訪問介護事業所の供給行動に関する分析

大阪大学社会経済研究所

要

大

日 康

史

約

本稿では独自に行った全国の訪問介護事業所に対する調査から身体介護，複合型，家事援助，訪問入浴
介護の報酬点数の変動が，当該サービスおよび代替的なサービスの供給行動に及ぼす影響を分析した。自己価格弾力性は，いずれのサービスでも正で有意で，身体介護で 0.03，複合型で 0.05，家事援助で 0.13，
訪問入浴で 0.02であり，非弾力的であると言えよう。交差価格弾力性から，家事援助と身体介護，あるいは家事援助と複合型はそれぞれ補完的な関係にあることが確認された。また，経営形態別では，社協や地方自治体といった公的色彩の濃い組織において自己価格弾力性がより非弾力的で，逆に営利法人では複合型と家事援助でより弾力的，提供時間数では複合型，訪問入浴では提供時間数が多い事業所ほどより弾力的であるが，逆に家事援助では提供時間数が多い事業所ほどより非弾力的であることが明らかにされた。

本稿はそうした状況において，欠けている提供

１ はじめに側の情報・調査研究を補うべく，公的介護保険導

公的介護保険が施行され３年にあたる 2002年

入から２年が経過した現在の介護サービス事業所

度は，公的介護保険制度，介護報酬点数の改正がの現状と経営戦略について分析する。特に大幅な予定され，その議論が進んでいる。しかしながら，介護報酬点数の変更が予定されている訪問介護

従来の議論では，利用者やケアマネジャーといっ（身体介護，複合型，家事援助）と訪問入浴介護

た利用側の意向にのみ調査研究（遠藤（2002），泉

サービスに対象を限定し，想定される点数の変更

田（2002），大日（2002a，b），菅原（2001））が集に対してどのように事業所が対応するかを検討す

中し，もう一方の当事者であるサービス提供側とる。そこから，供給側におけるサービス間の代替・しての事業所の意向，経営戦略に関する研究は十補完関係を明らかにする。さらに，予想される報分に行われているとは言えない 。

酬点数の変化に対して供給がどのように反応し，本稿で使用したデータは，筆者が代表する文部科学省科それによって在宅介護費がどのような影響を受け学研究補助金基盤研究（Ｃ） 公的介護保険の制度設計に関する総合的研究によるものである。同研究メンバー

供給側の分析としては，ホームヘルパーなどの従事者のである名古屋市立大学経済研究所下野恵子教授，岐阜大

労働供給行動を分析した下野・大津（2000）や Noguchi

学看護学部大津廣子教授，川口大司大阪大学社会経済研

and Shimizutani（2002）があるだけで，いずれも本稿の究所講師に感謝する。最後に，松本和子さんから研究補

事業所単位でのサービスの供給曲線を導出するには至っ助をいただいた事を感謝する。

ていない。

⎜ 1 ⎜

るかを明らかにする。

訪問入浴介護サービスのサービス提供をどのように変化させますかという問いで，回答が２割以上増加，２割未満増加，変更しない，２割未満減

２ データ

少，２割以上減少の５肢から一つを選ぶという設

本稿で使用するデータは全国の，訪問介護，あ問である。こうした構造から，異なるサービスにるいは訪問入浴介護サービス提供全事業所 14299

おける報酬点数の変更の交差的な影響を捉えるこ

箇所を対象に郵送法で行った調査である。回収はとができる。これを複合型，家事援助，訪問入浴

2645事業所で回収率は 18.5％であった。

介護における報酬点数変更についても尋ねる。都

調査では，2002年８月 19日時点での所在地，

合，32通りの仮想的な状況を回答することにな

サービス開始年，経営形態，収支状況，従事者数る。但し，実際にそのサービスを提供していない

構成，ボランティア数，提供時間帯，ホームヘル

場合や，想定が困難な場合には回答されないためパー充足状況，サービス提供時間数，経験年数，に，実際の回答数は１事業所あたり 32回答よりも研修回数，関連施設，質向上の取り組みといった少なくなる。

状況とともに，仮想的な報酬単価の変更に対して

記述統計量が表 1に示されている。平均的にはサービス提供をどのように対応させるかについて

身体介護では 2.2％，複合型で 1.8％，家事援助で質問している。

0.2％，訪問入浴介護で 1.4％と若干の増加を示し

具体的には，身体介護の報酬点数が２割上がっている。経営形態では，身体介護，複合型，家事た（下がった）際に，身体介護/複合型/家事援助/

援助では営利法人が約３割前後と高いが，訪問入

表１

記述統計量

身体介護

複合型

家事援助

訪問入浴

提供時間変化率（対数） .0215457.0175924.0023773.0143913

点数変化・提供時間数
身体介護
複合型
家事援助
訪問入浴

−2.022205−1.99537−2.384117−.1153627−2.02811−1.979017−2.425194−.1174426−2.023236 −2.265463−1.963896 −1.478468−2.418888 −2.058055−.1166811 −.5218551

経営形態
社協
医療法人
その他法人
営利法人

.25323.0783807.125323.3010336.2553846.0773626.127033.2984615.2565445.0772251.1260908.2958115.371875.025.053125.2765625

地方自治体
その他
従業員規模
５〜９人
10〜29人.0211025.0146425.0202198.0153846.0205061.0148342.0265625.0125.1107296.3892704.1060009.3876478.106087.3891304.1147287.3596899

30〜99人
100人以上
提供時間数.3819742.093133
396.2973.3858958.0941743
387.8336.3856522.0934783
474.0363.3829457.0899225
102.2694

Note：経営形態のベースは社協，その他法人は社団，財団，NPO 法人，農協・生協である。従業員規模は非常勤含む，登録やボランティアを含まず。

⎜ 2 ⎜浴介護では社協が 37％を占めている。従業員規模

種類の交差項が想定されるが，煩雑になるので最ではいずれのサービスでも 10〜99人で７割以上も関心の高い自己価格弾力性，つまり当該サービを占めているが，訪問入浴は若干規模が小さい。

スの報酬点数の変化の影響における事業所属性のなお，ここでの従業規模は，非常勤を含めてい定影響のみに注目する。推定された係数が正（負）義している。

であればそれが供給の自己価格弾力性を高（低）める要因であることを示す。
推定は４種類のサービス毎に行う。実際には，

３ 推定モデル

４種類のサービスはそれぞれ独立ではないと考え

被説明変数は２割以上削減，２割未満削減，変られる。例えば，身体介護に重点を置こうとして更しない，２割未満増加，２割以上増加の５種類

いる事業所では，他のサービス，つまり複合型やであるので，こうしたカテゴリーデータに適して

家事援助のサービスを縮小させるかも知れない。

いるカテゴリー推定法を用いる。この推定法は，

しかしながら，そうした推定モデルは，４次元のTobit 推定法を一般化したものと理解される。具

同時密度関数を考える必要があり，高度に推定モ

体的には，被説明変数を y，説明変数を X として，

デルを複雑にする。本来であればそれを試みるの

対数尤度関数 log L は，が妥当であるが，本稿では４種類のサービスが独

log L＝∑φ∑立であると仮定し，個別に推定を行うこととする。

logy, −X , β−μ
dyf μ dμσ1と表される。ここで，S i,k ,S i,k は第 i 主体の４ 推定結果

仮想的な第 k 状態における回答が分類されるカテゴリーの上限と下限である。特に，２割以上削減の場合には S i ＝ −∞,S i ＝log 0.8，２割以
上削減の場合には S i ＝log 1.2,S i ＝∞である。
また，μ は，同じ事業所が数回にわたり回答する
ために，その固有効果を randome effect で示している。関数 f はその密度関数である。

推定結果は表２〜６にまとめられている。表２は全ての回答事業所を標本として分析した場合の推定結果，表３は標本を実際に当該サービスを提供している事業所のみに限定した場合の推定結果，表４は経営形態，従業員規模との交差項を加えた場合の推定結果，表５は提供サービス時間数との交差項を加えた場合の推定結果，表６は提供

基本的な説明変数は，仮想的な状況である報酬
点数の変化の対数値である。設問ではサービス間の交差的な影響も尋ねているので，４種類全てのサービスの報酬点数の変化の対数値が含まれる。
したがってその係数は供給の価格弾力性を意味す

サービス時間数，経営形態，従業員規模との交差項を加えた場合の推定結果がそれぞれにまとめられている。表４から６においても，標本を実際に当該サービスを提供している事業所のみに限定し
ている。

る。

表２から自己価格弾力性，つまり報酬点数の当

また，事業所属性によって価格弾力性が異なるかを確かめるために，提供サービス時間数，経営形態，
従業員規模との交差項も加えた推定も行う。
報酬点数と事業所属性との組み合わせで最大 24

該サービスの供給への影響はいずれのサービスでも正で有意で，身体介護で 0.03，複合型で 0.05，
家事援助で 0.12，訪問入浴で 0.02と家事援助で最も弾力的である。しかしながら，最も弾力的な

⎜ 3 ⎜

表２

推定結果（全事業所）

身体介護

複合型

身体介護
複合型
家事援助

.0270645−.0011911.0201981.0058905.0490255.0147095.0307685.0212679.1296775−.0013845−.0052742.0154669

訪問入浴
定数項.008637.0204016.005029.0167651.011153.0053212.0222322.0154447

Wald test
標本数
事業所数＜0.0000＜0.0000＜0.0000

0.0055

13125
2226

12973
2187

12969
2198

5014
884

Note：

は１％有意水準で，
を示す。

表３

家事援助

訪問入浴

は５％有意水準で， は10％有意水準で，有意であること

推定結果（該当サービス提供事業所のみ）

身体介護

複合型

家事援助

訪問入浴

身体介護
複合型
家事援助
訪問入浴
定数項

.0273446−.0026713.0181271.0060129.0210126.0053007.0488237.0117799.0024429.0173303.0284919.0187143.1262357.0063845.0061973−.0069018−.0070706.0114021.024783.0194345

Wald test
標本数
事業所数＜0.0000
12720
2154＜0.0000
12472
2101＜0.0000
12478
2115

0.03213152
546

家事援助においてもかなり低く，非弾力的である

れた家事援助の報酬点数の訪問入浴の供給への影と言えよう。交差価格弾力性は，家事援助の報酬

響が有意ではない。

点数が上がると身体介護や複合型，訪問入浴の供説明変数に事業所属性として経営形態と従業員給が増加，逆に身体介護や複合型の報酬点数が上規模を加えた推定（表４）では，身体介護を除く

がると家事援助の供給が増加する。その意味で，３種類のサービスでは自己価格弾力性は正で有意

家事援助と身体介護，あるいは家事援助と複合型である。身体介護での自己価格弾力性は数値こそ

はそれぞれ補完的な関係にあると言えよう。逆に，

表３より大きいが有意ではない。この表での自己身体介護と複合型の間にはそうした補完性は確認

価格弾力性は，従業員規模５名以下の社協以外のされない。訪問入浴と家事援助は一方的な関係で社会福祉法人での自己価格弾力性に相当するためあり，補完性は強くない。

に，そこでの身体介護の供給曲線は水平であるこ

さらに，実際のサービス提供者に分析を限定（表とを意味する。また，正で有意である３種類のサー３）しても基本的な傾向は同じである。つまり，ビスにおける自己価格弾力性は表３よりもかなり

自己価格弾力性はいずれのサービスでも正で有意高い。複合型で 0.09，家事援助で 0.15，訪問入浴であり，中でも家事援助が 0.13で最も高いものので 0.15と訪問入浴でその傾向は顕著である。これ

弾力性の数値そのものは低い。交差価格弾力性には平均的な価格弾力性よりも，５名以下の社協以

ついても表２とほぼ同様であるが，表２で確認さ外の社会福祉法人がより弾力的であることを意味

⎜ 4 ⎜

表４

推定結果（事業所属性との交差項）

身体介護

複合型

家事援助

訪問入浴

身体介護
複合型
家事援助

.0442859−.0026558.0181587.0054157.0883361.0117616.028256.01878.151343−.005943−.0069023.0121254

訪問入浴
経営形態

.006002.0023438.006408.1527758

社協
医療法人
その他法人
営利法人

−.0033231.0023906−.0018632.0064858−.0050867.0025815.0005065.0085838−.0020338.0042474−.0027462.0023413−.0081948−.0116214−.0048918.0084374

地方自治体
その他

−.0083426−.0011724−.006866.0037829.0055914.0070746.0034969−.0135106

点数変化・経営形態
社協
医療法人−.0478535.0193141−.0500102.0145018−.086467.023038−.0646011.12251−.0329474.0042898−.0708919−.0861959−.0062069.0373691−.0687891−.1126848.0054573.0776518−.102117−.1015574.0200491.0059894−.1265295−.048461.0140621.0123674.0137919.0136582.0131629.0125546.0149169.0144886.0106041.0108807.0161315.0181767.0175382.0171156.0235834.0227449

５〜９人
10〜29人−.0144745−.0000518−.04617−.0372895−.0615801−.01991−.1189784−.0894778

30〜99人
100人以上定数項.0031997.0030057.0070169−.0328325−.0232225.0023888−.0202434−.0030699−.0074608−.1195667−.1280028−.0034596

Wald test
標本数
事業所数＜0.0000＜0.0000＜0.0000＜0.0000

12685
2149

12437
2096

12443
2110

3126
542

その他法人
営利法人
地方自治体
その他
従業員規模
５〜９人
10〜29人30〜99人
100人以上
点数変化・従業員規模する。交差価格弾力性は，表３と同じ傾向を示し

で 0.15も弾力性が異なる。

ている。

従業員規模別では，複合型，家事援助，訪問入

経営形態別では，営利法人が身体介護，複合型浴の３つのサービスでは 30人以上で正で有意でにおいてのみ正で有意であり，営利法人では報酬あり，報酬点数の変化に無関係にサービスを拡大

点数の変化に無関係にサービスを拡大する意図がする傾向がある。従業員規模と点数変化との交差伺える。経営形態と点数変化との交差項では，社

項では，訪問入浴のみで全ての規模で負で有意で協や地方自治体といった公的色彩の濃い組織におある。このことから，先の高い自己価格弾力性はいてより非弾力的である。逆に営利法人では複合

従業員規模５人未満で固有のものであり，それ以型と家事援助で正で有意であり，都合，営利法人

上になると 0.05程度と非弾力的であることを意と社協や地方自治体では複合型で 0.1，家事援助

味している。

⎜ 5 ⎜表５

推定結果（提供時間数との交差項）

身体介護

複合型

家事援助

訪問入浴

身体介護
複合型
家事援助

.0481446−.0026542.0181705.0053011.0664356.0117998.0284737.0186944.1315929−.0069956−.0071165.0113805

訪問入浴
提供時間数

.0060264.0024518.0064222.0465426

身体介護
複合型
家事援助
訪問入浴

.0014123.0003338−.0002709.0000995.0001867.0003098.0006826.0000616−.0007631−.00309.0028968.0013753.000693.0002072−.0003378.0002135.0055531.0026469.0013956−.010216

複合型
家事援助
訪問入浴

−.0001322−.0087794−.0080146.0088097−.0139689−.0042926.0186504−.0179457−.010924.0138599−.0137526.0064823

定数項.0145669.0121092.0082216.0175439

Wald test
標本数
事業所数＜0.0000＜0.0000＜0.0000

0.0036

12720
2154

12472
2101

12478
2115

3152
546

点数変化・提供時間数
身体介護

説明変数に提供時間数を加えた推定（表５）でみにおいて提供時間数の増加がより弾力的にしては，価格弾力性は表３とほぼ同じである。提供時いる。これは，提供時間数と従業員規模との間に間数そのものの効果は身体介護，複合型では見らは密接な関係があるためであると考えられる。経れず，家事援助，訪問入浴で提供時間数の多い事

営形態と点数変化との交差項では，表４と同様に業所の方がより積極的にサービス拡大を意図して社協や地方自治体といった公的色彩の濃い組織にいることが伺える。一方で自己価格弾力性におけおいてより非弾力的である。逆に営利法人では複る提供時間数の影響では，複合型，訪問入浴では合型と家事援助で正で有意である。従業員規模と提供時間数が多い事業所ほどより弾力的である

点数変化との交差項では，訪問入浴のみで全てのが，逆に家事援助では提供時間数が多い事業所ほ規模で負で有意である点も表４と同様である。

どより非弾力的である。身体介護においては価格
弾力性は提供時間数に依存していない。また，家事援助の提供時間数が多い事業所ではいずれのサービスにおいても価格弾力性が低い傾向が確認される。
説明変数に経営形態と従業員規模，提供時間数の全てを加えた推定（表６）では，表４と同様に身体介護を除いて自己価格弾力性は正で有意である。提供時間数の価格弾力性への影響は，複合型や家事援助ではもはや有意ではなく，訪問入浴の⎜ 6 ⎜表６ 推定結果（事業所属性および提供時間数との交差項）
身体介護

複合型

家事援助

訪問入浴

身体介護
複合型
家事援助

.0546616−.002641.0181957.0054135.0968242.0117853.0282445.0187745.1422673−.0059484−.0069046.012124

訪問入浴
提供時間数

.0060338.0023818.0064638.1365302

身体介護
複合型
家事援助
訪問入浴

.001435−.000267.0007962.0004085.0003006−.0007541.0019749.000447−.0005416−.0040753.0033837.001325.0009441−.0002693.0001713.0004536.0052128.0027117.0018724−.0068479

複合型
家事援助
訪問入浴

−.0024872−.0060253−.007269.0041159−.0087693−.0022948.0093577−.0076067−.0072673.0102675−.0066264.0057846

経営形態
社協
医療法人
その他法人
営利法人

−.0042787.0036327−.0009916.0084694−.0059152.0038719.0014068.0107937−.0029516.0063818−.0008328.0048442−.0082636−.0112414−.0028958.0096926

地方自治体
その他
点数変化・経営形態
社協
医療法人−.0087203.001223−.0078189.0063413.0018745.0109873.0026184−.0135751−.0428388.0148676−.0468336.0101585−.0814724.0174446−.0615251.120957

その他法人
営利法人

−.0361489−.0006153−.0089885.0304805−.0003857.0722008.0112819−.0028436

地方自治体
その他
従業員規模
５〜９人
10〜29人30〜99人−.068146−.0917217−.0629337−.1199895−.0933433−.113031−.1159265−.0474072.0132962.0106508.0105317.0123122.0108255.0118598.008863.0098504.015998.0160799.0139456.0191537.0084815.0098708.0202253.0173655

５〜９人
10〜29人30〜99人−.0121774.0067941.0159259−.0439167−.032895−.0258491−.0570619−.015829−.0177337−.1116362−.0721175−.1016683

100人以上定数項.0229469−.0001181−.0139274−.003248−.0055083−.0050903−.1105909−.0047163

Wald test
標本数
事業所数＜0.0000＜0.0000＜0.0000

0.0002

12685
2149

12437
2096

12443
2110

3126
542

点数変化・提供時間数
身体介護100人以上
点数変化・従業員規模⎜ 7 ⎜（2002c）で試された仮想的な報酬点数改正のシ

５ 介護報酬体系改訂の影響予測

ナリオを採用する。具体的には，身体介護の報酬

前節までに様々な自己及び交差価格弾力性を得

単価が５％，10％下がった場合，家事援助が 20％，

たが，それをより直感的に理解するために，介護40％上がった場合，複合型介護が 20％下（上）がっ報酬体系改訂に関するいくつかのシナリオを想定た場合，が想定されている 。残念ながら大日（2002

し，そこでの４つのサービスの需要の変化を求めc）では訪問入浴介護は検討されておらず，代わりてみよう。この際，もちろん自己価格弾力性は重に訪問看護が検討されている。ここでは，訪問入要であるが同時に交差的な影響も無視できない。

浴介護についても 20％下（上）がった場合を想定

推定は交差項も含めていくつかが行われたが，こする。この８種類の仮想的状況に現状維持を含めこでは最も単純な表３（該当サービス提供事業所

た計 81種類から４種類の介護サービス全てにおのみ）を用いることにする。

いて現状維持であるとする場合を除く計 80種類

具体的な影響予測をする前に，本稿のように供を想定する。なお，介護報酬点数以外は現状の分

給側の情報だけでその影響を評価する意義につい布が維持されると仮定する。シミュレーション結て議論しておこう。本来であれば，報酬点数の影

果は表７にまとめられている。

響は需給両面に与えるので，需要側の価格弾力性

表７から，仮に点数の上昇がなくても（つまり，も用いて総合的に判断すべきであろう。実際に，全てのサービスで点数が維持あるいは減少して前述したように需要側の分析の方がむしろ進んでも），全てのサービスで供給が拡大されることが目いる。しかしながら，需給両面の価格弾力性が得に付く。これは，表１記述統計量でも明らかにさられたとしてもなお問題が残っている。つまり，れている点であるが，平均的には各事業所はサー

訪問介護市場は現在の報酬点数の水準で均衡してビス量の拡大を志向しており，それがここでも現いるのか不均衡状態にあるのか，もし後者であれれている。例外は家事援助で，３つのパターンでば超過需要かあるいは超過供給か，その程度（均供給量がむしろ低下している。特に家事援助の点衡までの距離）に関する分析が必要である。残念数が維持されていても，身体介護や複合型との代ながら，それに関する研究の蓄積は全くない。一

替性から，複合型の点数増加に対して供給が減少

般的には超過需要であり，供給側によってその提しているのは興味深い。

供量が決まっている，と考えられている。実際に供給の変動の幅はやはり家事援助が非常に大きこのデータにおいても，ホームヘルパーを増やしたいと考えている事業所が 60％と大半を占めて需要側の分析である大日（2002c）では，逆に供給曲線が水平である，つまり無限に弾力的であると仮定し，報いる。そうした状況から，超過需要の状態，つま酬点数改訂の影響を分析している。

り需要に供給が追いついていない状態であるなら

大日（2002c）で使用したデータにおける仮想的状況のば，それも均衡からかなり遠く，以下で想定する想定は，厚生労働省との作業を経て策定されており，調査当時（2002年２月）では一定の妥当性があると推測さような報酬点数の変更では，均衡を飛び越えて逆れる。なお，2002年 12月９日の社会保障審議会・介護給に超過供給の状態にならないと仮定すると，市場付費分科会は 介護報酬見直しの考え方

でのサービス提供量は全て供給側で決まるので，供給側のみの分析で十分である 。

を示し，在宅介護を現行の３類型から２類型に改正すること示唆している。また，在宅介護に関する報酬点数は全体的には若干増加する議論も行われているが，本稿執筆（2003年１

さて，具体的な改訂のシナリオとしては，大日⎜ 8 ⎜月１日）時点では最終的な結論には達していない。

表７

介護報酬体系改訂の影響予測(%)

介護報酬点数の変化
身体介護
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0
0
0
0
0
0
0
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0
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−10
−10
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−10
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−10
−10
−10
−10
−10
−10
−10
−10
−10
−10
−10
−10

複合型
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0
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0
0
0
0
−20
−20
−20
−20
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−20
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20

家事援助
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40
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20
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0
0
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0
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20
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40
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40
40
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0
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20
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20
40
40
40
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0
20
20
20
40
40
40

介護サービス需要の変化
訪問入浴
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20
0
−20
20
0
−20
20
0
−20
20
0
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−20
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0
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0
−20
20
0
−20
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0
−20
20
0
−20
20
0
−20
20
0
−20
20
0
−20
20
0
−20
20
0
−20
20
0
−20
20
0
−20
20
0
−20
20

身体介護
1.98662.23552.46162.32422.57402.74832.61052.86102.18442.04742.29652.52272.38522.63512.80952.67172.92232.07381.93692.18572.41172.27442.52402.69822.56052.81091.9804
1.84362.09222.31802.18082.43022.60432.46672.71682.0412
1.9043
2.15312.37902.24172.49132.66542.52782.77811.93071.79402.04252.26812.13102.38032.55432.41682.66681.8297
1.6932
1.9414
2.16682.02982.27892.45272.31532.56511.89041.75382.00222.22772.09062.33982.51382.37632.62621.78011.6436
1.89182.11701.98012.22912.40282.26552.5151⎜ 9 ⎜

複合型
1.69271.7935
1.96691.91132.01232.15222.0966
2.19770.64560.59080.69050.86200.80710.90701.04530.9903
1.09042.65792.60202.70362.87862.82262.92443.06563.00943.11151.72051.66501.76581.9392
1.8836
1.9846
2.12452.06882.16990.61830.5634
0.66310.83460.77970.87951.01790.96281.06292.63002.57412.67572.85072.79462.89653.03762.98143.0835
1.6913
1.63591.73661.91001.8544
1.95542.09522.03962.14070.58940.5346
0.63430.80570.75080.8506
0.98890.93391.03392.60062.54472.64632.82122.76512.86703.00812.95193.0539家事援助 訪問入浴0.47841.40010.73882.42422.96442.17462.81781.61123.0843
2.63744.98762.35444.8381
1.78995.10992.81790.2023
2.12350.05971.56030.31902.58592.53532.33602.38931.77162.65472.79944.55012.51604.40131.95064.67192.98030.9656
1.83110.82181.26951.08322.29233.31632.04303.16921.48033.43662.50515.34642.22255.19651.65885.46912.68550.47471.99860.33171.43600.59172.46052.81402.21082.6676
1.64712.93372.67374.83432.39064.68501.82604.95642.85430.05602.1596−0.08641.59620.17252.62232.38552.37222.23981.80762.50482.83584.39742.55234.24881.98674.51903.01670.8181
1.8672
0.67461.30540.93552.3285
3.16542.07913.01851.51623.28562.54145.19262.25875.04281.69485.31512.72180.32002.03660.1772
1.47390.43692.49872.65572.24902.50961.68512.77532.71204.67292.42884.52391.86404.79482.8927−0.0980
2.1977−0.24021.63410.01832.66062.22792.41042.0824
1.84562.34702.8742
4.23672.59064.08832.02484.3581
3.0552
0.66291.90520.5196
1.34320.78022.36673.0066
2.11722.86001.5541
3.12662.57975.03072.29694.8811
1.7327
5.15302.7602

総支出の変化−1.17094.20095.71162.67688.25779.18106.0466
11.8106−3.7851−6.5473−1.4678−0.0392−2.90892.36833.24140.27755.72806.50853.45089.073810.65517.478413.320314.2868
11.0058
17.0394−0.7360−3.5857
1.65483.12860.16795.61246.51323.45549.0786−6.1361−8.8308−3.8754−2.4817−5.2813−0.1330
0.7187−2.1727
3.14463.90600.92306.4086
7.95134.8522
10.5513
11.49428.293414.1796−3.2910−6.0673−0.96170.4742−2.4103
2.89413.77170.7926
6.2710−8.5520−11.177−6.3495−4.9917−7.7193−2.7035−1.8736−4.6907
0.48981.2316−1.67463.66985.17282.15347.70598.62455.5061
11.2407

い。最大で 5.4％の供給増が見込まれる。言うまで確認されたが，他のサービスでは有意ではない。

もなくこれは家事援助の弾力性が最も高いことに

提供時間数では，複合型，訪問入浴では提供時間由来している。しかし，家事援助は大幅な点数増

数が多い事業所ほどより弾力的であるが，逆に家加が見込まれているために，他のサービスとはそ事援助では提供時間数が多い事業所ほどより非弾の方向性や幅が異なることに留意されたい。

力的であることが明らかにされた。

総支出では，供給増を反映して全体的には増加

最後に本稿の限界について指摘しておこう。本が多い。最大では 17％増加する場合もある。一方

稿での分析はあくまでも既存事業所の供給行動にで，総支出が減少する場合も少なくない。減少幅

ついての分析である。したがって，新規参入，あの最大は 11％にも達している（家事援助以外の全

るいは退出による供給量の増減は考慮されていなての点数が低下し，結果的に家事援助の供給量もい。特に，新規参入に関しては全く考慮されてい減少する場合）。もっともバランスしている（総支ない。新規参入の弾力性に関する研究は，その事

出の変化が絶対値の意味で小さい）ケースは，複業者が特定化されていないために，実際に調査を合型の点数を 20％下げ，逆に家事援助の点数を行うことが不可能である。また，その弾力性の程20％上げるケースで，この場合総支出は 0.04％の度についても推論する資料を持ち合わせていな

減少に留まる。社会的要請から市場規模の縮小をい。したがって，本稿での分析結果は，あくまで避さけるのであれば，先のケースでさらに身体介も価格弾力性の下限を示したに過ぎないことに留護の点数を５％下げるケースで，0.17％の総支出意すべきである。

の増加に留まる。

参考文献
６ おわりに［１］ Noguchi, H. and S. Shimizutani (2002), “Earnings and Quality Dierentials in For-Profitversus

本稿では，独自に行った調査から，報酬点数のNonprofit Long-Term Care: Evidence from-

変動が当該サービスおよび代替的なサービスの供Japanʼ
s Long-Term Care Market,”第２回医療経給行動に及ぼす影響を分析した。自己価格弾力性
は，いずれのサービスでも正で有意で，身体介護済学研究会議報告論文。
［２］ 泉田信行（2002）， 介護需要に関する分析―世帯構造・居住状態の影響の観点から― ， 居宅要介護

で 0.03，複合型で 0.05，家事援助で 0.13，訪問入者の介護サービス利用意向に関する調査研究会 報

浴で 0.02であり，非弾力的であると言えよう。交
差価格弾力性から，家事援助と身体介護，あるい

告書，医療経済研究機構。
［３］ 遠藤久夫（2002）， 公的介護保険における報酬端野変更とサービス利用の変化に関する一考察 ， 居は家事援助と複合型は相互に補完的な関係にある

宅要介護者の介護サービス利用意向に関する調査研

ことが確認された。

究会

また，経営形態別では，社協や地方自治体といっ［４］ 大日康史（2002a）， 公的介護保険による実際の介護需要の分析−世帯構造別の推定− ，
季刊社会保障た公的色彩の濃い組織において自己価格弾力性がより非弾力的で，逆に営利法人では複合型と家事研究，VOL. 38，NO. 1，pp 67‑73。
［５］ 大日康史（2002b）， 公的介護保険における介護援助でより弾力的である。従業員規模別では，訪サービス需要の価格弾力性の推定 ，
季刊社会保障研究, 近刊。

問入浴でのみ従業員規模５人未満で自己価格弾力性が高く，それ以上での規模では低くなる傾向が報告書，医療経済研究機構。

［６］ 大日康史（2002c）， 公的介護保険における居宅介⎜ 10 ⎜

護サービス需要の価格弾力性の推定―意思決定者の要介護高齢者アンケートに用いた分析― ，第一回医相違を考慮した推定― ， 居宅要介護者の介護サー

療経済学研究会議報告論文。

ビス利用意向に関する調査研究会

報告書，医療経［８］ 下野恵子・大津廣子（2000）， ホームヘルパーに

済研究機構。

関する調査（名古屋市・府中市・静岡市）の概要［７］ 菅原琢磨（2001）， 介護保健サービスの利用以降に関する計量的分析―品川区，松山市における在宅⎜ 11 ⎜

国際地域経済研究：附属経済研究所紀要。

An Analysis of Provider Behavior of Care for the Elderly at Home
This paper perform original survey for provider of care for the elderly at home under the social
insurance of long term care for the elderly in the whole of Japan,and collect information about theirreaction in providing behavior of home visit care, home help service, home-visit care-help mixing,
and home-visit bathing service when its fee foe service are reformed. Using these information,own
price elasticity and cross price elasticity among the services are estimated In all types ofservice,own
price elasticity are significantly positive, i.e. these are 0.03, 0.05, 0.13 and 0.02 for the above four
services, respectively.
Thus,these services are price inelastic. From the estimation result of cross price elasticity,home
visit care and home help service, and home-visit care-help mixing and home help service arecomplement to each other. Concerning about ownership, public sector like “
shakyou”and local
government tend to be more inelastic. Conversely, for-profit organization is more elastic in theservice of home-visit care-help mixing and home help service. Concerning about service providing
hours,it is more elastic if their service more hours in home-visit care-help mixing and home bathing
service, but it is less elastic if their service more hours in home help service.

⎜ 12 ⎜