国内人口移動の分析方法と留意点⎜⎜決定因の分析を中心として⎜⎜

岐阜聖徳学園大学経済情報学部

伊

藤

薫

稲村肇（1997），大友篤（1998）がある。文献目録

１ はじめにとして，北海道大学経済学部地域経済研究資料室

本研究の目的は，国内長距離人口移動を中心に，その分析方法と留意点を経済学的観点から概説す（1973）が貴重であり，伊藤薫（1990）も参考になる。

ることである。人口移動研究は，近年活発とは見

人口全体に関する学問的概説書は，日本人口学受けられず残念であるが，経済学では取り分けそ会編（2002）の

人口大事典を是非参照していう感ずる。人口の自然減が全国レベルでここ数年

ただきたい。しかし残念ながら本書は，経済学ののうちに確実に起ると予測されているが，地域社観点による国内人口移動研究の説明は少ない。ま会に与える社会動態の影響は，量的あるいは質的た人口大事典編集委員会編（1957）のな面で 21世紀には大きな意味を持つと予想する。

典

人口大事

も内容は古いが参考になる。

筆者は，名古屋市役所在職中に名古屋市立大学の人口移動に関する包括的な文献として，大友篤

社会人大学院で学び，その修士論文のテーマは 地（1996）を参照していただきたい。経済学関連で

域間経済力格差と広域人口移動であった。それは近年のもとして伊藤薫（2001ｂ）がある。梅村以来，日本国内の長距離人口移動の研究を継続し又次（1961），石田英夫・井関利明・佐野陽子編著て行ってきたが，研究を実施する上で是非欲しい（1978），渡辺真知子（1994）も参考になる。地理と感じてきたのが，経済学からの人口移動研究の学の文献としては，石川義孝（1988，1994，2001），

分析方法と留意点の概説である。人口移動研究へ

荒川良雄・川口太郎・井上孝編著（2002）がある。

のアクセスが良くなかったのである。本論は，現人口移動統計に関する解説は，大友篤（1996）時点における中間報告であり，必ずしも十分なもが詳しく， 人口大事典 （2002，pp.393‑394），石のではないと考えるので，この論考に是非，ご批

川義孝（1988）も参考になる。

評，ご批判をいただきたい。

アメリカを中心とする先進国の経済学関連の国説明に先立って，先行研究や文献を紹介する。

内人口移動研究のサーベイ論文としては，Green-

国内人口移動の経済学関連のサーベイ論文としwood（1997）が 74ページにもわたる長文でかつては，斎藤昌男・小林和正（1961），福地崇生・山

内容も充実している。本研究の先行論文として，

根敬三（1974），佐野陽子（1978），大塚友美（1981），

多く引用する。彼の論文末の参考文献として 212

正岡利朗（1989，1990）が知られており，この他編が挙げられており，欧米の経済学で活発に研究に，日本経済学会連合会編（1975，1982）がある。

されてきたことがわかる。この論文は， HAND-

地理学，工学，人口学からのサーベイ論文として

BOOK OF POPULATION AND FAM ILY

は，堤研二（1989），濱英彦（1996），青木俊明・

ECONOMICS VOLUM E 1B に掲載されている⎜ 45 ⎜

が，本書は経済学の研究成果が取りまとめられた個人や家族の特性

は，別の地域に存在する機Handbooks in Economics のシリーズの一冊と会への個人・家族の反応を形成するのを助ける，して刊行された。この他に，Greenwood（1975），としている。一方， 人口大辞典 （p.600）によれ

Greenwood and Hunt（2003）も参考になる。以ば，石川義孝が上の論文中に，他のサーベイ論文が紹介されていして，移動者個人が抱えている属性要因（年齢・る。

職業・学歴など）と移動者自身から独立した社会

世界各国の国内人口移動に関する報告をまとめ

人口移動に影響を与える要因と経済的要因の２大別するとしようとしている。

た も の と し て， INTERNATIONL HAND-

また大友篤（1996）は，Lee（1966）を引用して，BOOK ON INTERNAL M IGRATION （1990）

国内人口移動の要因として，①移動の主体側の理が貴重である。

由，つまり移動者の個人的理由，②出発地に関連

本研究は，平成 14年度科学研究費補助金（研究する要因，③到着地に関連する要因，④出発地と課題：戦後日本の長距離人口移動に対する経済力

到着地に介在する要因（距離）に区分している。

格差とアメニティ格差の影響に関する比較研究，

以上のように，人口移動の要因として共通に認

課題番号：13630035，研究代表者：伊藤薫）の一識されているのは，①部を使用して実施した。

場所

題と決定因

に関する要因と②に関する要因に大別され，②関する要因は更に

２ 経済学における国内人口移動分析の課

個人

場所 に

出発地 ， 到着地 ， 距離に細分されるといえよう。
Greenwood（1997，p.658）は， 人口移動の決定因を説明するために第４章を当てている。こGreenwood（1997，p.648）は， 最も開発の進の章の冒頭で彼は多数の要因が人口移動の意思決んだ諸国では，地域間人口移動は，変化する経済定に寄与するとして，主にＡ： 地域特性 とＢ：的諸力と人口諸力に反応して労働資源が地理的に再配置される主要なメカニズムであるとして，

ライフサイクル的考慮論している。前者

や

個人的事情

を議

については，まず送り出し地

人口移動における経済的側面を重視する。そして

域と受け取り地域の格差を有する特性 character-

人口移動研究の最も便利な分類は，人口移動の決

istics が人口移動の潜在的インセンティブを与定因 determinants に関するものと人口移動の帰え，そして個人や家族の特性 traits がこれらの異結 consequences に関するものに区分することでなる特性から生ずる効用格差への反応を決める，あるという。本研究は，勿論前者を扱っている。

としている。職業上の技能を含む個人特性に応じ決定因に関する研究例は多いが，帰結に関する研て，一般労働市場条件と雇用構成が求職期間内の究例は少ない。

雇用獲得確率を決定するだろう。同様に重要な要

さて彼によれば，人口移動の決定因とは人口移素として例示されているものとして，土地市場と動に関する要因 factors であり，① 場所特性 と住宅市場の状態，州税・自治体税と公共財の利用②を含む，としている。①

可能性，地勢学的 topological，気候学的，環境的

場所特性 は，所与の地域に特有のものであり，

アメニティ，自然災害や技術的危険（例：核廃棄個人や家族の特性

その例として雇用機会や賃金機会，家族や友人の物貯蔵所）がある。 ライフサイクル的考慮

存在，地域特有アメニティが挙げられている。②

移動の意思決定をする個人や家族に決定的に重要⎜ 46 ⎜

は，

であるとしているが，その例として，結婚，離婚，

当 て は まって き た と 考 え て い る。Greenwood

学校教育の完了，労働市場への参入，職業生活の（1997，p.669）は以上の経済学の伝統的な見方を開始，出生，死亡，加齢，子供の独立，住宅所有，退職などが挙げられている。これら以外の 他の
個人的事情

不均衡論的方法the disequilibrium perspec-tive と呼び，以下のように説明している。

も同様に重要であるとしており，不均衡の見方の基礎をなすのは，少なくとも黙その例として，雇用状態，労働収入，教育，蓄積

示的には，労働経済学の単純な所得・余暇モデル

技能，年齢，職の先任権，性別，健康を挙げていである。そのモデルでは，最適化行動をとる行為る。 距離 は彼の論文の第 4．3節で詳しく議論さ者は，所得と余暇という２変数を持つ効用関数を，れている。

完全所得制約に従って最大化する。そのモデルのさて Greenwood（1997，p.649）は人口移動研

含意は，個人は，余暇に対する消費の限界代替率

究の決定因と帰結を踏まえて，人口移動の諸研究

が賃金率に等しくなるように労働を供給するであの伝統的な研究課題を以下のように示している。

ろうということであり，そのことは次に個人の労⒜誰が移動するか。⒝なぜ移動するか。⒞どこか

働供給は，賃金率の関数であることを意味する。

ら来てどこに行くか。⒟いつ移動するか。⒠どん

仮に移動コストがないとし，またこの単純で強力な帰結が生ずるか。

なモデルの基礎をなす多数の仮定を受け入れれば，個人は彼の労働サービスを市場において最高

３ 経済学の理論的説明における効用の重視の賃金で提供すると期待されるが，以上のことは人口移動を必要とするであろう。（訳は筆者）
この不均衡論的方法によれば，人口移動は低所

経済学による人口移動の説明の理論的な特徴
は，効用の重視である。

得地域から高所得地域へ一方的な移動が生ずるはずであるが，現実には経済学による人口移動の理論的な説明に関して

由

転勤

を除く

職業的理

による移動のみをとっても，双方向の地域間

は，伊藤薫（2001b）に，ヒックスの著名な賃金格移動が存在するのが常態であることに留意が必要

差説（Hicks，1932），地域間効用格差モデルからである。

所得格差モデルに至る説明（信国真載，1974），賃経済学のもう一つの見方は， 均衡論的方法 the

金格差による地域間移動の概説（中村洋平・田淵

equilibrium perspective である。この方法は，ア

孝俊，1996）を紹介した。また Greenwood（1997）

メリカで不均衡論的方法が賃金や所得の重要性をには，人的資本理論による人口移動の説明が紹介

確証できなくなってきた根強い傾向があるためされている。以上は，地域間に効用格差が存在し，に，代替理論として提案された，という（Green-

高い効用を得るために人々が居住地を変える，と。この方法は， 家計
wood（1997），pp.673‑681）

いう伝統的な見方によっている。Kuzunets andや企業はどんな立地点でも，早晩 in time 近似的

Thomas（1957，p.2）の あらゆる所与の時点で，に均衡状態にあるある国の人口移動分布は，経済的な諸機会の分布を構成する説明変数は，消費される財・サービスに対する大まかな調整であるという立場が人口の他に気候のような地域特有アメニティが含まれ移動に対する経済学の伝統的な見方であり，筆者る。地域間効用格差は人口移動によって空間的には第二次世界大戦後の日本にはまさにこの見方が不変となり，何らかの追加的正常効用を提供する⎜ 47 ⎜と仮定する。家計の効用関数

地域は，効用格差を除去するために十分な賃金下

居住地選択の意思決定に影響すると考えるのは，落あるいは地代上昇があるまで転入移動を経験す

自然なことである。しかし一方で，経済企画庁にる，とされる。この理論は，人々が高評価を与えよる社会指標の一種である PLI 地域別指標のうるアメニティが豊かな地域は，より低い賃金とよ

ちり高い地代の組み合わせを持つと予測する。このでは，流入超過率と逆相関が認められた（伊藤薫

見方の文献としては，Roback（1982）がある。

（2002ａ））。生活水準を構成する様々な構成要素

日本において均衡論的方法が妥当するか否か，の全てが移動の意思決定に作用しているとは，現実証的研究が待たれる。この見方の重要な点は，総合指標と生活分野の育てる ， 住む時点では考えにくい。

地域発展の新しい見方を提供するところにある。

上記の２つの理論的説明のいずれにおいても，

すなわち，人々が仮に温暖な気候を選好すると仮人口移動の経済学的な説明では，人々の行動を 効定すれば，低所得で温暖な日本の南西部の流入超用最大化

過は増えるであろう。人口流入は，人々に財・サー大きな役割を果たすと考えている。すなわち経済

ビスを提供する生活関連の地域産業の成長を促進

学における人口移動決定因の主要な研究課題は，するであろう。

①人々の効用を構成している主内容は何か，②そと前提し，効用の大きさが意思決定にさて Greenwood（1997）を参考に，不均衡論的のうち何が人口移動の意思決定に影響する主要な方法と均衡論的方法を比較すると表 3‑1のように決定因になるか，③決定因の人口移動への作用のなる。

仕方は，正か負か，またその強さはどうか，④決

日本においては，①生活必需品への支出を代表

定因に時間的変化があるか，④クロスセクション

す る エ ン ゲ ル 係 数 が 1955年 46.9か ら 2000年

で決定因に男女・年齢別，職業別などで差異が認23.3へ長期にわたって低下し，②内閣府の全国的められるか，などといえよう。

世論調査によれば
さ

物の豊かさ

より

心の豊か

を選ぶ人の割合が長期にわたって上昇しており ，人々の経済行動と意識の両面で変化が続いてきた。このため人口移動の決定因に変化が生ずる

４ 人口移動の決定因の分析方法
4．1 回帰分析と移動理由調査

ことは十分有り得る事態と考える。所得・賃金に

人口移動の決定因を追及する方法として，現在，加えて，生活関連社会資本の充実度や市町村の施

２つの主要な方法があると考えられる。一つは，

策（例：子供の医療費の無料化，高齢者施策）が理論モデルを回帰分析で実証する方法であり，も表3‑1 不均衡論的方法と均衡論的方法の比較
項目

不均衡論的方法（所得格差説）

均衡論的方法

地域間の効用格差

格差あり

格差なし

効用の主たる構成要素

所得（賃金）

財・サービスの消費
地域特有アメニティ（例：気候）

人口移動の発生理由

高い効用を求めて移動する

少しでも追加的正常効用がある地域に移動する

格差解消のスピード

時間がかかる

直ちに地域間効用格差は解消する

文献の例

Hicks（1937）

Roback（1982）⎜ 48 ⎜

う一つは移動者に対する移動理由調査である 。

世界各国の人口移動を取りまとめた

INTER-

回帰分析は一般的に使用されている方法であNATIONL HANDBOOK ON INTERNAL

り，解説書は非常に多い。そこで手法に関しての

MIGRATION （1990）によれば，移動理由調査

説明は省略する。この方法の問題点は，①回帰分は，センサスなど政府実施のものあるいは研究者

析は，基本的には帰無仮説を利用して説明変数とが実施したもの，また全国的な調査以外の一地域

被説明変数に関係が無いことを統計的に否定できのみの調査を含め，世界各国で実施されてきた。

る，という意味合いであって，関係があることを同書に紹介されている移動理由調査の例は，エジ

積極的に肯定するものではない，②理論モデルあプト（p.117），フランス（p.136），ドイツ（p.153），

るいは立証したい関係に対応する適切な変数を見インド（p. 200）
，インドネシア（p. 215），日本

出して初めて適用可能である，③モデル化が不適（p. 268），ケニヤ（p. 281），オランダ（p. 300），

切でも単なる統計的な関係があるために偶然うまポーランド（p.317），タイ（p.364），アメリカ（p.

く説明できるように見えるだけの場合がある，な402）
で報告がある。以上の他に，河邉宏編（1991）

ど数々の問題点が想定される。筆者は，回帰分析には，中国（p.43），韓国（p.102）の紹介があり，を行っていると，隔靴掻痒の感が拭えない。例え移動理由調査は世界的にみて一般的な方法といえば，②に関しては，第 4．
2節で述べるように日本

よう。

では

家族的理由

が主要な移動理由の一つであ

しかし，日本における都県の継続的移動理由調ることが明確であるのに，適当な説明変数が見出

査は，国際的にみて調査例が少ない，ユニークなせないために筆者は回帰分析が適用できずに困っ調査であると推測される。日本以外の国で，管見ている。このは高齢化社会を迎えの限りでは報告例がない。現在のところ，累年統て非常に重要な研究課題であり，今後の分析の活計に整理された先行研究例は少なく，岐阜県（伊発化が期待される（清水浩昭（1984）参照）。

藤 薫（2001a，2001e）），東 京 都（嵯 峨 座 晴 夫

家族的要因

もう一つの方法は，移動理由調査である。直接，移動者に

あなたは何故移動したのですか と，足による投票（1989），伊藤薫（2001d，2002c）），広島県（伊藤薫（2002b））が知られているにすぎない。

の理由を尋ねるものである。日

本では国土庁や国立社会保障・人口問題研究所，

4．2 国土庁 人口移動要因調査 （1981年実施）

都道府県や市町村などによって多数の移動理由調

全国を対象とする移動理由調査を紹介する。国査が実施されてきた。

土庁

日本全国を対象とした移動理由調査は少なく，一般によく知られているのは，国土庁
要因調査

人口移動

と国立社会保障・人口問題研究所

人

人口移動要因調査の文献としては，国土庁計画・調整局（1982），大友篤（1983）が代表的なものである。調査の概要は，以下のとおりである。

口移動調査 である。昭和 58年住宅統計調査で世帯移動の理由が調査されているが，この年次のみであった。都県の継続的移動理由調査は，筆者の郵送調査によれば，東から，青森県，福島県，東京都（５年ごと），山梨県，岐阜県，鳥取県，島根県，広島県，山口県，愛媛県で実施されてきた。

母集団：昭和 56年版自治省 人口動態表 による市区町村間転入者 716万人（全年齢）。（同一市町村内の移動は母集団に含まれない）
調査方法：調査員による配布・回収
調査対象：1980年７月〜1981年６月における市区町村への転入者個人（15歳以上 75歳以下）
外国人：含まれない（基礎資料が住民基本台帳人口移動報告の⎜ 49 ⎜

ため）
調査時期：1981年 10月下旬〜11月下旬
標本数：7000。有効回収数 5206。有効回収率 74.4％。
標本抽出方法： 転入者台帳 による層化２段無作為抽出
移動理由と結果：この調査で使用された調査理由と全数（5206）に占める割合は，表 4‑1のとおりである。理由はいく
つでも選ぶことができ，そのうち一番重要な理由を一つだけ選ぶ。
留意点：①移動理由集計は，移動の主因者の理由による。 随伴
移動 は移動理由として設定されていない。このため
随伴移動 をした主婦，高齢者が，例えば 転勤のために集計されることがある。
②３大都市圏（京浜，中京，京阪神）の地域区分は，
1975年国勢調査のデータにより，中心部は政令指定都
市，周辺部は中心部への通勤者比率 3％以上の市町村を含む（総務庁統計局の大都市圏区分ではない）。

この調査は複数の理由の回答を許しており，家庭の理由と住宅の理由 は，複数回答では多いが，一番重要な理由では大幅に減少する。この事実は，人口移動の理由が，単一の理由のみでは決まらない，複雑な意思決定であることを物語っている。あらゆる移動で，少なくとも 収入の途と住居

は，必ず考慮されているはずである。

全体に占める割合を複数回答で比較すると，その他の理由 と 職業的理由 が 4割台であり， 住宅の理由と家庭の理由 が２割台である。一

表4‑1 1986年国土庁調査の移動理由と調査結果
（％）

Ｂ

一番重要
な理由
Ｃ

Ｄ

複数解答
倍率
E =A/C

7,361

141.4

5,206

100.0

1.41

2,346

45.1

1,959

37.6

1.20

1,234

23.7

1,168

22.4

1.06

新規就職，新規開業

503

9.7

394

7.6

1.28

転職・転業（再就職を含む）

462

8.9

319

6.1

1.45

求職

147

2.8

78

1.5

1.88

大区分

移動理由

総計
１．職業的理由

総数
転勤，出向

２．家庭の理由

３．住宅の理由

４．その他の理由

総数

複数回答

（％）

Ａ

1,276

24.5

760

14.6

1.68

家業を継ぐため

107

2.1

69

1.3

1.55

親や家族と同居するため

651

12.5

448

8.6

1.45

親や家族の近くに住むため

340

6.5

159

3.1

2.14

親や家族と別居するため

178

3.4

84

1.6

2.12

総数

1,339

25.7

721

13.8

1.86

前にいたところの住宅事情がわるかった

716

13.8

467

9.0

1.53

前にいたところの通勤・通学事情がわるかった

389

7.5

202

3.9

1.93

前にいたところの買物などが不便だった

125

2.4

10

0.2

12.50

前にいたところは公害・災害の危険があった

109

2.1

42

0.8

2.60

総数

2,400

46.1

1,766

33.9

1.36

前にいたところの人間関係や土地柄があわなかった

193

3.7

69

1.3

2.80

結婚またはその準備のため

711

13.7

629

12.1

1.13

就学またはその準備のため（予備校を含む）

256

4.9

204

3.9

1.25

引退したため

55

1.1

27

0.5

2.04

療養のため

64

1.2

47

0.9

1.36

親せき・知人が住んでいるから

265

5.1

80

1.5

3.31

その他の理由による転居

763

14.7

617

11.9

1.24

とくに理由はない・わからない

93

1.8

93

1.8

1.00

注）母集団は，1980年７月〜1981年６月の１年間における全国の市区町村間転入人口716万人。
外国人を含まず。対象年齢は，15歳以上75歳以下。標本数7,000。有効回収数5,206。
本人がいわゆる随伴移動者である場合には，その移動の主因者の移動理由が回答された。
表中で，Ｂ欄は回答数5206で除して得た解答割合である。
資料）国土庁計画・調整局 我が国の人口移動の実態― 人口移動要因調査 の解説 1982年。
pp. 229‑231より作成。

⎜ 50 ⎜

番重要な理由をみると， 職業的理由
理由が３割台， 家庭の理由

と

その他の

4．4 移動理由調査の長所

住宅の理由

移動理由調査の優れた点をあげると，次のようが１割台になる。

になる。
⑴

4．
3 国立社会保障・人口問題研究所

第４回人口足による投票をした本人による移動理由の表明であること。適切に企画された調査は，優移動調査 （1996年度）

れた結果を提供できるであろう。

国土庁調査と並んで，全国的移動理由調査とし

⑵

家族的要因

のように，回帰分析では分析て重要なものが，国立社会保障・人口問題研究所

し難い要因を明らかにできること。なお Green-による人口移動調査である。日本全国を対象とす

wood は 家族的要因 にほとんど言及していないる調査としては，1991年調査に引き続いて２回目が，欧米ではこれが存在しないのか，あるいは存となり，2001年に３回目が実施されているという在しても経済学の対象ではないという理解なのが結果は現時点では未公表である。本調査の文献

か，非常に興味深い。

としては，国立社会保障・人口問題研究所（1998），⑶

西岡八郎など（1997）が代表的なものである。調えば，東京都調査によれば 転勤

査の概要は，以下のとおりである。

は，他の理由よりは双方向同数の傾向が強いが，特定の移動理由の特徴を把握できること。例
移動に関して東京都が北関東を除く他の地域から人材を吸引し母集団：全人口調査地区：平成８年国民生活基礎調査の調査区から無作為に抽出した 300調査区（調査区は，国勢調査の調査区であり，１調査区当たり概ね 50世帯）
調査方法：調査員による配布・密封回収調査対象：調査時期に調査区内に居住する全ての世帯の世帯主・世帯員
調査期日：1996年７月１日
標本数：15131世帯，有効回収数 14083世帯・40400人，世帯の有効回収率 93.1％。
移動理由と結果：調査票による現住居への移動理由は，表 4‑2のとおり 15の選択枝がある。回答は，一つだけ選択する。
留意点：①人口移動の定義は，明確に報告されていないように見受けられるが，調査票では 問 11現在の住居への移動の経緯についてお伺いします の回答の選択肢として ２移ってきた があり， 問 11‑2以前の住所はの回答の選択肢に １現在とおなじ区市町村 がある。
このため人口移動は，区市町村内移動を含む 住所変
更 であると思われる。
② 現住居への移動理由 なのでまず 転勤 で移動し，その後 住宅事情 で移動した場合は， 住宅事情による移動と分類される。この調査からは特定期間の移動の情報は得られない。
③東京圏は，埼玉県，千葉県，東京都，神奈川県，名古屋圏は，岐阜県，愛知県，三重県，近畿圏は，滋賀県，京都府，大阪府，兵庫県，奈良県，和歌山県による。
④残念ながら過去１年間の移動に関する結果は公表されていない。

てきたことがわかる（伊藤薫（2002C））。 結婚の理由に関しては，結婚数に対する男の移動率が高まってきたことが確認されている。
⑷

仮説の検証に利用できること。例えば， 人々の所得上昇に伴って，非経済的要因による人口移動が減少し，移動理由が多様化するという仮説の検証には，都県の継続的移動理由調査が有効である。過去 30年ほどの期間では，明確な移動理由の多様化はみられない。
⑸

仮説形成に役立つこと。例えば，筆者の行った岐阜県調査，広島県調査の結果から， 若年男子が高所得地域に移動した後数年後に，若年女子が高所得地域に移動するという仮説を立てることができた。また広島県調査の結果から， 大都市圏
内移動ばかりではなく，長距離人口移動でも，高地価地域からする住宅の理由で低地価地域に移動という仮説を立てることができた。

移動理由調査には，以上の優れた点があるものの，回帰分析にも優れた点がある。

⎜ 51 ⎜

表4‑2 1996年第４回人口移動調査（社人研）の移動理由と調査結果
現在の居住
地へ来た理
由（実数）

（％）

31,692100.0

総数（9,157）

100.0

１．入学・進学354

1.1

１．入学・進学2.7（職業上の理由）

2,900

9.2

２．職業上の理由

13.7

816
569

2.6
1.8

４．転勤
５．家業継承

1,206
135

3.8
0.4

６．定年退職174

0.5（住宅を主とする理由）
７．住宅事情８．生活環境上の理由
９．通勤通学の便

6,109
4,671
951
487

19.3
14.7
3.0
1.5

３．住宅を主とする理由

17.9（親や子との同居・近居）
10．親と同居・近居
11．子と同居・近居

1,056
738
318

3.3
2.3
1.0

４．親や子との同居・近居

3.5

12．親や配偶者の移動に伴って11,71036.9

５．親や配偶者の移動に伴って43.2（結婚・離婚）
13．結婚
14．離婚

6,180
6,006
174

19.5
19.0
0.5

６．結婚・離婚

13.4

15．その他

825

2.6

７．その他

3.3

不詳

2,558

8.1

不詳

2.2

移動理由
総数

２．就職
３．転職

過去５年間に現在の居住地へ移動してきた理由（％）

移動理由注）母集団は，全国の全ての世帯。平成８年国民生活基礎調査で設定された調査地区内より無作為に抽出した300調査区
内の全ての世帯の世帯主および世帯員が対象。
調査期日は，1996年７月１日。有効調査票の世帯数14,083世帯，40,400人。
回答者40,400人中， 生まれてからずっと住んでいる 8,342人， 不詳 366人。
複数回の移動をした者は，現在の居住地への移動（最後の移動）が調査されている。
資料）国立社会保障・人口問題研究所編 第４回人口移動調査 1998年。p. 17，p. 65より作成。

⑴

回帰分析は複数の移動理由に作用する要因を移動者から表明してもらうものであり，これに対総合的に分析することができる。例えば，所得格

して回帰分析は差は， 職業的理由

で主として若年う要因が人口全体にどのように作用するかを明ら

男子と若年女子に高所得地へ移動するように作用かにできる。回帰分析と移動理由調査のそれぞれし，次に若年女子にの理由で高所得地集の特性から，筆者は回帰分析と移動理由調査が対中に作用すると筆者は考えているが，所得格差は立するものではなく，相互に補完するものである

その作用全体を分析可能である。

と考えている。

⑵

大学進学

結婚

所得格差 や

自然環境

とい例えば， 所得格差 が人口移動に作用する程度は，回帰分析では測定可能であるが，移動理由

4．5 移動理由調査の問題点

調査では把握が難しい。

移動理由調査についてはアメリカで批判が提起

移動理由調査は，あくまで移動の理由，動機をされており，Lichter and De Jong（1990，pp.404‑⎜ 52 ⎜

405）によれば，次の５点が挙げられている。①研

れ る（年 齢 別 分 析 に 関 し て は 日 本 人 口 学 会 編

究計画が，longitudinal になっていない，②複雑な（2002），p. 399参照）。人口移動も人口現象の一

理由を過度に単純化している，③移動理由が分かつなので，いうまでもなく男女別，年齢別分析がらない人がいる，④世帯構成員のように意思決定重要であるが，その基本的理由は，男女別に，ま力のない二次的な人がいる，⑤ほとんどの調査にた年齢別に移動の決定因が明らかに異なることに欠落しているのが，移動しない理由である。以上ある。これを国立社会保障・人口問題研究所のの批判に対して，日本では①に関しては同一人に

1996年人口移動調査 によりみてみよう（表 5‑

ついてではないが，都県の継続的移動理由調査が

1参照）。

存在し，②に関しては調査設計上の問題であり，第 4．3節で述べたように，1996年人口移動調査

改善可能であり，④に関しては，随伴移動はそれは現住所への入居理由を尋ねているので，5年間自体が重要な情報であると考える。⑤の指摘は，の期間移動についての調査結果ではないことに留非常に重要な問題提起であり，全く同感である。

意しておこう。1981年国土庁調査の結果とは職業

日本の移動理由調査に対して，筆者の考える問的理由が少ないなど大幅に異なる。次の特徴があ

題点を指摘すると以下のようになる。

る。

第１は，適切な移動理由が設定されていないという調査設計上の問題があることである。
例えば，家族との同居・近居は，高齢化社会を迎えた⑴

多数の親や配偶者の移動に伴ってをした者（随伴移動）が存在する。男女共，19歳までと，
女では 30‑59歳で移動理由の半数以上がこれに該

日本では重要な情報であるが，これが調査事項に当する。

設定されていない調査がある。 気候 などの 自⑵

然環境 ， 公共施設の利便性 ， 都市生活の快適

64歳では４割以上と大きな割合を占める。

性⑶

もしばしば調査事項になっていない。
第２は，回収率の低下である。都道府県におけ住宅 の理由による移動は，男で多く，35‑

職業上の理由 による移動は，20‑69歳の男で３割程度を占める。

る調査票回収率は，東京都調査（郵送調査）で５⑷割程度であった。広島県調査（市町村の届出窓口

20‑34歳で多い。

で調査）では 1990年頃までは 100％に近い回収率⑸であったのが急速に低下して現在では 80％程度

は，男女共 65歳以上で多く，概ね 70歳以上の女となっている。移動者全員を対象とする統計調査

では最大の構成比を占める。

で回収率の低下が特定地域，特定の年齢に偏らな⑹

ければ一種のサンプル調査として集計が可能であで多い。

るが，統計調査による調査漏れは若年層など特定のグループで生ずることが多い。この結果，デー

結婚・離婚の理由による移動は，男女共，親や子との同居・近居の理由による移動

入学・進学 の理由による移動は，15‑24歳以上の調査結果から明らかな留意点は，
留意点１：人口移動分析は，総数（男女計，年齢タの解釈が難しくなってきている。

計）のほかに，男女別，年齢別分析を行うべきである
年齢別分析の重要性の例としては，筆者による

５ 男女・年齢別移動理由の相違

国勢調査間のコーホート増加率を用いた分析があ人口現象では，男女別，年齢別分析が重要視さる（伊藤薫（2001b，pp.29‑31））。 15‑19歳が 20‑⎜ 53 ⎜

表5‑1 過去５年間に現在の居住地に移動してきた理由（1996年社人研調査）
⑴男

単位：％

年齢

サンプル

入学・
進学

職業上
の理由

総数
0‑4歳
5‑9歳
10‑14歳
15‑19歳20‑24歳25‑29歳
30‑34歳35‑39歳40‑44歳45‑49歳
50‑54歳
55‑59歳
60‑64歳
65‑69歳
70‑74歳75‑79歳
80‑84歳
85歳以上
不詳

4,691
309
384
253
238
484
634
693
474
384
300
190
126
71
36
36
14
15
5
45

2.9
0.0
0.5
0.8
17.2
14.9
0.6
0.9
0.4
0.8
0.7
0.5
0.0
0.0
0.0
0.0
0.0
0.0
0.0
2.2

23.4
0.0
0.0
0.0
19.3
28.9
30.8
32.6
29.5
29.4
35.7
31.1
23.0
26.8
30.6
13.9
0.0
0.0
0.0
20.0

住宅を 親や子と 親や配偶主とする の同居・ 者の移動
理由
近居
に伴って
26.8
0.0
0.0
0.0
5.0
21.5
23.7
29.4
44.1
49.2
47.0
47.4
53.2
49.3
38.9
38.9
71.4
33.3
20.0
28.9

3.6
0.0
0.0
0.0
1.7
1.7
2.2
5.6
6.3
6.0
4.7
1.6
4.8
1.4
13.9
22.2
28.6
33.3
60.0
6.7

25.8
94.2
97.4
96.8
52.9
15.9
5.0
2.9
2.7
2.6
1.0
2.1
0.8
1.4
2.8
5.6
0.0
6.7
0.0
20.0

結婚・
離婚

その他

不詳

10.7
4.5
0.3
0.0
0.4
10.7
32.0
22.7
9.3
3.9
1.7
3.2
1.6
2.8
0.0
0.0
0.0
0.0
20.0
2.2

4.1
1.0
0.5
1.2
2.1
5.0
3.6
4.2
4.9
3.4
6.0
8.9
11.1
9.9
8.3
5.6
0.0
13.3
0.0
4.4

2.6
0.3
1.3
1.2
1.3
1.4
2.1
1.7
2.7
4.7
3.3
5.3
5.6
8.5
5.6
13.9
0.0
13.3
0.0
15.6

⑵女

単位：％

年齢

サンプル

入学・
進学

職業上
の理由

総数
0‑4歳
5‑9歳
10‑14歳
15‑19歳20‑24歳25‑29歳
30‑34歳35‑39歳40‑44歳45‑49歳
50‑54歳
55‑59歳
60‑64歳
65‑69歳
70‑74歳75‑79歳
80‑84歳
85歳以上
不詳

4,466
245
373
244
212
427
780
685
428
256
230
142
89
75
74
48
46
23
19
70

2.6
0.0
1.3
1.6
23.1
11.5
0.3
0.1
0.2
0.0
0.4
0.7
0.0
0.0
0.0
0.0
0.0
0.0
0.0
1.4

3.6
0.0
0.0
0.0
7.1
13.6
4.4
2.0
1.6
2.0
1.7
3.5
3.4
2.7
2.7
8.3
0.0
0.0
5.3
7.1

資料）国立社会保障・人口問題研究所

住宅を 親や子と 親や配偶主とする の同居・ 者の移動
理由
近居
に伴って
8.6
0.0
0.0
0.4
5.2
13.1
7.2
5.8
8.6
13.7
17.8
16.2
18.0
21.3
25.7
14.6
13.0
21.7
26.3
12.9

3.3
0.0
0.0
0.0
0.9
0.9
2.3
3.2
2.1
1.2
3.0
1.4
7.9
10.7
20.3
33.3
32.6
43.5
36.8
1.4

61.5
93.1
95.4
96.7
59.0
33.5
38.2
60.1
75.9
73.8
68.3
57.7
61.8
48.0
43.2
27.1
34.8
26.1
21.1
45.7

結婚・
離婚

その他

不詳

16.3
5.7
0.5
0.0
2.4
22.0
44.0
25.1
9.3
6.3
6.1
8.5
2.2
1.3
0.0
2.1
0.0
0.0
0.0
14.3

2.6
0.4
1.3
0.4
1.4
4.7
2.6
2.3
1.4
2.0
0.9
7.0
3.4
9.3
5.4
4.2
10.9
8.7
10.5
2.9

1.7
0.8
1.3
0.8
0.9
0.7
1.2
1.2
0.7
1.2
1.7
4.9
3.4
6.7
2.7
10.4
8.7
0.0
0.0
14.3

第４回人口移動調査 ，1998，p. 19の表3‑2から作成。

⎜ 54 ⎜

24歳になる加齢過程 では戦後一貫して所得格差

ンによって移動理由が大いに異なるのでその重要は純移動率の強力な説明要因であったのに対し性は一層大きいが，これを鮮やかに示した 1981年て， 20‑24歳が 25‑29歳になる加齢過程 では石

国土庁調査の結果を紹介する（表 6‑1）。

油危機後の 1975年から 80年に明確な逆相関が認められた。以上の順相関と逆相関の
象

人口移動は，意思決定において複数の移動が考打ち消し現慮されることが多いので，複数回答で検討する。

の結果，人口総数の観察では石油危機後に大Ａ：３大都市圏内移動では その他 を除けば 住都市圏と地方圏で移動数が均衡しているようにみえるのである。人口移動研究においては，

年齢別分析が非常に重要である。

宅が最大の移動理由である。48.3％と全移動のほぼ半分がこの理由を挙げている。Ｂ：３大都市
圏間移動では

職業の割合が８割を超えているが，とりわけ 転勤 の割合が６割に達しており，
その重要性がわかる。Ｃ：３大都市圏から地方圏

６ 地域区分の重要性
6．
１への移動では， 職業 が６割を超えているが， 家

人口移動の地域パターンによる移動理由の庭を答えた割合もほぼ半数に近い。Ｄ：３大都

相違

市圏から地方圏への移動に占めるＵターン移動の地域区分は，地域研究で結論に影響するほど重割合は 57％に達するが（国土庁（1982），p.15），

要な課題である。人口移動では移動の地域パター

この U ターン移動では 家庭 の理由は３人に２

表6‑1 移動パターン別移動理由（1981年国土庁調査）
その１ 移動パターン別の移動した理由 （複数回答）

移動パターン
総数
Ａ．３大都市圏内
Ｂ．３大都市圏間
Ｃ．３大都市圏から地方圏
Ｄ．地方圏から３大都市圏
Ｅ．３大都市圏外県内移動（再掲）Ｕターン移動
うち３大都市圏から地方圏

職業

総数
a =b＋c＋d＋e
141.4
146.7
124.8
153.4
129.7
135.3
159.8
170.0

b
45.1
20.4
82.7
64.5
70.1
48.0
61.2
59.4

家庭
転勤
b1
23.7
6.4
60.3
32.4
30.7
30.3
23.7
15.8

移動した一番重要な理由 （単数回答）
職業
総数
移動パターン転勤a =b＋c＋d＋e
b
b1
総数
100.0
37.6 22.4
Ａ．３大都市圏内
100.0
16.2 5.5
Ｂ．３大都市圏間
100.0
75.7 58.4
Ｃ．３大都市圏から地方圏
100.0
46.6 30.2
Ｄ．地方圏から３大都市圏
100.0
61.9 29.5
Ｅ．３大都市圏外県内移動
100.0
42.5 29.2（再掲）Ｕターン移動
100.0
43.0 22.1
うち３大都市圏から地方圏
100.0
36.4 14.5

c
24.5
21.3
16.8
47.1
12.6
23.4
53.7
64.9

その他
住宅
家業
就学 結婚
c1
d
e
e1
e2
2.1 25.7 46.1 4.9 13.7
0.6 48.3 56.7 2.9 15.7
1.9 4.7 20.6 5.6 5.6
7.0 6.3 35.5 3.2 9.1
0.4 5.8 41.1 15.0 11.0
2.0 17.5 46.5 4.3 18.3
7.3 8.9 35.9 2.2 7.7
10.1 5.7 40.1 2.1 8.8

その２ 移動パターン別の

家庭
c
14.6
13.2
9.8
29.0
5.6
14.1
32.1
40.3

その他
住宅
家業
就学 結婚
c1
d
e
e1
e2
1.3 13.8 33.9 3.9 12.1
0.4 27.9 42.8 1.9 14.6
1.9 0.5 14.0 5.6 3.7
4.7 2.9 21.4 2.8 5.7− 1.6 30.9 14.0 9.8
0.9 9.2 34.2 2.8 16.8
5.4 3.8 21.1 1.6 4.3
7.0 2.1 21.2 1.6 4.1

注）母集団は，1980年７月〜1981年６月の１年間における全国の市区町村間転入人口716万人。
外国人を含まず。対象年齢は，15歳以上75歳以下。標本数7,000。有効回収数5,206。
本人がいわゆる随伴移動者である場合には，その移動の主因者の移動理由が回答された。
理由の B1転勤には，出向を含む。
資料）国土庁計画・調整局 我が国の人口移動の実態― 人口移動要因調査 の解説 1982年。
pp. 229‑231より作成。

⎜ 55 ⎜

人が挙げている。地方圏から３大都市圏への移動

京大都市圏（５都県），名古屋大都市圏（３県），

では， 職業 が７割をこえる圧倒的な移動理由と大阪大都市圏（５府県），その他の 33道県の 36地なっている。

域に区分して，県民所得格差が人口移動分析に如以上の調査結果から得られる留意点は，何なる影響があるかを分析した。その結果，各地

留意点２：人口移動分析における地域区分は，大域への転入率において回帰分析による県民所得格

都市圏と非大都市圏が混在しないよう差に対する係数を比較すると，石油危機後の 1970に注意すべきである。

年代後半に，10地域ではほぼ 0に近く有意ではな

一例として，バブル経済が最高潮に達した 1990

かったが，36地域では１％水準で有意の負の値を年の東京都の流入超過数と所得格差を図 6‑1に示取り，経済学の標準的理論と反する結果となった。

した。この年次においては，埼玉県，神奈川県，

伊藤は，有意な負の値をとった原因を千葉県に大量の流出超過があるが，これが東京都均衡化期においては分配所得の低い九州を中心との地価高騰によることに異論はないであろう。一する地方圏に帰還移動率が高まり全国的に地域外

方，この時期は東京一極集中と呼ばれ，北海道，転入率が平準化した上に，九州などの地方圏では青森県を始めとする東北諸県に対しては，所得格地域内県間移動率が低下せずに推移したため と差が人口吸引に作用している。以上のように，両している。

者を混在させて分析することは，所得格差の分析

留意点３：人口移動は，地方単位あるいは県単位

力を削ぐことになり，望ましくない。

人口移動という地域区分の大小により，得られる結論が相違することがある

6．
2 地域区分の大小による分析結果への影響
地域区分の大小によって，分析結果に影響があ

6．3 地方区分についてる。

国内の長距離人口移動分析では，適切な地域区

伊藤薫（2001c）は，沖縄県を除く全国の 46都分が重要であるが，筆者は従来基本的には内閣府

道府県を，地域区分Ａ：10地方，地域区分Ｂ：東社会経済総合研究所の地方区分を採用してきた（表 6‑1）。これは経済審議会地域問題研究会地域
経済研究グループ（1981，p.23）で採用されている地域区分を関東のみ細分したものである。この地方区分は，大都市圏と地方圏の移動量の変動を国際比較した Cochrane and Vining（1988）でも採用されている。石川義孝（1994，p.80）は，人
口移動における都道府県の 近接性を指摘したが，表 6‑1の地域区分で例外となるのは 26ケース
中で岡山県・香川県の１例のみであった。
図 6‑1 県民所得・地価と東京都の流入超過数（1990年）
注）流入超過数は，左目盛りで単位は人。
人口１人当り県民所得は，右目盛りで単位は万円。
１坪当り地価は，右目盛りで単位は万円。
資料）住民基本台帳人口移動報告，県民経済計算，地価公示

6．4 地域の拡大による移動率の低下
全く同一の移動率を持つ複数の地域を合併し拡大すると，①他の地域との転入率，転出率が低下⎜ 56 ⎜

表6‑1 地域区分
地方

県数

該当の都道府県

北海道

１道

北海道

東北

７県

青森県，岩手県，宮城県，秋田県，山形県，福島県，新潟県

関東内陸

４県

栃木県，群馬県，山梨県，長野県

関東臨海

５都県 茨城県，東京都，神奈川県，埼玉県，千葉県

東海

４県

岐阜県，静岡県，愛知県，三重県

北陸

３県

富山県，石川県，福井県

近畿

６府県 滋賀県，京都府，大阪府，兵庫県，奈良県，和歌山県

中国

５県

鳥取県，島根県，岡山県，広島県，山口県

四国

４県

徳島県，香川県，愛媛県，高知県

九州

７県

福岡県，佐賀県，長崎県，熊本県，大分県，宮崎県，鹿児島県

注）沖縄県を含まず。

し，②総移動率（地域内移動率，転入率，転出率の合計）が低下する。これを下記の例で示す（図6‑2参照）。

ケース１：地域区分Ａの人口移動率
地域内移動率 ２万人/100万人×100.0％＝２％
転入率
３万人/100万人×100.0％＝３％
転出率
３万人/100万人×100.0％＝３％
総移動率
８万人/100万人×100.0％＝８％
ケース２：地域区分（ＡＢ）の人口移動率
地域内移動率 ６万人/200万人×100.0％＝３％
転入率
４万人/200万人×100.0％＝２％
転出率
４万人/200万人×100.0％＝２％
総移動率
14万人/200万人×100.0％＝７％

図 6‑2 地域の大小による人口移動率の模式図
注）図中の矢印→は，１万人の人口移動を表す。

格差を表す指標として，しばしば使用されてきた

ケース３：地域区分（ＡＢＣＤ）の人口移動率
地域内移動率 20万人/400万人×100.0％＝５％
転入率
０万人/400万人×100.0％＝０％
転出率
０万人/400万人×100.0％＝０％
総移動率
20万人/400万人×100.0％＝５％

重要な指標である。ここでは，この指標の意味と留意点を検討したい。なお，県民経済計算は，現在各都道府県の担当課により 93ＳＮＡに改定作業中であるが本稿執筆時点で公表されていないの

容易に理解できることであるが，市町村合併がで，従来の 1999年度分まで公表された県民経済計

進行すると市町村間の移動率は低下する。

算の集計結果に関して述べる。先行研究として，留意点５：人口移動率は，地域範囲の拡大により

伊藤薫（1999，pp.46‑48），伊藤薫（2001c）があ低下するる。昭和 30年代，40年代の推計方式に関しては，
経済企画庁経済研究所国民所得部（1977）が貴重である。1955年度から 1974年度までの遡及推計

７ 県民所得格差と個人所得格差結果に関しては，経済企画庁（1991）が便利であ
人口１人当り県民所得格差は，地域間の経済力る。

⎜ 57 ⎜

県民所得の推計方式に関して留意すべき点は，民所得格差を使用することには意味があるが，そ昭和 30年代の数値は推計マニュアル上は企業所の場合はその旨を断って使用する必要があろう。

得が本社主義で推計されたことになっているがさて県民所得は日本の内外で生産された付加価（経済企画庁（1977），p.54，p.67参照），実際は値が当該地域の主として住民と企業に分配された事業所主義に近い数値であることである。これに結果であるが，その主たる源泉は当該地域の純生

関しては，伊藤薫（1999，p.48）を参照されたい。

産である。人口１人当り県民所得に関連が深い数

地方ごとに集計した場合は，人口１人当り県民所

値は，就業者１人当たりの純生産額，すなわち労得水準の時系列変化は余り不自然さは感じない

働生産性である。人口１人当たり県民所得は，こが，昭和 30年代前半の頃は県単位の時系列変動でうした地域特性を示す数値として使用が可能であ

不自然な動きをしていることがある。

ろう。

人口１人当り県民所得は地域の所得格差を示す

例えば，実質個人所得水準を説明変数に使用し指標としてしばしば使用されるが，県民経済計算て後期高齢者（75歳以上）の人口移動に対して回上の構成項目は，①一般政府と対家計民間非営利

帰分析を適用すると良好な自由度調整済決定係数

サービス生産者の財産所得，②民間法人企業所得が得られる。この結果は後期高齢者の所得増加のと公的企業所得を含み，個人所得のみではない。

動機による移動と解釈することは難しく，実質個

経済学の個人の効用最大化の文脈では，人口 1人人所得格差は高所得という地域特性を表す代理指当り県民所得格差は，適切な指標ではない。

標，あるいは子供の居住地の代理指標（高所得地

留意点６：県民所得格差は，個人所得格差ではなに人口が集中しているので）という意味が強いと

い解釈した方が妥当であろう。

しかし，全国 10地方による 1990年の人口１人

通勤圏（大都市圏）の拡大・収縮は，人口１人当りの県民所得，上記の①②を除いた名目個人所

当り県民所得に影響がある。例えば，東京都の企得，更に消費者物価指数地域差指数で実質化した

業所得を不変と仮定し，東京都区部での就業者が実質個人所得を比較してみると（図 7‑1），地域間

東京都から埼玉県へ転出したとする。東京都ではで大きな相違は無い。以上の３変数のうち２つを分母の人口が減少するため，一般に人口１人当り組み合わせた相関係数は，いずれも 0.99であっ都民所得は増加する。逆に埼玉県から東京都区部

た。このため，実質個人所得の代理変数として県への通勤者が東京都へ転入すると，分母の人口が増えるため一般に東京都の人口１人当り都民所得は減少する。郊外化の進展や近年の都心回帰は，大都市圏全体では不変であっても県単位の所得格差に影響がある。大都市圏間の長距離人口移動で県単位の移動数を所得格差で説明しようとする場
合には，こうした影響を十分考慮する必要がある。
戦前の県民所得（東洋経済新報社（1980），p.

図 7‑1 人口１人当り所得水準の比較（1990年度）
注）全国＝1.000。
資料）県民経済計算年報

115，p.123参照）は東京都や大阪府で人口１人当り県民所得が極端に高く（例：1940年は最高東京
都 1550円，最低青森県 86円で倍率 18.0倍），企⎜ 58 ⎜

業主義で推計されていると思われる。このため戦

4．5節でも紹介したが，短期的には移動しない人

前の数値を戦後と接続して比較することは十分なの方が多く，また人口１人当り県民所得格差が長注意が必要である。

期にわたって解消されてこなかった事実を見て，常々感じてきた重要な研究課題である。

８ 総移動（転入・転出）と純移動（流入超過）について人口移動現象の研究は，①人口移動の決定因の研究が，我々の住居選択の意思決定の要因把握を通じて我々の暮らしの研究となっていること，②

転入，転出を総移動 gross migration，転入から地方自治体にとって顧客である人口の増減要因を転出を差し引いた流入超過を純移動 net migra-

追求するという政策的な意味があること，など重tion と 呼 ぶ。純 移 動 で は 情 報 損 失 information

要な意義を持っていると考える。本稿を通じて，（1975），pp.
loss が生ずるといわれる（Greenwood

人口移動研究へのアクセスが良くなり，研究が活408‑409）。確かに，転入と転出を別々に分析する発となることを期待するものである。

ことは，人口移動要因を詳しく分析する方法といえる。

注

しかし，流入超過率（数）は，①正負の符号が，転入が優勢あるいは転出が優勢を表し，また②流
入超過率はその地域の人口増加率に対する社会動態の寄与度を意味する重要な数値である。こ［１］ 内閣府大臣官房政府広報室の 国民生活に関する世論調査 による。全国を調査対象とする標本調査であり，平成 14年 6月調査で有効回収数は 7247人であった。平成 14年６月調査結果によれば， 心ののため流入超過率の要因分析は，社会動態による豊かさ （物質的にある程度豊かになったので，これ当該地域の人口増加寄与度が何によって決定されからは心の豊かさやゆとりある生活をすることに重きをおきたい）と 物の豊かさ （まだまだ物質的なているかを分析する重要な意味があると考える。

面で生活を豊かにすることに重きをおきたい）の比

留意点７：流入超過率はその地域の人口増加率に

較では，昭和 47年 1月調査で，前者 37.3％，後者対する社会動態の寄与度を示し，重要40.0％で あった が，平 成 14年 ６ 月 調 査 で は 前 者
60.7％，後者 27.4％であった。 心の豊かさ は世帯な分析意義がある

所得が高いほど高率となる結果が毎回得られている。
［２］ 因果関係の分析方法に関しては，労働経済学で代９ おわりに表的企業への 聞き取り調査 の有効性を主張する

人口移動研究を進めてきて，現時点での感想が２点ある。第１は，ファインディングの重要性で小池和男（2000）と民俗学の 参与調査 の有効性を主張する佐藤郁哉（1992）の議論が興味深く，示唆に富んでいる。

ある。
都県の継続的移動理由調査や 1990年国勢調
査の男女・年齢別データの整理を通じて，意外な参考文献

事実を見出して驚くことが多かった。国内人口移動研究では，まだまだ基本的な事実が把握されていないと感じており，
データの整理が重要である。
第２は， 人々はなぜ移動しないのであろうか という問題設定の重要性である。これについては第⎜ 59 ⎜

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Internal M igration in Japan : Comparison of the Methods of theAnalysis on the Determinants and Some Notes
In this paper, we tackle with two problems to help researchers to survey internal migration in
Japan.
First, in Japan, national and local governments have been conducting direct surveys on reasonsfor migrants. Such surveys have shown lots of determinants why migrants moved, for example,
employments,family reasons,marriage,housing,schooling,environments,and so on. We think thatmultiple regression analysis and reasons-for-moving surveys are not opposing but cooperative
methods each other.
Second, we note some of the important points that we should be careful to analyze internalmigration in Japan. We show some of the points as follows.
(1) When we analyze internal migration,analysis by sex and age groups are very important because
the determinants of migration differ by sex and age groups.
(2) We should set regions not to include both metropolitan areas and non-metropolitan areas.
(3) Differentials of per capita prefectural income donʼt strictly mean personal income differentials,
because prefectural income include entrepreneurial income, government income and so on.

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