剥奪指標による貧困の測定――「生活と支え合いに関する調査」（2017）を用いて――

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特集：人々の生活実態・困難の多面的分析

剥奪指標による貧困の測定――「生活と支え合いに関する調査」（2017）を用いて――1)

大津抄

唯＊1，渡辺久里子＊2

録

日本における貧困の測定は，近年相対的貧困率などの金銭的指標の活用が進んできたところであるが，これを補完する非金銭的指標の整備は遅れている。そこで本稿では，国立社会保障・人口問題研究
所「生活と支え合いに関する調査」（2017年）の個票データを用いて，代表的な非金銭的指標の一つである剥奪指標による貧困の測定と分析を行った。
本稿の主な知見は次の2点である。第一に，等価所得がゼロに近づくにつれて剥奪率は指数関数的に上昇することが確認された。第二に，所得水準の違い等を統御した上でもなお，世帯構造による剥奪率の違いが存在し，子のいない世帯よりも子のいる世帯の方が，また，ふたり親世帯よりもひとり親世帯の方が，それぞれ剥奪率が高いことが確認された。ひとり親世帯は所得水準が低く，相対的貧困率の高いことが知られているが，所得水準の低さだけでは説明できない生活上の困難に直面している可能性が示唆された。
キーワード：貧困，剥奪指標
社会保障研究2019, vol. 4, no. 3, pp. 275-286.

のの，生活水準を直接的に測定するものではない

Ⅰ

はじめに

ため，貧困を測定する手法としては限界がある〔Ringen（1988），Callan et. al.（1993），Nolan and

先進諸国における貧困の指標として最も代表的

Whelan（1996），Atkinson et. al.（2002）など〕。

なのは，等価可処分所得の中央値の50％2)を貧困

そこで，これを補完するものとして非金銭的な線とした相対的貧困率である。しかし，所得は指標の開発が進められてきたが，その代表的な指人々の生活水準を決定づける重要な要素であるも標の1つに「剥奪」（deprivation）指標がある3)。剥

本稿は，厚生労働行政推進調査事業費政策科学総合研究事業（政策科学推進研究事業）（H28−政策−指定−006）「我が国の貧困の状況に関する調査分析研究」（研究代表者：泉田信行）および国立社会保障・人口問題研究所における一般会計プロジェクト「生活と支え合いに関する調査」の成果の一部である。
＊1
埼玉大学大学院人文社会科学研究科 准教授＊2
国立社会保障・人口問題研究所 企画部 研究員
2)
欧州連合（EU）の公式統計では，中央値の60％が相対的貧困線と定義されている。
3)
非金銭的指標のそのほかの代表例としては，剥奪の概念を発展させたより概念の広い「社会的排除」（social
exclusion）が挙げられる。
1)

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276

社 会 保 障 研 究

奪は，社会における標準的な生活様式を享受する

Vol. 4 No. 3

めである。

た め の 資 源 が 欠 如 し て い る 状 態 を 指 し，Ⅱ

Townsend（1979）を嚆矢としてその測定が試みら先行研究れてきた。現在は，EUが毎年実施しているEUSILC （EUStatistics

on

IncomeandLiving1

剥奪指標の歴史

Condition）において加盟28か国の剥奪状況が調査

剥奪指標の歴史については，既に日本でも多くされ，それがEUの中期成長戦略である「欧州2020の文献で紹介されているが4)，ここで改めてその戦略」（Europe 2020）の指標に採用されるなど，概要を整理したい。
それまで貧困研究において主流であった絶対的

国際的にその活用が進んでいる。
翻って日本においては，格差・貧困問題への関基準による貧困測定に代わる方法として，剥奪指心が高まるなかで，2009年に厚生労働省が相対的標による貧困測定を初めて行ったのはTownsend

貧困率の公表を始めるなど，金銭的指標について（1979）である。Townsend（1979）は，「所属するは近年その活用が進んできたところであるが，剥社会で慣習になっている，あるいは少なくとも広奪をはじめとする非金銭的指標については，一部

く奨励または是認されている種類の食事をとったの試行的な調査研究に限られ，その活用は遅れてり，社会的諸活動に参加したり，あるいは生活のいる。

必要諸条件や快適さを得るために必要な生活資源

本稿は，このような状況を踏まえ，2017年に国を欠いている」（Townsend 1979：31）5)状態を「相立社会保障・人口問題研究所が実施した「生活と対 的 剥 奪」（relative deprivation）と 定 義 し，支え合いに関する調査」の個票データを利用し

1968〜69年にイギリスにおいて，12分野60項目かて，日本の貧困の実態について剥奪指標による測ら構成される調査を実施した。そして，各分野か定と分析を行ったものである。

ら1項目ずつ，計12項目を選定し（表1），12項目の本稿の構成は次の通りである。まず，第2節で

うちあてはまる項目数を「相対的剥奪スコア」と国内外の剥奪指標に関する研究を概観する。第3

して示した。さらに，所得が一定水準を下回ると節では本稿の分析枠組みについて説明する。第4

このスコアが急増する「閾値」が存在することを

節では基礎集計の結果を示し，第5節では多変量示した。

解析の分析結果を確認する。第6節は本稿のまとしかし，Townsend（1979）は，次の2点で批判を

表1 Townsend（1979）の相対的剥奪指標の項目
1．過去12ヵ月間に1週間の休暇を家の外で過ごしていない。
2．
（大人のみ）過去4週間に親類または友人を家に招き，食事もしくは軽食をとったことがない。
3．
（大人のみ）過去4週間に親類または友人の家を訪ね，食事もしくは軽食をとったことがない。
4．
（15歳未満の子供のみ）過去4週間の間に友人を家に呼んで遊んだりお茶を飲んだりしたことがない。
5．
（15歳未満の子供のみ）前回の誕生日にパーティーを開かなかった。
6．過去2週間の間に娯楽のために午後または晩に外出したことがない。
7．1週間に4日以上新鮮な肉（外食をふくむ。ソーセージ・ベーコン・ハムなどを除く）を食べることがない。
8．過去2週間に，料理された食事を食べない日が1日以上あった。
9．
「1週間のうちほとんどの日に，料理された朝食（ベーコンエッグなどを含む）をとっている」ということがない。
10．家には冷蔵庫がない。
11．「通常（4回のうち3回以上）日曜日に，大きな肉片を食べる」ということがない。
12．家の中に次の4種の室内設備のいずれかがない（共用設備を除く）……水洗トイレ／流しまたは洗面台，および水の出る蛇口／固定された風呂またはシャワー／ガスまたは電子レンジ
注：和訳は平岡（2001：154-155）をもとに一部修正して作成した。
出所：Townsend（1979：250），平岡（2001：154-155）より筆者ら作成。

小沼（1981），柴田（1997），平岡（2001），阿部（2002），橘木・浦川（2006）の第2章および第8章，阿部（2014），
阿部（2015）など。
5)
和訳は斉藤他（2014：309）。
4)0103_社会保障研究_【大津・渡辺】_SK.smd Page 2

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剥奪指標による貧困の測定――「生活と支え合いに関する調査」（2017）を用いて――277受けた。第1の批判は，項目の選定がTownsend自Whelan et. al.（2002），Apospori and Millar（2003）

身によって行われたものであり，恣意的であるとなど〕。

いうものである。第2の批判は，標準的な生活様

式を満たしていないことが，欠乏の結果なのか，u=∑ wX

（1）

それとも個人の選択の結果なのか，識別されていh
ここで，w= 
∑ h



ないということである。
こうした欠点を改善するために登場したのが，



「合意に基づく方法」（consensual method）のアプ

かつ，∑ w=1

ローチである 。Mack and Lansley（1985）は，剥
6)

奪を「社会的に合意された必需品の強制的な欠如

u=個人 jの剥奪率である」と定義したうえで，一般市民の50％がX=個人 jの項目iの剥奪状況（剥奪の状態にあ「必要である」と認識している項目を「社会的必需る場合は1，そうでない場合は0）項目」（socially perceived necessities）として選定

w=項目iのウェイト（合計が1となるように標することで，剥奪指標の項目選択における恣意性を排除した 。さらに，このアプローチでは，「社7)

準化したもの）h=項目iのウェイト（初期値）

会的必需項目」の欠如が，金銭的余裕がない，すなわち「強制的な欠如」（enforced lack）のためな

ウェイト（h）の設定方法には，必要度（consensusのか，それとも選好に基づいた選択の結果のため

weighting）を用いる方法と，普及率（prevalence

なのかを明確に区別し，「強制的な欠如」の場合のweighting）を用いる方法の2つがある。必要度は，みを剥奪に含めることとされた。これ以降，「合その項目が必需品であると考える人の割合であ意に基づく方法」は剥奪アプローチによる貧困測り，当該項目がその社会でより必要と考えられて定の標準的手法として発展してきた〔Gordon and

いれば，その項目により大きなウェイトが与えら

Pantazis（1997），Pantazis et. al.（2006），Lansley

れる。普及率は，その項目を所有している人の割

and Mack（2015）など〕。

合である10)。

また，剥奪指標の算出方法についても改善が図られてきた8)。Townsend（1979）では，剥奪状態

2 日本における研究にある項目の数が単純に用いられていたが，この日本国内で初めて全国的な剥奪指標の測定・分析

方法は解釈が容易である一方，すべての項目が同を行ったのは，阿部（2006）である。阿部（2006）

じ重みをもつという暗黙の仮定が置かれている9)。

は，全国の20歳以上の男女2,000人を対象とした

そこで，次の式（1）のように各項目に重みづけを「福祉に関する国民意識調査」（2003年）と「社会して剥奪率を計算する方法が取られるようになっ

生活調査」（同年）の結果を用いて11)，所得が一定た〔Mack and Lansley（1985），Halleröd（1995），

水準を下回ると剥奪の度合いが急激に大きくなる

Townsend自身も剥奪指標の改良を試みている〔（Townsend 1993）など〕。
とはいえ，50％以上の人が必要と回答したものを「社会的必需項目」であると定義すること自体にも恣意性は残る。これに対し，Halleröd（1995）は，50％を境界とせず，強制的に欠如されたすべての項目の必要度を足し上げていく手法（proportional deprivation index）を提案している。
8)
以下の記述はGuio（2009）に基づいている。
9)
ただし，剥奪項目が必要不可欠であるとみなされるのであれば，その項目へのアクセスが同じ規範的価値を持つと主張することもできる。その場合，剥奪項目に重みづけをしないほうが望ましい可能性もある〔Guio（2009）：13〕。
10)
Guio（2009）は，ウェイトとして必要度を用いた場合と普及率を用いた場合を比較した分析を行い，重みづけの方法で剥奪指標が異なることを示している。
6)7)0103_社会保障研究_【大津・渡辺】_SK.smd Page 3

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278

表2

社 会 保 障 研 究

阿部（2006）で相対的剥奪指標の構築に用いられた社会的必需項目

設備

・電子レンジ
・冷暖房機器（エアコン，ストーブ，こたつ等）
・湯沸器（電気温水器等含む）

社会生活

・親戚の冠婚葬祭への出席（祝儀・交通費を含む）
・電話機（ファックス兼用含む）
・礼服
・1年に1回以上新しい下着を買う

保障

・医者にかかる・歯医者にかかる・死亡・障害・病気などに備えるための保険（生命保険，障害保険など）への加入
・老後に備えるための年金保険料
・毎日少しずつでも貯金ができること

住環境

・家族専用のトイレ
・家族専用の炊事場（台所）・家族専用の浴室
・寝室と食卓が別の部屋

Vol. 4 No. 3

主観的健康観との関係を，それぞれ分析している。
学術研究以外にも，国・地方公共団体による調査 が 進 め ら れ て い る。厚 生 労 働 省 は，2010 年，
2016年および2019年に「家庭の生活実態及び生活意識に関する調査」を実施している。この調査
は，一般世帯だけでなく生活保護受給世帯も対象としていることから，生活保護受給世帯の非金銭的な貧困状況を把握することができ，また一般世
帯との比較分析も可能である。さらに，全国規模の調査であることも特筆すべき点ある。また，地方公共団体でも，独自に剥奪指標の調査が進められているが13)，剥奪指標が統一されていないことからそれぞれの比較は不可能であり，また調査対

出所：阿部（2006）より筆者ら作成。

象が子どもに限定されていることが多く，日本全体の状況を把握するには限界がある。

こと，単身世帯や母子世帯の剥奪率が高いことをⅢ

示 し た。ま た，同 じ デ ー タ を 用 い て 行 わ れ た

分析の枠組みSaunders and Abe（2010）では，日本とオーストラ
リアの相対的貧困率，剥奪指標および両指標の重1

データ

なりを世帯類型別に示し，いずれの指標でも単身

本稿の分析に用いるデータは，国立社会保障・世帯やひとり親世帯の貧困リスクが高いことを確

人口問題研究所「生活と支え合いに関する調査」

認している。

（2017年）の個票データである。同調査は，厚生労全国的な剥奪指標の測定・分析を行った研究は働省「平成29年国民生活基礎調査」で全国を対象

以上のものに限られるが，対象を限定した調査研に設定された調査地区（1,106地区）内から無作為

究は多数ある。平岡（2001）と斉藤他（2014）はに選ばれた調査地区（300地区）内に居住する世帯

65歳以上の高齢者を，阿部（2008）は子どものい

主および18歳以上の個人を対象として，2017年7る世帯を，岩田・濱本（2004）は若年女性を，山月1日現在の世帯の状況（世帯票）および個人の状田（2013）はホームレス経験者を，それぞれ対象

況（個人票）について調査したものである。

として剥奪の状況を分析している。それぞれの概分析にあたっては，世帯票と個人票のデータを要は，阿部（2006）も含めて表3にまとめた 。

突合し，個人単位のデータセットを構築した。分

12)

また，剥奪指標と他の指標との関係を調べた研究も行われている。橘木・浦川（2006）は生活満析に用いる変数が欠損している場合は，分析対象から除外した。

足度との関係を，Kondo et. al.（2015）は高齢者の11)「福祉に関する国民意識調査」の詳細については，後藤他（2004），阿部（2004）を参照されたい。また，阿部（2006）で剥奪率の算出に用いられた項目は表2の通りである。
12)
このほか，社会生活に関する調査検討会（2003）が生活保護世帯と「一般低所得世帯」（世帯人員別にみた収入
階級第1五分位の世帯）を対象とした調査を行っているが，必ずしも相対的剥奪の概念と測定方法に基づいたものではない。同調査については，中川（2004）も参照されたい。
13)
例えば沖縄県では，2015年から2018年にかけて「沖縄子ども調査」，「沖縄県未就学児調査」，「沖縄県長中学生調査」が実施されている。また，大阪市では，2012年に「大阪子ども調査」，2016年に「子どもの生活に関する実態調査」が実施されている。

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表3

若年女性

岩田・濱本（2004）
全国の20歳以上の男女

阿部（2006）
12歳以下の子どものいる世帯

阿部（2008）

日本国内における相対的剥奪指標の調査研究一覧
斉藤他（2014）

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1996年

調査年

①2003年②2003年①2003年②2003年

2009年

2010〜2012年① 福 祉 に 関 す る 国 民 意 識 調 査 ① 福 祉 に 関 す る 国 民 意 識 調 査 アパートなどで生活している人 日本老年学的評価研究（JAGES）（予備調査）（予備調査）
への支援に関するアンケート
プロジェクト調査②社会生活調査（本調査）②社会生活調査（本調査）―

調査方法 訪問による面接調査。なお，一部の回答に対して家族による代理回答を認めた。

出所：筆者ら作成。

―

回答者数 654人（65.4％）（代理回答含む）（回答率） 585人（58.5％）（本人回答のみ）①1,350人（67.5％）②1,520人（76.0％）

116人（36.4％）

112,123人（66.3％）①調査チームが選択した28項目 ①調査チームが選択したこども ①1次調査：あらかじめ用意した 郵送調査について「現在の日本の社会に の生活水準にかかわる項目15項 会場に回答者に集合してもらっ
おいて，ある家庭がふつうに生 目について「現在の日本の社会 ての面接調査。
活するために絶対に必要である において，ある家庭が普通に生 ②2次調査：1次調査に集合できか」を質問。有効回答者の50％ 活するために絶対必要であるか」 なかった対象者の自宅を調査員が訪問しての面接調査。
が「必要である」と答えた16項 を質問。
目を「社会的必需項目」と定義。 ②50％以上が「必要である」と②「社会的必需項目」のそれぞ 回答したのは3項目しかなかっれの項目について，回答者が経 たため，予備調査の全項目につ済的理由で満たせない状態にあ いて，回答者が経済的理由で満るかどうかを質問。
たせない状態にあるかどうかを質問。

①1,350人（67.5％）②1,520人（76.0％）

調査対象 無作為に抽出された東京都23区 ①2002年時点で35歳から44歳の ①層化2段無作為抽出法によっ ①層化2段無作為抽出法によっ 名古屋市内でホームレス支援活 全国12都道府県31市町村におけの 高 齢 者（65 歳 以 上）の 男 女 女性て抽出された全国の20歳以上の て抽出された全国の20歳以上の 動を行っている「笹島診療所」 る要介護認定を受けていない65に支援記録のある人のうち，ア 歳以上の高齢者169,215名
1000人②2002年時点で29歳から34歳の 男女2,000人
男女2,000人
女性②無作為抽出された全国の20歳 ②無作為抽出された全国の20歳 パート生活に移行し，笹島診療
以上の男女2,000人
所がアパート生活者向けに発行
以上の男女2,000人
しているニュースレターを送付している327名①1993〜2002年度②1997〜2002年度

中高年の生活実態と老後意識に 消費生活に関するパネル調査
関するアンケート

調査名【使用した調査について】。 相対的剥奪率は34.9％。世帯所 子 ど も の 剥 奪 指 標 は 400 万 円 分析対象者の剥奪スコアは阿部 高齢者の27.6％がいずれかの項
主な結果 サンプルの80％がいずれかの項 10％前後が3項目以上で「なし」
目を欠いている。
得が500万円を下回ると急激に 〜500万円を閾値として急激に （2006）に比べて大きかった。 目に，13.0％が複数の項目に該悪化。
悪化。
当。また，高齢者がいる世帯では等価所得が200万円未満ない
し150万円未満という状態になると相対的剥奪状態へのリスクが急激に高まる。
貨幣的な貧困よりも相対的剥奪の方が健康度の低さと密接に関連。

既存の指標を参考に14項目を設定。

ホームレス経験のある生活保護 要介護認定を受けていない65歳
以上の高齢者
受給者

山田（2013）

指 標 の 構 20項目のリストの中で，欠如し 保 有 率 の 高 い 耐 久 消 費 財 の 所 普及率によるウェイト付けをし 子どもの生活水準にかかわる15 阿部（2006）に同じ。
築方法ている項目数。
有，貯蓄や民間保険制度，クレ た剥奪状態にある項目の和を普 項目のそれぞれについて，欠如
ジットカードや消費者信用，年 及率の和で除した値を「相対的 している場合に1，それ以外の場
金・健康保険などの社会制度の 剥奪率」として算出。
合に0をとるダミー変数の和を利用，趣味や娯楽にあてる時間，「子どもの剥奪指標」として算心を打ち明けられる友人につい出。
ての12項目。

分析対象 高齢者【剥奪指標に関する研究概要】

平岡（2001）

剥奪指標による貧困の測定――「生活と支え合いに関する調査」（2017）を用いて――
279

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280

2

社 会 保 障 研 究

剥奪指標の定義および算出に用いる項目

Vol. 4 No. 3

表4

本稿で用いる剥奪指標は，①剥奪項目数，②剥
奪率の2つである。①剥奪項目数は，剥奪されている項目の数を単純にカウントした値である。②
剥奪率の定義は，前節の式（1）の通りである。なお，ウェイトには，必要度ではなく普及率を用いているが，これは，「生活と支え合いに関する調

項目別の剥奪者率・普及率
項目名剥奪者率 普及率

食料

11.5％

88.5％

1日おきに，肉，魚，またはそれに相当するものが食べられる

1.5％

98.5％

衣服

12.9％

87.1％

医療機関受診

0.7％

99.3％

必要な時に医者にかかれること

2.0％

98.0％

必要な時に歯医者にかかれること

2.7％

97.2％

風邪薬・鎮痛剤・塗り薬などの市販薬が買える

1.6％

98.4％

行研究を参照してもすべての剥奪項目の必要度を

バスや電車の料金

0.9％

99.1％

計算することができないためである。

自動車

2.6％

97.1％

洗濯機

0.2％

99.9％

査」では必要度を調査しておらず，またほかの先剥奪指標の算出に用いる項目数は22であり，その一覧は表4の通りである。表4はそれぞれの項目

カラーテレビ

0.2％

99.9％

電話

0.2％

99.8％

の剥奪者率と普及率も記載している。剥奪者率は家族人数分のベッドまたは布団

0.4％

99.6％

火災報知器

3.1％

96.1％

部屋の温度調節

3.6％

96.2％

その項目について剥奪状態にある人の割合であるが，より具体的には次の式で計算される14)。
剥奪者率=

金銭的理由で所有してない（アクセスできない）と回答した人数
全回答者数

また，普及率は次のように計算される 。
15)

普及率=

所有している（アクセスできる）と回答した人数
全回答者数−「必要ない」と回答した人数

家賃等の支払い

7.3％

92.7％

就職・仕事用のスーツ

1.6％

96.8％

親戚の冠婚葬祭への出席

2.9％

97.0％

年に一度の旅行

25.0％

72.1％

家族のためでなく，自分のために使えるお金

12.1％

87.2％

予期せぬ支出への対応

14.1％

85.3％

生命保険等

6.7％

92.7％

出所：国立社会保障・人口問題研究所「生活と支え合いに関する調査」（2017年）を用いて筆者ら集計。

なお，「生活と支え合いに関する調査」におけるなわち剥奪状態にある項目が全く無い人の割合は剥 奪 項 目 の 選 定 方 法 に つ い て は，大 津・渡 辺

61.9％，何らかの項目が剥奪の状態にある人の割（2019）を参照されたい。

合は38.1％であった。また，剥奪項目数が1つである割合は15.2％，2つである割合は7.2％で，何

Ⅳ

基礎集計

らかの項目が剥奪の状態にある人の過半数は項目数が1つまたは2つであった。一方，剥奪項目数が

1

剥奪項目数

表5は，剥奪項目数別にみた回答者の構成比を3つ以上の人も全体の15.8％，10以上である人も全体の1.4％いた。

示したものである。まず，剥奪項目数がゼロ，す
ただし，
「食料」，
「衣服」については，過去1年間にお金が足りなくて買えなかったことがあったかという問いに対して「よくあった」，「ときどきあった」，「まれにあった」と回答した人を剥奪状態にあると定義している。相対的剥奪は，ある社会で当然に必要とみなされることが金銭的な理由によって達成できなかったことを測っており，頻度が多ければより深刻な剥奪状況にあると想像されるが，当該期間に1回でも達成できなかったことそのものが，生活の不安定さや困窮を示すことになるからである。
また，「医療機関受診」については，過去1年間に金銭的理由で医療機関に受診できなかった人を，「家賃等の支払い」については過去1年間に公共料金の未払い，家賃・住宅ローンの滞納，住民税の滞納，そのほかの債務不履行があった人を，それぞれ剥奪状態にあると定義している。
15)
「食料」
，
「衣服」，
「医療機関受診」，「家賃等の支払い」の各項目については，普及率を以下の式で計算している。
普及率=1−剥奪者率
14)0103_社会保障研究_【大津・渡辺】_SK.smd Page 6

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剥奪指標による貧困の測定――「生活と支え合いに関する調査」（2017）を用いて――

281

属性別の平均剥奪項目数・平均剥奪率円」の階級でそれぞれ1.62，6.8％，「100〜199万

表6は，属性別の平均剥奪項目数および平均剥円」の階級も高く，それぞれ1.47，6.1％であった。

奪率を示したものである。まず，サンプル全体の「200〜299万円」の階級からは全体平均を下回る

平均剥奪項目数は1.1，剥奪率は4.7％であった。

ようになり，「600〜699万円」の階級以上では平均

これを年齢階級別でみると，年齢が上がるにつれ

剥奪項目数が0.2前後，剥奪率は1％未満であった。

2て平均剥奪項目数も平均剥奪率も低下する傾向に
表6あることが分かった。平均剥奪項目数と平均剥奪

属性別の剥奪項目数・剥奪率率が最も高いのは18〜24歳でそれぞれ1.4，6.0％，
最も低いのは80歳以上でそれぞれ0.8，3.4％であった。一方，男女間の明確な差は観察されなかった。また，世帯構造別では，夫婦のみの世帯の平均剥奪項目数と平均剥奪率がそれぞれ0.8，
3.4％で最も低い。単独世帯，夫婦と未婚の子の観測値数 構成比
全体

14,574100.0％

平均剥奪
平均剥奪率
項目数
1.1

4.7％

【年齢階級別】18-24歳

915

6.3％

1.4

6.0％

25-29歳

727

5.0％

1.2

5.2％

30-34歳

994

6.8％

1.2

4.8％

35-39歳

1,182

8.1％

1.3

5.5％

みの世帯，三世代世帯，世帯構造が不詳の世帯，40-44歳

1,362

9.3％

1.3

5.6％

その他の世帯の平均剥奪項目数と平均剥奪率は，45-49歳

1,392

9.6％

1.3

5.5％

おおよそ全体平均と同程度かやや高い水準で，平50-54歳

1,244

8.5％

1.2

5.2％

55-59歳

1,269

8.7％

1.0

4.1％

均剥奪項目数は1.1〜1.4，平均剥奪率は4.5〜5.6％

60-64歳

1,368

9.4％

1.0

4.0％

であった。一方，ひとり親と未婚の子のみの世帯

65-69歳

1,574

10.8％

1.0

4.0％

の平均剥奪項目数と平均剥奪率は突出して高く，それぞれ3.2，13.4％であった。
等価所得階級別にみると，階級が上がるほど剥奪率が低下する顕著な傾向が観察される。平均剥奪項目数と平均剥奪率が最も高いのは「0〜99万

表5 剥奪項目数の分布
構成比（％） 累積比率（％）

70-74歳

1,038

7.1％

1.0

4.3％

75-79歳

709

4.9％

0.9

3.8％

80歳以上

800

5.5％

0.8

3.4％

【男女別】
男性

7,165

49.2％

1.1

4.7％

女性

7,409

50.8％

1.2

4.8％

【世帯構造別】
単独世帯

1,527

10.5％

1.2

5.3％

夫婦のみの世帯

3,343

22.9％

0.8

3.4％

夫婦と未婚の子のみの世帯

3,291

22.6％

1.3

5.3％

ひとり親と未婚の子のみの世帯

216

1.5％

3.2

13.4％

項目数

観測値数

0

9,016

61.9

61.9

1

2,209

15.2

77.0

2

1,049

7.2

84.2

その他の世帯

3

691

4.7

89.0

4

481

3.3

92.3

注：ここで「子」は20歳未満の子をいう。
出所：表4に同じ。

5

333

2.3

94.6

6

246

1.7

96.2

7

152

1.0

97.3

8

112

0.8

98.0

三世代世帯

858

5.9％

1.4

5.6％

世帯構造が不詳の世帯

216

1.5％

1.3

5.5％

5,123

35.2％

1.1

4.5％

Ⅴ

回帰分析

9

82

0.6

98.6

10

62

0.4

99.0

11

37

0.3

99.3

本節では，剥奪項目数と剥奪率を被説明変数と

12

29

0.2

99.5

した多変量回帰分析を行った。分析は，線形回帰

13

23

0.2

99.6

14

31

0.2

99.9
100.0

15〜

21

0.2

計

14,574100.0

出所：表4に同じ。

0103_社会保障研究_【大津・渡辺】_SK.smd Page 7

1

分析の枠組みモデルとトービット・モデルによる分析を行った。トービット・モデルを用いたのは，剥奪項目
数と剥奪率が0に集中しており，左側が0で打ち切られた変数であるとみなせるからである。

19/12/13 09:28 v3.40

282

社 会 保 障 研 究
1.8
1.6

Vol. 4 No. 3
9.0%

1.62

8.0%

1.47

7.0%

1.4

6.0%

6.1%

1.0

5.0%

0.91

剥奪率

剥奪項目数

1.2

6.8%

4.0%

0.8
3.7%

0.6
0.4

0.57
2.3%

3.0%
0.38
1.5%

0.2

0.37
0.16

1.5%

0.6%

0.0
099

100199200299300399400499500599600699

2.0%

0.22

0.17

0.9%

0.7%

700799

800
以上

1.0%
0.0%

等価所得階級（万円）
剥奪項目数

剥奪率

出所：表4に同じ。

図1 等価所得階級別の剥奪項目数・剥奪率分析に用いる説明変数は次の通りである。ま

表7

ず，個人の基本的な属性として，年齢および性別に関する変数を用いた。年齢は調査時点の年齢の

基本統計量

変数名

観測
値数

平均値

標準
偏差

最小 最大
値
値

剥奪項目数

14,574

1.1

2.2

0

剥奪率（%）

14,5745.2

10.0

0 86.4

年齢

14,574

52.2

17.4

18

100

女性ダミー

14,574

0.508

0.500

0

1

等価所得

14,574

287.2

189.3

0 979.8

単独世帯

14,574

0.105

0.306

0

夫婦のみの世帯14,574

0.229

0.420

0

1

独世帯，夫婦のみの世帯，夫婦と未婚の子のみのひとり親と未婚の子のみの世帯 14,574

0.015

0.121

0

1

三世代世帯

14,574

0.059

0.235

0

1

世帯，ひとり親と未婚の子のみの世帯，三世代世世帯構造が不詳の世帯

14,574

0.015

0.121

0

1

帯，世帯構造が不詳の世帯，その他の世帯の7区分

その他の世帯

14,574

0.352

0.477

0

1

主観的健康ダミー

14,574

0.851

0.356

0

1

就業ダミー

14,574

0.652

0.476

0

1

持ち家ダミー

14,574

0.786

0.410

0

1

連続変数である。また，性別に関する変数として，女性＝1，男性＝0をとる女性ダミーを用いた。
次に，剥奪に影響すると考えられる主な要因として，等価所得と世帯構造を用いた。等価所得
は，世帯所得を世帯人数の平方根で除した値であり，実際の等価所得額に1万円を足して対数変換した値を説明変数として用いた。世帯構造は，単のカテゴリー変数とした 。
16)

その他の説明変数として，主観的健康ダミー，
就業ダミー，持ち家ダミーも用いた。ここで主観

19

世帯構造
（基準カテゴリー：夫婦のみの世帯）1

出所：表4に同じ。

的健康ダミーは，健康状態が「よい」，「まあよい」，「ふつう」の場合に1，「あまりよくない」，「よ

ち家に住んでいる場合に1，そうでない場合に0をくない」の場合に0をとるダミー変数とした。就とるダミー変数である。表7は，回帰分析に用い

業ダミーは現在就業している場合に1，そうでなた変数の基本統計量である。

い場合に0をとるダミー変数，持ち家ダミーは持16)

ここで，子は20歳未満の子を指す。

0103_社会保障研究_【大津・渡辺】_SK.smd Page 8

19/12/13 09:28 v3.40

剥奪指標による貧困の測定――「生活と支え合いに関する調査」（2017）を用いて――

2

推定結果

283

意に低下することが観察された。平均値回りの限推定結果は，表8の通りである。推定結果は，被界効果は−0.03パーセントポイントと推定され説明変数が剥奪項目数の場合も剥奪率の場合も，た。一方，女性ダミーの有意な影響は観察されなまたモデルが線形回帰モデルの場合もトービッかった。

ト・モデルの場合も同様の傾向が観察された。こ対数等価所得の係数は有意に負であり，平均値

こでは，剥奪率に関するトービット・モデルの推回りの限界効果は−0.87パーセントポイントと推定結果に基づいて分析結果を概観していく。

定された。これは，等価所得がゼロに近づくにつ

まず個人の基本的な属性については，年齢の係数が有意に負であり，年齢が上がると剥奪率が有
表8
モデル
被説明変数
年齢
女性ダミー
対数等価所得れて剥奪率は指数関数的に上昇することを示している。

回帰分析の推定結果

線形回帰モデルトービット・モデル

剥奪項目数

剥奪率

剥奪項目数

係数

係数

係数

限界効果

係数

剥奪率
限界効果

−0.0051 ***−0.0230 ***−0.0169 ***−0.0056 ***−0.0768 ***−0.0256 ***［0.0012］［0.0055］［0.0028］［0.0009］［0.0128］［0.0043］−0.0023−0.0106−0.0215−0.0072−0.0979−0.0326［0.0352］［0.1601］［0.0838］［0.0279］［0.3807］［0.1269］−0.2456 ***−1.1163 ***−0.5722 ***−0.1907 ***−2.6008 ***−0.8667 ***［0.0126］［0.0571］［0.0288］［0.0097］［0.1309］［0.0443］

世帯構造（基準カテゴリー：
夫婦と未婚の子のみの世帯）
単独世帯
夫婦のみの世帯
ひとり親と未婚の子のみの世帯−0.5049 ***−2.2952 ***−1.4976 ***−0.4991 ***−6.8072 ***−2.2685 ***［0.0688］［0.3126］［0.1644］［0.0542］［0.7474］［0.2465］−0.3569 ***−1.6225 ***−1.2283 ***−0.4093 ***−5.5832 ***−1.8606 ***［0.0567］［0.2579］［0.1375］［0.0457］［0.6250］［0.2078］

1.3348 ***［0.1478］

三世代世帯

0.2948 ***［0.0809］

世帯構造が不詳の世帯
その他の世帯主観的健康ダミー
就業ダミー

定数項
決定係数

1.3399 ***［0.3676］

1.0563 ***［0.1824］

0.5974 ***［0.1061］
0.3520 ***［0.0606］

8.1487 ***［1.4396］4.8015 ***［0.8291］2.7155 ***［0.4821］1.6001 ***［0.2756］

0.04270.19390.14310.04770.65040.2167［0.6672］［0.3383］［0.1127］［1.5379］［0.5125］−0.0401−0.1823−0.0154−0.0051−0.0700−0.0233［0.0489］［0.2222］［0.1138］［0.0379］［0.5175］［0.1725］−0.8947 ***−4.0670 ***−1.9892 ***−0.6629 ***−9.0418 ***−3.0132 ***［0.0506］［0.2302］［0.1156］［0.0390］［0.5255］［0.1771］0.1613 ***0.7330 ***［0.1868］

0.3382 ***［0.0975］

0.1127 ***［0.0325］

1.5374 ***［0.4433］0.5123 ***［0.1479］−0.9131 ***−4.1507 ***−1.8604 ***−0.6857 ***−8.4563 ***−3.1170 ***［0.0453］［0.2061］［0.1034］［0.0382］［0.4698］［0.1734］

4.1659 ***18.9360 ***［0.1100］［0.4999］

0.097

0.097

対数尤度
サンプルサイズ1.7927 ***［0.3167］［0.1468］［0.0411］
持ち家ダミー

6.0672 ***［0.6718］

14,574

打ち切りサンプルサイズ

14,5745.7557 ***［0.2517］

26.1623 ***［1.1442］

0.034

0.024

−20633.1−29048.6

14,574

14,574

9,016

9,016

注1：有意水準：* 0.1 ** 0.05 *** 0.01。括弧内は標準誤差。
注2：限界効果は平均値回りの推定値である。
出所：国立社会保障・人口問題研究所「生活と支え合いに関する調査」（2017年）を用いて筆者ら推計。

0103_社会保障研究_【大津・渡辺】_SK.smd Page 9

19/12/13 09:28 v3.40

284

社 会 保 障 研 究Vol. 4 No. 3

世帯構造の影響については，夫婦と未婚の子の帯は所得水準が低く，相対的貧困率の高いことがみの世帯に比べ，単独世帯と夫婦のみ世帯の剥奪

知られているが17)，単なる所得水準の低さだけで率は有意に低く，ひとり親と未婚の子のみの世は説明できないさまざまな生活上の困難に直面し帯，三世代世帯は有意に高いことが観察された。

ている可能性が示唆される。

所得水準等の影響は統御されているため，それで以上を踏まえ，最後に若干の政策的含意を述べもなお世帯構造による剥奪率の有意な差が存在すたい。本稿の冒頭で触れたように，日本においてるということになる。また，子のいない世帯よりも金銭的貧困指標については，その活用が進んでも子のいる世帯の方が，さらに子のいる世帯でもきたところである。しかし，剥奪指標をはじめとふたり親世帯よりもひとり親世帯の方が，それぞする非金銭的指標の整備はいまだ不十分な状況にれ剥奪率が高いと言える。

ある。金銭的指標のみによる貧困の測定は，人々

その他の説明変数の影響は次の通りである。主の実質的な生活水準を把握するのに不十分であ

観的健康ダミーの係数は有意に負で（平均値回り

り，非金銭的な指標による補完が必要である。剥の限界効果は−3.01パーセントポイント），健康

奪指標は代表的な非金銭的指標の1つであり，今であるほど剥奪率は低いことが観察された。就業後継続的な調査が実施され，貧困指標として活用

ダミーの係数は有意に正で（平均値回りの限界効

されるようになることを期待したい。

果は0.51），就業している人ほど剥奪率が高いことが観察された。持ち家ダミーの係数は有意に負であり（平均値回りの限界効果は−3.12），持ち家に住んでいる人ほど剥奪率が低いことが観察され
た。

Ⅵ

まとめ

本稿は，国立社会保障・人口問題研究所「生活と支え合いに関する調査」（2017年）の個票データを用いて，日本の貧困の実態について剥奪指標による測定と分析を行ったものである。分析から得られた主な知見は次の2点である。
第一に，等価所得がゼロに近づくにつれて剥奪率は指数関数的に上昇することが確認された。所得水準と剥奪率がこのような関係にあることは，
阿部（2006）や海外の諸研究でも確認されているが，2017年時点の日本においてもその傾向に変わりはないことが確認された。
第二に，所得水準の違い等を統御した上でもな
お，世帯構造による剥奪率の違いが存在し，子のいない世帯よりも子のいる世帯の方が，また，ふたり親世帯よりひとり親世帯の方が，それぞれ剥奪率が高いことが確認された。特に，ひとり親世
17)

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0103_社会保障研究_【大津・渡辺】_SK.smd Page 10

19/12/13 09:28 v3.40

剥奪指標による貧困の測定――「生活と支え合いに関する調査」（2017）を用いて――

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（おおつ・ゆい）（わたなべ・くりこ）

19/12/13 09:28 v3.40

286

社 会 保 障 研 究Vol. 4 No. 3

Poverty Measurement based on Relative Deprivation in Japan
Yui OHTSU＊1 and Kuriko WATANABE＊2
Abstract
Summary:
In this paper, we examined relative deprivation in Japan, which is one of the most representative
non-monetary indictors for measuring poverty. Since 2000s, poverty measurement has become a big stream in
empirical research, although these were much rather based on monetary indicators, such as relative poverty
rate. Hence, we analyzed the relative deprivation using the “National Survey on Social Security and People’s
Life” conducted by the National Institute of Population and Social Security Research in 2017.
We found two main results in this research. One is that there is the negative correlation between
equivalized income and relative deprivation, which means lower income households have higher material
deprivation. Second is that even controlling household income, single parent households are in severe
deprivation compare to other household types. It would imply that poverty measurement depending only onmonetary indicators is not enough to capture households in needy and difficulties.
Keywords：Poverty, Deprivation

Associate professor, Graduate School of Humanities and Social Sciences, Saitama University
Researcher, Department of Research Planning and Coordination, National Institute of Population and Social Security
Research＊1＊2

0103_社会保障研究_【大津・渡辺】_SK.smd Page 12

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