日本人口学会研究企画委員会編『日本人口学会報告書

第 16 章歴史人口学の課題と展望』2022 年 6 月 10 日

江戸時代後半の農村人口の波動
廣嶋 清志（島根大学 名誉教授）［要旨］

石見国の一農村，今浦について，天明・天保飢饉およびそれ以前の 2 つの推定された飢饉について結婚率と出生率の年次別観察によって，（1）飢饉時に低出生率，（2）飢饉直後に高出生率が生じたこと，（3）さらにそれぞれの約 30 年後に，適齢期(26-30 歳)の女の人口割合の減少および増加として現れたことを確認した（（3）は天保飢饉を除く）。また，この適齢期人口割合の減少・増加は結婚数と出生数の減少・増加を 2 次的に引き起こした。ただし，この 2 次的な粗結婚率・粗出生率の変動の発現は 1815-19 年を除いてそのときの新たな飢饉の発生や余波により加速・相殺などの変形を受けた。適齢期人口の増減は直接に結婚件数を単純に増減させるのではなく，年
齢別結婚率の上昇・低下を引き起こすことにより結婚数を増減する。このような適齢期人口規模の増減による誘導的な年齢別結婚率の増減現象は従来ほとんど検証されたことがないが，現代人口のような晩婚化，未婚化などの強い長期的趨勢の存在しなかった江戸期農村人口においては観察が可能になったと考えられる。
キーワード

飢饉，天明飢饉，天保飢饉，26-30 歳女人口割合，合計出生率，合計結婚率

はじめに
江戸期三大飢饉の影響として当然ながら死亡
増による人口減が注目されてきた(木下 2002，川口 2021，など）が，それ以外に，高橋（2010）は直接的影響として結婚年齢の上昇，出生減を指摘し，関山（1948）は「結婚数を少なくし，延いて出生率を低くする」と指摘する。しかし，飢饉直後にやや急な結婚率と出生率の上昇が起こること，またその出生減やその後の出生率の急増
が人口の年齢構造に特異な凹凸を生み，さらに後年への影響をもたらすことは地域的な限定があ700

るかもしれないが，従来あまり注目されてこなかったと思われる。飢饉時の出生減は約 30 年後に適齢期人口の減少，結婚数の減少を生み，再び出生数の減少を起こし，条件によっては人口減少をもたらす一方，飢饉後の出生増は 30 年後に適齢期人口の増加によって再び出生増を生む。ベビー
バスト世代が第二次ベビーバストを作り，逆にベビーブーム世代が第二次ベビーブームを作る。このような人口における波動現象の出現は，飢饉直後においては自覚されることはあっても 30 年後の人口への影響については当時原因不明の社会的な現象であったと推測される。この出生の急減，

人
568

600
500
407

400

354
340

346
330

300

322

345 353

351

427

450
435

458 466486

602

511 524480

616 617
553

423
475

369

412

315

200
100
0
1770

1780

1790

1800

図1

1810

今浦の人口総数

153

1820

1830

1840

1850

急増およびその波及の存在は前稿(廣嶋 2021)において「飢饉後高出生率仮説」などとして提案したが，その実証は十分でなかった。結婚数の把握ができていなかったことも要因である。
本稿はこのような天明飢饉などの飢饉時の出生減および死別率上昇に端を発する飢饉直後における結婚率と出生率の上昇およびこれらの約30 年後における結婚数の増減を通した出生数の増減の再来という多段階の波動現象を検証する。
結婚数は原資料から今回新たに調べて（1）分析
し，前稿でも研究した出生と人口の変動との関係を改めて研究する。対象とするのは石見国の一農村，今浦（迩摩郡今浦，現島根県大田市温泉津町今浦）で 1776（安永 5）年から 1841（天保 12）年までの 66 年中 54 年分の残された宗門改帳によって天明飢饉の前から天保の飢饉期直後まで 2
つの大飢饉を含む 66 年間ののべ人口 24,846 人についての記録が得られる。ただし，出生，死亡など村人口を増減させる事象の記録は天明飢饉期を含まず 22 年後れて 1798(寛政 10)年から始まる。
このように質量とも最上級とはいえない資料だ
が 2 大飢饉に関わる情報をいくらかでも含む点を生かして分析する。本稿の図表はすべてこの資料による。なお，年齢はすべて数え年である。

１． 人口
今浦の人口は宗門改帳により，図 1 のように1776 年から 1841 年までの 66 年間に最小 315 人
から最大 617 人まで変動してきたことがわかる。
この間に 1790 年の 315 人，1820 年の 475 人，
1839 年の 412 人の 3 つの極小値が存在する。この最初の年は天明の飢饉(天明 3,4 年 1783,84 年，
温泉津町 1995：437)の表れ（2），最後は天保の飢饉(天保 7-9，1836-8 年，温泉津町 1995：444-446)
表 1 5 年期間別年平均人口増加率とその構成要因(%)
期間
1798-99
1800-04
1805-09
1810-14
1815-19
1820-24
1825-29
1830-34
1835-39
1841'
全期間

人口増加率自然増加率粗出生率 粗死亡率 社会増加率

2.32
2.35
1.45
1.23
-0.52
1.19
1.09
1.58
-8.58
1.18
0.33

2.32
1.91
1.60
1.49
0.32
1.35
1.09
1.80
-7.56
2.13
0.65

3.69
3.41
2.89
2.74
1.73
3.11
3.23
3.26
1.88
3.31
2.92

1.37
1.50
1.28
1.25
1.41
1.76
2.13
1.46
9.44
1.18
2.28

0.00
0.43
-0.15
-0.27
-0.84
-0.16
-0.01
-0.22
-1.03
-0.95
-0.32

出生死亡の得られる1798年以後について。各率は各期間にある年次別率を単純に平均したもの。

154の表れであるが，なかほど 1820 年の極小値は何によって起こったものであろうか。本研究の動機の１つがこの疑問解明にある。
結論的には天明の飢饉の約 30 年後に起った 2 次的な影響であるが，その出現のメカニズムは天明
飢饉期の出生減が約 30 年後に適齢期人口減を生じ，これによる結婚数減少が生じたことによると考えられる。このことは後で検討する。
表 1 は，人口増減事象の記録のある 1789 年以後つまり天保飢饉期を含むが天明飢饉期を含まない期間を 5 年ごとに分けて，人口増加率とその構成要因を明らかにしたものである。各 5 年期間内に残存する宗門改帳による人口をもとに計算した各年値を単純に平均してその期間を代表させる。ただし，最初の期間，1798-99 年，および最後の期間 1841 年は資料の始まりと終わりを示
すため，そのまま表示する。これ以前の天明飢饉期には残念ながら人口数の資料のみで，出生，死亡などの動態件数の資料がなく詳しくはわからないので省略する。しかし，その時期に死亡率が上昇し,出生率が低下したことは推定できる （ 3 ）(後述)。
1798-1841 年の 40 年余りの各年率は，各 5 年間の全 10 個の期間を平均すると社会増加率が-0.32％と転出超過がこの村の特徴である。これは自然増加率 0.65％によって十分補填され，人口増加率は 0.33％の増加基調である。いいかえ
ると，この村の自然増加率の大きさ 0.65％を緩和する役割を社会増加率（-0.32％）が果たしているといえる。
各期間別の年平均人口増加率は ，天明期の1776 年-1790 年に明らかに負である（図 1）が，他に天保飢饉期 1835-39 年の-8.58％のおよび飢饉期でない 1815-19 年の-0.52％だけが負である。
こ の 1810 年 代 後 半 の 粗 出 生 率 は 最 も 低 い（1.73％）が，自然増加率は天保飢饉期（そして天明飢饉期も）を除けば，この 1810 年代後半を含め負であることはない。これに対して社会増加
率は天保期 1835-39 年の-1.03％に次いで，この1810 年代後半に-0.84％と負の値が大きい。この時期の社会増加率の低さ（出超の大きさ）は恐ら
く多くの村で同時に起った結婚の低調さによるものと推測される。このときの結婚率は次の節で検討する。
この期間の社会増加率の-0.84％という値は，全期間の平均が-0.32％であるからそれより 0.52
ポイント小さいといえる。これに対して，この期間の粗出生率 1.73％は全期間平均 2.92％に比べて 1.19 ポイントも低い。したがって，1810 年代
後半の人口増加率が低くなったことには，社会増

加率が低くなったことも影響しているが，最大の要因は粗出生率の低下であるといってよい。なお，
このとき粗死亡率は 1.41 で決して高くはなく，飢饉期とはいえないことに注意を要する。
以下，出生率に繋がる結婚から検討しよう。

過小評価と考える必要がある。（7）
図 2 は各年の結婚数を示す。初婚と再婚が区別できることが望ましいが，今回得られる宗門改帳の期間が十分長くなくこれが区別できないものが多いので，すべて両方を区別なく含むことにす
る。

２．結婚

9

2.1 結婚の定義
宗門改帳には通常，結婚の成立，発生の記載がないので，替わりにその記載内容から，配偶者の同居の開始を，また配偶者がいない場合その子の同居の開始を結婚の発生とみなす。このような資料の状況はこの研究対象の村だけでなく，多くの宗門改帳に共通するもののようである （4）。子の出生をも結婚の発生の開始に含めるのは，子の出生が多くは配偶者の同居の後であるが，そうでない場合があるからである。ただし，子の同居後，配偶者の同居のないまま結婚が終わる場合もあり，これも結婚の発生に含むことにする。
このように結婚の発生は個人を家単位に結婚
後の家で把握される。結婚の形態を分類するため，結婚する個人の動きに注目すると，家にいるままのもの，家に入るもの，家から出るものの 3 者に分けることができる。すなわち，それぞれ婿・嫁取り，婚入，婚出である。村内で他の家に自分の家から出るものは，逆に見ると家に入るものであるので，この重複を避けるため，婚出は原則的に結婚数として数えないことにする。ただし，村内に新たな家を作る場合（新居婚）のみについて婚出を数えることにする。また，ここでは村外の家に出るものは村内の結婚に含まないことにする。
すなわち，村の結婚数とは結婚後村に居住する結婚を数えるものである（5）。
この新居婚（分家婚）は極めてまれで，男女がそれぞれ別の家の下男，下女であるものが結婚して新たな家を作る場合などであるが，実際には 1
件のみしか存在しなかった。また，他に家からの出入りのまったくない同じ家に暮らす男女が結婚する場合もごく少数ある。養子として来ていたものとの結婚とか，同じ家の中の下男，下女との結婚とかである。
2 .2 結 婚 数
宗門改帳において改めのあと発生した結婚で次の改めの前に終了したものは普通，捉えることができない(6)。これは乳児死亡が把握できないことが多いことと全く同様である。結婚も短期間で終結してしまうものが多いことに注意を要する。
本研究では手掛かりなく発生し終了する結婚は無視することにする。その意味で，この結婚数は

155

8

件

7
6
5
4
3
2
1
0

1770 1775 1780 1785 1790 1795 1800 1805 1810 1815 1820 1825 1830 1835 1840 1845各年の結婚数は前回調べからの有配偶者の増加数。
調べの欠年がある場合は欠年数を含めて平均する。例えば
1783年値は77年から6年の増加平均。

図2

年次別結婚数:欠年補正済み

表 2 は結婚を個人単位で数えたもので，男女の結婚数（235，240）が同数でないのは，結婚（この場合，子供の同居）後，夫または妻が最終的に同居が確認できなかった結婚があるからである。
男は嫁取りが 226 人で，これが主要（226/235＝
96.2％）であり，
女では 218/240＝90.8％が婚入，嫁入りである。この両者は対応しており，ほぼ同じ数になる。つまり，結婚は多くは夫方同居婚であるといえる。これらの数値が同じでないのは，
表2

形態，性別結婚数

形態
婚入

女
計

218

8

村内から

24

3

村外から

194

5

21

226

婿・嫁取
新居(分家）婚
計

男

1

1

240

235

女婚入の村内外不詳2件は村内に含める

上記のような夫婦の同居が実現しない(と見える)
例外的な結婚が少数あるからである。
今浦では 1798 年以後は村の転入，転出が村人
口増減事象の記録の中に書かれ，結婚にともない村外から転入または村外への転出がある場合には転入出の理由として「入縁」と記載されるので，その場合は結婚の発生がより明確である。なお，

村内における他家への婚出，他家からの婚入についても村人口の増減には関わらないが場合によってその旨書かれることもある。
村外からの婚入は 199 件（女 194，男 5）で，この表に示していない村外への婚出 129 件があり。この村は結婚について入超といえる。嫁入り
婚は村外からが 194 に対して村内の嫁入りが 24
で，村外からが圧倒的である。表 1 で見た社会増
加全体の傾向が転出超過であるのとは逆である
が，これはこの村の特徴であろう。婚入超過であることはこの村の経済的状況が良好であるものと推定できる。
先に見た社会増加の年次変化を考えるため，表3 に村外との結婚について「村外から」婚入に対して「村外
表 3 村外との粗結婚率 （％） へ」婚出(村期間(年） 村外へ
村外から 入超
の結婚数に
1777
0
2.06
2.06
は含めてい
1780-840
1.92
1.92ない)の結婚1785-89
0.12
0.56
0.44
率を示すと，
1790-94
0.12
0.71
0.59
結婚に伴う
1795-99
0.06
0.78
0.73
社会増加の
1800-04
0.33
0.72
0.38
大きさがわ
1805-09
0.61
1.00
0.39
か る 。 1810
1810-14
0.47
0.51
0.04
年代後半に
1815-19
0.78
0.37
-0.42
おいては村
1820-24
1.09
0.93
-0.16
外からの婚
1825-29
0.68
0.82
0.14
入は 0.37％
1830-34
0.84
0.88
0.04
と極めて少
1835-39
0.50
0.36
-0.14
なく，結婚に
1841'
0.71
4.02
3.31
よる転入超
計
0.45
1.12
0.67
過が-0.42％
と通常と逆
の状況にな
っているこ
とがわかる。
これがこの
期間の社会
増 加 率
-0.84( 表 1)の半分を占めており，社会減が大きかった要因となっているといえる。1810 年代後半における村外からの婚入の少なさはこの村だけでなく他の周辺の村でも同じ原因による(後述)結婚数の減少が生じたことによるものと推測される。
結婚数は宗門改帳における前の改めとの差異により計算されるので，前の改め以後に欠年があるとその後の年の結婚数は，前の改めからの年数が多いほど多くなるので，宗門改帳の欠年の期間を考慮して毎年の件数が同数と仮定して年あたりの結婚件数を示す。宗門改帳は 1776 年から始各期間の件数は期間の初年の前年の調べから終年の調べまでの間に発生した件数。例えば，1777 年は 1776 年の調べ（3 月）から 1777 年の調べ(3 月）までの期間。
粗結婚率はこれを各年の人口で割ったもの。
なお，村外への婚出は村の結婚数(表2）には含めない。

156

まるので，1777 年から件数が計算される。
毎年の結婚件数は，上記の理由で男女間で異なることがあるので，男女別結婚数の平均とする。
図 2 のように 0.5 件から 8.5 件まで毎年の変化は大きいが，0 件の年はない。次第に大きくなる傾向が見られるが，人口の増大によるもので，次に見る粗結婚率では増大傾向はない。
2 .3 結 婚 率
結婚数を人口で割った粗結婚率を図 3 に示す。
人口は当年と前年の改めの平均人口が望ましい
が，簡便法として当年人口をそのまま分母として
2.5

％

2.0
1.5
1.0
0.5
0.0

図4

5 年期間別粗結婚率

図3

年次別粗結婚率1770 1775 1780 1785 1790 1795 1800 1805 1810 1815 1820 1825 1830 1835 1840 1845

用いる。データの得られる 1777 年から図 3 の経
年変化を見ると，各年の率は 1％内外であるが，その変化は大きく，1777 年の高率（2.35％），天
明飢饉期の 1780 年代の 0.2％を切る低率，天明
飢饉後の 1790 年代から 1800 年頃までの 1.5％を超える増大，1805-1820 年頃の低率，その後の1830 年代前半までの高率などが見られる。
これを 5 年期間別平均値で観察すると，図 4 のよ
うに天明飢饉期 1785-89 年の 0.51％，天保飢饉
2.5％

全期平均＝0.98

2.35

2.01

2.0
1.5

0.98

1.0
0.5

0.59

0.51

0.0

図４

1.18

0.97 0.93 0.84
0.89
0.64

0.81

0.46

0.56

5 年期間別粗結婚率

期 1835-39 年の 0.56％の低率に加えて，1815-19
年の 0.5％を切る低率（0.46）の 3 つの低率期がある。これに対して，天明飢饉直後の 1790-99
年はほぼ 1％を超える高さであり，出生・死亡数の得られる 1798 年以前である 1777 年の高い粗結婚率については，1 年のみの計測値であるので注意を要するが，その直前に飢饉による死亡の多発があったことによるかもしれない(後述，出生の節)。また，天保飢饉期の直後の 1841 年には，
これも 1 年のみの計測値であるが，2.01％の高率が現れている。これら 3 つの飢饉後の高率期は次節で見る出生率の高率と一致している。全期の平均値は 0.98％である。
9.0 ％
8.0

女

7.0

男

合計結婚率＝1.11

6.0
5.0

合計結婚率＝1.26

4.0
3.0
2.0
1.0
0.0

11-15 16-20 21-25 26-30 31-35 36-40 41-45 46-50 51-55 56-60 61-63

図5

年齢別結婚率（全期間平均）

つぎに，結婚率を図 5 のように年齢別に計算し，これを合計して合計結婚率を計算すると，これは人の一生における平均結婚回数を意味して各年の結婚の発生頻度を各年の年齢別人口の構造を除外して示す。全期間平均で女 1.11，男 1.26 で，初婚と再婚を込みにして 1 人あたり 1.11 回または 1.26 回の結婚を経験し，男の方が再婚率が高
いため値が大きい。
3.5

2.5

女

3.04

3.0

男

0.88

1.0
0.5

0.93 0.99

0.47
0.75

1.18 1.25
1.02

0.44

1.31
1.11

1.00
0.67
1.11 0.96

1.22

1.19
1.07

0.67

1.15

0.69

0.71
0.…

0.0

図6

5 年期間別合計結婚率

5 年期間別にみると，その推移は図 6 のように，

1.2
1.0
0.8

％
0.92

1.17
1.03

％

1.19

1.10 1.10
0.89

0.83

0.77

0.84 0.87 0.89

0.90 0.94

0.6
0.4
0.2
0.0

図 7 各年の年齢別結婚率を一定とした標準化
粗結婚率

2.12

2.0
1.17

1.4

と図 7 のように 1805-19 年ごろが最低となる年

2.73

2.44

1.5

天明飢饉期（1785-89 年），天保飢饉期(1835-39
年)とならんで 1810 年代後半の 3 つの時期にそれ
ぞれ 1 以下のとくに低い極小値を示している。天明飢饉期には男女の合計結婚率はそれぞれ
0.44,0.47 と半分以下の人が結婚するという低さであり，1810 年代後半および天保飢饉期にも 0.7程度の低い率が表れている。
このように，粗結婚率（図 4）を人口の年齢構
成の影響を取り除いて合計結婚率を計算しても粗結婚率と同様に 3 つの極小値が表れる。飢饉期の 2 つに加えて飢饉期でない 1815-19 年においても，合計結婚率が 1 以下の低い値で，結婚の仕方そのものが低調であったことが確認できる。いいかえると，粗結婚率の年次推移はほとんど毎年の年齢別結婚率そのものによって強く影響されていて，各年の年齢別人口の構造変化によってもたらされている部分は少ないと考えられる。
このことを確認するため，年齢別結婚率を一定として各年の年齢別人口によって仮想的な粗結婚率を計算する標準化結婚率を計算する。その結果は，年齢別結婚率をどの年次のものを用いるかによって当然値の水準は少し異なってくるが，その形状はほぼ同じであり，この間の全期平均の年
齢別結婚率(女)（図 5）によって標準化する （8）齢構造であることがわかる。したがって粗結婚率
が 1815-19 年に低率であったのは年齢別結婚率の低率だけでなくいくらかは人口構造にもよる
ことがわかる。一方，天明飢饉期（1783-89 年），
天保飢饉期(1835-39 年)には人口構成の影響による低下作用は全くなく，粗結婚率の低さはもっぱ
ら年齢別結婚率の低さからもたらされていることが確認できる。また逆に，飢饉直後の年
1790-1799 年，1841 年の 2 つの時期では人口構
成によって粗結婚率が高率となったという側面も存在するといえる。

157

粗結婚率

女のSMAMる。つまり SMAM は粗結婚
r＝-0.70率(図 8 左軸再掲)と逆相関
粗結婚率
女のSMAM
27 歳
3.5 ％
26.4
（ｒ＝-0.70）であり，晩婚化
263.0と粗結婚率の低下は同時並
25.1
行したといえ，また，晩婚化
24.8
24.7
25
2.5
24.2
が結婚率を低下させるとも
2.35
23.8
24
いえる（9）。
2.0
23.2
23.2
2.01
ただし，この晩婚化の時期
22.5
23
1.5
に結婚適齢期を経験するコ
22.6
1.18 22.1
0.98
ーホートが最終的に実際に
22
1.0
21.1
0.97
晩婚となったか，また結婚率
0.59
0.93
0.84
0.81 0.89
21
0.5が低かったかどうかは，別途
0.64
0.51
0.56
20.7
0.46
20.7
コーホートについての観察200.0を必要とする。この検証は別稿に譲る。ここでは年次別の観察において晩婚化と結婚率の低下が同時に起こったこ
図 8 期間別粗結婚率と女の SMAMとを確認することにとどめるが，この現象自体は社会的な影響を現実にもたら
2.4 結婚年齢
す事実である。
平均初婚年齢は，本資料で初婚と再婚の区別が完全にはできなかったので計算できなかったが，３．出生
替わりに結婚そのものでなく，毎年の配偶関係別
人口から年齢別未婚割合をもとに静態平均初婚
出生については前稿でも研究したが，年次別観
年齢 SMAM を計算すると図 8（右軸，廣嶋 2021：
察において 1835-39 年と 1841 年を区分せず
38 の図 20 を再掲）のように，女の SMAM は天
1835-41 年としてまとめていたので，今回これを
明飢饉期 1786-89 年，1810-24 年，天保飢饉期
2 つに分離し再計算した。1841 年は 1 年次の改1835-39 年の３つの時期に高かったので，SMAM
めによる結果であるのでその扱いは慎重でなけの高い晩婚期は粗結婚率の低い時期にほぼ重なればならないが，天保飢饉の後の時期として区分

6
5
4
3

％
宝
暦
の
飢
饉

天
明
飢
饉

安
永
の
飢
饉

一
八
一
〇
年
代
後
半

天
保
飢
饉

2
1
0
1750

1760

1770

1780

1790

1800

1810

1820

1830

1840

1850

粗出生率は1798年以後5年期間別の平均(表1）であり，1805年以前は後年の年齢別人口(下記）による各年の推計値。注10参照。

11-15歳人口による

図916-20歳人口による

21-25歳人口による5年期間別粗出生率およびその遡及推計

158

粗出生率

参考:粗結婚率

粗結婚率

する方が適切と考えられるからである。この分離によって出生率が得られる 5 年間別の期間の数は 9 から 10 になり，全期平均値はわずかに異なる。
図 9 は表 1 に示した 5 年間平均の粗出生率を図化し，また 1788 年以前の出生記録がない時期については年齢別人口をもとにして粗出生率を推定し示した（10）。これによれば天保飢饉期 1830
年代後半および 1810 年代後半の低率のほか，1780 年代後半の天明飢饉の低率がおおよそ推定
され，さらにこの他，天明飢饉以前の 1770 年代
中頃(安永の飢饉と仮称する)，1750 年代半ば(宝暦の飢饉と仮称する)の 2 つの低率期が推定され，全部で合計 5 つの低率期が存在したといえる(図9 に文字で表示)。これを裏付けるため，地方誌を参照すると，この 2 つの時期にはいずれも名称はつけられていないが飢饉の存在が指摘されている（11）。1810 年代後半の顕著な低率の原因については次の項で検討する。
一方，飢饉に続く時期（「飢饉直後」と呼ぶ）
について見ると，宝暦の飢饉については 1760 年
代後半，安永の飢饉については 1780 年ごろ，天明飢饉については 1790 年代後半，天保飢饉については 1841 年以後，それぞれ高率期の 4 つ(△印で図示)が見られる。
また，図 9 の上に図 4 に示した粗結婚率を重ねて表示すると，データのない宝暦の飢饉直後を除いて 3 つの出生率高率期は粗結婚率の高率期と重なっていることがわかる。つまり，3 つの飢饉
後に結婚率と出生率が同時に高まっており，結婚率が上昇したことによって出生率が上昇したと考えられる。
つぎに，出生率を母の年齢別に見ると，図 10の年齢(5 歳区分)別の全期平均（1798-99 年から

0.20

0.15

0.15

0.18

0.18
0.11

0.10
0.05
0.00

図 10

0.04
16-20

21-25

0.04
26-30

31-35

36-40

41-45

46-50

全期平均＝4.50

5.7

6.0
5.5
5.0
4.5
4.0
3.5
3.0
2.5
2.0

5.3
4.6

4.4

5.2

4.9

4.5

4.4
3.0

図 11

3.0

合 計出 生 率

一方，高率は天明飢饉直後の 1798-99 年に 5.74，
天保飢饉期直後の 1841 年に 4.51 で，それほど高くはないが全期平均 4.50 にまで回復しており，
飢饉直後の高出生率は 2 つの飢饉について示されているといえる。図９の粗出生率を再度見れば
1798-99 年の高率，1815-19 年，1835-39 年の低率がこの合計出生率の高率と低率によって引き起こされていることがわかる。
粗出生率に対する人口構成の影響を確認する
ため，年齢別出生率の全期平均（図 10）によって各年の粗出生率(標準化粗出生率)を計算すると
図 12 のような結果になる。これによると ，1815-29 年には 2. 75%程度の低率になっており，
この時期に粗出生率は人口構成の影響で低くなったことが示されている。ただし，その効果は
かなり穏やかといえる。その理由は，結婚率(図5)に比べて出生率の年齢別曲線（図 10）が緩や
％
3.8
3.6
3.4
3.2
3.0
2.8
2.6
2.4
2.2
2.0

0.25
0.20

期の低率のデータは得られないが，天保飢饉期
1835-39 年に 2.98 の最低値が示されているとともに，1815-19 年の 3.04 もこれについで低い。

3.45 3.38

3.67
3.13

2.87 2.77

2.76 2.74

2.97

3.12

全期平均年齢別出生率を標準として各年年齢別人口によって得る出生数を各年人口で除して粗出生率を計算した。

年齢別出生率：全期平均

図 12 標準化粗出生率
1841 年の 10 期）の出生率は，31-35 歳 0.22 を頂点とする対称に近い凸型曲線を示す。これを年齢別に合計した合計出生率は全期平均で 4.50 で， かであることによるものと考えられる。
これを年次別に示すと図 11 のように，天明飢饉
既婚者における出生率，すなわち既婚出生率は159

4.1 年齢別人口と結婚率，出生率の変動
前節までに見た結婚率・出生率の変動のうち
0.35
0.29 0.27
1810 年代後半の顕著な低率は，飢饉期でもその0.3
0.23
直後でもなく，その原因はなにか。結論的には人
0.25
0.19
口構造の変化によると考えられる。すでに人口構
0.2
0.12
0.15
造変化による粗結婚率，粗出生率への影響はすで
0.06
0.1に標準率を用いる標準化の結果として図７およ0.05
び図 12 に示した。そこではそれぞれ 1810-14 年
0の前後 5 年間，1825-29 年の前 10 年間において16-20 21-25 26-30 31-35 36-40 41-45 46-50
低率をもたらし，また，示された年次の始めと終わりの年次では逆に高率をもたらしているとい図 13 年齢別既婚出生率：全期平均える。
図 13 のように年齢別に 36 歳以上から急速に低しかし，1815-19 年の顕著な低率の出現を説明
下する直線に近い曲線を示す。これを合計した既するのには十分とはいえない。そこで，図 15 に婚合計出生率は全期平均が 5.78 で，これを年次
5 年期間別の年齢 26-30 歳女人口の割合を示し，別に示すと，図 14 のように天明飢饉期の低率のそこに合計結婚率を重ねて表示する。前者は
データはないが，天保飢饉期 1835-39 年には 4.23
1795-99 年に 11.3％の高率であるが，1815-19 年まで低下し，この他 1815-19 年に 3.95 にまで低には 5.6％とその半分の低率で，その時期による下した。
高率期は天明飢饉直後 1798-99 年の 6.60， 変化は顕著である(全期平均 8.0％)。図の両者を
天保飢饉直後に 6.38 まで回復している。1820-24
見れば，その間に相関関係があることを窺わせる。
年の高率 7.05 は直前の低率の反発かもしれない。 この年齢の女人口は適齢期人口を代表させたものであり，おおむねこの人口が多いとき（とくに全期平均＝5.78
8.0
1795-99 年）合計結婚率は上がり（1.18％），少6.60
6.42 6.40
7.06
7.0
ないとき(とくに 1815-19 年)合計結婚率は下がっ
6.38
5.45 5.54
5.77
6.0ている（0.67）ことが示されている。ただし，合5.0
計結婚率は当然 2 大飢饉時（1783-90 年，1835-39
4.0年）にも明瞭に低下しているが，この年齢別人口
4.23
3.95
3.0
割合の低下によるということはできないだろう。
2.0
念のため表 4 にいくつかの年齢別女人口割合
1.0と結婚率，出生率との相関係数を示す。各指標の期間は飢饉時を除いた，天明飢饉後の 1795-99
年から天保の飢饉の直前 1830-34 年までとしている。この結果をみると，年齢別人口のなかで図 14 既婚合計出生率（21 歳以上計）
0.4

0.34

これらの動きは先に見た合計出生率の動きと類似しており，合計出生率の低下上昇は

表 4 5 年期間別女の年齢別人口割合と結婚率・出生率
指標との相関係数

合計結婚率の低下上昇（図 6）に示されるよ 女年齢別人口 粗結婚率 女合計結婚率男合計結婚率 女SMAM 男SMAM 合計出生率既婚合計出生率
うな結婚率の低下上昇とともに既婚合計出 16-20
0.00
-0.30
-0.62
0.10
0.29
-0.06
-0.18
生率に表される夫婦の出生率の低下上昇に 21-25
0.60
0.58
0.47
-0.25
0.58
0.66
0.70
よってももたらされたといえる（12）。
26-30
0.84
0.71
0.62
-0.87
-0.30
0.70
0.51
以上のように天明，天保の 2 回の飢饉期
16-25
0.41
0.13
-0.22
-0.08
0.64
0.39
0.31
に大きく低下した出生率はその直後に 2 回
16-30
0.71
0.44
0.13
-0.48
0.34
0.63
0.48
とも大きく上昇に転じていることが確認で
0.69
0.44
0.23
-0.67
0.13
0.61
0.43
き，この再上昇は死別の多発，再婚の発生， 16-35歳
再婚直後の出生増加という一連の過程が起 各値の期間は天明飢饉後の1795-99年から天保の飢饉の直前1830-34年まで。
こったことによると予想され，この 2 回について
26-30 歳人口がその相関がおおむねもっとも高い
は本研究の資料によって各人の行動の微視的なことが示されている。たとえば，26-30 歳人口割
研究によって実証できる可能性があり，別稿に期合の合計結婚率との相関は 0.71 であり，合計出したい。
生率との相関は 0.70 である。

4.

なお，男の年齢別人口割合についても同様な相人口構造と結婚率，出生率160

関関係があり，男 26-35 歳と女の合計結婚率の相関が 0.46 であるが，煩雑になるので省略し，女人口の割合で代表する。
結婚率，出生率と相関の高い女 26-30 歳人口割
合は探索的に得られたもので，これを一応適齢期人口と呼ぶことにするが，女の結婚率の高い年齢（頂点 21-25 歳，図 5）より明らかに高い。その理由は恐らく男の結婚年齢(頂点 26-30，31-35 歳)の影響を受けて後ろにずれたものと推定できる。
適齢期人口規模 に誘導された 結婚率の上下
あらためて，26-30 歳人口割合と合計結婚率との相関について考察しよう。26-30 歳人口割合によって代表させた適齢期人口が量的に増大すると，当然結婚数が増大する。この適齢期人口増大による結婚の量的増大は年齢別結婚率とは直接には関係なく生じている。しかし，合計結婚率の上昇はこの結婚の増大現象が起こるとき付随的・誘導的に年齢別結婚率の上昇が起きることを意味している。また，逆に結婚の減少がおこるときは同様に年齢別結婚率が低下する。
これはなぜか。この大型人口(小型人口)の適齢期通過による年齢別結婚率の上昇(低下)という現
象は実は人口学でも従来，十分解明されているわ
けではないし，また，現実に適齢期に達する人口の増大(減少)が年齢別結婚率を引上げ(引下げ)た
ことも十分報告されていないと思われる （13）。こ
こではこのような結婚率の上昇，減少が実際に生じたことを確認する。
その上で,その仕組みを適齢期人口の増大の場合を例に，仮説的に以下に述べておく。この現象
は結婚時の男女間の望ましい年齢差（たとえば，
男が約 3 歳上）が存在し，男女の希望する年齢差％
12

女25-30歳人口割合

10
8

2.44
7.3

⑴
【
宝
暦
の
飢
饉

6

9.0

8.3

8.0
6.3

1.18
0.93

4

0.75

2
0

11.3

1777

【

⑵
【

安
永
の
飢
饉

4.3 適齢期人口の変動要因とその効果
では，年齢別結婚率に影響する適齢期人口の増
減はどのようにもたらされるのか。結婚や出生と相関の高い女の年齢層として 26-30 歳を取り出すことができた(表 4)が，この 26-30 歳人口とは25-29 年前に生まれた人口である。結婚率と出生率の低い 1815-19 年について見れば，29 年前
1786-90 年と 25 年前 1790-94 年の間，つまり，1786-1794 年に生まれた人口である。これは図 9のように 1780 年代後半の天明の飢饉期を含む年代の出生人口である。このことを図 15 に「天明飢饉」と表示した。

⑶
【

【
8.6
7.0

【 ⑷

天
明
飢
饉

9.7
6.9

5.6
1.02

1.11

1.07

0.96

2.5

7.6

8.4

7.5

2.0

2.12
1.19

1.5

0.98

1.0

0.71

0.67
0.44

3.0

女合計結婚率

4.2

は必ずしも不変ではなくある程度の融通性があって男女が結婚相手を見つけるという結婚市場の存在を想定して説明できると考えられる。大きな規模の人口が適齢期に入るとき，男女で年齢別
人口はほぼ同数であっても，女の適齢期がより早く来るので望ましい年齢差の男の人口は相対的に少ない。このためその年齢の男は通常より早く，多く結婚する。また女が適齢期を超えたとき男の適齢期人口はまだ相対的に多い状態であるのでこれが女の結婚数を通常より引き上げる。
以上のような仕組みで年齢別結婚率が上昇するものと考えられるが，実際にこのような仕組みが働いているかどうかの実証は今後の課題である。この問題は単純な数理的な関係でなく一時的な行動変容が含まれると考えられるところに数理的表現の難しさがあると思われる。
以上のような結婚率の変化は当然出生率の変化を生み出す。結局，規模の異なる年齢別人口の通過がもたらす年齢別出生率への影響（上昇，低下）は，結婚率を通して起こるということが特質である。

女26-30歳人口割合

0.5

女合計結婚率1783-84 1786-89 1790-94 1795-99 1800-04 1805-09 1810-14 1815-19 1820-24 1825-29 1830-34 1835-39

1841 年0.0

各低率期，高率期は原因となる出生年代の飢饉名または出生高率期△印に【を付けて示す。（1）～（4）は本文中で説明。

図 15

女 26-30 歳人口割合と合計結婚率（右軸）161同様にして，図 9 の宝暦の飢饉と安永の飢饉および出生率高率期（△印）のそれぞれに生まれた世代について 30 年後が図 15 に表示される。つまり，出生年代を表す図 9 の 60 年間（1750-1810
年 ） が 30 年 後 に 26-30 歳 を 示 す 図 15 の1780-1840 年（60 年間）に対応している。これ
らの対応関係を見ることにより，26-30 歳人口割合の上昇・下降との関係を知ることができる。おもなもの 4 時点を年代順に見ていくと以下の通りである。
（1）まず，1783-84 年の 26-30 歳人口割合の低さ（6.3％）は宝暦の飢饉の時の出生率低下から結果したものだが，それ自体がこの時点で再び結婚率低下と出生率低下を生み，天明飢饉の出生率低下と重なりそれを加速したといえる。
（2）1795-99 年のその割合の高さ（11.3％）
は宝暦の飢饉直後の出生高率期によるものであり，これ自体がこのとき再び出生高率期を生み出し，天明飢饉後の結婚率・出生率高率と重なってこれを加速したといえる。
（3）1815-19 年のその割合の低さ（5.6％）は
天明の飢饉時の出生率低率から生起したものであり，飢饉との直接的な関係が見えず際立っており，結婚率と出生率の低下を引き起こした。
（4）1830-34 年のその高さ（９.７％）は天明
飢饉直後の出生高率期世代であり，それ自体高率を生むはずであったが，天保の飢饉と重なって相殺され高率はほとんど消滅したと考えられる。
以上のように 26-30 歳人口割合それぞれの高さ低さは飢饉とのかかわりによってすべて説明することができ，また，その生み出す効果の現れ方はその時期の新たな飢饉とのかかわりで決まったと考えられる。

おわりに今浦の宗門改帳は天明飢饉前の 1776 年から天保飢饉後 1841 年までの 66 年間の比較的短い期間のものであるが，年齢別人口のデータにより遡って 1750 年ごろからの大まかな粗出生率を推計し，それによって天明飢饉より前の 1750 年代と1770 年代に 2 つの飢饉(宝暦，安永)が存在したことを推定した。
結婚率と出生率の年次別観察によって，天保飢
饉を含めこれら 4 つの飢饉について（1）飢饉時に低出生率，（2）飢饉直後に高出生率が生じたこと，（3）さらにそれぞれの出生世代は約 30 年後に適齢期(26-30 歳)に達し，その女の人口割合の減少および増加として現れたことを確認した（（3）
は天保飢饉を除く）。
また，この適齢期人口割合の減少・増加は結婚数と出生数の減少・増加を 2 次的に引き起こした162ことを示した。この因果関係は相関分析により裏付けた。ただし，この 2 次的な結婚率・出生率の変動の発現は 1815-19 年を除いてそのときの新
たな飢饉の発生や余波により加速・相殺などの変形を受けた。
適齢期人口の増減は直接に結婚件数を単純に増減させるのではなく，年齢別結婚率の上昇・低下を引き起こすことにより結婚数を増減することが明らかになった。いわば量の変化が質の変化をもたらす。このような適齢期人口規模の増減による誘導的な年齢別結婚率の増減現象は従来ほ
とんど検証されたことがないが，現代人口のような晩婚化，未婚化などの強い長期的趨勢の存在しなかった江戸期農村人口においては観察が可能になったと考えられる。
1810 年代後半に起こった結婚率と出生率の低下は，天明飢饉時の出生率低下の影響が 30 年後に顕在化したもので，地域誌を見ても当時飢饉やその他の社会的な要因は報告されていない。この村は転出超過（-0.32％）が基調であるが，自然増加率 0.65％によって十分補填され，人口増加率は 0.33％の増加基調であるためこの 2 次的な人口減少が顕在化したものと考えられる。この一
時的な人口減少の最大の要因は出生減であるが，社会減の増大も影響しており，他村において同じ
ような状況が起こることによって他村からの婚入の減少を中心とする社会の不活発な状況も影響したといえる。この人口減少を起因とする経済社会の異変が生じていたことは同時代の人に感じられていたかもしれないが，人口減少はおそら
く原因不明であっただろう。
以上のような約 90 年間の村人口における波動
現象は村の人口が 300-600 人という比較的小さな規模であることに関わらず，おそらく多くの村において起こったはずであり，江戸後期の村人口においては多発する飢饉による人口の停滞・回復とその波及が繰り返されたものと考えられる。

謝辞

本研究は 2011-13 年度島根大学重点研究「山陰地方における地域社会の存立基盤とその歴史的転換に関する研究」（代表小林准士），2013-16 年
度科学研究費研究「日本の出生力転換開始の社会経済要因に関する研究―東西二地域の比較分析―」（代表廣嶋），2017-19 年度科学研究費研究「「300 年から読み解く日本の家族／人口論」の構築へむけた実証研究」（代表平井晶子），2020-22
年度科学研究費研究「徳川家族人口構造の地域的多様性に関する社会学的研究：地域三類型論再考」
17Ｈ02589 代表平井）の研究成果の一部である。
これらの科研研究はそれぞれ島根大学法文学部

山陰研究共同プロジェクトとしても実施された。
本研究のデータ作成において故和田美幸さんに大変お世話になったことに心から感謝したい。

注(1) 基本データ・ファイル（宗門改帳の年次別
人員の配列をそのまま入力した表計算ソフトのファイル）には，その追加欄に変異事象欄として結婚についても作業されていたが，定義，類型化に問題が含まれていたので全件を再検討した。
(2) 人口が最小になる年は，天候の異常，作物の不作という飢饉と言われる年より少し後にずれているが，人口が最小になる年までを飢饉期と呼ぶことにしておく。したがって天明の飢饉は 1782-90 年，天保の飢饉は 1835-39 年とする。
(3) 天明飢饉期の粗死亡率は次のように推計できる。人口増加率＝粗出生率-粗死亡率+社会増加率，したがって粗死亡率＝粗出生率-人口増
加率+社会増加率。天明飢饉期の人口増加率は1784 年 346 人，1790 年 315 人から-31/346/（1790-1784）＝-1.49％で，社会増加率を仮に0 とし，後掲図 9 の粗出生率の推計値を 2.5％とすると，粗死亡率は約 4％となり，天保の飢饉の死亡率の半分程度と推定される。
(4) 黒須ほか（2012：31）は次のように述べる。
「結婚のタイミング(結婚の年次）は，２つの連続した史料の間で新しく世帯に加わった者に注目し，その世帯内の続柄を見ることで判断せざるをえない。
」(5) 研究によっては結婚によって他村に移り住
むことも村の結婚の発生と数える場合もある
ようだが，そのとき村の結婚の発生件数は大きくなる。結婚直後(婚姻時)の(夫の)居住地を結婚の発生地とするのは現代の人口動態統計でも同様である。
(6) 子の同居の開始によって始まり配偶者のな
いまま終わる結婚がこのような短い結婚の痕
跡の一つとも考えられる。
(7) このような宗門改帳の制約からくる結婚件
数の過少把握については従来ほとんど言及されて 来なかった とみられる。 ただし，成 松（2000：221）は次のように注意を促している。
「この結婚は，同一年度内に終了したため，西条村の宗門改帳には記載されない結婚である。
改帳提出後から，翌年分の作成までの間に一生を終えた小児が記載されないのと同じ理由である。このことから，改帳の内容から各男女の初婚と思われる結婚の前に，実はこのように短163い結婚が隠れている可能性を指摘しておかな
くてはならない。したがって初婚年齢などの分析には注意が必要であろう。」(8) 人口についての標準化は合計結婚率算出で十分である。合計結婚率は年齢別人口がすべて同一という仮想的な人口を使って標準化した
粗結婚率といえるからである。
(9) 今日の出生率の低下について，出生のタイ
ミングの遅れによって引き起こされた部分も大きかったことから，人口動態事象のタイミン
グの遅れがその量指標を低下させることに関心がもたれてきたが，歴史人口学でこの問題についての研究はまだ行われていないとみられる。
(10) 推定粗出生率は，天明飢饉以後の各年の11-15 歳，16-20 歳，21-25 歳人口に基づき，それぞれの死亡率を一律に（1-1/1.5）＝0.333と仮定して，その人口×1.5 を 12 年，17 年，
22 年前の推定出生数とし,分母人口は 1776 年の数値 354 人で固定するというかなり粗い方法で計算した（廣嶋 2021：25，図 5 および注
7 参照）。しかし，飢饉とされる時期に出生率の低率期があること，およびその後に出生率高率期が現れることを示すには十分であろう。
なお，1 年次の年齢別人口に基づくより精密な
出生率推定法は浜野 2001 が NCBRI として示している。
(11) 江津市(別巻 258)は 1755(宝暦 5)年「この年浜田領内不作，飢人多し」とあり，また同（1982：上巻 1217）は 1755 年から 5 年間「諸国共に悪年」とされ，「凶年の連続」としており，安永 4 年（1775）と翌年には旱魃で「畑物之類何に而も一切熟し申さず」とこれら２つの時期はいずれも飢饉と指摘されている。
温泉津町の西楽寺の過去帳に，安永 2（1773）
年 81 人，同 5（1776）年 69 人という通常の 2，
3 倍の「際だった死者数を記録していることは，…飢饉の可能性が高いといえようか」とされ，1770 年代半ばの飢饉の存在を示唆している(温泉津町 1995：433-4)が，1750 年代半ばについてはその資料の欠年のためか記載がない。
1750 年代の「宝暦の飢饉」および 1770 年代の「安永の飢饉」は死亡率の資料が十分とはいえないのでその存在は未確定である。
(12) 合計出生率の動きを説明するために年齢別有配偶出生率（あるいは年齢別既婚出生率）
したがってその合計である合計有配偶（既婚）
出生率を用いることは，近世の出生力においては有効である。なぜなら，「結婚年齢にかかわらず，有配偶女性の年齢別出生率がほぼ同じであるとすることができるようである。たとえば，

速水 1973 は，諏訪郡横内村有配偶女性（1651－1825 年生れ）の年齢別出生率が緒婚年齢の異なる集団間でほぼ同じであることを示し（第12－8 図），『結婚年齢の相違は特定の年齢階層において出産率に影響を与えていないようである』としている。」(廣嶋 2002)
これに対して現代出生力は年齢にかかわらず結婚後に結婚持続期間に応じて目標とする
出生児数を目指すように変化する性質を持つから年齢別有配偶出生率(また合計有配偶出生率)を用いて有配偶出生力の水準を表す指標とすることは適切でない(廣嶋 2001)。
(13) 近年これに関連する次のような議論がある。鈴木（2002：148）は「1990 年以降は，
第 2 次ベビーブーム・コーホート(1970 年代前
半生まれ)の初婚開始により単純な（結婚件数による）平均初婚年齢は低い方に（，後には高い方に）引っ張られている」とし，「第 2 次ベ
ビーブーム・コーホートの参入による攪乱が原因」と指摘したが，合計初婚率については「晩婚化が進行中はクロスセクション効果により合計初婚率が低めに出る」とし，合計初婚率の上昇効果に言及していない。河野（2007:168）
は「この大型人口通過の攪乱要因を除いても，初婚年齢が本当に低下し，そして上昇した」としている。これは年齢別初婚率でなく年齢別初婚ハザード（未婚者に対する結婚率）による初婚年齢を指すと思われるが，当時の長期的な初婚年齢上昇と初婚率低下の傾向が存在するもとでは，その傾向の緩和という形でしか測定されないと予想される。

引用文献

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