経済研究
Vol. 73, No. 3, July 2022

外出・在宅活動へのケイパビリティ・アプローチの応用の試み（2）― 『A 市外出に関する調査』より ―神林龍・後藤玲子・小林秀行・王薈琳
東京都近郊 A 市の高齢者の外出活動と在宅活動について，高齢者，障碍者，要支援・要介護認定者で利用能力とケイパビリティを比較した．主な観察結果は次のとおりである．外出活動・在宅活動に関連するケイパビリティは，健康上大きな問題のない一般高齢者でさえ毀損しているが，障碍者や要支援・要介護認定者など移動困難者ではその度合いはより大きい．ケイパビリティの毀損の一部は，
もともと十分な利用能力が涵養されていないことに起因している可能性が高い．この利用能力の剝奪
度合いとケイパビリティの毀損度合いの関係は，同じ移動困難者である，障碍者と要支援・要介護認
定者の間でも異なっている可能性がある．両者は異なる集団として行政に認識されているが，両グループの差が政策手当が異なることの結果なのかをさらに検討する必要があるだろう．
JEL Classification Codes : D63, I31, I38

1．緒言

プローチの特徴は，人々のもつ「利用能力」を力点に，ひととしての「諸機能の達成」を生活

経済学は，経済社会のメカニズムを解明しよの目的と位置づけ，経済的便益のみならずさまうという動機のほかに，現状や政策的介入の効

ざまな側面から人間の生活を評価しようという果を評価するという欲求をもあわせもってきた．

点にある．社会が成熟するにつれて，必ずしも

そして，プログラム評価の手法が発達した現在，金銭的に評価されない活動を再評価する必要がこの二つの姿勢のバランスをとることに目が向指摘されるようになり，とくに医療や貧困の評

け ら れ て い る ．本 稿 は，神 林・後 藤・小 林

価には非金銭的側面を明示的に含められるケイ（2020）に続き，東京近郊 A 市において高齢者

パビリティ・アプローチが用いられるようになを対象に行われたパネル調査を用いて，外出活

ってきた．

1）

動や在宅活動の厚生評価を試みる．その際，余また，本稿で前提とする理論的枠組みは，個剰分析などの従来の効用評価ではなく，アマル

人が「利用能力」を用いて「諸機能」を達成し，

ティア・センの提唱するケイパビリティ・アプ

達成された諸機能の集合が，その状態の評価す

ローチを採用する．A 市の高齢者が，外出・

なわちケイパビリティを示すという形をとる．

在宅活動に伴ってどれほどのケイパビリティが利用能力をどのように諸機能に変換するかを示毀損されているかを評価するのが本稿の目的です対応関係を「変換能力」と呼ぶこともある．

ある．

もっとも単純に通常の効用主義モデルと比較す

ケイパビリティ・アプローチは，人間が希求れば，予算や資源にあたるのが利用能力，各財するべき生から直接導かれた評価方法を提案し，の効用にあたるのが諸機能となる．そして各財

単なる経済活動や獲得金銭の多寡に還元されなの効用を集合的に表記した効用関数がケイパビ

い側面を明らかにする点に利点がある．ケイパ

リティと対比されると考えることもできる．いビリティ・アプローチの特徴と理論的枠組みは，ま示した効用主義モデルとの対比は単純すぎる

神林・後藤・小林（2020）で解説した通りである．

が，ケイパビリティ・アプローチと効用主義モ

重複を恐れず，最小限でまとめるとすれば次のデルとは，理論的な形が似ているという点は，ようになるだろう．まず，ケイパビリティ・ア

本稿の理解の助けになるだろう．

226

経

済

研

究

以上のようにケイパビリティ・アプローチを告すると同時に，利用した情報を提供すること特徴づけるならば，本稿の最大の特徴は，Aを通じて，筆者らの学術的試みの行く末につい

市の高齢者の外出活動と在宅活動という具体的て読者の批判を請う資格は十分あるだろう．

文脈で，実際にケイパビリティを計測し，効用

ここで，本稿の議論の流れをあらかじめ提示

概念にとらわれない評価を試みる点にあるといしておく．まず第 2 節で本稿が依拠する調査をえる．具体的には，調査に 10 項目にわたる質

紹介する．ただし，本稿は神林・後藤・小林

問項目を用意し，規範的根拠を有する集計方法（2020）の続編という位置づけでもあるので，調を回答に当てはめることで，調査対象者のケイ査の詳細や対象地域となった東京近郊 A 市に

パビリティに毀損があることを示す．同時に，ついての情報は一部前稿に譲る．興味ある読者

外出活動が重要な意味をもつ高齢者と，障碍者，はぜひ参照していただきたい．第 3 節は，ケイ

要支援・要介護認定者という 3 つのグループのパビリティ・アプローチの 2 つの主要な変数で比較，新型コロナウイルス感染症の流行を通じある達成機能と利用能力を，調査結果のなかでた変化，ケイパビリティを支える利用能力の剝も鍵になる外出比率との関係でまとめた結果を

奪度合いを示している点も学術的貢献といえる．

報告する．第 4 節が本稿のハイライトで，前節その結果判明した統計的事実のうち重要なもで解説された達成機能という情報をどうまとめのを列挙するとすれば，次のようになる．まず，あげ，ケイパビリティを測定するか，その方法

外出活動・在宅活動に関連するケイパビリティを提案する．より具体的には「ベクトル和距離は，健康上大きな問題のない一般高齢者でさえ関数を用いた（加重）
功利主義型評価ルール」に毀損しているが，障碍者や要支援・要介護認定

基づき，A 市の障碍者，要支援・要介護認定者など移動困難者ではその度合いはより大きい．

者，一般高齢者のケイパビリティの毀損度を測

つぎに，ケイパビリティの毀損の一部は，もと定する．本稿の主要な目的は第 4 節に集約されもと十分な利用能力が涵養されていないことにるが，前述のようにケイパビリティを理解する

起因している可能性が高い．したがって，何らには，ケイパビリティを作り出すための利用能

かの政策的介入によって利用能力を高めること力という概念が欠かせない．この点について，ができれば，一定のケイパビリティの[復は期

第 5 節で，調査結果から利用能力をどう集約す待できるだろう．さらに，この利用能力の剝奪るべきかを議論し，「多次元剝奪指標」に基づ度合いとケイパビリティの毀損度合いの関係は，

き利用能力の剝奪度を測定した結果を報告する．

同じ移動困難者である，障碍者と要支援・要介

第 6 節は付随する議論の紹介で議論の流れとし

護認定者の間でも異なっている可能性がある．

ては枝葉の部分だが，第 7 節の結論部分で，試両者は異なる集団として行政に認識されているみに利用能力の剝奪度とケイパビリティの毀損が，両グループの差が政策手当が異なることのの間の統計的関係を提示して，取り組むべき研結果なのかをさらに検討する必要があるだろう．

究の課題をあげて本稿を閉じる．

もちろん，本稿で用いた調査や分析手法には，

2．A 市外出調査の概要

最終節でまとめるようにいくつも限界がある．
とくに，他の指標作成方法との理論上・データ

2. 1

調査概要：3 つのグループ

上の比較が不十分であること，集計方法と計量

本調査は，首都圏郊外型都市における福祉交

経済学上の識別問題との関係が必ずしも明らか

通のニーズを把握することを目的とした，個人

ではないことは，解決すべき問題だと考えていパネル調査である．

る．また，外見上，回帰分析を用いず，調査デ

この郊外型都市の概略は，神林・後藤・小林

ータの集計結果の報告という域を出ないことも（2020）
でも詳説したとおりだが，歴史的自然的否定しない．しかし，ケイパビリティ・アプロ

条件もあり，主要道路や公共交通網が，都市内ーチの具体化に向け一歩を踏み出したことを報に偏在する商業施設・公共施設を効率的に接続

外出・在宅活動へのケイパビリティ・アプローチの応用の試み（2）227

表 1．A 市調査のサンプルサイズ

実施日

第1回

第2回

第3回

第4回

第5回

2020 年

2020 年

2020 年

2021 年

2021 年7 月 15 日（木）

2 月 13 日（木）7 月 9 日（木）10 月 15 日（木）2 月 4 日（木）

天候

曇りのち晴

曇りのち小雨

曇りのち小雨

快晴

曇

気温18.6℃6.8℃

25.2℃22.9℃

18.9℃15.0℃

12.6℃0.6℃

30.4℃21.9℃

配布数

n.a.

685

319

240

202

回収数

n.a.

320

239

202

160

配布数

n.a.

n.a.

n.a.

n.a.

1

回収数

n.a.

n.a.

n.a.

n.a.

0

配布数

n.a.

552

251

177

142

回収数

n.a.

251

179

142

97

配布数

n.a.

n.a.

n.a.

n.a.

136

回収数

n.a.

n.a.

n.a.

n.a.

51

配布数
回収数

1800
1108

1407
985

984
841

838
762

759
631

障碍者
（新規）
要支援・要介護認定者
（新規）
一般高齢者

注） A 市調査より筆者ら作成できず，高齢化に伴う移動困難者の増加が懸念ては，上の表 1 にまとめた．高齢者への継続調されてきた．そこで，移動困難を抱える市民に査を前提としたことから，実査は可能な限り簡ついて，移動の有無と関連付けて日常生活にお便な形式にとどめた．調査実施日当日に到着すける困難や福祉の達成を問う調査を実施し，地るように郵送で調査票を配布し，督促は実施せ

方自治体が行う移動補助政策に生かす情報を蓄ず，調査実施日より 10 日程度での郵送回収を積することとなった．この際，個人間差異に配企図した．その結果，初回回収率は一般高齢者慮するために，質問項目を可能な限り固定し，（第 1 回）で 62％，障碍者および要支援・要介

個人レベルでパネル構造を維持することに配慮

護認定者（第 2 回）でそれぞれ 47％ および 45％

して設計された．

程度となった．2 回目以降の回収率は 68％ か

移動困難を抱える市民の福祉を分析すること

ら 91％ 程度で推移しており，第 5 回回収時点

から，調査対象は障碍者手帳保有者と要支援・で，初回配布数に対しての回収率は一般高齢者

要介護認定者とし，比較対象を一般高齢者から35％，障 碍 者 23％，要 支 援・要 介 護 認 定 者

抽出し，3 つのサンプルを構成した．まず 2020

18％ で，初回回収数に対しての残存率は一般

年 2 月に一般高齢者について第 1 回調査を実施

高齢者 64％，障碍者 50％，要支援・要介護認

し ，次に，2020 年 7 月に障碍者手帳保有者と定者 39％，第 2 回から第 5 回までのすべてに

要支援・要介護認定者を新しい標本として調査回答したのは 882 名である．調査協力の度合いに加え，一般高齢者と合わせて第 2 回調査を実がグループ間で異なる点には留意が必要かもし施した．さらに，2020 年 10 月，2021 年 2 月，

れない．また，第 5 回には，その時点で新たに

2021 年 7 月と，前回調査に回答が得られた調障碍者手帳を取得したり，要支援・要介護認定

査客体に調査票を配布する形で，第 3 回から第を受けたりすることによって，障碍者，要支

5 回調査を実施した ．第 2 回調査で障碍者手

援・要介護認定者に該当するようになった高齢帳保有者と要支援・要介護認定者を加えるにあ者を新たに調査対象に加え，51 名から回答をたっては，2019 年 12 月末日現在 65 歳以上 80

得た．

2）

3）

歳未満の，障碍者手帳保有者（身体障碍者手帳，

本調査は新型コロナウイルス感染症の流行前

愛の手帳，精神障碍者手帳）および要支援・要から企画されていたが，実施は流行の最中に行

介護認定者の全数を調査対象とした．

われた．日本全国，東京都および A 市におけそれぞれの標本の配布数・回収数などについる感染拡大状況と調査のタイミングとの関係を

228

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研

究

図 1．A 市調査のタイミングと新型コロナウイルス感染症の流行との関係

注） A 市調査より筆者ら作成．新型コロナウイルス感染症の流行時期については，厚生労働省「新型コロナウイルス感染症対策
アドバイザリーボード」による日付を用いた．

図 2．グループ別調査時点別外出比率注） A 市調査より筆者ら作成．調査日および観測数は表 1 を参照のこと．各回の「特定の日の外出についてお尋ねします．今年の X
月 Y 日（Z 曜日）に外出をされましたか．」という問いに対して，「外出した」を選んだ割合．

まとめたのが図 1 である．

とがあったか，（iv）外出時あるいは在宅時の第 2 回調査は 1 回目の緊急事態宣言が解除さ

主観的評価，の 4 つの部分を毎回含むように構れたあと，第 2 波が発生する以前の東京都知事

成されている．パネル調査の利点を生かし，過選挙が行われた直後，第 3 回調査は第 2 波が去去の外出習慣（第 2 回）や，自身や家族の就業状ったあと東京都発着の旅行補助が行われた時期

況（第 3 回），コロナウイルスの感染拡大によるにあたる．第 4 回は第 3 波に伴う緊急事態宣言

心理的負担（第 5 回）など，各回にアドホックなの最中，第 5 回は蔓延防止重点措置がとられて質問を含んでいる．あとで説明するように，神いたが東京オリンピックの開催直前にあたる．

林・後藤・小林
（2020）にしたがって，（iii）の質

新型コロナウイルス感染症の流行度合いあるい問への回答を 12 種類の利用能力と解釈し，は関連する政策が与えた影響を考察することが（iv）の質問への回答を 10 種類の達成機能と考できる．

え，障碍者，要支援・要介護認定者，一般高齢者という 3 つのグループ間でのケイパビリティ

2. 2

調査項目と外出比率

調査項目は，（i）該当日に外出したかどうか，の比較を試みることができるように設計されている．

（ii）外出を考える際に気になったことがあっ分析に移る前に，（i）で採取された各回の外

たか，（iii）外出時あるいは在宅時に困ったこ

出比率を確かめておこう．上の図 2 では，3 つ外出・在宅活動へのケイパビリティ・アプローチの応用の試み（2）229のグループ毎に各回の外出比率を算出した．全置の状況下にあったが，一般高齢者の外出比率

標本で算出したパネル A と，4 回の調査すべ

は第 3 回より 0.05 ポイント以内の低下であってに回答した継続標本のみで算出したパネル B

た．障碍者は第 3 回調査より第 5 回調査までを用意した．本調査でいう外出とは，とくに目

0.09 ポイント上昇した．要支援・要介護認定者

的地や範囲を定義せず，調査客体に判断させる

は 0.02 ポイント以内のわずかな変動であった6）．

形式をとっている ．したがって，買い物や通一般高齢者が感染症の流行の増減にあわせたの院に止まらず，散歩なども含まれ，ともかく 1に対し，障碍者や要支援・要介護認定者はパン日のうちに一度でも外出したかどうかを示す変デミックの長期化に伴い，単に外出頻度をあわ数として解釈する．まず全標本を集計したパネ

せるのではなく，何らかの調整を行ったのかも

ル A を観察してみよう．

しれない．

4）

一般高齢者と比較すると，交通困難者と考え

ただし，表 1 でも示唆されているようにパネられる障碍者，要支援・要介護認定者のグルー

ル調査の性質上，標本脱落が一定程度存在し，

プではやはり外出比率は低い．また，調査時点

それがグループ別の外出比率の変化につながっ間でも変動がある．第 2 回調査の実施されたている可能性がある．そこで，第 2 回から第 52020 年 7 月 9 日は，2020 年 4 月より東京都等

回調査の全 4 回に回答した継続標本のみに標本に発出された第 1 回緊急事態宣言の解除後 1 かを限定して外出比率を示したパネル B と比較

月余しか経過しておらず外出自粛の風潮が依然する．

としてみられた．この時の外出比率は一般高齢一般高齢者と障碍者の外出比率の推移は全標

者 0.72，障 碍 者 0.58，要 支 援・要 介 護 認 定 者

本での集計時と同様であった．この二つのグル

0.55 であり，交通困難者の外出比率が 0.15 ポ

ープでは標本脱落が，集計される外出在宅行

イント程度低かった．第 3 回調査を実施した

動に何らかの偏りを生むことはそれほど心配す2020 年 10 月 15 日になると，外出比率は増加

る必要がないかもしれない．他方，継続標本のした．この時期は，政府の観光支援策「Go to

みに限って要支援・要介護認定者を集計すると，トラベル」にそれまで除外されていた東京発着

全標本での集計結果と比べて，第 2 回調査で旅行が追加された時期であり，「ウイズコロナ」

0.09 ポイント，第 3 回調査で 0.05 ポイント，の新しい外出が一般市民に広まった時期にあた

第 5 回調査では 0.09 ポイント高くなり，変化る．ただし，この間の外出比率の増加幅は，一が認められる．また，全標本の推移でみられた般高齢者 0.09 ポイント，障碍者と要支援・要第 5 回調査の落ち込みは見られず，すべての回

介護認定者は 0.05 ポイントであり，「ウイズコ

を通じて 0.65 ポイント前後でほぼ一定していロナ」が喧伝される状況にあっても交通困難者

たことになる．第 5 回調査については新たに標の外出の回復が低い傾向にあったことが示唆さ本に加えられた客体の影響を考慮する必要があれる．

るが，要支援・要介護認定者の継続回答者と脱さらに，第 4 回調査の実施された 2021 年 2

落者の外出比率の差異は，一般高齢者や障碍者

月 4 日は，前月から東京都等に発出された第 2に比べて大きく，脱落者の外出比率が低かった

回緊急事態宣言の延長が発表された日であった．

ことが予想できる．この点は表 1 でも示唆されまた，第 5 回調査の実施はデルタ株の市中感染ていたが，本調査のデータの性質について留意が観測され感染者数が増大に転じ，東京都が緊すべき点だといえる．

急事態措置地域として指定されてから 1 週間経

3．本調査における福祉の評価の鍵：過しており5），調査前日には東京都の感染者数達成機能と利用能力

が 2021 年 5 月の第 4 波のピークを上回ることが報じられたばかりであった．このように第 4
回，第 5 回調査とも緊急事態宣言，緊急事態措3. 1

達成機能による福祉の評価

ケイパビリティ・アプローチには，
（a）功利

230

経

済

研

究

主義的な効用概念から離れてひとびとの福祉をと在宅時にわけて示した．具体的には，各問い評価するという特徴と，（b）その際にひとびに対して 3 つの回答を用意し，「よくあてはまとが達成可能な潜在的可能性を重視するというる」に 1，「ややあてはまる」に 0.5，
「あては特徴がある．本研究では，（a）について調査票まらない」に 0 を配し，集計対象者の回答の単内で効用概念とは異なるさまざまな情報を取得

純平均を得る8）．これを 10 項目について繰りすることで具体化し，（b）については評価・集返し，集計対象の平均をとったのがパネル A

計方法をいくつかの公理によって規範的に基礎である．この平均値は調査データの挙動を確かづけることで実現する．本節では，調査項目にめるために算出したのであって，何ら規範的な反映された「達成機能」に着目してデータを整意味はまだ持たない点に注意されたい．調査項

理することで，本調査で具現化された（a）の特目を作成する際に論拠とした 4 つの視点毎にも徴を要約しよう．

単純集計をつくり，パネル B から E として報まず達成機能について説明しよう．この計測告した．

概念は，ケイパビリティ・アプローチがもつ，

まず全機能を集約したパネル A をみると，「何らかの人間の活動によって何が享受できて外出時の達成機能は 0.6 から 0.7 程度で，在宅いるか」に注目して評価するという根源的な考時の達成機能が 0.5 から 0.6 である．10 項目のえ方に根差している．ただし，ひとの享受する

うち，外出時には 6 から 7 個について肯定的に便益は，慎慮的（prudential）かつ客観的（objec-

評価しており，在宅時には肯定的評価をする項

tive）便益であるべきという哲学的思惟があり，目が 1 つ程度少なくなることを意味する．外出

それゆえに，具体的な調査においてどのような時の達成機能のほうが，在宅時の達成機能より項目でこの情報を収集するかについては，定見

もおしなべて大きいという大小関係は，グルーがない．さまざまな議論があるにせよ，支払意

プを問わず広くあてはまっているように見える．

思額や顕示選好によって便益を計測できると考また，グループ間に目を転じると，障碍者と要える効用アプローチとの違いは，実査において支援・要介護認定者の二つのグループ間には在は大きい．この不確かさが，ケイパビリティ・

宅時にも外出時にも差がないことが示唆される．

アプローチを実際に当てはめる際に大きな障害

4 つの視点で集計したパネル B から E をみとなっているといえるだろう．

てみると，いずれのグループにおいても「根源本調査では，神林・後藤・小林（2020）でも紹的安心」「自尊」は在宅時が外出時より高く，介しているように，慎慮的かつ客観的便益を外「得」「交流・喜び」は外出時が在宅時より高い

出・在宅活動という具体的な文脈を前提として，という傾向があるのがわかる．「根源的安心」

4 つの視点から測定することを提案したい．第「自尊」がひとの内省的側面を重視し，「得」

一に，臨床哲学・精神分析学で最も重いとされ「交流・喜び」が社会的側面を重視した調査項

る「根 源 的 安 心」
，第 二 に，効 用 概 念 に 近 い目と考えると，外出活動は社会的側面と密接に「得」，第三に，アリストテレスの社会的存在を関係しているのに対して，内省的側面は在宅活意味づける「交流・喜び」，そしてジョン・ロ

動と関係しているのかもしれない．また，どのールズが社会的基本財として欠かせないとした

集計についても一般高齢者のほうがおしなべて「自尊」である ．この 4 つの視点に基づいて

障碍者や要支援・要介護認定者よりも高い値が10 項目の質問をつくり，回答の多寡によって報告される傾向にあるのは，パネル A から予達成機能を測定するという前提にたつ．具体的期できたとおりである．しかし，障碍者と要支

な質問項目は附表 1 に示した．

援・要介護認定者との差はすべての機能で一貫

7）

次の図 3 では，調査結果を概観するために，
3 つのグループ毎に，便宜的に，4 回の調査で収集された 10 項目の単純な平均値を，外出時しているわけではなく，補い合ってパネル Aの平衡が生み出されているといえる．

外出・在宅活動へのケイパビリティ・アプローチの応用の試み（2）231

図 3．グループ別外出・在宅別達成機能

注） A 市調査より筆者ら作成．全機能については個別質問に対する回答を，「よくあてはまる」=1，「ややあてはまる」=0.5，「あてはまらない」=0 として合計値の平均をとった．それぞれの機能は次のように配された個別質問に対する回答合計の平均値をとる．
「根源的安心」は「おおむね安心してくつろいでいられた」，「得」は「金銭などの負担が大きすぎなかった」，「外出でしたかったことが実現できた」，「身体・精神などの健康に良い感じがした」，「自分でコントロールしている感覚を保てた」，「交流・喜び」は「周囲の人と会話や交流ができた」，「気晴らしができた・楽しんだ・笑った」，「経験や視野を広げる適度な刺激があった」，「予期せぬ出会いや発見があった（人・景色・飾りなど）」，「自尊」は「ふだんの自分らしい感じでいられた」である．

3. 2

外出比率による達成機能の違い

くなるわけではない．高齢者の場合には，健康

さて，パネル調査における外出の有無の複数を維持し社会生活を豊かにするために外出が推回の観測から，各個人の外出比率（外出回数を奨されることがあるが，単純に外出すれば達成

観測回数で除した値）を算出することができる．

機能が大きくなるような関係にはないことが示

グループ別・外出比率別の達成機能を継続標本唆される．もちろん，どのグループでも，全回について示したのが図 4 である9）．外出比率が外出した場合の（外出時の）
達成機能と，全回在1 の集団として集計されるのは，すべての機会

宅した場合の（在宅時の）達成機能は，前者のほで外出したと回答した客体なので，達成機能もうが大きい傾向がみられる．したがって，達成

外出時のものに限られ，在宅時の達成機能は計機能の平均値は，外出比率が低くなるにつれて測されていない．逆に外出比率が 0 の集団とし上下しながらなだらかに低くなると解釈しておて集計されるのは，すべての機会で外出しなかくのが穏当だろう．

ったと回答した客体なので，外出時の達成機能

諸機能のうち，個々の機能に焦点を当てた場は計測できず，在宅時の達成機能のみが計測さ合でも似たような傾向はみられるだろうか．

れている．他方，中間の外出比率では，同一個「根源的安心」「自尊」は外出時より在宅時の方人が外出した際の達成機能と在宅した際の達成

が高く，
「得」
「交流・喜び」は在宅時より外出機能の両方を報告している点に注意されたい

時の方が高いという特徴が図 3 ではみられたが，（したがって，外出時と在宅時の合計は，当該

これは外出比率別にみても，すべてのグループ

外出比率で重みをつけて足し合わせば算出できで変わらない．しかし，ひとつひとつの機能にる）．

注目した場合，外出比率との関係はそれほど明

すべての達成機能を平均したパネル A をみ

確ではない．たとえば，障碍者と一般高齢者でると，達成機能は単に外出比率に比例して大きは，外出比率が小さくなるほど 4 つの外出時機

232

経

済

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究

図 4．外出比率別外出時・在宅時機能得点（継続標本）

注） A 市調査より筆者ら作成．集計方法については図 3 を参照のこと．4 回の調査の継続標本なので，外出比率は 0，0.25，0.5，
0.75，1 に限られる．

能が低くなる傾向がみられるものの，それに応いかと議論したが，そう簡単に解釈できないよ

じて在宅時機能が高くなるわけではない．障碍

うである．ただし，外出時の「交流・喜び」は，

者は外出比率が小さくなると「得」「交流・喜他の機能と比較すると，外出比率の減少に伴いび」は低くなったが，「根源的安心」「自尊」は得点が低くなる傾向があるようにも見える．

変わらなかった．一般高齢者の 4 つの在宅時機「交流・喜び」は前述のように社会的側面と密能は外出比率によって大きく変わらなかった．

接に関係していることから，外出比率の大小の

要支援・要介護認定者は，4 つの機能は外出比

影響を一概に否定することも望ましくはないだ

率 0.25〜0.5 にピークがあり，外出比率が増え

ろう．

ても減っても低下する傾向であった．それぞれ同一機能の外出時と在宅時の差異は，どのグの機能内では，外出比率にはそれほど反応しな

ループのどの外出比率群でも「根源的安心」

いことになる．前項では，「根源的安心」「自「自尊」は在宅時が外出時より 0.1〜0.2 ポイン

尊」はヒトの内省的側面，「得」と「交流・喜ト程度高く，「得」「交流・喜び」は，障碍者をび」は社会的側面を強調するゆえに，前者は在除いて外出時が在宅時よりも高かった．ただし

宅時に高く，後者は外出時に高くなるのではな

障碍者の「得」「交流・喜び」は，この関係の外出・在宅活動へのケイパビリティ・アプローチの応用の試み（2）233

図 5．グループ別外出時・在宅時利用能力得点注） A 市調査より筆者ら作成．全利用能力については個別質問に対する回答を，「よくあてはまる」=1，「ややあてはまる」=0.5，「あてはまらない」=0 として，合計値の平均をとった．環境利用能力，対人利用能力，個体利用能力は，次のように配された個別質問に対する回答合計の平均値をとる．環境利用能力は「段差がきつかった（階段，車の乗り降り，しきいなど）」「設備が利用しづらかった（扉，エレベーター，トイレ，エアコンなど）」「手荷物や器具が運びづらかった」「おいしく食事をとったり，「ちょっとした会話がしづらかった」「大事な案内や説明がわかりづらかった」「人ひと息入れづらかった」，対人利用能力は，のまなざしや態度，言葉づかいが気にかかった」「まわりの人の理解や手助けを受けづらかった」，個体利用能力は「急な疲れや痛みがでて，少しあわてた」「予定外の出費をしてしまった」「予定外の時間をつかってしまった」「自分のこころやからだの調整がむずかしかった」である．

他のグループとの逆転（外出比率 0.25 の「得」）

林（2020）で整理したように，利用能力はこの 3や差のないところ（外出比率 0.25 の「交流・喜領域で必要にしてほぼ十分と考えてよいだろう．

び」）が見られた．

本調査では，10 項目の質問でケイパビリティの毀損を計測するのと同時に，12 項目につい3. 3

利用能力の状況て実際に経験した困難の有無についての質問を

前節までにまとめたように，ケイパビリテ

重ねることで，そのケイパビリティを享受するィ・アプローチにおいて最終的に評価対象とさときの利用能力を計測することを企図している

れるべきは，ヒトが人生のなかで享受できる機（個々の質問項目は附表 2 に示した）．こうして能の大きさである．とはいえ，政策的介入によ収集された情報を，グループ別に，外出時・在ってケイパビリティを[復することを目指すの

宅時別に平均した値を上の図 5 に示す．

であれば，その機能を享受するための制約もまいずれの利用能力の平均値も，在宅時・外出た考慮する必要がある．この際に，もっとも注時を問わず，一般高齢者，障碍者，要支援・要目されるのは，利用能力と呼ばれる概念である．

介護認定者の順に低くなる．図 3 の達成機能の利用能力とは，財や資源を利用して実現され単純平均値と比較すると，障碍者と要支援・要る外出・在宅行動に派生する様々な活動の束を

介護認定者の差が大きいのが特徴的である．

制約するものとして概念される．より具体的にまた，いずれのグループにおいても，全てのは，人間の活動は，自然的・社会制度的な環境領域で在宅時の利用能力は外出時の当該領域の利用能力，対人の関係性を通じた対人利用能力，

利用能力よりも低かった．外出時と在宅時の差

環境と人のどちらにも帰着しない個体利用能力は一般高齢者では 0.02 ポイント以内であったによって制約されると考える．神林・後藤・小のに対し，障碍者では最大 0.06 ポイント，要

234

経

済

研

究

図 6．外出比率別外出時・在宅時利用能力得点（継続標本）

注） A 市調査より筆者ら作成．集計方法については図 10 を参照のこと．4 回の調査の継続標本なので，外出比率は 0，0.25，0.5，
0.75，1 に限られる．

支援・要介護認定者では最大 0.08 ポイントと外出比率 0 の集団は 3 つの領域の在宅時利用能大きい．移動困難者はおしなべて利用能力が低力ともに，他の集団より 0.04 ポイント前後のく，さらに，在宅時の利用能力の落ち込みがよ

落ち込みが見られた．この集団では外出時利用

り大きくなることが示唆される．

能力は観測されていないが，在宅時利用能力で障害者と要支援・要介護認定者について，在見る限り一般高齢者の中でも利用能力の低い集

宅時と外出時の利用能力の差を領域別にみると，団が存在し，その集団は外出比率が 0.25 に満

環境利用能力，対人利用能力，個体利用能力のたないことによって特定することができると思順に大きい．他方，一般高齢者ではいずれの領われる．

域でも外出時と在宅時の差はわずかである．障障碍者と要支援・要介護者は，3 つの利用能

碍者や要支援・要介護認定者が在宅活動を行う

力いずれも，外出時・在宅時ともに外出比率が際に，自然的・社会制度的な環境や対人の関係小さくなるのにしたがって利用能力が低くなっ

性による制約をより大きく受けることが分かる．

た．特に要支援・要介護認定者は外出比率 0.5

達成機能と同様に，パネル調査における外出を下回るときには外出時の環境利用能力，対人の有無の複数回の観測から，各個人の外出比率

利用能力が在宅時よりも大きく落ちこみ，外出（外出回数を観測回数で除した値）を算出するこ

時利用能力が在宅時利用能力を 0.13 ポイントとができる．全 4 回回答した各個人内で外出（環境利用能力），0.09 ポイント
（対人利用能力）時・在宅時別に複数回の観測があれば平均値をと下回っている．このような外出時利用能力の算出することによって，外出時・在宅時別個人

落ち込みは，外出比率 0.5 以上の他の集団や，利用能力得点をグループ別に集計したのが図 6

外出が観測されている障碍者・一般高齢者ではである ．

見られていない．要支援・要介護認定者におい10）

一般高齢者は外出比率 0 の集団を除いて，3ては外出比率 0.5 を下回ると，外出時の諸活動

つの利用能力いずれも，外出時・在宅時ともにを行う上での自然的・社会制度的な環境や対人外出比率によって大きな差異は見られなかった．

の関係性による制約が急激に大きくなっている

外出・在宅活動へのケイパビリティ・アプローチの応用の試み（2）235

図 7．グループ別外出時・在宅時別パンデミック下の不安（2020 年 7 月および 2021 年 7 月）

注） A 市調査より筆者ら作成．2020 年 7 月が第 2 回調査，2021 年 7 月が第 5 回調査．「人と人が適度な距離をとることは難しいと感じた」「社会の中のぴりぴりとした空気を息苦しく感
じた」「自然や弱者のいたみやかなしみに切ない感じがした」の 3 つの質問に対する回答について，「よくあてはまる」=1，「ややあてはまる」=0.5，「あてはまらない」=0 として合計値の平均をとった．

可能性があり，それが外出頻度の低下をもたら

パンデミック下の不安は，0.1 から 0.3 をとしているかもしれない．また，外出比率 0 の集

り，3 つの質問のうち 1 つに対して「よくあて団では外出時利用能力が観測されていないが，はまる」もしくは「ややあてはまる」と回答し一般高齢者や障碍者も含めて，外出時利用能力たのが平均と考えることができる．また，パンが同様に落ち込んで外出が阻まれ，在宅せざる

デミック下の不安は，おおむね一般高齢者，障を得なくなっていることも考えられる．

碍者，要支援・要介護認定者の順に大きくなった．表 1 にみられるように，とくに第 2 回調査

3. 4

コロナ禍の影響時点では障碍者と要支援・要介護認定者のあい

本調査は新型コロナウイルス感染症の流行下

だの外出比率の違いは顕著ではなかったが，そで実施されており，緊急事態宣言などひとびとの背後にあったパンデミック下の不安は両グルの在宅・外出活動に直接影響を及ぼす環境変化

ープで異なっていた可能性がある．

があった．その状況を把握するために，たとえまた在宅時と外出時の不安の差の違いも指摘ばソーシャルディスタンシングが十分に取れなしておきたい．おおむね，外出時と比較して在いことへの不安や社会の中での疎外感などを第宅時の不安のほうが大きい傾向があり，パンデ

2 回調査および第 5 回調査で問うている．

ミック下の不安が大きいと外出を控えたという具体的には，「人と人が適度な距離をとるこ

関係が透けてみえる．さらに，この差は第 2 回とは難しいと感じた」「社会の中のぴりぴりと調査よりも第 5 回調査で顕著になっているようした空気を息苦しく感じた」「自然や弱者のいにみえる．その結果，外出時の不安は第 2 回調

たみやかなしみに切ない感じがした」という 3

査から第 5 回調査にかけて減少したのに対して，つの質問を用意し，やはり「よくあてはまる」

要支援・要介護認定者の在宅時の不安は逆に増「ややあてはまる」「あてはまらない」の 3 つの加する傾向を示している．第 2 回調査時は緊急選択肢からひとつ回答するように促した．その事態宣言の解除後で外出自粛の風潮が色濃かっ

質問項目の回答を，各々 1 点，0.5 点，0 点をたことから，外出時にも在宅時にも同様に不安配し，グループ別，外出時・在宅時別に単純にが大きかったとみなすと，第 5 回調査時までに平均した結果をまとめたのが，図 7 である．

感染予防策が講じられたことや新しい生活様式

236

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究

図 8．グループ別感染不安と外出時・在宅時機能得点注） A 市調査より筆者ら作成．2020 年 7 月が第 2 回調査，2021 年 7 月が第 5 回調査．
「人と人が適度な距離をとることは難しいと感じた」「社会の中のぴりぴりとした空気を息苦しく感じた」「自然や弱者のいたみやかなしみに切ない感じがした」の 3 つの質問に対してひとつでも「よくあてはまる」または「ややあてはまる」と回答した標本を「不安有」，3 つの質問すべてに「あてはまらない」と回答した標本を「不安無」と分割して，それぞれについて達成機能の平均値を算出した．達成機能の算出については図 3 を参照のこと．

の受け入れが進んだことによって，第 2 回調査「交流・喜び」の低下幅が大きかった．以上よ

時よりも外出時の不安が小さくなったと考えるり，感染拡大の状況が長期化する中で，在宅時ことができる一方で，パンデミックが長期化すの「得」の低下は障碍者と要支援・要介護認定

ることによって在宅時の生活を送る上での不安者に幅広く観測され，また，これに加えて障碍は増大していることがうかがえる．

者については在宅時の「根源的安心」「自尊」

感染状況下の不安と利用能力や機能の達成との，要支援・要介護認定者については在宅時のの関連を検討するために，各グループ内で感染「得」「交流・喜び」の低下が生じることが示唆状況下での不安のない群（3 項目とも該当なし）

された．

と不安あり群に分け，外出時と在宅時の機能達成を比較したものが図 8 である．感染不安と利用能力との関係は附表 2 とした．

3. 5

小括

以上，達成機能という観点から，障碍者，要達成された機能について，一般高齢者は感染支援・要介護認定者，一般高齢者が外出活動や状況下での不安が生じると外出時の機能達成に

在宅活動に伴い，どのように諸機能を達成した

は 0.02〜0.04 ポイントほどの軽微な低下があるかを，調査結果を単純に集計することで観察しのみで，在宅時の機能達成には変化は見られなた．まず，グループ間の達成機能の差について

い．障碍者と要支援・要介護認定者は，外出時は，一般高齢者と他の 2 つのグループの間にはの達成された機能は軽微な変化のみだった．在おしなべて観察されるが，障碍者と要支援・要宅時の達成された機能は 0.05〜0.15 ポイントの介護認定者の間の差異はそれほど明確ではない．

低下があり，障碍者では「根源的安心」「得」

次に，外出時の達成機能のほうが，在宅時の達「自尊」の，要支援・要介護認定者では「得」

成機能よりもおしなべて大きい．また，諸機能外出・在宅活動へのケイパビリティ・アプローチの応用の試み（2）237

を社会的側面と内省的側面と大別すると，外出最初のステップとして，ケイパビリティを測

活動は社会的側面と密接に関係しているのに対定する集団の単位を「グループ」と呼び，そのして，内省的側面は在宅活動と関係しているのなかで共通の評価関数をもつ集団を想定してかもしれないが，おのおのの達成機能のなかで「サブグループ」と呼ぶことにする．本来，ケ

みた場合には，外出比率に比例して単純に大きイパビリティは個人の福祉の状態の集合としてくなるわけではなく，この関係はそれほど頑健

定義されるが，本稿ではデータとの対応関係をではない．パンデミックの当初は，どのグルー明確にすることと政策的含意を得ることを重視

プでも外出が抑制され，それに応じて外出時のし，共通の評価関数をもつ均質な集団を想定し，達成機能も低下したことが示唆されるが，逆にその集団を政策対象として頻繁に想定されるグ

在宅時の達成機能は改善された可能性も垣間見

ループに集計することで，該当グループのケイ

える．ただし，一般高齢者と他の 2 つのグルー

パビリティを測定し，政策評価に結びつけるこ

プでは，パンデミックが長期化するにつれ，達とができる．

成機能への反映の仕方が変わってきており，パこのアプローチは，評価関数についての異質ンデミックによる外出抑制効果がひとびとに一性をサブグループレベルで設定し，個人レベル

律にのしかかったと考える必要はないことが示

では均質性を設定することと等しい．前節でグ唆された．

ループとして扱った障碍者，要支援・要介護認

4．ベクトル和距離を用いた達成機能の集計：
ケイパビリティのグループ間比較
4. 1

議論の整理

定者，一般高齢者は，この段階では，ケイパビ
リティを測定したい集団として扱われ，それぞれの内部に異質な評価関数をもったサブグルー
プを含んだ集団と考えられる．グループとサブ

さて，前節までに外出比率を中心に本調査のグループを明確に区別する本稿のアプローチは，調査結果の概要をまとめた．神林・後藤・小林

異質性を定義するレベルをデータ上明確にする（2020）と同様に，諸機能の達成水準という基準のと同時に，集計対象と明確に区別して，たとを用いると，外出・在宅に関わる福祉を評価す

えば具体的な政策対象を検討する方法を提供する足掛かりになるだろうことが示唆された．他るという利点がある．

方，先行研究では，個人のケイパビリティの測

次のステップとして，あるグループのケイパ

定に結びつけることを前提として，諸機能につビリティをサブグループの達成機能を集計する

いて多次元・多時点の情報を採取して集約すべことで測定する方法は，算出方法自体に規範的きことがさまざまに議論されている．本調査でに肯定できる性質をもつべきであるという立場

も諸機能は 10 項目 4 時点にわたり採取されてをとる．とくに次の 2 つの性質に着目する．

おり，前節では，調査結果の概要を報告するた

第一に，ケイパビリティの測定方法は，どのめに，単純に諸機能の算術平均値を報告した．

機能について集計するかについて中立でなくてこの単純平均値は調査結果を要約するには有益はならない．もっとも簡便な選択は 10 項目すだが，何らかの合理化を経ずにケイパビリティ

べてを集約して一種類の機能（全機能）にまとめの測定と結びつくわけではない．本項とつづくることだが，前節で「根源的安心」から「自次項の目的は，多次元・多時点に渡って観測さ尊」として紹介したように，諸機能についてはれた，個々人の外出活動と在宅活動における達

いくつかの側面に特化した部分的機能（サブカ

成機能を，どのように個人のケイパビリティのテゴリー）に着目するのが有益なこともある．

不足の測定値に変換するか，その方法と具体的したがって，ケイパビリティを測定するためにな例を提示する．

は，10 項目を分割して定義されるどの機能に本稿では，諸機能とケイパビリティの測定を，おおまかに二つの段階にわけて整理する．

注目しても，一貫した結果をもたらす集計方法である必要がある．この性質を「サブカテゴリ

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究

outt ( p∊ [ 0, 1 ] ) で 表 さ れ る．ま た，在 宅 回ー整合性」と呼ぶ．
第二に，機能について満たすべき集計方法の

数 in は in=t−out と定義される．ここでは，一貫性は，サブグループの分割についても成立

所与の t のもとで，外出比率 p をもつ個々人のしなくてはならない．あるグループのケイパビ集合を先の議論にしたがいサブグループと呼び，リティを測定するためには，どのサブグループ

N  ( p∊ [ 0, 1 ] ) で表す．例えば，本稿で扱う 4を集計対象としても一貫した結果をもたらす集

回 の パ ネ ル 調 査 で は， { N , N , N , N ,計方法である必要がある．また，集計するグルN  } という 5 個のサブグループが成立する．t

ープの変更に対しても一貫した結果をもたらさ回のパネル調査では t+1 個のサブグループをなくてはならない．この性質はいわば「サブグ考えることができる．本稿では複数のグループ

ループ整合性」と呼ぶことができるだろう．

を想定しているので，いま，グループ q におい

本稿では，以下，特定のサブグループの特定てサブグループ p に属する個々人の集合を N の達成機能についての情報から，あるグループ= { 1, ⋯, i, ⋯  N   } と 表 せ ば， N  = N ∩のケイパビリティを集計して測定する方法としN  , N =∑    N  が成立する．以下では，て，上記の二つの望ましい性質を満たす「ベクN  を「サブグループ」と呼ぼう．

トル和距離」をウエイトとして利用する方法を
提案する．

4. 3

ベクトル和距離関数

もちろん，本研究の最終目的は本調査のパネ

ま ず，達 成 機 能 項 目 の 集 合 を M = { 1, ⋯, j,

ル構造を利用した個人のケイパビリティの測定⋯m } ，外出と在宅を通じて個人 i∊N  が実にあることは間違いない．また，ベクトル和距現した達成機能（行いや在りよう）ベクトルを離による集計は，唯一の肯定的集計手段であるbi∊ℝ
（ある 1 つの機能項目は b ，その外出値とはいえていない．本稿はそのための試論としと在宅値をそれぞれ b , b  と表す）．サブて位置づけられる．

グループ qp に属する個人の達成機能プロファイ ル を bqp= ( b1, ⋯, bi, ⋯, b N qp  ) ∊ℝ


4. 2 「グループ」と「サブグループ」

 

と記

す．本稿は分析にあたって，しばしば，達成機

まず，社会を構成する諸個人の集合を N =能項目の集合 M を，いくつかの部分集合 M '{1, ⋯, n } ( n≥2 ) で表す．前項の議論に従い，= { m', ⋯, m" } ⊆M ( 1≤m'≤m"≤m ) に 分 割

ここではグループ概念 N  ( q∊ {1, 2, 3} ) を導することを試みる12）．そこで，この部分集合を入する．障碍者手帳をもつ個人のグループを「サブカテゴリー」と呼ぶ．

N ，要支援・要介護認定を受けている個人の

グループを N ，いずれでもない一般高齢者の

この達成機能ベクトルを評価するために，ある基準点を設け，そこからの乖離を指標とするグループを N で表す（以 下 で は，そ れ ぞ れ

方法を考察したい．以下では，そのように算出「障碍者」，「要支援・要介護認定者」，「一般高

された指標を「（ベクトル和距離による）達成機

齢者」と呼ぶ）．グループの定義から N ∩N

能乖離度」と呼ぶ13）．

=N ∩N = だ が，N ∩N = と は 限 ら な
はじめに，b+b
=t 上のベクトルはいずい．例えば，障碍者手帳をもつ要支援・要介護

れも外出達成値と在宅達成値の和が t となるこ

認定者が，両方のグループに属することもありとから，これを「基準ケイパビリティ・フロン

える．ただし，以下では N ∩N = を仮定しティア」と呼ぶ．ある外出比率 p に対応するて 議 論 を 進 め た い11）．し た が っ て，0≤ N  

射線（傾き ( 1− p )  p の原点からの半直線）を次≤ N  ( q∊ { 1, 2, 3} ) ，かつ， N ≤ N ∪N ∪N   となる．
さらに，t 回のパネル調査で計測された外出
回数を out ( =0, ⋯, t ) とすると外出比率は p≡のように定義する．
b
=1− p 
∙ b
p


（ただし，p = 0 のときは b
= 0 とする）

外出・在宅活動へのケイパビリティ・アプローチの応用の試み（2）
この直線と，b+b
=t との交点であるベは次のように定義される．


クトル bqp= ( out,in ) は，任意の外出比率 p∊[0, 1] のもとで実現可能となる達成値ベクトル

239



d ( b , bqp ) =  out−b+ in−b

このとき，すべての外出比率 p∊ [ 0, 1 ] に対bqp の最大値を表す．ここでは，このベクトル応するベクトル和距離関数プロファイル，bqp
を「外出比率基点」と呼ぶ．t 回のパネルd ( bqp, bqp ) = { d ( bq0, bq0 ) , d ( bq1, bq1 ) }調査では t+1 個の外出比率が存在するので，が構成される．
また，上記の d ( bqp, bqp ) は次のように式変t+1 個の基点が存在することになる．
任意のサブグループ qp の達成機能の実測値

形される．


qp




d ( bqp, bqp ) =  out−b+ in−bbqp と，それに対応する基点 b との距離，すなわち乖離を測り，それを合計することで，各=  ( out+in ) − ( b+b)

行政グループの代表的個人のケイパビリティを=  1− ( b+b)

評価することを目指す14）．実測値と基点との距
これより，ベクトル和距離関数は，d ( bqp, bqp )

離が増大すれば，理想との乖離が大きくなるこ=d ( 1, bqp ) へ，すなわち，実測値ベクトル和とに注意されたい．

を所与とすると，外出比率の相違からは独立にそのために，まず距離概念を明確にしよう．

（常に 1 からの）距離を表す関数へと還元される
ことがわかる．このことは，後述する多次元剝

定義「距離関数」：

奪指標との関連性を示唆する．この関連性を念頭に置きながら，次節では，ベクトル和距離関距離関数 d：ℝ →ℝ  は，一般に，次の 3 つの性質を満たす関数として定義される15）．

数の性質をより詳細に見ていこう．

（i）あらゆる x, y∊ℝ に対して，d ( x, y ) =4. 4

0 iff x=y，（ii）あらゆる x, y∊ℝ に対して，d ( x, y ) =ベクトル和距離関数の公理的性質

あるサブグループ qp ( N  ) とある機能 j∊d ( y, x ) ，M に注目し，メンバー各々について，t 回のパ（iii）あらゆる x, y, z∊ℝ に対して，d ( x, z )ネル調査期間を通じて，外出時に達成した機能≤d ( x, y ) +d ( y, z ) ．

の総量と在宅時に達成した機能の総量を，それぞれ t で除して正規化する．それをすべてのメ

ここではさらに，次の 2 つの性質を満たす関数を考える ．
16）（iv）単調性：あらゆる x, y, z∊ℝ に対して，
x>y>z ならば，d ( x, z ) ≥d ( y, z ) であり，
x≫y>z ならば，d ( x, z ) >d ( y, z ) 17），（v）コンパクト性：あらゆる x∊ℝ とあらゆる ε≥0 に対して，集合{ x'∊ℝ  x'≥x, d ( x', x ) ≤ε } は有界かつ閉である．
次に紹介する「ベクトル和距離関数」は，これらをすべて満たす距離関数の一例である．

ンバーのすべての機能に関して足し合わせて人数と機能数で割った値（すなわち平均）をベクト  
qp= ( bルb
, b ) で表す．
  
qp= ( bb
, b ) と対応する基点との間のベク

トル和距離は次のように表される．
 


qp ) =  1− ( bd ( bqp, bqp ) = d ( 1, b
+b
)

 

= 1−
+

1  1 
1∑ b ∑∑t  10     N    1  1 1∑ b ∑∑t  10     N    

任意の外出比率 p∊ [0, 1] のもとで実現された


実測値ベクトル bqp= ( b, b) と，基点 bqp=
( out, in ) とのベクトル和距離関数 d：ℝ →ℝ .

例えば，外出回数が out，在宅回数が in であったサブグループ qp の値は，

定義「ベクトル和距離関数」：



1  1 
1

b
∑ b = ∑∑t  10     N    1  1 1b∑ b =∑∑t  10     N    

240

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済

研

究

と表される．例えば，N = {1, 2} , p=34（4 回

任意の達成機能プロファイル b'qp, bqp に関して，の期間中に 3 回外出し 1 回在宅した）のケース
b'qp≥bqp のとき，d ( bqp, b'qp ) ≥d ( bqp, bqp ) となを考える．個人 1 の達成機能値が，外出時にはることはない．

{0.9, 0.7, 0.8 } ，在宅時には {0.8} だとする．個人 2 の達成機能値が，外出時には {0.2, 0.3, 0.3} ，

定義「焦点性」：

在宅時には { 0.4 } だとする．このとき，このサ達成機能が 1 を超えて増加したとしても，距離ブグループの外出時の達成機能と在宅時の達成d ( bqp, bqp ) に影響を及ぼすことはない19）．

機能は，
qp = ( ( 0.9+0.7+0.8) 4, 0.84)b

定義「限定連続性」：+ ( ( 0.2, 0.3, 0.3) 4, (0.4) 4) } 2
= ( 0.4, 0.15)

, bqp ) は，b≤1 の区間で bqp∊ℝ
距離 d ( bqp に対して連続的である．すなわち，達成機能プロqp ) =1− (0.4+0.15) =と な る．ま た，d ( b , b
ファイルのわずかな変化が，距離 d ( bqp, bqp )

0.45 となる．

を大きく変化させることはない．

qp

上式は，ベクトル和距離関数は，操作可能性の観点からいくつかの望ましい性質をもつこと

定義「サブ時点整合性」

を示唆する．とりわけ，次の 3 つの種類の分解

他の時点での達成値を一定として，t 調査期間可能性を満たす．すなわち，時点に関する分解中のある時点で，外出達成値または在宅達成値

可能性（ここでは，サブ時点整合性と呼ぶ），カが改善したら，ベクトル和距離は短縮される．

テゴリーに関する分解可能性（ここではサブカ
テゴリー整合性と呼ぶ），グループに関する分

定義「サブカテゴリー整合性」：

解可能性（ここではサブグループ整合性と呼ぶ）

他の達成機能項目は一定として，対象とするである ．他にも，いくつかの望ましい性質を

全機能項目の中のあるサブカテゴリーで距離もつ．以下に，公理の形でまとめよう．


d ( bqp, bqp ) が 短 縮 し た ら，全 体 の 距 離 d ( bqp,

18）bqp ) も短縮する．
定義「個人の名前に関する匿名性」：
任意の達成機能プロファイル b'qp, bqp に関して，

定義「サブグループ整合性」

b'qp が bqp における個々人の名前の並べ替えで他のサブグループを一定として，対象とする全


qp


qp

得られるとき，距離 d ( b , b'qp ) =d ( b , bqp ) で
人口の中のあるサブグループ N  で距離 d ( bqp
,

ある．


bqp ) が短縮したら，全体の距離 d ( bqp, bqp ) も短縮する．
定義「次元（項目の名前に関する匿名性」：
任意の達成機能プロファイル b'qp, bqp に関して，

定理：ベクトル和距離関数は，個人に関する匿b'qp が bqp における達成機能の項目名の並べ替え

名性，次元に関する匿名性，時点に関する匿名


qp


qp

で得られるとき，距離 d ( b , b'qp ) =d ( b , bqp )性，複製不変性，弱単調性，焦点性，限定連続である．

性，サブ時点整合性，サブカテゴリー整合性，サブグループ整合性を満たす．

定義「複製不変性」：
任意の達成機能プロファイル b'qp, bqp に関して，

証明：個人に関する匿名性，次元に関する匿名

b'qp が bqp の複製によって得られるとき，距離性，複製不変性，弱単調性，焦点性，限定連続d ( bqp, bqp ) は不変である．

性は明らかであろう．サブカテゴリー整合性，サブグループ整合性については，後述する多次定義「弱単調性」：

元剝奪指標において詳細に扱うので，ここでは，

外出・在宅活動へのケイパビリティ・アプローチの応用の試み（2）サブ時点整合性について，証明の骨子を記すにとどめたい．

241

この不等式は，他は一定として，時点に関する任意の部分集合 { 0, ⋯, out'} で達成機能値がいま，正規化された t 調査期間中の外出回数改善するとしたら，距離が短縮されることを示の集合 outt を，任意の部分集合 {0, ⋯, out't }している．この結論は一般性を損ねることなくと そ の 補 集 合 { out'+1t, ⋯, outt } に 分 け る

任意の部分集合において達成機能値が改善するとする．このとき，距離 d (1, bqp ) は以下のよ場合に成立する．

□

うに表される．
d ( bqp, bqp ) = d (1, bqp )

=
=




4. 5

 

out
in


+
−b
−b
t
t





ケイパビリティ比較評価ルール
以下では，ベクトル和距離をもとに異なるケ

out'out'+1
1
′
−
∑
t
t
out'+1 



1 
1
∑ ′ ( b  )∑10     N ′  +out−out' out−out'
−
t
t

+



ここで，

（viii）包括性：任意の a∊C に関して，0≤b≤a ならば，b∊C ．
コンパクト性，Star-shaped 性，包括性を満たすケイパビリティの集合を K とする．また，,

11out−out'1∑∑∑t
out−out' ′ 10     N    ′(1−b  ) = b, bqp ) = d ( 1, bqp ) =d ( bqp



out'
′
−b
t

 



out−out't−out′

+
−b
−b
t
t

項関係を ≳ と定義する21）．このとき，ベクトさらに，部分集合 {0, ⋯, out' } で外出達成値する．このとき，下式が成立する．
 qp ) < d ( bqpd ( bqp, bqp ) = d (1, b, bqp )

ルは次のように定義される．
定義「ベクトル和距離にもとづく（加重）功利主が改善し，他には変化がないとしよう．すなわ′′   ′ ′  ′
′
ち， 
b
>b
, b
=b
, b =bと= d (1, bqp )K 上に定義され，反射性と推移性を満たす二ル和距離にもとづく（加重）功利主義型評価ルーと記せば，上式は次のように簡略化される．

（vii）Star-shaped 性：任 意 の x∊ℝ  と σ∊
である．





+

有界かつ閉集合．
[ 0, 1 ] に 対 し て，x∊C  な ら ば，σx∊C 

.

′


=b

ここでは外出達成値と在宅達成値からなる 2（vi）コ ン パ ク ト（compact）性：す な わ ち，

1
1out'+11∑ ( b  )∑∑tout'+1  10     N ′   ′′

定義「ケイパビリティ集合」：

義する．C  は次の性質を満たす．

t−out 1 
1 
− ∑ 
∑tt
10   

じめに，ケイパビリティを次のように定義する．

代表的個人 i∊N  のケイパビリティ C  を定1∑  (1−b ) N   

イパビリティを評価する方法を提示する20）．は次元の実数値空間 ℝ ×ℝ  上で各グループの

1
1 

∑
∑
out−out' ′ 10   
1∑  ( b  ) N   

ベクトル和距離にもとづく

義型評価ルール」：
  
任意の達成値プロファイル { bqp }   に関して，∑    δ d (1, bqp ) ≥∑    δ d (1, bq′ p ) である
とき，そのときに限って，C ≲C ′ である．
ただし，δ は任意の外出比率 p∊ [ 0, 1 ] に付す
ウエイト値である．ここではそれを，等ウエイ
ト ( δ=1 ( t+1 ) ) とする．

242

経

済

研

究

「ベクトル和距離にもとづく（加重）功利主義と考えられる．もしここに「適応的選好」の影型評価ルール」の特徴は，各外出比率基点におが見られるとしたら，例えば，外出コストの高いて測定される距離をすべて足し合わせた総計

い人（人手がかかる等）
から順に外出自粛するのをもって，ケイパビリティをランキングするこは当然だ，といった無言の圧力が本人の選好評とにある．例えば，外出比率 1 のとき，しょう

価を歪めているとしたら，中立的な評価ルール

がいグループは要介護グループよりも距離が短の採用は適切ではない可能性がある．むしろ，く，外出比率 0 のとき，しょうがいグループはさまざまな外出比率の中で，最も低い機能達成

要介護グループよりも距離が長く，他は一定で値しか達成できないものに着目する「マキシミあるとしよう．「ベクトル和距離にもとづく（加ン型」あるいは「レキシミン型」の評価ルール重）功利主義型評価ルール」は，距離の長さをを適用する方が妥当かもしれない．

基数的に足し合わせたうえで，総距離が短い方

そもそもベクトル和距離関数と
（加重）
功利主

を，よりよいと評価する．

義型評価ルールは，かならずしもセットで用い「ベクトル和距離にもとづく（加重）功利主義

られる必要はない．例えば，ユークリッド距離型評価ルール」は，功利主義ルール一般と同様

関数と
（加重）
功利主義型評価ルールとのセット，に，「匿名性」と「強パレート条件」を満たす．

あるいは，ベクトル和距離関数とレキシミン型

ここでは，それは次のように定義される．

評価ルールとのセットを用いて，ケイパビリテ
ィを評価することもできる．考えられる複数の定義「匿名性」：

ケイパビリティ評価の方法それ自体の詳細な検任意の達成機能値プロファイルに関して，達成討については別稿の課題としたい．

値ベクトル和が同一である限り，対応する外在比率基点の違いが評価の違いに反映されること

4. 6

ベクトル和距離関数を用いた（加重）功利主義型評価ルールによるがない．

グループ別ケイパビリティ
定義「強パレート条件」：

前項までに規範的に基礎づけられた「ベクト任意の達成機能プロファイル b, b' に関して，

ル和距離関数を用いた（加重）功利主義型評価ル[∀p∊ [ 0, 1 ] ：d (1, bqp ) ≥ d (1, bq′ p ) &ール」を，本調査の標本と達成機能の情報にあ∃p'∊ [ 0, 1 ] ：d (1, bqp ) ≥ d (1, bq′ p ) ]てはめ，グループ別にケイパビリティを測定し⇒ C  ≲ C′ 

たのが次の図 9 である．基準値との乖離を集計していることから，数値が増大するとケイパビ

本稿がなぜ「ベクトル和距離関数にもとづく

リティが損なわれることを意味するので，集計（加重）功利主義型評価ルール」を用いるのかにした値はケイパビリティ毀損度と呼んでおこう．

ついて，簡単に注記しておこう．結論的には，

全標本にあてはまとめた結果をパネル A，継それは，この評価ルールは外出比率に対して続標本のみにあてはめた結果をパネル B とし

（さらに，外出比率の背後にある「評価関数」て表示した．

に対して）中立的だという利点をもつからなの

パネル A に示された全標本の集計結果につだが，この利点は，同時に，欠点でもある点にいてみると，ケイパビリティ毀損度は，障碍者留意する必要があるだろう．

0.44，要支援・要介護認定者 0.45 と，両者同程

買物や交流など多くの事柄が家に居てもでき

度で一般高齢者の 0.34 より大きい．やはり，移るようになっている状況で，個々人は，外出す

動困難者は一般高齢者と比較して 0.1 ポイント

るか，在宅するかについて，最終的に得られるほどケイパビリティを毀損していると解釈でき（けれども，「安心」と「刺激」など藤しがちる．この図表を得るために，本研究ではデータな）諸機能をバランス付けながら，決めているを作り集計方法を考察してきた．前節にまとめ

外出・在宅活動へのケイパビリティ・アプローチの応用の試み（2）243

図 9．グループ別ケイパビリティ毀損度

注） A 市調査より筆者ら作成．図 3 で定義された達成機能を，グループ毎に「ベクトル和距離関数を用いた（加重）功利主義型評
価ルール」に基づき集計．

た図 3 と似ているが，規範的な基礎づけというポイントにもなる．一般高齢者であっても，機意味では根本的な違いがある点に注意されたい．

能によってはケイパビリティに大きな毀損があ

さて，図 9 は機能別にみても興味深い含意がることには注意が必要である．再三強調してい得られる．たとえば，すべてのグループにおいるように，「交流・喜び」に関するケイパビリて「交流・喜び」に関するケイパビリティ毀損

ティは社会的側面の中でも交流・喜びの達成と度がもっとも大きく，次いで「得」についての関わっており，本調査期間にコロナウイルスの毀損が続き，「根源的安心」「自尊」に関するケ

感染拡大が続いていることの影響も留意しておイパビリティの毀損度は同程度でもっとも小さくべきであろう．

い．「得」「交流・喜び」がケイパビリティの社

次に継続標本について見ると，グループ別各会的側面を抽出し，「根源的安心」「自尊」が内機能のケイパビリティの毀損度は全標本より省的側面を抽出しているとすれば，移動困難者

0.03〜0.06 ポイントほど小さくなっており，継が毀損するケイパビリティは，注目する側面に続標本は脱落者を含む全標本に比べてケイパビ

よって異なるということになる．

リティの毀損の小さな集団であることが分かる．

また，障碍者と要支援・要介護認定者を比較

逆にいえば，調査からの脱落者の中にはケイパ

すると，「交流・喜び」に関するケイパビリテ

ビリティを大きく毀損していた者が含まれていィの毀損は要支援・要介護認定者でやや大きく，たと思われる．

「根源的安心」と「交流・安心」については同

このように，10 項目にわたる達成機能をも程 度，「自 尊」に つ い て は 逆 に 障 碍 者 が 要 支とに，「ベクトル和距離関数を用いた（加重）功援・要介護認定者よりやや大きかった．障碍者

利主義型評価ルール」に基づき，A 市の障碍と要支援・要介護認定者は，同じ移動困難者と者，要支援・要介護認定者，一般高齢者のケイ

してグループ化されており，実際全機能についパビリティの毀損度を測定すると，その福祉のてのケイパビリティの毀損は同程度だったが，ありようについて，さまざまな知見を得ること

要支援・要介護認定者は「交流・喜び」に関係ができることがわかる．

するケイパビリティを失いやすく，障碍者は「自尊」に関わるケイパビリティを失いやすい．
移動困難者の政策的援助を考えるうえでは重要だろう．

5．多次元剝奪指標による利用能力の評価
5. 1

多次元剝奪指標の導入と公理的性質の解明

他方，一般高齢者は「根源的安心」「得」「自

前節で達成機能からケイパビリティを集計し尊」に関するケイパビリティ毀損度が 0.20〜

たように，本節では利用能力から多次元剝奪度

0.26 ポイント程度であるのに対し，「交流・喜を算出することで，利用能力の総量に集約しよび」に関するケイパビリティの毀損度は 0.48

う．ただし，前節と同様に集計方法は規範的に

244

経

済

望ましい方法に則す必要があることに注意しな
がら，整理しよう．
まず，あるサブグループ qp を所与として，

研

究

1
∑
⊆L に 関 し て，P  ( y, N , L', 1 ) =

L'
 
1

∑
(
1−y
)
．


 N   

ある利用能力に注目したときの調査項目の集計

たとえば，本調査では利用能力として全 12

方法を紹介する．ここでは，貧困・剝奪指標の項目からなる質問項目を備えており，それらを

公 理 化 に つ い て 重 要 な 業 績 を な し た Foster

3 つのサブカテゴリーに集約する，L= ( { 1, 2,

and Shorrock（1991），Foster, Greer and Thor-3, 4 } , { 5, 6, 7, 8 } , { 9, 10, 11, 12 } ) と い う 分 割 を

becke（1984）などを参照した．Alkire and Fos-

考えることができる22）．上記の定義によれば，

ter（2011）の 特 徴 は，次 元 ご と に 閾 値（cutoff

例えば，L'= { 1, 2, 3, 4 } ⊆L に対応する剝奪指

vector）を定めるとともに，次元数についても標は次のように表される．

閾値を設けるという「二重の閾値」にある．すなわち，全体の調査項目数を k（情報のベクト

P  ( y, N , L', 1 ) =1 
1∑ ( 1−y ) .
∑4     N    

ルが k 次元）とすると，d (0<d≤k ) 以上の次

また，全体集合 L に対応した剝奪指標は次の元数で閾値を下回る個人を貧困者と特定する．

ように表記される．

この枠組みに照らした本稿の特徴は次にある．
個々人が外出在宅の際に利用する 12 次元の利
用能力の閾値は，いずれも等しく 1 に基準化される．12 次元の利用能力は，分析上の理由か

P  ( y, N , L, 1 ) =1 
1∑ ( 1−y ) .
∑12     N    

こ の と き，剝 奪 指 標 P  ( y, N , L', 1 ) に つ
いて次の定理が成立する23）．

らサブカテゴリーに分けて集計されることがあ
るものの，次元数について閾値は設けることは定理：

しない．少なくとも 1 つの次元において利用能剝 奪 指 標 P  ( a, N , L', 1 ) は，個 人 に 関 す る

力が 1 未満であるとしたら，その不足は「剝奪

匿名性，次元に関する匿名性，複製不変性，弱度」に反映されるという意味では，Alkire and

単調性，焦点性，限定連続性，サブカテゴリー

Foster らのいう union method に該当する．以

整合性，サブグループ整合性を満たす．

下では，本稿が用いる多次元・多時点剝奪度測
定指標を定式化し，その性質を公理的に明らか

証明：個人に関する匿名性，次元に関する匿名にしたい．

性，複製不変性，弱単調性，焦点性，限定連続

いま，利用能力の集合を L= {1, ⋯, l, ⋯, h } ，性は明らかであろう．ここでは，サブカテゴリ

個人 i∊N  が実現した利用能力ベクトルを yi

ー整合性（サブグループ整合性も同形なのでこ







∊ℝ （ある 1 つの機能項目は y ），諸個人のプ    

こでは省略する）について証明の骨子を記す．

と記す．

いま，機能全体の集合 L をサブカテゴリー

本稿は分析にあたって，しばしば，複数のサブ

L' とその補集合 L" に分けるとしよう．このとカテゴリーにしたがって，利用能力の集合 Lき，機能全体の剝奪指標 P  ( y, N , L, 1 ) は以を，い く つ か の 部 分 集 合 L'= { l', ⋯, l"} ⊆下のように表される．

L (1≤l', l"≤l ) に分割することを試みる．ここP  ( y, N , L, 1 )ロファイル y= ( y, ⋯, y

 N qp ) ∊ℝでは，この部分集合を「サブカテゴリー」と呼ぶ．こ の と き，利 用 能 力 に 関 す る 剝 奪 指 標
P  ( y, N , L', 1 ) は次のように定義される．
定義「利用能力剝奪指標 P  ( y, N , L', 1) 」：


任意の達成機能プロファイル y∊ℝ  ，ならび に，任 意 の サ ブ カ テ ゴ リ ー L'= { l', ⋯, l"}=11∑  ( 1−y )∑ L'+L"    ′″  N   = L'  1
1∑  ( 1−y )∑ L   L'  ′  N   +1
 L"  1∑  ( 1−y )∑ L   L"  ″  N   

外出・在宅活動へのケイパビリティ・アプローチの応用の試み（2）=

それに対して，2 つ目は，総数に対する項目

 L'  
P ( y, N , L', 1)
L
+数の比率，412, 412, 412 でウェイトをつけてサブカテゴリーを加算する．すなわち，

 L"  
P ( y, N , L", 1)
L

4
12

ここで，サブカテゴリー L' で剝奪指標が改善し，L" の剝奪指標には変化がないとしよう．
す な わ ち，P
1) か つ P











( y, N , L', 1) <P ( y, N , L',( y, N , L", 1) =P ( y, N , L", 1)

立つ．すなわち，P( y, N , L, 1) = P+P( y, N , L', 1)( y, N , L", 1)< P  ( y, N , L', 1)+P  ( y, N , L", 1)


+

4
12

+

4
12

=







1 
1
∑ ( 1−y )∑4     N    

であるとする．このとき，以下の不等式が成り


245



= P ( y, N , L, 1)






1 
1
∑ ( 1−y )∑4     N    
1 
1∑ ( 1−y )∑4     N    



1 
1
∑ ∑ ( 1−y ) N  12     

以上より，次の 2 点が確認される．第一に，
1 つ目の集計方法は，より少ない項目数を含む
サブカテゴリーにより大きなウエイトを与える効果をもつ．2 つ目の集計方法は，総数に対す

この不等式は，まさに，他は一定として，あるる項目数の比率でウエイトづけることにより，サブカテゴリーで剝奪指標が改善したら，全体その効果を打ち消す．第二に，本稿で用いる剝

の剝奪指標も改善することを示している． □奪指標 P  ( y, N , L, 1 ) は，2 つ目の集計方法と一致する．すなわち，それは，項目数からは

剝奪指標 P ( y, N , L, 1) の特徴について付

独立に，すべての項目を同じ重みで集計する点記したい．サブカテゴリーの剝奪度の全体へのに特徴をもつ．まさに，この特徴が，サブカテ

集計方法としては一般に次の 2 つが考えられる．

ゴリーの分解可能性を保証するのである．

1 つは，各サブカテゴリーの剝奪度を，各サブカテゴリーに含まれる項目数からは独立に等ウ

5. 2

多次元剝奪度の実際

エイトで加算する方法である．他の 1 つは，各それでは，前項に示した「剝奪度」を，本調

サブカテゴリーの剝奪度を，総数に対する項目

査の標本と利用能力の情報にあてはめ，グルー数の比率でウエイトづけて加算する方法である．

プ別に利用能力の剝奪度を測定したのが次の図

各カテゴリーに含まれる項目数が同一である

10 である．全標本にあてはまとめた結果をパ場合，この 2 つの方法は同一の結果をもたらす．

ネル A，継続標本のみにあてはめた結果をパ

しかし項目数が異なる場合，同一の結果をもた

ネル B として表示した．

らされるとは限らない．さきの 3 つのサブカテ

全標本について見ると，全利用能力の剝奪度

ゴリーへの分割を例とすれば，1 つ目の集計方

は 一 般 高 齢 者 0.04 ポ イ ン ト に 対 し，障 碍 者

法は，3 つのサブカテゴリーに等ウエイト 13

0.11 ポイント，要支援・要介護認定者 0.18 ポを課して加算する．すなわち，

イントであった．利用能力全般においてこの大

1
3



1
1
∑ (1−y )∑4     N    


+
+
=






1
1
∑ (1−y )∑4     N    


1 
1
∑ (1−y )∑4     N    

 

1
1
 N   12∑ ∑ (1−y )    

小関係は変わらないことから，障碍者と要支
援・要介護認定者は諸活動を行う際の制約が大





きく，一般高齢者に比べて障碍者では約 3 倍，
要支援・要介護認定者は約 4 倍の制約を受けていることが分かる．
3 つの領域別に見ると，剝奪度の値の水準は，障碍者と要支援・要介護認定者は環境利用能力，
個体利用能力，対人利用能力の順に大きく，自

246

経

済

研

究

図 10．グループ別利用能力剝奪度

注） A 市調査より筆者ら作成．図 5 で定義された利用能力を，グループ毎に「多次元剝奪度」に基づき集計．

然的・社会制度的環境の制約が大きい．一方で，く，障碍者の剝奪度は 3 つの各利用能力で 0.02

一般高齢者では，領域間の剝奪度の差はかでから 0.03 ポイント小さくなった．継続者の剝

はあるが，個体利用能力が最も大きく，次いで奪度が脱落者より小さかったことが考えられる．

環境利用能力，対人利用能力の順となる．障碍

これに対し，要介護・要支援認定者では個体利

者の個体利用能力剝奪度は一般高齢者の 2.39用能力が 0.02 ポイント大きくなった．継続者

倍，要支援・要介護認定者は同 3.75 倍であっでは時間的経過によって日常生活自立度や疾患

た．個体利用能力は本人に内在的な制約であるの病状が変化し個体利用能力の剝奪度が大きくから，この差異はグループ間に本来的に存在すなったことが考えられる．

る，例えば身体的機能や疾患に由来する差異で6．ディスカッション

あり，それがグループ間の個体利用能力剝奪度
の差異に反映されていると解釈できる．一方で，

6. 1

属性によるサブグループの区別の可能性

環境利用能力や対人利用能力は自然的・社会制

以上，本稿はケイパビリティと利用能力の測度的環境や対人性という外在的な制約である．

定について議論してきたが，用いた概念の頑健障碍者の環境利用能力・対人利用能力剝奪度は性やデータの性質について，いくつか議論を追一般高齢者の 3.26 倍・3.81 倍で，個体利用能

加しておく必要がある．

力剝奪度の同 2.39 倍より比率が大きかった．

まず，本稿では共通の評価関数をもつ単位をまた，要支援・要介護認定者はそれぞれ 4.99

サブグループとし，具体的なケイパビリティの倍，6.22 倍で，同様に個体利用能力剝奪度対一

算出においては，外出比率の違いでサブグルー

般高齢者比 3.75 倍より大きかった．これらのプを構成した．しかし，そのほかの属性や要素

剝奪度は一般高齢者では個体利用能力より小さによってサブグループを構成するのが望ましい

かったことを考え合わせると，障碍者や要支かもしれない．たとえば，試みとして性別の違

援・要介護認定者に見られる環境利用能力と対いが外出比率の水準や推移とどの程度関連する

人利用能力の剝奪度の個体利用能力剝奪度の超

かをみてみた．3 つのグループ別性別の外出比

過分は，障碍者や要支援・要介護認定者が身体率を図 11 に示す．全標本についての集計結果的機能や疾患・症状といった内在的因子で受けをパネル A，C，E として，継続標本のみの集る制約ではなく，このグループに属するが故に計結果をパネル B，D，F とした．

受ける環境・社会的な制約が一般高齢者に比して大きいことを示唆する．
継続標本でも全標本と同様の傾向であったが，確かに，どのグループでもどの時点でも男性の外出比率は女性より高く，性別による違いははっきりしているようにみえる．しかし，男女各グループの剝奪度を全標本と比べると，一般間の差は，グループにより，あるいは調査時点

高齢者では個体利用能力が 0.01 ポイント小さ

により異なる．たとえば，一般高齢者では第 4

外出・在宅活動へのケイパビリティ・アプローチの応用の試み（2）247

図 11．グループ別調査時点別性別外出比率注） A 市調査より筆者ら作成．作成方法は，図 2 を参照のこと．

回 調 査 で 0.11 ポ イ ン ト と 特 に 大 き か っ た．

継続標本に限定したパネル B，D，F を見る「GoTo トラベル」政策で外出比率が高まったと，少々異なる解釈が可能かもしれない．たと時期に女性の外出比率が伸びなかったことが原

えば，要支援・要介護認定者については，男女因かもしれない．また，要支援・要介護認定者

間の外出比率の差は調査を重ねるごとに小さく

においては第 2 回調査で 0.12 ポイント低い．

なってきている．同一の集団に限ると，コロナ

これに対して，障碍者の外出比率は第 2 回調査

禍で外出自粛にまだ慣れていなかった時期には，では男女とも差がなかったものの，回を経るご女性の外出が減少し，経験を積むにしたがってとに男性は徐々に高くなったのに対し女性はほ差が消失した可能性がある．また，男女差障碍

ぼ一定で，その結果第 5 回調査では男女間の差者は男女とも徐々に外出比率が高くなるが，そは 0.20 ポイントにまで開いた．

の差は 15〜20％ ポイントで安定的に推移して

248

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研

究

図 12．要支援・要介護認定移行者の利用能力

注） A 市調査より筆者ら作成．集計方法は図 5 を参照のこと．

いる．全標本でみえた障碍者の男女間の差の拡

要支援・要介護認定者に移行した者は実際に 8

大は，第 2 回に外出した障碍者の女性が標本か名いる．さらに，第 5 回調査時に要支援・要介ら脱落したことによって生じている可能性が高護認定者として新たに追加された 51 名は，第い．

2 回調査時点では一般高齢者に属しており要支以上をまとめると，まず外出比率に関する 3

援・要介護認定者ではなかった．このグループ

つのグループによる差が確からしいのは，一般を移動した 59 名の外出時・在宅時機能得点と高齢者がもっとも高く，男女間に差があること

利用能力得点を，図 12 に示す．第 5 回調査時程度で，障碍者や要支援・要介護認定者の関係点の要支援・要介護度は，要介護 5：4 人，要やコロナ禍前後での変化などについては，頑健

介護 4：1 人，要介護 3：2 名，要介護 2：4 名，

な傾向があるわけではないということだろう．

要介護 1：12 名，要支援 2：9 名，要支援 1：だとすると，性別によってサブグループを区分

27 名であった．また，参考のために一般高齢

すべしという意見も，それほど確たる根拠があ

者の平均値を追加的に示している．

るわけではないかもしれない．

要支援・要介護認定移行者の利用能力は一般

このように，どのようにサブグループを分割

高齢者の該当する得点より 0.04〜0.15 点の幅ですべきかはデータをよく観察して決定すべきだ

低下している．ただし低下の幅は領域および外が，本稿での集計方法は，どのようなサブグル

出・在宅の別により異なり，その結果，一般高ープの分割に対しても，一貫した集計結果をも齢者では 3 領域とも外出・在宅の別による差異

たらすという点で利点があることは強調しておは見られなかったのに対し，要支援・要介護認

こう．

定移行者では，環境利用能力は外出時が在宅時より高く，対人利用能力は差異はみられず，個

6. 2

カテゴリーの変動の影響

体利用能力は在宅時の方が外出時よりも高かっ

本稿では，障碍者，要支援・要介護認定者，

た．このことから，利用能力の低下と要支援・

一般高齢者は所与のグループ分けと想定してき要介護認定への移行との関係が示唆される．特たが，現実にはグループ間の相互移動はある．

に在宅時の環境利用能力と外出時の個体利用能

具体的には，本調査の標本内で，第 2 回調査時

力の影響が大きいと考えられる．

に一般高齢者であったものの第 5 回調査時にはまた，要支援・要介護認定に移行した回答者

外出・在宅活動へのケイパビリティ・アプローチの応用の試み（2）249

図 13．要支援・要介護認定移行者の達成機能

注） A 市調査より筆者ら作成．集計方法は図 3 を参照のこと．

図 14．グループ別ケイパビリティ毀損度と利用能力剝奪度

注） 図 3 および図 5 をあわせて筆者ら作成．

の達成された機能は，ほぼすべての領域において一般高齢者の該当する得点より 0.05 点程度
低かったが，在宅時の「交流・喜び」「自尊」

うな特徴があるかは，将来の課題としたい．
7．結論

は一般高齢者の得点からの低下は見られなかっ

以上，本稿では，A 市の障碍者，要支援・た．このことから，要支援・要介護認定に移行

要介護認定者，一般高齢者について，10 項目

すると機能全般において低下がみられる中で，の達成機能に「ベクトル和距離関数を用いた

在宅時の自分らしさは比較的よく保たれ，また， （加重）功利主義型評価ルール」を当てはめケイ
在宅時の交流は元々低位であるがそれ以上の低パビリティの毀損度を算出し，12 項目の利用下は免れることが示唆された．

能力に「多次元剝奪指標」を当てはめ利用能力

本調査は 2021 年 10 月に第 6 回，2022 年 1月に第 7 回が実施され，グループ間の移動もよ剝奪度を算出したことになる．その対応関係を図示したのが，次の図 14 である．

り観察されるようになってきた．これらのひと

3 つのグループを相互に比較すると，やはりびとの剝奪度やケイパビリティの毀損にどのよ

利用能力の剝奪度が大きいとケイパビリティの

250

経

済

毀損も大きくなることがわかる．ケイパビリテ
ィの[復には利用能力の涵養が役に立つことが示唆されるだろう．このように，図 3，図 5 そして両者をあわせた図 14 を作成し，その含意を引き出した点が本稿の最も重要な学術的貢献とまとめられるだろう．
もちろん，本稿には多くの不足の点がある．
たとえば，図 14 にしても，両者の相関関係は0.5 程度で，利用能力の涵養のすべてがケイパ
ビリティの[復に反映されるのではなさそうである．また，障碍者は，要支援・要介護認定者と比較すると利用能力の剝奪度のわりにケイパ
ビリティの毀損が大きい．逆に言えば，要支
援・要介護認定者は，障碍者と比較すると利用能力の剝奪度のわりにケイパビリティの毀損が小さいともいえるのだが，行政の支援内容が異なることが影響しているのかもしれない．利用能力の剝奪度との関係などの分析は道半ばだといってよい．
また，先にも指摘したとおり，本来ケイパビ
リティはサブグループを単位として集計するのではなく，個人を単位として集計すべき概念である．本調査はパネル構造を有しているので，
第 4 節や第 5 節の集計方法を，パネル構造が利用できる形で個人レベルに直接当てはめるように書き直し，集計しなおす必要がある．その際，ケイパビリティの集計については個々人がもつ基準点をどう想定するかが問題になるだろうし，利用能力の集計についてはケイパビリティを形成する他の資源，たとえば所得や家族などをどう考慮すべきかが問題になることは明らかである．こうした問題を解決することで，ケイパビ
リティ・アプローチの有用性と限界がより一層明らかになっていくと考えている．
（一橋大学経済研究所・帝京大学・
労働安全衛生総合研究所・
労働安全衛生総合研究所）

注1） このような問題関心からケイパビリティ・アプ
ローチの経済学的定式化を行う本稿の理論枠組みは，
もともと Lancaster（1966）と Sen（1985）に負うものである．同様の関心は，Sen, Muellbauer, Kanbur, Hart

研

究and Williams（1987）, Andreassen and Di Tommaso（2018）などにも見受けられる．
2） 第 1 回調査では，A 市の性別・年齢別人口構
成に準じて無作為抽出（抽出率 14.9％）された者を調査対象とした．
3） 本稿では分析対象とはしないが継続して第 7 回までが実施されている．
4） 質問は全回共通しており「特定の日の外出についてお尋ねします．今年の X 月 Y 日（Z 曜日）に外出をされましたか．」と尋ねた．回答は，「外出した」「家にいた」のふたつの選択肢から一つを選ぶ形式である．
5） 第 43 回新型コロナウイルス感染症対策アドバ
イザリーボード（令和 3 年 7 月 14 日，厚生労働省）による．
6） なお，障碍者と要支援・要介護者の外出には，外出先がデイサービスへの通所であるものが，障碍者の 0.05 ポ イ ン ト 前 後，要 支 援・要 介 護 認 定 者 で は0.11 ポイント前後含まれている．デイサービスを居宅介護の支援として解釈して外出から除いて第 3 回および第 5 回の外出比率を求めると，障碍者はそれぞれ
0.59，0.67，要支援・要介護認定者はそれぞれ 0.49，
0.47 となる．要支援・要介護認定者は感染拡大の影響をより大きく受けている可能性が指摘できる．とはいえ，デイサービスは空間的にも人間関係的にも自宅より離れるという意味では外出に違いなく，一概に在宅と同一視するには無理がある．また，自宅の周りの散歩など，外出活動と在宅活動の間には曖昧な領域もある．ケイパビリティの測定方法が確立した後，これらの曖昧な領域について考察することとし，本稿では以下，デイサービスを含めて回答者の選択通りに扱う．
7） これらの次元を選択する理由についての詳細は
神林・後藤・小林（2020）を参照のこと．
8） 本稿では利用能力に関してグループ内での同質性を，機能評価に関してサブグループ内での同質性を仮定している．これらの仮定のもとでは中間に 0.5 という値を設定すること，また，算術平均をとることが妥当だと考えられる．本稿の関心は集計方法の妥当性にあるため，集計対象となる基本データ（elementaryindex）の作成方法に関する本格的な考察は最小限にとどめた．別稿の課題としたい．指摘いただいた阿部修人氏に感謝する．
9） 全標本の集計結果は紙面の都合で省略した．興
味ある読者は著者に連絡されたい．
10） 全標本の集計結果は紙面の都合で省略した．
興味ある読者は著者に連絡されたい．
11） 主要な理由は，本稿の分析においては前述の通り，障碍者手帳を保有する要支援・要介護認定者を，障碍者手帳初度交付時の年齢によっていずれかに割り振ることが妥当だと判断されたためである．
12） 基本的には各部分集合は互いに共通要素をもたないことを仮定する．
13）距離関数を用いてケイパビリティを評価する試
みについてはいくつか先行研究がある．Gaertner andXu（2008）, Kolm（2010）, Miyagishima（2010）, Gaertner
and Xu（2011）, Dhongde, Pattanaik, and Xu（2019）など．
これらと比較した本稿の特徴は，複数の剝奪指標のク

外出・在宅活動へのケイパビリティ・アプローチの応用の試み（2）ラスを考慮に入れたうえで，調査の目的とデータの性質により適合的な距離関数と剝奪指標を選択するという枠組みを構想した点にある．
14） 背後には，本稿でいうところの行政グループ
を，「利用関数（したがってケイパビリティの大きさと形状）がほぼ同様で，評価（選好）関数のみが異なる」
個々人の集まりと見なすという仮定がある．詳細については，神林・後藤・小林（2020）参照のこと．
15） ℝ  は非正の実数値空間を，ℝ は n 次元デカ
ルト空間を表す．
16） Gaertner and Xu（2008）の定式化を参照した．
17） ただし，ここでのベクトルの不等号は次のよ
うに定義される．あらゆる x, y∊ℝ に対して，x≥y⇔ ( x−y∊ℝ；x>y⇔ [ x≥y and x≠y ] ；x≫y⇔ ( x−y ) ∊ℝ．
18） ここでいう分解可能性を満たさない代表的な指標としてはジニ係数が挙げられる．
19） 機能が達成できているケースは 1 の値をとる．
実際には達成機能が 1 を超えるケースもそこには含まれていると解釈される．
20） 先に注記したように，距離関数を用いてケイパ ビ リ テ ィ を 評 価 す る 試 み に つ い て は Verbunt,
Rogge, Van Puyenbroeck（2022）などいくつか先行研究がある．なかでも，理論と実証を結び付けたものとして，Dhongde, Pattanaik and Xu（2019）などが参照
される．より広くケイパビリティを評価する方法については，Pattanaik and Xu（1990）をはじめとして，多くの先行研究がある．
21） 反射性は任意の C∊K に関して C≳C' が成り立つことを，推移性は任意の C, C', C"∊K に関して C≳C' かつ C'≳C" ならば，C≳C" が成り立つことを意味する．
22） 分割された部分集合間の積集合は空であると仮定する．
23） 以下の公理は，基本的に，Foster and Shorrock（1991）を多次元指標に拡張したものである．
参 考 文 献神林龍・後藤玲子・小林秀行（2020）「外出・在宅活動へのケイパビリティ・アプローチの応用の試み：『A 市高齢者・しょうがいしゃの外出に関する調査』よ り」『経 済 研 究』第 71 巻 第 3 号，pp. 209236．
Alkire, S. and Foster, J.（2011）“Counting and Multidimensional Poverty Measurement,” Journal of Public
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Andreassen, L. and Di Tommaso, M. L.（2018）“Estimating Capabilities with Random Scale Models :Womenʼs Freedom of Movement,” Social Choice and251

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Dhongde, S., Pattanaik, P. K., Xu, Y.（2019）“WellBeing, Deprivation, and the Great Recession in the
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Review of Income and Wealth, Vol. 65, No. S1, pp.
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Foster, J. E. and Shorrocks, A. F.（1991）“Subgroup
Consistent Poverty Indices,” Econometrica, Vol. 59,
No. 3, pp. 687-709.
Foster, J., Greer, J., Thorbecke, E.（1984）“A Class ofDecomposable Poverty Measures,” Econometrica,
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Gaertner, W. and Xu, Y.（2011）“Reference-dependent Rankings of Sets in Characteristics Space,”
Social Choice and Welfare, Vol. 37, No. 4, pp. 717728.
Kolm, S. C.（2010）“On Real Economic Freedom,”Social Choice and Welfare, Vol. 35, No. 3, pp. 351375.
Lancaster, K. J.（1966）“A New Approach to Consumer Theory,” J Political Economy, Vol. 74, No. 2, pp.
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Miyagishima, K.（2010）” Ranking Linear Budget
Sets,” Social Choice and Welfare, Vol. 35, No. 1, pp.
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Pattanaik, P. P. and Xu, Y.（2018）“On Measuring
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Pattanaik, P. K. and Xu, Y.（1990）“On Ranking
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Capability Sets,” Oxford Economic Papers, Vol. 74,
No. 1, pp. 265-296.

252

経

済

研

究

附録
附表 1．達成機能に関する質問項目
安心

おおむね安心してくつろいでいられた金銭などの負担が大きすぎなかった

得外出でしたかったことがそこそこ実現できた
身体・精神などの健康に良い感じがした
自分でコントロールしている感覚を保てた
経験や視野を広げる適度な刺激があった

交流・喜び

予期せぬ出会いや発見があった（人・景色・飾りなど）
気晴らしができた・楽しんだ・笑った
周囲の人と会話や交流ができた

自分らしさ ふだんの自分らしい感じでいられた
附表 2．利用能力に関する質問項目
段差がきつかった（階段，車の乗り降り，しきいなど）
環境

設備が利用しづらかった（扉，エレベーター，トイレ，エアコンなど）
手荷物や器具が運びづらかった
おいしく食事をとったり，ひと息入れづらかった
ちょっとした会話がしづらかった

対人

大事な案内や説明がわかりづらかった
人のまなざしや態度，言葉づかいが気にかかった
まわりの人の理解や手助けを受けづらかった
急な疲れや痛みがでて，少しあわてた

個体

予定外の出費をしてしまった
予定外の時間をつかってしまった
自分のこころやからだの調整がむずかしかった外出・在宅活動へのケイパビリティ・アプローチの応用の試み（2）附図 1．グループ別感染不安と利用能力得点注） A 市調査より筆者ら作成

附図 2．利用能力剝奪度とケイパビリティ毀損度の関係（サブカテゴリー別）

253