結果として、業態を越えた「全銀行ケース」では、含み資産の運用に伴う生産物の考慮が費用の補完性の存在に関する結果を左右した可能性がある。しかし、本論の分析は信託銀行の処理や含み資産の推計の方法など改善すべき点が多く残されている。したがって、「全銀行ケース」の分析は、これからさらに積み重ねられていく必要があろう。

最後に、以上の実証分析との関連で重要と思われる今後の課題を2点ほど整理しておこう。まず第1に、本論では銀行の生産物を貸出業務に伴う生産物と、その他の業務に伴う生産物という形で分割した。しかし、このような資産運用側からみた分割の仕方が、銀行業を捉えるときの最も望ましい分割の方法なのであろうか。特に業務分野規制を巡る問題を考える際には、現実の業務分野規制が資金運用側よりも資金調達側により強く課されていると考えられるので、資金調達側から見た銀行業務の分割がより重要になる可能性がある。長信銀や信託銀などを取り扱う際には、この点をどう考えるかが実証分析の結果にも大きく影響することになろう。そして、その資金調達側からみた業務分割の具体的な方法としては、例えば預金業務に伴う生産物とその他の業務に伴う生産物という分割が考えられる。このような観点は、今後検討されなければならない課題として残されているのである。

第2に、以上のような費用関数に係わる議論は重要であるとしても、業務分野規制緩和などの問題を検討する際の1つの観点に過ぎない。例えば、規制緩和した際の競争状態がどのように変化し、その結果として資源配分がどのようになるかといった点について考える場合には、銀行行動や金融市場に関する特徴をより多面的に検討する必要があろう。業務分野規制が緩和されたとしても、それで参入・退出が自由な市場が実現するとは考えられず、参入規制は残されることになろう。そのような状態で、金融機
関が複数の業務を兼営した際の金融市場は、どのような特徴を持つことになるかといった理論的、実証的分析はまだ十分になされているとは言えない。今後そのような研究の進展が期待されているのである。

〈補論1〉(命題3の証明)

$ Y'=(Y_{1}^{1},Y_{2}^{2}) $ , $ Y'=(Y_{1}^{2},Y_{2}^{1}) $ と置いたときに、条件（1），（2）が満たれていることを示せばよい。まず条件（1）は、

$$ Y^{\prime}+Y^{\prime \prime}=(\ Y_{1}^{1}+Y_{1}^{2}\ ,\ Y_{2}^{2}+Y_{2}^{1})=Y^{1}+Y^{2} $$

より確かに満たされている。次に条件（2）が満たされていることを確認する。なお、以下では$\mathrm{Ci}=(Y_{1},Y_{2})=\partial\mathrm{C}(Y_{1},Y_{2})/\partial\mathrm{Y_{i}}(i=1,2)$，$\mathrm{C}_{12}(\mathrm{Y}_{1},\mathrm{Y}_{2})=\partial^{2}\mathrm{C}(\mathrm{Y}_{1},\mathrm{Y}_{2})/\partial\mathrm{Y}_{1}\partial\mathrm{Y}_{2}$という記号を用いることにする。さて、

$$ \begin{aligned}C\left(Y^{\prime}\right)=C\left(Y\right)&+\int_{Y_{1}^{\ 2}}^{Y_{1}^{\ 1}}\quad&C_{1}\left(x,Y_{2}^{\ 1}\right)dx\\ &+\int_{Y_{2}^{\ 1}}^{Y_{2}^{\ 2}}\quad&C_{2}\left(Y_{1}^{\ 1},z\right)dz\\ =C\left(Y\right)&+\int_{Y_{1}^{\ 2}}^{Y_{1}^{\ 1}}\quad&C_{1}\left(x,Y_{2}^{\ 1}\right)dx\\ &+\int_{Y_{2}^{\ 1}}^{Y_{2}^{\ 2}}\quad\left[\int_{Y_{1}^{\ 2}}^{Y_{1}^{\ 1}}\quad&C_{12}\left(x,z\right)dx\right.\\ &+C_{2}\left(Y_{1}^{\ 2},z\right)\Big]dz\\ =C\left(Y\right)&+\int_{Y_{1}^{\ 2}}^{Y_{1}^{\ 1}}\quad&C_{1}\left(x,Y_{2}^{\ 1}\right)dx\\ &+\int_{Y_{2}^{\ 1}}^{Y_{2}^{\ 2}}\int_{Y_{1}^{\ 2}}^{Y_{1}^{\ 1}}\quad&C_{12}\left(x,z\right)dx dz\\ &+\int_{Y_{2}^{\ 1}}^{Y_{2}^{\ 2}}\quad&C_{2}\left(Y_{1}^{\ 2},z\right)dz\\ =C\left(Y^{\ 1}\right)&+\int_{Y_{2}^{\ 1}}^{Y_{2}^{\ 2}}\int_{Y_{1}^{\ 2}}^{Y_{1}^{\ 1}}\quad&C_{12}\left(x,z\right)dx dz\\ &+\left\{C\left(Y^{\ 2}\right)-C\left(Y^{\prime}\right)\right\}\end{aligned} $$

であるから、

$$ \begin{aligned}&C(Y^{\prime})+C(Y)\\ &=C(Y^{1})+C(Y^{2})+\int_{Y_{2}}^{Y_{2}^{~2}}\int_{Y_{1}}^{Y_{1}^{~1}}\quad C_{12}\left(x,z\right)dxdz\\ &\\ &\quad\ldots\ldots\wedge)\\ \end{aligned} $$

となる。ところで、仮定より

$$ \mathrm{Y}_{1}^{2}, \mathrm{Y}_{1}^{1} $$ × $$ \mathrm{Y}_{2}^{1}, \mathrm{Y}_{2}^{2} $$ の領域にある，任意の点（x,z）に関して $ \mathrm{C}_{12}(\mathrm{x},\mathrm{z}) < 0 $ であるから、明らかに、

$$ \begin{aligned}&\int_{Y_{2}^{1}}^{Y_{2}^{2}}\int_{Y_{1}^{2}}^{Y_{1}^{1}}\qquad C_{12}(x,z)dxdz<0\qquad\ldots\ldots 卜 )\\ &\\& となる。以上 \land), 卜 ) より、\\ &\quad C(Y^{\prime})+C(Y^{\prime \prime})
と修正する。ここに、

## 長期貸出約定金利

## = 期首・期末の約定金利平均値

であり、信託勘定にある貸出はすべて長期であると想定している。

また、銀行勘定と信託勘定を統合すると想定したとき、相殺されることになる信託勘定借りなどに対応する利息の銀行内部での移動は相殺しなければならない。したがって負債の金利 $ r_{D} $ は次のように修正される。

$$ \begin{aligned}&\mathbf{r}_{D=}\frac{ 支払利息 +A}{ 負債合計 - 支払承諾見返 +B}\\& ここに、\\&\left\{\begin{array}{l}A= 信託勘定支払利息 - 信託勘定借入利息 \\ B= 信託勘定負債合計 - 信託勘定借 \\\quad 信託勘定支払利息 \\ \quad= 金銭信託 5 年もの約定平均金利 \\ \quad\times 信託勘定負債残高 \\\quad 信託勘定借入利息 \\ \quad=\left( 貸付信託 5 年もの配当率平均 +0.1\%\right)\\ \quad\times 信託借入残高 \end{array}\right.\end{aligned} $$

である。上述のように信託勘定に対応する損益計算書が公表されていないので、近似的方法として信託勘定負債の利率を全て金銭信託5年ものの平均金利で代理する。また、信託勘定借入利息に関しては、各行、各時期によりコストが異なる。そこで、その中でも中心となる貸付信託5年もののレートを年間平均して中心金利とした上で、0.1％のスプレッドを上乗せすることで行内レートを求めた。

〈補論 3〉

銀行株主の時間割引率 r として国債の平均応募者利回りを用いた場合、すなわち、 $ r=r_{m} $ とした場合について検討しよう。その場合、 $ Y_{2} $ は

$$ \mathbf{Y}_{2}=\boldsymbol{\pi}-\mathbf{Y}_{1}+\mathbf{C}+\mathbf{k}(\mathbf{r}_{\mathrm{m}}\mathbf{E}_{\mathrm{m}}-\boldsymbol{\pi}\mathbf{\varepsilon}) $$

である。この場合 $ r_{S}=(1+\theta)r_{m} $ であるから、θ の現実の値は1から3前後であると考えられよう。したがって、k の値としては0.5から0.7前後ということになる。なお、 $ r=r_{m} $ とした場合の含み資産の運用に伴う生産物 $ kR_{f} $ と $ Y_{2} $ の標準化する前の値は、表8にまとめられている。表9および表10は「都銀・地銀ケース」のそれぞれ $ k=0.5,0.7 $ の場合であり、やはり1985年,1986年では費用の補完性を検出できていないが、1987年では費用の補完性が5%水準の尤度比検定で有意である。

表 11 は「全銀行ケース」の k=0.5 の場合であり、1986 年のみで費用の補完性が 10% 水準で検出されている。それに対して、表 12 は k=0.7 の場合であり、このときは 1986 年、1987 年のとき 10% 水準の尤度比検定で費用の補完性は有意である。以上より $ r=r_{m} $ の場合にも、本文中のように $ r=r_{D} $ とした場合とほぼ同様の結果が得られることになる。
表 8 Y_{2}, k \cdot R_{f} 的平均值 (k=0.5,0.8) 单位=100 万円

Y2	K·Rf
r=rd	r=rm	r=rd	r=rm
k=0.5	k=0.8	k=0.5	k=0.8	k=0.5	k=0.8	k=0.5	k=0.8
'85	全銀行	53472.7	53770.7	57236.2	59792.2	49.6	79.6	4260.1	6816.1
都銀	169562.0	175123.0	182983.0	196596.0	9267.3	14827.7	22688.3	36301.2
地銀	10238.0	8168.4	12127.6	11191.7	-3449.3	-5518.9	-1559.7	-2495.6
長信銀	93956.8	104065.0	95721.0	106889.0	16847.1	26955.4	18612.1	29779.4
信託	69435.0	70095.3	70760.3	72215.9	1100.6	1761.0	2426.0	3881.5
'86	全銀行	46864.2	47702.7	51362.2	54899.4	1397.4	2235.9	5895.4	9432.6
都銀	129895.0	137092.0	146654.0	163906.0	11995.4	19192.7	28754.3	46006.9
地銀	10633.0	8857.8	12609.9	12020.9	-2958.6	-4733.8	-981.7	-1570.7
長信銀	70740.8	83000.1	72941.8	86521.7	20432.1	32691.4	22633.1	36212.9
信託	87510.5	87243.2	88433.4	88719.9	-445.5	-712.8	477.4	763.8
'87	全銀行	59097.9	58888.2	65304.1	68818.2	-349.5	-559.2	5857.8	9370.8
都銀	156712.0	157742.0	181290.0	197067.0	1716.9	2747.1	26295.0	42701.9
地銀	12945.0	10811.5	15150.5	14340.4	-3555.8	-5689.3	-1350.3	-2160.5
長信銀	84321.0	102196.0	87187.6	106783.0	29792.3	47667.7	32658.8	52254.1
信託	127427.0	127205.0	128817.0	129129.0	-370.6	-593.0	1019.4	1631.1

$ R_{f} $ ：含み資産運用による収入、r：株主の時間割引率（P.8 L.22～P.9 参照） $ r_{D} $ ：負債の平均金利、 $ r_{m} $ ：長期国债（10 年物）の平均利回り
1985	1986	1987
α 0	0.047	0.034	-0.024
(1.88)	(1.32)	(0.70)
α 1	0.514	0.634	0.572
(18.93)	(15.48)	(11.53)
α 2	0.317	0.175	0.201
(18.11)	(5.88)	(4.71)
σ 11	0.070	0.035	0.590
(0.72)	(0.19)	(4.13)
σ 22	0.077	-0.059	0.194
(3.43)	(0.73)	(4.42)
σ 12	-0.072	0.033	-0.338
(2.16)	(0.28)	(4.94)
β 1	0.786	0.771	0.737
(12.33)	(12.43)	(10.52)
β 2	0.214	0.229	0.263
(3.36)	(3.70)	(3.76)
γ 12	1.789	1.852	0.365
(2.59)	(2.60)	(0.51)
R²	0.996	0.995	0.994
費用の補完性	0.091	0.144	-0.223**
規模の経済性	0.831**	0.809**	0.773**

（注1） $ ^{*} $ 印は費用の補完性や規模の経済性が $ Y_{1}=Y_{2}=1 $ の点（=近似点）において、10%水準の尤度比検定で有意であること、 $ ^{*} $ 印は5%水準で有意であることを示している。

(注2)（）内の数字はt値の絶対値である。
表 10 都銀・地銀ケース（k=0.7, r=r_{m}）

1985	1986	1987
α 0	0.054	0.040	-0.021
(2.16)	(1.48)	(0.58)
α 1	0.509	0.628	0.563
(18.77)	(14.29)	(11.46)
α 2	0.311	0.171	0.198
(18.13)	(5.52)	(4.70)
σ 11	0.088	0.080	0.616
(0.90)	(0.42)	(4.17)
σ 22	0.082	-0.030	0.192
(4.04)	(0.40)	(4.79)
σ 12	-0.083	-0.033	-0.343
(2.59)	(0.02)	(5.11)
β 1	0.791	0.768	0.736
(12.45)	(12.28)	(10.41)
β 2	0.209	0.232	0.264
(3.29)	(3.72)	(3.73)
γ 12	1.789	1.912	0.331
(2.60)	(2.65)	(0.45)
R²	0.996	0.995	0.994
費用の補完性	0.075	0.104	-0.232**
規模の経済性	0.820**	0.799**	0.761**

（注1） $ ^{*} $ 印は費用の補完性や規模の経済性が $ Y_{1}=Y_{2}=1 $ の点（=近似点）において、10%水準の尤度比検定で有意であること、 $ ^{*} $ 印は5%水準で有意であることを示している。

(注2)（）内の数字はt値の絶対値である。
表 11 全銀行ケース（k=0.5, r=r_{m}）

1985	1986	1987
α 0	0.049	0.068	0.042
(1.31)	(1.97)	(0.99)
α 1	0.438	0.453	0.397
(10.39)	(11.19)	(7.92)
α 2	0.351	0.308	0.322
(12.56)	(9.96)	(8.41)
σ 11	0.215	0.260	0.338
(2.46)	(3.08)	(2.62)
σ 22	0.118	0.166	0.115
(3.03)	(4.20)	(2.03)
σ 12	-0.149	-0.212	-0.185
(3.36)	(4.68)	(2.62)
β 1	0.898	0.971	1.039
(13.46)	(15.05)	(12.52)
β 2	0.102	0.029	-0.039
(1.54)	(0.45)	(0.47)
γ 12	0.919	1.339	0.763
(2.54)	(4.43)	(2.65)
R²	0.982	0.984	0.974
费用の補完性	0.005	-0.072*	-0.057
規模の経済性	0.789**	0.761**	0.719**

（注1） $ ^{*} $ 印は費用の補完性や規模の経済性が $ Y_{1}=Y_{2}=1 $ の点（=近似点）において、10%水準の尤度比検定で有意であること、 $ ^{*} $ 印は5%水準で有意であることを示している。

(注2)（）内の数字はt値の絶対値である。
表 12 全銀行ケース（k=0.7, r=r_{m}）

1985	1986	1987
α 0	0.057	0.078	0.032
(1.52)	(2.17)	(0.75)
α 1	0.433	0.440	0.409
(10.05)	(10.49)	(7.96)
α 2	0.344	0.305	0.303
(12.23)	(9.68)	(7.73)
σ 11	0.214	0.266	0.413
(2.45)	(3.02)	(3.04)
σ 22	0.118	0.165	0.146
(3.27)	(4.30)	(2.75)
σ 12	-0.150	-0.217	-0.233
(3.58)	(4.77)	(3.27)
β 1	0.908	0.973	1.049
(13.33)	(14.52)	(12.31)
β 2	0.092	0.027	-0.049
(1.34)	(0.40)	(0.58)
γ 12	0.922	1.357	0.747
(2.50)	(4.31)	(2.52)
R²	0.982	0.983	0.972
费用の補完性	-0.001	-0.083*	-0.109*
規模の経済性	0.777**	0.745**	0.712**

（注1） $ ^{*} $ 印は費用の補完性や規模の経済性が $ Y_{1}=Y_{2}=1 $ の点（=近似点）において、10%水準の尤度比検定で有意であること、 $ ^{**} $ 印は5%水準で有意であることを示している。

(注2)（）内の数字はt値の絶対値である。
## [ 引用文献 ]

Baumol, W., J. J. C. Panzar, and R. D. Willig, (1982) Contestable Markets and the Theory of Industry Structure, Harcourt Brace Jovanovich

Gilligan, T. W., M. Smirlock, and W. Marshall, (1984) "Scale and Scope Economies in the Multiproduct Banking Firm", Journal of Monetary Economics, May,

粕谷宗久（1986）「Ecomoies of Scope の理論と銀行への応用」「金融研究」第5巻第3号，日本銀行金融研究所

村上直樹（1988）「金融業における規模の経済と多角化の経済」，郵政省大臣官房企画課，委託先国民経済研究協会「金融自由化・国際化の経済効果」

首藤恵（1985）「銀行業の Scale and Scope Economies」「ファイナンス研究」No.4

高橋豊治（1988）「日本の銀行業における規模の経済性と範囲の経済性」「一橋論叢」第99巻第2号

吉岡完治・中島隆信（1987）「わが国銀行業における規模の経済性について」「金融研究」第6巻第2号
# 委員会の体制整備に伴う所管法令の改正について

平成 28 年度における個人情報保護委員会の体制整備を図るため、次の所管法令について所要の改正を行うもの。

### 1. 政令

○個人情報保護委員会事務局組織令の一部改正【別紙1】

事務局に置かれる参事官を1人から2人とし、参事官の職務に係る規定等を改めるものである。

（予定）閣議：平成28年3月22日

公布：平成28年3月30日

施行：平成28年4月1日

### 2. 内閣府令

○個人情報保護委員会事務局組織規則の一部改正【別紙2】

事務局に置かれる企画官を２人から４人とするものである。

（予定）公布：平成28年3月30日

施行：平成28年4月1日

### 3. 訓令

○個人情報保護委員会事務局内部組織規程の一部改正【別紙3】

事務局総務課に置かれる課長補佐のうち1人は、検察官をもって充てる旨を定めるものである。

（予定）制定：決裁後

施行：平成28年4月1日
二 特定個人情報の取扱い（情報システムを使用するものに限る。）に関する監視又は監督に関すること。

附 則

この政令は、平成二十八年四月一日から施行する。

第三条中「参事官は」の下に「、命を受けて」を加え、「つかさどる」を「分掌する」に改め、第二号を第三号とし、第一号の次に次の一号を加える。

個人情報保護委員会事務局組織令（平成二十七年政令第四百三十四号）の一部を次のように改正する。

第一条中「一人」を「二人」に改める。

内閣は、内閣府設置法（平成十一年法律第八十九号）第五十二条第四項及び第六十三条第四項の規定に基づき、この政令を制定する。
## 附 則

個人情報保護委員会事務局組織規則の一部を改正する内閣府令

個人情報保護委員会事務局組織規則（平成二十七年内閣府令第七十五号）の一部を次のように改正する。

第二条第一項中「二人」を「四人」に改める。

個人情報の保護に関する法律（平成十五年法律第五十七号）第五章の規定及び個人情報保護委員会事務局組織令（平成二十七年政令第四百三十四号）を実施するため、個人情報保護委員会事務局組織規則の一部を改正する内閣府令を次のように定める。
別紙 3

平成 28 年個人情報保護委員會訓令第 ___ 号

個人情報保護委員会事務局内部組織規程の一部を改正する訓令を次のとおり定める。

平成28年 ___ 月 ___ 日

個人情報保護委員會委員長 堀部 政男

個人情報保護委員会事務局内部組織規程の一部を改正する訓令

個人情報保護委員会事務局内部組織規程（平成28年個人情報保護委員会訓令第1号）の一部を次のように改正する。

第2条第1項中「置く。」の下に「なお、課長補佐のうち1人は、検察官をもって充てる。」を加える。

附則

この訓令は、平成28年4月1日から施行する。
第4章 国民経済計算（SNA）ベースの所得・資産分布 - 分布統計に基づく分析 -

本章では、前章まで述べてきた分布統計推計の応用編として、分布統計を利用した分析を行う。

家計は経済的にも社会的にも多様であるから、消費や貯蓄等の家計行動は、所得階層や職業等の世帯属性によって異なるであろう。こうした家計行動について、全世帯計がSNAの家計勘定に見合う分布統計を利用することによって、国全体のマクロ計数と整合的かつ家計勘定として体系的に、世帯属性別の分析を行うことができる。ただし、前章1．で述べたように分布統計の全世帯計はSNAの家計勘定と開差があるが、おおむね小さな開差であるため、分析目的によって不突合としたり、分布統計の世帯属性別の比率で割振る等の処理を行えばよいであろう。

しかし、分布統計の第一義的な利用法は、所得・資産等の分布の分析であろう。分布統計によって、所得・資産等についてのSNAの客観的、体系的な概念定義に基づき、所得、消費、貯蓄、資産・負債等を家計勘定の中に体系的に位置付けて、これらの世帯属性別の分布を分析することができる。本章では、こうした所得、資産等の分布の分析を行う。

具体的には、所得支出勘定のうち、第1次所得の配分勘定（雇用者報酬、営業余剰、財産所得等、生産に貢献した結果として受け取る所得を示す）では所得格差の源泉等、所得の第2次分配勘定（現物移転を除く所得税、社会保障負担、現金による社会保障給付等の経常移転を示す）、現物所得の再分配勘定（医療保険給付や政府の教育支出といった現物移転を示す）では所得再分配の効果等、所得の使用勘定（消費、貯蓄を示す）では所得格差の表れ方等を分析し、貸借対照表勘定では資産格差やその要因を分析する。

分析方法としては、準ジニ係数、準相対分散（準平方変動係数）を用いて所得、資産等の格差をその構成要素により分解する等、分布尺度による格差やその要因の分析を行った。また、世帯人員や世帯員の年齢といった世帯の構成の違いに配慮して、等価尺度（equivalence scale）を導入した。等価尺度は、世帯の構成が世帯員の生活水準に及ぼす影響を表し、等価尺度で世帯所得を除した等価所得は世帯人員1人当たりの生活水準を示すと考えられる。

所得、資産等の分布については、橘木（1998）、西崎他（1998）をはじめ、多くの研究があり、より近年を対象としたものとしても、総務省統計局「全国消費実態調査報告」で1999年についての分析、厚生労働省「所得再分配調査」で1998年の所得についての分析等が行われている。しかし、所得・資産等の分布について、SNAの概念定義に基づき、所得、消費、貯蓄、資産・負債等を家計勘定の中に体系的に位置付けて分析した研究としては、経済企画庁経済研究所国民所得部（現内閣府経済社会総合研究所国民経済計算部）において推計された分布統計に基づく浜田、佐藤（1992）、浜田（1992）、佐藤（1993）があるのみであり、しかも、これらは時点が古く、旧国際基準である68SNAベースの分析である。このため、所得・資産格差等について同じ概念で比較することはできず、先行研究との比較はごく限定的なものとならざるを得ない。
## 1 ．等価尺度（equivalence scale）

世帯員の生活水準は世帯の構成によって異なる。たとえば、表3－3の第1次所得10分位階層別の所得支出勘定を見ると、高所得階層は世帯人員が多いため、世帯所得の高さほど豊かなわけではないと考えられる。

ただし、世帯員の生活水準は世帯人員に反比例するわけではない。家計支出は単なる世帯員の個人的支出の和ではなく、世帯としての支出がある。このため、世帯人員の増加に対しては、家計内公共財の存在等により、消費に関する規模の経済性があると考えられる。たとえば、世帯員共用のテレビ、冷蔵庫等については、混雑が生じるまでは世帯人員の増加とともに利用効率が高まる。また、世帯員の生活水準に影響するのは世帯人員だけではなく、世帯の構成に係る他の要素も影響を及ぼす。その中でも、Atkinson et al.（1995）に述べられているように、特に世帯員の年齢が重要である。たとえば、大人と子供ではニーズ（生計費）が異なるであろう。

等価尺度（equivalence scale）はこのような点に配慮した1種の世帯規模であり、この等価尺度で世帯所得を除した等価所得は、世帯人員1人当たりの生活水準を表すと考えられる。

具体的な等価尺度としては、表4-1のような生活保護基準に基づく尺度を用いる。同表は、生活保護基準の第1類と第2類の基準額により、平均年齢に見合う41～59歳の1人世帯に係る両基準額の和を1とした指数であり、等価尺度は、各世帯員の第1類と世帯の第2類を加えて求められる。このうち、第1類は規模の経済性がない世帯員の個人的支出に対応し、第2類は世帯としての支出に対応しているとみなせる。第2類は、世帯人員に比例するほどは増加せず、規模の経済性にそっている。また、第1類は、世帯の構成に係る重要な要素である世帯員の年齢を考慮したものとなっている。

表 4-1 等価尺度 (生活保護基準から計算)

世帯員の年齢	第1類
1994年	1999年
0歳	0.19	0.18
1～2歳	0.27	0.27
3～5歳	0.34	0.33
6～8歳	0.40	0.39
9～11歳	0.45	0.45
12～14歳	0.55	0.54
15～17歳	0.59	0.58
18～19歳	0.52	0.52
20～40歳	0.50	0.49
41～59歳	0.47	0.47
60～69歳	0.45	0.44
70歳以上	0.40	0.40

世帯人員	第2類
1994年	1999年
1人	0.53	0.53
2人	0.58	0.59
3人	0.64	0.65
4人	0.70	0.71
5人以上
1人追加	0.006	0.005

等価尺度にはさまざまなものがあり、たとえば前述の Atkinson et al.（1995）では $ S^{E} $
という尺度が用いられている。ここで S は世帯人員、E は等価弾性値である。E は 0 と 1 の間の値をとり、E が 0 の場合は家計支出すべてが家計内公共財であり、世帯員の生活水準は世帯人員の影響を受けない。これに対して、E が 1 の場合は家計支出すべてが規模の経済性のない個人的支出となり、世帯員の生活水準は世帯人員に反比例する。しかし、E が 0 と 1 の間にある一般的な場合では、支出のすべてがいくらかの規模の経済性をもち、個人的支出と世帯としての支出が区分されない。このため、世帯人員が多くなるにつれて世帯人員増加の効果 E S E-1 は 0 に近づき、個人的支出の要素がなくなってしまう。また、この尺度は、世帯員の年齢を考慮していない。さらに、等価弾性値 E の値は、Atkinson et al.（1995）自身に示されているように、推計方法やデータによって 0.12～0.91 と大きく異なり、消費データからの推計に限っても 0.23～0.76 の相違がある。

以下では、生活保護基準に基づく等価尺度を用いて、分布統計の所得支出勘定及び貸借対照表勘定から、所得、資産をはじめ、消費、貯蓄、負債等の分布の分析を行う。これは、世帯単位ではなく世帯員個人単位の分布となるため、人数をウェイトとした。また、比較のため、世帯数をウェイトとし等価尺度を用いない世帯単位の所得・資産等の分布も調べた。

## 2 ．所得・資産格差の状況と要因

第1次所得10分位階層別の累積シェア（参考表4-1～4-4）によりローレンツ曲線を描くと、下図のようになる。第1次所得は、営業余剰・混合所得、雇用者報酬、財産所得（純額）という生産に貢献した結果として受け取る所得の合計である。
等価尺度で除した等価第1次所得のローレンツ曲線は、1999年が1994年を下回り、第1次所得の格差が拡大している。この点は、等価尺度で除さない世帯単位の第1次所得でも同じである。ただし、等価第1次所得のローレンツ曲線は第1次所得のローレンツ曲線を上回っており、個人単位のほうが世帯単位より格差が小さい。

以下、分布尺度により、こうした格差やその要因の分析を行う。分布統計の所得支出勘定及び貸借対照表勘定からは、第1次所得（生産に貢献した結果として受け取る所得）、正味資産（資産-負債）等のバランス項目（統合項目）の格差だけでなく、第1次所得の配分勘定の営業余剰・混合所得（総）、雇用者報酬、財産所得、所得の第2次分配勘定の所得に課される税、強制的現実社会負担（社会保険料）、現金による社会保障給付（公的年金等）、社会扶助給付、現物所得の再分配勘定の現物社会移転（医療保険給付や政府の教育支出）等の所得構成要素や、生産資産（住宅）、有形非生産資産（土地）、金融資産等の資産構成要素についての格差が得られる。このため、分布尺度により、所得（第1次所得）、資産（正味資産）、の格差を見るだけでなく、所得・資産格差を構成要素により分解することを通してその要因を探ることができる。

## (1) 使用する分布尺度

所得（第1次所得）資産（正味資産）の格差をその構成要素により分解するためには、分布尺度がこれらにより分解できなければならない。また、正味資産等は負になり得るため、格差の尺度は負値についても定義できなければならない（この点は、タイル尺度やアトキンソン尺度では満たせない。）。こうした観点から、分布尺度としては、準ジニ係数を用いる。

ジニ伝数 G は、最も弱い価値判断に基づく格差の順序づけであるローレンツ曲線とその完全平等線の囲む面積が、完全平等線の下の面積に占める割合を表わす。各世帯が所得・資産の少ない順に番号付けられているとすると、

$$ \begin{aligned}\mathsf{G}=[1/2-1/(2\mathsf{n}^{2}\mathbf{u})\left\{\mathrm{A}_{1}+\sum_{\mathrm{j}=1}^{\mathrm{n}-1}\left(\sum_{\mathrm{j}=1}^{\mathrm{j}}\mathrm{A}_{\mathrm{i}}+\sum_{\mathrm{j}=1}^{\mathrm{j}}\mathrm{A}_{\mathrm{i}}\right)\right\}]/(1/2)\end{aligned} $$

$ A_{i}:i $ 番目の世帯の所得・資産、u：同全世帯平均、n：世帯数）

である。これに対し、各所得・資産構成要素の分布についても所得・資産の低い順に並べ、同様の計算を行ったものが準ジニ係数 $ G_{m} $ （ $ m=1\sim M $ ，Mは所得・資産構成要素の数）であり、

$$ \begin{aligned}\mathsf{G}_{\mathrm{m}}&=\left[\begin{array}{ccccc}&\mathrm{n}-1&\mathrm{j}&\mathrm{j}+1\end{array}\right.\\\left.\begin{array}{c}\end{array}\right]\mathsf{G}_{\mathrm{m}}&=\left[\begin{array}{ccccc}1/2-1/(2\mathrm{n}^{2}\mathbf{u}_{\mathrm{m}})&\left\{\begin{array}{c}\mathrm{A}_{1\mathrm{m}}+\sum\left(\begin{array}{c}\sum\mathrm{A}_{\mathrm{im}}+\sum\mathrm{A}_{\mathrm{im}}\end{array}\right)\end{array}\right\}/(1/2)\\&\mathrm{j}=1\quad\mathrm{i}=1\quad\mathrm{i}=1\end{aligned} $$

$ \left( A_{im} : i 番目の世帯の所得・資産構成要素 m の値、u_{m} : 同全世帯平均 \right) $ となる。
ここで、準ジニ係数にその所得・資産構成要素の所得・資産に占めるシェア $ u_{m}/u $ を乗じた $ u_{m}/u \times G_{m} $ を合計すると、所得・資産のジニ係数 G に等しくなるから、準ジニ係数で所得・資産構成要素による分解ができる。したがって、 $ u_{m}/u \times G_{m} $ は、所得・資産格差に対する当該所得・資産構成要素の寄与度であり、準ジニ係数 $ G_{m} $ は、所得・資産格差に対する当該所得・資産構成要素のシェア 1 単位当たりの貢献度である。

## （２）個人単位の格差

## (a) 所得格差

表 4 - 2 は、等価尺度（equivalence scale）。世帯人員、世帯員の年齢といった世帯の構成が世帯員の生活水準に及ぼす影響を表す）で除した個人単位の分布統計の所得支出勘定から、準ジニ係数を分布尺度に用いて、所得（第1次所得）の格差とその構成要素の寄与度を計算したものである。なお、表における1994年から1999年への寄与度の変化に対する分布尺度の影響は、各構成要素の構成比を1994年のままとして分布尺度の変化の影響をみたものである。また、構成比の影響は、各構成要素の分布尺度を1994年のままとして構成比の変化の影響をみたものである。寄与度の変化は、両者の変化の交差項も含むため、分布尺度の影響と構成比の影響の和にはならない。

まず、表4-2（1）は、第1次所得の配分勘定に基づき、営業余剰・混合所得（総）雇用者報酬、財産所得等の所得構成要素による所得格差の分解を行い、所得格差の源泉を見たものである。1999年の第1次所得の分布尺度（ジニ係数）は1994年より上昇（格差が拡大）している。これは、主に、世帯主を中心とした賃金・俸給の寄与度の上昇による。この寄与度の上昇については、賃金・俸給の構成比の変化よりも分布尺度の変化（格差拡大）の影響が大きい。一方、財産所得は、主に構成比の下落により寄与度が低下した。財産所得の支払のほうは、分布尺度の上昇から寄与度が高まったが、控除項目であるため、第1次所得の格差を縮小する方向に働いている。

また、水準を見ると、やはり世帯主の賃金・俸給の寄与度が大きい。ただし、これは構成比が大きいためであり、分布尺度（格差）が第1次所得より大きいわけではない。分布尺度は、配偶者や他の世帯員の賃金・俸給で高くなっている。

次に、表4-2（2）（3）は、所得の第2次分配勘定、現物所得の再分配勘定に基づき、所得に課される税、強制的現実社会負担（社会保険料）、現金による社会保障給付（公的年金等）、社会扶助給付、現物社会移転（医療保険給付や政府の教育支出）等の所得構成要素による所得格差の分解を行い、これらの所得再分配効果を見たものである。第1次所得の分布尺度（ジニ係数）が上昇したのに対し、可処分所得、調整可処分所得の分布尺度（準ジニ係数）はやや低下している。ただし、表の注のように可処分所得、調整可処分所得自体のジニ係数はやや上昇しているが、上昇幅は第1次所得よりかなり小さい。これは、現金による社会保障給付の寄与度の低下（絶対値では上昇）と控除項目である強制的現実
社会負担の寄与度の上昇が、可処分所得、調整可処分所得の格差を縮小する方向に働き、第1次所得の格差上昇の効果が減殺されたためである。これらの寄与度の変化は、分布尺度の変化と構成比の上昇の両効果による。一方、所得に課される税は寄与度が低下し、所得格差拡大の方向に働いた。これは、構成比低下のためであり、分布尺度はやや上昇している。

また、所得再分配効果を寄与度の絶対値で見ると、1994年は所得に課される税の寄与度が強制的現実社会負担や現金による社会保障給付より大きいが、上記のような寄与度の変化により、1999年では3者の寄与度はほぼ同じになっている。ただし、分布尺度の絶対値では、1999年でも、所得に課される税が強制的現実社会負担や現金による社会保障給付を上回り、シェア1単位当たりの貢献度は大きい。

こうした所得再分配効果に関し、第1次所得に対する税・社会保障負担率、社会保障給付率を所得10分位別に見ると、表4-3のようになる。1999年の所得に課される税の負担率は、減税の影響から全所得階層で1994年より低下している。一方、強制的現実社会負担（社会保险料）の負担率は、社会保险料率の引き上げの影響で上昇し、現金による社会保障給付、社会扶助給付、現物社会移転の給付項目の比率も、低所得層を中心に上昇している。

また、水準を見ると、所得に課される税の負担は、第1分位を除いて累進傾向にある。第1分位の税負担率が高いのは、帰属計算項目（金銭的な受払は行われないがそれと同様の実態があるため、擬制的な取引計上を行う項目）であるために課税対象ではないが第1次所得に含まれる営業余剰（持ち家）（帰属家賃）が少ないこと、課税対象であるが第1次所得には含まれない現金による社会保障給付（公的年金等）が多いこと等による。一方、強制的現実社会負担（社会保险料）は逆進傾向である。これは、社会保障負担が主に月給比例（低所得層はボーナス比率が低い）または定額であることを反映していると考えられる。また、現金による社会保障給付、社会扶助給付、現物社会移転の給付項目は、低所得層で高くなっている。

表 4 - 2（4）は、所得の使用勘定等に基づき、消費や貯蓄といった構成要素による所得格差の分解を行い、所得格差の表れ方を見たものである。消費の分布尺度が低下または横ばいなのに対し、貯蓄の分布尺度は上昇しており、第1次所得の格差拡大は貯蓄のほうに表れている。

また、水準を見ても、寄与度は消費が構成比の高さから上回るものの、分布尺度は貯蓄のほうがはるかに大きく、所得の格差は消費より貯蓄に強く表れている。消費の目的別には、食料・飲料、住居・光熱・水道・家具の分布尺度が小さく、格差の表れ方が比較的弱い。

以上のように、1999年は主に賃金・俸給の格差拡大から、第1所得（生産に貢献した結果として受け取る所得）の格差が1994年より拡大した。これに対し、可処分所得、調整可処分所得の格差の上昇幅は第1次所得よりかなり小さい。これは、現金による社会保障
給付（公的年金等）と強制的現実社会負担（社会保険料）の所得再分配効果が高まったため、第1次所得の格差拡大が減殺されたためである。

## (b) 資產格差

表 4 - 4、4 - 5 は、等価尺度で除した個人単位の分布統計の貸借対照表勘定から、準ジニ係数を分布尺度に用いて、資産（正味資産）の格差とその構成要素の寄与度を計算したものである。表 4 - 2 と同じく、寄与度の変化に対する分布尺度の影響は、各構成要素の構成比を1994年のままとして分布尺度の変化の影響をみたものであり、構成比の影響は、各構成要素の分布尺度を1994年のままとして構成比の変化の影響をみたものである。

まず表4－4は、第1次所得間の正味資産格差を、生産資産（住宅）有形非生産資産（土地）金融資産等の資産構成要素により分解し、資産格差の源泉を見たものである。1999年の正味資産の分布尺度は1994年より低下（格差が縮小）している。これについては、有形非生産資産の寄与度低下が大きく影響しているが、預金を中心とした金融資産の寄与度低下、控除項目である負債の寄与度上昇の効果もある。有形非生産資産の寄与度低下は、分布尺度の低下にもよるが、構成比下落の影響のほうが大きい。一方、金融資産と負債の寄与度変化は、分布尺度の変化による。これらに対し、生産資産の寄与度は、分布尺度の上昇により高まり、正味資産の格差を拡大する方向に働いた。

また、水準を見ると、有形非生産資産と金融資産の寄与度が大きいが、これは構成比が大きいためであり、分布尺度はおおむね正味資産より小さい。ただし、有形非生産資産のうちの土地（その他：現居住地以外）と金融資産のうちの株式以外の証劵、株式については、分布尺度が大きい。また、控除項目である負債の分布尺度は正味資産よりかなり小さく、その格差を大きくする方向に働いている。

次に、表4－5は、正味資産自体の格差を資産構成要素により分解したものである。正味資産の分布尺度（ジニ係数）は、第1次所得間の正味資産格差と異なり、わずかな低下にとどまっている。これについては、第1次所得間とは逆に、預金を中心とした金融資産の寄与度が上昇したことの影響が大きく、控除項目である負債の寄与度低下も影響している。金融資産の寄与度上昇は主に構成比の上昇により、負債の寄与度低下は主に分布尺度の低下よる。一方、有形非生産資産（土地）の寄与度は、主に構成比の下落により、第1次所得間以上に低下している。

また、水準を見ると、第1次所得間と同様に、有形非生産資産と金融資産の寄与度が大きいが、これは構成比が大きいためであり、分布尺度は正味資産より小さい。ただし、土地（その他：現居住地以外）と株式以外の証券、株式の分布尺度は大きい。また、控除項目である負債の分布尺度は正味資産より非常に小さく、その格差を大きくする方向に働いている。
表4 - 2 等価第1次所得の格差の構成要素による分解（準ジニ係数）（続）

(4) 所得の使用勘定

a. 可処分所得の使用勘定

1994年	1999年	寄与度の変化	分布尺度の影響	構成比の影響
寄与度	分布尺度	構成比	寄与度	分布尺度	構成比
1. 最終消費支出（個別消費支出）	0.1082	0.1444	0.749	0.1082	0.1379	0.785	0.0000	-0.0049	0.0052
2. 貯蓄（総）	0.0848	0.5913	0.143	0.0892	0.6784	0.132	0.0044	0.0125	-0.0070
支払	0.1930	0.2162	0.892	0.1974	0.2154	0.916	0.0045	-0.0007	0.0052
3. 可処分所得（総）	0.1930	0.2162	0.892	0.1974	0.2154	0.916	0.0045	-0.0007	0.0052
受取	0.1930	0.2162	0.892	0.1974	0.2154	0.916	0.0045	-0.0007	0.0052

b. 調整可処分所得の使用勘定

1994年	1999年	寄与度の変化	分布尺度の影響	構成比の影響
寄与度	分布尺度	構成比	寄与度	分布尺度	構成比
1. 現実最終消費(現実個別消費)	0.1056	0.1231	0.858	0.1005	0.1122	0.896	-0.0051	-0.0094	0.0047
2. 貯蓄(総)	0.0848	0.5913	0.143	0.0892	0.6784	0.132	0.0044	0.0125	-0.0070
支払	0.1903	0.1901	1.001	0.1897	0.1846	1.027	-0.0007	-0.0055	0.0050
3. 調整可処分所得(総)	0.1903	0.1901	1.001	0.1897	0.1846	1.027	-0.0007	-0.0055	0.0050
受取	0.1903	0.1901	1.001	0.1897	0.1846	1.027	-0.0007	-0.0055	0.0050

(付)目的別最終消費支出

1994年	1999年	寄与度の変化	分布尺度の影響	構成比の影響
寄与度	分布尺度	構成比	寄与度	分布尺度	構成比
1. 食料・飲料	0.0123	0.0786	0.157	0.0119	0.0754	0.158	-0.0004	-0.0005	0.0001
2. 被服・履物	0.0110	0.2276	0.048	0.0088	0.2098	0.042	-0.0022	-0.0009	-0.0015
3. 住居・光熱・水道・家具	0.0191	0.0912	0.210	0.0235	0.0944	0.249	0.0044	0.0007	0.0036
4. その他	0.0657	0.1968	0.334	0.0640	0.1904	0.336	-0.0017	-0.0021	0.0005
家計最終消費支出	0.1082	0.1444	0.749	0.1082	0.1379	0.785	0.0000	-0.0049	0.0052
(再掲)持ち家の帰属家賃	0.0164	0.1248	0.131	0.0206	0.1265	0.163	0.0042	0.0002	0.0040

（注）寄与度の変化に対する分布尺度の影響は構成比を1994年のまま、構成比の影響は分布尺度を1994年のままとして計算。