介護保険サービス地域差の統計的研究
─ 都道府県別データによる検証 ─

松
1.

岡

佑

和

はじめに
2000 年に介護保険制度が施行され、市区町村を中心とした保険者の下、居宅・施設サービス、2006 年からは地域密着型サービスが提供されている。介護保険サービスの第 1 号被保険者数（65 歳以上人口）、利用者
数は、それぞれ 2000 年度約 2242 万人、約 1966 万人（累計）から、2012年度約 3093 万人、約 4873 万人（累計）へと大幅に増加している。利用者増加に伴い、介護保険サービス費用額も 2000 年度約 3.5 兆円（GDP比 .069%）から 2012 年度約 8.3 兆円（GDP 比 1.745%）へと増加し社会保障費として財政に与える影響も増大している。
介護保険制度に関しては、主に介護給付水準（被保険者 1 人あたり介護サービス量等）の決定要因に関する研究（安藤（2008）、田近・油井（2004）、油井（2006）、松岡（2016a））、医療・介護保険財政の推計や長期予測等の研究が行われてきた（Iwamoto and Fukui（2009））。また自治体
間競争・空間的自己相関を検証した研究も存在する。山内（2009）では2001-03 年都道府県パネルデータを用い介護保険施設における介護サービ
スの空間的自己相関を空間計量経済学の手法を用い分析し、近隣都道府県から正の影響を受けることを確認している。松岡（2016a）では 2006-12
年度保険者別データを用い、全ての介護サービス（合計・居宅・施設・地域密着型サービス）において空間的自己相関が存在することを空間計量経済学の手法を用いて確認し、近隣都道府県の保険者の影響も受けることを105示している。
これらの先行研究は介護保険財政を運営する立場（保険者、都道府県、国等）にとって重要な分析である。一方で被保険者、利用者の立場で介護保険制度を考えると、介護サービスへのアクセスの差等から生じる介護給付水準の地域差は重要な問題である。介護保険には医療保険同様に地域間でサービス量、介護保険料等が大きく異なることが知られている（厚生労働省（2014））。しかしながら、その分析の多くは記述統計による比較に留まっており、統計的な分析が行われているわけではない1。先行研究において介護給付水準には自治体間競争・空間的自己相関が存在することが明らかとなっており、山内（2009）、松岡（2016a）では他都道府県の水準の影響も受けることが確認されている。介護給付水準に自治体間競争・空間
的自己相関が存在するならば、地域間（自治体間）の介護給付水準は時間を経て収束をする可能性が高い。地域間における変数の水準の収束に関しては、Baumol（1986）、Barro and Sala-i-Martin（1992a）等で用いられた経済成長の収束分析の方法である σ 収束、β 収束を用いた研究が存在する。σ 収束とは標準偏差・変動係数が時間を通じて減少する過程、β 収束とは 1 人あたり変数水準が低い地域は高い地域と比べより高い成長率を上げるという後進地域のキャッチアップ過程のことである。Baumol（1986）、Barro and Sala-i-Martin（1992a,b）、Sala-i-Marting（1996）等による国間、地域間の経済成長の収束分析をはじめ、Nixon（1999）、Hitiris and Nixon（2001）による EU 内国間の医療支出収束、Wang（2009）によるアメリ
カにおける州間の医療支出収束の研究が存在する。
本稿では、2000-12 年度都道府県別パネルデータを用い、地域間（都道府県間）介護保険サービスにおいて、σ 収束が生じているかを検証した2。
介護保険制度下における介護給付水準の σ 収束を計測することには、下記の 3 点の意義があると考える。1 つ目は、介護給付水準における自治体
間競争・空間的自己相関の存在から、介護給付水準の収束が実際に生じているかを検証し、地域間介護給付水準の変遷の特徴を把握することが可能
106

介護保険サービス地域差の統計的研究なためである。2 つ目は、介護給付水準の地域差が制度変更に伴いどのように変化したかを把握することが可能なためである。介護保険制度導入前（1999 年以前）は、市町村・都道府県はそれぞれ「老人保健福祉計画」を作成し、主に老人福祉費の扶助費を用い、介護サービス提供を措置制度により行っていた。介護保険制度導入に伴い、市町村が介護保険制度の保険者となり、その事業計画においては市町村・都道府県ともに介護保険事業計画を作成し、それぞれの意向を調整する形が取られている（齊藤・山本・一圓（2002））。1999 年都道府県別老人福祉費内扶助費の標準偏差（対数）・変動係数はそれぞれ（.082, 18.498）、2000/2012 年都道府県別介護保険サービス費用はそれぞれ（.085, 19.840）、（.049, 11.030）である3。
介護保険制度施行年のサービス量の標準偏差・変動係数は前年とほぼ変わらないが、12 年を経て大きく減少している。介護保険制度へ移行し制度が浸透するに従い、介護給付水準の地域差がどう変化したかを分析することは意義があると考える。3 つ目は、利用者・被保険者の厚生上の観点からである。介護給付水準の地域差が、後期高齢者割合、地域による家族介
護の考え方の違い、介護保険料の違い等の地域特性を完全に反映したものであれば、その地域差の存在は認められる。しかしながら、保険者地域の地域特性を把握していると考えらえる保険者（市町村）による地域密着型
サービスの事業所公募状況において、50.81% の保険者が、施設数が整備目標に達しておらず、その 58.2% が理由を応募がなかったためと答えている（畠山（2010））4。これらのことから、地域特性を反映した需給ギャッ
プが完全に反映されていないことが示唆される。このような状況での介護給付水準の地域差は利用者・被保険者にとって望ましい状態と考えることは難しい。σ 収束の存在により地域差縮小が示唆されれば、利用者・被保険者の介護サービスへのアクセスの差が減少しているのではないかと考えられる。
本稿で得られた結果は以下の通りである。全ての 1 人あたり介護給付水準（合計・サービス別）において、標準偏差・変動係数を用いた σ 収束
107

が確認された。これら収束は介護保険制度初期（2000-05 年）の方が 2006
年以降と比べ若干速い傾向であった。介護サービスを措置制度で行っていた 1999 年以前の扶助費（老人福祉費）と介護保険制度施行以後の介護保険費用に対し同様の分析を行った。いずれも σ 収束は認められ、介護保険制度下の方が収束速度が早いことを確認した。ただし、扶助費と介護保険費用の σ 収束の計測結果の差は小さく、収束の傾向は介護保険制度導入前より生じていたことが明らかとなった。
2 節では σ 収束の概念を説明し、3 節では分析で扱うデータ・変数について述べ、4、5 節で σ 収束の計測結果を提示する。6 節はまとめである。

2.

σ 収束
本稿で用いる収束の計測・推定方法は、Barro、Sala-i-Martin 等による経済成長の研究（Barro and Sala-i-Martin（1992a,b）、Sala-i-Marting（1996）
等）で用いられた σ 収束の計測方法である。
経済成長の文脈で用いられる σ 収束とは（対数を取った）1 人あたり所
得の国間 / 地域間の標準偏差が時間を通じて低下することである。Nixon（1999）、Wang（2009）では 1 人あたり医療支出が対象の変数となっている。Barro、Sala-i-Martin による一連の研究では（対数による）標準偏差が用いられているが、Nixon（1999）、Wang（2009）では対数を取っていない値を用いた変動係数が用いられている。変動係数とは、（標準偏差 /平均）× 100 と定義される尺度であり平均が異なる変数間の相対的なばらつきを比較することが可能な尺度である。例えば、1 人あたり所得と 1 人
あたり医療支出では、当然前者の値が大きく、それに伴い標準偏差も大きくなる傾向がある。平均で除すことにより、異なる変数間の相対的なばらつきを比較することが可能になる。先行研究では、値の比率、増加率を減少させる対数か（Barro and Sala-i-Martin（1992 a,b）、Sala-i-Marting（1996））、 平 均 の 増 加 を 加 味 し た 変 動 係 数 が 用 い ら れ て い る（Nixon
108

介護保険サービス地域差の統計的研究（1999）、Wang（2009））。変動係数を使用した場合、全体の変動の要因分解が可能になるため、どの変数の変動が全体の変動にどの程度寄与しているかを分析することができる。本稿では、対数を用いた標準偏差及び変動係数を用いた σ 収束を計測する。

3.

分析で扱うデータ・変数
本稿で扱うデータは厚生労働省 2000-12 年度『介護保険事業状況報告』の都道府県別パネルデータ（47 × 13）である5 6。対象は 65 歳以上の第 1号被保険者に限定した 7。介護保険制度では、居宅・施設サービス8 の事
業指定権限は都道府県にあり、事業計画と併せ、介護サービス提供に関して都道府県の意向が反映されているという点で、都道府県別データを扱うことにも一定の意義があると考えられる。介護給付水準の指標として単位数を用いた。単位数を用いた理由として、給付額・費用額は単位数×単価で計算され、単価には物価が加味されており、純粋なサービス量としては単位数が適切であると考えたからである9。
1 人あたり介護サービス量である介護給付水準を 2 通り定義した。1 つ目は、単位数 / 利用者数である。単位数を用い、介護サービスを実際に必要とし利用した利用者を基準とした 1 人あたり介護給付水準である。合計・サービス別と分け、それぞれ合計単位数 / 合計利用者数、居宅単位
数 / 居宅利用者数、施設単位数 / 施設利用者、地域密着単位数 / 地域密着
利用者（地域密着は 2006 年度以降）と定義した。２つ目は、単位数 / 被保険者数である。単位数を用い、介護保険料を支払う被保険者10 を基準とし、財政負担面から見た 1 人あたり介護給付水準である。合計・サービス
別に、それぞれ合計単位数 / 被保険者数、居宅単位数 / 被保険者数、施設単位数 / 被保険者数、地域密着単位数 / 被保険者数（地域密着は 2006 年度以降）と定義した。
また介護給付水準とは異なるが介護保険料（都道府県平均）、後期高齢109

者割合、要支援・要介護認定率（全ての要支援・要介護度認定者数／被保険者数）においても、σ 収束が存在するかを確認する。これらの記述統計（2000、2006、2012 年度）は表 1 である。
表1

分析で扱う変数の記述統計

2000 年

2006 年

2012 年

平均
最小値，
平均
最小値，
平均
最小値，
（標準偏差） 最大値 変動係数 （標準偏差） 最大値 変動係数 （標準偏差） 最大値 変動係数

⑴ 合計単位数／ 15.744
13.752
合計利用者数 （1.301） 20.564

8.246

14.44612.981（.756） 16.475

5.235

15.28513.944（.735） 17.054

4.81⑵ 居宅単位数／
居宅利用者数

8.426
6.617（.797） 10.053

9.458

9.314
7.614
（.761） 11.153

8.178

10.6848.847（.766） 13.274

7.17⑶ 施設単位数／ 29.872
27.888
施設利用者数 （1.307） 34.119

4.377

27.92526.568（.799） 30.776

2.862

28.77527.833（.633） 31.003

2.203

22.26616.193（2.174） 25.395

9.756

22.561
16.781（1.467） 24.92

6.502⑷ 地域単位数／
地域利用者数⑸ 合計単位数／
被保険者数

14.7129.859（2.95） 23.842

20.05821.08915.569（2.446） 26.468

11.60127.82619.817（3.303） 33.179

11.871⑹ 居宅単位数／
被保険者数

5.144
（.833）

3.490
7.061

16.1999.631
6.979（1.033） 12.285

10.73513.957
10.544（1.675） 19.105

12.003⑺ 施設単位数／
9.567
5.841
（2.506） 16.833
被保険者数

26.1939.894
6.748（1.720） 13.678

17.38410.6097.376（1.68） 13.896

15.8371.563（.737）

47.1593.258（.999）

1.491
5.423

30.6643991.829 3179.738
10.402 （398.459） 4857.905

4898.639 4238.322
9.981 （369.968） 5852.857

7.552

.379
.542

7.784

.514
（.038）

.415
.579

7.461

.125
.206

11.551.182（.020）.136.223

11.053⑻ 地域単位数／
被保険者数⑼ 介護保険料（月額）2811.240 2146.744（292.444） 3465.673⑽ 後期高齢者割合.423（.022）

.370
.459

5.352

.480
（.037）⑾ 要支援・
要介護認定率.114（.018）.082.160

15.771.163（.018）

サンプルサイズ

47

.506
3.742

47

47

出所：厚生労働省『介護保険事業状況報告』（平成 12、18、24 年度）。介護保険料第 1 期（2000-3 年度）は中澤克佳准教授（東洋大学）から提供して頂いたデータ（2828 保険者）、第 2 期以降は厚生労働省がホームページ上で公開したデータを用いた都道府県別平均値である。

110

介護保険サービス地域差の統計的研究

表 1 から 2000 年度、2012 年度の（1）合計単位数／合計利用者数、（5）
合計単位数／被保険者数を都道府県別に比較した図が図 1 である。

50

沖縄県 沖縄県
鹿児島県
鹿児島県
宮崎県 宮崎県
大分県 大分県
熊本県 熊本県
長崎県 長崎県
佐賀県 佐賀県
福岡県 福岡県
高知県 高知県
愛媛県 愛媛県
香川県 香川県
徳島県 徳島県
山口県 山口県
広島県 広島県
岡山県 岡山県
島根県 島根県
鳥取県 鳥取県
和歌山県
和歌山県
奈良県 奈良県
兵庫県 兵庫県
大阪府 大阪府
京都府 京都府
滋賀県 滋賀県
三重県 三重県
愛知県 愛知県
静岡県 静岡県
岐阜県 岐阜県
長野県 長野県
山梨県 山梨県
福井県 福井県
石川県 石川県
富山県 富山県
新潟県 新潟県
神奈川県
神奈川県
東京都 東京都
千葉県 千葉県
埼玉県 埼玉県
群馬県 群馬県
栃木県 栃木県
茨城県 茨城県
福島県 福島県
山形県 山形県
秋田県 秋田県
宮城県 宮城県
岩手県 岩手県
青森県 青森県
北海道 北海道
100

合計単位数（被保険者 1 人あたり）

沖縄県 沖縄県
鹿児島県
鹿児島県
宮崎県 宮崎県
大分県 大分県
熊本県 熊本県
長崎県 長崎県
佐賀県 佐賀県
福岡県 福岡県
高知県 高知県
愛媛県 愛媛県
香川県 香川県
徳島県 徳島県
山口県 山口県
広島県 広島県
岡山県 岡山県
島根県 島根県
鳥取県 鳥取県
和歌山県
和歌山県
奈良県 奈良県
兵庫県 兵庫県
大阪府 大阪府
京都府 京都府
滋賀県 滋賀県
三重県 三重県
愛知県 愛知県
静岡県 静岡県
岐阜県 岐阜県
長野県 長野県
山梨県 山梨県
福井県 福井県
石川県 石川県
富山県 富山県
新潟県 新潟県
神奈川県
神奈川県
東京都 東京都
千葉県 千葉県
埼玉県 埼玉県
群馬県 群馬県
栃木県 栃木県
茨城県 茨城県
福島県 福島県
山形県 山形県
秋田県 秋田県
宮城県 宮城県
岩手県 岩手県
青森県 青森県
北海道 北海道3530
単位数（千単位）
25
35
20
30
15
25
10
20
5
15
0
10
5
0

介護給付水準の地域差
図1

2000年

2012年
2000年

2012年

単位数（千単位）

合計単位数（利用者 1 人あたり）
単位数（千単位）25

単位数（千単位）
20

25
15

20
10

15
5

2000年

2012年

2000年

2012年

出所：厚生労働省『介護保険事業状況報告』（平成 12 年度、平成 24 年度）（1）合計単位数／合計利用者数は 2000 年度、2012 年度で値の大きな変化はない。これは単位数の増加率と利用者数の増加率が概ね同様であったからと考えられる。一方で、（2）合計単位数／被保険者数は 2000 年度と比

べ、2012 年度が増加している。これは単位数、利用者数の増加率が被保険者数の増加率を上回っているからと考えられる。（1）（2）ともに 2000

年度、2012 年度それぞれ全国で地域差が存在することがわかる。しかしこの図だけでは、地域差がどの程度なのか、またどのように変化したのかを把握することは難しい。次節において、地域差がどのように変動したかを σ 収束の概念を用い分析する。

111

4.

計測結果

（1）σ 収束の計測結果
表２では、表 1 で提示した記述統計量の変化（（1）-（11）まで）を統計的に把握した。平均・分散は対数を取った値、変動係数は平均で除され相対化されるため、そのままの値を用いた。
表2

平均・分散検定・変動係数比

検定 2000 vs 2012

⑴ 合計単位数／
合計利用者数

検定 2000 vs 2006

検定 2006 vs 2012

平均の差検定 分散比率検定 変動係数比 平均の差検定 分散比率検定 変動係数比 平均の差検定 分散比率検定 変動係数比（値：平均の差）（値：分散比）（値：変動係数比）（値：平均の差）（値：分散比）（値：変動係数比）（値：平均の差）（値：分散比）（値：変動係数比）
2000-2012 2000/2012 2000/2012 2000-2006 2000/2006 2000/2006 2006-2012 2006/2012 2006/2012.011

2.703***

1.717

.036

2.341***

1.578-.024***

1.154

1.088

⑵ 居宅単位数／ -.103***
居宅利用者数

1.846**

1.319-.043***

1.355

1.156

-.059***

1.362

1.14

⑶ 施設単位数／
施設利用者数

3.874***

1.987

.029

2.309***

1.529-.013***

1.677**

1.299

-.006

2.231***

1.501

.015

⑷ 地域単位数／
地域利用者数⑸ 合計単位数／ -.282***
被保険者数2.569***

1.689-.161***

2.796***

1.728-.120***

.981

.977

⑹ 居宅単位数／ -.436***
被保険者数

1.845**

1.349-.275***

2.252***

1.508-.160***

.819

.894

⑺ 施設単位数／ -.053***
被保険者数2.527***

1.653

-.022

2.185***

1.506-.031**

1.156

1.097

-.340***

1.889**

1.537⑻ 地域単位数／
被保険者数⑼ 介護保険料（月額）-.242***

2.009***

1.377-.152***

1.144

1.042

-.089***

1.756**

1.321⑽ 後期高齢者割合-.083***

0.510

0.717

-.054***

0.453

.687

-.029***

1.125

1.043

⑾ 要支援・-.204***
要介護認定率1.888**

1.426-.155***

1.803**

1.365-.048***

1.047

1.045

注 1：平均の差検定の値は前者の値から後者の債を引いたものである（2000 vs 2012 なら 2000年度・2012年度）。分散比率、変動係数比は前者／後者である。変動係数比に関しては分散検定を適用できないため、値のみである。平均、分散は対数を取った値の平均、分散である。
注 2：***、**、* はそれぞれ 1%、5%、10%、水準で平均の差検定、分散検定比率検定で有意。平均に関しては平均が増加したかについて、分散に関しては分散が減少したかについての片側検定である。

112

介護保険サービス地域差の統計的研究

2000 年から 2012 年、2000 年から 2006 年、2006 年から 2012 年への変化
を平均の差の検定、分散検定を用いて平均、分散が変化したかを統計的に把握した 11。参考のために変動係数の比も掲載した。2000 年から 2012
年の変化は、（1）合計単位数（利用者数）（3）施設単位数（利用者数）を除き、全て有意に増加している。サブサンプルを用いた 2000/2006 年、2006/2012 年の比較により、（1）（3）の増加は 2000/2006 年の増加の影響のためと把握できる。分散比、変動係数比はそれぞれ 1 以上であれば標準偏差・変動係数が減少していると捉えることが出来る。分散比は平均が増加しているにも関わらず、2000/2012 年、2000/2006 年においては後期高齢者割合を除き、1 以上であり多くの変数で有意に分散が減少していることがわかる。変動係数も同様に概ね 1 以上となっており、変動係数が減少していることがわかる。ただし、2006/2012 年（5）合計単位数（被保険者数）（6）居宅単位数（被保険者数）では分散比、変動係数比ともに 1 未満であり標準偏差・変動係数の減少を確認することができない。これらのことから、標準偏差（分散）・変動係数の減少は主に介護保険制度初期の
2000/2006 年の間に生じていることが示唆される。2000-12 年の（1）-（11）の標準偏差（対数値）、変動係数の時系列変化は図 2、3 である（網かけ部分は介護報酬改定に伴う制度変更年（2000, 03, 06, 09, 12 年）である）。

113

標準偏差
0.05

単位数（利用者 1 人あたり）

0.04

標準偏差
0.2

単位数
（被保険者 1 人あたり）

0.15

0.03
0.1

0.02

0.05

0.01
0

2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012
合計

居宅

施設

0

2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012

地域

合計

居宅

施設

地域

介護保険料等

標準偏差
0.08
0.06
0.04
0.02
0

2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012
介護保険料

後期高齢者割合

要支援・介護認定率

出所：厚生労働省『介護保険事業状況報告』（平成 12-24 年度）。
注：網かけ部分は介護報酬改定年である。

図2

変動係数
12

標準偏差の時系列データ

単位数（利用者 1 人あたり）

10

単位数（被保険者 1人あたり）

40
35
30

8

25
20

6
4

15
10
5

2
0

変動係数
50
45

2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012
合計

居宅

施設

地域

0

2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012
合計

介護保険料等

変動係数
18
16
14
12
10
8
6
4
2
0

2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012
介護保険料

後期高齢者割合

要支援・介護認定率

出所：厚生労働省『介護保険事業状況報告』（平成 12-24 年度）。
注：網かけ部分は介護報酬改定年である。

114

図3

変動係数の時系列データ

居宅

施設

地域

介護保険サービス地域差の統計的研究

若干の変動はあるが、（10）後期高齢者割合を除き、標準偏差・変動係数
ともに減少傾向であり、σ 収束は確認できる。
（2）居宅単位数（利用者数）
が 2006 年に標準偏差・変動係数とも増加している。2006 年は類似サービ
スである地域密着型サービスが施行された年であり、居宅サービス利用者に大きな影響を与えたと考えられる。介護保険料は 2003 年に標準偏差・変動係数ともに増加している。これは制度施行期の保険料設定の他保険者
参照行動が非常に強かったためと考えられる12。後期高齢者の標準偏差・変動係数は 2009 年までは増加傾向であり、地域により高齢者の年齢分布が拡大した傾向にあったことがわかる。全体的に介護報酬改定等の制度変
更による影響と思われる標準変数・変動係数の変化は確認できるが、平成の大合併による影響は明確ではない。合併により保険者数は 2875（2001
年度末）から、1580（2012 年度末）へと減少している。特に多くの合併が行われた 2004-5 年においては、保険者数は 1048 減少している（2003 年度
保険者数− 2005 年度保険者数）。本稿の分析では都道府県データを扱っているが、合併により保険者の意思決定が大きく変われば都道府県合計の値にも影響を与える可能性が考えられる。しかしながら、2004-5 年における標準偏差・変動係数は減少傾向にありながらも他の年と比べ極端なものではなく合併による大きな影響は確認することができない。

（2）変動係数分解による変動要因分析
次に（5）全単位数／被保険者数の変動係数をサービス別に分解し、どの（5）サービスがどのように全体の変動に影響を与えているかを分析した13。
全単位数／被保険者数は分子が各サービスの合算であり、分母が共通のため、（5）全単位数 / 被保険者数 =（6）居宅単位数 / 被保険者数 +（7）施
設単位数／被保険者数 +（8）地域密着単位数／被保険者数（地域密着は2006 年度以降）と分解することが出来る。このような特徴を持つ変数（5）は下記のように変動係数（CV）を分解することが出来る（Wang（2009）
）
。

115

CV =

3

∑ wi cii

wi は各サービス（i）が合計サービスに占める割合である（1 人あたり）。
ci はサービス別の変動係数（CVi）に各サービス（i）と合計サービス（いずれも 1 人あたり）との相関係数（ρi）を掛けた値である（ci ≡ CVi ×ρi）。（5）の変動係数をサービス別に分解し第 1-2 期（2000-05 年）、第3-5 期（2006-12 年）（地域密着サービス導入以後）における増減を分析したのが表 3 である14。
表3
2000-05年の変化

wi ci

変動係数分解による変動要因分析

2000 年
w（%）
c（
i
i pi）

wi ci

2005 年変化幅（2005年-2000年）（wi ci） △w（%）
△ci
△pi
w（%）
c（
i
i pi） △i

単位数（被保険者）⑹ 居宅単位数／ 3.595 34.967 10.238 4.166 51.492 8.091
被保険者数（.634）（.714） .570 16.524 -2.192 .0793⑺ 施設単位数／ 16.462 65.032 25.313 7.953 48.507 16.396 -8.508 -16.524 -8.916 -.0768
被保険者数（.966）（.889）
合計（（5）
合計単位数／ 20.057 100％
12.119 100％
-7.937
被保険者数）
2006-12年の変化

w i ci2006 年
w（%）
c（
i
i pi）

wi ci

2012 年変化幅（2012年-2006年）（wi ci） △w（%）
△ci
△pi
w（%）
c（
i
i pi） △i

単位数（被保険者）⑹ 居宅単位数／ 2.526 45.668 5.533 4.273 50.161 8.519 1.746
被保険者数（.515）（.709）⑺ 施設単位数／ 7.125 46.919 15.187 5.029 38.129 13.189 -2.096
被保険者数（.873）（.832）⑻ 地域単位数／ 1.948 7.412 26.291 2.569 11.709 21.943
被保険者数（.557）（.715） .620
合計（（5）
合計単位数／ 11.601 100%
11.871 100%
.270
被保険者数）

4.492

2.986

.194

-8.790 -1.997-.040

4.297 -4.348.158

注：2006 年度から地域密着サービスが導入されたため、要因分析に一貫性を持たせるため 2000-05 年度（第 1-2
期）、2006-12 年度（第 3-5 期）に分けて分析を行った。

116

介護保険サービス地域差の統計的研究

2000-05 年における変化において、（5）合計単位数の変動係数は -7.937 変化しており、（6）居宅単位数の（5）合計単位数への変動係数に与える影響（wi ci）は .570 と正であるが、（7）施設単位数のあたえる影響が -8.508と大きく負になっている。2000-05 年の合計サービスの変動係数の減少は
主に施設サービスの影響が大きいためとわかる。地域密着サービスが追加され 3 つの介護サービスとなった 2006-12 年における変化では、（5）合計
単位数の変動係数は .270 増加しており、（6）居宅単位数と（8）地域単位
数が正、（7）施設単位数が負の影響を与えていることがわかる。（8）地域単位数の変動係数自体は減少しているものの、その値自体がもとから高く、wi（全体への割合）が増加したことにより、（5）合計単位数に与える影響が正になっている（ci 減少もその水準は高く、wi 増加のため、wi ciは増加）。これらのことから、地域密着型サービスは合計サービスの変動係数に正の影響を与えていることがわかる。

5.

介護保険制度以前の扶助費（老人福祉費）との比較
介護保険制度が施行される以前（1999 年以前）は、主に市町村目的別

歳出・民生費内における老人福祉費内扶助費（以下、扶助費）により、現在の介護保険サービスで扱われる費用が歳出されていた15。2000 年度『地方財政白書』によれば、老人福祉費（都道府県・市町村合計）は 1999 年
度の 5.4 兆円から 2000 年度 3.5 兆円へと大幅に減少している。また市町村
老人福祉費内扶助費割合は 32.5%（1999 年）から 6.1%（2012 年）と大幅に減少している。扶助費等として一般会計から供給されてきた介護サービ
ス16 にかかる経費が介護保険特別会計へ移行したためである。扶助費が本稿で対象とした介護給付水準と必ずしも一対一に対応するわけではない
が、介護保険制度以前において最も性質が近い統計と考えられる。
介護保険制度以前の扶助費と介護保険制度施行後介護給付水準の σ 収
束を比較することにより、介護保険制度が介護給付水準の地域間収束にど
117

のような影響を与えたかを分析する。ここまでの分析では単位数を用いていたが、介護保険制度以前には単位という基準はなく、扶助費として費用額が計上されている。そこで本節では介護保険制度下における費用額として、被保険者 1 人あたりの介護保険費用を介護給付水準として扱い、高齢者 1 人あたり扶助費と比較する17 18。図 4 が 4 節同様に σ 収束を計測した
時系列データ（1993-99 年（扶助費）、2000-12 年（介護保険費用））であ
る。
変動係数

変動係数

30

0.14
0.12

25

0.1

20

0.08

15

0.06

10

0.04

5

0.02
0

0
1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012

標準偏差

変動係数

出所：扶助費（老人福祉費）は林正義教授（東京大学）に提供して頂いた総務省『市町村別決算状況網』（平成5-11 年）の性質別データ及びそれらに対応する『住民基本台帳要覧』。介護保険費用額は、厚生労働省『介護保険事業状況報告』（平成 12-24 年度）
注：網かけ部分は介護保険制度施行年（2000 年）である。1999 年までは高齢者 1 人あたり扶助費（老人福祉費）、2000 年以降は被保険者（高齢者）1 人あたり介護保険費用額である。

図 4 扶助費（老人福祉費）
・介護保険費用の標準偏差・変動係数の時系列データ

図 4 から、介護保険制度以前からも σ 収束が存在しており、σ 収束は介護保険制度移行に伴い生じていたわけではないことが分かる。扶助費における標準偏差・変動係数 1993 年 /1999 年比、介護保険費用における（同
じ 6 年 後 デ ー タ ）2000 年 /2006 年 比 は そ れ ぞ れ（1.472, 1.451）、（1.715,
1.766）となり介護保険制度下により若干 σ 収束が速まったことが確認できる。
118

介護保険サービス地域差の統計的研究

ただし、扶助費と介護保険費用の σ 収束の分析結果の差はともに小さかった。このことから、σ 収束は介護保険制度導入前より生じており、制度導入以降もほぼ変わらないスピードで σ 収束が維持されていたと考えられる。 ただし 2006 年以降の標準偏差・変動係数はほぼ減少せず一定の値に収束しており、介護保険制度導入前の傾向は介護保険制度初期（2006年前後）まで続いていたと考えられる。

6.

結語
本稿では厚生労働省 2000-12 年度『介護保険事業状況報告』都道府県別

パネルデータを用い、都道府県間 1 人あたり介護給付水準（単位数 / 利用者数・単位数／被保険者数の 2 つの指標）及び介護保険料、後期高齢者割
合、要支援・要介護認定率において σ 収束が存在しているかを統計的に分析した。標準偏差・変動係数を用いた σ 収束は全ての介護給付水準指標において確認された。介護保険料、認定率においても σ 収束は確認され、これらの σ 収束は介護給付水準の σ 収束の原因の１つとして示唆された。またこれら収束は介護保険制度初期（2000-05 年）の方が 2006 年以降と比べ若干速い傾向であった。また介護サービスを措置制度で行っていた 1999 年以前の扶助費（老人福祉費）と介護保険制度施行以後の介護保険費用額に対し同様の分析を行い、介護保険制度下により若干 σ 収束が速まったことが確認した。ただし収束の傾向は介護保険制度導入前より生じていたことが明らかとなった。
最後に本稿の分析における留意点を述べる。本分析で用いた保険者別
データではなくは都道府県別データであった点である。第 1 期（2000-03
年）の保険者別データが十分に公表されていないこと、平成の大合併のため分析対象期間において大幅に保険者数が減少したことにより、保険者別
データを用いた分析を行うことが困難であった。これらの点は今後の課題
とした。
119

参考文献
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小笠原哲也「高齢化の進展による地方財政における老人福祉費への影響」、『地域政策調査』、2002 年、9 頁。
厚生労働省「都道府県ごとに見た介護の地域差」（http://www.kantei.go.jp/jp/singi/
shakaihoshoukaikaku/wg_dai1/siryou4-3.pdf, 2015 年 2 月 3 日最終確認）、2014 年。
齊藤愼・山本栄一・一圓光彌『福祉財政論』、有斐閣、2002 年。
坂田周一「第 3 章 社会福祉の制度体系」、仲村優一・秋山智久編『社会福祉概論』、ミネルヴァ書房、2000 年、51-70 頁。
田近栄治・油井雄二「介護保険：4 年間の経験で何がわかったか」、『フィナンシャルレビュー』、第 72 号、2004 年、78-104 頁。
畠山輝雄「改正介護保険制度移行後の介護保険サービスの実態に関する調査」、
日本大学、2010 年。
松岡佑和「介護給付水準の保険者間相互参照行動─裁量権の違いに着目して─」、『季刊社会保障研究』、第 51 巻第 3・4 号、2016a 年、381-396 頁。
松岡佑和「地域間介護給付水準の収束仮説の検証」、『医療経済研究』、第 27 巻 2号、2016b 年、100-116 頁。
山内康弘「介護保険施設の供給における地方自治体間の空間的自己相関の検証」、『大阪大学経済学』、第 55 号 3 号、2009 年、206-222 頁。
油井雄二「保険者データによる介護保険の分析：青森県のケース」、『フィナンシャルレビュー』、第 80 号、2006 年、187-203 頁。
Barro, R.J., and Sala-i-Martin, X., Convergence, in Journal of Political Economy,
Vol.100, 1992a, pp.223-251.
Barro, R.J., and Sala-i-Martin, X., Regional Growth and Migration: A JapanUnited States Compariosn, in Journal of the Japanese and International
Economies, Vol.6, 1992b, pp.312-346.
Baumol, W. J., Productivity Growth, Convergence and Welfare: What the Longrun Data Show, in American Economic Review, Vol.85, 1986, pp.1072-1085.
Hitiris, T., and Nixon, J., Convergence of Health Care Expenditure in the EU
Countries, in Applied Economics Letters, Vol.8, 2001, pp.223-228
Iwamoto, Y. and Fukui, T., Prefunding Health and Long-term Care Insurance,120

介護保険サービス地域差の統計的研究

in Public Policy Review, Vol.5, No.2, 2009, pp.255-286.
Nakazawa, K. and Matsuoka, H., Change in the Strategic Interaction after Introducing Policy, Toyo University, working paper series No.21, 2015.
Nixon, J., Convergence Analysis of Health Care Expenditure in the EU Countries Using Two Approaches, working paper, University of York, 1999.
Sala-i-Martin, X., Regional Cohesion: Evidence and Theories of Regional Growthand Convergence, in European Economic Review, Vol.40, 1996, pp.13251352.
Wang, Z., The Convergence of Health Care Expenditure in the US States, in
Health Economics, Vol.18, 2009, pp.55-70.
注1

安藤（2008）では介護給付水準の決定要因に関する回帰モデルの説明変数として、施設定員率、人口密度、第一、二、三次産業比率を検討し、それらの有意性を見ることにより地域差を考察するというやや間接的な形をとっている。

2

β 収束に関しては松岡（2016b）を参照。

3

1999 年老人福祉費性質別内訳扶助費のデータは林正義教授（東京大学）から提供してい頂いたデータである。

4

いずれも地域密着型サービスにおける 6 つのサービスのアンケート結果の平均値である。保険者における人口別アンケート結果（整備目標が達していない）は、1 万人未満の保険者においては 35.1%、1 万人以上 5 万人未満
で 41.9%、5 万 人 以 上 10 万 人 未 満 で 50.31% 、10 万 人 以 上 30 万 人 未 満 で57.08%、30 万人以上で 74.61%、と保険者規模により大きなばらつきが生じていた。

5

介護給付水準の地域間収束仮説を検証する対象として、都道府県別と保険者別を考えることができる。本稿では下記の理由により保険者別を扱わなかった。『介護保険事業状況報告』において発足期である第 1 期（2000-2 年度）における保険者別データが十分に公表されていない。2000 年においては全てのデータにおいて保険者別データは公表されていない。また市区町村数が平成の大合併により 3250（2000 年度末）から 1742（2012 年度末）へと大幅に減少している。最も関心がある発足期のデータの不足のため、保険者別の分析を行うことが出来なかった。ただし、1 節でも述べた通り、介護サービ
121

ス供給には都道府県の意向も大きく反映されているため、都道府県データを扱うことには一定の意義はあると考える。
6

2009 年度『介護保険事業状況報告』宮城県石巻市「介護老人保健施設」に関するデータが前年、翌年と比べ単位数が約 10 倍の異常値を取っていた。
厚生労働省・宮城県・石巻市に問い合わせ、石巻市による修正申告以前のデータがそのまま掲載されていることが判明した。本稿では石巻市に提供していただいた修正データを用い、宮城県データを修正し分析を行った。

7

2012 年度第 1 号保険者数により総単位数割合は約 98% であり、第 1 号保険
者介護保険サービスの主な利用者であることがわかる。

82012 年度『介護保険事業状況報告』における単位数において、居宅・施設・
地域密着型サービスの割合は、それぞれ 52.5%、36.7%、10.6% であり、都道府県に事業所設置権限がある居宅・施設サービスの割合は全体の約 90% となる。

9

介護保険サービスはサービス内容によって単位数が厚生労働大臣によって定められている。この単位は全国基準であり、物価等を加味した単価がかけられサービス料が決まる。

10

第 5 期（2012-14 年）の介護保険財政負担構造は 1 割が利用者負担、残りの9 割の 50% が公費、21% が第１号被保険者（65 歳以上）の介護保険料、29%が第 2 号被保険者（40 歳以上 65 歳未満）から支払われる第 1 期（2000-02
年）の第 1 号被保険者の負担は 17%、第 2 期（2003-5 年）は 18%、第 3 期（2006-8 年）は 19%、第 4 期（2009-11 年）は 20% と第 1 号被保険者の負担割合は増加している。

11

平均に関しては平均が増加したかについて、分散に関しては分散が減少したかについての片側検定である。

12

介護保険制度施行期（2000 年）の保険料設定の空間的自己相関は非常に強く、次期（2003 年）以降、徐々に弱くなる（Nakazawa and Matsuoka（2015））。これは制度施行期には情報量不足のため、保険者が強い参照行動を取ったと考えられる。

13 （1）全単位数／全利用者の変動係数は（2）-（4）における分母もサービス別で変化するため変動係数の分解が出来なかった。
14

2006 年度から地域密着型サービスが導入された。要因分析に一貫性を持たせるため、2000-05 年度（第 1-2 期）、2006-12 年度（第 3-5 期）に分けて分122

介護保険サービス地域差の統計的研究析を行った。
15

措置制度においては利用者の負担は応能負担であり、国・都道府県・市町村の負担割合はそれぞれ 50%・25%・25% であった（坂田（2000））。

16

施設入所者や在宅介護などへの現物給付が扶助費として計上されていた（小笠原（2002））。

17

介護保険は強制加入であるため高齢者（65 歳以上人口）と第 1 号被保険者は同義である。

18

総務省『住民基本台帳要覧』都道府県別年齢別人口の統計は平成 5 年度末か
ら公開しているため、1993 年度からのデータを扱う。

123