Global COE Hi-Stat Discussion Paper Series 265

Research Unit for Statisticaland Empirical Analysis in Social Sciences (Hi-Stat)

低体重出⽣：原因と帰結

Hi-Stat Discussion Paper

川⼝大司
野⼝晴⼦

December 2012

Hi-Stat
Institute of Economic Research
Hitotsubashi University
2-1 Naka, Kunitatchi Tokyo, 186-8601 Japan
http://gcoe.ier.hit-u.ac.jp

低体重出生：原因と帰結

一橋大学 川口大司
早稲田大学 野口晴子

2012 年 11 月 17 日

要旨
この論文では厚生労働省『21 世紀出生児縦断調査』による新生児のパネルを分析して 2500g 未満で生まれる低体重出生がどのような社会経済的な背景より発生するかを分析し、さらに低体重出生がその後の児童の発達にどのような影響を与えているかを 2歳半時点、6 歳半時点の発達・行動指標を用いて分析した。低体重出生をもたらすのは
母親の喫煙、出産 6 か月前の母親の就業といった要因であることが明らかになった。特に出産 6 か月前の母親のフルタイム就業の影響は大きく、2500g 未満の低体重出産となる確率が 2.4%ポイント上昇することが明らかになった。これは低体重出産の発生確率
が 8.25%であることを考えると大きな影響だといえる。低体重出生の帰結についてであるが、2500g 以下で生まれることは 2 歳半時点での発達を遅らせていることが明らかになった。その一方で 6 歳半時点での行動に対する影響は限定的な指標でみる限り統計的には認められなかった。

１．はじめに2500g 未満で生まれることを低体重出生というが、この論文では低体重出生がどのような社会経済的な背景より発生するかを明らかにし、さらに低体重出生がその後の児童の発達にどのような影響を与えているかを 2 歳半時点、6 歳半時点の発達指標を用いて明らかにする。厚生労働省『21 世紀出生児縦断調査』による 2001 年に生まれた全国おおよそ約 4 万 7 千人を追跡した新生児のパネルを分析した結果、母親の喫煙、出産 6 か月前の母親の就業が低体重出産をもたらすことが明らかになった。低体重出生の帰結についてであるが、2500g 未満で生まれることは 2 歳半時点での発達を遅らせていることが明らかになった。その一方で 6 歳半時点での発達指標に対する影響は統計的には認められなかった。
多数の先行研究は両親の身長や体重といった身体的な特徴に加えて、両親の教育水準、

1

所得や就業状態といった社会経済的な背景が新生児の体重決定におおきな影響を与えることを明らかにしている 1。たとえばCurrie and Hyson (1999)は 1958 年 3 月のある 1
週に英国で生まれた新生児すべてを対象にした調査を用いて、社会階層が高い職種に就く父親を持つ新生児が 2500g未満の低体重出生をする可能性が低いことを示している。
また、Currie and Moretti (2003)、Carneiro et al. (2010)、Chevalier and O'Sullivan (2007)は米国あるいは英国のデータを用いて、母親の教育年数の外生的な延長が低体重児出産の可能性を低くすることを示している 2。関連して対貧困対策の低体重出生に与える影響も研究されており、Currie and Cole (1993)はAid to Families with Dependent Children(AFDC)の受給が白人貧困層に関しては出生体重を引き上げる可能性を示している。また
Almond et al. (2011)）はフードスタンプの受給が、Baker (2008)とHoynes et al. (2012)はEarned Income Tax Credit (EITC)の受給が、それぞれ低体重出生の可能性を引き下げることを示している。
これらの先行研究が低体重出産の決定因に着目するのは、低体重出生が新生児の健康状態を集約的に示す指標であると考えられており、その後の成長や成人後の健康状態や経済状態に影響を与えることが知られるようになったためである。当初の研究は低体重出生と特定疾患の発現に関する疫学的な研究が中心であった(Barker (1990))。その後、エピジェネティックス(epigenetics)が発達するに従い、子宮内(in utero)での栄養状態が後天的 DNA 修飾による遺伝発現制御を通じて形質発現に影響を与えるメカニズムが分子生物学的な手法を用いて明らかにされつつある(福岡 (2009), Petronis (2010))。また、低体重出生がテストスコア、教育達成、就業、賃金、結婚といった社会経済的な結果変数に 与 え る 影 響 を 調 べ る 研 究 が 経 済 学 を 中 心 に 急 速 に 進 ん で い る (Behrman and
Rosenzweig (2004)、Almond et al. (2005)、サーベイについては Almond and Currie (2011)を参照せよ)。
低体重出生の原因に関しての研究は日本においても多数存在する。Ohmi et al. (2001)
は人口動態調査などの集計データを用いて、産婦の喫煙確率の増加や低体重化が低体重
出産の増加をもたらした可能性を指摘する。中村 (1995)は 1979 年と 1992 年の人口動態調査出生票の東京都分の個票を用いて産婦の年齢・妊娠週・出産経験の有無が新生児体重に与える影響を検討している。Takimoto et al. (2005)

1

は 1980 年、1990 年、2000 年

医学的見地からの文献については Kiely et al. (1994)を参照のこと。経済学的見地からの文献については Currie (2009)を参照のこと。
2
母親の教育年数の延長が低体重出生を必ずしも抑制しないという結果については McCrary andRoyer (2011)を参照のこと。

2

の約 1 万人の新生児のデータを用いた分析を行い、懐妊週の短さ、多胎出産や産婦の喫煙を低体重出産のリスクファクターとして同定している。Tsukamoto et al. (2007)は 2002
年と 2003 年に東京圏で約 3000 人を対象にした分析を行い喫煙、妊婦の低い BMI(Body
Mass Index)が低体重出産をもたらす可能性を高めることを明らかにしている。松田(1990)は那覇市の産婦人科医院の 1978 年から 1987 年までの単産出生児 3000 例を分析
し在胎週、母親の妊娠前体重などが新生児体重の決定に影響を及ぼすことを明らかにしている。一方で Ueda et al. (2000a)は熊本県のデータを用いて都市部での低体重出生の増加が著しいことを指摘し、地域的な特性が低体重児出生に影響を与えていることを示している。経済学の分野では小原・大竹 (2009)が都道府県別のデータを用いて、ある年の都道府県の失業率が高くなると出生時の平均体重が軽くなることを報告している。川口・野口 (2013)は 1990 年から 2005 年の 5 年ごとの人口動態調査出生票個票を用いて女児であること，懐妊期間が短いこと，第 1 子であること，母親の年齢が高いこと，母親もしくは父親が外国人でないこと，父親が無職であること，といった諸要因が新生児の出生時の体重の減少につながることを明らかにした。ここで紹介した研究は、低体重出生の決定因を社会経済的な背景まで含めて比較的小規模なデータを用いて明らかにするか、大規模データを用いるものの社会経済的な背景については捨象するか、といった点で限界があるといえる。そこで本研究ではサンプルサイズが大きく、新生児の両親の社会経済的変数が多数含まれている厚生労働省『21 世紀出生児縦断調査』を用いて社会経済変数と新生児体重の関係を明らかにする。
低体重出生の帰結に関しての日本における研究は限られてはいるが存在する。たとえば、Abe et al. (2007)は 126 名の児童を対象に分析を行い低体重出生が肥満につながることを示している。また、Tamakoshi et al. (2006)は 35 歳から 66 歳の約 3000 人を対象に分析を行い低体重出生をしたものは高血圧になる可能性が高いことを示している。また本書におさめられた北村 (2013)は出生時体重とその後の成長の関係を調べている。これ
らの研究は結果変数として健康状態や身体的発達に焦点を当てているが、この論文では2 歳半あるいは 6 歳半時点での発達指標に対して低体重出生がどのような影響を与えているかを明らかにする。
この研究では 2001 年の特定の週に生まれた約 4 万 7 千人を対象に追跡調査を行っている厚生労働省『21 世紀出生児縦断調査』を用いて、出生時体重の決定に関する社会
経済的な背景を明らかにするとともに、低体重出生がその後の発達に与える影響を明らかにする。その際、各社会経済的要因が出生時体重の決定に及ぼす影響は単調ではない

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ことも予想される。たとえば、世帯所得の増加は母親の出産前通院の頻度を増加させる
ことを通じて低体重児の出生を抑制するとともに、過体重児の出生を抑制する可能性が考えられる。このような社会経済的背景と出生体重の非単調な関係を許すために最小二乗推定を行うとともに分位回帰を行った。
分析の結果、母親の喫煙や出産 6 か月前の就業がすべての分位で出産体重を低下させることが明らかになった。母親の喫煙は平均出生体重を 38g 減少させ、出産 6 か月前のフルタイム就業は 43g 減少させる。これらの効果は統計的には有意であるが、新生児の平均出産体重が 3037 グラムであることを考えるとおよそ 1%の減少であるため、インパ
クトは小さいように見える。しかし、平均的には 8.25%の確率で起こる低体重出生の確率を、出産 6 か月前にフルタイム就業していることが 2.4%ポイント、喫煙が 1.0%ポイ
ント増加させていることを考えると決して無視できない大きさである。出産直前の母親の就業が新生児の体重を軽くするという結果は Del Bono et al. (2012)における結果と整合的である。また、母親が高学歴であることが過体重児の出生を抑える傾向があること、世帯所得の増加が出生体重を平均値に近い値とする効果が認められること、父親の学歴
は出生体重に影響を与えないことも明らかになった。2500g 未満の低体重出産がその後の発達に与える影響であるが、2 歳半時点での発達を遅延させる効果が確認されたものの、6 歳半時点での学習行動や交友関係には有意な影響を与えていないことが明らかになった。
総じて本稿の結果は、家計の経済資源の代理指標が出生時体重に与える影響は小さい
ことを示している。また、今回利用した結果変数の範囲においては低体重出生がその後の発達に与える影響は限定的なものであることを示している。これは父親が無職である
ケースを除いては職種が新生児の体重に影響を与えないことを示した川口・野口(2013)の結果とも整合的であり、社会経済的な階層が新生児の体重に影響を及ぼしにくい要因が日本の医療制度にはあることを示唆しているのかもしれない。その一方で、出産 6 か月前の母親の就業状態や母親の喫煙が低体重出生確率に少なからぬ影響を与えている点は注目に値する。

２．データ
この研究では厚生労働省『21 世紀出生児縦断調査』を用いて実証研究を行う。この調査は全国の 2001 年 1 月 10 日から 17 日の間及び 7 月 10 日から 17 日の間に出生した子を対象とし、人口動態調査の出生票を基に調査客体を抽出したものである。双子、三4

つ子についてもそれぞれの子を対象としている。第 1 回は約 4 万 7 千人から回答を得ている。その後、第 1 回 6 か月、第 2 回 1 歳 6 か月、以降一年ごとのの調査が行われており現在も継続中である。この研究では第 1 回の調査から第 7 回の調査を用いた実証分析を行う。回収率は第 1 回 87.8%、第 2 回 82.0%、第 3 回 79.9%、第 4 回 77.6%、第 5 回
74.3%、第 6 回 71.9%、第 7 回 68.7％と若干のパネル摩耗がある。縦断調査の個票には各調査の調査票情報に加えて人口動態調査の出生票の情報も含まれており、ここから出
生時の体重(g)を得た。また、第 1 回の調査より父と母の年齢、喫煙の有無、出産 6 か月前の母親の就業状態を得た。また同じく第 1 回の調査の母の労働収入、父の労働収入並びにその他の収入を合算して世帯年間収入を得た。さらに第 2 回調査より父と母の学歴を得ている。
まず、出生時の体重の分布であるが、図 1 にヒストグラムを表 1 に記述統計量を掲げた。表 1 を見ると平均値はおおよそ 3000g である。図 1 より 3000g を最頻値としながらおおよそ左右対称に分布していることが見て取れる。ただし、歪度が負の値を取っていることより、やや負のゆがみを持っていることがわかる。また尖度は 3 を超えており正規分布よりも裾が厚い分布であることが明らかである。しばしば低体重出産とみなされる 2500g 未満の新生児の比率は 8.25%である。表 1 に報告されているパーセンタイルの値を見てみると、2546g から 3546g の間に新生児の 80%が含まれることが明らかになる。
表 2 は新生児の両親の社会経済的な属性を掲出したものである。サンプル全体の属性の記述統計量を報告するとともに、新生児の体重が 2500g 未満のケースと 2500g 以上のケースも報告してある。新生児の母親の年齢はおおよそ 30 歳である。そして、2500g
未満の新生児の母親の年齢の方が若干高いようである。また、42%が高専または短大を卒業しており、14%が 4 年制大学を卒業している。低体重出生児と非低体重出生児の母
親の学歴の間に目立った違いは見られない。また出産後 6 か月の時点で 15%の母親が喫煙している。そして 2500g 未満の新生児の母親の方が喫煙している割合が高い。また、32%の母親は出産の 6 か月前にフルタイム就業をしていた。そして、2500g 未満の新生児の母親の方がその確率が高いことが明らかである。また、17%の母親は出産の 6 か月
前にパートタイムで働いていたが、やはり、2500g 未満の新生児の母親の方がその確率が高い。
父親の平均年齢は 32 歳、高専・短大卒の比率は 16%、4 大卒以上の比率は 37%である。そして父親が喫煙している確率は 62%である。父親の属性については低体重出生時の父親とそうでない父親の間に目立った差は見られない。

5

最後に世帯年収であるが、平均世帯年収は約 572 万円であり、単純に比較すると低体重児の方が世帯年収の高い世帯に生まれる傾向があることがわかる。
以上が分析サンプルの概観である。これを踏まえて、次の節では新生児体重が両親の社会経済的属性によってどのように決定されるかを多重回帰を用いながら明らかにする。

３．両親の社会経済的属性と出生体重の決定
この節では新生児の出生時体重に両親の社会経済的背景がどのような影響を与えているかを多重回帰の手法を用いながら明らかにする。この際にある変数が新生児体重に与える影響が単調ではない可能性に配慮する。たとえば、母親の教育水準が高いことは、
妊産婦指導の効果を高めることを通じて低体重児と過体重児の出生の両方を抑制する可能性がある。そのため、母親の教育水準が高いことは新生児の出生体重の平均値には影響を与えないものの出生体重分布の下位分位を引き上げ、上位分位を引き下げている可能性がある。このように説明変数が被説明変数の分布に与える影響が分布の場所によって異なる可能性を許すために、被説明変数の説明変数で条件づけたうえでの条件付き期待値を最小二乗推定法で推定するとともに、条件付き分位値を分位回帰(quintile
regression)の手法を用いて推定する。
新生児の出生時体重を y として、両親の社会経済的な背景を示す変数を含むベクトルを x とすると、最小二乗推定量は y の x で条件づけた時の条件付き期待値

E(y|x) = xβ(1)を推定することになる。ここでベクトル x には出生児が女児であることを示すダミー変数、母親の年齢、学歴水準を示すダミー変数、出産後 6 か月時点における母親の喫煙の有無を示すダミー変数、出産 6 か月前の就業状態を示すダミー変数、父親の年齢、学歴を示すダミー変数、出産後 6 か月時点における喫煙を示すダミー変数、世帯年収の自然体数値、定数項が含まれる。
分位回帰は説明変数で条件づけた被説明変数の分布のτ分位を推定することになる。
すなわちQuant 𝜏 (y|x) = xβ(τ)(2)

6が分位回帰では推定されることになる。ここではτ = 0.1, 0.25, 0.5, 0.75, 0.9の 5 つの分位に焦点を当てて推定を行う。また、出生体重 2500g 未満の低体重児の出生に注目が集まることにを考慮して、どのような背景が低体重出生を増加させるかを以下のプロビットモデルを推定することで明らかにする。

Pr(y < 2500|x) = xγ

(3)

最小二乗推定、分位回帰、プロビット回帰の結果は表 3 に報告されている。
この結果によると女児であることは出生体重を平均で約 77g 減少させる。そして女児のほうが軽いことは分布の上位においてより明確である。さらに女児のほうが全般的に出生時体重が軽いことを反映して、低体重児出産の確率は 1.7%ポイント高い。
母親の年齢に関しては、平均体重には影響を与えないものの、高齢出産が体重分布の下位部分を引き下げる一方で上位部分を引き上げる効果を持つことが明らかになった。
すなわち母親の年齢が上がると新生児体重のばらつきが大きくなる。これは高齢出産によって低体重出産、過体重出産の可能性の双方が高まることを意味している。これを反映して母親の年齢が 10 歳上がると低体重出産の可能性は 1.3%ポイント上昇する。
母親の学歴が高いことは出生体重の平均値には統計的に有意な影響を与えない。しかし 75%タイル、90％タイルへの影響を見てみるとこれらを引き下げていることがわかる。
つまり母親の学歴が高いことは過体重児の出生を抑制する効果があるといえよう。このため母親の学歴が高いことは低体重出生の確率を統計的に有意には引き下げないことがプロビット分析の結果からわかる。
出産後 6 か月の時点で母親が喫煙していることの影響は明確であり、平均体重を 39g引き下げ、各分位の値も 25g から 45g 引き下げている。また、低体重出生確率を 1%ポ
イント引き上げていることも明らかになっている。本来は妊娠期の喫煙の有無を説明変数とすることが望ましいが、データの制約上、出産後 6 か月の時点での喫煙の有無についてしか情報が入手できない。しかし、出産後 6 か月の時点での喫煙は妊娠期間中の喫煙とも強く相関していると考えられる。そのため、この結果は妊娠中の母親の喫煙が出
生時体重を低下させるという多くの既存研究の結果とも整合的であり、甲州市のデータを用いた分析結果である Suzuki et al. (2008)の研究とも整合的である。
母親の喫煙以上に出生時の低体重化をもたらす要因が母親が出産 6 か月前にフルタ

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イム就業していることである。母親のフルタイム就業は新生児の平均体重を 43g 引き下げる。特に下位分布に与える影響が大きく 10%タイルを約 65g 引き下げる効果を持つ。
このことを反映して 2500g 未満の低体重出生の確率が 2.4%ポイント上昇する。低体重
出生の確率が全体で 8.3%であったことを考えるとこれは大きな影響であるといえる。
またこの効果は統計的にも有意である。程度はおおよそ 3 割減衰するが、母親が出産 6か月前にパートタイム就業していることも同様の効果を与えることが明らかになった。
その一方で、母親が出産 6 か月前に自営業者として就業していることは新生児の体重に影響を与えていない。これらの結果は母親が雇用労働者として働くことによって生まれる時間的な拘束が妊産婦検診を受ける頻度を抑制したり、就業に伴うストレスが母体内の胎児の発達に影響を与えていることを示唆しているかもしれない。また、この結果は、
地域レベルのデータを用いた分析を行い、母親の就業状態が新生児の体重に影響を与えた可能性を示唆する Ueda et al. (2000b)の結果と整合的であるといえる。いずれにせよ、
母親の就業状態が新生児の体重に影響を与えるメカニズムを解明することは今後の課題だといえよう。
母親の社会経済的な属性が新生児の体重に影響を与えることが明らかになった一方で父親の年齢、学歴、喫煙の有無といった属性はそれほど明確な影響を与えているとは言えない。ほぼ唯一の例外は父親が高専・短大卒だと父親の学歴が高卒以下の場合に比べて新生児の体重の 10%タイルが約 30g 重たくなることであるが、父親の学歴が大卒の場合には系統的な影響がみられないことより、あまり強いことは言えない。また、世帯
年収の効果として、対数所得が 10%増加すると新生児体重分布の 10%タイルを 1.9g 引
き上げる一方で 90%タイルを 1.8g 引き下げるという効果が発見された。これは世帯所
得が高いほうが、母親の通院が盛んになり妊産婦指導をよく受けるようになるため標準体重で生まれる新生児が増える可能性があることを示唆している。しかし、その数量的な効果は母親の喫煙や就業状態が新生児の体重に与える影響に比べると相当小さいといえる。
総じて父親の学歴や世帯所得といった妊婦の経済的資源の多寡が新生児の体重に与える影響はないか、あったとしてもそれほど大きくない。この結果は父親の生涯所得が新生児の体重に影響を与えるとする Rosenzweig and Schultz (1983)や Rosenzweig and
Schultz (1988)の米国における結果とは対照的であり、日本における国民皆保険制度や地方自治体の財政補助などがもたらす妊婦の医療資源への平等なアクセスが何らかの貢献をしている可能性がある。

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この節を閉じるにあたって、この分析の限界について触れておこう。この分析では、母親の妊娠前の体重や妊娠中の体重増減をとらえることはできなかった。妊娠前の母体
体重が妊娠時の問題発生に影響を与えていることを報告している Wataba et al. (2006) やTsukamoto, Fukuoka, Koyasu, Nagai and Takimoto (2007)の結果や妊娠中の体重増加が十分でない妊婦が多いとする Takimoto et al. (2003)の報告を考えると妊娠前の母体体重や妊娠期間中の体重増加をとらえた分析を行うことは今後の課題であろう。

４．低出生体重出生の発達への影響
この節では低体重出生をすることが発達面でどのような帰結をもたらすかを厚生労働省『21 世紀出生児縦断調査』のパネル調査の特性を生かして明らかにしていく。調
査には子供の発達度合いを親に答えさせる質問項目が数度にわたって含まれているがここでは 2 歳半時点で行われる第 3 回調査の質問項目と、6 歳半時点で行われる第 7 回
調査の質問項目に着目する。
2 歳半時点で行われる第 3 回調査には問 12 として「平成 13 年 1 月生まれのお子さんについて以下のことをおたずねします。「はい」「い
いえ」のいずれかの番号に○をつけてください。
」① 一人で上手に歩くことができる (99.6%)② 走ることができる (99.4%)③ 一人で歩いて階段を上ることができる (98.0%)④ 「ママ」、「ブーブー」など意味のある言葉を言う (99.4%)⑤ 2 語文（
「ワンワン

キタ」
、
「マンマ チョウダイ」など）を言う (95.9%)⑥ 自分の名前が言える (88.5%)⑦ スプーン（フォーク）を使って自分で食べる (98.1%)⑧ 歯みがきの習慣がついている (83.2%)⑨ 昼間はおむつがとれた (27.5%)⑩ 衣服の着脱を一人でしたがる（一人でする）(79.4%)という 10 の質問がなされている。カッコ内には「はい」と答えた割合を報告しているが、この比率が低く十分な変動があると考えられる「自分の名前が言える」、「歯磨きの習慣がついている」、「昼間はおむつがとれた」、「衣服の着脱を一人でしたがる」を発達

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の指標として取り出し、2500g 未満で生まれた低体重児と 2500g 以上で生まれた非低体重児の間に「はい」と答える確率に差があるかどうかを検証する。
表 4 はプロビット回帰の結果から得られる限界効果を説明変数のサンプル平均で評価したものを示している。カッコ内には標準誤差が報告されている。まず「低体重児－
非低体重児」の列は低体重出生児ダミーに短回帰をしたときの係数である。この結果によると、低体重出生児はそうでない児童に比べて自分の名前が言える確率が 7%ポイン
ト低いことがわかる。またこの差は統計的に有意である。同様に「歯磨きの習慣がついている」確率が 2%ポイント、「昼間はおむつが取れた」確率が 6%ポイント、「衣服の着脱をひとりでしたがる」確率が 2%ポイントそれぞれ低いことがわかる。
しかし前節で見たように低体重出生は出産 6 か月前の母親の就業状態や出産 6 か月後の母親の喫煙の有無と強い相関を持つことがわかっている。そのため、低体重出生児の発達指標の値が低いのはこれらの要因のためかもしれない。この脱落変数バイアス（交絡変数の存在）の可能性に対処するために出生体重の決定式に含めた説明変数である女
児ダミー、母親年齢、母親学歴ダミー、母親出産 6 か月前就業状態ダミー、母親喫煙ダミー、父親年齢、父親学歴ダミー、父親喫煙ダミー、世帯年収（対数値）を低体重出生
児ダミーに加えて説明変数に含めた多重回帰モデルを推定した。この多重回帰モデルの
低体重出生児ダミーの係数が回帰調整後の差の列に報告されている。結果を見てみると「衣服の着脱をひとりでしたがる」を除いては回帰係数の値も標準誤差もほとんど変化
していないことがわかる。また、「衣服の着脱をひとりでしたがる」に関しては係数の大きさが約 2 倍になった。ここまでの分析で低体重出生児の 2 歳半時点での発達は非低体重出生児に比べると遅れることが明らかになったといえる。
次の発達指標として小学校入学後の 6 歳半時点のいくつかの指標を見てみよう。第 7
回の調査には
問 11 平成 13 年生まれのお子さんは、友達と遊ぶときは何人と遊ぶことが多いですか。放課後、休日別に、当てはまる番号ひとつに○をつけてください。
という質問があり、回答には①

友達と遊ばない（0 人）②

1 人と遊ぶ③

2 人と遊ぶ

④ 3 人以上と遊ぶ⑤ わからない10

という選択肢が用意されている。このうち「わからない」と答えたものは欠損値として取り扱い、遊ぶ人数を被説明変数として、低体重出生ダミーを説明変数とした多重回帰分析を行った。ただし選択肢が離散であることと「3 人以上と遊ぶ」という選択肢が入っていることから、各観察値の対数尤度関数が以下の形をとる区間回帰モデルを推定した 3。

l𝑖 (𝛽, 𝜎) = 1[𝑦𝑖 = 0] log �Φ �

−𝑥𝑖 𝛽
−𝑥𝑖 𝛽
1 − 𝑥𝑖 𝛽�� + 1[𝑦𝑖 = 1] log �Φ �
�− Φ�
��
𝜎
𝜎
𝜎

+ 1[𝑦𝑖 = 2] log �Φ �

1 − 𝑥𝑖 𝛽
2 − 𝑥𝑖 𝛽
�−Φ�
��
𝜎
𝜎

+ 1[𝑦𝑖 = 3] log �1 − Φ �

2 − 𝑥𝑖 𝛽��𝜎

ここで𝑦𝑖 は児童 i の友人の数、𝑥𝑖 は低体重出生を示すダミー変数並びにその他の説明変数のベクトルである。係数ベクトル𝛽は𝑥𝑖 が友人数に与える影響を示し、スカラー𝜎は誤差標準偏差を示している。

この平日の放課後に遊ぶ友人の数に加えて
問 12

平成 13 年生まれのお子さんは、ふだんは学校以外で 1 日にどれくらい勉強をしますか。あてはまる番号ひとつに○をつけてください。＊宿題をする時間や学習塾などの時間も含めてください。
という質問への回答も分析の対象とした。この質問への回答の選択肢は① しない② 30 分未満③ 30 分～1 時間未満
④ 1 時間～2 時間未満
⑤ 2 時間～3 時間未満
⑥ 3 時間～4 時間未満
⑦ 4 時間～5 時間未満
⑧ 5 時間以上である。この質問への回答も区間であるため、区間回帰を用いて分析を行った。
3区間回帰モデルとは順序プロビットモデルの変種であり、閾値を与える代わりに誤差分散の大きさを推定するモデルである。詳しくは Wooldridge (2010)の 19.2.2 Interval Codingを参照してほしい。
11さらに加えて次の質問への回答も分析の対象とした。
問 14

平成 13 年生まれのお子さんは、この 1 か月の間に本を何冊くらい読みましたか。

（中略）本（小説、絵本など）と雑誌・マンガ別に、それぞれあてはまる番号ひとつに○をつけてください。
回答の選択肢は① 読まない② 1冊③ 2，3 冊④ 4 冊～7 冊⑤ 8 冊～11 冊⑥ 12 冊以上である。これも被説明変数が区間であることより区間回帰分析を行った。
表 5 は区間回帰分析の結果をまとめた表である。第（1）列には出生体重 2500g 未満
ダミーと定数項だけを入れた結果を報告してある。定数項から非低体重出生児童は平均
して 1.94 人の友人と遊んでいることがわかる。低体重出生児童の友人数はそれよりも0.06 人少ない 1.88 人ということになる。この差は統計的に有意であるが、数量的な違いはわずかだといえる。また、その他の説明変数を制御すると第（2）列に報告されている通り差はさらに縮まり、統計的な有意性も弱まることが明らかになった。また、母親や父親が喫煙している子供の方が平日の放課後に遊ぶ友達の数は多いことも明らかになったため、必ずしも遊ぶ友達が多いことは児童の社会階層が高いことを示している
わけではないようであり、遊ぶ友達が増えることが必ずしもよい結果だともいえないかもしれない。
一日の勉強時間（分）を被説明変数とした表 5 第（3）列を見ると非低体重出生児は一日平均で 40.8 分勉強をしている。これに対して低体重出生児は 1.3 分余分に勉強していることになる。この差異は統計的に有意であるが平均の勉強時間を考えると影響は微々たるものであるといえよう。さらに説明変数を加えて分析をすると第（4）列に示されているように女児の方が長く勉強をし、出産 6 か月前に就労していた母親を持つ児童の方が長く勉強している。また、母親・父親が喫煙することと勉強時間は負の関係にあり父親が 4 年制大学を出ており世帯年収が高いことは勉強時間と正の関係を持っている。低体重児は母親が出産 6 か月前に就労している場合に生まれやすいことが明らかであったが、ここで低体重出生児の方が勉強時間が長いという結果が得られたことは、

12

低体重出生児の方が観察不能な勉強時間を長くするような家庭環境に生まれやすいことを示唆しているのかもしれない。この結果と先の遊ぶ友達の数の結果を併せて考えると社会階層の高い子供は長い時間勉強しているため遊ぶ時間が短くなり結果として遊
ぶ友達の数が少なくなるといった関係があることが考えられる。
表 5 第（5）列と第（6）列は一か月に読む絵本・小説の数を被説明変数とした区間回
帰分析の結果である。非低体重出生児が読む絵本・小説の平均数は 4.75 冊であり、低体重出生児のそれは 0.06 冊少ない。この差は小さいし統計的にも有意ではない。この結果はその他の説明変数を制御してもほとんど変わらなかった。なお、その他の説明変数に関連する符号は予想通りのものである。女児の方が多く本を読み、母親・父親の学歴が高い子、世帯収入が高い子の方が多く本を読む。また、出産 6 か月前に母親が就労している子供の方が本を多く読む。その一方で、母親・父親が喫煙していると読む本の数は減る。
ここまで見てきたとおり、6 歳半時点での行動は低体重出生の影響をそれほど受けていないことが明らかである。むしろこれらの行動は両親の社会経済的な背景の影響を強く受けているため、低体重出生が生物学的な発達を遅らせることで行動を変えるといった因果関係はあったとしても、社会経済的な影響がより大きいため、その影響が明確に観察されないと考えるのが適切であろう。もっともこの研究で用いた 6 歳半時点での行動指標は極めて限定的であり、このことより低定住出生の問題は無視できると結論付けるのは早計である。

５．まとめ
この論文では厚生労働省『21 世紀出生児縦断調査』による 2001 年に生まれた全国おおよそ 4 万人 7 千人を追跡した新生児のパネルを分析して 2500g 未満で生まれる低体重
出生がどのような社会経済的な背景より発生するかを明らかにした。さらに低体重出生がその後の児童の発達にどのような影響を与えているかを 2 歳半時点、6 歳半時点の発達指標を用いて明らかにした。
低体重出生をもたらすのは母親の喫煙、出産 6 か月前の母親の就業といった要因であることが明らかになった。特に出産 6 か月前の母親のフルタイム就業の影響は大きく、2500g 未満の低体重出産となる確率が 2.4%ポイント上昇することが明らかになった。これは低体重出産の発生確率が 8.25%であることを考えると大きな影響だといえる。その他の父親と母親の経済力の指標は出生時体重にそれほど大きな影響を与えておらず、国13

民皆保険制度と様々な財政援助のもと、経済力にはそれほど依存せず妊婦が産婦指導や産婦検診を受けられる現状が反映されているように思われる。
低体重出生の帰結についてであるが、2500g 以下で生まれることは 2 歳半時点での発達を遅らせていることが明らかになった。その一方で 6 歳半時点での行動に対する影響は統計的には認められなかった。6 歳半時点での行動には両親の学歴や世帯所得といった社会経済的な変数が大きな影響を及ぼしており、出生時体重の影響はこれらの影響に比べれば小さいためであろう。しかしながら、この研究で用いた 6 歳半時点での行動指標は極めて限定的であり、低定住出生の社会経済的な帰結について結論を出すためには『21 世紀出生児縦断調査』を長期にわたり継続し、学歴達成、就業状態、所得といった長期的な結果変数と関連付けていく必要がある。よって、本研究の結果を持って低体
重出生の社会経済的費用は小さいと結論付けるのは早計である。

14

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19

0

5

Percent1015

図 1：出生体重の分布、2001 年、男女計

0

6000

4000

2000
Birth Weight

注：垂直線は 2500g を指す。

表 1：出生体重の記述統計量、2001 年、男女計
パーセンタイル
観察値数40121 1%

1786

平均値

3037 5%

2360

標準偏差

429 10%2546

分散184320 25%

2792

歪度

-0.514 50%

3046

尖度

5.387 75%

3302

2500g 未満比率

8.25% 90%

3546

95%

3706

99%

4018

20

表 2：新生児の両親の社会経済的属性、出生体重別
変数

全新生児

2500g 未満

2500g 以上

女児

0.48

0.53

0.48

30.00

30.40

30.05

(4.33)(4.44)(4.32)

母親

年齢

母親

高専・短大卒

0.42

0.41

0.42

母親

四大卒以上

0.14

0.14

0.14

母親

喫煙

0.15

0.17

0.15

出産 6 か月前母親フルタイム

0.32

0.36

0.32

出産 6 か月前母親パートタイム

0.17

0.19

0.17

出産 6 か月前母親自営業

0.04

0.04

0.04

父親

32.21

32.63

32.17

(5.47)(5.66)(5.45)

年齢

父親

高専・短大卒

0.16

0.15

0.16

父親

四大卒以上

0.37

0.36

0.37

父親

喫煙

0.62

0.63

0.62

5,718,256

5,766,596

5,713,890(3,734,725)(3,500,098)(3,755,205)

40,121

3,323

36,798

世帯年収
サンプルサイズ21

表 3：両親の社会経済的背景による出生体重の決定と低体重出生の決定、OLS、分位回
帰と Probit 推定
平均値

10%

25%

50%

75%

90%

2500g未

タイル

タイル

タイル

タイル

タイル

満

-76.70-54.05-69.54-86.97-90.84-93.180.0168(4.27)(8.36)(6.57)(4.89)(5.75)(7.26)(0.0027)

-0.31

-2.81

-0.92

-0.56

1.19

2.98

0.0013(0.70)(1.46)(0.85)(0.95)(1.04)(0.85)(0.0004)

-6.10

8.99

-2.05

-0.06

-10.29-22.76-0.0038(4.92)(6.74)(4.80)(5.02)(6.57)(9.00)(0.0031)

-9.00

7.23

-14.903.79-23.08-33.66-0.0062(7.32)(14.79)(7.92)(9.35)(8.67)(12.15)(0.0045)-38.83-24.71-41.11-29.14-38.32-44.530.0100(6.30)(11.80)(9.22)(5.42)(8.70)(8.53)(0.0042)

出産 6 か月前-43.35-64.48-42.36-36.61-32.76-43.630.0244

母親フルタイム(5.19)(9.11)(5.35)(4.52)(4.99)(6.98)(0.0036)

出産 6 か月前-28.36-49.97-27.03-22.15-21.11-15.420.0204

母親パートタイム(6.08)(11.24)(8.87)(5.68)(7.37)(8.46)(0.0043)

出産 6 か月前

0.14-28.00

3.58

-5.51

16.59

22.74

0.0125

母親自営業(10.92)(22.25)(11.44)(13.90)(13.61)(22.22)(0.0076)

父親

0.42

-2.71

-0.61

1.24

1.97

3.16

0.0010(0.55)(1.06)(0.53)(0.68)(0.87)(0.93)(0.0003)

13.77

28.55

7.75

7.96

7.81

17.71

-0.0086(6.33)(9.61)(6.52)(6.81)(6.83)(12.30)(0.0039)

6.83

3.17

11.46

0.50

-1.59

-0.82

-0.0030(5.45)(9.15)(5.97)(7.04)(7.49)(8.03)(0.0035)

2.12

-4.53

-0.29

1.22

4.25

13.48

0.0012(4.71)(10.01)(4.78)(6.06)(7.60)(8.11)(0.0030)

-1.40

19.51

3.59

-2.54

-10.22-18.23-0.0052(4.07)(7.95)(4.64)(4.63)(4.34)(5.76)(0.0025)

3,113.99

2,470.32

2,839.62

3,122.31

3,424.87

3,703.92-(59.62)(114.51)(69.85)(65.55)(71.27)(84.78)

決定係数

0.01

-

-

-

-

-

-

サンプルサイズ40,121

40,121

40,121

40,121

40,121

40,121

40,121

女児
母親
母親

年齢

母親

高専・短大卒

母親

四大卒以上
喫煙

父親

年齢

父親

高専・短大卒

父親

四大卒以上
喫煙

世帯年収（対数値）
定数項

かっこ内は標準誤差。プロビット推定の結果については、各変数の限界効果を説明変数
22

の平均値で評価したものを報告している。

表 4：低体重出産と 2.5 歳時点の発達指標、プロビット回帰
平均値
自分の名前が言える
歯みがきの習慣がついている
昼間はおむつがとれた
衣服の着脱をひとりでしたがる

0.89
0.83
0.28
0.79

低体重児－

回帰調整

サンプル

非低体重児

後の差

サイズ

-0.07

-0.07

37,985(0.01)(0.01)

-0.02

-0.02

(0.01)(0.01)

-0.06

-0.06

(0.01)(0.01)

-0.02

-0.04

(0.01)(0.01)

37,99237,85338,003

注：回帰調整後の差は各指標を低体重児ダミーと女児ダミー、母親年齢、母親学歴ダミー、母親出産 6 か月前就業状態ダミー、母親喫煙ダミー、父親年齢、父親学歴ダミー、
父親喫煙ダミー、世帯年収（対数値）にプロビット回帰した際の低体重児ダミーの係数の限界効果。カッコ内は標準誤差。

23

表 5：低体重出生と 6 歳半時点の学習・社会行動、区間回帰分析結果
(1)

(2)

平日の放課後に遊ぶ

(3)

(4)

(6)

一日の勉強時間（分） 1 か月に読む絵本・小

友達の数（人）
出生体重 2500g 未満

(5)
説の数

-0.06

-0.05

1.34

1.23

-0.06

-0.10

(0.03)(0.03)(0.55)(0.55)(0.10)(0.09)

女児

-0.18

2.66

1.35

(0.02)(0.30)(0.05)

0.00

-0.32

-0.02

(0.00)(0.05)(0.01)

0.05

1.12

0.64

(0.02)(0.35)(0.06)

0.03

0.34

1.40

(0.03)(0.51)(0.09)

出産 6 か月前

0.14

0.72

0.29

母親フルタイム(0.02)(0.37)(0.06)

出産 6 か月前

0.07

0.67

0.29

母親パートタイム(0.03)(0.43)(0.07)

出産 6 か月前

-0.08

1.27

0.24

母親自営業

(0.05)(0.77)(0.13)

母親

0.18

-0.80

-0.75

(0.03)(0.47)(0.08)

-0.01

0.09

-0.02

(0.00)(0.04)(0.01)

0.00

0.04

0.20

(0.03)(0.45)(0.08)

-0.05

1.05

0.76

(0.02)(0.38)(0.07)

0.06

-1.30

-0.42

(0.02)(0.33)(0.06)

0.02

0.82

0.14

(0.02)(0.30)(0.05)

母親
母親
母親

父親
父親
父親
父親

年齢
高専・短大卒
四大卒以上

喫煙
年齢
高専・短大卒
四大卒以上
喫煙

世帯年収（対数値）
定数項
サンプルサイズ

1.94

2.00

40.80

33.22

4.75

2.49

(0.01)(0.27)(0.16)(4.35)(0.03)(0.75)

31,41731,41733,42833,42833,18633,186

注：カッコ内は標準誤差24