Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
そこで，本稿では，この実質可処分所得の期待成長率の指標 $ m_{Y} $ を雇用リスクの指標 $ (m_{E} $ と $ m_{U}) $ とともに説明変数として推定を試みた $ ^{14} $ ．標本期間を1986年第1四半期～1998年第1四半期とした推定結果は，表2.8に示されている．ここで，勤労者世帯の1世帯当たり平均の $ m_{Y} $ について単位根検定の結果，表2.2に示されているように，いずれのケースにおいてもレベルで単位根を持つという帰無仮説を棄却できる．表2.8によると，雇用リスクの指標 $ (m_{E} $ と $ m_{U}) $ や純資産残高対可処分所得比は，有意に期待される符号の推定値となっている．しかし，実質可処分所得の期待成長率の指標 $ m_{Y} $ の係数は負だが有意ではない．実質可処分所得の期待成長率の指標 $ m_{Y} $ の係数は，雇用リスクの指標 $ (m_{E} $ と $ m_{U}) $ を除いた場合には有意に負の値となる（結果の報告は割愛）といえども，実質可処分所得の期待成長率の指標は雇用リスクの指標よりも貯蓄率の変動の説明力が弱いことを，表2.8の結果が示している．

ただし，実質可処分所得成長率の予測の（世帯間）期待値 $ (m_{Y}) $ が，貯蓄率に対して有意に相関を持たないからといって，恒常所得仮説を否定するのは早計である。 $ m_{Y} $ の変動が恒常所得（の期待値）の真の変動を的確に捉えたものであるか否かは必ずしも自明ではないから，もし $ m_{Y} $ が恒常所得（の期待値）の真の変動を的確に捉えていないが故にその係数が有意にならなかった可能性は否定できない。それよりもむしろ，表2.8の結果で示すように，係数が有意になった純資産残高は恒常所得の構成要素であるから，この項によって説明される恒常所得仮説が，近年の貯蓄動向に対して説明力を持つとすらいえる。

以上のような推定結果について，データの推移と整合的な解釈をまとめると次のようになる．そもそも，予備的貯蓄仮説に基づけば，将来所得の不確実性が高まれば予備的貯蓄を増やし，貯蓄率が高まると考えられる．この仮説と雇用環境の関係について，雇用環境が趨勢的に悪化すれば将来所得の不確実性が
高まると家計が認識すれば，予備的貯蓄が増加して貯蓄率が高まるといえる．
(被說明變數：貯蓄率，推定方法：最小二乘法)

標本期間	1986年第1四半期～1998年第1四半期	1986年第1四半期～1998年第1四半期
標本	平均
ケース1	平均
ケース2	平均
ケース3	平均
ケース4	平均
ケース1	平均
ケース2	平均
ケース3	平均
ケース4
定数項	0.860	0.857	0.862	0.861	0.744	0.743	0.749	0.750
(8.637)	(9.069)	(9.129)	(8.957)	(7.028)	(7.493)	(7.626)	(7.483)
1/Y	-2.552	-2.552	-2.564	-2.563	-2.249	-2.253	-2.267	-2.269
(-8.502)	(-8.767)	(-8.811)	(-8.719)	(-7.181)	(-7.537)	(-7.656)	(-7.553)
mY	-0.128	-0.145	-0.145	-0.140	-0.112	-0.128	-0.134	-0.133
(-1.533)	(-1.778)	(-1.767)	(-1.726)	(-1.354)	(-1.576)	(-1.628)	(-1.625)
mE	0.015	0.015	0.015	0.015
(3.072)	(3.180)	(3.133)	(3.216)
mU	0.012	0.012	0.012	0.012
(3.581)	(3.619)	(3.622)	(3.654)
(FA-L)/Y	-0.0053	-0.0051	-0.0052	-0.0052	-0.0043	-0.0041	-0.0042	-0.0042
(-4.383)	(-4.500)	(-4.584)	(-4.487)	(-3.334)	(-3.408)	(-3.480)	(-3.419)
DUM1	0.027	0.028	0.027	0.027	0.046	0.046	0.045	0.045
(1.545)	(1.629)	(1.585)	(1.567)	(2.462)	(2.615)	(2.587)	(2.528)
DUM2	0.008	0.008	0.007	0.008	0.024	0.024	0.023	0.023
(0.506)	(0.550)	(0.505)	(0.503)	(1.442)	(1.541)	(1.505)	(1.464)
DUM3	-0.012	-0.011	-0.013	-0.012	0.025	0.026	0.024	0.024
(-0.325)	(-0.314)	(-0.365)	(-0.353)	(0.669)	(0.726)	(0.676)	(0.653)
自由度修正済み	0.988	0.988	0.988	0.988	0.988	0.989	0.989	0.988
決定係数
D.W.	2.356	2.366	2.353	2.361	2.458	2.460	2.448	2.447

注:()内は White の一致推定量を用いた t 值である。
つまり，雇用環境の悪化を雇用リスクと認識し，予備的貯蓄動機から貯蓄率を高めると考えられる．他方，わが国における実際の貯蓄動向と雇用情勢は，次の通りであった．貯蓄率は，図2.6に示されているように，本稿での標本期間を通じて，ほぼ上昇傾向であった．雇用情勢は，1980年代後半では雇用環境が改善したが，1990年代では一貫して雇用環境が趨勢的に悪化した．このことから，わが国の貯蓄動向は，特に1990年代以降で，雇用リスクの増大に伴う予備的貯蓄によって貯蓄率が高まったとする仮説で説明できると推察される．

こうした仮説と事実に対して,本稿で構築した雇用環境の予測の期待値( $ m_{E} $ ， $ m_{U} $ )は，図2.4-1，2.4-2に示されているように，1980年代後半は値が低下した（楽観的な方向に動いた）が，1990年代は一貫して値が上昇していた（悲観的な方向に動いた）。特に，これらの1990年代の推移は，前述の市井で認識された雇用リスクと整合的に対応している。しかも，これら雇用リスクの指標と貯蓄率との正の相関関係は，統計学的に有意であった。したがって，雇用環境の予測の期待値( $ m_{E} $ ， $ m_{U} $ )で測った雇用リスクによって説明される予備的貯蓄仮説で，近年におけるわが国の貯蓄動向をうまく捉えることができる，と結論づけられる。

もちろん，近年の貯蓄動向は予備的貯蓄仮説だけしか成り立っていないというわけではない．(2)式などのように，説明変数として加えた純資産残高などの恒常所得の構成要素であるストック変数は，貯蓄率との間に統計的に有意な相関関係を持つことが示された．このことから，前述の意味での予備的貯蓄仮説とともに，純資産残高の動きによって説明される恒常所得仮説も，近年の貯蓄動向に対して説明力を持つといえる．
図 2.6: 貯蓄率：勤労者世帯平均

### 3. 雇用リスクが貯蓄に与えた影響

### 3.1 雇用リスク要因が貯蓄率に与えた影響

前節では,近年におけるわが国の貯蓄動向は,雇用環境の予測の期待値( $ m_{E} $ ， $ m_{U} $ )で測った雇用リスクによって説明される予備的貯蓄仮説が説明力を持つことを示した。そこでこの節では,貯蓄動向が,雇用リスク要因によってどの程度影響を受けたかを定量的に分析する。

まず，リスク要因として表2.5と表2.6における $ m_{E} $ や $ m_{U} $ のみを用いた推定式にしたがって，1980年代後半以降の勤労者世帯の貯蓄率に対して雇用リスク要因がどの程度の影響を与えていたかを考察する．ここで，この分析に用いた推定式を改めて表記すると，

$$ \begin{aligned}\frac{\mathrm{S}_{\mathrm{t}}}{\mathrm{Y}_{\mathrm{t}}}&=\beta_{0}+\beta_{1}\frac{1}{\mathrm{Y}_{\mathrm{t}}}+\beta_{2}\mathrm{X}_{\mathrm{t}}+\beta_{6}\frac{\mathrm{FA}_{\mathrm{t}-1}-\mathrm{L}_{\mathrm{t}-1}}{\mathrm{Y}_{\mathrm{t}}}+\beta_{3}\mathrm{DUM1}_{\mathrm{t}}+\beta_{4}\mathrm{DUM2}_{\mathrm{t}}+\beta_{5}\mathrm{DUM3}_{\mathrm{t}}+\varepsilon_{\mathrm{t}}\\\frac{\mathrm{S}_{\mathrm{t}}}{\mathrm{Y}_{\mathrm{t}}}&=\beta_{0}+\beta_{1}\frac{1}{\mathrm{Y}_{\mathrm{t}}}+\beta_{2}\mathrm{X}_{\mathrm{t}}+\beta_{7}\frac{\mathrm{FA}_{\mathrm{t}-1}}{\mathrm{Y}_{\mathrm{t}}}+\beta_{8}\frac{\mathrm{L}_{\mathrm{t}-1}}{\mathrm{Y}_{\mathrm{t}}}+\beta_{3}\mathrm{DUM1}_{\mathrm{t}}+\beta_{4}\mathrm{DUM2}_{\mathrm{t}}+\beta_{5}\mathrm{DUM3}_{\mathrm{t}}+\varepsilon_{\mathrm{t}}\end{aligned} $$

ただし, $ X_{t} = m_{E^{t}} $ あるいは $ m_{U^{t}} $
となる．以下の分析では，雇用リスク要因の指標は，ケース４についてのみ取り上げることとする（他のケースでも結果はほぼ同じである）.

要因分析を始めるに際して，定式化として(4-1)式と(4-2)式のどちらが妥当であるかを検定するべく，(4-2)式において帰無仮説$\beta_{7}=-\beta_{8}$が棄却できるか否かを検定した．この帰無仮説についてのF検定を行った結果が，表2.4に示されている．これによると，$m_{E}$でも$m_{U}$でもどちらを説明変数に用いた場合でも，5%有意水準で帰無仮説は棄却できず，純資産残高を用いた推定式（表2.5-1，表2.6-1）の方が妥当であるといえる．

そこで，表2.5-1と表2.6-1におけるケース4の $ m_{E} $ や $ m_{U} $ を用いた推定式で得られた係数( $ \beta_{2} $ )を用いて，貯蓄率の対前年同期の変化分(%ポイント)について，要因分解したのが図2.7と2.8である．さらに，このうち雇用リスク要因のみを取り出して示したのが，図2.7と2.8の下のグラフである．これらから，雇用情勢が悪化（有効求人倍率の低下，失業率の上昇）した時期には雇用リスク要因が貯蓄率を押し上げ，改善した時期には雇用リスク要因が貯蓄率を引き下げたことが観察される．さらに，定量的な分析結果として，雇用情勢が悪化した1992～1994年にかけてと1997年後半以降で，雇用リスク要因によって，勤労者世帯の貯蓄率が1%ポイント弱押し上げられていたことがわかる．

### 3.2 マクロ経済における雇用リスク要因による貯蓄

この推定結果を用いて，勤労者世帯全体の（フローの）名目貯蓄総額の動きを見ることとする．推定結果は，上記と同様に表2.5-1と表2.6-1における推定で得られた係数を用いた．この推定で用いた額は，勤労者世帯1世帯当たり平均の額なので，経済全体でのフローの名目貯蓄総額にするため，1世帯当たり平均額に勤労者世帯数を乗じることで求めた．

そこで，経済全体での勤労者世帯数を推計しなければならない．この値は直接公表データで得ることができないので，以下のように推計した．
(1) 貯蓄率の前年同期差：要因分解(有効求人倍率・ケース4)

(2) 雇用リスク要因が貯蓄率の変化に与えた影響(有効求人倍率・ケース4)

図 2.7: 貯蓄率の前年同期差：要因分解（有効求人倍率・ケース4）
(1) 貯蓄率の前年同期差：要因分解(完全失業率・ケース4)

(2) 雇用リスク要因が貯蓄率の変化に与えた影響(完全失業率・ケース4)

図 2.8: 貯蓄率の前年同期差：要因分解（完全失業率・ケース 4）
総務省（旧自治省）『住民基本台帳人口要覧』から，毎年3月末現在の全国全世帯数が得られる．これを各四半期で線形補間して，四半期データを得る．また，総務省（旧総務庁）『国勢調査』から，5年ごと（10月1日現在）に全世帯に占める2人以上世帯数（全世帯のうち単身世帯，施設等の世帯を除く）が得られる．これから2人当たり世帯の構成比を求め，各四半期で線形補間して，四半期データを得る．そして，『家計調査』で普通世帯（2人以上世帯）に占める勤労者世帯数（抽出率調整済み）が，毎年平均で得られる．これから勤労者世帯の構成比を求め，各四半期で線形補間して，四半期データを得る．以上を用いて，四半期ごとに，全世帯数×普通世帯の構成比×勤労者世帯の構成比によって，勤労者世帯数を得る．1986年第1四半期～1998年第1四半期におけるこの推移は，図2.9に示されている．

これを用いて，四半期ごとに，勤労者世帯１世帯当たり平均の貯蓄額に勤労者世帯数を乗じて，勤労者世帯全体の名目貯蓄総額を求めた．ただし，このフローの名目貯蓄額は季節調整をしていないので，4四半期分を合計して年度単位で貯蓄総額を示した．1986～1997年度における勤労者世帯全体での名目貯蓄総額の推移を示したのが，図2.10である．これによると，1986年度は約20兆円で，その後年々増加し，1997年度には約35兆円に達していることがわかる．

次に，この勤労者世帯全体でのフローの名目貯蓄総額のうち，雇用リスク要因による名目貯蓄総額の規模を推計した．この推計にあたり，上記と同様に表2.5-1と表2.6-1における $ m_{E} $ や $ m_{U} $ のみを用いた推定式(4-1)で得られた係数( $ \beta_{2} $ )を用い，当該説明変数の値×係数 $ \beta_{2} $ の推定値×勤労者世帯数を雇用リスク要因による貯蓄総額とした．まず，有効求人倍率を用いた雇用リスクの指標 $ m_{E} $ を説明変数とした推定結果に基づいた，雇用リスク要因によるフローの名目貯蓄総額は図2.10に示している．図2.10はケース4の推定結果に基づいた名目貯蓄額のみ示している（他のケースでもほぼ同様の結果が得られる）．これによると，雇用リスク要因によるフローの名目貯蓄総額は1980年代後半に減少し，1990年代中葉以降増加して，1997年度は約4兆円であることがわかる．
一〇一全世帯に占める割合一■一一般世帯に占める割合（以上左目盛）

図 2.9: 勤労者世帯(一般世帯)の割合

同様に，完全失業率を用いた雇用リスクの指標 $ m_{U} $ を説明変数とした推定結果に基づいた，雇用リスク要因によるフローの名目貯蓄総額は図2.11に示している．図2.11もケース4の推定結果に基づいた名目貯蓄額のみ示している（他のケースでもほぼ同様の結果が得られる）．これによると，雇用リスク要因によるフローの名目貯蓄総額は1980年代後半に減少し，1990年代中葉以降増加して，1997年度は約7兆円であることがわかる．

こうした雇用リスク要因によるフローの名目貯蓄額の増加が，マクロ経済に与えた影響はどの程度であったかを検討しよう．もし日本経済において1990年代に雇用リスクが全くなかったとすれば，上記の雇用リスク要因による（予備的）貯蓄は消費に回ったと考えられる．その額は，（有効求人倍率を用いた場合と完全失業率を用いた場合とで差はあるが）4～7兆円であるから，当時の日本のGDP（約450～500兆円）に比してこの規模は1～2%弱の大きさとなる．すなわち，もし日本経済において1990年代に雇用リスクが全くなかったならば，雇用リスク要因によるフローの名目貯蓄額は消費に充てられ，当時の日本のGDPを1～2%弱押し上げていたと推定される．
■ 貯蓄総額 ■ うち雇用リスク要因

図 2.10: 勤労者世帯の名目貯蓄総額（有効求人倍率・ケース4）

図 2.11：勤労者世帯の名目貯蓄総額（完全失業率・ケース4）
ただ，1990 年代に雇用リスクが全くないとするのは極論であるから，より現実的な想定として，1990 年代における雇用リスクが 1980 年代程度であったとして，再度検討すると，次のようになる．1980 年代(1980～1989 年)の完全失業率は平均で 2.50% であり，1990 年代(1990～1999 年)の完全失業率は平均で 3.04% であった．このことから，勤労者世帯が完全失業率で測って約 0.54% ポイント上昇することに相当する雇用リスクを受けたと解釈できる．この雇用リスクが貯蓄率に与える影響は，表 2.6-1 ケース 4 における $ m_{U} $ の係数 $ (\beta_{2}) $ の推定値から，雇用リスクが完全失業率で測って 1% ポイント上昇すると貯蓄率が 1.549%(0.01549) ポイント上昇するといえる．他方，勤労者世帯全体の年間可処分所得総額は，1990 年代平均で 119 兆円である．したがって，1990 年代における雇用リスクが 1980 年代程度であったとして，雇用リスク要因による貯蓄額が消費に充てられた場合どの程度 GDP を押し上げたかを定量的に示せば，勤労者世帯が完全失業率で測って約 0.54% ポイントの上昇に相当する雇用リスクを受け，貯蓄率が 0.8365(=0.01549×0.54)% ポイント上昇させ，マクロ経済において約 1 兆円(=0.8365%×119=0.9954 兆円)の雇用リスクによるフローの予備的貯蓄がなされていた，といえる．この予備的貯蓄が消費に回れば，当時の GDP を 0.2～0.25% 程度押し上げる影響があったと推定される．

### 3.3 所得階級別の貯蓄行動

こうしたマクロ経済における勤労者世帯の貯蓄行動を，さらに所得階級別コーホートで分析する．『家計調査月報』では年間収入5分位階級別に勤労者世帯の所得・貯蓄の統計が得られる．また，『貯蓄動向調査報告』からも年間収入5分位階級別に勤労者世帯の金融資産・負債残高の統計が得られる．そこでこの節では，この5分位の所得階級を低所得層から順に第Ⅰ階級，第Ⅱ階級，第Ⅲ階級，第Ⅳ階級，第Ⅴ階級として，所得階級別コーホート・データで貯蓄率関数の推定を試みる．ただし，『家計調査月報』に掲載されている所得階級は，その時々における所得に応じて調査世帯を5等分しているだけなので，階級の境界となる所得が各世帯の所得変動と必ずしも一致しない可能性がある．しかし，
ここではこの階級の分け方が推定結果に重大な影響を及ぼさないものを見なして分析を試みる．また，所得階級別の雇用リスクの指標として，雇用環境（有効求人倍率，あるいは完全失業率）の予測についての期待値を，前述のカールソン・パーキン法によって計測した．

上記で作成した雇用リスクの指標の推移は,図2.12に示されている.図2.12-1では $ m_{E} $ ，図2.12-2では $ m_{U} $ が，ケース4における階級ごとに示されている.これらの図はケース4の値であるが，他のケースでも推移はほぼ同様である.雇用環境の予測の期待値は双方とも，各階級間の差は小さいが，雇用環境が改善する局面では各階級間の乖離が相対的に大きくなって階級ごとに直面する雇用状況の差が顕在化するが，雇用環境が悪化する局面で各階級間の差は小さくなる傾向があるといえる.

標本期間を1986年第1四半期～1998年第1四半期とした各所得階級の推定結果は，表2.9に示されている．ここで，所得階級ごとに推定で用いた変数について単位根検定の結果，表2.2に示されているように，いずれもレベルで単位根を持つという帰無仮説を棄却できる．この表には，表2.5と同様に，ケース4における $ m_{E} $ を用いて(4-1)式や(4-2)式を推定した貯蓄率関数の係数が示されている（他のケースでも同様の結果が得られる）．これによると，いずれの所得階級でも， $ m_{E} $ の係数( $ \beta_{2} $ )の推定値は有意に正の値をとっていることがわかる $ ^{15} $ ．また表2.9には，表2.6と同様に，ケース4における $ m_{U} $ を用いて(4-1)式や(4-2)式を推定した貯蓄率関数の係数も示されている（他のケースでも同様の結果が得られる）これによると，いずれの所得階級でも， $ m_{U} $ の係数( $ \beta_{2} $ )の推定値は有意に正の値をとっていることがわかる．
一●一階級I 一●一階級II 一△一階級III 一▲一階級IV 一□一階級V 一○一実績値

図 2.12-1: 雇用リスク(有効求人倍率の逆数：ケース 4) $ m_{E} $ ：所得階級別

一·階級I 一·階級II 一·階級III 一·階級IV 一·階級V 一·実績値

図 2.12-2: 雇用リスク(完全失業率：ケース 4) $ m_{U} $ : 所得階級別
平 成 2 9 年度 蔵 出 概 算 要 求 額 明 細 表
9101東日本大震災復興特別会計(內閣本府等)
要求番号	事項	前予算	年度額	2 9 年度概算要求額	对前年度比較增△減	備考
1	01 東日本大震災復興19 内閣府050 沖繩総合事務局152 沖繩道路環境整備事業工事諸費06-44 沖繩道路環境整備事業工事諸費必要な経費44052-959-18-5320 防災対策推進精算還付金31 復興庁010 復興庁108 地域活性化等復興政策費12-95 政府広報の実施等必要な経費001 東日本大震災からの被災地の復興に向けた情報提供95016-123-09-3243 啓発広報費	57,659,102	56,628,955	△1,030,147
2	57,659,102	56,628,955	△1,030,147
57,046,775	56,106,598	△940,177
要求
番号	事項	前年度
算額	29年度
概算要求額	对前年度
比較增△減	備考
95016-125-14-9903避難指示区域入
域管理等委託費	4,500,498	5,292,227	791,729	· 帰還困難区域の境界に設置しているバリケードの維持管理などの、帰還困難区域の入域管理を行う。
· また、①帰還困難区域内の住宅、田畑、墓地等の維持管理などのために入域を希望する住民、②当該区域内の(広域的な)公共施設等の復旧や防災・防犯対策のために入域を希望する復旧作業員、消防官・警察官等について、安全な入域を確保するために必要な被ばく管理等を行うとともに、当該区域の入域管理に関する調査・研究等を行う。
· 本事業により、当該区域の住民のふるさとへの帰還意識の維持、当該区域内の財物やインフラ等の最低限の維持管理など帰還困難区域の復旧復興を円滑に行うための環境を整備するとともに、他地域も便益を受けることのできる広域的な公共施設等の復旧等の促進につながる。
要求
番号	事項	前年度
算額	29年度
概算要求額	对前年度
比較增△減	備考
Ⅲ.スクリーニング・除染拠点における受付等運営支援業務	470,147(	582,627)
1.人件費	129,180(	177,759)
(1)巡回バス運行一式	5,616(	5,616)
(2)受付・住民説明等一式	45,018(	120,960)
(3)車両運行一式	74,448(	48,180)
(4)事務A一式	2,049(	2,184)
(5)事務B一式	2,049(	819)
2.事業費	266,567(	312,668)
(1)車両牽引	0(	2,136)
(2)巡回バス運行一式	14,652(	6,552)
(3)受付・住民説明等一式	48,600(	173,880)
(4)車両運行一式	84,575(	36,500)
(5)旅費一式	71,640(	75,600)
(6)送迎バス運行一式	18,000(	18,000)
(7)立入り用マイクロバスリース一式	22,400(	0)
(8)車検代一式	1,200(	0)
(9)放射線管理費一式	5,500(	0)
3.一般管理費	39,575(	49,042)
4.消費税	34,825(	43,158)
IV.帰還困難区域等に設置するバリケードの維持管理業務	3,437,898(	2,476,466)
1.人件費一式	136,982(	113,011)
2.事業費	2,756,872(	1,971,556)
(1)備品費一式	173,992(	71,760)
(2)借料及び損料一式	12,480(	2,880)
(3)消耗品費一式	30,566(	29,955)
(4)雑役務費一式	2,504,146(	1,832,813)
(5)その他諸経費	31,488(	20,948)
(6)補助人件費	4,200(	13,200)
3.一般管理費	289,385(	208,457)
4.消費税	254,659(	183,442)
V.避難指示区域における一時立入り及び宿泊受付の効率化のため
のコールセンター業務	156,060(	187,099)
1.人件費	96,724(	105,498)
(1)責任者一式	3,536(	0)
(2)運用責任者(正)、(副)一式	25,727(	0)
(3)スーパーバイザー一式	37,376(	0)
要求
番号	事項	前年年度額	29年度概算要求額	对前年度比較增△減	備考
(4)電話対応、封入封縦オペレーター式(5)運用・インフラ設計業務支援一式(6)マネージャー(7)スーパーパイザー(8)オペレーター(9)システム開発・保守2.事業費(1)旅費一式(2)備品費一式(3)借料及び損料一式(4)消耗品費(5)発送物作成一式(6)センター構築一式(7)その他諸経費(1)郵送費一式(2)他一式(3).一般管理費(4.消費税(5)スクリーニング・除染拠点における傷病者対応業務(6)人件費(7)平日勤務一式(8)土日勤務一式(9)事業費(10)交通費(11)赴任移動費一式(12)電車一式(13)タクシー一式(14)宿泊費一式(15)備品費一式(16)一般管理費(17)消費税(18)違困難区域の入域管理に関する調査業務(19)違困難区域の取扱い方針を踏まえた、入域管理・被ばく管理等に必要な経費(20)年度事項要求)
010	騙還困難区域における必要な措置	(要求要旨)騙還困難区域の取扱い方針を踏まえた、入域管理・被ばく管理等に必要な経費(21)年度事項要求)
要求
番号	事 项	前 年 度
予 算 额	2 9 年 度
概 算 要 求 额	对 前 年 度
比 较 增 减	備 考
相談員謝金
相談員 電話相談あり(福島)
(3)
1 県 1 か所 2 人 7時間 @2,300 246日 0.8 6,337(
相談員 電話相談なし(岩手、宮城)
(0.6)
2 県 1 カ所 2 人 7時間 @2,300 246日 0.3 4,753(
アドバイザー謝金
相談拠点(岩手、宮城)
(3) (2) (12) (5.0)
2 県 1 人 6月 4.0時間 @1,300 542(
行政相談機関(岩手、宮城)
2 県 12月 1人 4.0時間 @1,300 1,085(
福島県
1 県 12月 2人 4.0時間 @1,300 1,085(
3 県連絡会議出席謝金
協力団体役員(大学教授相当)
(3)
6人 2回 @7,900 2時間 190(
協力団体事務局員(民間部長相当)
(3)
6人 2回 @7,000 2時間 168(
地元行政相談機関相談機能回復研修講師謝金
3 県 7人 6回 2時間 @7,900 1,991(
(旅費)
相談員旅費
訪問相談旅費(グループ活動含む)
(3) (12)
2 県 2人 6回 @2,205 12月 635(
1 県 2人 12回 @2,205 12月 635(
全国派遣相談員 2 ~ 1 級相当(4 泊 5 日)
(1)
1 県 1 人 50週 @2,620 0.5 1,816(
地元相談員通勤手当 1,050(
2 県 2人 246日 @1,780 0.3 525(
(2)
1 県 1 人 246日 @1,780 0.8 350(
701)
要求
番号	事 项	前 年 度
予 算 额	2 9 年 度
概 算 要 求 额	对 前 年 度
比 较 增 减	備 考
1 県 1 人 246日 @1,780 0.4 175(0)
アドバイザー旅費(1 0 ~ 7 級相当、全国平均 1 泊 2 日) 2,995(3,594)
相談拠点(岩手、宮城) (3)(2)(12)
2 県 1 人 6 月 @49,920 599(3,594)
地元行政機関(岩手、宮城) 2 県 1 人 12 月 @49,920 1,198(0)
相談拠点、地元行政機関(福島)
1 県 2 人 12 月 @49,920 1,198(0)
会議出席旅費 890(1,336)
1 0 ~ 7 級相当 全国平均日帰り
(3)
3 団体 2 人 2 回 @5,520 426(639)
1 0 ~ 7 級相当 プロック内日帰り
(3)
3 団体 2 人 2 回 @15,640 188(282)
受託職員 6 ~ 3 級相当 全国平均 1 泊 2 日
(3)
2 人 2 回 @47,120 188(283)
受託職員 2 ~ 1 級相当 全国平均 1 泊 2 日
(3)
1 人 2 回 @44,120 88(132)
現地相談事業巡回指導、研修事業打合せ旅費 150(272)
受託職員 6 ~ 3 級相当、全国平均 1 泊 2 日
(2)
1 人 1 回 @47,120 47(94)
受託職員 2 ~ 1 級相当、全国平均 1 泊 2 日
(2)
1 人 1 回 @44,120 44(88)
受託職員 6 ~ 3 級相当、プロック内日帰り
(3)
1 人 2 回 @15,240 30(46)
受託職員 2 ~ 1 級相当、プロック内日帰り
(3)
1 人 2 回 @14,740 29(44)
地元行政機関相談機能回復研修事業打合・実施旅費 730(0)
受託職員 6 ~ 3 級相当 全国平均 1 泊 2 日
1 人 8 回 @47,120 377(0)
受託職員 2 ~ 1 級相当 全国平均 1 泊 2 日
1 人 8 回 @44,120 353(0)
要求
番号	事 项	前 年 度 额	2 9 年 度 概 算 要 求 额	对 前 年 度 比 较 增 减	備 考
地元行政機関相談機能回復研修講師旅費 2,807( 2,807)1 0 ~ 7 級相当 県内平均日帰り3 県 1 人 6 回 @,43044( 44)1 0 ~ 7 級相当 プロック内日帰り3 県 3 人 6 回 @,5,640845( 845)1 0 ~ 7 級相当 全国平均日帰り3 県 3 人 6 回 @,5,5201,918( 1,918)( 庁費)2,879( 3,054)通信運搬費126( 155)電話回線使用料1 県 1 番号 12 月 @,753 1.0836( 36)配線使用料1 県 1 回線 12 月 @,60 1.081( 1)事務書類等送付料(3)2 県 23 回 2 種 @,60046( 69)派遣・アドバイザーへの切符等配送料(122) (402)85人 @,60043( 49)借料及び損料1,445( 2,003)携带電話借料(通話定額料を含む。)260( 389)(3)2 県 2 台 6 月 @,000 1.08130( 389)1 県 2 台 12 月 @,000 1.08130( 0)相談会場借料991( 1,322)(2)1 県 1 庁 所 6 月 @,1,000 1.08330( 1,322)1 県 1 庁 所 12 月 @,1,000 1.08661( 0)P C 借料78( 117)(3)2 県 1 庁 所 6 月 @,000 1.0839( 117)1 県 1 庁 所 12 月 @,000 1.0839( 0)プリンター借料116( 175)(3)2 県 1 庁 所 6 月 @,500 1.0858( 175)1 県 1 庁 所 12 月 @,500 1.0858( 0)
要求
番号	事 项	前
年
算
额	2
9
年
度
概
算
要
求
额	对
前
年
度
比
较
增
△
减	備
考
95016-122-08-2010 職
員
旅
費	398	293	△	105	消耗品費
(3)
(12)
2票
6月
@,000
1.08
1票
12月
@,000
1.08
雑役務費
フリーコール電話等設備費
印刷製本費
広報用チラシ
相談対応票
246日
6件
(0.67)
業務日誌等
(0.67)
246日
2種
2人
0.47
@10.92
1.08
携帯力一ド
3票
100,000部
@1.49
1.08
(一般管理費)
30,738千円
10%
会議出席旅費
6~3級相当、全国平均日帰り
3人
2回
@5,120
現地相談事業巡回指導旅費
6~3級相当、プロック内1泊2日
1人
3回
@7,240
計
通信運搬費
相談用携带電話通話料
1票
1回線
0.44
7時間
@1,600
246日
1.08	130(
194)
194)
0)
194)
508)
488)
12)
8)
483(
0)
3,074(
4,396)
211(
316)
82(
82)
293(
398)
1,309)
1,309)	130(
194)
194)
0)
194)
508)
488)
12)
8)
483(
0)
3,074(
4,396)
211(
316)
82(
82)
293(
398)
1,309)
要求
番号	事項	前
年
算
算
額	2
9
年
度
概算要求額	对前年度比較增△減	備考
7	155 消費生活復興政策費
01-95 消費者政策必要な経費	23年度	24年度	25年度	26年度	27年度
予算額	(390,198)(390,222	748,605)(748,605	717,049)(717,049	482,309)482,309
003 地方消費者行政推進必要な経費	(要求要旨)各都道府県に造成されている「地方消費者行政活性化基金」について、震災・原発事故を受けた緊急対応(食品等の放射性物質検査、食の安全性等に関する消費生活相談対応等)により、被災4県(岩手・宮城・福島・茨城)では基金に不足が見込まれるため、增額措置を行う。
001 地方消費者行政推進事業
95016-815-16-7878 地方消費者行政推進交付金	482,000	482,000	0
158 金融機能安定・円滑化復興政策費	130,327	40,357	89,970	24年度	25年度	26年度	27年度
予算額	(756,681)(756,681	461,944)(461,944	305,863)(305,863	244,497)244,497
決算額	186,108	153,683	64,740	33,142
不 用 額	570,573	308,261	241,123	211,355
8	05-95 金融機能安定確保必要な経費
001 金融機能強化法に基づく資本增强の番查等必要な経費	10,000	0	10,000	(說明)金融機能強化法に基づく資本增强の番查等必要な経費
95016-129-06-0110 諸 謝 金	120,327	40,357	79,970	24年度	25年度	26年度	27年度
予算額	(80,000)(80,000	80,000)(80,000	41,143)(41,143	20,000)20,000
決算額	7,560	0	0	0
不 用 額	72,596	80,000	41,143	20,000
·前年度限10の経費(資本增强に関するFA契約)	0(10,000)
9	10-95 金融サービス向上推進必要な経費	120,327	40,357	79,970	(說明)個人債務者の私的整理に必要な経費
001 個人債務者の私的整理に係る支援に必要な経費	102,208	30,586	71,622	24年度	25年度	26年度	27年度
95062-405-16-3001 個人債務者私的整理支援事業費補助金	18,119	9,771	8,348	(633,083)(633,083	345,752)(345,752	240,006)(240,006	203,311)203,311
予算額	144,946	121,927	42,540	14,916
決算額	488,137	223,825	197,466	188,395
不 用 額	488,137	223,825	197,466	188,395
·個人債務者私的整理支援事業費補助金	30,586(102,208)
005 被災者支援施策に係る周知広報に必要な経費	18,119	9,771	8,348	(說明)被災者支援施策に係る周知広報に必要な経費
# 消防研究所报告

通 卷 108号 2010年3月

-

Report of National Research Institute

of Fire and Disaster

No.108 March 2010
# 微細水粒子による対向拡散火炎の消炎

# Extinction of Counterflow Diffusion Flame by Fine-Water Droplets

(a) $ 2V/R = 300 s^{-1}, -fw = 2.493 $

w/o Water mist 微細水粒子無し

(b) $ 2V/R = 300 s^{-1}, -fw = 2.476 $

w/ Water mist(5.3ml/min) 微細水粒子有り

(c) $ 2V/R = 64 s^{-1}, -fw = 5.348 $

w/o Water mist 微細水粒子無し

(d) $ 2V/R = 68 \, s^{-1}, -fw = 5.189 $

w/ Water mist(5.3ml/min) 微細水粒子有

Direct photographs of counterflow diffusion flame without water mist (a, c) and with water mist (b, d). See also 17.

微細水粒子非混入時（a,c）と混入時（b,d）の対向流拡散火炎の直接写真 本文 17 貢参照
# トナーカートリッジ粉の火災爆発危険性について —その電子顕微鏡写真—

Danger of Fire and Explosion of Toner Cartridge Particles, their SEM pictures

純正品（トナーR）Genuine product

(Photos by the Coast Guard Research Center, Japan Coast Guard)
## 目 次

## 論文

古典的数値計算法を用いた区画内熱対流に関する研究

鶴田 俊 ..... (1)

微細水粒子による対向流拡散火炎の消炎

内藤 浩由、萩原 由梨、上戸 徹、佐宗 祐子、小谷 良信、吉田 亮 …… (14)

技術報告

トナーカートリッジ粉の火災爆発危険性について

古積 博，岩田 雄策，西村 浩次郎 …… (23)

## 解說

聴覚障害者への火災警報伝達

河関 大祐、田村 裕之 …… (29)

## 所外発表論文

…… (37)
## Contents

## [Research Paper]

A Study on Laminar Numerical Simulation of an Enclosure Fire
Takashi Tsuruda ..... 1

Extinction of Counterflow Diffusion Flame by Fine-Water Droplets
Hiroyoshi Naito, Yuri Hagiwara, Toru Uendo, Yuko Saso, Yoshinobu Kotani and Akira Yoshida ..... 14

## [Technical Report]

Danger of Fire and Explosion of Toner Cartridge Particles
Hiroshi Koseki, Yusaku Iwata, Kojiro Nishimura ..... 23

## [Explanation]

The Fire Alarm for People with Hearing Difficulties
Daisuke Kozeki and Hiroyuki Tamura ..... 29

[Research Papers Presented in Other Journals or Proceedings] ..... 37
論文

# 古典的数值計算法を用いた区画内熱対流に関する研究

鶴田 俊

(平成22年2月17日受理)

消火設備を開発する目的で火災現象を数値計算解析することが行われている。数値計算を用いる利点は、適切に境界条件と初期条件を設定すれば毎回同じ結論を得られることである。火災現象を数値計算で追跡する場合、境界条件や初期条件の影響を調べるためには定常な数値計算結果だけではなく過渡的な数値計算結果も数値計算方法の影響を受けないか調べておく必要がある。この研究では、古典的な数値計算法を用い、グラスホフ数を変化させたときの数値計算結果について調べた。空間分割数300、グラスホフ数 $ 1.0\times10^{8} $ 程度の条件でグラスホフ数に敏感な結果が得られた。境界値問題として数値計算を行ったにもかかわらず見かけ上、初期値問題のような解の挙動が観察された。空間分割数を減らし数値計算を行い空間分割数の影響を低グラスホフ数側で観察したが、高グラスホフ数側では不明確であった。

### 1. 绪言

消火設備を開発する目的で火災現象を数値計算解析することが行われている $ ^{1} $ 。数値計算を用いる利点は、適切に境界条件と初期条件を設定すれば毎回同じ結論を得られることである。数学的に表現すると1)問題の解が存在し、2)存在する解が一個である点である。この条件が満たされれば、数値計算の過程で計算手法に起因する擾乱が混入しても解の近傍で収束範囲内に到達していれば最終的に収束し、その解を用いて得られる最終的な結論が変わらないことを期待できる。

火災現象を数値計算解析する場合、計算機資源を有効利用する目的で、軸対称の仮定を用い解析空間を間引くことが行われる $ ^{2-4} $ 。

二次元計算では対称軸の片側のみを計算する。何れの片側を計算に用いても座標変換を適切に行えば同一の計算結果を与える。現実の数値解析では、有限桁数での計算による打ち切り誤差などが累積し小さな擾乱として数値計算結果に混入している。

火災現象の数値計算を行う場合、加熱された気体の膨張によって生じる浮力によって流れ場が加速を受ける。ところが数値解法の許容する最大時間幅の安定性限界は速度に依存するので流れ場の加速にあわせて時間幅を調整する必要が生じる。

火災現象の層流数値計算の研究を調べると天井高さを代表長さとしたグラスホフ数4×10^{10}まで計算したもの^{5}、トンネルを模擬しグラスホフ数1.84×10^{10}の条件で計算したもの^{6}がある。円柱状の空間で空間半径を代表長さとして修正グラスホフ数を定義し1.5×10^{11}まで計算した報告^{7}がある。一般的な居室の天井高さを代表長さに用いるグラスホフ数を計算すると10^{10}から10^{11}程度となる。大規模空間で天井高さが一般的な居室の10倍から20倍の代表長さを用いるグラスホフ数を計算すると代表長さの三乗項により10^{13}から10^{15}程度となる。

これまでの研究で一般的な居室天井高さの火災のグラスホフ数範囲10¹¹程度までについては計算が行われている。このグラスホフ数範囲を超えた領域の計算は、少ない。初期の研究⑤の中で、1)差分法の打ち切り誤差が、偽粘性と偽熱拡散を生じさせ高グラスホフ数条件で流れ場を過剰に安定化させること、2)高グラスホフ数で計算を安定に行うためには細かな空間刻みを用いる必要があることを指摘し、当時の計算機の能力では高グラスホフ数の計算は現実的でないと述べている。当時用いられた空間刻みは半径方向20刻み、高さ方向50刻みであった。グラスホフ数4×10⁸で天井付近に偽粘性によると思われる流れの安定化を報告している。

火災現象ではないが、熱流体の問題の研究 $ ^{8)} $ の中で打ち切り誤差のもたらす偽拡散効果について考察されている。計算に用いた空間刻みで表現可能な短波長の渦の実効的な拡散係数を2倍程度増加させるに過ぎなく、それよりも長い波長の渦に対する影響は急激に小さくなると述べている。

火災現象の数値計算を行ったとき、数値計算結果が十分に収束したかについては、速度変動が十分に小さくなったことで判定されるが、初期の研究 $ ^{5)} $ で判定に用いられたのは区画壁面への熱流入と熱流束の差が小さくなったことである。なぜこのような判定条件が採用され
たかについて明確な説明はない。

火災現象を数値計算で追跡する場合、境界条件や初期条件の影響を調べるためには定常な数値計算結果だけではなく過渡的な数値計算結果も数値計算方法の影響を受けないか調べておく必要がある。

この研究では、古典的な数値計算法を用い、グラスホフ数を変化させたときの数値計算結果について調べた。

### 2. 数值计算方法

### 2.1 基礎方程式

熱対流を記述する三次元の基礎方程式 $ ^{2,5,9} $ は、次のとおりである。

$$ \partial\rho/\partial\mathbf{t}+\nabla\cdot\left(\rho\mathrm{V}\right)=0 $$

$$ \rho\mathrm{D V}/\mathrm{D t}=-\nabla\mathrm{p}-\nabla\times\left[\mu\left(\nabla\times\mathrm{V}\right)\right]+ $$

$$ \nabla\left[\left(2\mu+\lambda\right)\nabla\cdot\mathrm{V}\right] $$

$$ \rho\mathrm{Dh}\;/\;\mathrm{Dt}=\mathrm{Dp}/\mathrm{Dt}+\nabla\cdot\left(\mathrm{k}\nabla\mathrm{T}_{\mathrm{r}}\right)+ $$

$$ 2\mu\left[\left(\partial\mathrm{u}/\partial\mathrm{x}\right)^{2}+\left(\partial\mathrm{v}/\partial\mathrm{y}\right)^{2}+\left(\partial\mathrm{w}/\partial\mathrm{z}\right)^{2}\right]+ $$

$$ \mu\left(\partial\mathrm{u}/\partial\mathrm{y}+\partial\mathrm{v}/\partial\mathrm{x}\right)^{2}+\mu\left(\partial\mathrm{v}/\partial\mathrm{z}+\partial\mathrm{w}/\partial\mathrm{y}\right)^{2}+ $$

$$ \mu\left(\partial\mathrm{w}/\partial\mathrm{x}+\partial\mathrm{u}/\partial\mathrm{z}\right)^{2}+\lambda\left(\nabla\cdot\mathrm{V}\right)^{2} $$

$$ \mathrm{p}=\rho\mathrm{R T_{r}} $$

ρ：密度、t：時間、V：速度ベクトル、(x、y、z)：空間座標、p：圧力、μ：粘性係数、λ：第二粘性係数、h：エンタルピー（CpTr）、Cp：定積比熱、k：熱伝導係数、Tr：温度、u：x方向速度成分、v：y方向速度成分、w：z方向速度成分、R：気体定数である。

ブジネスク近似を用いることができる程度の小さな温度勾配を取り扱うとして密度変化を温度に対して線型化し、(2)式の∇pの項以外の密度変化は小さく一定とみなす。α：体積膨張率とする。

$$ \rho=\rho_{0}\left[1-\alpha\left(T_{r}-T_{0}\right)\right] $$

(1)式は、密度の時間変化と密度の空間変化を小さく無視できるとし、次式のように書き換えられる。

$$ \nabla\cdot\mathbf{V}=0 $$

(2)式を $ 3\lambda + 2\mu = 0 $ とおける $ {}^{9)} $ として変形する。

$$ \rho_{0}\mathrm{D V}/\mathrm{D t}=-\mathrm{j}\left(\rho-\rho_{0}\right)\mathbf{g}-\nabla\mathrm{p}+\mu\nabla^{2}\mathrm{V} $$

jは垂直軸内の反重力方向の単位ベクトルである。

(3)式の粘性による散逸が小さく無視できると仮定すると次式のように変形できる。

$$ \mathrm{DT/Dt}=\kappa\nabla^{2}\mathrm{T}_{\mathrm{r}} $$

κ：温度拡散係数（ $ k/\rho_{0}C_{p} $ ）である。

### 2.2 二次元区画内流れ場のモデル化

二次元区画内の熱源周囲の流れ場を対象に解析を行う。Fig.1に示すような区画をモデルとした。区画の水平方向をx方向、垂直方向をy方向とした。区画の高さをa、区画の幅を2bとし、熱源を区画の底面中央に配置した。熱源の幅は2cとした。区画内の流体の初期温度は $ T_{0}=273K $ で一定と仮定する。熱源の温度は、ブジネスク近似が成立する $ T_{h}=T_{0}+27.3K $ とした。この温度は、定温式スポット型感知器の作動温度よりも低い。この熱源の温度であっても区画高さ3mの場合のグラスホフ数は、 $ 1.1\times10^{11} $ 、30mの場合 $ 1.1\times10^{14} $ となる。

区画の高さ a を代表長さとして、無次元変数 X、Y、T、U、V、θ を定義する $ ^{2)} $ 。

$$ X=x/a $$

$$ Y=y/a $$

$$ \mathrm{T}=\mathrm{t}/\left(\rho_{0}\mathrm{a}^{2}/\mu\right) $$

$$ \mathrm{U}=\mathrm{u}/\left(\mu/\rho_{0}\mathrm{a}\right) $$

$$ \mathrm{V}=\mathrm{v}/\left(\mu/\rho_{0}\mathrm{a}\right) $$

Fig.1 A flow field in an enclosure with a heat source