特集論文

戦後の食料消費と家計の役割

草苅 仁（神戸大学大学院農学研究科 准教授）

1. はじめにいわれている。洋風化の内容を品目別に見ると、コメの消費が減少して、畜産物（肉類や乳卵類）

日本では第二次大戦後に食生活の洋風化（欧米と油脂類の消費が増加した。戦時下、食糧不足の化）が進み、畜産物と油脂類の消費量が急速に増状態が続いた日本では、終戦年の1945年産米が不加した。もともとは国産米の不足を補う目的で始作であったことや、その後の復員や引き揚げによまった粉食の奨励にともなう洋風化であったが、る人口増加によって深刻な食糧難に陥った。しかアメリカの余剰農産物を受け入れることになってし、1940年代も終わりに近づくと食糧事情は好転本格化し、国を挙げての栄養教育も成功して洋風し始め、それまで農産物や水産物に適用されてい食は定着した。その一方で、コメの消費量は減少

た統制が次第に撤廃されていく。その後、1950年

して、その後の国産米過剰の一因となった。こう代後半から食生活の洋風化が加速していった。

した中で、食生活の外部化が進行して、内食（家図表−１と図表−２は、それぞれ厚生労働省健康庭内調理による食事）の割合が減少するととも

局『国民栄養調査』（2003年より『国民健康・栄に、調理済み食品（そうざいや弁当など）や外食養調査』に改称）「食品群別摂取熱量比率」と、の割合が増加していった。最近では、外部化によ農林水産省総合食料局『食料需給表』「品目別供る食事の簡便化が継続的に進行する一方で、健康

給熱量比率」（いずれも１人１日当たり）を示しや食品の安全性に対する意識や、食育への関心がたものである。これらの図表によると、コメの熱高まっている。

量比率は一貫して減少傾向にあるが、なかでも本稿の課題は、戦後の日本に見られる食生活の1950年代後半から1970年代までの減少が顕著であ変化について、家計の立場から因果関係を考察する。一方、これらの図表を大まかに見ると、魚介ることである。食生活や食料消費と家計との関わ類から右側（魚介類、野菜類、調味料・菓子類）

りについては、これまで家計の食料需要問題としでは増減の度合いが小さいので、コメの熱量比率て多くの需要分析が行われてきた。こうした従来の減少を、肉類、乳卵類、油脂類の増加でカバーの研究に対して、ここでは価格や所得以外の、需していることがわかる。

要分析ではむしろ需要行動の背景とされるような日本はそれまでにもガリオア資金などを利用し要因に着目しながら、戦後の食料消費の特徴につて、小麦をはじめとする穀類を輸入してコメ不足

いて分析的に検討する。

を手当し、またララやユニセフからの援助でパンと牛乳（脱脂粉乳）による学校給食を実施してき

2. 食生活の洋風化
戦後、日本の食生活は洋風化（欧米化）したと
12

たが、1950年代後半から食生活の洋風化が加速す
るのは、この時期（1954〜1956年）に通常の輸入量に上積みする形でアメリカの余剰農産物が大量

戦後の食料消費と家計の役割

図表--1 食品群別摂取熱量比率の年次変化（％）

図表--2 品目別供給熱量比率の年次変化（％）

（年）

（年）

2004

2005

2000
1996

2000

1992

1995

1988
1990

1984

1985

1980
1976

1980

1972
1975

1968
1964

1970

1960

1965

1956
1952
0%

20%

40%

60%

コメ類

小麦類

その他の穀類

油脂類

魚介類

野菜類

80%
肉類

100%
乳卵類

調味料・菓子類

1960
0%

20%

40%

60%

コメ類

小麦類

その他の穀類

油脂類

魚介類

野菜類

80%
肉類

100%
乳卵類

調味料・菓子類

資料：厚生労働省健康局『国民健康・栄養調査』（全国・1人1日当たり）

資料：農林水産省総合食料局『食料需給表』（国民1人1日当たり）に入ってきたためである１）。同時に、日本国内でて、欧米諸国とは異なる「日本型食生活」が日本は、いわば国を挙げての食育（栄養教育）が始まで形成されつつあると述べ、従来の欧米追随型のる。当時の栄養教育の理念を要約すると、「コメ「改善」とは一線を画すべきであるとした（農政が主食の日本人は、コメの過食、蛋白質、ビタミ

審議会 1981）。また、かつて栄養教育活動を所管

ン、脂肪等の不足が免れがたく、これによって健した厚生省（当時）も「食事の洋風化に伴い、脂康状態は相当被害を受けている。そこで米食偏重

肪の摂取量が増加傾向にあり、適正量の上限に近を排し、小麦をコメと同等の地位において食生活づいている。加工食品に過度に依存することによに導入し、栄養のバランスが取れるように動物性り、栄養バランスに偏りのある者が増加している。

食品（魚介、肉、卵、牛乳）、油脂類、大豆製品、子どもの一人食べが多くみられるなど、食卓を中

蔬菜類などを努めて多く摂るように指導教育す

心とした家族の団らんが失われつつある」などのる」こととなる（厚生省公衆衛生局栄養課 1956）。

問題が生じているとして、これらを是正するため

また、栄養教育活動の実行部隊として、栄養指導の「健康づくりのための食生活指針」を1985年に車（キッチンカー）による移動料理教室が全国で公表した２）。２度のオイルショックによる経済成開催された。

長の転換を経験した日本の家計は、1980年代に入これらの教育普及活動が功を奏して食生活の洋ると省エネルギーや健康への志向を強めていくが、風化は急速に進んだが、1970年代に入って成人病

食生活の洋風化を見直す風潮も、かつての栄養教（当時）の罹患率が増加して国民医療費が膨張す

育と同様に行政による食育の推進と無縁ではなるなどの事態が明らかになってきたため、栄養教

い。その意味では、1980年代は官製食育の転換点

育の見直しが図られる。農林水産省は、農政審議といえる。1970年代まで急速に進行した食生活の会の答申として1980年に発表した『80年代の農政

洋風化は、1980年代に入って鈍化の傾向を示し始の基本方向』の中で、食生活のあるべき姿としめる。
13

季刊家計経済研究 2009 SUMMER No.83

図表--3 食生活の外部化指標（%）

40

食の外部化比率
外食比率

35

調理済み食品比率
エンゲル係数

30
25
20
15
10
5
0
1963

1969

1975

1981

1987

1993

1999

2005（年）

資料：総務省統計局『家計調査』（全国勤労者世帯平均）

3. 食生活の外部化

働力率が上昇に転じた時期である。周知のように、戦後の高度成長期には農村から都市へ労働力（1）食生活の外部化とその背景が移動して、都市部で核家族を形成することで勤

内食（家庭内調理による食事）の割合が減少し労者世帯が増加した。夫は会社に勤務し、妻はて、調理済み食品（そうざいや弁当など）や外食

専業主婦として夫の仕事を支援して、その見返りの割合が増加していくことを、食事の外部依存度に企業は長期雇用を保証しながら家族全体のライが高くなったと解釈して、「食生活の外部化」（まフ・ステージに合わせた賃金を支払うという、大たは「食の外部化」）と呼んでいる。調理済み食企業に典型的な「企業社会」が形成された。し品や外食の利用自体は戦後に限られたことではな

かし、1970年代中盤以降、主婦となって家庭にく、都市部を中心に、以前から食事の一部は外部入ったはずの女性の就業率は上昇に転じ、1980化していたわけであるが、経年的に外部依存の割

年代後半から核家族世帯は減少した。その後1990

合が大きくなってきた。図表−３は総務省統計局

年代に入ると、単独世帯の増加が顕在化するとと『家計調査』全国勤労者世帯の品目別データより

もに、かつての「企業社会」の関係は弱体化し算出した食生活の外部化指標である。ここでいうた。核家族世帯の減少と単独世帯の増加、なら

食生活の外部化指標とは、家計の飲食費に占めるびに継続する少子化の影響で、家計の世帯規模は

調理済み食品と外食への支出割合であり、家計費

縮小の一途をたどっているが、食生活の外部化はから食事の外部依存度を見たものである。この外こうした社会的背景のもとで進行してきた（図部化指標は1960年代前半まで10％程度で推移し

表−４）。

ていたが、1960年代後半から上昇傾向を示し始め、1970年代中盤で15％を超える。特に、1970
年代中盤から1990年代までの上昇が顕著であり、2000年代に入って鈍化の傾向を示し始める。
1970年代中盤は、1960年代に減少した女子労
14（2）なぜ食生活は外部化するのか
食生活の外部化は「食材を購入して食事を生産する（内食）か、製品を利用する（調理済み食
品、外食）か」という家計の選択を含んでいるた戦後の食料消費と家計の役割

図表--4 一世帯当たりの平均世帯員数
（人）
3.9

3.7

『家計調査』
3.5
3.3

3.1

2.9

『国勢調査』
2.7
2.5
1975

1980

1985

1990

1995

2000

2005 （年）注：『家計調査』は2人以上の世帯を対象としている
資料：総務省統計局『家計調査』（全国勤労者世帯）
総務省統計局『国勢調査』（全国一般世帯）

め、従来の需要分析ではその要因を正確に捉えることができない。以下では、食生活が外部化する

tE＋tH＋tL=t￣

（3）
（３）

pF・xF＋pM・xM ＜＿ w・tE＋r

（４）
（4）
（５）
（5）

要因を検討するために、家事（炊事）の技術制約と家計の時間制約のもとで、家計の効用を最大化する問題として食生活の外部化を捉え、そのため

g（xF,tH ; k（n）
＞
＿ xH
,n）

に家計の生産関数と効用関数を（１）式および（３）式の時間制約は、家計の利用可能時間_（t ）が、雇用労働時間（tE）、家事労働時間（tH）、（２）式で定義する３）。

余暇時間（t L）の合計であることを示している。
（４）式の予算制約は、家計支出（内食材料費
pF・xFと市場購入財費 pM・xM の合計）が家計収入

xH=g（xF,tH ; k（n）
,n）

（1）
（１）

U=u
（xH,xM,tL ; s,n）（2）（２） （雇用所得 w・tE と非労働所得 r の合計）を上回ら

ここで、家計が生産する内食数量（xH）は、内
食材料購入数量（xF）、家事労働時間（tH）、調理ないことを表している。ここで（３）式を（４）_式に代入して整理すると、（６）式の全所得（m ）器具や家電製品などからなる資本財（k（n））の関制約が得られる（Becker 1965）。

数であるとする。このとき、nは世帯規模を表す。
資本財（k（n））は世帯規模（n）が一定であれば不pF・xF＋pM・xM＋w・tH ＋w・tL ＜＿ w・t￣＋r = m￣変である。これは世帯規模が資本財のサイズを決（６）式の支出項目は、（４）式の家計支出に家めることを意味している（資本財（k（n））は準固事労働費（w・tH）と余暇の費用（w・tL）を加え定財である）。また家計の効用は、内食数量（xH）、たものである。このとき、家事労働と余暇の単価

内食材料以外の市場購入財（以下、市場購入財）

は市場賃金率（w）に等しいと仮定している。し数量（x M）、家計の余暇時間（t L）、および嗜好

たがって、単位時間当たりで評価した家事労働と（s）と世帯規模（n）の関数であるとする。

余暇の機会費用は市場賃金率となっている。ここ

次に、家計が直面する制約は次の３つである。

（６）
（6）

での最適化は（５）式と（６）式の制約のもとで（２）式を最大化することであり、最適化条件を
15

季刊家計経済研究 2009 SUMMER No.83

図表--5 賃金率wの効果：wA＜wB

働時間（tE）、余暇時間（tL）の３つ

mm

mB＝wB・t＋πB＋rに配分される。縦軸は家計の所得（m）であり、（６）式から全所得_をmで示してある。πは内食生産の可変利潤（π= p H・x H−（ p F・_x F＋w・tH））、r は非労働所得であu＝u（xAH, xM, tL）
EUB

mA＝wA・t
＋πA＋r

u＝u（x
B
H, xM, tL）

EUA

る５）。
m＝wB・
（t-tL）＋πB＋r

m＝wA・（t-tL）
＋πA＋r

EgA
pH・xH
EgB
）
（
g xF,tH;k（n）＝pH・

会費用である市場賃金率が、w A

tLB

tEB

tHB

A
L

A
E

tHA

t

はじめに、図表−５は単位時間当たり家事労働の主観的な機

t

πA＋r

からw B へ上昇した場合の効果でπB＋rある。内食の生産には手間がかかるので、手間の費用が上昇しr'=r−pF・xF
tL

r'
tH,tE

たケースである。家計生産関数
g（・）との接点がEgAからEgBに変化することで、家事労働時間（tH）は減少して内食の生産量（x H ）は減少する。賃金率（w）の上昇は時間の対価を上昇させ、内食図表--6 世帯規模nの効果：nA＞nBの生産コストを引き上げる。こmmのとき家計は相対的に高価となった家計生産を縮小して、縮小による内食の減少を市場購入財

u＝u（xA
H, xM,tL）mA＝w・t
＋πA＋r

u＝u（x
B
H, xM,tL）A
UE

mB＝w・t＋πB＋r（x M）で賄おうとする。同時に、

m＝w・（t-tL）＋
r＋πB
pH・xHA）（g xF,tH;k（nA）
＝pH・

EUB

市場購入財（xM）の需要が増加することは、それを購入するための雇用所得（w・tE）を増加さ

m＝w・（t-tL）＋πA＋r

せる必要があり、雇用労働時間

EgA
PH・xHB）（g xF,tH;k（nB）
＝PH・
tLB

tEB

tLA

tEA

（t E）を増加させる誘因となる。
EgB

πA＋r
πB＋r

tHB
tHA

r'
tH,tE

以上をまとめると、「賃金率の上昇は家計で生産される財から市場購入財への代替を引き起こす

r'=r−pF・xF
tL

とともに、家事労働時間を減少させて雇用労働時間を増加させる」効果を持つことがわかる。

満たすように導出した内食材料の派生需要関数を計測することで実証分析を行う４）。

次に、図表−６は家計の世帯規模がn A からn B へ
縮小した場合の効果である。図表−５と同様に、派生需要関数の計測に先立って、図表−５と図

家計生産関数 （g ・）との接点がEgAからEgBに変化す

表−６から分析の見通しを示そう。図表−５と図_
表−６において、横軸は家計の利用可能時間（t ）ることで、家事労働時間（tH）は減少して内食の生産量（xH）は減少することが示されている。世であり、（３）式のとおり家事労働時間（tH）、雇用労帯規模（n）の縮小は、資本財（k（n））である調

16

戦後の食料消費と家計の役割

図表--7 内食材料の派生需要関数の計測結果
推定係数

推定値

t値

a0
at
aF
aM
aw
am−
an

3.083

10.855−0.012−5.697−0.346−2.9170.306*

2.387−0.451−2.496

0.491

3.930

1.305

6.362

自由度修正済み決定係数0.992

ダービン・ワトソン統計量

1.904

注：* は同次性制約から事後的に算出した

ln x*Ft=α0＋αsst＋αF ln（pFt / cpit）＋αw ln（wt / cpit）＋αm￣ ln（m＋αn ln nt＋εt￣t / cpit）

（７）

（7）

ここでlnは自然対数を表す。また、cpiは消費者物価指数（持家の帰属家賃を除く総合）であり、市場購入財価格（pM）の代理変数とする。sは家計の嗜好を表す変数であり、タイム・トレンドで_代理する。pFは内食材料価格、wは賃金率、m は
家計の全所得、nは世帯規模（世帯員数）、εは誤差項を、それぞれ表す。添え字のt はt 期の値であることを示している。
計測データは、『家計調査』用途分類（全国勤

理器具や家電製品などの大きさを変更させる誘因

労者世帯）、総務省統計局『消費者物価指数』「中を家計に与え、家計生産関数を下方へシフトさせ

分類指数」
（全国）
、厚生労働省統計情報部『毎月ると考えられる。これは、世帯規模の縮小で家計

勤労統計調査』（産業計・事業規模30人以上・男生産の効率が低下することを意味している。ただし、例えば世帯規模が４人から３人になった場合

女平均・月平均値）から作成した。
内食材料価格指数（pF）は、『消費者物価指数』に、内食生産量も市場購入財も４分の３になれ

食料中分類のうち、酒類、調理食品、菓子類、飲ば、１人当たりの内食と市場購入財の数量や、そ料、外食を除いた各指数について、支出シェアをれらの割合は変わらないことになる。これは世帯ウエイトとして加重したディビジア価格指数であ

規模の縮小によって図表−６全体が相似的に縮小る。内食材料の最適購入数量指数（xF*）は、上記

する場合であり、家計の生産関数と効用関数が世帯規模に関して１次同次のケースに該当する。しに対応する『家計調査』の支出金額を、この価格_指数で除した値である。家計の全所得（m ）は、たがって、世帯規模の縮小が食生活の外部化を進

１人当たり利用可能時間（16時間×30日）に被扶展させるためには、世帯規模の縮小で１人当たり養者を除く世帯人員（世帯の有業人員）を乗じての内食材料需要が減少しなければならない。その家計の利用可能時間として、それに賃金率（w）

とき、内食の減少を市場購入財（xM）で賄おうとを乗じて求めた６）。したがって、被扶養者についするため、雇用所得（w・tE）を増加させる必要がては時間の機会費用がゼロであることを仮定して生じて、それが雇用労働時間（tE）を増加させるいる７）。賃金率（w）は「きまって支給する給与」

誘因となるのは図表−５と同様である。以上をまを「総実労働時間」で除して求めたものである。

とめると、「世帯規模の縮小は家計で生産される

1975年から2000年の26年間について、最小二乗法

財から市場購入財への代替を引き起こすとともにより（７）式の派生需要関数を計測する８）。

に、家事労働時間を減少させて雇用労働時間を増（７）式の計測結果は図表−７に示すとおりであ加させる」効果を持つことがわかる。

る。自由度修正済み決定係数は0.992であり、ダー以上、食生活の外部化を進行させる要因とし

ビン・ワトソン統計量は1.904であった。推定係数て、賃金率の上昇と世帯規模の縮小がもたらす効の統計的有意性については、すべての推定係数が果を図で説明した。それでは実際に図の関係が観５%水準でゼロと有意差を有する。また、理論的察されるのかどうかを確認するため、最適化問題

な符号条件もすべて満たされた。計測結果から図の解として導出された内食材料（x ）の派生需要

表−５と図表−６の関係を確認すると、賃金率の弾*
F

関数を（７）式のように計測する。

力性（αw）は−0.451であり、賃金率の上昇は内食材料の需要量を減少させて、食生活の外部化を促
17

季刊家計経済研究 2009 SUMMER No.83

進させる関係が示されている。また、世帯規模の起こっているのか確認するため、（８）式の線形

弾力性（αn）は1.305であった。世帯規模の弾力性

近似AIDSから嗜好バイアスを計測する。ここで（αn）が正かつ1.0よりも大きいことから、世帯規

は嗜好バイアスの傾向を年齢階級別に推計するた

模の縮小は内食材料の１人当たり需要量を減少さめ、定数項（αi）と嗜好バイアスのパラメータ

せて、食生活の外部化を促進させるという関係が（τi）に年齢階級別ダミーDumihを付加する。添え示されている９）。

字h（h=1,…,4）は20歳代から50歳代までの４つの年齢階級に対応している。

Shit=Σh=1 Dum hi・αhi ＋Σh=1 Dum hi・τhi・st
4

4. 食生活の二極化
図表−８は『家計調査』（全国勤労者世帯）の4＋Σjγij ln pjt＋β
i ln（mht /pht）−θln nht ｝
＋εit
｛

（８）
（8）

「世帯主の年齢階級別」データから、エンゲル係（８）式で、Siはi 品目の支出シェア、pjはj 品目

数と家計および１人１か月当たり消費支出（それぞれ３か年移動平均値）を年齢階級別に計算したの価格指数、mは家計の食料支出、Pはストーン
価格指数（ln P=Σi Si ln pi）、sは家計の嗜好を表すものである10）。消費支出について、時系列の推移

変数（タイム・トレンドで代理）、nは世帯規模は1990年代の景気後退局面で横ばいあるいは緩や（世帯員数）、εは誤差項を、それぞれ表す。また

かな減少傾向を示している。一方、世帯主の年齢

添え字のt はt 期の値であることを示している。

階級別の横断面では、家計消費支出が年齢階級順

計測は嗜好品（油脂・調味料、菓子類、飲料、に、１人当たり消費支出が20歳代（以下、29歳以

酒類）を除く食料が対象である。食料は穀類、魚下の階級を20歳代と記す）と30歳代が逆転してい介類、肉類、乳卵類、野菜類（野菜・海藻＋果るほかは年齢階級順に、それぞれ並んでいる。

物）、調理食品・外食（調理食品＋外食）の６品

次にエンゲル係数に着目すると、時系列の推移目に分類した（i, j=1,…,６）。各品目の支出額は、は消費支出と逆になっていることから、「消費支『家計調査』「世帯主の年齢階級別１世帯当たり年出に占める飲食費の割合は所得水準が高くなるほ

平均１か月間の収入と支出（全国勤労者世帯）」

ど低くなる」という、エンゲルの法則に従っていによる、４階級（〜29歳、30〜39歳、40〜49歳、ることがわかる。しかし、この関係を年齢階級別

50〜59歳）の支出額である。価格指数は、データ

データに当てはめた場合、特異な動きが現れていの制約から世帯主の年齢階級間で価格の分散はなる。家計消費支出額が一番小さく、１人当たり消いものと仮定せざるを得ない。総務省統計局『消費支出額が二番目に小さい20歳代世帯のエンゲル

費者物価指数』「中分類指数」（全国）より、『家

係数は、1980年代では二番目に小さく、1990年代

計調査』に対応する品目の価格指数を採用した。

には最も小さくなっている。また、家計および１

野菜類と調理食品・外食は、上記の中分類価格指人当たり消費支出額が一番大きい50歳代世帯のエ数を各品目の支出額で加重したディビジア指数でンゲル係数は時系列の傾きが他の年代の世帯よりある。計測期間（t）は1980〜2006年の27年間でも緩やかであり、その結果、30歳代と40歳代のエある12）。

ンゲル係数に漸近して、20歳代世帯との格差が拡

嗜好バイアスの計測結果を図表−９に示す。嗜大している。さらに、1990年代では30歳代と40歳

好バイアスは価格と食料支出を一定にコントロー

代のエンゲル係数も逆転している。このように、ルした上で、各品目に対する嗜好の強さを指数表『家計調査』の世帯主年齢階級別データからエン

示した、嗜好の相対指標である。例えば1980年のゲル係数を計算すると、「若年齢世帯と高年齢世○印（50歳代）を縦に６つ足し合わせる（６品目

帯との間でエンゲルの法則が逆転する」ことが最を合計する）と、ゼロとなるように指数化してあ11）

近の食料消費の特徴である 。
それでは若年齢世帯と高年齢世帯との間で何が18る。すなわち、各年齢階級について、ある年の嗜好バイアスを６品目について合計した値は常にゼ戦後の食料消費と家計の役割

図表--8 家計消費支出、１人当たり消費支出、エンゲル係数の推移（３か年移動平均値）
（万円）

45

家計消費支出

40
35
30
25
20
15
（万円）

13

１人当たり消費支出

12
11
10
9
8
7
6
5
4
（％）

31

エンゲル係数

29
27
25
23
21
19
17
1981

1984

1987

〜29歳

1990

1993

30〜39歳

1996

1999

40〜49歳

2002

2005

（年）

50〜59歳

資料：総務省統計局『家計調査』（全国勤労者世帯、世帯主の年齢階級別）

ロである。嗜好バイアスが正方向に大きくなれば、

図表−９はこの間の「調理食品・外食」に対す

嗜好は増進していることを表し、逆に負の方向にる強い嗜好を物語っているが、その中でも50歳代

絶対値が大きくなれば、嗜好は減退していることの健康志向と思われる動き（
「魚介類」
、
「野菜類」

を表す。

の強さ、
「調理食品・外食」の弱さ）に対して、
19

季刊家計経済研究 2009 SUMMER No.83

図表--9 嗜好バイアスの計測結果
4.0

穀類

2.0
0.0
−2.0
−4.0
−6.0
−8.0
2.0

魚介類

0.0
−2.0
−4.0
−6.0
−8.0
−2.0

肉類

−4.0

−6.0

−8.0

乳卵類

−10.0

−12.0

8.0
6.0

野菜類

4.0
2.0
0.0
−2.0
−4.0

35.0
25.0

15.0

調理食品・外食

5.0
1980

1985

〜29歳

20

1990

30〜39歳1995

40〜49歳2000

50〜59歳2005（年）

戦後の食料消費と家計の役割

20歳代の動きは対照的であり、30歳代がこれに追できなかったということであろう。

随している様子が見て取れる。もともと食料は年家計から見た戦後の食料消費の特徴として最後齢による嗜好の差が出やすい財であるという消費に着目すべき点は、この２点目である。家計は最財としての特徴を有しているが、健康志向に走る

終消費財の消費者であり、同時に労働力など本源

高年齢世帯と、簡便化に走る若年齢世帯との間で的な生産要素の供給者であるといわれるが、こう

エンゲルの法則が逆転するような二極化傾向は、した家計の姿はかつての「企業社会」に都合のよ

最近の食料消費の特徴である。

い捉え方であって、こんにち重要なのは、公共財を供給して需要するという家計の役割である（草5. 食生活の変化と食育への関心

苅 2008）。この場合の公共財とは、①政府が供給する公共財（家計は税の支払いを通じた間接的な

食育基本法の施行（2005年）に見られるよう供給者）、②地域活動など、家計が自発的に供給に、最近、食育や食品の安全性に対する関心が高するさまざまな非営利活動、③「家計内公共財」

まっている。こうした動きは、食品の安全性を脅といわれる、家計内部に限定された公共財（家計

かすような事件が多発したことのほかに、食生活内では非排除的かつ非競合的であるが、家計間での変化と２つの点で関係していると考えられる。

は外部性のない財）の３つに分類される（③と区

その１つ目は、前節で述べた食生活の二極化傾向別するため、①と②を便宜的に「一般公共財」とである。食生活の外部化が進行する中で、1980年

呼ぶ）。その中で①は家計に直接的な裁量の余地

代は官製食育の転換点であり、従来の洋風化教育がないため、ここでは分析から除く。さらに、③が見直されるとともに、健康が強く志向され始め

家計内公共財は、（a）住居や家電製品など家族のた時期である。こうした風潮に最も敏感に反応し間で同時に利用することが可能な共同消費財と、たのが高年齢世帯であり、依然として簡便化に走（b）食育、家事技術、しつけ、人格形成などに関る若年齢世帯との間で食事に対する意識の相違がわる家庭内教育や家族の団らんなどの２種類に分顕在化したことで、食育などに対する社会的な関類されるが、ここで分析対象となるのは（b）で心が高まった。

ある。
「食生活の外部化によって、この（b）の家

また２つ目は、食生活の外部化によって、内食

計内公共財の供給量が減少して、その結果、食育の代替財として市場から購入した財（調理済み食への社会的関心が高まっているのではないか」と品や外食）が、内食を完全に代替する財とはならいうのが、以降で考察すべき点である。

ずに、一方で個食化などを助長したことが挙げら

はじめに、家計は私的財の一部を家計生産物とれる。これも先に述べたように、「子どもの一人して生産し、残りを市場で購入するものとする。

食べが多くみられるなど、食卓を中心とした家族

同時に、家計は家計内公共財を自給するとともの団らんが失われつつある」などの問題が生じてに、一般公共財を供給して、その社会的合計量をいることは、1985年の「健康づくりのための食生需要する経済主体であるとする。このときの家計活指針」でも指摘されていた。この場合、「食卓生産物の定義であるが、すでに述べたように、内を中心とした家族の団らん」の場である内食で食の供給は、栄養摂取行動としての内食の供給がは、栄養摂取行動としての食事と家族の団らんが

私的財の供給に、家族団らんや食育の場としてのセットになっているが、食生活の外部化はそのセ

内食の供給が家計内公共財の供給に、それぞれ該ットを壊して、栄養摂取行動としての食事だけを当する。このように、家計生産物は私的財と家計提供したと読み替えることができる。もちろん、内公共財の両方の属性を有している財である場合

内食を一人で食べるケースや、あるいは外食で家が多いため、家計生産物を私的財と家計内公共財

族の団らんを楽しむ場合もそれなりにあると思わとの結合生産物として定義する13）。

れるが、全体の傾向としては内食を完全には代替

ここで家計i（i=1,…, l）について、私的財の購21

季刊家計経済研究 2009 SUMMER No.83（９）式の予算制約を財ごとに分類し直すと、

図表--10 食生活の外部化と財の配分

予算制約式は（13）式となる。

Zi

（13）

α

ただし、
m'i

である。

次に、家計 i の効用Uiを（14）式で定義する。

Ui=Ui（Xi,Z i ,G）=γln Xi＋σln Z i＋δi ln G

A
（α＋β＞1）βm'i*

ただし 0＜γ＜1、0＜σ＜1、0＜δi＜1である。

〜* 〜*

E（X
i
i ,Zi ,G）（α＋β＝1）
B

（14）
（14）

以上より、家計 i の最適化問題は（15）式で示
される。

−

β/α
0

αm'i

β
1−α

n

＿ Gi であ
ただし、G=Gi＋Σj≠i Gj=Gi＋G−i 、G＞*

Ui＝Ui'＜Uimi'（15）
i ,Z i ,G）
i
U（X
（15）

max

*

Ui＝Ui

Xi

り、m
￣i＋G−i は家計 i の社会所得である（Becker
1974）。
X i 、Z i の内点解について（15）式を解くと、家〜計iにおける私的財の最適需要量Xiと家計内公共財〜

入量をxi 、家計生産に必要な資源量をyi 、一般公の最適供給量 Ziは（16）式と（17）式に示すとお共財の供給量をgiとする。また、家計iの全所得を_miとして、簡単化のために財x、y、gの価格は１でりである14）。

xi＋yi＋gi ＜
＿m
￣i

〜

X i=

あるとする。

（9）
（９）

γ
（m
￣i＋G−i）
γ＋σ＋δi（16）σ（m￣i＋G−i）
ϕ（γ＋σ＋δi）

（17）

〜

Z i=

このとき、
（９）式を財の属性別に書き換える
ため、私的財の購入量 xiと、yi から生産される私的財の合計量をXiで、yiから生産される家計内公共財の数量をZ iで、一般公共財g iの供給量をG iで、それぞれ表す。また簡単化のために、yiから生産される家計生産物の私的財と家計内公共財の結合比率は一定であり、１単位のyiに対して、それぞれ私的財はα単位（α＞ 0）、家計内公共財はβ単位（β＞ 0）であるとする。さらに、私的財Xi 、
家計内公共財Zi 、一般公共財Giは、すべて正常財であると仮定する。

Xi=xi＋αyi

ここで検討すべき点は、食生活の外部化と家計
内公共財の関係であるため、簡単化のために一般___ _公共財Giは所与としてG iとおき、m'i=m i−G iとして、 XiとZiの関係のみに着目する。このとき、家計の生産効率（α＋β）をパラメータとした最適〜〜解（Xi , Zi）の領域を図表−10に示す。図表−10でグ_レーの三角形（ΔABm'i）が最適解の領域であり、生産効率が1.0よりも大きい場合（α＋β＞1）は、_〜〜最適解（X i , Z i）は線分Am'i上にある。点Aは私的_財の購入量がゼロのケース（xi=0）であり、点m'i
は家計生産量がゼロ（このとき、yi=0）のケース

Z i =βyi

（10）
（10）
（11）

Gi=gi

（11）
（12）

私的財の購入量がゼロのケース（xi=0）であり、_
点m'iは家計生産量がゼロ（このとき、yi=0）のケ（12）ースである。したがって、生産効率が1.0に近づく

22である。また、生産効率が1.0の場合（α＋β=1）_〜〜
は、最適解（X i , Z i）は線分Bm'i上にある。点 Bは

戦後の食料消費と家計の役割〜〜につれて、最適解（X i , Zi）が位置する線分は、w 'i

取引で消費者主権が担保されると考えるのは幻想を起点として点 Aから点 B へ回転する。

に過ぎないと警告した。消費の欲望を企業や消費〜以上の関係から、家計内公共財Ziが減少するケ

者自身が造出する「依存効果」によって、消費のースを整理すると、次の２つである。

自律性が歪められるからである。その上で、私的（ア）α＋βが一定で、x iが増加（→ yiが減少）する

な財貨が豊かな社会は公共サービスの貧困に陥場合（α＋β＞1のときは点 Aから、
α＋β=1の_'ときは点 Bから、それぞれ点 m i方向への移動）

り、そこで発生する社会的秩序の混乱を緩和する（イ）x i が一定（→ yiも一定）でα＋βが減少するを回復させる必要があると指摘した（Galbraith

場合（点 Aから点 B方向への移動）（ア）のケースは内食が減少する食生活の外部ためには、私的な財貨と公共サービスのバランス
1958=1980）。５節に示した図表−10は、その家計版である。

化をそのまま表している。また（イ）のケース

５節では公共財を①〜③に分類して、③家計内

は、３節の図表−６に示した、世帯規模の縮小に

公共財の不足について述べたが、その際に捨象しよって家計生産の効率が低下する場合に該当してた①一般公共財についても同様の状況にある。公いる。実証分析で世帯規模の弾力性が1.0よりも大共サービスは必ずしもすべてを政府が供給するわ

きかったことが、（イ）の関係を示している。以けではなく、例えばフランスの育児支援制度のよ

上の規範分析より、食生活の外部化は（ア）とうに、その一部を企業が供給する場合もある。日（イ）を同時に引き起こし、家計内公共財の供給

本の「企業社会」においても生活基盤の一部を企量を減少させたものと考えられる。最近の食育な業が供給してきたが、「企業社会」の弱体化ととどに対する社会的な関心の高まりは、家計の自発もに生活基盤も脆弱になったまま、政府が不足分

的供給量が減少したことを補おうとする社会的なを完全にはカバーできない状況が続いている。そ需要であると考えられる。

の弊害をまともに受けたのが、食料支出の節約に走る若年齢世帯であることは周知のとおりである。

6. おわりに

食生活の外部化に関して、企業生産と比較して家計生産は相対的に非効率であることが一般的で1940年代の後半に深刻な食糧難を経験した日本あるため、家計生産を縮小して雇用所得の増加には、1950年代に入って国産食料の増産を目指す。

努め、それで市場から購入する財の割合を増加さ

しかし、アメリカやカナダなどで大量に余剰農産せるという家計の調整は合理的に見える。しか物が発生して輸入価格が下落したことと、通常輸し、家計が単なる消費者ではなく、公共財の需給入の別枠でこの余剰農産物を受け入れたことで、主体でもある場合には、私的財の消費だけで家計

国産食料の増産計画は頓挫した（暉峻 1996）。以の満足を充足することができなくなるために、私降、栄養教育の目論見どおりに食生活の洋風化は定着して、日本の食料自給率は低下していった。

的財に特化する方向の調整で自らの効用が低下す*る可能性を否定できない（Ui' ＜Ui ）。そのことを同時に食生活の外部化が進行して、食生活の二極

政府や家計が認識しなければ、合理的な行動の結化傾向のもとで個食化や栄養バランスの偏りなど

果が住みやすい世の中には繋がらないという合成が社会的に問題視されるようになり、食品の安全の誤びゅうが生じる。家計を通じて戦後の日本に性や食育などへの関心が高まっている。したがっ特徴的な食料消費の様相を考察すると、「ゆたかて、こんにちの食育に対する社会的な関心は、もな日本」が直面する基本的な社会問題が浮かび上とを質せば栄養教育というかつての食育のおかげ

がってくる。

であるという皮肉な見方もできないわけではない。
本稿では家計の選択を重視したが、かつてJ. K.
ガルブレイスは「ゆたかな社会」において、市場

注1）ガリオア（GARIOA）資金は占領地域救済資金、ララ（LARA）はアジア救済連盟、ユニセフ（UNICEF）
23

季刊家計経済研究 2009 SUMMER No.83

は国連児童救済緊急基金（当時）。余剰農産物処理のうち、米国産小麦の受け入れ実績は145.2万トン程度。
内訳は相互安全保障法（MSA）に基づく日米協定で60万トン、農業貿易促進援助法（PL480）に基づく日米協定で38万トン（１次，ただし学校給食用の現物贈与分を除く）と47.2万トン（２次）。食糧庁（1970-71）
参照。
2）豊川（1987）巻末資料参照。
3）（１）式の家計生産関数は凹かつ強準凹関数であり、（２）式の家計効用関数は強準凹関数である。いずれも説明変数に対して増加関数である。
4）派生需要関数の導出は次のとおりである。
（１）式と（２）式の双対関数として、（a）式の可変利潤関数と（b）式の支出関数を定義する。ただし、太字の記号は
列ベクトルを、右肩の t はベクトルの転置を、それぞれ表す。

max （ pH・xH−pZzt）（a）

π（ pH,pZ;k（n）,n）=

z:g（z;k
（n）
,n）
＞
＿ xH

e（py,u;s,n）=min

y:u（y;s,n）
＞
＿U

pyyt

（b）

、z=（xF,tH）である。簡単化
ここで、y=（xH,xM,tL）のために、あらかじめ解の領域から端点解を除外すると、（６）式は等号制約となる。

m￣=pF・xF＋pM・xM＋w・tH＋w・tL=pH・xH＋pM・xM＋w・tL−｛ pH・xH−（pF・xF＋w・tH）｝（c）=pyyt−（pH・xH−pZzt）__（c）式より、m の最適値をm *とおくと、（d）式を得る。
e（py,u;s,n）=e（pH,pM,w,u;s,n）=m（pH,pz;k（n）,n）
￣ *＋π

（d）

=m
（pH,pF,w;k（n）,n）￣ *＋πmax （pH・xH−pZzt）。
いま、内食（xH）の需給均衡価格（シャドウ・プライ⌒ とおくと、内食の需給均衡量ス）をpH=p（x*H）と⌒pHHとの関係は、（d）式にホテリングの補題を適用することによって（e）式で示される。
￣ *=
ここで、m

min

y:u
（y;s,n）=Upyyt−

z:g（z;k（n）,n）
=xH

∂e（・）
/∂pH｜p =⌒=∂π（・）/∂pH｜p =p⌒ =x*H
p
H

H

H

H

（e）

このとき、
間接効用関数 V
（・）
について、
max u
（y;s,n）
V（py,m￣ *;s,n）=y:pyyt=−とおくと、シャドウ・プm
ライスとしての需給均衡価格（⌒pH）は、（f）式で与え
られる。
p （n）
⌒H=p（
p
,n,V
H pZ, M;k（py,m￣ *;s,n））pp=（k ,s,n）
H p , M,m￣ *;（n）
Z（f）

また（d）式にシェパードの補題を適用すると、（g）
式を得る。
24

∂e（・）
/∂pF｜p =p⌒ =x*F＋∂π（・）/∂pF｜p =p⌒ =0
H

H

H

H

（g）

したがって、（f）式と（g）式から内食材料の派生需要関数は（h）式で示される。
−∂π（・）/∂pF｜p =p⌒ =x*F
H H
（h）⌒H,p ;k（n）,n）=xF（pZ=xF（pZ, pM,m
￣ *,s,n）5）ただし、図表−５と図表−６は説明の便宜のために描いたものであり、一部の変数を省略するとともに、次の２点で正確さを欠いている。①平面図で表すため、（１）式の家計生産関数 g（・）と（２）式の家計効用
関数 （u ・）について、それぞれ内食材料購入数量と市__場購入財数量は一定（ xF = x F 、xM =x M ）としてあること、②図表−６で世帯規模が縮小すると、一般に図表−
６全体が縮小する。しかし図が煩雑になるのを避けるため、そのようには描いていないことである。なお図
表−５と図表−６において、無差別曲線の接点であるEUAとEUBの位置関係は、余暇需要の代替効果と所得効果の相対的な大きさや、余暇需要の所得効果に依存して決まるため、先験的には不明である。
6）１人１日当たり利用可能時間は、睡眠時間を除いて16
時間としている。これを24時間とする場合もあるが、いずれにしても定数であるため計測結果には影響しない。
7）家族構成員に専業主婦などの家事専従者が含まれる場_
合に、全所得（m ）は過小に評価されるので、計測結果にバイアスが生じる可能性がある。データの制約から家計に占める家事専従者の割合は不明なので、推計
バイアスを回避するためには家事専従者の割合が時系
列で一定であるという仮定が必要である。また、データの制約から非労働所得（r）は無視した。非労働所得による所得効果は発生していないことを仮定する必要がある。
8）（７）式の計測に先立ち，計測式の各変数について拡
張ディッキー・フラー（Augmented Dickey-Fuller）
検定による単位根の検定を行った。検定式は①ドリフ
トとトレンド付き、②ドリフト付きトレンドなし、③ドリフトとトレンドなしの順に計測し、定数項とトレンド項の有意性をみて選択した。また、①から③のそれぞれについて、ラグの最大次数を５として、赤池情報基準（AIC）が最小となる次数を選択した。検定の結果、賃金率（ln（w/cpi））は12%水準で、その他の変数については５%水準で、単位根を持つという帰無仮説が棄却された。これより計測データは定常系列であると判断して、（7）式を計測した。
9）（7）式にαn＝1.0の制約を課した制約付きモデルと尤度比検定を行った結果、（7）式と制約付きモデルとの間で計測結果に有意差はないとする帰無仮説は、有意水準10%で棄却された。図表−５と図表−６で示した食生
活の外部化と賃金率や世帯規模との関係は、引用なしに他の文献で言及されることもあるが、柿野・草苅による日本家政学会家庭経済学部会1997年度夏期セミナ

戦後の食料消費と家計の役割

ー（1997年８月）の報告が初出である。報告内容は柿野・草苅（1998）を参照されたい。
10）勤労者世帯であることから、世帯主が60歳以上の階級は分析対象から除いた。
11）周知のように『家計調査』の消費支出には帰属家賃が含まれていないので、年齢階級間の逆転は過大に評価される可能性がある。
12）嗜好バイアス（B）はBih=Dumih・αih＋Dumih・τih・sであhる。計測は（９）式に収支均等制約（Σiαih=1、
Στ
i i =0、、同次性制約（Σjγij=0）、対称性
Σiβi=0、Σiγij=0）
制約（ γij= γji）を課して、反復SUR（SeeminglyUnrelated Regression）で調理食品・外食を除く５本の支出シェア式について連立推計した。自由度修正済
み決定係数は0.938〜0.989で、理論的に要請される符号
条件はすべて満たされた。ただし、６つの自己価格弾力性のうち、穀類、乳卵類、調理食品・外食の３つは５%水準でゼロと有意差を持たなかった。一方、６つの支出弾力性はすべて１%水準でゼロと有意差を有した。
13）結合生産物の一方である私的財には、レジャーなどのサービスも含まれる。また、家計内公共財を単独で供給する場合もあり得る。分析目的からモデルを単純化した。結合生産物としての公共財供給についてはCornes and Sandler（1984）、Kotchen（2006）を参照
されたい。
14）一般公共財の自発的供給と異なり、ここで問題とする
家計内公共財の供給については、家族世帯員の間でナッシュ均衡が成立するように行動することは想定していない。
文献
柿野成美・草苅仁，1998，「世帯規模の縮小と食料消費」『家庭経済学研究』11: 46-51．
草苅仁，2008，「家計内生産効率と公共財供給」『2008年度日本農業経済学会論文集』，156-163．

厚生省公衆衛生局栄養課編，1956，『栄養改善とその活動』
第一出版．
食糧庁，1970-71，『食糧管理史 各論Ⅱ，各論Ⅳ』食糧庁．
暉峻衆三，1996，『日本農業100年のあゆみ』有斐閣．
豊川裕之，1987，『「食生活指針」の比較検討――栄養素から献立へ』農山漁村文化協会．
農政審議会編，1981，『80年代の農政の基本方向』創造書
房．
Becker, G. S., 1965, A Theory of the Allocation of Time,
Economic Journal, 75: 493-508.
――――, 1974, A Theory of Social Interactions,
Journal of Political Economy, 82（6）: 1063-1093.
Cornes, R. C. and T. Sandler, 1984, Easy Riders, Joint
Production, and Public Goods, Economic Journal,
94: 580-598.
Galbraith, J. K., 1976, The Affluent Society, 3rd ed.,
Boston: Houghton Mifflin.（=1980，鈴木哲太郎訳「ゆたかな社会（第三版）」都留重人監修『ガルブレイス著作集2』TBSブリタニカ，1-334．
）
Kotchen, M., 2006, Green Markets and Private
Provision of Public Goods, Journal of Political
Economy, 114（4）: 816-834.

くさかり・ひとし 神戸大学大学院農学研究科 准教授。
主な論文に「日本の米作とコメ政策の展開」（奥野正
寛・本間正義編『農業問題の経済分析』日本経済新聞
社，1998）。農業経済学・食料経済学専攻。
（frontier@kobe-u.ac.jp）25