地域経済研究

第31号

2023

（研究ノート）徳島県の初職時県内残留行動の実証分析

【要

牧

田

修

治＊

豊

田

哲

也†

奥

嶋

政

嗣†

水ノ上

智

邦††

約】

本稿では「徳島県出身者のライフステージと居住地についてのアンケート調査」の結果を利用し、初職時の県内残留行動に関して、賃金格差仮説、就業機会格差仮説、親の持家仮説を男女別に検証した。検証の結果、男女ともに親の持家仮説が支持されるという結果となった。初職時に県外で生活するよりも、実家に住むことによって生活コストの負担が軽減されるなどの経済的なメリットを受けることが誘因になると考えられる。また、出身地域によって、賃金格差が残留行動に影響することも示唆された。
【キーワード】地元残留行動、賃金格差仮説、就業機会格差仮説、親の持家仮説、徳島県

1 ．はじめに2014年11月にまち・ひと・しごと創生法が公布・施行され、東京圏への過度の人口集中を是正することが明記されたことを受け、国および地方
公共団体では「まち・ひと・しごと創生総合戦
略」「地方版総合戦略」を策定し、東京圏への人口集中の是正策や流出した人口の還流策、地元定着のための施策等に取り組んでいる。
地域経済学によると、地域間の人口移動が生じるのは、地域間で個人の効用に関する格差が存在し、住民が自らの効用が最大になるようにより高い効用が得られる地域に移動するためだ。地域間格差の最も大きな要因は賃金格差であり、賃金の伸縮が完全でないと考えるなら、その要因は就業機会の格差である（山田・徳岡編（2018））。これ
まで「住民基本台帳人口移動報告」（総務省）や「国勢調査」（総務省）を利用して、地域間人口移動について賃金格差仮説や就業機会格差仮説を検証した研究が蓄積されてきた（玉田（2003）、
伊藤（2006）、戸田・太田（2009）など）。
一方で、地域間人口移動の裏返しの関係になる

ためか、地元残留行動に関する研究の蓄積は乏し
く、山口・荒井・江崎（2000）がある程度である。山口らは「人口移動調査（第 3 回）」（国立社会保障・人口問題研究所）の個票データを用いて、男女ともに1956年～60年生コーホート以降の出生コーホートで残留率が上昇していることを報告している。そして、この原因が大都市圏と地方圏の就業機会格差の縮小にあるとしている。ただし、データの制約から大卒者を分析対象から除外
していることやグラフの観察のみから結論を導いていることなど、結論については検討の余地が残されていると思われる。
親の意識面から地元残留について分析する試みもある。山口・江崎・松山（2016）では、山形県庄内地域の高校 3 年生の子どもを持つ親を対象にアンケート調査を行い、子どもに対する親の地元
残留希望と親の属性や意識、世帯形態などとの関係について分析し、地域に魅力を感じている親の方が感じていない親よりも子どもに対する残留希望割合が高いことや、戸建持家世帯の土地取得について、親自身の代に土地を取得した世帯より、

＊

徳島県庁
徳島大学
††
徳島文理大学†13

先代以前が取得した土地に住んでいる世帯の方ターの中から調査開始時点で依頼可能な25歳～59が、残留希望が強いことなどを報告している。こ歳の全国の男女236万2, 852人を対象として、まの分析では親の意識と子どもの実際の残留行動とず、性別、年齢、出身地（卒業した高校の所在の関連は調査されていない。しかし要藤（2018）地）などを質問したスクリーニング調査を行い、は、ソーシャル・キャピタルに関して、同一世帯

回答のあった37万9, 270人の中から、徳島県内の内の親の考え方や意識が、子の意識に影響を与え高等学校を卒業した2, 236人が本調査へ進むといるという実証結果を報告しており、これらを併せう方法で行われた。本調査へ進んだ回答者は全てて考えると、親の子どもに対する地元残留希望の質問に回答しており、この2, 236人の回答が有

は、子どもの意識や実際の行動に影響を与える可効回答となる。ただし、本稿の分析にとって重要能性も考えられる。

な質問に回答していないなどの回答者を除外し、結局、1, 945人を有効回答とした。

石倉（2009）は、高校卒業時に親の持家に居住していた者のＵターン率が非持家の者より高いこ（ 2 ）初職時県内残留者の定義とを発見し、親の実家に住むことの経済的メリッ
トがＵターンの誘因になっていると解釈していアンケート調査では、「高校 3 年生時」「最終学る。これを親の持家仮説と呼ぼう。ただ、要藤

校卒業時」「初職時」「現在」というライフステー（2018）が示す通り、家族内に地元残留希望があジと居住地を関連付けた回顧型の質問をしておるとすれば、「親の持家」という変数を通してこり、この回答によって個人の移動履歴を辿ることの残留意識の強さが U ターン率の高さとなってができる（図表 1 ）。高校 3 年生時に県内に居住現れているという可能性も考えられる。

した1, 945人のうち、大学や専門学校などの最終

本稿では、「徳島県出身者のライフステージと学校卒業時に県内に居住した者が1, 446人であ

居住地についてのアンケート調査」（2020年実る。本稿ではこの1, 446人を分析対象とし、この施）の結果を利用して、初職時の県内残留行動に

うち初職時もそのまま県内に居住した者を初職時関する仮説、すなわち、賃金格差仮説、就業機会

県内残留者と定義する（以降、単に県内残留者と格差仮説、親の持家仮説を実証的に検証すること呼ぶ）。県内残留者は1, 155人であり、県内残留率とする。また、「親の持家」が持つ意味についは79. 9％（＝1, 155人／1, 446人）となる。男女別て、石倉（2009）が指摘する経済的メリット以外

では、男性が72. 3％、女性が86. 2％であり、男性に家族内の意識あるいはそれに類する要因が含まに比べて女性の残留率が高い。

れている可能性についても（補論）で検討した（ 3 ）回答者の年齢構成

い。
本稿の構成は以下の通り。まず、続く 2 章でア

分析対象となる1, 446人の回答者の年齢を、25ンケートの調査方法とデータについて簡単に説明

歳～39歳、40歳～49歳、50歳～59歳という 3 つのした後、 3 章で分析方法、変数の作成方法などを

年齢階級に分けて構成比をみたものが図表 2 であ説明し、推定結果を報告する。そして最後に 4 章る。分析対象の構成比をみると、25歳～39歳の構では（補論）の分析結果も踏まえて結論を述べ成比が22. 1％の一方で50歳～59歳が42. 3％と、若る。

年層の構成比が低い。「令和 2 年国勢調査」（総務省）の日本人の年齢別構成比と比較すると、25歳2 ．調査方法とデータ（ 1 ）調査方法
アンケート調査は、徳島県内の高等学校を卒業した者を徳島県出身者と定義し、調査時点で25歳
から59歳の徳島県出身者を調査対象として、インターネット調査会社に委託して行った。調査期間は2020年11月30日から12月 3 日である。調査方法
は、インターネット調査会社に登録しているモニ～39歳の構成比は15ポイント程度低くなっている。男女別にみると、男女ともに25歳～39歳の構成比が「国勢調査」の構成比に比べて低いが、特に男性では15. 1％と、「国勢調査」の構成比に比べて20ポイント程度低い。分析に当たっては若年層、特に男性若年層のサンプルが少ないことには留意する必要があろう。

14

地域経済研究

図表 1
県内

最終学校卒業時

1, 945

県内

初職時

1, 446

（男性）
（女性）

920
1, 025

県内

656
790

（男性）
（女性）
県外
（男性）
（女性）

499

県外
（男性）
（女性）

県内

264
235

（男性）
（女性）
県外
（男性）
（女性）

図表 2

男性
構成比

25歳～39歳(1981年～95年生まれ）

40歳～49歳(1971年～80年生まれ）

50歳～59歳(1961年～70年生まれ）

474
681
291
182
109
230
118
112
269
146
123

女性

年齢別

合計

1,155

アンケート調査回答者の年齢階級別構成

合計

（人）

2023

徳島県出身者の移動履歴パターン

高校3年生時
（男性）
（女性）

第31号

年齢別
（国勢調査）

（%）

構成比

（%）

（人）

年齢別
（国勢調査）

（%）

（%）

構成比
（人）

（国勢調査）（%）（%）

1, 446100. 0(100. 0)656100. 0(100. 0)790

100. 0(100. 0)

320

22. 1

(36. 3)99

15. 1(36. 5)

221

28. 0

(36. 1)

515

35. 6

(33. 3)

242

36. 9

(33. 4)

273

34. 6

(33. 2)

611

42. 3

(30. 4)

315

48. 0

(30. 2)

296

37. 5

(30. 7)（注）表中の国勢調査の年齢別構成比は、日本人の不詳補完値を使用して算出した値である。
（出所）「国勢調査」（総務省）

3 ．初職時の県内残留行動の実証分析（ 1 ）仮説と分析方法
初職時に県内に残留するかどうかという意思決定は、県外に転出するかどうかという意思決定と表裏一体の関係にある。したがって、検証する仮説としては地域間人口移動の仮説と同様に賃金格差仮説、就業機会格差仮説および親の持家仮説とする。親の持家仮説はＵターンを想定したものだ（ 4 ）県外転出者の居住地域
最終学校卒業時に県内に居住した1, 446人のうち、初職時に県外に転出した者は291人で、この291人の転出先を地域別にみたものが図表 3 である 1）。 大 阪 圏 へ の 転 出 が 最 も 多 く、 構 成 比 は

46. 7％で、特に女性では55. 0％と過半を超える人がこの地域へ転出している。次いで 3 割弱が非大都市圏、東京圏は 2 割程度となっている。

1）ここでの地域は「住民基本台帳人口移動報告」（総務省）で定義されている三大都市圏（東京圏、名古屋圏、大阪圏）を使用している。なお、三大都市圏以外を非大都市圏としている。

15

図表 3

県外転出者の居住地域

初職時県外転出者
男性

転出先地域
合計

（人） （構成比）

291

女性（人） （構成比）

100. 0（人） （構成比）

182

100. 0109100. 0

東京圏

59

20. 3

41

22. 5

18

16. 5

名古屋圏

13

4. 5

11

6. 0

2

1. 8

大阪圏

136

46. 7

76

41. 8

60

55. 0

非大都市圏

83

28. 5

54

29. 7

29

26. 6

（注）転出先地域は「住民基本台帳人口移動報告」（総務省）の三大都市圏に倣って、東京圏は東京都、埼玉県、千葉県、神奈川県、名古屋圏は愛知県、岐阜県、三重県、大阪圏は大阪府、京都府、奈良県、兵庫県とした。なお、非大都市圏は三大都市圏以外の地域を指す。

図表 4

記述統計

男性（サンプル数：645）
平均

標準偏差

最大値

女性（サンプル数：772）

最小値

平均

標準偏差

最大値

最小値

初職時県内残留ダミー

0. 7190. 4501

00. 8630. 34410

実質賃金率格差（大阪府／徳島県）

1. 171

0. 062

1. 26

1. 00

1. 222

0. 096

1. 39

1. 06

有効求人倍率格差（大阪府－徳島県）

0. 027

0. 191

0. 37-0. 330. 0130. 1890. 37-0. 33

親の持家ダミー

0. 7720. 4201

00. 785

0. 41110（出所）「賃金構造基本調査」（厚生労働省）、「一般職業紹介状況」（厚生労働省）、「消費者物価指数」（総務省）

が、初職時に地元に残留して実家に住むことがでの作成方法を説明する。なお、図表 4 には県内残

きれば、県外で生活する場合に比べてコスト負担

留ダミー、実質賃金率格差、有効求人倍率格差、が軽減されるなどの経済的メリットがあると考え親の持家ダミーの記述統計が示されている。

られる。
実質賃金率格差仮説の検証は、男女別に、初職時の居住地が県内 の 場 合 を「１」、 県 外 の 場 合 を「０」 と す る ダ

実質賃金率は、「賃金構造基本調査」（厚生労働

ミー変数を被説明変数とした 2 項ロジットモデル

省）から得られる所定内給与額（20歳～24歳、産で行う。仮説検証のための変数として、実質賃金

業計、企業規模計、男女別）を所定内実労働時間率格差、有効求人倍率格差、親の持家ダミーを採（20歳～24歳、産業計、企業規模計、男女別）で用する。また、アンケート調査から得られる個人

除して賃金率を算出し、消費者物価指数（持家の属性、すなわち出生コーホート、出身地域、学歴

帰属家賃を除く総合、県庁所在地別（東京都は東についてダミー変数をコントロール変数として採京都区部））で除して実質化した。格差は大阪府用する。

の実質賃金率を分子、徳島県の実質賃金率を分母とした両者の比（＝大阪府／徳島県）として、こ（ 2 ）変数の作成方法

れを実質賃金率格差とする。徳島県から大阪圏へ

ここでは推定に使用する変数である実質賃金率の初職時の転出が男女ともに全体のほぼ 5 割と高格差、有効求人倍率格差、親の持家ダミー、出生いことから、この地域の代表値として大阪府の値

コーホートダミー、出身地域ダミー、学歴ダミーを用いることとした。なお、推定には、アンケー
16

地域経済研究

第31号

2023

出身地域ダミー

ト調査で回答されている初職時の年齢から計算し2）た初職の年の前年の値を使用する 。期待される

県内を県北東部、県中西部、県南部の 3 つの地

符号は、格差が拡大すると県内残留の阻害要因と域に分け、高校 3 年生時の居住地域が、県北東部

なることからマイナスとなる。

の 場 合 を「１」 そ れ 以 外 を「０」 の 県 北 東 部 ダ
ミー、県中西部を「１」それ以外を「０」とする県

有効求人倍率格差

中西部ダミー、県南部を「１」それ以外を「０」と有効求人倍率は、「一般職業紹介状況」（厚生労する県南部出身ダミーとする。県北東部地域出身

働省）から得られる有効求人倍率を使用する。格をレファレンスとする5）。符号がプラスであれば差は大阪府の有効求人倍率から徳島県の有効求人

県北東部に比べて県内残留する傾向があり、マイ倍率を差し引いた値（＝大阪府－徳島県）を使用

ナスであればこの逆の解釈となる。

する。なお、推定には実質賃金率格差と同様に初
学歴ダミー

職の年の前年の値を使用する。期待される符号

最終学校の種類が高等学校の場合が「１」それは、実質賃金率格差と同様にマイナスとなる。

以外の場合が「０」を高校ダミー、高専の場合が親の持家ダミー「１」それ以外は「０」を高専ダミー、専修学校・

アンケート調査では、高校卒業時の住居形態を専門学校の場合が「１」それ以外は「０」を専修・質問している。この質問に、親の持家と回答した

専門学校ダミー、短大の場合が「１」それ以外は

場合は「１」それ以外を「０」とするダミー変数を「０」を短大ダミー、大学・大学院の場合は「１」

親の持家ダミーとする 。親の持家は県内残留のそれ以外は「０」を大学・大学院ダミーとする。

誘因になると考えられることから、期待される係

レファレンスを高等学校とする。符号がプラスで数の符号はプラスとなる 。

あれば、高等学校卒業者に比べて残留しやすく、

3）4）

マイナスであれば逆の解釈となる。なお、男性の出生コーホートダミー

場合は短大卒が少ないことから専修学校・専門学

出生コーホートダミーは、年齢階級を 3 つの階校に含め、女性では高専卒が少ないことから専修級に区分し、1981年～95年生まれ（25歳～39歳）

学校・専門学校に含める。

を「１」 そ れ 以 外 を「０」、1971 年 ～80 年 生 ま れ（ 3 ）推定結果（40歳～49歳）を「１」それ以外を「０」、1961年～70年生まれ（50歳～59歳）を「１」それ以外を推定結果が図表 5 に示されている。なお、分析「０」とする 3 つのダミー変数を作成した。1961に使用したサンプルは、学歴に関する質問に「答年～70年生まれをレファレンスとする。符号がプ

えたくない」「覚えていない」といった回答や、ラスであれば1961年～70年生まれに比べて残留す

初職時の年齢が空白になっている回答は除外しる傾向があり、マイナスであれば逆の解釈となた。この結果、サンプル数は男性が645、女性がる。

772となった。

2）アンケート調査では、初職時の年齢と生年を質問している。推定では、この質問の回答から計算される初職時の年の前年の値を使用する。
3）アンケート調査では「高校卒業のときの住居について、該当する住居形式を教えてください」と質問している。回答の選択肢は、［１］一戸建て（親の持家）、［２］一戸建て（親の借家）、［３］集合住宅（親の持家）、［４］集合住宅（親の借家）、［５］社宅・社員寮、［６］一戸建て（自身の借家）、［７］集合住宅（自身の借家）、［８］その他、である。選択肢［１］と［３］を「親の持家」として「１」、［１］と［３］以外を「０」とした。
4）参考までに初職時の県内残留者と県外転出者について、高校卒業時に親の持家に居住していた者の構成比をみたところ、男性では県内残留者が81. 7％、県外転出者が65. 7％、女性ではそれぞれ80. 6％、65. 1％で、男女ともに 1 ％有意水準で有意に差があるという結果となった。
5）県北東部は徳島市、鳴門市、小松島市、松茂町、北島町、藍住町、板野町、県中西部は吉野川市、阿波市、美馬市、三好市、石井町、上板町、つるぎ町、佐那河内村、神山町、東みよし町、県南部は阿南市、勝浦町、上勝町、那賀町、牟岐町、美波町、海陽町としている。

17

図表 5
説明変数

推定結果

男性

実質賃金率格差女性

0. 657-0. 319（大阪府／徳島県）(2. 432)(2. 173)

有効求人倍率格差-0. 316-0. 446（大阪府－徳島県）(0. 676)(0. 793)

親の持家ダミー

0. 819 ***レファレンス

0. 810 ***(0. 204)(0. 236)

出生コーホートダミー

1961年～70年生

1981年～95年生（25～39歳）

0. 517

0. 565(0. 384)(0. 475)

0. 669 **0. 055(0. 272)(0. 391)-0. 243-0. 503 **(0. 220)(0. 257)

1971年～80年生（40～49歳）
出身地域ダミー（50歳～59歳）

県北東部出身

県中西部
県南部-0. 600 **-0. 705 ***(0. 238)(0. 298)

学歴ダミー

高等学校

高専

-0. 486(0. 428)

専修学校・専門学校

0. 1690. 149(0. 300)(0. 314)

短大

1. 428 ***(0. 448)

大学・大学院
定数項

0. 052-0. 374(0. 227)(0. 280)-0. 562

1. 612(2. 937)(2. 883)645

772

0. 0550. 069

観測数
疑似決定係数
＊

＊

＊＊

＊＊＊

（注） 1 ．表中の 印は、 は p<0. 1、 は p<0. 05、
2 ．表中の（ ）内の値は標準誤差を示す。

は p<0. 01を示す。

まず、男性の推定結果をみると、親の持家ダた。

ミーが 1 ％有意水準で有意にプラスとなった。県

コントロール変数では、1971年～80年生ダミー

内に留まり実家に住むことによって経済的なメが 5 ％有意水準で有意にプラスとなった。1961年

リットを受けることが県内残留の誘因になってい～1970年生コーホートに比べて残留する傾向があると考えられる 。一方で、実質賃金率格差およる。この出生コーホートの就職時期は1990年代のび有効求人倍率格差は有意な結果とはならなかっ

景気低迷期と重なっていることから、レファレン

6）6）アンケート調査では、高校卒業時の居住形態と同様に、初職時の居住形態も質問している。初職時に県内に残留した者で、親の持家に住んでいた者の割合は、男性で76. 1％であった。

18

地域経済研究

図表 6
説明変数

女性

0. 861-0. 029（大阪府／徳島県）(2. 437)(2. 182)

実質賃金率格差×県中西部ダミー-0. 221-0. 368 *(0. 195)(0. 217)

実質賃金率格差×県南部ダミー-0. 540 **-0. 572 **(0. 209)(0. 249)

有効求人倍率格差-0. 480

0. 322（大阪府－徳島県）(0. 848)(0. 940)

有効求人倍率格差×県中西部ダミー

0. 138-2. 296(1. 195)(1. 429)

有効求人倍率格差×県南部ダミー

0. 598-1. 112(1. 284)(1. 686)

親の持家ダミー

2023

推定結果

男性

実質賃金率格差

第31号

0. 818 ***レファレンス

県北東部

県北東部

0. 774 ***(0. 204)(0. 238)

0. 5190. 567(0. 384)(0. 477)

1961年～70年生

出生コーホートダミー
1981年～95年生（25～39歳）

0. 671 **0. 062(0. 272)(0. 394)

1971年～80年生（40～49歳）（50歳～59歳）

高等学校

学歴ダミー
-0. 498

高専(0. 429)
0. 167

0. 107(0. 301)(0. 318)

専修学校・専門学校

1. 474 ***短大(0. 450)
0. 054-0. 365(0. 228)(0. 282)

大学・大学院
定数項-0. 791

1. 277(2. 939)(2. 891)645

772

0. 0550. 075

観測数
疑似決定係数
＊

＊

＊＊

＊＊＊

（注） 1 ．表中の 印は、 は p<0. 1、 は p<0. 05、
2 ．表中の（ ）内の値は標準誤差を示す。

は p<0. 01を示す。

スである一つ上の世代の1961年～1970年生コー

出身者に比べて残留しない傾向がみられる。

ホートに比べて県内残留を選択する者が増えた可次に女性の推定結果をみてみよう。親の持家ダ能性がある。

ミーが 1 ％有意水準で有意にプラスの結果となっ出身地域ダミーは、県南部出身ダミーが 5 ％有た。男性と同様に、実家に住むことによって経済意水準で有意にマイナスとなった。県北東部地域

的なメリットを受けることが県内残留の誘因にな19ると考えられる7）。しかし、実質賃金率格差およ（ 1 ）男女ともに親の持家仮説が支持された。初び有効求人倍率格差は有意な結果とはならなかっ

職時に県外に転出して家賃コストなどを負担た。

するよりも、地元で実家に住むことによる経コントロール変数では、出身地域ダミーが県中

済的なメリットを享受することが誘因になる

西部で 5 ％有意水準で有意にマイナス、県南部がと考えられる。

1 ％有意水準で有意にマイナスとなった。県北東（ 2 ）男女ともに出身地域ダミーが有意にマイナ

部に比べて県中西部および県南部出身者は残留しスとなった。県北東部地域に比べて、男性でない傾向がある。また、学歴については短大がは県南部地域が、女性では県中西部地域およ1 ％有意水準で有意にプラスとなり、高等学校卒

び県南部地域出身者は県内に残留せず県外に業者に比べて短大卒業者は残留しやすい傾向があ転出する傾向がみられる。これは、出身地域

る。

ダミーに賃金格差の影響が含まれているため

男女ともに出身地域ダミーが有意にマイナスとだと考えられる。南部地域出身者や県中西部なったが、この出身地域ダミーに賃金格差や就業出身者は県北東部出身者に比べて、県外との機会格差の影響が含まれている可能性が考えられ賃金格差がある場合には県外に転出する傾向があると考えられる9）。

る。このため、実質賃金率格差および有効求人倍率格差と出身地域ダミーの交差項を説明変数とし（ 3 ） このほか、男性では1971年～1980年生コーて採用し推定を行った。この結果が図表 6 に示さホートが有意にプラス、女性では、短大ダれている。

ミーが有意にプラスという結果となった。

図表 6 をみると、男性では実質賃金率格差と県南部出身ダミーの交差項が 5 ％有意水準で有意に親の持家が持つ意味について、経済的メリット

マイナスとなった。女性では、実質賃金率格差と以外の含意についても（補論）で分析を行った。

県中西部出身ダミーの交差項が10％、県南部出身

この結果、地元徳島に対する好ましい評価に親のダミーの交差項が 5 ％有意水準で有意にマイナス

持家がプラスに影響していることが明らかになっとなった。男性では県南部、女性では県南部、県た。親の持家には経済的メリットに加えて、家族中西部が県東部に比べて賃金格差が大きければ県内で共有される徳島に対する想いのような意識も内に残留せず県外に転出する傾向があると考えら含まれている可能性があろう。なお、地元残留行れる 。

動には家業やきょうだいの影響も考えられる。本8）

稿では検討していない重要な視点であり、今後の課題としたい10）。

4 ．結論
本稿では、徳島県出身者を対象としたアンケー
ト調査結果を利用して、賃金格差仮説、就業機会格差仮説、親の持家仮説を男女別に検証することによって、初職時の県内残留行動の意思決定に影響する要因を実証的に明らかにした。結果は以下のようにまとめられよう。

7）女性では、初職時に県内に残留した者が親の持家に居住していた割合は75. 2％であった。
8）なお、徳島県と比較する実質賃金率および有効求人倍率として、本稿では大阪府を使用している。参考として、転出者について大阪府へ転出した者に限定して同様の分析を行った結果、実質賃金率格差については、男性
は県中西部出身ダミーの交差項が 5 ％有意水準で有意にマイナス、女性は県南部出身ダミーの交差項が 1 ％有意水準で有意にマイナスとなった。有効求人倍率格差の交差項は有意とはならなかった。
9）なお、賃金格差仮説および就業機会格差仮説については、徳島県と比較する指標として大阪府の指標を使用したが、県外の賃金や就業機会に関する期待形成に基づいた指標を使用することが望ましいと思われる。この点は今後の課題としたい。
10）査読者の指摘による。

20

地域経済研究

第31号

2023

（補論）
「親の持家」が表す家族内意識

まあまあよい」「県外がとてもよい」を「０」とし

1 ．分析目的・分析方法
石倉（2009）では、実家に住むことによる経済上のメリットが誘因になると指摘している。ここでは、経済的なメリットの意味以外に、親の持家という変数が家族内での親の子どもに対する残留意識の強さなど目に見えない要因を含んでいる可能性を検証したい。
「徳島県出身者のライフステージと居住地についてのアンケート調査」では、徳島県出身者が地
元の魅力や暮らしやすさなどの居住環境を評価す
る質問を行っており、「地域への愛着がある」「家族や親戚と助け合える」や「地域の人間関係は頼りになる」という項目に対して、回答者が 7 段階で評価している11）。仮にこの評価に「親の持家」
が影響を与えているとすれば、地域への愛着意識
や家族・親戚との助け合い、地域の人間関係に対する信頼感に関する家族内の何らかの要因が存在し、これが親の持家という変数を通して地元残留
行動に影響を与えている可能性があると解釈できる。
そこで、「地域への愛着」「家族や親戚との助け合い」「地域の人間関係への信頼感」の 3 つの評
価結果を被説明変数とし、親の持家ダミーを説明変数とした推定式を推定し、親の持家ダミーの係数が有意にプラスとなるかどうかを検証する。仮に有意にプラスという結果となれば、親の持家という変数に、地域への愛着や家族・親戚との助け合い、地域の人間関係に対する信頼に影響する何かが含まれていると考えることができる。
分析は、 7 段階の評価のうち「徳島がとてもよい」「徳島がまあまあよい」「徳島が少しよい」および「同等」を「１」、「県外が少しよい」「県外がデルによって行う12）。

たダミー変数を被説明変数とした 2 項ロジットモ
分析対象は、最終学校卒業時に県内に居住した
1, 446人である（図表 1 ）。ただし、質問に対して「よくわからない」と回答した回答者は分析対象から除外した。また、この質問の回答には県外に居住経験のない県民も含まれているが、何らかの情報に基づいて徳島がよいか県外がよいかを判断していると考えて、県外居住経験のない住民の回
答もサンプルに含めた。

2 ．変数の作成方法
徳島に関する評価に対して、親の持家ダミーのほかには、個人の属性である年齢、性別、学歴、出身地域のほか初職時の雇用形態をコントロール
変数として採用した。ここでは、学歴と初職時の雇用形態のダミー変数の作成方法を説明する。
なお、出身地域ダミー変数は残留行動の実証分
析で使用したダミー変数の作成方法と同じである。また、年齢は調査時点の回答者の年齢、性別は男性を「１」、女性を「０」としたダミー変数で
ある。
学歴ダミー
アンケート調査では最終学校として、高等学
校、高等専門学校、専修学校・専門学校、短期大学、大学、大学院、その他、回答したくない、を選択肢としている。学歴ダミーは、最終学校が高等学校の場合は「１」それ以外を「０」の高校ダ
ミー、高等専門学校の場合は「１」それ以外が「０」の高専ダミー、専修学校・専門学校の場合が「１」それ以外が「０」の専修学校・専門学校ダミー、短期大学の場合が「１」それ以外が「０」の11）具体的な質問は次のとおり。
「次の（１）～（４）のそれぞれの『居住地に対する想い・人間関係』について、徳島県内の居住地と徳島県外の居住地とを比較して、どちらが良いと思いますか。あなたの考えにあてはまるものをそれぞれ 1 つお答えください。徳島県内居住者は、現住所（徳島県内）と徳島県外の最後の居住地を比較してください。」この質問に対して、回答は「徳島がとてもよい」「徳島がまあまあよい」「徳島が少しよい」「同程度」「県外が少しよい」「県外がまあまあよい」「県外がとてもよい」「よくわからない」の 8 つであり、回答者は
このうち一つを選択する。なお、（１）～（４）の質問は、（１）友人と交流できる、（２）地域への愛着がある、（３）
家族や親戚と助け合える、（４）地域への人間関係が頼りになる、でこのうち（２）～（４）の質問の回答を使用して分析した。豊田・奥嶋・牧田（2022）では回答の選択肢をスコア化した分析を行っている。
12） 7 つの評価項目を被説明変数とした順序ロジットモデルによる分析も行った。ただ、有意でない閾値があったことから、評価項目を 2 つにくくって 2 項ロジットモデルによる分析を行った。

21

図表 7 「地域への愛着」「家族・親戚の助け合い」「地域の人間関係」の推定結果
説明変数

推定（1）

親の持家ダミー

推定（2）0. 543 **1. 221 ***(0. 264)
性別ダミー
年齢(0. 348)

推定（3）レファレンス

0. 856 ***(0. 308)

0. 058-0. 034-0. 349(0. 249)(0. 365)(0. 310)-0. 008-0. 001-0. 033(0. 014)(0. 020)(0. 018)

0. 0430. 0730. 469(0. 283)(0. 423)(0. 372)

出身地域ダミー

県北東部地域

県中西部地域
県南部地域

0. 5850. 4500. 907(0. 421)(0. 562)(0. 554)

学歴ダミー

高等学校

高専
専修学校・専門学校
短大
大学・大学院

0. 192-1. 117-1. 308 *(1. 048)(0. 810)(0. 693)-0. 424

0. 979-0. 486(0. 405)(1. 050)(0. 489)-0. 458-0. 660-0. 224(0. 406)(0.571)(0. 544)-1. 017 ***-1. 130 ***-0. 640 *(0. 275)(0. 391)(0. 342)-0. 003

0. 351-0. 263(0. 300)(0. 468)(0. 364)

初職時雇用形態ダミー

正規職員・正社員

非正規
自営業・経営者
無職
定数項-1. 162 *-1. 786 **-1. 207(0. 601)(0. 722)(0. 801)-1. 639 **-1. 108-1. 722 **(0. 716)(1. 117)(0. 857)

2. 754 ***

観測数
疑似決定係数＊＊＊＊

2. 824 ***4.227 ***

(0. 698)(0. 966)(0. 934)

1018

1004

967

0. 0450. 0890. 060＊＊＊（注） 1 ．表中の 印は、 は p<0. 1、 は p<0. 05、
2 ．表中の（ ）内の値は標準誤差を示す。

は p<0. 01を示す。

短大ダミー、大学・大学院の場合が「１」それ以て質問している。この回答を利用して、正社員・外が「０」の大学・大学院ダミーを採用した。な

正規職員の場合を「１」それ以外を「０」とする正

お、選択肢のその他および回答したくないはサン規ダミー、派遣社員・契約社員、臨時職員、パー

プルから除外した。

ト・アルバイトの場合を「１」それ以外を「０」とする非正規ダミー、自営業（自宅・自宅外）およ

初職時雇用形態ダミー

び経営者の場合を「１」それ以外を「０」とする自アンケート調査では、初職時の雇用形態につい営業・経営者ダミー、仕事に就いていない場合を
22

地域経済研究「１」それ以外を「０」とする無職ダミーとした。

第31号

2023

はないことを明記します。

3 ．推定結果
推定結果が図表 7 に示されている。推定（ 1 ）は「地域への愛着」、推定（ 2 ）は「家族・親戚の助け合い」、推定（ 3 ）は「地域の人間関係」の推定結果である。
図表 7 をみると、推定（ 1 ）、推定（ 2 ）、推定
（ 3 ）の全ての推定結果で親の持家ダミーが有意でプラスの結果となった。それぞれの評価項目について、親の持家が徳島に対してプラスの影響を及ぼしていると考えられる。
この他のコントロール変数については、大学・大学院卒ダミーが全ての推定で有意にマイナスとなった。大学・大学院卒者は高卒者に比べてどの項目についても徳島に対する評価が低くなる傾向を示している。
初職の雇用形態については、推定（ 1 ）と推定
（ 3 ）で無職ダミーが有意にマイナスとなった。
初職時に職に就いていない状態であることは、正
規職員・正社員に比べて徳島に対する評価が低くなる傾向があるといえる。また、推定（ 1 ）と推定（ 2 ）では自営業・経営者ダミーが有意にマイナスとなった。解釈は難しいが、家業の関係で仕方なく残留したという事情が考えられる 13）。経
営者の場合は創業時に厳しい経営環境であった可能性もあろう。
以上のように、間接的ではあるが、親の持家は経済的なメリットのほかにも、地域への愛着や家族・親戚との助け合い、地域の人間関係への信頼について、地元に対する好ましい評価に影響する何かを含んでいる可能性があると考えられる。

【参考文献】
石倉義博（2009）「地域からの転出と『Ｕターン』
の背景
をつなぐ

誰がいつ戻るのか」『希望学 3希望

釜石からみた地域社会の未来』（東大社研・玄田有史・中村尚史編，東京大学出版会），205－236．
伊藤薫（2006）「戦後日本の長距離人口移動に対する所得増大の作用―住民基本台帳人口移動報告を利用した分析―」『人口学研究』38，89－
98．
玉田桂子（2003）「地域間経済格差は労働移動を促すのか？」『大阪大学経済学』53（３），436－449．
戸田淳仁・太田聰一（2009）「都道府県間労働移動の再検証―「国勢調査」による粗フロー分
析」『労働経済学の新展開』（清家・駒村・山田編），慶應義塾大学出版会．
豊田哲也・奥嶋政嗣・牧田修治（2022）「地方圏における U ターン者と居住環境評価の特徴―
徳島県出身者のアンケート分析から―」『日本
都市学会年報』55（in printing）．
山口泰史・荒井良雄・江崎雄治（2000）「地方圏
における若年者の出身地残留傾向とその要因について」『経済地理学年報』46（１），43－54．
山口泰史・江崎雄治・松山薫（2016）「山形県庄内地域における若年人口の流出と親世代の意
識」『地学雑誌』125（４），493－505．
要藤正任（2018）『ソーシャル・キャピタルの経済分析「つながり」は地域を再生させるか？』，慶應義塾大学出版会．

（謝辞）
本稿の作成にあたり、とくしま EBPM 評価会
議（議長：浅子和美立正大学教授／一橋大学名誉教授）の委員並びに匿名査読者から有益なコメン
トを頂きました。記して謝意を表します。なお、
本研究は総務省「統計データ利活用推進事業」の成果の一部です。
＊

本稿の内容は所属する組織の見解を示すもので

13）査読者の指摘による。

23

(Research Note)

An Empirical Study of Remaining in Hometown at The Time ofFirst Employment in Tokushima Prefecture
Shuuji Makita, Tetsuya Toyoda, Masashi Okushima, Tomokuni Mizunoue
Abstract
This paper analyzes the factors affecting the decision to remain in hometown at first employment bygender through a binominal logit model, using the results of “Questionnaire Survey on Life Stage and Placeof Residence of People from Tokushima Prefecture”. The result indicate that parents’ ownership of home
is a factor that encourages remaining in hometown for both men and women. This is thought to be due tothe economic benefits of living with parents in their home such as lower cost of living. And we find that the
hypothesis of interregional wage differentials holds true by region of origin.
Key words: r emaining in the hometown, interregional wage differentials, interregional job opportunity
differentials, parents’ ownership of home, Tokushima Prefecture24