特集論文

家計における医療費†――自己負担率引上げ政策の効果とその影響

澤野 孝一朗（琉球大学法文学部講師）

１．はじめにな影響を与えるかについてである。本稿で検討した消費者行動は、予備的動機による貯蓄行動

日本では、全国民を公的な医療保険でカバーと、私的医療保険需要の２つである。予備的動する国民皆保険制度を用意している。この医療機による貯蓄行動とは、病気等の万が一の出費保険制度は、日本の健康改善や長寿、国民の生に備えて貯蓄する行動のことである。いま自己活保障に多大な貢献をしてきた制度の一つであ

負担率引上げ政策の実施によって消費者の医療ると考えられている。しかし近年、少子高齢化

費自己負担が増加するのならば、予備的動機にの進展に伴い、医療保険制度を支えてきた医療よる貯蓄（フロー）が増加することを予想する

保険財政が急速に悪化してきており、その立てことができる。私的医療保険需要とは、追加的直しが急がれている。一般に医療保険財政を立な医療費自己負担を民間の医療保険購入によって直すためには、消費者の医療費自己負担率をて対処しようとする行動のことである。同様に引き上げて給付を抑制する方法と、保険料を引して自己負担率引上げ政策の実施は、私的医療き上げて収入を増やす方法とがある。本稿では、保険需要を拡張する効果が予想される。本稿で前者の消費者の医療費自己負担の側面に注目しは上記の仮説の妥当性について、先行研究を利て、政策的な自己負担率の引上げが、消費者行用して検討しようと考えている。

動にどのような影響を与えるかを明らかにしようと考えている。

第３は、自己負担率引上げ政策の実施と公平性に関する点についてである。本稿では公平性

本稿で注目する消費者行動は、次の３つであの基準として、所得に占める医療費自己負担額る。第１は、自己負担率の引上げと医療費自己の割合（医療費支出シェア）と所得再分配効果

負担の変化に関する関係についてである。一般を利用した。日本の医療保険制度は、原則としに自己負担率の引上げは、医療保険制度から消て所得水準にかかわらず一律の自己負担率であ費者へ負担を転嫁する効果（負担増）しか持ちるので、それを引き上げる政策の実施は、低所えないと考えられている。しかし自己負担率の得者の医療費支出シェアをより高める方向に働引上げの実施によって受診抑制が発生する可能く可能性があると言える。また健康であればあ性を考慮すると、消費者の医療費自己負担がどるほど高所得であること（健康と所得におけるのように変化するかは自明ではない。本稿では、

正の相関関係）を仮定するのならば、自己負担

医療サービス需要の価格弾力性研究を主に利用率引上げ政策の実施は、不健康な低所得者の医して、この関係について検討することとする。

療費負担を高める（給付を抑制する）方向に作

第２は、自己負担率引上げ政策の実施が、医用するので、再分配機能は低下することとなる。

療サービス需要以外の消費者行動に、どのよう

本稿では、これら公平性の点についても検討し20

家計における医療費ようと考えている。
本稿の構成は、次のとおりである。２節では、
消費者の医療費自己負担における自己負担率の件あたり医療費をp、受診件数をqとすると、消費者の医療サービス（医療費）mは以下の形に分解することができる。

役割について検討し、３節では医療サービス需要以外の消費者行動（予備的動機による貯蓄行

m=αpq ＋(1−α)pq（1）

動と私的医療保険需要）について議論する。４
節では、自己負担率引上げ政策の実施による公この（1）式右辺の第１項目は医療費の消費

平性の問題点についてまとめ、５節では本稿の者負担部分を示しており医療費自己負担と呼ば結論を要約している。また本稿では、家計を代れ、第２項目は医療保険制度が負担する部分を

表的個人の集合体と考え、分析の基礎単位は消示しており保険給付と呼ばれている。そして右費者個人として、家計行動は消費者行動に家計

辺第１項目の自己負担に家計人数をかけたもの

人員数をかけた規模で表現できるものと考える

は、家計の医療費自己負担となっている。

こととする。

次に制度改正の実施によって、自己負担率αが引き上げられた場合の効果を考える。まず

2．消費者の医療費自己負担――
その決定要因（1）式から明らかなとおり、自己負担率αの引上げは（a）第１項目の増加による医療費自己負担の増加と、（b）第２項目の減少による保険

本節では、日本の医療保険制度における家計給付の減少（保険財政負担の軽減）が発生する。

の医療費自己負担の決定構造を説明する。ここ

この場合、自己負担率の引上げは、医療費mがで最も注目する決定変数は、医療保険制度から一定のままで単に負担を消費者（家計）と医療規定される自己負担率である。自己負担率とは、保険制度（財政）の間で按分を変更した効果を消費者がサービスとして受ける医療（金額表示

持つに過ぎない。西村（1997）は、このようなでは医療費）に占める実際の支払い金額（自己効果しか持ちえない自己負担率引上げ政策の効負担）の割合のことである。以下では、はじめ果をコスト・シフティングと呼び、制度改正のに消費者の医療費自己負担における自己負担率

意義のなさを指摘している１）。

の役割と自己負担額の決定方法について説明す

しかし医療サービス需要に関する消費者選択

る。次に、制度変更によって自己負担率が引きを明示的に考慮した場合、この自己負担率引上上げられた場合、受診行動や負担に与える影響

げ政策の効果は、単純な消費者と制度間の按分について検討する。最後には、近年までに研究率の変更のみに留まらない可能性を考えること成果が蓄積されてきた1997年の制度改正についができる（澤野 2001a）。いまある消費者の所得て、その政策効果に関する分析結果を紹介する

をy、医療サービス需要として受診件数をqとしこととする。

て、医療サービスに関する需要曲線が存在すると考える。このとき単純な医療サービス需要曲（1）医療保険制度における自己負担率の役割
はじめに家計の医療費自己負担の決定要因として、医療保険制度の自己負担率の特徴につい線は、以下のとおりである。

q=q(αp,y)（2）て整理する。いまある消費者が年間に利用する医療費（医療サービス）をmとする。日本の医療保険制度では、この医療費を医療保険制度と消費者とで按分して負担する。このとき加入している医療保険制度の法定自己負担率をα、1

この（2）式の需要関数を（1）式に代入すると、以下のとおりである。

m=αpq(αp,y)＋(1−α)pq(αp,y)（3）21季刊家計経済研究 2004 SPRING No.62αであるとすると、消費者の直面する１件あた

図表-1 医療費の自己負担とその決定要因

0

り医療費はα0p*となり、このとき消費者の受診
医療サービス需要曲線

件数はq0である。いま消費者の医療費自己負担
額は１件あたり医療費に受診件数をかけたものとなるため、支出金額はα0p*q0であり、図中では網掛け部分の面積0 (α0p* )E0q0として表現されている。
次に自己負担率引上げ政策が実施された後の変化を検討する。いま政策の実施によって、自出所）筆者作成

己負担率がα1に引き上げられたとする(α1>α0 ) 。
このとき政策効果は、（a）消費者の受診件数（医療サービス需要）に与える影響と、（b）消いまここで（3）式右辺の第1項目である消費費者の医療費自己負担に与える影響の２つの側者の自己負担に注目する。このとき自己負担率面を持っている。まず前者の消費者の受診件数αの引上げは、以下の２つの効果を持つことがに与える影響については、以下の形でその効果わかる。第１は、先に説明した消費者と制度間をまとめることができる。いま自己負担率引上の按分率変更の効果である（負担転嫁効果）。

げ政策の実施によって、消費者の直面する１件

第２は、自己負担率αが引き上げられ、医療サ

あたり医療費はα1p*となり、新しい受診件数はービス需要が変化することによる効果である

q1となる。そして消費者の医療サービス需要曲（受診抑制効果）。この後者の効果は、通常の需線が右下がりであるのならば、従前の受診件数

要関数の想定から、自己負担率αの引上げは自q0と新しい受診件数q1は異なり、明らかに新し

己負担αpの高騰を通じて、医療サービス需要い受診件数q1は従前の受診件数q0よりも少なく（受診件数）を抑制する要因となる。この変化はなる(q1<q0) 。この政策効果は、自己負担率引上

自己負担率引上げによる受診抑制効果と呼ばげ政策による受診抑制効果と呼ばれるものとな

れ、消費者の医療費自己負担を減少させる要因っている。

である。しかし前者の負担転嫁効果は、消費者

また後者の消費者の医療費自己負担に与えるの医療費自己負担を増加させる要因である。し

影響については、図表-１を利用して以下の形でたがって自己負担率の引上げによってその医療

その効果をまとめることができる。いま自己負費自己負担がどのように変化するかは、負担転担率の引上げ政策の実施後には、新しい医療費

嫁効果と受診抑制効果の相対的規模の大小関係

自己負担額はα1p*q1で、図中では面積0(α1p* )E1q1から規定されるものと考えられている。

となる。この新しい医療費自己負担額が、従前の金額α0p*q0よりも常に高い金額になる（もし＿＿（2）自己負担率引上げ政策の効果
図による解釈

くは新しい面積が網掛け部分よりも大きくなる）
ことは自明なことではない。これは自己負担率

図表-１は、自己負担率引上げ政策が消費者の引上げ政策は、確かに１件あたり医療費α1p*の医療費自己負担に与える影響を図で示したもの

高騰によって消費者の医療費自己負担を増加さである。図の縦軸に１件あたり医療費（医療サせる要因となっているが、価格の高騰によってービス価格）p、横軸には受診件数（医療サー

消費者の受診件数（医療サービス需要）が抑制

ビス需要量）qをとり、（2）式で示された医療され、結果としてその負担を減少させる要因にサービス需要曲線が右下がりの形状を持つと考もなっているためである。このため自己負担率えている。いま消費者の直面する自己負担率は引上げ政策の実施が消費者の医療費自己負担に22

家計における医療費与える影響は、受診件数（医療サービス需要）担率引下げ（50％から30％）、1973、81年の健が1件あたり医療費（医療サービス価格）に関し

保・被扶養者の自己負担率引下げ（50％からて、どの程度に反応的であるかによって規定さ

30％）、1984年の健保・被保険者の自己負担率れている。すなわち医療サービス需要に関する引上げ（定額から10％）、1997年の健保・被保価格弾力性が、その影響を判別する重要な数量

険者の自己負担率引上げ（10％から20％）、指標となっていることを示している。

2003年の健保・被保険者の自己負担率引上げ

このように自己負担率引上げ政策の効果を検（20％から30％）となっている。高齢者に関する討するには、医療サービスの需要曲線の形状や変更の概要は、1973年の老人医療無料化、1983

その価格弾力性規模が重要な要因となっている

年の老人保健制度創設（老人医療の有料化、入ことがわかる。この特徴をまとめると、（a）全院日額負担・外来月額負担）、1997年の自己負く受診件数（医療サービス需要）が1件あたり医担制の変更（外来月額から外来日額）、2003年

療費（医療サービス価格）と関係を持たない場の自己負担率引上げ（外来日額から原則10％）

合を除き、政策の実施は必ず受診抑制効果を持である３）。以下では、近年に研究成果が蓄積さつ、（b）非常に価格に敏感な医療サービス需要

れてきた1997年の健保・被保険者の自己負担率（価格弾力性が1以上）に関しては、政策の実施

引上げ政策（10％から20％）と、老人保健・自によって消費者の医療費自己負担が軽減される

己負担制の変更政策（外来月額から外来日額）場合があることがわかっている（澤野 2001a）。
このため日本では政策の効果を判断するために注目して、その政策効果について議論することとする。

にも、医療サービス需要に関する分析が重要で1997年の健保・被保険者の自己負担率引上げ

あり、多くの実証的な研究が行われた。医療サ政策に関して、組合健保の分析は吉田・伊藤

ービスには大きくわけて、入院医療サービス・（2000）、Yoshida and Takagi（2002）、吉田・

外来医療サービス・歯科医療サービスの３つが川村（2003）が代表的である。これらの研究であるが、多くの研究が代替的な財・サービスをは、組合健保・被保険者では一般診療について考えることができる外来医療サービスに注目しは受診抑制効果が観察されず、歯科診療のみにて分析を行っている。これまでの研究では、若観察され、制度変更のなかった組合健保・被扶年者の外来医療サービス需要に関する価格弾力

養者（家族）に受診抑制効果が観察されたこと性（絶対値表示）は0.10〜0.36（澤野 2001a）、が報告されている。政 管 健 保 の 分 析 は 澤 野

高齢者の外来医療サービス需要に関する価格弾（2001b）が行い、1984年の自己負担率引上げ政

力性（絶対値表示）は0.10〜0.12（澤野 2000）

策の時よりも受診抑制効果（価格弾力性）が大２）程度である 。したがって自己負担率引上げ政きくなっていることを示している。同年の老人

策は、（a）必ず受診抑制を発生させるがその規

保 健 ・ 自 己 負 担 制 の変 更 政 策 は、鴇 田 ほか

模は小さい、（b）消費者の医療費自己負担を増（2000）が分析を行っており、確かに高齢者医加させるが、その増加の程度は自己負担率引上療においても受診抑制効果があったことを報告

げの程度よりも小さいことを、その政策効果としている。このように自己負担率引上げ政策のして予想することができるのである。

実施は、若年者や高齢者にかかわらず、受診抑制効果を持つことが指摘されている。

（3）1997年改正の政策効果に関する議論

消費者の自己負担の変化については澤野

1961年の国民皆保険の達成以来、自己負担率（2001a）が分析を行い、自己負担率10％の引上の変更は稀にしか実施されていない政策である。

げは消費者1人あたり平均2,400〜5,300円（年額）

まず若年者に関する変更の概要は、次のとおりの負担増をもたらすことを示している。医療費である。1963、68年の国保・被保険者の自己負の分布は個人間で大幅にばらつくため、この医23

季刊家計経済研究 2004 SPRING No.62（1996a）は、貯蓄の予図表-2 予備的動機による貯蓄の現状
予備的動機
複数回答
単数回答
67.3%
20.8%
1位
2位

貯蓄目標額（残高）
行動者平均
全平均
706.8万円
475.5万円
6位
2位

年間貯蓄額（フロー）
行動者平均
全平均
27.2万円
18.8万円
5位
2位出所）ホリオカほか（1996a）より一部抜粋
注1）表中に示される順位は、
その他の貯蓄動機による貯蓄との相対的順位である。
注2）貯蓄目標額（残高）と年間貯蓄額（フロー）において、「行動者平均」とは予備的動機を持つと回答した者の間における平均額であり、「全平均」とは調査対象者全員の間における平均額を示している。
注3）貯蓄目標額（残高）と年間貯蓄額（フロー）サンプル数は、分析上の制約から異なっている。

備的動機について包括的な研究を行っており、以下ではホリオカほかの研究成果を利用して、その概要について説明することとする。
図表-２は、ホリオカ
ほか（1996a）の研究に関して、貯蓄の予備的療費自己負担の増加の程度が自己負担率引上げ動機に関する結果（病気目的）を抜粋して整理の程度よりも小さいかどうかは明らかではないしたものである。この研究は、1992年12月に郵が、先行研究の医療サービス需要の価格弾力性

政省郵政研究所が実施した「家計における金融研究の成果を利用すると、完全に負担転嫁され資産選択に関する調査」を利用して集計されたている可能性は低いものと考えられる。

ものである。この貯蓄の予備的動機に関する研究結果の概要は、次のとおりである。
（a）予備

3．自己負担率の引上げと消費者行動の変化的動機（病気目的）を貯蓄動機に掲げている家
計は、複数回答の場合67.3%、単数回答の場合
20.8%で常に上位の貯蓄動機となっている。
（b）

本節では、自己負担率引上げ政策の実施が、予備的動機（病気目的）を持っていると回答し医療サービス需要以外の消費者行動に与えるた家計において、その貯蓄目標額は706万8,000

影響について検討する。本節で検討する消費円であり、全世帯平均では475万5,000円である。

者行動は、貯蓄行動と私的医療保険需要の2つ（c）予備的動機（病気目的）を持っていると回である。以下では、はじめに不確実な医療費

答した家計において、毎年の貯蓄（フロー）は自己負担に貯蓄で対処する予備的動機の役割

27万2,000円、全世帯平均では18万8,000円となについて説明し、その後に保険購入の形で対っている。このように家計の貯蓄行動は、その処する私的医療保険の役割について検討する

予備的動機（病気目的）と密接な関係を持つここととする。

とが示されている。
いま消費者は、不確実な医療費自己負担に直（1）予備的動機と貯蓄の役割面していると考え、その不確実性に対して貯蓄

従来から消費者の医療費自己負担と貯蓄行動によって対処しようと考えている場合を想定すは、予備的動機と呼ばれる貯蓄動機によって、る（予備的動機）。日本の医療保険制度では、ある種の関係があることが指摘されていた。貯法定された自己負担率によって消費者の医療費

蓄の予備的動機とは、病気・事故・災害・失自己負担額は決定されている。このとき自己負業・寝たきりになること・予想以上に長生きす

担率が政策的に引き上げられた場合を考える。

ること・それ以外の出費に備えるための貯蓄のいま疾病確率や医療サービス水準、医療サービ

ことを指している（ホリオカほか 1996a）。このス需要が一定とすると、政策の実施によって消貯蓄の予備的動機と医療費自己負担の関係は以費者の医療費自己負担額は厳密に増加する。す前より強い関心が持たれており、前田（1981）

なわち消費者が万が一病気になった場合と、そは家計貯蓄率との関係や貯蓄の取り崩しの可能

うでない場合の間における所得変動が拡大する性について議論している。またホリオカほかこととなる。このように自己負担率の引上げ政24

家計における医療費

図表-3 家計における貯蓄の目的（病気や不時の災害への備え）

別・世帯主世帯数に占90（%）

める貯蓄実施世帯数の割合）、横軸に年を取

80
70

70歳以上
60歳代

60
50

30

備的動機（病気や不時

50歳代の災害への備え）の時

40歳代

系列動向をグラフ化し30歳代たものである。データ

20歳代

40

って、家計における予の出所は、金融広報中央委員会『家計の金融

1997

1998

1999

2000

2001

2002

2003（年）

出所）金融広報中央委員会『家計の金融資産に関する世論調査』（各年）注1）本世論調査は、毎年6月下旬から7月上旬にかけて実施されている。
注2）1997年の健保・被保険者の自己負担率引上げの実施は9月、2003年の健保・被保険者の自己負担率引上げの実施は4月である。
注3）健保・被保険者の自己負担率引上げが予備的動機に与えた影響は、1997年改正については「1997年から1998年」の変化、2003年改正については「2002年から2003年」の変化に示されている。

資産に関する世論調査』の「貯蓄の目的」である。この図からわかる
ことは、次の３点である。第１は、世帯主年齢が高齢になればなる策の実施は、消費者の貯蓄動機（予備的動機）

ほど、予備的動機から貯蓄を行う世帯の割合がに刺激を与え、貯蓄額を増加させる効果を持つ

高くなっていることである。これは世帯主年齢ことが予想できる。

が20歳代の世帯では約40〜60%の世帯しか予備

この医療保険制度の改正と貯蓄動向の変化

的動機を持っていないが、70歳代以上の世帯では、ホリオカほか（1996a）にも指摘されていは約80％前後の世帯が予備的動機を持っているる。しかしこの関係に関する実証的な日本の研からである。第２は、自己負担率引上げ政策の究は少なく、家計貯蓄率の将来推計を利用して実施によって、予備的動機を持つ世帯比率が変分析した田村（1991）が最も重要な情報を提供化することである。金融広報中央委員会『家計してくれる。田村（1991）は、医療保険負担率の金融資産に関する世論調査』の調査時期（毎の上昇が、家計貯蓄率をどの程度引き上げるか

年６月下旬から７月上旬）の関係から、1997年を推計している。アメリカには多くの実証研究

改正（９月実施）の効果は1997年から1998年にがあるが、Starr-McCluer（1996）の研究が非かけての変化を、2003年改正（4月実施）の効

常に興味深い。Starr-McCluer（1996）は、仮果は2002年から2003年にかけての変化として捉に貯蓄に予備的動機が存在しているのならば、えることができる。図からは、この両期間にお私的医療保険の加入は医療費自己負担の軽減をいて予備的動機を持つ世帯比率が変化している

通じて所得変動を小さくする効果があるので、ことが観察できる。第３は、自己負担率引上げ

結果として低い資産保有を伴うはずであるとし政策の実施に関して、各世帯主年齢階級において、その実証分析を行った。結果はその予想をて、その反応度が異なることである。特に興味支持しないものであり、結論として貯蓄と私的深いのは、若年層世帯主（20歳代や30歳代）の医療保険は、不確実性や貯蓄の予備的動機とは反応が大きいことであり、その改正効果の評価

あまり関係のない理由によって結び付けられてにおいて重要な点であると考えられる。

いると主張している。このように消費者の医療最後に図表-３の議論における留保点を説明し費自己負担と貯蓄行動の関係は、実証的には自なければならない。図表-３のデータはあくまで明でないものと考えられている。

も貯蓄動機であり、実際にどの程度の貯蓄を行

図表-３は、縦軸に％（調査対象の各年齢階級

ったかについては不明なことである。ホリオカ
25季刊家計経済研究 2004 SPRING No.62

ほか（1996a）にも議論されているように、予備保険外負担の存在が私的医療保険需要に与える的動機の変化は貯蓄目標額の引上げや貯蓄達成影響を分析し、消費者が保険外負担のリスクに期間の加速となって現れることが予想されるが、備えるために私的医療保険を需要していること

本分析ではこの点を検討していない。また高齢を明らかにした。このように公的な医療保険制

者世帯においては、自己負担率引上げ政策の実度の自己負担率と私的医療保険需要の関係は、

施は、貯蓄の取り崩しスピードを加速させる可十分に明らかになっていないテーマである。特能性を持つ。ホリオカほか（1996b）で示されるに自己負担率引上げ政策の実施が私的医療保険

ように、病気のときの退職後高齢者の貯蓄取り需要を拡張するのか否かについては、今後に残崩しは顕著な特徴を持っている。本分析では、された重要な課題となっている。

貯蓄の取り崩しについては明示的に議論していただしこれらの研究成果の解釈に関して注意ない。このため本稿では、自己負担率引上げ政が必要となることは、近年における私的医療保策の実施が貯蓄行動に与える影響について、そ

険市場の大幅な変化である。従来、私的医療保の一部しか検討していないことには注意する必険市場は保険第三分野規制と呼ばれる政策によ要があるものと考えられる。

って、非常に機能が制約された市場構造を持っていた。しかし1996年の日米保険協議で保険第（2）私的医療保険の普及とその役割

三分野の規制緩和が決定され、2001年１月から

いま消費者は、不確実な医療費自己負担に直大手生命保険会社と損保の生命保険会社に、７面している場合を考える。このような不確実性

月には損害保険会社にも販売が解禁されている。

に対して保険を提供する保険会社が存在するとこのような規制緩和により、私的医療保険市場

して、この消費者の医療費自己負担に関するリは非常に競争的となって市場全体が拡大しておスクをカバーする保険を私的医療保険と呼ぶこり、消費者の間に私的医療保険が急速に普及しととする。国民皆保険制度を持つ日本では、消ている（『日本経済新聞』2002年７月６日付朝費者の医療費自己負担額は、医療費から公的な刊）。このような市場構造の変化は、分析におい医療保険制度による保険給付分を差し引いた金て明示的に考慮されなければならないものと考額となる。すなわち日本の消費者の医療費自己えられる。

負担は、公的な医療保険制度の自己負担率によって規定されていることとなる。このとき自己負担率の引上げ政策が実施されると、医療費自
己負担は増加し、消費者はその追加的リスクを

4．自己負担率引上げ政策が公平性に与える影響

私的医療保険でカバーしようとする誘因が発生

本節では、自己負担率引上げ政策の実施が、する。すなわち自己負担率引上げ政策の実施は、公平性に与える影響について検討する。ここで消費者の私的医療保険需要を拡張する可能性

利用する公平性の視点は、消費者の所得に占め（拡張効果）を持っていることが予想できる。

る医療費自己負担額の割合を示す医療費支出シ

この公的な医療保険制度の自己負担率と私的ェアの動向と、社会保障として医療保険制度が医 療 保 険 需 要 の 関 係 を 分 析 したのが、滋野持つ所得再分配効果を利用する。以下では、最（2000, 2001）と澤野・大竹（2002）である。滋初に医療費支出シェアを利用した議論を、その野（2000, 2001）では、公的な医療保険制度の後に医療保険制度の所得再分配機能に関する議

自己負担率が私的医療保険需要に与える影響を論を行っている。

分析し、通常に予想される拡張効果はないことを明らかにした。澤野・大竹（2002）では、滋（1）家計負担の逆進性と自己負担率引上げ政策

野（2000, 2001）の研究成果を念頭に置いて、いま単純に高所得者と低所得者の２名のみが26

家計における医療費存在する社会を考える。この２名は同じ自己負第２は、制度間における医療費自己負担の逆担率を持つ医療保険制度に加入しているものと進性の変化についてである。日本の制度では組する。いま所得に占める医療費自己負担額の割

合健保と政管健保は健康保険ということで同じ合を医療費支出シェアと呼ぶこととすると、高自己負担率の設定となっているが、組合健保に所得者と低所得者各々についてそのシェアを計

は附加給付と呼ばれる自己負担軽減策が認めら算することができる。医療サービスは必需財的れている。いま組合健保には高所得者が多く、性質が強く、所得水準にかかわらず一定量が必

政管健保には低所得者が多いとしても、一律に要となるサービスである（所得に関する必需財）

自己負担率を引き上げることは、２つの制度間と仮定すると、低所得者の医療費支出シェアはにおける医療費自己負担の逆進性を強めること

必ず高所得者のシェアよりも高い値となる。一となる。これらの点は、自己負担率引上げ政策

般にこのシェアの分布は、医療費自己負担の逆の実施において、十分に注意しなければならな

進性と呼ばれている。

い点であると考えられる。

この医療費自己負担の逆進性は、以前から指摘されていた現象であった４）。ここで所得分布（2）社会保障の所得再分配効果に与える影響

は一定のままで、自己負担率の引上げ政策が実次に先の設定を変更して、健康な人と不健康施された場合を考える。日本の医療保険制度でな人の２名のみが存在する社会を考える。いまは、自己負担率は所得水準にかかわらず一律割

不健康な人は健康回復のため医療サービスを必合として設定されている。いま医療サービス需

要としており、健康な人は必要としてないと考要は価格変化にほとんど変化しない（価格に関える。このとき政府は健康な人から不健康な人

する必需財）とすると、一律の自己負担率引上への再配分を目的として、両者からの拠出（保げは、低所得者の医療費自己負担シェアを高所険料）を求め、医療サービスの利用に関して一得者のシェアよりも一層高めることとなる。す部補助（保険給付）を行う医療保険制度を用意

なわち自己負担率引上げ政策は、医療費自己負していると考える。このとき健康な人は医療サ担の逆進性をより強める効果を持っている。

ービスを利用しないため医療費自己負担額はゼ

澤野（2001a）は、1997年の健保・被保険者

ロであるが、不健康な人は医療サービス費用のの自己負担率引上げ政策によって、家計の医療一部割合（自己負担率）を負担することとなる。

費自己負担シェアがどのように変化したかを分

このとき保険料は一定のままで、自己負担率引

析している。分析結果からは、1997年の自己負上げ政策が実施されたとすると、不健康な人の担率引上げ政策以後には、低所得者の医療費自

医療費自己負担が増加することによって、健康

己負担シェアが高所得者のシェアより高まってな人から不健康な人への再配分が縮小することいることを示している。すなわち医療費自己負

となる。

５）

担に関して逆進性が強まっていると言える 。

しかしこの再配分の変化は、直接的に所得再この影響に関して、次なる２点は重要な政策課

配分の変化と関係を持つものではない。これは題であると考えられる。第１は、政策の実施に健康水準と所得水準がどのような関係を持つのよって、同一制度内においても医療費自己負担

か自明ではなく、かつその関係が十分に明らかの逆進性に関する変化が発生することである。

になっていないためである。このため従来から

日本の健康保険には組合健保と政管健保がある

医療保険制度における所得再分配効果についてが、その各々組合内において所得格差が存在す

は、様々な議論が行われてきた６）。いまここでる。このことは一律に自己負担率を引き上げる

健康な人は高所得者で、不健康な人が低所得者ことは、同一制度内における医療費自己負担のであると仮定することができるのならば、先の逆進性を強めることとなることを意味している。

議論と同じ方向の変化が予想される。すなわち27

季刊家計経済研究 2004 SPRING No.62†この論文は、上智大学経済学部セミナー（上智大学）
での報告の一部を含んでいる。本稿の作成について、
青木研（上智大学）、山崎福寿（上智大学）の各氏、およびセミナーの参加者より有益なコメントを頂いた。
ここに記して感謝いたします。本稿中の誤りは、すべて筆者の責にあります。

中西（2000）では支出関数推定を利用して0.53〜0.68（絶対値表示）となっている。高齢者については、大日（2001）、井伊・大日（2002）は0.01〜0.10（絶対値表示）とされ、吉田・山村（2003）は老人保健制度適用による高齢者の受診行動を分析している。また高齢者医療については、価格変数（自己負担）以外に所得水準や世帯構造が重要な決定要因となっており、金子（2000a）では所得の役割について、金子（2000b）では世帯構造の役割について実証的な分析を行っている。
3）詳しい制度変更の内容については澤野（2000）を、また過去の自己負担率変更に関する議論は次のとおりである。まず1973年の健保・被扶養者の自己負担率引下げ政策（50％から30％）の効果については前田（1978）、
同年の老人医療無料化については井口（1982）、妹尾（1982）、1983年の老人保健制度の創設（老人医療の有料化）については妹尾（1985）、澤野（2000）、1984年の健保・被保険者の自己負担率引上げ政策（定額から10%）の効果については西村（1997）、澤野（2001b）が議論を行っている。
4）家計の医療費負担やその逆進性に関する先行研究は、勤労者世帯について田中・三上（1980）、前田（1981）、
都村（1985）、澤野（2001a）、高齢者世帯について上村（1986）、澤野（2000）が分析を行っている。
5）この逆進性の変化は、都村（1985）の分析方法のように、医療費自己負担と健康保険料負担の合計負担で分析しても同様の結論が得られるものと考えられる。これは日本の健康保険料は賃金に対する一定割合（保険料率）を徴収する方法であるので、シェアから見た合計負担は、所得水準に関わらず医療費自己負担シェアに一定数を足し合わせたものとなるためである。ただし所得が賃金所得以外から構成されている場合や、国民健康保険料のように賃金ではなく所得に応じて保険料が算定される場合には、本稿の議論とは異なる可能性があると言える。
6）健康と所得の関係を中心に医療保険制度の所得再分配効果を分析したのは遠藤・駒村（1999）である。その他に社会保障としての医療保険制度に関して、その所得再分配機能を分析したのは一圓（1995）、勝又・木村（1999）、金子（2000c）が代表的である。

注
1）ただし医療費負担を家計に転嫁することによって、医療保険財政は改善している。このような自己負担率引
上げと医療保険財政の関係を分析したものとして、井伊（2002）や鈴木ほか（2003）がある。また一般に(1−α)は保険給付率とも呼ばれ、自己負担率引上げ
政策は保険給付率の引下げ政策と表現される場合もある。
2）近年における外来医療サービス需要に関する研究成果
は、次のとおりである。まず若年者については、井伊 ・ 大 日 （ 2001, 2002）、 Ii and Ohkusa（ 2002a,
2002b）、大日（2003）が軽度疾病について価格弾力性を計測し0.35〜3.68（絶対値表示）、Asano（1997）、

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保険料一定の中で、自己負担率引上げ政策の実
施は、高所得者（健康な人）から低所得者（不健康な人）への所得再分配を縮小させることとなる。すなわち社会保障の所得再分配機能を低下させる可能性がある政策であると言える。ただしこの政策効果は、あくまでも健康と所得の相関関係に依存して決定されており、自明なものではないことには注意する必要があるものと考えられる。

5．まとめ
この論文の目的は、日本の医療保険制度における自己負担率の引上げ政策の実施が、消費者行動にどのような影響を与えるかを明らかにすることであった。本稿では、その分析対象として、(a)医療サービス需要と医療費自己負担の変化、(b)貯蓄行動（予備的動機）や私的医療保険
需要に与える影響、(c)医療費支出シェアや再分配効果の公平性に与える影響について検討した。
しかしこれまでの研究成果からは、自己負担率
引上げ政策の実施が、消費者行動にどのような影響を与えるかは十分に明らかになっていない。
今後に残された課題は、決して少なくないものと考えられる。

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（sawano@ll.u-ryukyu.ac.jp）

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