特集論文

就業と健康――観察（非実験）データによる推定の問題点とは

野口 晴子（早稲田大学政治経済学術院 教授）

1.「働く」を「健康」から考える

どの程度のものなのかについて、確たる実証的な
結論は、いまだ得られていない。このことは、本社会構造と社会の構成員たる個人の健康との関連性については、産業革命による工業化・都市化

稿で着目する人々の就業と健康の関係にしても同様である。

の影響が顕在化する19世紀初頭以降2世紀以上にたとえば、厚生省（当時）によって、2000年以わたり、公衆衛生学を中心に、社会学・心理学・

来10年間にわたって展開されてきた 「21世紀に経済学など幅広い学問分野において膨大な数の理おける国民健康づくり運動」（いわゆる、「健康日

2）

論的・実証的研究が蓄積されている。したがって、

本21」）の最終評価から、今世紀に入ってからの本庄（2007）が指摘するように、昨今衆目を集め10年間に労働力人口世代におけるメンタル面でのている、社会（心理）的・経済的格差と健康格差、健康状態が悪化傾向にあることがわかったが（健そして、本稿で焦点を当てる就業をはじめ、ジェ康日本21評価作業チーム 2011）、長期間にわた

ンダー、人種、家族関係、ソーシャル・ネットワー

る失業や転職など就業状況の変化が、人々のメ

ク、ソーシャル・キャピタル、所得、貯蓄、教育ンタル面での健康に影響を与えると同時に、うつなど、個人を取り巻くさまざまな社会的・経済的病などを患い長期休業を余儀なくされた結果、仕状況（socioeconomic status: SES）と健康との事を辞めざるをえなくなったということもありう

関連性というテーマは、学問的にも政策的にも「古る。近年、とりわけ米国を中心としたパネルデー

くて新しい」
課題であるといえよう（Antonovsky

タの構築や開発経済学における社会的実験（social

1967; Berkman and Kawachi 2000; 橋本 2005）。

experiment）の蓄積、そして、計量経済学の理1）

近・現代を通じた研究の結果、SESと健康と論とコンピュータによる計算能力の著しい発達をの間に有意な相関が存在することについては、お背景に、経済学を中心とした実証研究によっておむね研究者の間でコンセンサスが得られてい取り組まれてきたのが、こうした複雑な因果性る。たとえば、所得や資産、教育水準などが低く（causality、もしくは、gradient）を識別し、ひSESが不利な状況にある（社会に格差が存在し、

もとこうとする試みである（Cutler et al. 2008）。

社会階層が低い）場合は、SESが有利な状況（高就業と健康との双方向的な関係について、どち

い社会階層）にある場合に比べて健康状態が悪く、らの方向の影響がより大きく、また、その結果が慢性疾患になる確率や死亡率が高い傾向にあると単なる偶然ではなく、どの程度の確度をもって起いった関係性である。しかし、そうした事実認知

こりうるのかを検証することは、とりわけ、高齢を超えて、多岐にわたるSESがそれぞれどのよ

世帯やひとり親世帯などにおける就労者の健康をうなメカニズムを通じて人々の健康と相互に関連向上させ就労促進を図ることを目的とする諸政策し合うのか、また、その影響の有意性や大きさはについて、その費用対効果を検討する際にきわめ42

就業と健康て重要である（Adams et al. 2003; Smith 2007;

が、“グロスマン・モデル”と呼ばれる理論である

Cutler et al. 2008）。仮に、就業の健康に対する（Grossman 1972）。人的資本論を理論展開した当影響が重要である場合には、雇用政策や就労支援

該モデルでは、個人は、各期の健康ストックに依政策が有効であろうが、もし、健康の就業への影存した健康時間を投入した、生涯にわたる異時点

響の方が大きいならば、ヘルスプロモーションや

4）
効用関数（U）を最大化すると仮定されている 。

公的な医療（健康）プログラムを充実させる方が、効果的だろう。つまり、とりうる政策に複数の選択肢が考えられるような場合、就業や就業にかか
わるSESと、健康との因果関係を量的に把握しな
い限り、どの政策にどのくらい社会的資源や財源を投入するのが最も有効か、という問いに答える

max U=U（H0, ... , Hn, Z0, ... Zn, T0, ...Tn : X0, ... , Xn,（1）ε10, ... , ε1n, u1）

式（1）で、H は健康ストックの量、Z は健康関連以外の財の消費、T は余暇時間、X は時間経過により変動する各個人の外生的な嗜好ベクト

ことはできない。
本稿の目的は、これまでの実証研究に基づき、

ル、ε1 は個人の嗜好に対する何らかの外生ショッ

非実験（観察）データを用いて、個人の就業状

ク、そして、u1 は各個人に特有の時間不変的な

況と健康との関連性を検証することの問題点につ嗜好ベクトルを示している。通常とは異なり、いて検討することである 。本稿の構成は以下のGrossmanの異時点効用関数の文脈では、人生の通りである。次節では、就業をはじめさまざまな長さを示す n は内生変数として扱われる。なぜな

SESと健康との関連性に着目する研究の理論的支

らば、個人は、誕生時点において健康ストックの3）柱となっているグロスマン・モデルを概観し、就初期賦存量（H0）を所与として生まれるが、死亡

業と健康との因果性のメカニズムについて考察を時点は当該時点における健康ストックの量に依存加える。第3節では、健康をどう測るかについて、して決まると仮定されているからである。すなわ

測定誤差と正当化仮説の観点から議論する。第4

ち、個人は、健康ストック量がある一定水準となっ節では、実際の分析で健康を内生的な選択として

あるいは、
死を「選
た場合（Hn=Hmin）に死亡する、処理しようとする実証研究の試みについて述べ、択」する。

最終章では、日本の研究について触れながら、今後の課題について触れることにする。

この異時点効用関数は、各期（たとえば、i 期）における、次のような一連の制約条件下において、最大化される。

2. グロスマン・モデルの含意――同時性バイアス
Gary Stanley Becker が、1964年 に Human

Capital: A Theoretical and Empirical Analysis,
with Special Reference to Education（邦訳『人的Hi=H（
i Hi−1, Mi, THi ; Yi, ε2i, u2）（2）

Zi=Ii+PiMi −（Ai+1 − Ai）
（3）

Ii=Ki+wiTWi+rAi

（4）

Ti+THi+TWi+TLi= （5）

TLi=TL（i Hi,ε3i, u3）（6）

資本――教育を中心とした理論的・経験的分析』）を発表して以来、教育とともに、人的資本の代表的な一形態としての「健康資本（health capital）」
に対する個人の投資行動について、数多くの経済学者による理論的・実証的検証が行われてきた。なかでも、今日に至るまで、個人あるいは家計の社会的・経済的状況（SES）と健康との関係性を検証するための理論的支柱となっているの

まず式（2）について、i 期における健康ストッは、i−1 期における健康ストック量（Hi−1）、
ク量（Hi）
健康関連の財やサービス（M）、健康投資に費やす43

季刊家計経済研究

2014

時間（TH）に依存して決まるが、この健康投資（あるいは、健康生産）のプロセスは、時間経過

WINTER

No.101

3.「健康」をどう測るか？
――測定誤差と正当化仮説

により変動する各個人の外生的な生産性ベクトル、個人の生産性に対する何らかの外生ショッ（Yi）

もし仮に、個人の「健康」を正確に測定するこ、各個人に特有の時間不変的な生産性ベク
ク（ε2i ）とができるのであれば、前節で述べたような健康条件づけられる。また、式（3）
トル（u2）によって、の内生性は識別することが可能かもしれない。しは健康関連以外の財の消費、式（4）は所得制約、かし、実際の実証分析において、個人の「健康」

式（5）は時間制約を示しており、I は総所得、Pを厳密に把握することは不可能で、「健康」をど5）は健康関連の財やサービスの価格、A は資産 、Kは不労所得、w は賃金、TW は労働時間、r は利子率、TL は健康を害したことが原因で就労・余暇・健康

う測るか、「何」をもって「健康」を示す尺度とするのか、ということが常に問題となる。たとえば、分析の基となるデータが、レセプトやカルテと投資等の日常的な活動を行うことができなかった

いった医療や介護の専門家など第三者の診断によ

時間損失、 は当該期間において人間に与えられる客観情報ではなく 、調査対象者本人（あるいた時間の総計である。また、式（6）は、i 期におけは、要介護者や障がい者の場合は代理人としてのる時間損失が、健康を害する要因となった何らか

世帯構成員など）から自記式か面接法によるアンの外生的なショック（ε3 i ）、当該個人に特有の普遍的な罹患要因ベクトル（u2 ）の条件下で、同じ

7）

ケートによって情報を得る自己申告型である場合、回答バイアスがかかり、それに起因する測定誤差

く i 期における健康ストックの量（Hi）に依存して（measurement error）が生ずる可能性を回避す決まることを示している。

ることはできない（Bound et al. 2001）。ここでは、

グロスマン・モデルの特 徴は、Currie and

先行研究において、最も頻繁に用いられる健康指

Madrian（1999）によって次のように要約されて標である主観的健康観（self-rated health: SRH）

いる。第1に、今日における健康ストックの量が、について考察することにする。

過去に当該個人が行った健康投資と健康ストック

SRHに関する標準的な聞き方は、「あなたの現の減耗率に依存しているという点である 。第2に、在の健康状態はいかがですか」といった趣旨の質式（5）と式（6）から、各期において、市場もし

問に対し、
「よい」
、
「まあよい」
、
「ふつう」
、
「あま

くは非市場において社会的・経済的な活動を行う

りよくない」「、よくない」という5段階（場合によっ6）

ことのできる時間は、各期における所与の時間かては、4段階）の選択肢を提示するやり方である。

ら「不健康」による時間損失を差し引いた、 −このSRHについては、追跡調査による将来の死

TLi と示すことができる。したがって、当該モデル

亡率や特定疾病の罹患率などの客観的健康指標とからは、当該個人の各期における就業状況が内生強い相関を持っていることが数多くの研究によっ的な健康に関わる諸変数に依存するという、条件て報告されている（Adler et al. 1994; Idler and付きの労働供給関数を導出することができる。すKasl 1995; McCallum et al. 1994; Gerdtham et

なわち、就業と健康との関連性を実証的に検証すal. 1999 ほか多数）。したがって、SRHが個人のるに当たって、グロスマン・モデルが示唆する主健康状態を的確に反映している可能性が高い一方

要な含意は、各期における個人の健康を、内生的で、調査対象者が楽観的か悲観的かといった内的な「選択」の結果として処理する必要があるとい属性（Bound 1991; Bound et al. 1999）、
さらには、うことである。したがって、労働供給関数におい質問内容や提示された選択肢に対する捉え方（自て、健康因子を外生変数として処理してしまうと、分の「健康」を、自覚症状、障がい、診断結果な

現在の就業状況の健康への潜在的な逆相関に起因

ど「何」に重点を置いて回答するか、健康状態がする同時性バイアスによって、健康の効果が過剰「ふつう」とはどういうことか、など）（Lokshinまたは過小に推定されるかもしれない。

and Ravallion 2008）によって評価が異なり、個44

就業と健康人間で比較可能ではないという指摘もある。また、調査の実施方法（自記式か聞き取り方式か）

li*=γ2hi**+xl,i φ l +ε2,i（8）（Tourangeau and Smith 1996; Grootendorst etと表すことができる。式（8）は、li* が ht** と外生

al. 1997）や、同じ質問の繰り返しによる調査目

変数ベクトル（xl,i）によって決まることを示してい的に対する学習効果が、回答に影響を与えるとのる。γ2 と φl は推定されるパラメータであり、
ε2,i は報告もある（Tversky and Kahneman 1988） 。
8）

誤差項である 。しかしながら、前段で述べたよ

健康指標にこうした観察不能な測定誤差があれうに、「真」の健康を観察することは、おおよそ不ば、就業に対する健康の効果が過小に推定されて可能であるため、たとえば、SRHのような観察可

しまう縮小バイアス（attenuation bias）の恐れ

能な健康状態を示す次のような式を仮定する。

9）

がある。
また、SRHの評価は、調査対象者の性別、年齢、学歴、所得、職業など外的属性に依存することが知られているが（Crossley and Kennedy 2002）、
不健康を理由に自分が働いていないことを正当化

hi*=hi**+ali*+ε3,i（9）

ここで、hi* は i 期におけるSRHに代表される観察可能な健康の潜在変数を示す。式（9）は、hi*

しようとする行動がとられる可能性が、数多くのが hi** と li* に依存して決まることを示し、したがっ研究によって指摘されており、このことは、他のて、この式は、正当化仮説の存在を示唆している。

測定誤差からは区別され、正当化仮説と呼ばれて仮に、正当化仮説が本当であるならば、a は正値いる（Chirikos and Nestel 1984; Anderson andをとるはずである。なぜならば、就業者は健康状

Burkhauser 1985; Bazzoli 1985; Stern 1989;

態を誇張して回答し、非就業者は健康状態を控え

Bound 1991; Waidmann et al. 1995; Dwyer and

めに回答するからである。

Mitchell 1999; Kreider 1999）。こうした自己正Cai（2010）のモデルに要約されているように、当化の結果、就業に対する健康の効果は過大に推パネルデータによる分析が可能であれば、上記式

定されてしまうことになる。

における3つの誤差項、ε1,i, ε2,i, ε3,i は、時間によっ上記の問題を簡単に定式化して考えてみると（Stern 1989; Bound 1991; Cai and Kalb 2006;
Cai 2010）、まず、個人の健康は次の式によって示される。

て変動しない構成要素（μ）と時間によって変動する構成要素（ν）とに分解される。

εk,i=μk+νk,i

k=1, 2, 3

（10）						

hi** =γ1li*+xh,i βh+ε1,i

（7）

労働供給関数において健康は内生変数として処理される必要があることから、式（7）は、i期における「真」の健康を示す潜在変数（ht**）が、就業の有無を示す潜在変数（li*）と外生変数ベクトル（xh,i ）によって決まることを示している。γ1 と式（7）を式（9）に代入すると、

hi*=（γ1li*+xh,i βh+ε1,i）+ali*+ε3,i+ （μ1+ν1,i）+（μ3+ν3,i）=（γ1+a）li*+xh,i βh（）=θ1li*+xh ,i βh+μh+νh,i（11）h i**が観察不能であるため、実際には、γ1 と a を別々

βh は推定されるパラメータであり、ε1,i は誤差項である。式（7）において、ht** は「真」の健康指に観察することはできず、式（11）において、測標であることから、ここでは、自己正当化バイア

う、2類型の同時性バイアスを識別することはで定誤差による縮小バイアスと正当化バイアスといスは起生しない。次に、i 期における労働供給関数

きない。しかし、θ1 の符号を検証すれば、縮小バ

は、イアスと正当化バイアスのどちらの影響が支配的かについて知ることができる。
正当化仮説
（つまり、
45

季刊家計経済研究2014

a > 0）を所与とすると、θ1 < 0であるならば、必WINTER

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る結果は少数であり（Parsons 1982; Anderson

然的に γ1 < 0となり、観察不能な測定誤差による

and Burkhauser 1985）、Stern（1989）、Au et

縮小バイアスによる影響が支配的であることが示

al.（2005）、Cai and Kalb（2006）は、主観的健唆される。他方、θ1 > 0 であるならば、2つの解釈が成り立つ。すなわち、γ1 > 0 である場合か、ま康に基づく健康効果は、正当化バイアスよりも、
むしろ、
縮小バイアスが支配的であること、
さらに、

たはγ1 < 0 であるが、正当化バイアスによる影響

McGarry（2004）は、正当化バイアスを回避するが支配的である場合である。いずれにしても、式ための代替的な健康指標の投入が、かえって、欠（11）の推定において、θ1 が統計的に有意に正値をとることが示されれば、正当化仮説を棄却する

落変数によるバイアスの問題を引き起こしてしまうことを指摘している。

ことはできない。

4. さまざまな実証研究の試み

5. 結びにかえて――日本における就業と健康に関する実証分析の意義と課題

就業と健康の内生性の問題を回避するため

近年の少子高齢化の進行に伴い、将来の労働力に、より客観的な健康指標を使うことが1つの方不足が懸念される中で、健康な高齢者の労働参加法とされてきたが、たとえば、ADL（activitiesが期待されている。しかしながら、実際には、多of daily living）のような指標を使っても測定

くの高齢者がさまざまな理由で労働市場から退出

誤差の問題が生じうることが指摘されているしており、健康要因はその最も重要な理由の1つ（Mathiowetz and Lair 1994）。そうした中、公となっている。
『高年齢者就業実態調査』（厚生労

衆衛生学や社会疫学を中心とした分野では、信頼

働省、平成16年）では、55歳以上69歳以下の者

性、妥当性、正確性に優れた健康指標を構築すを対象として高年齢者の雇用状況が調査されていることに力点が置かれた研究が進められている。

るが、男性で28.5％、女性で54.4%が不就業者で、たとえば、調査対象者に仮想的な質問をしたり

うち男性では半数が、女性では約7割が就業を希（Salomon et al. 2004）、外生的な近隣環境のデー

望していない非就業希望者であった。非就業希望タを収集したり（Pruitt et al. 2012）、SRHを含者が仕事をしたいと思わなかった理由として、男む複数指標を組み合わせた総合指標を作成したり性では「本人の健康上の理由」を選択した比率がすることで（野口 2011）、測定誤差を調整し、比最も高く（39%）、女性では「家事等に専念した

較可能な標準化尺度を作成しようとする試みが行いから」の34%の次に高くなっている（約28%）。

われている。

このように、健康状態は高齢者の就労に大きな影

他方、経済学分野では、健康指標にかかわら響を与えている可能性があり、両者の関係を実証ず、むしろ、労働供給関数における内生性の対的に明らかにすることの政策的な重要性が高まっ

処による推定バイアスの識別（縮小バイアスと正ている。

当化バイアス）を中心とした研究が蓄積されて日本のデータを用いて、就業と健康との関連きた。内生性に対処する手法として広く用いられ性について実証分析を行っている研究は少なくているのが、操作変数法である 。たとえば、調ない。しかしながら、労働供給関数における健査時点から死亡期日までの期間の長さ（Bound

康の内生性に対処した研究は、大石（2000）
、

10）

1991）
、両親の健康状態や生存状況（Dwyer andHamaaki and Noguchi（2009）、
濱秋・野口（2010）

Mitchell 1999）、
障がいの程度やBMI（Campolietiなど、いまだごく少数である。

2002; Benitez-Silva et al. 2004）など特定の健

大石（2000）は、『高年齢者就業実態調査』の

康指標が、SRHに対する操作変数として用いら

個票（1996年）を用いて、賃金関数と就業関数とれている。しかしながら、正当化仮説を支持すの同時方程式を推定している。健康指標としては、46

就業と健康ふだんの健康状態、および肉体的な面からみた就ことが原因となっているのかもしれない。

業可能性が用いられている。この論文では、賃金

グロスマン・モデルが想定するような、加齢に関数と就業関数を識別するために、「平均的な医伴う緩やかな健康状態の変容が就業の意思決定に療衛生環境の代理変数」として1995年の都道府与える効果を検証するためには、より長期的な視

県別の男性平均余命とその2乗項を用いているが、野に立ったパネルデータの構築が必要である。日

健康に与える影響は有意ではなく、賃金関数、就本でも、過去十数年にわたり社会疫学、人口学や業関数の2段階目（構造型）の推定が安定してお経済学を中心とした社会科学の専門家や厚生労働

らず、健康にのみ影響を与える変数の選択が大き省によって、こうした試みが行われてきた。たとな問題となっていた。

えば、東京都老人総合研究所が実施している『中Hamaaki and Noguchi（2009）は、中高齢者

年期の生活の送り方に関する調査』、日本大学総を対象として行った『健康と引退に関するパネ

合学術センターによる『健康と生活に関する調査』、

ル調査』（国立社会保障・人口問題研究所）の個

厚生労働省による『中高年縦断調査』、日本福祉大票（2008 ～ 2009年）を用い、回答者の居住地域

学健康社会研究センターを中心とした『愛知老年から最寄りの病院までの直線距離、回答者が属す

学的評価研究（Aichi Gerontological Evaluation

る二次医療圏の診療所の密度、および回答者の30

Study: AGES）』、（独）経済産業研究所が一橋大

歳時点のBody Mass Index（BMI） の値を操学経済研究所、東京大学経済研究科と共同して作変数として用い、健康指標を説明変数として含実施している『くらしと健康の調査（Japanese

む就業関数を推定した。健康指標としては、健康Study of Aging and Retirement: JSTAR）』な

11）

意識、生活や仕事への支障の有無、調査時点で罹どである。今後、こうしたパネルデータが、幅広患している疾病の数、病気の罹患状況から主成分く研究者に活用されることによって、政策に対し分析によって作成された第1主成分に基づいて健て有益なエビデンスが得られることが期待される。

康状態を測定したスコア（Disease score）の4つを用いている。この研究では、操作変数には健康指標との相関は見られるものの、弱相関（weakinstrument）の問題を克服できるほどではないと結論付けられている。
濱秋・野口（2010）は、Hamaaki and Noguchi（2009）と同じデータを用い、30歳時点のBMIの値と、新たに両親の既往歴を操作変数として、調査時点までの既往症数とわが国の死亡理由の上位を占める三大疾病（癌・悪性新生物、心臓の病気、
脳卒中・脳血管疾患）の罹患歴が、中高齢者の無業確率と労働時間に与える効果を推定した。結果、男性については、どの操作変数の値も就労者と無業者の間で有意に異ならないので、本人の過去のBMIと両親の既往歴は操作変数として望ましい性
質を持っているように見える。他方、女性については、過剰識別制約の検定結果から、操作変数と誤差項が相関していることが疑われる。これは、女性の方が親の看病や介護を担当する可能性が高く、親の既往歴と本人の就業状態が相関している

注
1）社会疫学の定義やその発展の経緯については、本庄（2007） に 詳 細 に ま と め ら れ て い る。 ま た、Antonovsky（1967）では、1960年以前のSESと健康との関連性に関する先行研究の包括的レビューがなされているので、参照のこと。
2）厚生省事務次官通知（厚生省発健医第115号）（http://
www1.mhlw.go.jp/topics/kenko21_11/mt1.html）。
3）Currie and Madrian（1999）では、より包括的に、賃金や雇用保険等、労働市場全般に関わる要因と健康との関連性についてのサーベイを行っているが、本稿では、紙幅の関係上、労働供給のみに焦点を当てる。
4）ここでは、健康と雇用保険ならびに労働市場との関連性に関する先行研究について包括的なサーベイを行ったCurrie and Madrian（1999）による、単純化された離散型グロスマン・モデルを参考に解説を行う。連続型モデルについては、Grossman（1972）のAppendix
参照のこと。
5）誕生時点における健康ストックの初期賦存量（H0）と同様に、資産の初期保有量（A0 ）は所与である。
6）Grossman（1972）では、i期における健康ストック量は、i期における健康投資（Hli）と、i−1期の健康ストッ
クの量から減耗率（ i−1）により損なわれた分を差し引いたものとを足し上げたものに等しいという形でより明Hi−1 。
示的に示されている。すなわち、Hi=Hli+（1− i−1）47

季刊家計経済研究

2014

また、Currie and Madrian（1999）では、減耗率（ i−1）
は、各個人に特有の時間不変的な生産性ベクトル（ u2）の一部として論じられているが、Grossman（1972）では、個人が死亡時点での健康ストックを「選択」するた
めには、減耗率が加齢とともに増加するという仮定をおく必要性が言及されている。Grossmanのこの仮定は、加齢に伴う身体的・精神的・知的機能の劣化を考えれば、むしろ自然なことであり、また、さらに厳密にいえば、各期における健康ストックの減耗率は、個人の生産性に対する何らかの外生ショック（ε2i）によって影響を受けることがあるかもしれない。
7）第三者による客観的な診断の場合ですら、欠落変数が存在する場合や、データの欠損がランダムに起生していない場合、推定値にバイアスがかかる可能性があることを指摘しておく。非実験データを用いる限り、推定の一致性をいかに担保するかが、実証研究の最大の課題である。
8）野口（2011）は、2007年6月7日と7月1日に、同じ調査客体を対象として実施された、「国民生活基礎調査」（厚生労働省）と「社会保障実態調査」（国立社会保障・
人口問題研究所）との3週間のタイム・ラグを利用して、全く同じSRHに対する回答の信頼性を検証した（再テスト法: test-retest study）。結果、質問内容に対する調査対象者の捉え方、配偶者の有無・世帯人員数・教育・
就業状況・貯蓄・保険の加入状況などの個人の外的属性、
そして、繰り返しによる学習効果（認知や記憶）が回答にバイアスをかける可能性あることがわかった。
xh,i とxl,i の中には、
9）式（7）と式（8）の外生変数ベクトル、
共通する変数が存在しうる。
10）
もう1つ主要な手法として、何らかの外生ショックを自然実験（natural experiment）として活用してトリー
トメント効果を推定する手法がある（Limdeboom etal. 2005; Goméz and Nicolás 2006）。
2（m））で算出できる。日11）
BMI指数は、体重
（kg）
／
（身長
本肥満学会の基準によれば（2000）、18.5未満が低体重、18.5以上25未満が普通体重、25以上30未満が肥満（1度）、
30以上35未満が肥満（2度）、
35以上40未満が肥満（3度）、
40以上が肥満（4度）。
文献
大石亜希子，2000，「高齢者の就業決定における健康要因の影響」『日本労働研究雑誌』481: 51-62．
健康日本21企画検討会・健康日本21計画策定検討会，
2000，「21世紀における国民健康づくり運動（健康日本21）について」報告書．
野口晴子，2011，「社会的・経済的要因と健康との因果性に対する諸考察――「社会保障実態調査」および「国民生活基礎調査」を用いた実証分析」『季刊社会保障研究』46（4）: 382-402．
橋本秀樹，2005，「社会疫学」青山英康監修，川上憲人・
甲田茂樹編『今日の疫学』医学書院，318-327．
濱秋純哉・野口晴子，2010，「中高齢者の健康状態と労働参加」『日本労働研究雑誌』601: 5-24．

48

WINTER

No.101

本庄かおり，2007，「社会疫学の発展」『保健医療科学』56（2）: 99-105.
Adams, P., M. D. Hurd, D. McFadden, A. Merrill and T.
Ribeiro, 2003,“Health, Wealth, and Wise? Tests
for Direct Causal Paths between Health andSocioeconomic Status,”Journal of Econometrics ,112: 3-56.
Adler, N. E., T. Boyce, M. A. Chesney, S. Cohen,
S. Folkman, R. L. Kahn and S. L. Syme, 1994,“Socioeconomic Status and Health: the Challengeof the Gradient,”American Psychologist , 49（1）:15-24.
Anderson, K. H. and R. V. Burkhauser, 1985,“TheRetirement-Health Nexus: A New Measure of
an Old Puzzle,”Journal of Human Resources , 20:
315-330.
Antonovsky, A., 1967,“Social Class, Life Expectancy,and Overall Mortality,”Milbank Memorial Fund
Quarterly , 45: 31-73.
Au, D. W. H, T. F. Crossley and M. Schellhorn,
2005,“The Effect of Health Changes and LongTermhealth on the Work Activity of Older
Canadians,”Health Economics , 14: 999-1018.
Bazzoli, G. J., 1985,“The Early Retirement Decision:
New Empirical Evidence on the Influence of
Health,”Journal of Human Resources , 20: 214234.
Becker, G. S., 1964, Human capital , New York:
Columbia University Press.（＝1976，佐野陽子訳『人的資本――教育を中心とした理論的・経験的分析』
東洋経済新報社．
）
Benitez-Silva, H., M. Buchinsky, H. M. Chan, S.
Cheidvasser and J. Rust, 2004,“How Large Is
the Bias in Self-Assessed Disability?”Journal ofApplied Econometrics , 19: 649-670.
Berkman, L. F. and I. Kawachi, 2000,“A Historical
F ra mework f or Socia l E pidemiolog y,” L.
F . Berk ma n, a nd I. Ka wa ch i ed s., Social
Epidemiology , Oxford: Oxford University Press,
3-12.
Bound, J., 1991,“Self-Reported versus Objective
Measures of Health in Retirement Model,”Journal of Human Resources , 26: 107-137.
Bound, J., M. Schoenbaum, T. R. Stinebrickner andT. Waidmann, 1999,“The Dynamic Effects ofHealth on the Labour Force Transitions of Older
Workers,”Labour Economics , 6: 179-202.
Bound, J., C. Brown and N. Mathiowetz, 2001,“Measurement Error in Survey Data,”J. J.
Heckman and E. E. Leamer eds., Handbook of
Econometrics , vol.5, Amsterdam: Elsevier, 37053843.
Cai, L. and G. Kalb, 2006,“Health Status and Labour就業と健康Force Participation: Evidence From Australia,”

Health Economics , 15: 241–261.

Cai, L., 2010,“The Relationship between Health andLabour Force Participation: Evidence from a
Panel Data Simultaneous Equation Model,”Labour Economics , 17: 77-90.
Campolieti, M., 2002,“Disability and the Labor Force
Participation of Older Men in Canada,”Labour
Economics , 9: 405-432.
Chirikos, T. N. and G. Nestel, 1984, “Economic
Determinants and Consequences of Self-Reported
Work Disability,”Journal of Health Economics , 3:
117-136.
Crossley, T. F. and S. Kennedy, 2002,“The Reliabilityof Self-Assessed Health Status,”Journal of Health
Economics , 21: 643-658.
Currie, J. and B. C. Madrian, 1999,“Health, Health
Insurance and the Labor Market,”O. Ashenfelter
and D. Card eds., Handbook of Labor Economics ,vol.3, Amsterdam: Elsevier, 3310-3415.
Cutler, D. M., A. Lleras-Muney and T. Vogel, 2008
“Socioeconomic Status and Health: Dimensions
and Mechanisms,” NBER Working Paper,
No.14333.
Dwyer, D. S. and O. S. Mitchell, 1999, “Health
Problems as Determinants of Retirement: Are
Self-Rated Measure Endogenous?”Journal of
Health Economics , 18: 173-193.
Gerdtham, U.G., M. Johannesson, L. Lundberg and D.
Isacson, 1999,“A Note on Validating Wagstaff
and Van Dooslair’s Health Measure in the
Analysis of Inequality in Health,”Journal of
Health Economics , 18: 117-224.
Goméz, P. G. and A. L. Nicolás, 2006,“Health Shocks,
Employment and Income in the Spanish LabourMarket,”Health Economics , 15: 997-1009.
Grootendorst, P., D. Feeny and W. Furlong, 1997,“Does It Matter Whom and How You Ask?
Inter and Intra-Rater Agreement in the Ontario
Health Survey,”Journal of Clinical Epidemiology ,50: 127-136.
Grossman, M., 1972“On the Concept of Health Capitaland the Demand for Health,”Journal of Political
Economy , 80（2）: 223-255.
Hamaaki, J. and H. Noguchi, 2009,“Does Health
Status Matter to People’s Retirement Decisionin Japan? An Evaluation of “Justification
Hypothesis” and Measurement Errors in
Subjective Health,”mimeo, presented at iHEA
7th World Congress on Health Economics.
Idler, E. L. and S. V. Kasl, 1995,“Self-ratings of Health:
Do They Also Predict Change in Functional
Ability?”Journal of Gerontology , 50B: S344-353.

Kreider, B., 1999, “Latent Work Disability andReporting Bias,”Journal of Human Resources, 34（4）: 734-769.
Lindeboom, M., A. Llena-Nozal and B. van der Klaauw,
2005,“The Interrelation between Disability andWork and the Role of Health Shocks,”Paper
presented at the IZA Conference on Income
Distribution, Health and Social Insurance of an
Ageing Population, Bonn, Germany.
Lokshin, M. and M. Ravallion, 2008,“Testing for
an Economic Gradient in Health Status Using
Subjective Data,”Health Economics , 17（11）:1237-1259.
Mathiowetz, N. and T. Lair, 1994,“Getting Better?
Change or Error in the Measurement of
Functional Limitations,”Journal of Economic andSocial Measurement , 20: 237-62.
McCallum, J., B. Shadbolt and D. Wang, 1994,“Selfrated Health and Survival: 7 Years Follow-up
Study of Australian Elderly,”American Journalof Public Health , 847: 1100-1105.
M c G a r r y , K . , 2 0 0 4 ,“H e a l t h a n d R e t i r e m e n t :Do Changes in Health Affect Retirement
Expectations? ”Journal of Human Resources , 39（4）: 624-648.
Parsons, D. O., 1982, “The Male Labour Force
Participation Decision: Health, Reported Health,and Economic Incentives,”Economica , 49（193）:
81-91.
Pruitt, S. L., D. B. Jeffe, Y. Yan and M. Schootman,
2012,“Reliability of Perceived Neighborhood
Conditions and the Effects of Measurement
Error on Self-Rated Health across Urban and
Rural Neighborhoods,”Journal of Epidemiology
and Community Health , 66: 342-351.
Salomon, J. A., A. Tandon, C. J. L. Murray and World
Health Survey Pilot Study Collaborating Group,
2004,“Comparability of Self Rated Health: Cross
Sectional Multi-Country Survey Using Anchoring
Vignettes,”British Medical Journal , 328: 258-261.
Smith, J. P., 2007,“The Impact of Socioeconomic
Status on Health over the Life-Course,”Journalof Human Resources , 42（4）: 739-764.
Stern, S., 1989,“Measuring the Effect of Disability on
Labour Force Participation,”Journal of Human
Resources , 24（3）: 361-395.
Tourangeau, R. and T. W. Smith, 1996,“Asking
Sensitive Question the Impact of Data Collection
Mode, Question Format, and Question Context,”
Public Opinion Quarterly , 60: 275-304.
Tversky, A. and D. Kahneman, 1988, “Rational
Choice and the Framing of Decisions,”D. Bell,D. Raiffa and A. Tversky eds., Decision Making:49

季刊家計経済研究

Descriptive, Normative, and Prescriptive
Interactions , Cambridge: Cambridge University

Press, 167-192.
Waidmann, T., J. Bound and M. Schoenbaum, 1995,“The Illusion of Failure: Trends in the SelfReported Health of the U.S. Elderly,”NBER
Working Paper, No. 5017.

50

2014

WINTER

No.101のぐち・はるこ 早稲田大学政治経済学術院 教授。
主 な 論 文 に“Population Ageing and Wellbeing:
Lessons from Japan’s Long-Term Care Insurance”（共著，The Lancet ，378（9797），2011）。医療経済学専攻。
（noguchi.haruko@gmail.com）