公的介護保険における介護サービス需要の価格弾力性の推定
大阪大学社会経済研究所

要日 康史

約

本稿では公的介護保険での実際の介護サービス需要の価格弾力性を特別対策

大介護保険法の円滑な実施のためのとして実施されている低所得世帯にあって法施行時にホームヘルプサービスを利用していた高齢者に対する自己負担を３％に軽減する措置の情報を用いて，推定した。その結果，全ての要介護分類で負で有意であり，また要介護度１以下では−１を上回るものの，要介護２以上では−１以下，つまり，価格が増加した場合にはそれ以上に需要が減退することが明らかにされた。
Keywords：公的介護保険，価格弾力性，減免措置，所得効果

介護需要に関する調査に基づいて，その需要行動１ はじめにを分析する。このように公的介護保険における実公的介護保険が導入されて既に２年近く経過す際の需要行動を分析した研究は極めて少ない。

るが，その機能を検討するためには，需要側ある従来の研究は，そのほとんどが公的介護保険導いは供給側の情報が必要である。本稿では，ある入以前に行なわれていたために，その分析のほと地域において要介護認定を受けた高齢者の実際のんどが仮想的質問法に依存せざるをえなかった。
仮想的質問法では価格も自由に設定できるため

本稿は㈶岐阜県産業経済振興センター 介護サービス事に，価格弾力性の分析が行えるが，反面，その信業の育成・振興方策に関する研究会 （主査：下野恵子名

頼性は低いといわざるをえない 。

古屋市立大学教授）で行われた調査を分析した名古屋市
立大学経済研究センター研究プロジェクトの研究成果の一環である。同主査や大津廣子岐阜大学教授をはじめと一方，実際の需要行動を分析するのであればその信頼性は高いが，介護報酬として価格が公定さする研究会のメンバーの活発な議論に感謝する。また，れているために，実際の需要行動から厚生分析をこの様な貴重な調査の機会を与えて頂き，さらに多くの検討するための基本的な情報である価格弾力性を労をとっていただいた各介護保険者の方々をはじめとする関係諸団体の方々の協力に心から感謝する。さらに，導出することは非常に困難である。介護には医療

本稿の作成に当たって，菅原琢磨学習院大学専任講師の示唆が極めて重要であったことを記して感謝する。最後

仮想的質問法を用いた介護サービス市場の分析には，阿に，研究を補助して頂いた長瀬知子さんに感謝する。な部（1996），大日（1997，1999a，2000a，b）がある。公お，本稿は筆者の個人的な意見であり研究会を代表する的介護保険下での需要分析はまだ多くないが，大日（2001

ものではない。また，含まれているかも知れない誤りのb）や菅原（2001）がある。他方，介護事業者の実証的な責任は筆者にある。

分析はほとんどなく大日（2001a）が唯一の例外である。

⎜ 1 ⎜と異なり密接な代替財（家計内生産能力）が存在ながら，この調査では課税の有無は直接調査されするために，価格弾力性がかなり大きいと予想さていない。非課税世帯の定義は，65歳未満単身者れる。このように実際の需要行動と仮想的質問法で 108万円，65歳以上単身者で 228万円，65歳未とは互いに補完的であると考えるべきであろう。

満で控除対象配偶者のいる場合 208万円，65歳以

本稿では困難であるこの価格弾力性の推定にあ上で控除対象配偶者のいる場合では 328万円とえて取り組みたい。その基礎となる情報は， 介護なっている。しかしながら年収の正確な数値や年保険法の円滑な実施のための特別対策として実齢や就業状態を含めた詳しい家族構成は不明であ施されている低所得世帯にあって法施行時にホーるので，以下では単独世帯であれば 200万円未満

ムヘルプサービスを利用していた高齢者に対するの場合，老夫婦世帯であれば 300万円未満の場合自己負担を３％に軽減する措置（厚生労働省に非課税世帯と定義する。

全国老人福祉担当課長及び介護保険担当課長会議資料

記述統計量が表１にまとめられている。表から

平成 11年 11月 29日 ）である。これを利用

明らかなように，公的介護保険導入以前の利用経して同じ要介護度で，同じ所得（低所得）である

験はほぼ要介護度間で大きく変わらないものの，が，公的介護保険導入以前に利用していた高齢者低所得世帯である割合は，要介護度が高まるにしとしていなかった高齢者とを比較して，その需要たがい減少し，結果として軽減対象の割合も減少の差から価格弾力性を推定する。この様な実際のする傾向にある。この事が以下の分析に影響をも利用データを用いた価格弾力性の推定は筆者の知たらすかもしれない。

る限り本稿がはじめてである。
表１

記述統計量
要支援

要介護度１ 要介護度２

自己負担額（円）3550.113

7481.608

10146.11

過去利用ダミー.5882353.5.4897959

低所得世帯ダミー.6216216.4157303.4３つの郡）における要介護認定を受けた高齢者世軽減対象ダミー.4117647.3285714.2244898

独居〃.6081081.4831461.1666667

帯の約半数（1500世帯）に対して行った調査であ女性〃.8378378.7303371.6833333

市部〃.4594595.5168539.5333333

世帯所得（対象）

5.104682

5.549041

5.793014

年齢（才）81.62162

81.54494

82

２ データ
本稿で使用するデータはある地域（２つの市とる。有効回収は 1075世帯で，有効回収率は 71.7％である。調査では，その世帯に関する情報や公的介護保険の利用状況，公的介護保険導入以前での要介護度３利用状況が調査されている。要介護認定を受けた自己負担額（円）方のみの調査で，調査数が 1000世帯を越える調査

要介護度５はきわめて貴重な調査であるといえよう。

低所得世帯ダミー

過去利用ダミー
軽減対象ダミー

冒頭述べたように，本稿での分析の対象は低所

15961.56

要介護度４以上
20022.79.5714286.5625.6341463.3541667.3285714.25.2682927

独居〃.1666667.2714286

得世帯である。そのために状況を可能な限りそろ女性

〃

.6875

.6571429

市部〃.3541667.5285714

えるために，分析対象はあえて別居世帯に限定し，世帯所得（対象）5.659312

5.813413

年齢（才）85.20833

83

同居世帯での高齢者は分析の対象としない。
低所得世帯の定義は厳密には家計中心者が非課税である世帯である（生活保護世帯含む）。しかしNote：標本数は，要支援から順に48,63,44,27,35である。自己負担額は，推測される自己負担額の範囲の中央値を示しており，推定における被説明変数ではない。

⎜ 2 ⎜護サービスの利用ダミーと低所得世帯ダミーの積

３ 推定モデルがそれに該当する。しかしながら，自己負担率軽被説明変数は公的介護保険を利用した際の自己減による需要喚起以外にも，低所得あるいは公的負担額（対数）である 。これは，利用の有無，自介護保険導入以前の介護サービスの利用が，公的己負担額（2000，5000，10000，20000，30000円未介護保険下での需要に影響を及ぼす。つまり，自満，30000円以上の５段階），要介護度に応じた支己負担の軽減を別にして，低所得であること自身，給限度額（要支援から順に 6150，16580，19480，需要を抑制することが既に明らかになっている26750，30600，35830円）から，ある幅を持って知（大日(2001b)）。また，利用経験も，それを前提る事ができる。さらに，支給限度額を使い切ってとした生活パターンが形成されているために，仮いるか否かの設問があり，その情報も幅を狭くすに軽減が無くても需要は高くなる。したがって，るのに有用である 。

こうした影響を適切に制御しなければ，自己負担説明変数は，公的介護保険導入以前の介護サー軽減の純粋な効果を抽出することができない。そビスの利用ダミー，低所得世帯ダミー，両者の積，のために，公的介護保険導入以前の介護サービス世帯形態（独居か否か），市部か否か，要介護者のの利用ダミーあるいは低所得世帯ダミーを，積と性別，世帯所得（対数），要介護者の年齢である。

は別に説明変数として加える。このことによって，世帯形態の場合の基準は老夫婦のみ世帯である。

両者の積の係数は，低所得世帯でかつての利用経

こうした世帯構造は，家計の介護能力を意味して験がある高齢者と無い高齢者の需要の比較，あるいる。家計の介護能力は公的介護保険における介いはかつての利用経験がある高齢者の内，低所得護サービスとの密接な代替財であると考えられる者とそうでない高齢者との比較をすることになので，その程度は需要を決定付ける重要な要因でる。言うまでもなく，その差は純粋な自己負担軽ある。

減による需要喚起の効果である。

本稿では自己負担率が３％に軽減されている高推定方法は，被説明変数がカテゴリー・データ

齢者と，所得や世帯構造等の状況が同じである高であるので，カテゴリー推定法を用いる。この推齢者との需要行動を比較する。その要件は，低所定法は，Tobit 推定法を一般化したものと理解さ得世帯でかつ公的介護保険導入以前の介護サービれる。具体的には，被説明変数を y，説明変数を X

ス利用者であるので，公的介護保険導入以前の介として，対数尤度関数 log L は，
log L＝∑ log

公的介護保険における介護サービスを利用していない場合における被説明変数は０としている。これは，厳密

φy−Xβdyσ1と表される。ここで，S i ,S i は第 i 主体が分類には１円の自己負担額に相当する。

されるカテゴリーの上限と下限であり，これはそ

本稿では複数の回答（利用の有無，利用金額，支給上限の主体の置かれている状況に応じて変化する。特に達してるか否か）から利用額を推測しているが，このに，自己負担額が０である場合には S i ＝−∞,様な場合しばしば相互に矛盾した回答がなされる事がある。本稿においても約 1/8が相互に矛盾している。しかS i ＝0，支給上限に達している場合には S i ＝しながら，この矛盾標本を推定に用いなくても結果は全支給上限額，S i ＝∞である。ここでの問題のようく変わらないので，その報告を割愛する。表での推定は，に，支給上限額やカテゴリーの幅もその主体の要利用の有無，利用金額，支給上限に達してるか否かの順で優先順位を付けて，利用金額の幅を確定している。

介護度に応じて異なる複雑な問題の推定に適して⎜ 3 ⎜いる。

表２ 推定結果

軽減対象の推定値を αとすると，被説明変数で要介護度ある利用額の価格に対する弾力性は，
e −13％−10％

要支援23％＋10％2で表される。分子は軽減世帯での利用の増加率を示している。分母は，軽減世帯と一般世帯での自己負担率の差（３％―10％）を平均的な自己負担率（（３％＋10％）／２）で除した自己負担率の変要介護度１化率を示している。これは同時に単位時間当りの自己負担額の変化率でもある。ここから，１を減じた数値が需要の価格弾力性となる。
なお，推定値あるいは価格弾力性の検定は，小標本に適した Bootstrrapping によって信頼区間を求める。具体的には，replication の回数は 1000回とし，信頼区間は Bias Corrected を用いる

要介護度２

（Efron and Tibshirani (1998)）。

４ 推定結果推定結果は表２にまとめられている。推定された価格弾力性は，同じ表の下にまとめられている。
表から，４つの要介護度分類全てで，いずれも負で有意である。しかも，要介護度１以上の要介護度では，中央値では−１以下となっている。しかしながら，有意に弾力性が−１を下回るのは，要介護度４，５のみである。
特徴的なのは，全体的に要介護度が上がるにしたがって，弾力性が高まっている点である。これは，点推定量では要介護度３を唯一の例外として成り立っている。また，その要介護度３においても，信頼区間は要介護度２と重なっており，両者が異なるとする帰無仮説は棄却されない。
他方で，要介護１以下あるいは要介護度２以上では有意な差はなく，要介護１以下と２以上の間では有意な

⎜ 4 ⎜

要介護度３

95％信頼95％信頼区間下限

区間上限

説明変数

中央値

過去利用
低所得
軽減対象独居
女性
市部
世帯所得
年齢
定数項
σ

1.2501
0.04152.1382
3.14451.03484.5285−2.1486 −3.1340 −0.7018−1.8494 −2.5714 −0.8540−0.6113 −1.2073
0.0640−0.1507 −0.5575
0.19300.82020.40251.2041−0.0167 −0.0423
0.00654.9736
1.6475
8.15401.57850.84241.8737価格弾力性−0.1797 −0.1119 −0.5317

過去利用
低所得
軽減対象
独居
女性
市部
世帯所得
年齢
定数項
σ

0.1219 −0.1815
0.43880.55230.1356
0.9452−0.6749 −1.1831 −0.2107−0.5170 −0.7912 −0.2542−0.6732 −0.8583 −0.4661
0.1755 −0.0559
0.39830.1463 −0.1180
0.37780.0125 −0.0004
0.02717.17805.57369.1342
1.01620.9376
1.0911

価格弾力性−0.5443 −0.3559 −0.8236

過去利用
低所得
軽減対象
独居
女性
市部
世帯所得
年齢
定数項
σ

0.51730.19680.81030.0689 −0.4983
0.68240.57080.0503
1.1572−0.5900 −1.1024 −0.0670−0.0421 −0.2932
0.21380.2528 −0.0076
0.50930.2330 −0.0918
0.56130.0108 −0.0080
0.02776.42933.72378.68420.90470.79641.0034価格弾力性−1.7146 −1.0479 −3.0252

過去利用
低所得
軽減対象
独居
女性
市部
世帯所得
年齢
定数項
σ

0.0117 −0.5249
0.1305 −0.7332
0.2086 −0.9695
0.2719 −0.7507
0.70040.2358−0.2194 −0.7730
0.3094 −0.2299
0.0090 −0.0453
6.27170.30301.08850.83760.51730.99651.23571.99421.20110.38591.2097
0.036813.1769
1.2238

価格弾力性−1.2154 −0.4236 −3.2664

要介護度４以上 要介護度５
過去利用
低所得
軽減対象
独居
女性
市部
世帯所得
年齢
定数項
σ−0.0012 −0.2128
0.2411−0.3778 −0.6628 −0.0700−1.2570 −1.9093 −0.3882
0.89050.3616
1.3290−0.3965 −0.8242
0.1329−0.2035 −0.4287
0.03630.0417 −0.2230
0.3391−0.2263 −0.6216
0.2691−0.0126 −0.0256
0.0002
12.84919.7458 15.3722
0.69700.60350.7725価格弾力性−2.3338 −1.4045 −3.5789

差がある。

れば捉えにくい。もしこの状況が成り立っていれさらに重要なのは要介護度２と４以上においてば仮に価格弾力性が要介護度に依存していなくて価格弾力性の信頼区間が−１を下回っている点でも，要介護度が低い方がより非弾力的になるであある。価格弾力性が−１であることは，価格低下

ろう。

を補うだけ利用量を増加させ，利用総額は不変でその他の説明変数では，一貫した傾向は捉えづある状態を指す。それを下回るということは，価らいが，少なくとも要介護度２以下では独居高齢格低下以上に利用量を増加させ，利用総額は増加

者での利用額は老夫婦世帯よりも低い。これは，している事を意味する。

例え同じ要介護度であっても，相対的に健康であ直感的には要介護度が高い方が介護サービスのり，また近隣の親族など高齢者を支える社会的な必要度が高く，非弾力的になると予想されるが，背景があるが故に独居し続けられ，またそれ故にここでの推定結果では逆である。
その解釈として，介護需要が低いことを示しているものと考えられいくつかの可能性が指摘できる。まず考えられるる 。その他には，要介護度２以下では公的介護保理由としては，需要側の要因以外の理由によって険導入以前での利用経験がある者や低所得世帯で利用量が決まっている場合である。その典型的なは利用額が増加する傾向があるが，逆に要介護度状況は，介護サービス供給の絶対量が不足してお４以上であれば，負で有意である。利用経験におり，希望しながらも利用できないという状況であける正の効果は習慣形成によるものである。
他方，る。しかしながら，この場合には要介護度に関係

利用経験における負の効果は公的介護保険導入以なく非弾力的になると考えられるので，要介護度前では無料化もしくは非常に安価であったが，そが上がるに伴い単調に弾力的になることを説明でれが１割負担を強いられ，実質的には値上げと捉きない。

えられ，利用経験のない高齢世帯よりもむしろ需

また，分析対象が別居高齢者であることを考慮

要を減少させたと考えられる。一方，低所得世帯

すると，ケアプランの作成においてケアマネーでの負の影響は大日（2002）で見出されている所ジャーの役割りが重要であり，ケアマネージャー得効果であると考えられる。しかしながら要介護が利用者が希望しているサービスを必要でないと度１以下では，低所得世帯の方が，そうでない世判断している可能性がある。他方で，要介護度が帯よりも利用額が有意に高い。これは文字通りの上がると，ケアマネージャーが介護サービスの必負の所得効果というよりもむしろ，正の世帯所得要性を高く評価するために，結果的には自己負担から予測される低所得世帯での低い利用額よりも額が高くなる程まで需要されている状況が推察さ

実際の利用額は高いことを意味しているに過ぎなれる。

いと理解すべきである 。

もう一つの潜在的な理由としては，調査設計上の問題が指摘されよう。前述したように，自己負担額は要介護度に関係なく同じ定義のカテゴリーで調査されている。そのために，要介護度が低いと回答可能な選択肢は少なく，利用上限額が高まるに従い選択肢が多くなる。つまり，要介護度が高い方がその変化を捉えやすく，要介護度が低け⎜ 5 ⎜この様な独居の内生性を厳密に考慮するのであれば，同時方程式体系を推定しなければならない。
しかしながら，標本数や情報量の乏しさから，そうした構造的な分析を行うことは困難であるので，本稿ではあえて行わず将来の課題としたい。

においても推定することは，公的介護保険の改善

５ おわりにに向けて非常に重要な視点となるであろう。具体本稿では，介護保険者を通じて実施した利用者

的には，福祉政策として市区町村独自に自己負担に対するアンケートを通じて，自己負担の軽減措の軽減措置を行っている地域と，その隣接するが置が高じられているであろう世帯の利用状況か軽減措置を行っていない地域との比較が，自然実ら，公的介護保険下での実際の介護サービス需要験として情報を提供するであろう。の価格弾力性を求めた。その結果，全ての要介護分類で負で有意であり，また要介護度１以下でReferencesは−１を上回るものの，要介護２以上では−１以下，つまり，価格が増加した場合にはそれ以上に［１］ Efron,B.and R.J.Tibshirani (1998),An Introduction to the Bootstrap, Chapman & hall/CRC.

需要が減退することが明らかにされた。
介護サービスと類似した財と考えられる医療サービスでは，価格弾力性は世界的に見ても，か［２］ Newhouse (1993), Free For All, Harvard University Press.
［３］ Phelps, C. E. (1997), Health
Addison-Wisley.

なりの程度低い（−0.5以上）であると考えられている（Newhouse (1993)，Phelps (1997)，井伊・［４］ 阿部信子（1996）， 介護サービスの需要構造から見たシルバーサービス振興課題 ，医療と社会，第６大日(2001)）。既に大日（2002）では，介護サービ
スが奢侈財である（医療は必需財）ことを示しており，医療と介護は大きく異なる性質を持つ財でEconomics,

巻, no. 1, pp. 60‑79.
［５］ 井伊雅子・大日康史（2002）， 医療サービス需要の経済分析 ，日本経済新聞社．
［６］ 大日康史（1997）， 在宅介護者の選択に関する意あることが明らかにされた。このことを踏まえて，

思決定⎜⎜ホームヘルパーに対する需要分析⎜⎜ ，
医療経済研究，第４巻，pp. 71‑88．

所得に応じた自己負担率の設定や補助制度が有効［７］ 大日康史（1999）， 介護需要関数の推定 ，1998年であることを示唆している。

度中小企業の経営者の実態に関する調査研究会研究

最後に残された課題をまとめておこう。まず，報告書．

上でも指摘したが，見いだされた要介護度間での［８］ 大日康史（2000a）， Conjoint Analysis を用いた

価格弾力性の相違は質問の設計そのものに由来し介護需要関数の推定⎜⎜公的介護保険導入前後の追ている可能性がある。これを克服するためにより跡調査の分析⎜⎜ ，病院管理学会報告論文．
［９］ 大日康史（2000b）， Conjoint Analysis を用いた

細かい情報を利用者から調査するのは限界がある

介護需要関数の推定 ，季刊社会保障研究，pp.338‑352．

ので，担当しているケアマネージャーの協力が必要となろう。また，価格弾力性が所得と関連して［10］ 大日康史（2001a）， 公的介護保険による介護事業所の分析 ，病院管理，第 38巻，pp. 5‑11．

いる可能性は高い。しかしながら本稿での枠組み［11］ 大日康史（2002）， 公的介護保険による実際の介では，低所得世帯でのみの価格弾力性を示したに護需要の分析⎜⎜世帯構造別の推定⎜⎜ ，季刊社会過ぎない。したがって，それをより広い所得分類

保障研究，近刊．
［12］ 菅原琢磨（2001）， 介護保健サービスの利用以降に関する計量的分析⎜⎜品川区，松山市における在他の可能性としては，各市区町村が福祉サービスの一環

宅要介護高齢者アンケートに用いた分析⎜⎜ ，第一として，介護利用サービスの促進を行っている可能性が回医療経済学研究会議報告論文．

ある。しかしながら，本稿での被説明変数は自己負担額であるので，そうした福祉政策が結果的に自己負担を押し上げるとは考えにくい。

⎜ 6 ⎜An Estimation for the Price Elasticity of the Demand for Elderly
Care under the Long-Term Care InsuranceThis paper estimates price elasticity of the demand for the elderly services at their home insured
the public Insurance of Long Term Care for the Elderly in the behavioral data. Under theInsurance, unit price is uniform in all areas in Japan, but special rule for the poor and those whohave used before the Insurance started in April,2000,reducing coinsurance rate by 7%. This paper
use this price variations among the poor but previously user and not. The estimation results showthat price reduce utilization significantly. M oreover, it is elastic in Care Level 2 or more, whichmeans price elasticity is lower than‑1. On the other hand, it is inelastic in Care Level 1 or less⎜ 7 ⎜