Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
1 日時：平成26年2月14日（金）13：30～15：00

2 場所：特定個人情報保護委員會委員会室（三会堂ビル8階）

3 出席者：堀部委員長、阿部委員、手塚委員

其田事務局長、松元総務課長

内阁官房 社会保障改革担当室 水町参事官補佐

## 4 議事の概要

（１）議題１：特定個人情報保護評価について

特定個人情報保護評価指針（素案）について

事務局から配布資料について説明があった。

手塚委員から「前回の意見が反映されていてよくなったと思うが、重点項目評価書と全項目評価書は単純に項目数が増えたのか、内容的にも変わっているのか、違いを分かりやすくすべきだ」という旨の発言があった。

手塚委員から「全項目評価を実施していた機関で重大事故が発生した場合は評価の再実施がなされるが、パブコメをしないとすると、透明性をどう担保するのか。ここだけ見ると、重大事故が起こってもパブコメなしでよいとなってしまうように見える」という旨の発言があり、事務局から「法律上、再実施は重大な変更のあった時となっている。重点項目評価を実施していたところに、重大事故が発生すれば、全項目評価を行わなければならなくなる。例示された、全項目評価を行っていた者が重大事故を起こした場合は、そのままでよいということにはならない。監督の手段を用いることや、評価実施機関が再発防止策を講じることが見込まれ、評価書の重要事項について書き換えを行う必要があるため、事実上の再実施となると考える。そのあたりは解説において意図を書いておくことがいいと考えられる」という旨の発言があった。

阿部委員から「全項目評価を行っている団体に重大事故が発生した場合の評価について、指針に記載しておく方が良いのではないか。解説だけでは入り口がわからない。全項目評価実施機関が重大事故を発生させた場合に、そのリスク対策が重大な変更を伴う場合には、再実施になる旨の記載を入れておいた方が良い」という旨の発言があり、事務局から「「重要な変更」のところにそのような旨を記載することはできる。案文は整理したいが、別表に記載されている重要な変更に当たる場合は再度評価の手続きをやり直す、ということが法律の要請する手続きである。重大事故が発生した時は、システムの変更やリスク対策の変更が必要であるという記載を入れることが考えられる」という旨の発言があった。堀部委員長から「今出た意見を踏まえてご検討いただきたい」という旨の発言があり、基本的な方向性については了
解を得たが、上記意見の該当部分につき引き続き検討することとなった。

## 特定個人情報保護評価に関する規則の考え方について

事務局から配布資料について説明があった。

阿部委員から「法第27条第1項に規定される評価書が全項目評価書だということであるが、「全項目評価書」という言葉を規則上入れるべきではないか」という旨の発言があり、事務局から「法律で定義されているものを規則でまた別の定義を置くことが可能かという問題がある。指針ではそういったやり方もあり得るが、規則となると法令との並びで規定することになる。指針には、明確性のために全項目評価書という言葉を入れたもので、法律、規則、指針を通して読めば分かるようにはなっている」という旨の説明があった。堀部委員長から「法律との関係でどう規則に定めるかということもある。他の用例を調べてほしい」という旨の発言があり、事務局から「どのようにすれば適切か再度検討する」という旨の発言があった。

手塚委員から「PDCAサイクルのようなものを評価に取り入れるべきではないか」という旨の発言があり、事務局から「PDCAのとらえ方としては、事前評価という表現だが、重大事故が発生して新しくリスク対策をとるときに、変更を行うということになる」という旨の発言があった。手塚委員から「重大事故が発生した場合には反省を促したいが、ここだけ読むと軽く読めるように思う」という旨の発言があった。事務局から「監視・監督の仕組みを検討しているため、そういったところに盛り込めるかも含めて検討したい」という旨の発言があった。

堀部委員長から「本日の意見を反映させたうえで、パブリックコメントの実施に向けて準備を進めてほしい」という旨の発言があった。

## 行政手続オンライン化法に基づく主務省令について

事務局から配布資料について説明があった。

手塚委員から「電子署名の導入を図ることができるか、将来的に検討していただきたい。それにより、成りすましと文章の改ざん等のチェックが可能である」という旨の発言があり、事務局から「システムは内閣官房が作っているため、要望は伝えていきたい」という旨の発言があった。

## （２）その他

事務局による、監視監督業務に関する海外調査の予定及び手塚委員の海外渡航の予定について報告があった。

以上
斎 藤 光 雄

松 尾 泰 秀

### 1. 序

本稿は, 昭和33～50年の時系列データによる23費目の個人消費関数の計測結果を報告するものである。多費目消費関数の計測に関しては, 従来, 多数の計量的研究の蓄積が存在する $ ^{1} $ 。戦後日本のデータを用いた研究についても, 計量委員会第1次報告〔9〕, 同第5次報告〔10〕, 斎藤〔13〕, 〔15〕等を挙げることができる。これらの中にあって, 本研究はつぎのような特徴をもつ。

第3に，プーリング法を適用するさいには，クロス・セクション・データと時系列データのデータ上の斉合性に留意する必要がある。本研究では，家計調査と国民所得統計の間で乖離の著しい部分，すなわち地代家賃，医療現物給付（健康保険による医療サービス部分）および金融帰属サービスについて特別の取扱いを試みた。

第1に，多重共線性を避けるため，推定法としてストーンら〔20〕によって開発されたプーリング法を用いることにした。まず，クロス・セクション・データによって所得効果を計測した後，その推定値と時系列データを利用して価格効果を推定した。

第2に, プーリング法の日本のデータへの応用は, さきに斎藤 $ ^{[13]} $ によって, 昭和28～40年の16費目時系列に対して行なわれているが, 今回は時系列を50年にまで延長し, 費目も23費目に拡大した。

### 2. 多費目消費支出の理論と計測方法

家計の経済行動は，（1）所得を消費と貯蓄に分割する決意，（2）消費を多種類の消費費目に分割する決意および（3）貯蓄の蓄積額（正味資産）を多種類の金融資産と実物資産に分割する決意からなる $ ^{2)} $ 。

ここでは, この3つの決意がそれぞれ独立に行なわれると仮定する。すなわち, 家計の個々の費目に対する消費支出は, まず所得からの消費支出総額がきまり, つぎにその消費支出総額から個々の費目への支出額がきまるという2段階をへて支出決意が行なわれると仮定する。

多品目消費支出の理論はスルツキー，ヒックス，アレンにより1つの古典的理論が完成されたと考えられるが，その理論を要約すればつぎのごとくである。

消費者にとって総消費支出額および各消費財価格は所与であると仮定する。

そのとき，消費者は収支条件

$$ (2-1)\qquad M=\sum_{i=1}^{n}P_{i}C_{i} $$

の制約のもとで，効用関数

$$ (2-2)\qquad U=U(C_{1},C_{2}\cdots\cdots,C_{n}) $$

を極大にするよう個々の財への消費支出額を決定する。ここで,

M = 名目消費支出総額

$ C_{i}= $ 第i財の消費量

$ P_{i}= $ 第i財の価格
である。

周知のように極大条件は

$$ \frac{U_{1}}{P_{1}}=\frac{U_{2}}{P_{2}}=\cdots\cdots=\frac{U_{n}}{P_{n}} $$

となる。ただし,

$$ U_{i}=\frac{\partial U}{\partial C_{i}}(i=1,2,\cdots\cdots,n) $$

である。(2−1) 式および (2−3) 式を $ C_{i} $ について解けば,

$$ \begin{aligned}(2-4)\quad&C_{i}=F_{i}(M,P_{1},P_{2},\cdots\cdots,Pn)\\&(i=1,2\cdots\cdots,n)\end{aligned} $$

がえられる。この式は，各財に対する需要数量が名目消費支出総額 M およびすべての財の価格 $ P_{i} $ の関数として決定されることを意味する。

さて，需要関数（2-4）式において，この関数は M および $ P_{i}(i=1,2,\cdots,n) $ に関して 0 次の同次関数であることが知られている。すなわち，(2-1) および (2-3) 式において，M および $ P_{i}(i=1,2,\cdots,n) $ を一定倍しても $ C_{i} $ を決める条件には変化なく，したがって，これらの方程式を解いてえられた $ C_{i} $ も変化しない。そこで，(2-4) 式を具体的な関数型に書き改めるときには何らかの形でこの同次関数の性質を持った関数として示さなければならない。

いま，すべての名目変数を一般消費者物価に対する比率であらわすことにする。

$ (2-5) $

$ (2-6) $

$$ \begin{aligned}&C_{i}=F_{i}\Bigg(C,\frac{P_{1}}{P},\frac{P_{2}}{P},\cdots\cdots,\frac{P_{n}}{P}\Bigg)\\ &\quad(i=1,2\cdots\cdots,n)\\ &C=\frac{M}{P}\\ &C= 実質消費支出総額 \\ &P= 一般消費者物価指数 (\sum_{i=1}^{n}w_{i}P_{i})\\ &w_{i}= 一般消費者物価指数における各財 \\ \end{aligned} $$

のウェイト

需要関数（2−5）式において，各独立変数が需要量にいかなる影響を与えるかに関する問題は，いわゆる「所得効果」および「価格効果」の分析として知られている³）。とくに「価格効果」については，（2−5）式は需要される財そのものの価格のみならず，他の財の価格によっても影響されることを示している点がこの分析の特徴であるといえる。すなわち，消費財需要に影響を与える変数としては，その消費財の価格のみならず，これと強い代替関係または補完関係にある消費財価格の影響をも考慮すべきであろう。しかし，この研究では価格効果をあらわす独立変数としてその消費財の相対価格 $ P_{i}/P $ のみをとることにするが，その理由はつぎの通りである⁴）。

消費財需要における価格効果を問題とするとき，計測の対象となる消費財の集計の程度に注目する必要がある。たとえば，ここで計測に用いるデータは個々の消費財ではなく，第13表に示したような23個の消費項目であり，項目自体がかなりの程度まで集計されたものである。このような場合，特定の2つの個別商品について観察したさい明瞭にあらわれるような代替関係（たとえば，牛肉と豚肉の間の代替関係）も，項目に関するデータでみるかぎり，2商品がともに1項目の中に含まれる場合が多い。（われわれの場合，牛肉も豚肉もともに「肉乳卵」の項目に含められている）。また，2商品がかりに別々の項目に属していたとしても，それぞれの項目が他の商品をも含んでいるため，項目間では代替（補完）関係が弱い程度にしかあらわれなくなるのである $ ^{5} $ 。

さて，各財に対する需要量および総消費をともに1人当たりの数量で測ることにする。ま
た，総消費および価格の影響の非線型性を考慮して，関数型として指数関数を採用することにすると，(2−5)式は次のように書くことができる。

$$ \begin{aligned}(2-7)\quad&ln(C_{i}/L)=ln B_{i}+\beta_{i}ln(C/L)\\&+\varepsilon_{i}ln(P_{i}/P)\\&(i=1,2,\cdots\cdots,n)\end{aligned} $$

ここで,

$$ \begin{aligned}L=& 人口 \left(C_{i} および C が国民経済全体の集計量である場合 \right), または \\& 家計人数 \left(C_{i} および C が家計の消費量である場合 \right)\end{aligned} $$

である。

ただし, 後に第4節の計測結果でわかるようにかなり長期の観察値を扱う場合には, 総消費の効果の非線型性は単なる指数関数よりもさらに強い。したがって, 上の $ (2-7) $ 式にさらに総消費の対数の2乗という項を加えて次のような式を計測することも試みた。

$$ \begin{aligned}(2-8)\qquad&ln(C_{i}/L)=ln B_{i}+\beta_{i}ln(C/L)\\ &\\&+\gamma_{i}\left\{ln(C/L)\right\}^{2}+\varepsilon_{i}ln(P_{i}/P)\\ &\\&(i=1,2,\cdots\cdots,n)\end{aligned} $$

消費関数（2－7）および（2－8）の推計には，原則として，国民所得統計と家計調査の両者を基礎データとして用いることにした。すなわち，消費関数の推計に国民所得統計の消費時系列を用いるならば，この推計式は国民経済モデルの中の消費関数としてそのまま利用することができる点で有用である。この意味でわれわれの推計も最終的には国民所得統計にフィットする消費関数の推計を意図している。しかし，よく知られているように，消費関数を単純に時系列データのみから推定する場合には，多重共線性により係数推定値が不安定になるおそれがある。そこで，クロス・セクション・データである家計調査からえられる情報をも消費関数の推計に利用することによってできるだけ安定した推定値を求めることにした。

行動方程式の推定にさいして，時系列とクロス・セクション・データの両者を併用する方法をプーリング法（pooling method）という $ ^{6)} $ 。いま，(2－7)式の推計を例にとり，この方法を説明すればつぎの通りである。

家計調査はある特定の年に対して所得階層別の消費支出のデータを与えているので，所得（総消費）効果を計測するうえで非常に有用である。すなわち，このようなクロス・セクション・データにおいては，調査期間中，各家計は同一の価格状況に直面していると考えられるから，(2－7)式において価格効果の部分と常数項，すなわち

$$ \varepsilon_{i}ln(P_{i}/P)+lnB_{i}(=lnB^{\prime}{}_{i}) $$

の部分を1つの常数とみなして,所得階層別のデータより

(2-9) $ ln(C_{i}/L)_{r}=lnB'_{i}+\beta_{i}ln(C/L)_{r}+u_{ir} $ なる方程式を推定することができる。ここで r は所得階層をあらわす添字であり， $ u_{ir} $ は確率誤差項である。

つぎに, この $ (2-9) $ 式による $ \beta_{i} $ の推定値 $ \hat{\beta}_{i} $ を用いて

$$ \begin{aligned}(2-10)\quad&ln(C_{i}/L)_{t}-\hat{\beta}_{i}ln(C/L)_{t}=ln B_{i}\\&+\varepsilon_{i}ln(P_{i}/P)_{t}=\nu_{it}\end{aligned} $$

を，時系列データから推定する。ここで，tは時間をあらわす添字， $ v_{it} $ は確率誤差項である。クロス・セクション・データによる（2-9）式の推定においても，時系列による（2-10）式の推定においても，独立変数はそれぞれ1つだけであるから，多重共線性の問題は回避することができるのである。

このプーリング法は, 総消費効果を対数2次式であらわした(2−8)式に対しても応用できる。すなわち, 最初にクロス・セクション・データにより,

$$ \begin{aligned}ln(C_{i}/L)_{r}=lnB^{\prime}{}_{i}+\beta_{i}ln(C/L)r\\+r_{i}\big\{ln(C/L)_{r}\big\}^{2}+u_{ir}\end{aligned} $$

を推定し，その推定値$\hat{\beta}_{i}$および$\hat{\gamma}_{i}$を用いて

(2−12)

$$ \begin{align*}ln(C_{i}/L)_{t}-\hat{\beta}_{i} ln(C/L)_{t}-\hat{\gamma}_{t}\left\{ln(C/L)_{t}\right\}^{2}\\=ln B_{i}+\varepsilon_{i} ln(P_{i}/P)_{t}+\nu_{it}\end{align*} $$
を推定することができるのである。

最後に，多費目消費関数を（2－7）式または（2－8）式であらわすさいの問題点について付記しておく。

第1に，（2－7）式または（2－8）式を消費支出全体にわたる一組の連立方程式システムとみなすには，収支制約式（2－1）または

$$ (2-13)\qquad C=\sum_{i=1}^{n}\left(P_{i}/P\right)\quad C_{i} $$

が，必ずしも満されないという難点がある。しかし，収支制約条件を満足する消費関数は，

(2−7) 式または (2−8) 式のような簡単な関数型ではなく，かなり特殊な関数型でなければならない $ ^{7)} $ 。そうして，この場合には，このような特別の関数型は通常観察値とのフィットという点で，必ずしも最上ではないのである。

ここでは，まず，（2－7）式または（2－8）式の個々の式が個々の費目の消費関数として適切か否かの検討を行なうことにする。したがって，収支制約式の問題は，便宜的な方法であるが，どれか1つの費目についてのみ（2－7）式または（2－8）式ではなく，（2－13）式により決定されると考えることにする。この方法は，どの費目を（2－13）式によりきめるかという点で恣意性を伴なうし，また，この費目に誤差が集中する可能性もあるが，すべての方程式のフィットが非常によい場合には，この費目の誤差も大きくないと考えられるから，あえてわれわれの関数型をとることにする。

第2に，(2−7)式または(2−8)式は静学的方程式である。年時系列を使う場合でも，実際の消費支出額の変動には動学的要因（たとえば，ラグ付きの消費支出の影響など）が，影響をもつと考えられる。

しかし，ここでは，動学的要因は消費全体をきめる総消費関数において計測することにする。したがって，動学的要因は消費支出総額に対する影響を通じて間接的に各消費費目に影響を及ぼすことになる。

より一般的な関数型としては，各消費費目ごとに，一期前のその消費費目支出額を説明変数にもつ方程式を推定することが望ましいが，それは多重共線性により係数推定値を不安定ならしめる可能性が強いので，われわれのような方法を採用することにした。

### 3. 統計データと消費項目

前節で記したように消費関数（2－7）および（2－8）の推計にさいして，この研究では，国民所得統計と家計調査の両者を基礎データとして用いることにする。統計データの推計方法および消費項目の詳細は付録に譲ることとし，以下に概括的な説明だけを記しておく。

時系列データとしては，国民所得統計と斉合性を持つ23費目の系列を作成することにした。すなわち，「国民所得統計年報」は付表として家計消費を次の12費目に分割した年時系列を発表している。

(a) 食品，(b) 飲料，(c) たばこ，(d) 被服その他の身の回り品，(e) 燃料および灯火，(f) 賃貸料および水道料，(g) 家具・雑品および世帯道具，(h) 家事維持費，(i) 保健および衛生，(j) 交通および通信，(k) レクリエーションおよび娯楽，および(l) その他のサービス。

われわれは, このうち(a)食品をさらに8費目, すなわち主食（穀類）, 魚, 肉乳卵, 野菜乾物, 加工食品, 調味料, 嗜好食品, および外食に分割した。この細分化には主として家計調査を用いた。

つぎに，（f）賃貸料および水道料を3費目（地代家賃，水道料，および設備修繕費）に，（i）保健および衛生を2費目（医療現物給付および保健衛生）に，（l）その他サービスを2費目（金融帰属サービスおよびその他サービス）に，それぞれ分割した。これらの細分化には，「国民所得推計資料集」における支出品目・支出形態別家計消費支出推計明細表を利用した。

上記の細分割の結果，次の23費目に対して，昭和33～50年（暦年）の年時系列を作成した。
(1) 主食 (穀類), (2) 魚 (生鮮魚介, 塩干魚介),

(3) 肉乳卵，(4) 野菜乾物，(5) 加工食品，(6) 調味料，(7) 嗜好食品（菓子，果物），(8) 外食，(9) 酒飲料，(10) たばこ，(11) 被服，(12) 燃料，(13) 地代家賃，(14) 水道料，(15) 設備修繕費，(16) 家具備品，(17) 家事維持費，(18) 医療現物給付，(19) 保健衛生，

(20) 交通通信費，(21) レクリエーション，(22) 金融帰属サービス，および(23) その他サービス。

クロス・セクション・データとして，上記23費目に相当する家計調査の所得階層別消費支出データを用いることとした。すなわち，基本的には，「年間収入階級別1世帯当たり年平均1か月間の収入と支出（全国・勤労者）」によることとし，この表の記載費目以上に費目の細分割が必要であるときには，「年間収入階級別1世帯当たり年間の品目別支出金額（全国・勤労者世帯）」を利用することにした $ ^{8} $ 。

時系列データとクロス・セクション・データを併用してプーリング法により方程式推定を行なう場合，特に注意を要する点は，両データの斉合性である。この点に関し，以下に若干の註記を加えておく。

第1に，時系列データとクロス・セクション・データにおける経済主体の斉合性が問題となる。国民所得データは，農家，非農家勤労者，および非農家一般世帯の3主体のそれぞれについて消費支出金額を推計し，その合計として経済全体の消費支出金額が推計されている。したがって，厳密にいえば，所得弾力性もこの3主体のそれぞれについて推定する必要がある。しかし，この研究では，勤労者家計に関するクロス・セクション・データのみをとりあげ，その所得弾力性によりすべての主体を代表させることとした。これは，総消費額が与えられたもとでの個別消費額の決定については，上記3つの主体の間で所得弾力性に関しあまり大きな差異はないと考えられるからである。

第2に, 国民所得統計は経済全体の消費額であるのに対し, 家計調査は1世帯当たりの消費額であるという点である。この点については, 消費支出額を国民所得統計では人口で除し, 家計調査では世帯人数で除することにより, 1人当たり消費額として斉合性を保たせることにした $ ^{9} $ 。

第3に，消費費目の斉合性が問題となる。この点に関しては，家計調査の品目別支出のデータがきわめて細かく分割されているため，年時系列と斉合的な費目データを作成するうえで非常に有用であり，この意味ではほぼ満足すべきデータをえることができた。しかし，より重要なことは，国民所得統計は各家計で現実に支出されたものでない項目をも消費支出として計上している点である。すなわち，国民所得統計と斉合的な23費目においては「(13）地代家賃」は持家に対する帰属家賃を含んでおり，「(18）医療現物給付」は保険により支払われた医療費であり，「(22）金融帰属サービス」は金融機関の帰属サービスである。これらはいずれも，家計で実際に支出される費目ではないため，家計調査において該当する項目が存在しないものである。

以下では，23費目に対する総消費支出Cのうちから上記3費目を除いた20費目に対する支出額を新たに総消費支出C'として定義した。そうして，このC'の内訳であるCiの決定に関しては家計調査データと時系列データは共通の行動様式にもとづく観察値であると仮定することにした。したがって，家計調査による総消費弾力性の推定では，前節（2－9）式においてCのかわりにC'を用いることにする。また，これに対応して時系列データによる価格弾力性の推定でも，前節（2－10）式に対してCのかわりにC'を用いることにする。
第1表 個別消費関数推定結果（対数1次式）

年(曆 年)	(1) 主 食(穀 類)	(2) 魚
βi	βi∅t統計量	lnBi'	lnBi'∅t統計量	R²	βi	βi∅t統計量	lnBi'	lnBi'∅t統計量	R²
昭和38年	0.010	0.42	9.57	32.1	-0.067	0.625	15.4	1.48	3.01	0.948
39	-0.045	2.04	10.21	38.6	0.186	0.645	21.4	1.26	3.46	0.970
40	0.051	1.96	9.04	28.7	0.170	0.624	21.2	1.45	4.06	0.970
41	-0.022	0.87	9.89	32.6	-0.019	0.605	25.9	1.71	6.03	0.980
42	-0.075	1.74	10.53	20.1	0.128	0.549	18.5	2.37	6.59	0.961
43	-0.036	1.22	10.01	27.6	0.034	0.493	11.4	3.03	5.75	0.902
44	0.038	1.01	9.03	19.6	0.001	0.482	15.6	3.14	8.23	0.946
45	0.052	1.43	8.88	20.0	0.070	0.491	16.0	3.01	7.93	0.948
46	0.088	2.66	8.41	20.6	0.303	0.445	18.3	3.53	11.7	0.960
47	0.078	1.29	8.51	11.4	0.045	0.405	18.4	4.05	14.9	0.960
48	0.193	7.24	7.04	21.0	0.786	0.396	12.8	4.12	10.6	0.921
49	0.179	5.50	7.20	17.7	0.692	0.284	13.9	5.54	21.7	0.937
50	0.182	7.61	7.13	23.8	0.803	0.288	16.4	5.52	25.2	0.951
昭和38～50年)	0.059	5.36	8.98	66.6	0.735	0.479	38.2	3.25	21.3	0.886
昭和38～47年)	0.005	0.47	9.63	70.3	0.723	0.552	47.3	2.36	16.6	0.939

1) ダミー変数の係数推定値およびt統計量は略す。

年(曆 年)	(3) 肉 乳 卵	(4) 野 菜 乾 物
βi	βi∅t 統計量	lnBi'	lnBi'∅t 統計量	R²	βi	βi∅t 統計量	lnBi'	lnBi'∅t 統計量	R²
昭和38年	1.126	33.0	-4.43	10.7	0.988	0.711	19.9	0.41	0.94	0.968
39	1.086	35.7	-3.88	10.5	0.989	0.658	43.9	0.98	5.36	0.993
40	1.082	29.8	-3.79	8.61	0.985	0.675	21.1	0.73	1.89	0.970
41	1.048	22.2	-3.40	5.95	0.972	0.698	20.8	0.50	1.23	0.969
42	0.983	19.4	-2.58	4.19	0.964	0.656	33.6	0.95	4.01	0.988
43	0.923	15.6	-1.87	2.59	0.946	0.588	23.8	1.80	5.99	0.976
44	0.768	14.1	0.06	0.09	0.934	0.547	21.3	2.30	7.24	0.970
45	0.707	13.3	0.82	1.25	0.927	0.491	14.9	2.95	7.24	0.941
46	0.676	16.6	1.19	2.36	0.951	0.458	16.4	3.40	9.86	0.950
47	0.725	8.49	0.61	0.58	0.836	0.332	4.21	5.02	5.16	0.545
48	0.591	25.0	2.26	7.63	0.978	0.388	19.1	4.26	16.6	0.963
49	0.378	11.2	4.94	11.8	0.906	0.247	12.0	6.01	23.2	0.916
50	0.337	10.7	5.47	13.9	0.891	0.260	13.3	5.91	24.1	0.926
昭和38～50年)	0.784	32.0	-0.28	0.95	0.874	0.507	32.6	2.88	15.2	0.867
昭和38～47年)	0.947	46.5	-2.26	9.12	0.943	0.604	43.0	1.71	9.98	0.931
第1表 個別消費関数推定結果（対数1次式）

年(曆 年)	(5)加工食品	(6)調味料
βi	βi∅t統計量	lnBi'	lnBi'∅t統計量	R²	βi	βi∅t統計量	lnBi'	lnBi'∅t統計量	R²
昭和38年	0.376	10.6	4.09	9.53	0.896	0.215	3.91	5.45	8.19	0.523
39	0.302	8.93	4.98	12.1	0.849	0.221	10.5	5.41	21.2	0.887
40	0.382	16.6	4.05	14.5	0.951	0.197	10.5	5.74	25.1	0.886
41	0.350	22.0	4.43	22.9	0.972	0.186	9.79	5.89	25.5	0.871
42	0.348	12.0	4.47	12.7	0.911	0.274	13.1	4.83	19.0	0.924
43	0.275	13.7	5.37	22.0	0.930	0.151	5.99	6.35	20.7	0.714
44	0.250	5.96	5.69	11.0	0.711	0.118	3.71	6.77	17.2	0.476
45	0.221	6.18	6.01	13.6	0.726	0.132	3.62	6.65	14.8	0.464
46	0.290	8.64	5.11	12.3	0.840	0.204	7.22	5.77	16.6	0.785
47	0.266	7.08	5.43	11.7	0.778	0.191	4.99	5.93	12.5	0.630
48	0.264	14.4	5.45	23.7	0.937	0.194	6.19	5.94	15.1	0.728
49	0.171	9.09	6.54	27.7	0.863	0.196	6.86	5.88	16.4	0.780
50	0.171	12.1	6.58	37.2	0.912	0.174	5.73	6.17	16.3	0.695
昭和38～50年)	0.277	30.1	5.28	47.1	0.845	0.192	22.2	5.73	54.4	0.883
昭和38～47年)	0.314	30.2	4.83	38.1	0.874	0.194	19.1	5.70	46.2	0.853

年(曆 年)	(7) 嗜 好 食 品	(8) 外 食
βi	βi∅t 統計量	lnBi'	lnBi'∅t 統計量	R²	βi	βi∅t 統計量	lnBi'	lnBi'∅t 統計量	R²
昭和38年	0.818	16.7	-1.09	1.84	0.956	1.184	10.7	-5.80	4.34	0.898
39	0.835	19.1	-1.22	2.29	0.963	1.266	13.2	-6.83	5.85	0.925
40	0.837	19.0	-1.22	2.29	0.963	1.082	14.0	-4.58	4.90	0.933
41	0.721	19.8	0.22	0.49	0.965	1.053	10.0	-4.23	3.33	0.877
42	0.792	15.5	-0.60	0.98	0.945	1.052	16.2	-4.16	5.28	0.949
43	0.676	14.1	0.82	1.40	0.934	1.210	11.0	-6.07	4.54	0.896
44	0.611	19.1	1.67	4.24	0.963	1.132	12.3	-5.09	4.48	0.915
45	0.479	11.1	3.26	6.12	0.898	1.032	8.45	-3.88	2.56	0.834
46	0.503	11.6	3.01	5.62	0.905	0.895	13.2	-2.20	2.62	0.925
47	0.503	8.67	3.05	4.26	0.841	0.797	9.51	-0.91	0.88	0.865
48	0.455	15.7	3.66	10.0	0.946	0.811	11.4	-1.12	1.25	0.901
49	0.301	10.2	5.55	15.0	0.887	0.711	7.71	3.13	0.11	0.818
50	0.328	10.6	5.17	13.3	0.888	0.692	9.31	0.37	0.40	0.860
昭和38～50年)	0.596	31.9	1.61	7.06	0.895	0.980	34.3	-3.33	9.56	0.889
昭和38～47年)	0.705	39.6	0.29	1.32	0.935	1.090	35.2	-4.67	12.4	0.908
第1表 個別消費関数推定結果（対数1次式）

年(曆 年)	(9) 酒 飲 料	(10) た ば こ
βi	βi∅t統計量	lnBi′	lnBi′∅t統計量	R²	βi	βi∅t統計量	lnBi′	lnBi′∅t統計量	R²
昭和38年	0.542	11.6	1.79	3.17	0.912	-0.342	3.73	11.28	10.2	0.498
39	0.518	7.57	2.16	2.60	0.801	-0.406	3.69	12.08	9.04	0.474
40	0.393	6.15	3.68	4.75	0.724	-0.433	4.00	12.46	9.50	0.518
41	0.508	5.48	2.35	2.09	0.675	-0.288	2.31	10.73	7.09	0.236
42	0.630	4.93	0.95	0.61	0.625	-0.217	3.19	10.04	12.2	0.396
43	0.529	3.53	2.24	1.92	0.678	-0.234	1.59	10.30	5.73	0.098
44	0.341	4.46	4.67	4.95	0.574	-0.332	2.22	11.65	6.30	0.219
45	0.266	4.67	5.64	7.99	0.597	-0.607	6.29	15.06	12.6	0.734
46	0.289	3.53	5.43	5.36	0.450	-0.398	3.09	12.55	7.87	0.379
47	0.556	4.99	2.14	1.55	0.631	-0.129	0.61	9.28	3.59	-0.047
48	0.201	4.13	6.64	10.8	0.534	-0.476	4.57	13.74	10.5	0.587
49	0.301	4.22	5.38	6.02	0.564	-0.104	1.50	9.16	10.5	0.088
50	0.285	6.77	5.62	10.7	0.762	0.068	1.06	7.18	8.93	0.009
昭和38～50年)	0.412	17.9	3.36	12.0	0.886	-0.271	8.26	10.43	26.0	0.748
昭和38～47年)	0.472	17.0	2.63	7.79	0.857	-0.338	8.62	11.24	23.5	0.648

年(曆 年)	(11) 被 服	(12) 燃 料
βi	βi∅t統計量	lnBi′	lnBi′∅t統計量	R²	βi	βi∅t統計量	lnBi′	lnBi′∅t統計量	R²
昭和38年	1.110	20.1	-3.68	5.49	0.969	0.809	35.9	-1.08	3.97	0.990
39	1.146	28.4	-4.18	8.52	0.983	0.755	21.9	-0.42	1.00	0.972
40	1.126	34.1	-3.93	9.79	0.988	0.709	31.2	0.22	0.80	0.986
41	1.118	21.0	-3.87	6.00	0.969	0.646	20.5	1.02	2.65	0.968
42	1.168	36.0	-4.49	11.4	0.989	0.571	26.8	1.96	7.57	0.981
43	1.236	15.4	-5.32	5.43	0.944	0.351	6.66	4.68	7.29	0.756
44	1.330	41.0	-6.51	16.2	0.992	0.470	10.4	3.28	5.88	0.885
45	1.235	25.2	-5.40	8.92	0.978	0.413	7.26	4.06	5.78	0.787
46	1.111	19.5	-3.88	5.51	0.964	0.447	11.2	3.65	7.41	0.900
47	1.371	25.2	-7.15	10.6	0.978	0.304	4.82	5.46	7.01	0.614
48	1.421	35.4	-7.83	15.5	0.989	0.475	12.6	3.39	7.12	0.918
49	1.188	22.0	-4.97	7.36	0.974	0.318	17.9	5.34	24.1	0.961
50	1.308	29.8	-6.45	11.7	0.984	0.347	16.7	5.05	19.4	0.952
昭和38～50年)	1.214	80.6	-4.95	26.9	0.973	0.513	31.8	2.50	12.7	0.929
昭和38～47年)	1.183	70.0	-4.57	22.2	0.972	0.578	31.0	1.71	7.55	0.920
第1表 個別消費関数推定結果（対数1次式）

年(曆 年)	(14) 水 道 料	(15) 設 備 修 繕
βi	βi∂t 統計量	lnBi'	lnBi'∂t 統計量	R²	βi	βi∂t 統計量	lnBi'	lnBi'∂t 統計量	R²
昭和38年	0.732	12.3	-2.33	3.25	0.921	1.123	7.86	-5.28	3.04	0.824
39	0.629	9.76	-1.10	1.40	0.871	1.515	8.74	-10.01	4.75	0.843
40	0.486	9.94	0.71	1.19	0.875	1.291	4.65	-7.34	2.18	0.596
41	0.600	12.6	-0.57	0.99	0.918	1.653	13.7	-11.75	8.04	0.930
42	0.521	20.9	0.46	1.51	0.969	1.926	13.9	-15.29	9.06	0.932
43	0.503	7.41	0.71	0.86	0.794	1.285	5.54	-7.42	2.62	0.679
44	0.387	6.53	2.26	3.09	0.748	1.013	6.54	-4.16	2.18	0.749
45	0.386	7.92	2.27	3.76	0.815	1.362	7.21	-8.51	3.64	0.785
46	0.261	3.23	3.91	3.92	0.402	1.283	5.97	-7.46	2.81	0.712
47	0.157	1.92	5.31	5.26	0.161	2.060	7.54	-17.35	5.15	0.800
48	0.392	5.74	2.44	2.83	0.695	1.516	9.11	-10.69	5.11	0.854
49	0.243	11.9	4.35	17.1	0.916	2.462	27.7	-22.72	20.5	0.983
50	0.193	7.22	4.99	14.9	0.785	2.187	35.0	-19.39	24.8	0.989
昭和38～50年)	0.425	21.8	1.39	5.82	0.926	1.664	29.1	-11.83	16.9	0.821
昭和38～47年)	0.498	22.2	0.50	1.81	0.909	1.454	22.4	-9.29	11.7	0.777

年(曆 年)	(16) 家具備品	(17) 家事維持費
βi	βi∅t統計量	lnBi'	lnBi'∅t統計量	R²	βi	βi∅t統計量	lnBi'	lnBi'∅t統計量	R²
昭和38年	0.754	8.01	-0.18	0.16	0.829	1.349	51.9	-7.62	24.2	0.995
39	0.734	10.6	-0.03	0.04	0.889	1.301	65.4	-7.08	29.3	0.997
40	0.586	10.9	1.78	2.74	0.894	1.275	32.2	-6.77	14.1	0.987
41	0.769	7.86	-0.45	0.38	0.813	1.187	39.2	-5.70	15.5	0.991
42	0.918	8.10	-2.14	1.55	0.822	1.164	31.0	-5.48	12.0	0.986
43	1.114	7.71	-4.40	2.50	0.807	1.285	36.9	-6.95	16.4	0.990
44	0.791	4.84	-0.32	0.16	0.616	1.161	22.3	-5.44	8.46	0.973
45	0.974	7.23	-2.59	1.55	0.785	1.237	32.3	-6.44	13.6	0.987
46	0.874	9.75	-1.14	1.03	0.870	1.127	35.2	-5.12	12.9	0.989
47	0.966	6.31	-2.33	1.23	0.735	1.099	15.4	-4.80	5.45	0.944
48	0.839	8.06	-0.78	0.60	0.820	1.073	28.6	-4.46	9.44	0.983
49	1.795	41.9	-12.94	24.2	0.993	1.047	40.1	-4.23	13.0	0.992
50	1.677	26.6	-11.47	14.5	0.981	1.107	49.6	-4.96	17.8	0.994
昭和38～50年)	1.047	25.9	-3.74	7.57	0.855	1.183	98.9	-5.61	38.5	0.982
昭和38～47年)	0.834	22.9	-1.15	2.59	0.881	1.230	91.2	-6.18	37.6	0.983
第1表 個別消費関数推定結果（対数1次式）

年(曆 年)	(19) 保 健 衛 生	(20) 交 通 通 信
βi	βi∅t統計量	lnBi′	lnBi′∅t統計量	R²	βi	βi∅t統計量	lnBi′	lnBi′∅t統計量	R²
昭和38年	0.635	12.4	1.18	1.90	0.922	1.046	10.8	-4.13	3.50	0.898
39	0.738	11.5	0.06	0.08	0.903	1.030	20.8	-3.91	6.49	0.969
40	0.557	6.98	2.25	2.32	0.773	1.089	8.63	-4.51	2.94	0.840
41	0.590	8.02	1.87	2.10	0.819	1.271	15.8	-6.63	6.80	0.947
42	0.573	11.8	2.14	3.63	0.908	1.395	10.7	-8.01	5.04	0.890
43	0.470	9.35	3.45	5.64	0.861	1.270	11.6	-6.45	4.83	0.905
44	0.559	7.95	2.46	2.84	0.816	1.148	12.9	-4.90	4.46	0.922
45	0.555	6.21	2.48	2.25	0.728	1.340	11.3	-7.15	4.89	0.901
46	0.561	8.41	2.44	2.96	0.833	1.397	7.82	-7.83	3.54	0.811
47	0.558	7.72	2.48	2.77	0.807	1.740	12.3	-12.09	6.91	0.914
48	0.566	6.20	2.46	2.14	0.728	1.302	11.8	-6.52	4.71	0.908
49	0.714	14.8	0.58	0.95	0.943	1.413	11.5	-8.00	5.22	0.911
50	0.757	22.1	0.06	0.13	0.972	1.345	10.8	-7.13	4.58	0.893
昭和38～50年)	0.621	33.9	1.34	5.99	0.921	1.280	38.4	-6.97	17.1	0.934
昭和38～47年)	0.588	27.6	1.75	6.73	0.900	1.245	32.6	-6.54	14.1	0.920

年(暦 年)	(21) レクリエーション	(23) その他サービス
βi	βiのt統計量	lnBi'	lnBi'のt統計量	R²	βi	βiのt統計量	lnBi'	lnBi'のt統計量	R²
昭和38年	1.408	28.2	-7.37	12.2	0.984	1.754	30.5	-10.70	15.4	0.986
39	1.456	27.4	-8.04	12.4	0.982	1.813	55.9	-11.40	28.9	0.996
40	1.422	23.0	-7.69	10.3	0.974	1.803	43.1	-11.26	22.2	0.993
41	1.533	26.3	-9.02	12.8	0.980	1.797	44.6	-11.22	23.0	0.993
42	1.479	28.7	-8.40	13.4	0.983	1.805	44.9	-11.38	23.3	0.993
43	1.557	23.9	-9.38	11.8	0.976	1.851	54.1	-11.98	28.8	0.995
44	1.521	25.4	-8.95	12.1	0.979	1.753	39.3	-10.82	19.7	0.991
45	1.539	29.2	-9.15	14.0	0.984	1.692	30.8	-10.07	14.8	0.986
46	1.556	26.4	-9.49	13.0	0.980	1.812	65.1	-11.58	33.6	0.997
47	1.378	10.5	-7.25	4.46	0.886	1.798	46.4	-11.43	23.9	0.994
48	1.577	23.3	-9.75	11.4	0.975	1.598	34.4	-8.95	15.3	0.988
49	1.392	54.7	-7.44	23.4	0.996	1.481	19.4	-7.43	7.76	0.966
50	1.416	82.5	-7.74	36.0	0.998	1.529	19.7	-8.08	8.30	0.965
昭和38～50年)	1.469	89.8	-8.12	40.7	0.979	1.710	100.	-10.16	48.9	0.983
昭和38～47年)	1.481	72.0	-8.26	33.0	0.974	1.790	134.	-11.13	68.7	0.992
### 4. 総消費弾力性の推定

——クロス・セクション分析——

本節では，クロス・セクション・データ（家計調査の年間収入階級別消費支出）を用いて総消費弾力化の推定を行なう。

(1) 対数1次式の推定

(2−9) において C を C' に置き換えるならば,

推定すべき方程式は,

(4-1) $ ln(C_{i}/L)_{r} = lnB_{i}' + \beta_{i} ln(C'/L)_{r} + u_{ir} $ となる。

年間収入階級別消費支出のデータは，同一調査方法によるクロス・セクション・データが昭和38年から50年まで利用することができる。したがって，まず，(4－1)式を各年ごとに推定することとした。推定結果は第1表のとおりである。13年間におけるβの推定値に関し，ほぼ次のような事実を指摘することができる。

(a) $ \beta_{i} $ の推定値に上昇傾向の認められるもの。主食，設備修繕，家具備品，交通通信。

(b) $ \beta_{i} $ の推定値に下降傾向の認められるもの。魚，肉乳卵，野菜乾物，加工食品，嗜好食品，外食，酒飲料，燃料，水道料，家事維持費，その他サービス。

(c) $ \beta_{i} $ の推定値に上昇傾向も下降傾向も認められないもの。

調味料，たばこ，被服，保健衛生，レクリエーション。

また, 上記の上昇ないし下降の傾向についてつぎのような事実をも指摘しうる。

(d) 昭和47年，48年以降とくに顕著な上昇傾向の認められるもの。

主食，設備修繕。

(e) 昭和47年，48年以降とくに顕著な下降傾向の認められるもの。

燃料，水道料。

(f) 昭和49年, 50年に顕著な上昇傾向の認められるもの。

家具備品。

(g) 昭和49年，50年ごろに顕著な下降傾向の認められるもの。

魚,肉乳卵,嗜好食品,その他サービス。

(h) 昭和38年，39年，40年の弾力性が高く，それ以後，上昇傾向も下降傾向も認められないもの。

家事維持費。

上記の $ \beta_{i} $ の推定値の年々の変化が，標本誤差の範囲にとどまるものであるか，あるいは母集団パラメターの変化にもとづくものであるかを，次のようなテストにより統計的に検定することができる $ ^{10} $ 。

(4−1) 式の $ \ln B_{i} $ は価格効果を含み、特定の年に対しては常数とみなしうるが、年のかわるとともに値が変化すると考えられる。そこで、パラメター $ \beta_{i} $ は標本期間中変化しなかったが、 $ \ln B_{i} $ のみ年々変化したものと仮定して、昭和38～50年のクロス・セクション・データをすべてプールして次の方程式を推定する。

$$ \begin{align*}(4-2)\quad&ln\big(C_{i}/L\big)_{n}=\alpha_{i}+\sum_{\tau=1}^{12}h_{i,\tau}D_{\tau,t}\\&+\beta_{i}ln(C^{\prime}/L)_{r,t}+u_{i,r,t}\end{align*} $$

ここで, r, tは第t年における第r番目の所得階級を示す添字であり, 昭和38年をt=0ととることにする。

また， $ D_{\tau,t} $ は，

$$ \begin{array}{l}D_{\tau,t}=1,\quad\tau=t なるとき ,\\D_{\tau,t}=0,\quad\tau=t なるとき。\end{array} $$

なるダミー変数である。すなわち， $ a_{i}+\sum_{i=1}^{12}h_{i,r} $ の項は，t=0（昭和38年）のとき $ a_{i},t=1 $ （昭和39年）のとき $ a_{i}+h_{i,1},t=2 $ （昭和40年）のとき $ a_{i}+h_{i,2} $ ，（以下同様），の値をとる。

さて，さきに各年ごとに推定した回帰方程式（4−1）の誤差の二乗和を13年分すべて合計した値を $ Q_{2} $ であらわし，その自由度を $ N_{2} $ であらわす11）。

つぎに，13年のクロス・セクション・データをすべて用いて推定した回帰方程式（4−2）の誤
第2表 F テスト結果表

(1) 昭和38—50年 対数1次式 (4—1)	(2) 昭和38—47年 対数1次式 (4—1)	(3) 昭和38—50年 対数2次式 (4—4)	(4) 昭和38—47年 対数2次式 (4—4)	(5) 昭和38—50年 対数2次式 (4—8)	(6) 昭和38—47年 対数2次式 (4—8)
(1) 主食	8.92	2.58	6.54	2.50	3.56	3.14
(2) 魚	22.41	6.90	6.17	3.88	1.96	2.35
(3) 肉乳卵	45.00	11.89	8.89	2.64	2.09	1.90
(4) 野菜乾物	35.46	11.21	11.27	5.97	4.01	3.94
(5) 加工食品	7.93	3.10	2.32	2.00	1.94	2.10
(6) 調味料	1.52	2.16	1.85	1.49	1.59	1.00
(7) 嗜好食品	25.84	9.42	4.10	2.14	1.77	1.72
(8) 外食	5.29	2.01	2.35	2.40	0.92	0.96
(9) 酒飲料	3.18	1.92	4.10	4.13	3.06	3.40
(10) たばこ	2.83	1.00	2.42	1.67	2.23	2.12
(11) 被服	4.23	3.04	3.37	2.49	1.97	2.14
(12) 燃料	25.96	20.08	18.51	19.43	6.06	7.57
(14) 水道料	11.93	7.99	4.86	4.87	3.36	4.13
(15) 設備修繕	7.53	2.80	4.50	2.74	2.14	2.18
(16) 家具備品	17.22	1.87	11.87	3.42	3.05	2.62
(17) 家事維持	8.07	4.52	4.44	3.54	2.05	1.48
(19) 保健衛生	2.03	1.23	4.40	1.62	0.79	0.66
(20) 交通通信	2.44	3.28	4.15	3.91	3.66	3.67
(21) レクリエーション	1.40	0.95	2.49	2.45	2.59	2.88
(23) その他サービス	6.45	0.97	2.48	1.80	3.31	1.95
F値の有意点	5%	1.81	1.95	1.59	1.74	1.82	1.84
1%	2.29	2.56	1.91	2.15	2.30	2.35
0.5%	2.51	2.80	2.12	2.49	2.52	2.57

差の二乗和を $ Q_{1} $ ，その自由度を $ N_{1} $ であらわす。そのとき，もし方程式（4−2）が正しいならば，すなわち，もし13年間総消費弾力性が一定であるという仮説が正しければ，統計量

$$ (4-3)\quad f=\frac{(Q_{1}-Q_{2})/(N_{1}-N_{2})}{Q_{2}/N_{2}} $$

はF分布をすることが知られている。

第2表の（1）列は各消費費目に対して計算したfの値を示している。該当する自由度に関するF分布の5%，1%および0.5%の有意点はその列の最下段に示したように，それぞれ，1.81，2.29，および2.51である。いま1%の有意水準をとるならば，調味料，保健衛生，およびレクリエーションのみが2.30より低い。すなわち，これら3費目の総消費弾力性は標本期間全体について変化しなかったとみなすことができる。これに反して，その他の費目については，総消費弾力性が標本期間中一定であったとする仮説は否定されるのである。

さて，さきに一般的事実として（d）および（e）で記したように，総消費弾力性の推定値が昭和47年ごろまではかなり安定しているが，それ以後顕著な変化があらわれた費目が存在する。この事実，すなわち，昭和38年から47年までの総消費弾力性を一定とみなしうるかどうかを確かめるために，前と同じようなFテストを試みた。昭和38年から47年までのクロス・セクション・データをまとめて考察することにすれば， $ Q_{2} $ はこの期間に対して各年ごとに推定された回帰方程式（4-1）の誤差の二乗和の合計であり， $ N_{2} $