Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
$$ \Delta y=\mu\alpha\Delta l+(1-\mu\alpha)\Delta k+\theta\qquad(4) $$

ここで、αはレベニュー・シェアによる労働分配率である。Δxは$\frac{\Delta X}{X}$を示す。

(4)式の両辺から $ \alpha(\Delta l - \Delta k) $ を引いて整理するとソロー残差(Solow Residual: SR)が得られる。

$$ S R=\Delta y-\alpha\Delta l-(1-\alpha)\Delta k=(\mu-1)\alpha(\Delta l-\Delta k)+\theta $$

もし，マークアップ率が1であれば、ソロー残差つまりTFP上昇率は真の技術進歩率と等しくなることが(5)式から明らかである。(4)式から真の技術進歩率を観察できればマークアップ率は算出できるが、真の技術進歩率は観察できないために推計しなければならない。

Hallは真の技術進歩率( $ \theta_{t} $ )が時間を通じて変化しない一定の技術進歩率( $ \theta $ )とランダムな技術ショックである誤差項( $ \varepsilon_{t} $ )に分離できると仮定した。真の技術進歩率は次のような式で書ける。

$$ \theta_{t}=\theta+\varepsilon_{t} $$

(6)式を(4)式に代入し、マークアップが時間を通じて一定であると仮定すれば次のようなマークアップ率の推計式が得られる。

$$ \Delta(y_{t}-k_{t})=\mu\alpha_{t}\Delta(l_{t}-k_{t})+\theta+\varepsilon_{t} $$

この推計式において、ランダムな技術ショックである誤差項と資本労働比率との間に相関がある可能性が高いために OLS 推計では一致推定量が得られない問題がある。この問題を解決する方法として資本労働比率と相関するが誤差項とは相関を持たない操作変数を用いることができる。もちろん、操作変数法は操作変数の選択の問題があるため、必ずしも良い推計ではないという指摘もある。Hall は操作変数として経済全体の実質 GDP、防衛費、原油価格等を用いてアメリカの 26 産業においてマークアップ率の測定を行っている。

(5)式から分かるようにマークアップ率が1より大きく、資本の成長率が労働の成長率より大きければTFP上昇率は真の技術進歩率より低くなる。この事実は不完全競争が存在し、資本蓄積のテンポが労働力の成長より相対的に速い経済ではTFP上昇率は真の技術進歩率を過小評価することとなる。

#### 5.1.2 Roeger の測定方法

Roeger(1995)は Hall の測定方法が持つ適切な操作変数の選択に関する問題を解決しようとソロー残差とラーナーの指数(Lerner index)の関係を明示的に考慮することにより別の測定方法を提案した。

ラーナーの指数（B）は次のように定義できる。

$$ B=\frac{P-MC}{P}=1-\frac{1}{\mu} $$

(8)式を(5)式に代入して整理すると新たなソロー残差の推計式を示すことができる。

$$ SR=\Delta y-\alpha\Delta l-(1-\alpha)\Delta k=B(\Delta y-\Delta k)+(1-B)\theta $$

(5)式と同じように(9)式においても完全競争の仮定(B=0)が成立するとソロー残差は真の
技術進歩率と等しくなることが分かる。

Roeger は価格ベースのソロー残差も算出した。価格ベースのソロー残差は次の式で表すことが出来る $ ^{32} $ 。

$$ SRP=\alpha\Delta w-(1-\alpha)\Delta r-\Delta p=-B(\Delta p-\Delta r)+(1-B)\theta $$

価格ベースのソロー残差は技術進歩率部分と産出物価格の変化率に資本費用の変化率を引いてラーナーの指数を掛けた部分で構成される。

(9)式から(10)式を引いた後に技術ショックである誤差項（ $ \eta $ ）を入れればBに関する簡単な推計式を示される。

$$ [(\Delta y+\Delta p)-\alpha(\Delta l+\Delta w)-(1-\alpha)(\Delta k+\Delta r)]=B[(\Delta y+\Delta p)-(\Delta k+\Delta r)]+\eta $$

（11）式の非説明変数は名目のソロー残差で，説明変数は名目の産出・資本比率の成長率である。この式は生産ベースのソロー残差と価格ベースの残差の差が不完全競争によって説明されることを意味する。

### 5.2 マークアップ率の測定結果

ここでは Norribin (1993) 同様、中間投入を明示的に考慮した上で、上の節で説明した Hall と Roeger の測定方法 $ ^{33} $ を用いマークアップ率の推計を行った $ ^{34} $ 。分析の対象期間と対象産業は 1970 年から 1998 年までで 22 産業 (製造業：13，非製造業 9) である。22 産業に分けて推計した理由は Hall の測定方法を用いてマークアップ率の推計を行った既存研究（馬場（1995））比較するためである。

操作変数以外に分析に利用されたデータはすべて JIP データベースから採用した。Hall の測定方法で利用された操作変数としては防衛費変化率、輸入物価指数のうち石油・石炭・天然ガスの成長率と説明変数の 1 年ラグを用いた。石油・石炭・天然ガスの輸入物価指数は『経済統計年報』（日本銀行）から、防衛費は『国民経済計算』からのデータを使用した。

Hall の測定方法によるマークアップ率は表 5−1 に示されている。Hall の方法で推計したマークアップ率を見ると OLS によるほとんどすべての推計結果が統計的に有意になっている。6 産業ではマークアップ率が 1 を下回るという結果になっており、産業別では、製造業では食料品、繊維、石油・石炭の 3 産業、非製造業では農林水産業、電気・ガス・水道、サービスの 3 産業である。OLS の推計値は一致推定量ではないために操作変数法による推計結果を検討する必要がある。操作変数法の推計結果と OLS の推計結果を比較するとまず精密機械の推計値が統計的に有意ではなくなっている。非製造業の推計結果は、農林水産業、サービスを除いて他の全ての産業でマークアップ率が 1 を上回る結果になっている。製造業では精密機械では OLS の結果より低く、1 を下回ることになっているが、他の産業では OLS 推計結果より概して高くなっている。操作変数法の推計から食料品、繊維、石油・石炭、農林水産業、サービスでは限界費用より低いレベルで生産活動をしていることが分
かる。製造業の中で一般機械、金属製品、窯業・土石の3産業が特にマークアップ率が高く、非製造業ではマークアップ率が高い産業として金融・保険、鉱業、電気・ガス・水道の3産業が挙げられる。

表5-1 Hallの方法による測定結果

産業分類	OLS	操作変数法	馬場(1995)の操作変数による推計結果
マークアップ率	標準偏差	マークアップ率	標準偏差
食料品	0.636	0.078	***	0.870	0.275	***	0.696
繊維	0.847	0.054	***	0.915	0.113	***	0.849
パルプ・紙	1.188	0.076	***	1.135	0.176	***	1.450
化学	1.285	0.063	***	1.295	0.235	***	0.939
石油・石炭	0.768	0.159	***	0.637	0.303	**	0.272
窯業・土石	1.467	0.094	***	1.403	0.144	***	1.490
一次金属	1.302	0.130	***	1.201	0.576	**	1.461
金属製品	1.525	0.074	***	1.628	0.169	***	1.602
一般機械	1.322	0.073	***	1.552	0.368	***	1.144
電気機械	1.249	0.052	***	1.131	0.120	***	1.455
輸送機械	1.122	0.127	***	1.022	0.132	***	1.105
精密機械	1.377	0.175	***	0.985	0.676	2.260
その他の製造業	1.193	0.049	***	1.298	0.071	***	1.174
農林水産業	0.739	0.207	***	0.578	0.323	*	1.955
鉱業	1.237	0.136	***	1.536	0.398	***	1.530
建設業	1.062	0.101	***	1.049	0.157	***	1.323
電気・ガス・水道	0.947	0.228	***	1.381	0.357	***	0.914
卸売・小売	1.262	0.118	***	1.136	0.203	***	1.214
金融・保険	1.513	0.284	***	3.475	0.707	***	3.273
不動産	0.303	0.238	0.436	0.784	0.450
運輸・通信	1.051	0.048	***	1.022	0.094	***	0.951
サービス(公務除く)	0.590	0.244	**	0.927	0.509	*	1.020

注）1） $ ^{*} $ ：10%水準で有意。 $ ^{**} $ ：5%水準で有意。 $ ^{***} $ ：1%水準で有意

2)規模に関する収穫一定のもとでマークアップ率を測定

3) 操作変数として防衛費成長率, 輸入物価指数のうち石油・石炭・天然ガス成長率と説明変数の1年ラグ値を用いた

4）馬場(1995)の研究の分析期間 1972 年から 1992 年までである

Roeger の方法によって測定されたマークアップ率は表 5−2 に示されている。石油・石炭を除くすべての産業で完全競争の仮説が棄却される結果になっている。非製造業のマークアップ率が製造業のマークアップ率より高いという結果になっている。製造業のマークアップ率は、ほぼ 1 に近い数字になっている。この結果は製造業では完全競争に近い形で競争が行われていると考えられる。一方、非製造業では多くの産業でマークアップ率が 1 を大きく超えており、特に電気・ガス・水道、不動産、運輸・通信で著しい。
表5-2 Roegerの方法によるマークアップ率の測定結果

産業分類	Lerner index	標準偏差	R-squared	マークアップ率
食料品	0.058	0.013	***	1.062
繊維	0.070	0.021	***	1.076
パルプ・紙	0.049	0.024	**	1.051
化学	0.113	0.016	***	1.128
石油・石炭	-0.076	0.094	0.930
窯業・土石	0.110	0.021	***	1.124
一次金属	0.121	0.011	***	1.138
金属製品	0.066	0.028	**	1.071
一般機械	0.031	0.014	**	1.032
電気機械	0.071	0.014	***	1.077
輸送機械	0.106	0.007	***	1.119
精密機械	0.071	0.042	*	1.076
その他の製造業	0.049	0.009	***	1.051
農林水産業	0.341	0.050	***	1.518
鉱業	0.184	0.059	***	1.225
建設業	0.086	0.031	***	1.094
電気・ガス・水道	0.555	0.097	***	2.245
卸売・小売	0.148	0.017	***	1.174
金融・保険	0.118	0.049	**	1.134
不動産	0.593	0.068	***	2.454
運輸・通信	0.412	0.032	***	1.700
サービス(公務除く)	0.171	0.078	**	1.206

$$ (注)1)***:5\%,1\%水準で有意 $$

2)規模に関する収穫一定のもとでマークアップ率を測定

### 5.3 既存研究との比較

日本の産業別マークアップ率推計結果を既存研究の結果と簡単に比較しておこう。日本の産業別のマークアップ率に関する代表的な既存研究として馬場(1995)、Oliveira、Scarpetta and Pilat(1996)がある。馬場(1995)の研究の結果は表5－1に報告されている。彼は1972年から1992年までの22産業別のデータを用い、Hallの測定方法と費用関数推計方法を使ってマークアップ率の推計を行っている。我々の研究で利用された操作変数と馬場(1995)で使われた操作変数は異なるにもかかわらず我々とほぼ同様の結果になっている $ ^{35} $ 。

Oliveira、Scarpetta and Pilat (1996) の場合には Roeger の測定方法を利用し、OECD14 カ国における 1970 年から 1992 年までの 36 製造業業種別のデータを用い、各国の 36 製造業の業種別マークアップ率を推計している。彼らの研究では非製造業の計測は実施していない。製造業の業種を我々の研究に比べより細かく分類している。彼らの研究では日本のマークアップ率は他の先進国に比べて高いことを示している。統計的に有意になった結果の中で、マークアップ率が 1 より小さくなった業種がないことは我々の推計結果と同様である。1970 年から 1992 年の日本の製造業における平均マークアップ率は 1.21 になっている。この数字は我々の製造業だけの平均マークアップ率 1.08 よりは大きい。

我々のマークアップ率測定方法とは異なるが、張(2001)は短期費用関数と同時に逆需要関
数の計測することによって製造業における10業種のマークアップ率の推計を行っている。彼の研究では1972年－1995年の期間において製造業全体のマークアップ率が1.47なっている。食料品と繊維産業のマークアップ率が1より小さいことと他の産業で完全競争の仮説が棄却されていることはHallの測定方法による推計結果と同様である。食料品と繊維を除いて見るとRoegerの方法による推計結果よりは全般的に高くなっているといえよう。

Nishimura, Ohkusa and Ariga (1999) は企業のデータを利用して日本の製造業と非製造業合わせて 21 産業のマークアップ率を測定している。彼らの研究においても完全競争の仮説は乗却されている。算出平均マークアップ率は 1.17 になって我々の Hall の方法による 1.23 と Roeger の方法による 1.21 と比べると若干低くなっている。我々の研究とは異なる点として石油産業のマークアップ率が 1.566 と一番高くなっていることが挙げられよう。

これまでの議論から、我々の推計したマークアップ率は今までの既存研究の推計結果とおおむね一致していると考えられる。我々の推計結果をまとめると、第一にほとんどの産業においてマークアップ率は1を超えていることが確認できる。つまり、ソロー残差の推計で通常仮定される完全競争の仮説は日本の産業において成立しないことになる。第二に、相対的に非製造業のマークアップ率が製造業より高くなっている。このような現象の原因として馬場(1995)が指摘した通りに規制の強さによって価格構造がうまく機能しなくなっていることが考えられる。表5-3には産業別の規制緩和指標を示している。1に近いほど規制緩和が進んでいることを意味する。非製造業では近年規制緩和が進んではいるが、通信を除けば製造業に比べて規制がまだ多く残されていることが分かる。

表5－3 各産業の「規制緩和指標」：時期別

1970	1980	1990	1998
製造業	0.811	0.811	0.785	0.765
電気・ガス・水道	0.340	0.345	0.341	0.426
建設業	0.667	0.667	0.750	0.750
運輸	0.315	0.329	0.343	0.453
通信	0.503	0.495	0.735	0.795
卸売・小売	0.251	0.331	0.397	0.540
金融・保険	0.301	0.341	0.500	0.635
その他サービス	0.560	0.571	0.588	0.599

(注) 中西・乾(2003)を筆者達により産業別に集計。

マークアップ率が1を上回ると(5)式から分かるように成長会計によるTFP上昇率は真の技術進歩率より低くなる。これは日本の産業に対するレベニュー・シェアでの成長会計によるTFP上昇率に関する研究の結果はマークアッププライシングによる下方バイアスがあることを意味する。
## 利用上の注意事項

## 1 調査の沿革

農地の移動と転用に関する調査は、農地法に基づく許可・届出・通知等の実績及び農業経営基盤強化促進法に基づく公告実績等を対象として昭和42年から実施しており、農地関係諸制度の改正に合わせ所要の対応を行っている。

## (1) 農地移動実態調査（昭和42年～60年）

「農地移動実態調査」は従来農地調整年報として主に農地法統制実績をまとめていたものを昭和42年に農地移動と転用の部分を独立させ、統計的な手法を用いつつ全体的かつ多面的な把握が可能となるようにしたものである。本調査では農地法第3、4、5条及び第20条の統制実績と同法第4条及び第5条許可（届出）以外の農地転用をも対象とし、その総数値については悉皆調査を実施し、事由別、経営農地規模別等の内訳については、標本調査を実施してきた。また、昭和50年から55年にかけては農業振興地域の整備に関する法律の一部改正に伴い農用地利用増進事業による利用権の設定についても調査を実施してきた。

## (2) 利用榷設定等実態把握調査（昭和56年～60年）

「利用権設定等実態把握調査」は、昭和55年の農用地利用増進法の施行に伴い、二元化した農地の権利移動の体系に対応して創設されたもので、昭和56年1月1日以降の農用地利用増進法に基づく利用権の設定・移転、所有権移転等について体系的に調査を実施してきた。以降、本調査はすべて悉皆調査であったが、昭和58年から賃借権設定の事由別、経営規模別の内訳については、標本調査となった。

## (3) 土地管理情報収集分析調査（昭和61年～平成21年）

「農地移動実態調査」及び「利用権設定等実態把握調査」は、手集計による調査であり、また、その内容も土地の状況、当事者の状況について不十分であったため、迅速、的確かつ多様化という構造政策の基礎資料としての今日的要求に十分対応できない面があった。このため、「土地管理情報収集分析調査」は両調査を統合し、電算処理による迅速化を図るとともに、権利の設定・移転農地の状況等その内容の充実を図ったものである。

また、電算集計になったことに伴い、すべての調査項目について悉皆調査が可能になった。

## (4) 農地の権利移動・借賃等調査（平成22年～）

「農地の権利移動・借賃等調査」は、平成21年の農地法改正により、農地法第52条に基づき農業委員会が農地の農業上の利用及び農地の利用関係の調整に資するため、農地の権利移動等の状況について、その農地に関する基礎的な情報を収集、整理、分析及び提供することとなった。

## 2 調査設計の基本点

## (1) 調査及び統計表章の地域単位

本調査では、市町村を単位としている。とりまとめは市町村別、農業地域別、都道府県別に、かつ、都道府県別の総数値については「市街化区域内」、「農用地区域内」及び「その他」に分けて行っている。

## (2) 調査対象

## ① 調査対象の権利移動等

本調査が対象とする権利移動等は次のとおりである。

ア 農地法第3条の規定による許可・届出、第3条の3の規定による届出、及び農業経営基盤強化促進法第18条に規定する農用地利用集積計画の公告に係る農地等の権利移動

なお、農地法第3条の届出は、農地保有合理化法人又は農地利用集積円滑化団体の農業委員会への届出による農地等の権利移動である（農地法第3条第1項第13号）。

農地法第18条の規定による許可・通知に係る農地等の賃貸借の終了及び農用地利用集積計画の期間満了による利用権の終了

ウ 農地法第4条、5条の規定による許可・届出・協議に係る農地等の転用及び農地法第4条、5条の規定による許可を要しない農地等の転用（農用地利用集積計画の公告に係るものを含む。）
## ② 調査の対象としない農地移動

農地移動であっても次に掲げるものは、把握が困難なこと、量的に必ずしも多くないこと、他の業務統計で把握されていること等から本調査の対象としていない。

ア 農地法第3条第1項第1号から第16号（7号、12～13号を除く。）に規定する許可を必要としない農地等の権利移動

農地法第3条第2項ただし書に規定する民法269条の2第1項の地上権又はこれと内容を同じくするその他の権利の設定・移転

ウ農地法第18条第1項第5号に基づく農地の賃貸借の解除

エ 農用地利用集積計画の公告に係る採草放牧地の利用権の終了の状況

オ いわゆるヤミ小作などの無効の権利移転は対象としていない。

## ③ 調査結果利用上の留意点

本調査の結果の利用上、次の2点に注意していただきたい。

ア 本調査は、基本的に、法第3、4、5条及び第18条統制並びに農用地利用集積計画の対象となった農地移動であり、それは統制事務等の書類（許可申請書、送付書、許可書、農用地利用集積計画書など）に基づいているということ。

農地法第3、4、5条及び第18条の統制並びに農用地利用集積計画の対象となった農地移動を、その事務処理時でとらえるかぎり、現実の土地の引渡し、金銭の接受などでそれをとらえた場合とはタイムラグその他の相違があり得ること。

## (3) 調査期間と把握時点

① 本調査の調査期間は、当該年の1月1日～12月31日の1年間である。

② この場合の農地移動等の把握時点は、農地法に基づく許可・通知・届出に係る農地移動等にあっては、原則としてその農地移動等に関する処分（許可）又は受理が行われた時点とした。

③ 農業経営基盤強化促進法に基づく権利移動等にあっては、原則として農用地利用集積計画の公告が行われた時点、農地の利用権の終了に関してはその権利の終了の時点とした。

④ 農地法第4、5条該当（許可及び届出）以外の農地転用については、原則として転用のための農地の取得（買収等）等の時点で把握した。

## (4) 調査主体

調査は、農業委員会が農地法第52条に基づき行った。

## (5) 集計方法

国が全国の農業委員会から情報提供を受け、取りまとめ、集計を行った。

なお、集計結果はすべて悉皆値であるが、各調査項目について、不明等によりコードが未記入のものについては集計対象としていないため、各集計表間の数値が一致しない場合があるので利用に当たっては留意されたい。

## 3 本報告書の編成

農地移動等の調査は、平成22年から「農地の権利移動・借賃等調査」に移行したが、その調査内容については基本的には従来の「土地管理情報収集分析調査」を踏襲している。したがって、本調査報告書の編成に当たっては、利用上の便宜を考えて次のとおり従来の報告書と同じ編成にした。

(1) 農地法による権利移動の総数編（都道府県別、ブロック別）

(2) 同、各種構成別編（都道府県別、ブロック別）

(3) 農業経営基盤強化促進法による権利移動の総数編（都道府県別、ブロック別）

(4) 同、各種構成別編（都道府県別、ブロック別）

## (5) 市町村別編

ただし、(5)市町村別編については、市町村コード順（平成25年12月31日現在）の編成になっているので留意されたい。
## 4 用語の定義と解説

本報告書は、農地法及び農業経営基盤強化促進法による権利移動実績であるため、用いられている用語は、農地法及び農業経営基盤強化促進法上の用語であり、その定義も両法律の定義に従っている。

## [件 数]

農地法による場合は、許可・届出申請事案の件数のことであり、農業経営基盤強化促進法による場合は、農用地利用集積計画の各筆明細に記入された当事者ごとを件数としている。

このため、筆数や人数という概念とは異なり、法第5条の許可申請で時々みられる関係者が数十人という場合においても1件である。

## 〔面 積〕

農地法に基づく処理の場合、許可（通知、届出）された土地の面積の合計であり、原則として土地登記簿の地積である（法第56条）。

ただし、法第4、5条該当（許可及び届出）以外の農地転用の面積については、「許可（届出）」の行為がないため、必ずしも土地登記簿の面積であるとは限らない場合がある。

農業経営基盤強化促進法による場合には、公告された面積で同じように原則として土地登記簿の面積としている。

## 〔農地、採草放牧地、農用地、混牧林地、開発農用地〕

農地法は農地と採草放牧地を統制の対象としている。

農地法で「農地」とは、「耕作の目的に供される土地」、「採草放牧地」とは「農地以外の土地で、主として耕作又は養畜の事業のための採草又は家畜の放牧の目的に供されるもの」と定義されている（法第2条）。

農業経営基盤強化促進法では、農地法上の農地と採草放牧地を「農用地」と定義している（「農用地」とは耕作の目的又は主として耕作若しくは養畜の事業のための採草若しくは家畜の放牧の目的に供される土地をいう（農業経営基盤強化促進法第4条第1項第1号））。

また、農業経営基盤強化促進法に基づく利用権設定等促進事業（同法第4条第3項第1号）では「木材の生育に供され併せて耕作若しくは養畜の事業のための採草若しくは家畜の放牧の目的に供される土地」を事業の対象にしているが、これらの土地をここでは便宜「混牧林地」と称する。同様にこの事業では「開発して農用地若しくは農業用施設の用に供される土地」も事業の対象としているが、ここでは、この土地を「開発農用地」と称する。

## [所有権耕作地と所有権以外耕作地]

「所有権耕作地」と「所有権以外耕作地」の区別は、すべて農地法の許可申請時（移動前）の状態によっている。農地法及び農業経営基盤強化促進法上での定義はないが、本調査における「所有権耕作地」とは、「耕作の事業を行うものが所有権に基づいてその事業に供している土地」をいい、「所有権以外耕作地」とは、「耕作の事業を行う者が所有権以外の権原に基づいてその事業に供している農地」をいう。なお、どちらにも該当しない農地は、すべて所有権耕作地に含めている。

## 〔農地法による権利移動〕

## (1) 所有権耕作地の有償所有権移転

所有権耕作地を、売買等によって所有権移転することをいう。交換や借金との相殺、所有権の出資など、たとえ現金の授受がなくても、何らかの形での対価、代償があるものはすべて有償所有権移転である。

## (2) 所有権耕作地の無償所有権移転

所有権耕作地であるものを、何らかの反対給付なしに他に所有権移転することをいう。生前贈与、分家などへの親族間の贈与のほか、純粋な寄付もこれに含んでいる。

なお、このうち同一世帯内での所有権移転の場合、経営規模は世帯単位で把握されることから、譲渡人も譲受人も同一規模であり、また移動の前も後もその経営規模は同一不変であ
る。

## (3) 所有権以外耕作地の所有権移転

所有権以外耕作地を賃借人等に所有権を移転するものである。

## (4) 賃借権の設定

所有権耕作地であるものを他に賃貸し、法律上所有権以外耕作地となるものである。

## (5) 使用貸借による権利の設定

所有権耕作地であるものを他に使用貸借させ、法律上所有権以外耕作地になるものである。なお、この使用貸借による権利の解約等は、法第18条の統制の対象とはならないので、そ

の解約等の実績は、農地法統制としてはつかみ得ず、したがって法第18条（賃貸借の解約等）

の実績には含まれないことになる（地上権、永小作権の解約等についても同様）。

## (6) 賃借権の移転、使用貸借による権利の移転

いずれも移動の前後とも所有権以外耕作地であって、借人が他の借人に変わるものである。民法との関係で、慣行小作権でない限りこの許可申請は、地主の承諾をとって行われないと地主の解除原因となり得るので、一般に地主の承諾をとって行われる。

## (7) 農協への経営委託に伴う権利の設定、移転

昭和45年10月の改正農地法施行により、従来禁止されていた農協による農地に関する権利取得が組合員からの経営の委託に伴う取得である場合は許可され得ることとなった。この項目は、この経営委託に伴う使用収益権の設定の実績である。

## (8) 農地相続等による届出

平成21年の農地法改正により、農地法第3条の3において、相続（遺産分割、包括遺贈を含む）をした場合は、その旨を農業委員会に届け出ることとなった。

## (9) 農地等の賃貸借の解約等

法第18条に係る、いわゆる所有権以外耕作地の引上げ、所有権以外耕作地の返還である。法第18条の統制はその第2項において、5つの許可該当要件（賃借人の信義違反、かい廃相当、賃貸人の耕作相当、農業生産法人の欠格等、その他正当な事由）を定めており、これは申請事由と深くかかわりあってはいるが、必ずしも一致するのではない。そこで本調査では、許可該当条項と解約の申請事由の二つを調査している。

また、45年の法改正後は、合意解約と10年以上の定期賃貸借の期間満了に伴う解約、水田裏作の一時賃貸借等についての解約等は、許可を必要とせず、代わりに農業委員会への通知が義務づけられているので、本調査ではこの通知事案と許可事案とを別に把握している。

## (10) 農地等の転用

農地を農地以外、採草放牧地を採草放牧地以外（農地にする場合を除く。）にすることであり、本調査では次の3つに分けて把握している。

ア 法第4条、第5条の許可によるもの（原則として「市街化区域外」）

イ 法第4条、第5条の届出によるもの（「市街化区域内」）

ウ 法第4条、第5条の協議によるもの

工 法第4条、第5条の許可、届出、協議以外のもの（「市街化区域内」、「市街化区域外」に区分）

## ① 農地等転用における法第4条と第5条該当及び大臣許可と知事許可

法第5条は権利の設定、移転を伴うものである。第4条は農地だけを対象としているのに対し、第5条は採草放牧地をも対象としているので、第5条の許可実績には採草放牧地が含まれる。

② 平成21年の農地法改正により、国又は都道府県が病院、学校等の公共施設へ転用する場合、許可不要から協議制に変更された。

## ③ 農地転用における法第4条、第5条該当以外

法第4条及び第5条では、いくつかの許可除外を設けており、これは、その適用除外等を別途、行政庁の協力を得て農業委員会が把握したものである。

## 〔農業経営基盤強化促進法による権利移動〕

## (1) 利用権の設定

農業経営基盤強化促進法において、「利用権」とは、「農業上の利用を目的とする賃借権若
しくは使用貸借による権利又は農業の経営の委託を受けることにより取得される使用及び収益を目的とする権利」と定義しており、その権利の内容は、農地法の「賃借権」、「使用貸借による権利」及び「農業経営の委託を受けることにより取得する権利」に当たる。

ただし、この場合、その賃借権の期間満了に際しては農地法第17条（賃借権の法定更新）の適用を受けない。

## (2) 利用権の移転

(1)の利用権の移転であり、農地法に基づく賃借権の移転、使用貸借による権利の移転等とかわるものではない。

## (3) 所有権の移転

この法律に基づく所有権の移転は、「所有権耕作地有償所有権移転」、「所有権耕作地無償所有権移転」、「所有権以外耕作地所有権移転」に大別できるが、その権利の内容は、農地法による権利移動の(1)、(2)、(3)とかわるものではない。

## (4) 利用権の終了

利用権の終了に際しては、それが賃借権であっても農地法第17条（賃借権の法定更新）の適用を受けず、したがって、農地法第18条（農地又は採草放牧地の賃貸借の解約等の制限）の適用を受けない。

なお、利用権を中途解約したものについては農地法による賃貸借の解約等の実績として別途把握されている。

## (5) 利用権の再設定

利用権が終了した農地について、引き続き利用権（再設定前後の権利の種類が違う場合も含む。）が設定されるものである。

なお、「再設定した」とは、終了と同一年間に再設定したもののみが該当し、利用権が終了してもその年に再設定されずその翌年に再設定されたか、または、再設定されることが明らかなものは「再設定する予定」に区分している。

## (6) 農業用施設用地への転用

農業経営基盤強化促進法に基づく利用権設定等促進事業においては、「農業用施設用地」に限定して農用地の転用を認めている（農地法第4条、5条の手続不用）。

## (7) 混牧林地、開発農用地の権利移動

混牧林地、開発農用地の権利移動については、農地法上は統制の対象とならないが、農業経営基盤強化促進法では事業の対象としているので、本書ではそれについても掲載している。

## [その他の事項]

## (1) 用途别

この調査では、各種の転用を用途別等の分類で統計化しているが、これらの統計は、あらかじめ用途区分を設けておき、該当の主なものひとつを選択するという方法で調査したものである。

なお、平成21年までは農地の権利移動の事由別を把握していたが、許可申請書等からの把握が困難なため、平成22年調査から調査対象から除外している。

## (2) 經營農地規模別、借入農地規模別

経営農地規模別、借入農地規模別の調査結果はすべて権利移動前、つまり農地の権利移動によって経営農地、借入農地の面積規模が拡大又は縮小する以前のものである。

## (3) 「市街化区域内」、「農用地区域内」、「その他」

本調査では統計表章の地域区分として、「市街化区域内」、「農用地区域内」、「その他」の三つの区分を昭和50年農地移動実態調査結果より用いている。

（注）本報告書における農地法の条項及び用語の定義は、平成21年改正法施行（平成21年12月15日）以後のものである。
## [農業地域の区分]

全国の農業地域の区分とその範囲は次のとおりである。

全国農業地域	所 属 都 道 府 县 名
北海 道	北海道
東 北	青森、岩手、宮城、秋田、山形、福島
関 東	茨城、栃木、群馬、埼玉、千葉、東京、神奈川
北 陸	新潟、石川、富山、福井
東 山	山梨、長野
東 海	岐阜、静岡、愛知、三重
近 畿	滋賀、京都、大阪、兵庫、奈良、和歌山
中 国	鳥取、島根、岡山、広島、山口
四 国	徳島、香川、愛媛、高知
九 州	福岡、佐賀、長崎、熊本、大分、宮崎、鹿児島
沖 縄	沖縄

電話：03-3502-8111

連絡先：農林水産省 経営局 農地政策課

直 通：03-6744-2153

内線 5168
公共調達の適正化について(平成18年8月25日付財計第2017号)に基づく随意契約に係る情報の公表(物品・役務等)及び公益法人に対する支出の公表・点検の方針について(平成24年6月1日行政改革実行本部決定)に基づく情報の公開

NO	物品役務等の名称及び数量	契約担当官等の氏名並びにその所属する部局の名称及び所在地	契約を締結した日	契約の相手方の商号又は名称及び住所	随意契約によることとした会計法令の根拠条文及び理由（企画競争又は公募）	予定価格	契約金額	落札率	再就職の役員の数	公益法人の場合	備考
公益法人の区分	国所営、都直府県所営の区分	応札・応募者数
1	定期建物質貸借（事務室、駐車場及び駐輪場）	支出負担行為担当官特定個人情報保護委員会事務局総務課長松元 照仁 東京都港区赤坂1-9-13	H27.4.1	一般財団法人農林水産奨励会 東京都港区赤坂1-9-13	会計法29条の3第4項当該調達は、独占的なものであり、競争できないため。	-	53,163,681	-	-
2	特定個人情報保護委員会事務室の清掃業務	支出負担行為担当官特定個人情報保護委員会事務局総務課長松元 照仁 東京都港区赤坂1-9-13	H27.4.1	（株）セイビ 東京都中央区日本橋人形町3-3-3	会計法29条の3第4項当該調達は、独占的なものであり、競争できないため。	-	2,485,188	-	-
3	特定個人情報保護委員会における一般乗用旅客自動車（タクシー）の供給契約	支出負担行為担当官特定個人情報保護委員会事務局総務課長松元 照仁 東京都港区赤坂1-9-13	H27.4.1	東京四社営業委員会 東京都中央区日本橋本町4-15-11	会計法29条の3第4項公募を行い、申込みのあつた要件を満たす全ての者と契約を締結するものであるため、契約相手方の選定を許さない。	-	730	-	-	※単価契約
4	特定個人情報保護委員会における一般乗用旅客自動車（タクシー）の供給契約	支出負担行為担当官特定個人情報保護委員会事務局総務課長松元 照仁 東京都港区赤坂1-9-13	H27.4.1	東京無線協同組合 東京都新宿区百人町2-18-12	会計法29条の3第4項公募を行い、申込みのあつた要件を満たす全ての者と契約を締結するものであるため、契約相手方の選定を許さない。	-	730	-	-	※単価契約
5	特定個人情報保護委員会における一般乗用旅客自動車（タクシー）の供給契約	支出負担行為担当官特定個人情報保護委員会事務局総務課長松元 照仁 東京都港区赤坂1-9-13	H27.4.1	東京都個人タクシー協同組合 東京都中野区弥生町5-6-6	会計法29条の3第4項公募を行い、申込みのあつた要件を満たす全ての者と契約を締結するものであるため、契約相手方の選定を許さない。	-	730	-	-	※単価契約
6	特定個人情報保護委員会における複写機の保守等業務	支出負担行為担当官特定個人情報保護委員会事務局総務課長松元 照仁 東京都港区赤坂1-9-13	H27.4.1	富士ゼロックス（株） 東京都港区六本木3-1-1	会計法29条の3第4項単年度毎に機器を入れ替えることによる費用の増大を避けるため、3年間のリースを前提に質貸借契約をしているものであり、当該保守契約はメーカー以外には実施できないため。	-	4,562,000	-	-	※単価契約予定調達総額
7	定期建物質貸借	支出負担行為担当官特定個人情報保護委員会事務局総務課長松元 照仁 東京都港区赤坂1-9-13	H27.10.1	一般財団法人農林水産奨励会 東京都港区赤坂1-9-13	会計法29条の3第4項当該調達は、独占的なものであり、競争できないため。	-	3,800,124	-	-
8	定期建物質貸借	支出負担行為担当官特定個人情報保護委員会事務局総務課長松元 照仁 東京都港区赤坂1-9-13	H27.10.6	霞が関開発特定目的会社 東京都千代田区神田神保町1-11	会計法29条の3第4項当該調達は、独占的なものであり、競争できないため。	-	16,045,215	-	-
9	個人情報保護委員会事務室の移転に伴う内装工事	支出負担行為担当官個人情報保護委員会事務局総務課長松元 照仁 東京都港区赤坂1-9-13	H28.1.28	大成建設（株） 東京都新宿区西新宿6-8-1	会計法29条の3第4項当該調達は、独占的なものであり、競争できないため。	-	50,976,000	-	-
10	個人情報保護委員会事務室の清掃業務	支出負担行為担当官個人情報保護委員会事務局総務課長松元 照仁 東京都港区赤坂1-9-13	H28.3.15	公共ビル管理（株） 東京都千代田区内幸町1-1-6	会計法29条の3第4項当該調達は、独占的なものであり、競争できないため。	-	101,655	-	-

※公益法人の区分において、「公財」は、「公益財団法人」、「公社」は「公益社団法人」、「特財」は、「特例財団法人」、「特社」は「特例社団法人」をいう。
RESR	DD	DT	FXS	FXF	FP
1972:	IV	450.9	25606.5	49158.4	301.1	290.9	.0
1973:	I	953.3	27188.3	51447.5	279.0	270.2	- 12.59
II	1249.5	28425.7	53890.5	265.2	261.6	- 5.47
III	1471.9	29809.7	55803.2	264.8	259.8	- 7.57
IV	1605.8	29857.5	57470.5	275.6	288.7	18.94
1974:	I	1858.1	31054.4	59165.2	287.6	302.9	21.24
II	1905.8	32217.6	60197.6	281.9	283.4	2.02
III	1930.6	32217.8	62139.5	299.8	299.8	0.00
IV	1965.7	32803.8	64114.7	300.4	302.6	2.95
1975:	I	2030.6	33550.6	66542.2	292.9	292.9	- 0.36
II	2095.0	34349.6	68729.5	293.4	292.7	- 0.86
III	2165.5	35302.3	71696.6	299.4	301.2	2.43
IV	1996.1	36786.8	74913.9	303.3	304.3	1.30
1976:	I	1704.3	38456.0	77485.0	301.9	302.2	0.34
II	1637.6	39919.2	80213.2	299.2	299.6	0.50
III	1685.1	41207.3	82859.2	289.9	290.5	0.83
IV	1708.9	41522.4	85580.6	294.6	295.3	0.93
1977:	I	1767.2	42371.9	88682.4	282.9	283.8	1.18
II	1789.9	42076.1	91864.8	273.8	273.9	0.22
III	1828.1	42511.1	95071.9	266.1	265.4	- 0.97
IV	1509.5	44718.9	96741.7	244.9	242.6	- 3.70
1978:	I	1557.3	45048.6	99923.9	234.7	231.9	- 4.74
II	1618.9	47339.3	103155.0	217.2	214.3	- 5.28
III	1663.7	48811.8	106025.0	190.0	187.0	- 6.35
IV	1692.8	50476.0	109208.0	189.7	185.0	- 9.84
1979:	I	1746.4	50978.3	112459.0	204.4	201.1	- 6.33
II	1767.4	51952.0	115600.0	218.6	215.9	- 4.97
III	1814.8	53851.2	118720.0	220.1	217.3	- 5.12
IV	1801.9	51734.6	122060.0	242.4	238.7	- 6.05
1980:	I	2065.9	53807.4	124194.0	246.1	243.0	- 5.07
II	2929.8	51471.0	129174.0	227.0	227.7
III	2953.1	50644.7	132249.0	219.4	219.7
IV	2656.0	49952.1	136737.0	210.7	207.1

## 第3章 貿易シェア行列の変動と貿易連関モデルの

## 予測精度

## 序

世界経済モデルは各国または各地域のマクロ・モデルを結合（リンク）しなければならないが，その場合に，世界全体としての輸出の総計が名目・実質のいずれの面でも輸入の総計に等しいという整合性を保たなければならない。この役割を果たすのが，いわゆる貿易連関モデルである。したがって世界経済モデルによる予測を行う場合には，この貿易連関モデルが予測に適したものであるか否かを検討し，予測に適する貿易連関モデルを求め，それを使用してゆくことが望ましい。

貿易連関モデルにおいては上に述べた整合性の条件が満たされればならないので，実際の2国間貿易の推定においては，この条件を満たす推定方式が採用されなければならない。EPA世界経済モデルにおいては，種々の貿易連関モデルの種々の推定方式が比較検討された結果，Hickman and Lau $ ^{[12]} $ による方式が採用さ
RBRA	RDIS	REUD	Z
1972:	IV	5.00	4.25	5.86	.0
1973:	I	5.96	4.25	8.07	- 3606.39
II	7.26	5.33	8.71	-14234.40
III	9.51	6.67	10.00	-13517.20
IV	13.98	7.67	9.99	-16130.00
1974:	I	15.72	9.00	9.85	-18304.40
II	13.69	9.00	11.80	-11544.40
III	14.05	9.00	12.02	- 6055.59
IV	12.91	9.00	10.26	1920.39
1975:	I	10.45	9.00	8.12	- 823.19
II	10.28	8.33	6.68	2540.78
III	8.96	7.67	6.67	- 3880.41
IV	7.86	6.50	6.62	- 3301.19
1976:	I	7.17	6.50	5.86	4298.41
II	7.40	6.50	6.06	3888.80
III	7.26	6.50	5.46	3764.80
IV	6.99	6.50	5.06	724.00
1977:	I	6.96	6.33	5.27	2303.20
II	6.51	5.00	5.76	10203.20
III	6.16	4.75	6.18	8126.39
IV	5.58	4.25	6.76	14511.20
1978:	I	5.69	4.00	7.31	15780.40
II	5.10	3.50	8.17	6650.80
III	4.86	3.50	8.95	2808.39
IV	4.63	3.50	10.41	- 3811.59
1979:	I	4.79	3.50	10.68	-18790.80
II	5.19	4.25	11.14	-11181.20
III	6.19	5.25	12.25	-20840.00
IV	7.60	5.92	13.69	-28740.00
1980:	I	9.34	7.50	16.66	-24537.60
II	12.27	9.00	11.75
III	11.20	8.50	12.82
IV	9.95	7.58	15.84

れている（天野・栗原・サミュエルソン [3], 天野 [2] 参照）。このHickman-Lau方式と呼ばれる貿易連関モデルでは，貿易シェア行列が重要な役目を担っている。特に，ある基準時点を設定して，その基準時点の周りでCES型の輸入関数の1次近似を行うため，貿易連関モデルを用いる予測においては，基準時点が予測時点に近い程予測精度が向上すると期待される（例えば，Beaumont, Prucha and Filatov [6] 参照）。EPA世界経済モデルでは，この基準時点が1975年に設定されているが，その後世界経済は大きく変動しており，貿易シェア行列の安定性は必ずしも保証されていないといわなければならない。そこで本章では，1975年以後の貿易シェア行列の変動の様子と，その変動の1つの大きな要因となった産油国の多くを含む中近東地域の貿易構造の変動の様子，そして，予測時点の変更が予測精度に与える影響の様子などを検討する。

なお，以下で用いられる国・地域の略称の定義は次の通りである。

JA (日本)

US (米国)

AL (オーストラリア)

CA (カナダ)

GE (西ドイツ)

UK (英国)

FR (フランス)

IT (イタリア)

KR (韓国)

AS (日本・韓国を除く東南アジア)

LA (中南米)

ME (中近東)

WE (その他西欧)

SC (社会主義圈)

RW (残余の世界)

## 第1節 貿易シェア行列の変動：1975—1980年

1975年から1980年までの貿易シェア行列の変動の大きさをみるために，次の式で与えられる貿易シェア行列の各要素の相対変化率（百分比変化率）を計算する（i, j=1, 2, ……, 15: t=76, 77, ……, 80）。

$$ \dot{a}_{ij}(t){=}\frac{a_{ij}(t){-}a_{ij}(75)}{a_{ij}(75)}{}\times100 $$

および

$$ \dot{a}_{ij}^{(N)}(t){=}\frac{a_{ij}^{(N)}(t){-}a_{ij}^{(N)}(75)}{a_{ij}^{(N)}(75)}{\times}100 $$

ただし， $ a_{ij}(t) $ は時点tにおける第j国輸入市場における第i国の実質輸出シェアであり， $ a_{ij}^{(N)}(t) $ は時点tにおける第j国輸入市場における第i国の名目輸出シェアである。ま
た，$\dot{a}_{ij}\quad(t)$ および$\dot{a}_{ij}^{(N)}\quad(t)$ は，それぞれ，時点$t$ の基準時点$(t_{0}=75)$ に対する実質および名目の輸出シェアの百分比変化率である。ただし，$\dot{a}_{ij}\quad(75)=0,\quad\dot{a}_{ij}^{(N)}\quad(75)=0$ となる12個の要素は，その変化率が無限大となるため，これらの計算からは除外されている。

$\dot{a}_{ij}$ および $\dot{a}_{ij}^{(N)}$ のヒストグラムが図1～図10に示されている。加えて，相対変化率の平均

$$ \mu{=}\frac{1}{n}\sum_{i=1}^{15}\sum_{j=1}^{15}\dot{a}_{ij} $$

および，標準偏差

$$ \sigma=\sqrt{\frac{1}{n-1}\sum_{i=1}^{15}\sum_{j=1}^{15}(\dot{a}_{ij}-\mu)^{2}} $$

が計算されている。ただし， $ n=15\times15=225 $ であり，図中の $ \mu^{(N)} $ および $ \sigma^{(N)} $ は，それぞれ，名目貿易シェア行列の各要素の変化率の平均および標準偏差である。

図1～図10から分かる様に, 貿易シェア行列の各要素の1975年に対する相対変化率のうち, 105%以上のものがかなり存在しているが, これらのものはほとんど韓国に関するものである。このことを見るために, 以下に, 相対変化率が125%以上であったものを示す。

図1 $\dot{a}_{ij}$ のヒストグラム（1976年，実質）
図2 $\dot{a}_{ij}$ のヒストグラム（1977年，実質）

図3 $\dot{a}_{ij}$ のヒストグラム（1978年，実質）
図5 $\dot{a}_{ij}$ のヒストグラム（1980年，実質）
図6 $\dot{a}_{ij}^{(N)}$ のヒストグラム（1976年，名目）

図7 $ \dot{a}_{ij}^{(N)} $ のヒストグラム（1977年，名目）
図9 $\dot{a}_{ij}^{(N)}$ のヒストグラム（1979年，名目）
実質	名目
1976年	KR→ME (133.3)	KR→ME (155.6)
1977年	KR→FR (166.7)	KR→FR (166.7)
KR→LA (175.0)	KR→LA (175.0)
KR→ME (238.9)	KR→ME (261.1)
1978年	KR→FR (233.3)	KR→FR (266.7)
KR→LA (200.0)	KR→LA (225.0)
KR→ME (211.1)	KR→ME (244.4)
1979年	KR→FR (200.0)	KR→FR (233.3)
KR→LA (250.0)	KR→LA (250.0)
KR→ME (205.0)	KR→ME (233.3)
1980年	KR→FR (233.3)	KR→FR (166.7)
KR→AS (107.5)	KR→AS (107.1)
KR→LA (325.0)	KR→LA (325.0)
KR→ME (277.8)	KR→ME (277.8)
KR→RW (126.3)	KR→RW (115.8)
LA→AL (135.7)	LA→AL (150.0)
RW→KR (216.2)	RW→KR (327.8)

ただし，（）内の数値は，貿易シェア行列の各要素の相対変化率である。このことから，1975年以降，韓国の貿易構造（特に，輸出構造）が大幅に変化していることが分かる。次に，参考のため，われわれは貿易シェア行列から韓国を除いた場合の貿易シェア行列の各要素の相対変化率を計算した。この場合のヒストグラムは省略するが，以下，相対変化率の平均と標準偏差を示す。

実質	名目
1976年	$ \mu=0.778 $	$ \mu^{(N)}=0.268 $
$ \sigma=14.785 $	$ \sigma^{(N)}=15.428 $
1977年	$ \mu=1.107 $	$ \mu^{(N)}=1.065 $
$ \sigma=16.213 $	$ \sigma^{(N)}=17.107 $
1978年	$ \mu=1.356 $	$ \mu^{(N)}=0.348 $
$ \sigma=18.454 $	$ \sigma^{(N)}=19.850 $
1979年	$ \mu=3.446 $	$ \mu^{(N)}=2.410 $
$ \sigma=24.089 $	$ \sigma^{(N)}=23.613 $
1980年	$ \mu=2.534 $	$ \mu^{(N)}=1.622 $
$ \sigma=30.455 $	$ \sigma^{(N)}=28.738 $

これらの平均および標準偏差と，図1～10に与えられた平均および標準偏差とを比較すると，韓国を除いた場合のそれらの方が相当に小さいことが分かる。

図1—10のヒストグラムの形状から，$\dot{a}_{ij}$ および $a_{ij}^{(N)}$ の分布は，若干の歪みがあるものの，かなり正規分布に近いものであると考えられる。そこで，われわれは正規分布を仮定して各年次の分布の平均が0であるか否かを検定し（この検定の帰無仮説は $\mu^{*}=0$ および $\mu^{*}(N)=0$