Sanno University Bulletin Vol.24 No. 2 February 2004

生活保護率の地域格差に関する研究
Research on the Regional Differentials of Public Assistance

牛沢賢二

Kenji Ushizawa
鈴木博夫

Hiroo Suzuki

Abstract
In this paper, our research is based on the regression models to find out the regional
differentials of public assistance. Our models indicate that (a) unemployment, divorce
and an increasing elderly population are the large factors affecting the differentials, andalso (b) other regional conditions such as culture, social relationships, financial
independence influence the differentials of social welfare. We also discuss the problems
of welfare policy based on our models.

1. はじめに（研究動機と方法）
本論文で我々は、47都道府県の生活保護率に関する地域格差の問題を説明するモデルを重回帰分析によって検証する。
厚生労働省は景気低迷などで急激に増加する生活保護受給者の問題に対して、最低生活費引き下げも視野に入れた制度の抜本的な見直しに乗り出した。そこでは不況で厳しさを増す一般国民の生活水準と照らし合わせて、保護基準額や高齢者・母子世帯に対する加算引き下げなどが検討される見通しである。
朝日新聞生活保護取材班は、2002年11月からの数回にわたる特集記事｛１］の中で、生活保護率の10倍にも及ぶ都道府県別の地域格差の原因追究を行っている。関連する統計データにもとづく分析、社会福祉の専門家に対するインタビュー、自治体の担当者や現場のケースワーカーに対する取材などによりさまざまの角度から原因究明を行っている。そこでは、生活困
2003年９月30日

受理19生活保護率の地域格差に関する研究

窮の直接的な原因と考えられる失業、離婚、高齢化などの指標や持ち家率、自動車保有台数、あるいは預貯金残高などの資産と生活保護の関連性について分析している。また、保護率の低い北陸や東北の一部の地域に着目して、持ち家率や３世代同居率などの文化や社会とのつながりに関連する指標との関連についても言及している。さらに、政令指定都市における状況や特に変化の激しい都市に関しては現地取材調査も実施されている。
生活保護に関する地域格差の問題は複雑であり、一つひとつの指標との関連性だけでは十分に説明することが難しい。同記事のなかでも、保護率の高い地域の担当者は「なぜ保護率が高いか、明確な分析はできていない」としている。
本論文では、保護率と各指標の関連性を個別に見るだけではなく、重回帰分析を適用して総合的に地域格差を説明するモデルを検討する。また、モデル構築に先立って、指標間の相関構造を因子分析などによって分析する。
（注）データ分析はSPSSによっている。また、文中の図表もそのアウトプットを使用した。

2. 生活保護率と関連指標
今回の我々の分析においては従来の属人的性格の強い指標に加えて、地域性を示す指標として地域経済指標も取上げている。失業率や所得指標は経済要因を示すとはいえ、景況感や経済構造を充分に反映するとは言えず、そこで、１節で述べた地域格差として現れる保護率の相違をもたらすと考えた地域経済指標を加えて検討する。以下に分析対象とした指標の概要とそれらの基本的な特性を示す。
47都道府県の生活保護率（単位‰、2001年度厚生労働省）を含めて、関連する９個の指標を対象にして議論をすすめる。生活保護率以外の指標は以下の通りである。なお、分析対象の実データは付表に掲載した。
（１）直接的に生活保護に影響を及ぼすと考えられる指標として、失業率（単位%、2001年度総務省）、離婚率（単位‰、2001年度厚生労働省）、高齢化率（単位%、2000年国勢調査）、調整済み所得（単位千円、地域別物価格差で調整）、預貯金残高（単位千円、2001年）の５指標。前２指標は生活保護率を高める要因として、また、後の２指標は低める要因として取上げている。
（２）地域の文化や社会関係に関連するものとして、持ち家率（単位%、2000年国勢調査）、３世代同居率（単位%、2000年国勢調査）の２指標。大友（［１］2002.11.20の朝日新聞記事）は、持ち家率が高いことは、単に資産があるという意味だけではなく、日本的な恥の文化が働き、生活保護率を低くするようにはたらき、また、３世代同居率についても同様であり、地縁、血縁の深い地域では生活困窮者を支えあうなどの社会関係をつなぐ、としている。

20

Sanno University Bulletin Vol.24 No. 2 February 2004

（３）全産業生産額に占める建設業生産額比率（単位%、2000年度）も生活保護率に関連する要因として検討する。この指標に関する詳細は第４節で解説する。

以上９個の指標について、47都道府県のデータに基づく基本統計量を計算すると表１のようである。生活保護率に関して、朝日新聞（［１］2002.11.20）は、10倍もの地域格差があることを問題にしているが、その変動係数（（標準偏差÷平均値）×100）が56%であり、他の指標に比較して地域間の差が非常に大きいことがわかる。

表1. 基本統計量

3. 生活保護率と関連指標の相関構造
生活保護率の地域格差を追究するモデルを構築するために、本節では相関行列とそれにもとづく因子分析の結果から、取上げた９指標の相関構造を検討する。

（1）相関行列にもとづく相関構造の検討
表２は９指標の相関行列を示している。指標間の関連性をまとめると以下のとおりである。
①失業率と離婚率の２指標は、生活保護率との相関がいずれも約0.8程度であり、強い相関関係がある。朝日新聞（［１］2002.11.13）は生活保護率と失業率に関して、47都道府県のデータを順位に直して比較しながら、「失業率は保護率と必ずしも直結しない」としているが、相関係数から見るかぎり、一つの大きな要因であると言える。
②また、大友らが指摘する通り、持ち家率と３世代同居率は、生活保護率を低くする要因として働いていることも確認することができる。２つの指標とも、生活保護率との相関はマイナス0.6から0.7の大きさである。
③一方、高齢化率、所得、預貯金残高、あるいは、建設業生産額比率と生活保護率との単純な相関係数は大きくはない。

21

生活保護率の地域格差に関する研究④生活保護率以外の指標の間にも複雑な相関構造を見ることができる。例えば、失業率
は離婚率と正の強い相関がある一方で、持ち家率と３世代同居率とは負の相関があり、生活保護率と同じ傾向を示す。したがって、離婚率も同様な傾向を示すが、ただし、離婚率は高齢化率とも負の相関が比較的大きい。
⑤また、高齢化率は生活保護率との相関は極めて小さいが、失業率と預貯金残高を除く他の指標とは正または負の相関を確認できる。さらに、建設業生産額比率は所得、預貯金残高とは負の、逆に、高齢化率とは正の相関が比較的大きい。
以上の通り、９指標間の相関の構造はかなり複雑である。そこで、次に因子分析を適用して相関の構造を探る。

表2. 相関行列（2）因子分析による相関構造の検討
表２に示した相関行列をもとに因子分析を行った。結果的に２因子が抽出され、寄与率は全体の約70％であった。図1は主因子解に対するバリマックス回転後の因子プロットである。
９指標の相関構造が良く読み取れる。
第１因子の軸方向には、生活保護率と正で相関の高かった２指標、失業率と離婚率が、そして、負で相関の高い２指標、持ち家率と３世代同居率がそれぞれの方向にプロットされている。また、第２因子の軸方向には、正の方向に建設業生産額比率が、負の方向には所得と預貯金残高が位置づけられている。第２因子の軸に接近している３指標は、表2で見たとおり、

22

Sanno University Bulletin Vol.24 No. 2 February 2004

生活保護率との単純な相関は高くない。一方、高齢化率だけが第１因子からも、また第２因子からも中間的なところにある。

図1. 因子プロット

4. 生活保護率の説明モデル
前節の相関構造の分析によって、９個の指標は、生活保護率と関連性の高い指標群と低い群、中間的な１つの指標（高齢化率）に分かれることが示された。
朝日新聞生活保障取材班の記事が言うとおり、生活保護率の格差を一つひとつの要因で説明することは難しい。ここでは関連する指標を用いた重回帰モデルによって生活保護率の格差を説明する３つのモデルを示す。
最初のモデルは、生活保護が必要となる原因である生活困窮に直接的な係りをもつと考えられる要因のみに基づくモデルであり、それだけでどの程度の説明力があるかは興味深いところである。さらに、生活困窮だけでは説明できない格差の原因として、前節までに検討した地域の文化や社会的なつながりに関連する要因、あるいは、地域の経済的要因がどの程度補うことができるのかを検証したのがつづく２つのモデルである。
（１）失業率、離婚率、高齢化率、所得、預貯金残高にもとづくモデル
生活保護率を目的変数（従属変数）とし、失業率、離婚率、高齢化率、所得、預貯金残高の５指標を説明変数とする重回帰分析を行った結果、所得と預貯金残高の回帰係数は有意とはならなかった（回帰係数がゼロであることを棄却できない）。これらの２指標は前節の分析の中でも生活保護率との相関は低かったものである。残りの３指標による回帰分析の結果が表３である。
３指標による決定係数は約0.80、重相関係数が0.89であり、説明力は高い。また、３指標の23

生活保護率の地域格差に関する研究

いずれのｔ値も大きく、生活保護率に大きく関与していることがわかる。
高齢化率と生活保護率の単純な相関係数は−0.065とほとんど関連性を確認できなかったが（朝日新聞（［１］2002.11.20）もほとんど関係がないとしている）、他の２指標と同時にモデルに含めると関与度が大きくなることがわかる。これは失業率や離婚率が同じ程度の地域であるとすれば、高齢化がすすんでいるほど生活保護率も高いことを示している。このような現象は単純な相関だけからは見えてこない。

表3. 回帰モデル１

実測値とモデルによる予測値の乖離の程度を示したのが図２（残差プロット）であり、また、ケース診断として、標準化した残差の絶対値が2.0を超える地域の情報を示している。その結果、北海道、京都、和歌山、沖縄の４つの地域が抽出された。北海道と京都はモデルからプラスの方向に大きくズレ、和歌山と沖縄はマイナスの方向に大きく外れている。これらの地域に関しては、失業率、離婚率、高齢化だけでは説明できない要因が働いていることを示唆している。しかしながら、逆に、その他の地域の保護率はかなり良く説明できることも図は物語っている。

24

Sanno University Bulletin Vol.24 No. 2 February 2004

図2. モデル１の残差プロットとケース診断（２）文化、社会的つながりを表す指標、持ち家率、３世代同居率を含めたモデル
モデル１に加えて、地域の社会的なつながりをあらわすと指摘された２指標、持ち家率と３世代同居率を含めて重回帰分析を行った結果、持ち家率に対する回帰係数は有意とはならなかった。この原因は、第3節の表２や図１が示すとおり、持ち家率と３世代同居率の間の相関が高いことにあり、どちらか一方の指標があれば生活保護率を説明するのに十分であるためである。４指標を説明変数とする重回帰分析の結果は表４のとおりである。
決定係数が0.84、重相関係数が0.92となり、さらに説明力が大きくなる。そして、いずれの指標のｔ値も十分に大きく、生活保護率への関与度が高いと言える。３世代同居率の回帰係数の符号が示すように、この指標は生活保護率を低くするように働いている。２指標間の相関と同じ符号を持つ。

25

生活保護率の地域格差に関する研究

表4. 回帰モデル２

モデル１の場合と同様にして、実測値と予測値の乖離度を調べると図３のとおりである。
京都の標準化した残差は2.0を超えないが、他の３地域については依然としてモデルから外れているように見える。ただし、和歌山と沖縄の残差はモデル１の場合と同様にモデルから外れるものの、乖離の程度は縮小している。

図3. モデル２の残差プロットとケース診断

26

Sanno University Bulletin Vol.24 No. 2 February 2004

（３）建設業生産額比率を加えたモデル
モデル１と２では生活困窮の原因となり得るような指標と文化や社会関係をつなぐと指摘されている指標を取上げたが、一部の地域については十分説明できない。ここでは新たな説
明要因として、公共投資関連の指標を説明変数として導入することを検討した。高度成長期の公共投資はその本来の目的である社会資本の充実や生産基盤の拡充に寄与した。しかしながら、石油危機を契機として公共投資の意味付けは、所得保障と所得移転の性格を強くしたと言われている。その資金散布的な性格から、もうひとつの生活保障と見なすわけである。
この目的から公共投資関連変数として、公的資本形成、建設業従事者数、建設業生産額比率などについて検討した。その結果、ここでは建設業生産額比率を選択した。
表５はモデル２の場合に加えて、建設業生産額比率と所得を含めて分析した結果である。
ここで所得を同時に含めたのは、地域間の所得レベルを調整しながら建設業生産額比率の影響を見るためである。
表５に示すとおり、決定係数が0.86、重相関係数が0.93となり、モデル２よりもわずかに説明力が高くなる。建設業生産額比率の符号がプラスであることから、生活保護との補完関係にあることが予想される。すなわち、生活保護率と建設業生産額比率の両者がともに高い地域では、産業構成の建設業からのシフトが遅れ、国内の他地域や財政からの移転に依存しやすい構造があり、それが、生活保護と、所得保障と所得移転の性格を強くしたと言われる公共投資に依存しやすい建設業の構成比率を高めていると考えられる。ここでの他地域との移転の考え方については、文献［3］を参考にした。また、地域自立への動きとしては、和歌山県の「緑の雇用」などの取り組みをあげることができる。

表5. 回帰モデル３27生活保護率の地域格差に関する研究

図４に示すとおり、地域ごとの残差を検討してみると建設業生産額比率の導入効果が明らかである。モデル１、２に比較してモデルと実測値の乖離の程度が大きく改善されていることがわかる。いずれの地域も統計的な意味ではモデルからの外れ値とはもはや言えない。

図4．モデル３の残差プロットとケース診断

5. 結び
生活保護率の地域格差の研究を以下の６項目にまとめる。
（１）生活保護率の地域格差をかなりの程度説明できるモデルを構築できる。例えば、個々の指標で説明しようとすると、生活保護率と最も高い相関があるのは失業率の0.78であり、この値は説明力（決定係数）でいうと（0.78）2 = 0.61にすぎない。ところが複数の指標を用いたモデル３の場合は0.86となり、非常に説明力が高くなる。
（２）生活困窮に直結すると考えられる失業率、離婚率、高齢化率がやはり大きな要因である。
朝日新聞の議論［１］の中では、失業率などと個別に分析した結果、それらが生活保護に直結していないとしているが、総合してモデル化すると（モデル１）、これら3要因だ
けでも保護率の地域格差の約80％を説明できる。

28

Sanno University Bulletin Vol.24 No. 2 February 2004

（３）いくつかの地域については以上の要因だけでは説明しきれないが、そこには地域の自立・依存体質、支え合い、文化の違いや社会関係をつなぐ要因などが複雑に影響している可能性が示された。特に地域経済指標として建設業生産額比率を加えた結果からは、経済活動の波及過程において各県の産業構造の影響があると考えられる。これらが失業率や景況改善などの指標だけでは捉えきれずに、一部の地域の格差を大きくしているものと考えられる。しかしながら、全体としてみた場合にはそれほど大きな影響要因とは言えない。

厚生労働省は増加し続ける生活保護受給者の問題解決のために、制度の見直しを検討するとしているが、基準を厳しくして受給者を減らすことや加算条件を引き下げることだけではなく、原因そのものを解決する横断的な施策を講じていく必要があることは当然である。
（４）生活保護申請にいたる原因はさまざまであるとしても、その大きな要因は失業や離婚、あるいは高齢化などであり、したがって、これらの問題を解決する対策を同時に検討する必要がある。
（５）最も大きな原因は、長引く不況を背景とする失業であり、早急の景気対策が望まれる。
このことが離婚の原因となっていることは３節の相関係数の大きさからも推察される。
また、当然、母子家庭となった場合でも働ける環境の整備が必要であり、保護基準額や母子世帯に対する加算引き下げなどの検討と併せた議論が望まれる。
（６）同様の議論は高齢者対策としても当てはまる。寝たきり老人を増やさない、高齢になっても働ける環境の整備などの高齢者に対する総合的な対策を講じていくことが望まれる。さらには産業構造の転換など地域経済の自立化を計ることも重要である。

参考文献［１］朝日新聞社（2002）、朝日新聞、くらし面、支え合うしくみ：生活保障、2002年11月13日、11月20日、2003年2月12日、2月19日［２］NHK放送文化研究所（1997）、「データブック全国県民意識調査1996」、日本放送出版協会［３］初岡・中居・本田・篠原（2001）、「補論 公共投資の効率性の改善と地方経済の自立についての一考察」 『「地方経済の自立と公共投資に関する研究会」報告書』 財務省

29

生活保護率の地域格差に関する研究

付表. 分析に用いた９指標データ

30