Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
ていた昭和60年から平成2年までの間においても上昇を続けており、両者の間に相関は見られない。

昭和56年から平成12年までの年次データを使用し，代用監獄の収容負担率を説明変数，犯罪率を目的変数として，回帰分析の手法でその関連を調べたところ，0.1%以下の水準で有意な相関が認められた。このことだけから，犯罪率と収容負担率の因果関係を推論することなどもちろんできないのであるが，発生犯罪数の増加，つまり捜査対象の量的増加が捜査の負担増に，ひいては，訴追後の補充捜査の必要性の増加というものに結び付いていると考えられないだろうか。

## イ 勾留人員

行刑施設への未決被収容者の入所は，アで述べた代用監獄の収容動向と大きな関わりをもってはいるものの，母集団としての勾留人員の動向にも当然規制されている。

図23は，昭和56年から平成12年までに，行刑施設に新たに入所した未決被収容者数(以下，「行刑施設新未決被収容者数」という。)の推移を被疑者及び被告人の別で示したものであるが，勾留被疑者数は，年を追うごとに減少していることが分かる。

図24は，昭和56年から平成12年までの勾留被疑者数及び通常第一審終局事件における勾留人員（以下，

図23 行刑施設未決拘禁者新入所者数の推移

注 矯正統計年報による。

図24 勾留被疑者，通常第一審（地方・簡易裁判所）勾留人員及び未決拘禁者新入所者数の推移

注 検察統計年報，司法統計年報及び矯正統計年報による。
「第一審勾留人員」という。）及び行刑施設新未決被収容者数の推移を示したものであるが，平成12年時点で，行刑施設新新未決被収容者数は第一審勾留人員を約1万4,400人上回っている。

## ウ 検挙率等

事件の被疑者が捜査機関によって検挙・摘発されなければ，勾留されることもないわけであるから，勾留人員が犯罪認知動向，検挙率等と関連していることは自明のことである。

検挙率については，受刑者のところで述べたので，ここでは繰り返さない。検挙された被疑者についての身柄率が勾留人員を規制することになるのであるが，身柄事件とするか否かの基準は客観性が高く，年によって変動する性質のものではないと思われる点は，公判請求の場合と同様である。また，検察庁新規受理人員は，ここ10年以上，ほぼ横ばいであるにもかかわらず，勾留人員は平成4年以降，漸増傾向にあり，この点も公判請求人員と同様である。

ところで，勾留の必要の判断基準は，公判請求を行うか否かの基準と，法令上，明らかに異なっているが，その実際の運用面では，オーバーラップする部分が少なからずあるようである。

図25は，昭和56年から平成12年までの公判請求人員，勾留被疑者人員及び通常第一審（地裁・簡裁）終局事件における勾留人員（以下，「勾留被告人人員」という。）の推移を示したものであるが，公判請求人員を説明変数，勾留被告人人員を目的変数とし，回帰分析によって双方の関連を見たところ，0.1%以下の水準で有意な相関が認められた。この結果は，公判請求事件の増加が勾留事件の増加と関連していることを示している。

図25 公判請求人員，勾留被疑者及び通常第一審（地方・簡易裁判所）勾留人員の推移

注 検察統計年報，司法統計年報及び矯正統計年報による。

## (2) 勾留期間

勾留期間は，被疑者段階のものから通常第一審，控訴審及び上告審段階と，それぞれ状況が異なることから，段階ごとに分けて考えてみる。

## ア 被疑者段階

図26は，昭和56年から平成12年までの被疑者の推計平均勾留期間の推移を示したものであるが，一貫して漸増傾向にあることが分かる。

図27は，その推計平均勾留期間を罪名別で見たものであるが，いずれの罪名においても上昇傾向にある。
図26 被疑者の推計平均勾留期間の推移

2 「推計平均勾留期間指数」は，統計書の各群の中間の値にその群に属する人数を掛けた値を合計し，それを全対象者数で割ったものである。

図27 罪名別被疑者の推計平均勾留期間の推移

2 「推計平均勾留期間」は，統計書の各群の中間の値にその群に属する人数を掛けた値を合計し，それを全対象者数で割ったものである。

図28は，昭和56年から平成12年までの被疑者勾留人員の罪名別構成比の推移を見たものであるが，その構成比に大きな変動はないことが分かる。

従前には，その入手経路，背後関係等の確認に時間を要することを理由に，覚せい剤取締法違反の増加が勾留期間の長期化を生んでいるとの主張がなされた $ ^{2} $ こともあったが，図27及び28を見る限り，その主張は当たらないようである。
図28 被疑者罪名別構成比の推移

## 通常第一番被告人段階

図29は，昭和56年から平成12年までの通常第一審終局事件における推計平均勾留期間の推移を示したものであるが，被疑者段階と同様，ほぼ漸増傾向にあることが分かる。

通常第一審被告人勾留人員について，昭和56年から平成12年までの推計平均勾留期間の推移を罪名別に見たのが図30，罪名別構成比の推移を見たのが図31である。
図29 通常第一審（地方・簡易裁判所）の推計平均勾留期間の推移

2 「推計平均勾留期間」は，統計書の各群の中間の値にその群に属する人数を掛けた値を合計し，それを全対象者数で割ったものである。

図30 罪名別通常第一審（地方・簡易裁判所）の推計平均勾留期間の推移

2 「推計平均勾留期間」は，統計書の各群の中間の値にその群に属する人数を掛けた値を合計し，それを全対象者数で割ったものである。

図30を見れば，推計平均勾留期間は，殺人，銃刀法違反，毒劇法違反等一部の罪名を除き，軒並み漸増傾向にあることが分かる。

昭和56年から平成12年までの年次データを使用し，認知犯罪件数を説明変数，推計平均勾留期間を目的変数として，回帰分析によりその関連を見たところ，0.1%以下の水準で有意な相関が認められた。

近時，捜査機関の捜査力の低下がしばしば取り沙汰されるが，捜査関係者も指摘するように，自白偏重に陥らないよう，物証を中心とした証拠収集に力を入れなければならないにもかかわらず，物品は大量生産され，その流通ルートも錯綜する一方，携帯電話，インターネットを含むニューメディアの普及
図31 通常第一審（地方・簡易裁判所）の勾留者罪名別構成比の推移

によって，犯行の謀議等は非顕在化の傾向を強めている。このような捜査環境の変化に加えて，捜査対象犯罪の数そのものが年々増加しているのであるから，捜査の人的・物的資源に大きな変化がない状況下では，個々の事件の処理に要する時間は次第に長期化することは避けられない。

そうなると、法令によって定められた時間内で収集できる証拠の質及び量も次第に低下していく可能性が出てくるであろうから、ひいてはそれが、公判審理の長期化を招来する結果になっていると考えるのは短絡に過ぎるのだろうか。

図32は，昭和56年から平成12年までの保釈率の推移を見たものである。

図32 通常第一審（地方・簡易裁判所別）保釈率の推移

2 「保釈率」は，保釈人員を勾留人員で割ったものである。
図33 罪名別通常第一審（地方・簡易裁判所）の保釈率の推移

2 「保釈率」は，保釈者数を，勾留者数で割ったものである。

図33は，昭和56年から平成12年までの保釈率の推移を罪名別に示したものである。保釈率の低下についても，覚せい剤取締法違反事件の増加を理由とする主張があるが，同図を見ても明らかなように，覚せい剤取締法違反事件以外の罪名についてもおしなべて保釈率は低下していることに加え，覚せい剤取締法違反事件を扱わない簡裁でも同様に保釈率が低下していることから，その主張には賛同し難い。

昭和56年から平成12年までの年次データを使用し，推計平均勾留期間を説明変数，保釈率を目的変数として，回帰分析により，その関連を見たところ，0.1%以下の水準で有意な相関が認められた。

## ウ 上訴審被告人段階

被告人がどの程度上訴するかは勾留期間の長期化との関係では重要な問題である。

図34は，正確な意味での控訴率及び上告率ではないが，上訴の状況を知る指標として採用した，勾留者控訴率（控訴審の勾留者数を通常第一審の勾留者数で除した値）及び勾留者上告率（上告審勾留者数を控訴審勾留者数で除した値）の昭和56年から平成12年までの推移を示したものである。小さく上下しているものの，おおむね漸増傾向にあることが分かる。

図35は，昭和56年から平成12年までの審級別の推計平均勾留期間の推移を見たものである。上告審は漸増傾向を示しているが，通常第一審及び控訴審はほぼ横ばいであることが分かる。

以上，各段階での勾留期間の時系列変化を全体的に眺めると，被疑者段階及び上告審段階での勾留期間の長期化，控訴者率及び上告者率の漸増傾向が目に付く。

これらの時系列変化は前述したように犯罪率と高い相関を有する。統計的な分析には限界があるものの，捜査対象となる犯罪数の増加がこれらの事象の動向に影響を及ぼしている可能性は少なくないように思う。
図34 控訴審及び上告審勾留者率の推移

2 「控訴審勾留者率」は，控訴審での勾留者数を第一審勾留者数で除した値であり，「上告審勾留者率」は，上告審での勾留者数を控訴審での勾留者数で除した値である。

図35 通常第一審，控訴審，上告審別推計平均勾留期間の推移

2 「推計平均勾留期間」は，統計書の各群の中間の値にその群に属する人数を掛けた値を合計し，それを全対象者数で割ったものである。
## 第 4 犯罪認知動向に関連する事象

現実に発生した犯罪の実態を知ることは現時点では困難なため，本研究では，犯罪認知動向を犯罪の発生動向の指標として取り上げ，論を進めることにする。

犯罪は，第一次捜査機関が認知しない限りは，摘発・検挙の手続へと移行できないのであり，その意味では，犯罪認知動向は，刑事司法過程の最も最初のところに位置する事象だと言える。

本章では，この犯罪認知動向に関連又は影響している事象の探索を行うこととするが，探索を行う手掛かりとして，従来，犯罪学等において，犯罪原因として取り上げられてきた事象を採用することとした。

従来，犯罪学では，犯罪原因は(1)生物学的要因，(2)心理学的要因及び(3)社会学的要因の三つに分けて論じられるのが通例であった。

(1)は遺伝的な要素に視点を置いたもので，1960年代までは，①（犯罪者の）家系研究，②双生児研究（一卵性と二卵性双生児の比較分析），③養子研究（養子について実父母と養父母の影響の分析），④染色体異常の研究等が行われてきたが，1980年代以降は，ホルモンの分泌異常，栄養摂取異常，脳波異常，器質性脳障害等にまで研究対象が広がってきている。

(2)は心理面に視点を置いたもので，①深層心理，②性格特性，③知能，③精神障害等について種々の研究が行われてきた。

(3)は，犯罪者を取り巻く環境全体に着目し，その影響を考察するものである。

これら犯罪原因とされるものの中で，ここ20年間の犯罪動向の量的な時系列変化に関連をもつ事象はいかなるものであろうか（ここで，探索の範囲を過去20年に限定したのは，昭和50年代以前は，我が国の経済復興が途上にあるか，いまだ収束していない状況下にあり，社会・経済環境，住民の意識・価値観等が現在の状況とは異なっていると考えられるためである。）。以下，順次，その関連を検討してみる。

## 1 生物学的要因及び心理的要因

ここ20年の間に，遺伝的異常等の発生状況に著しい変化があったとの報告はなく，これを犯罪動向と結び付けることは統計上困難である。

図36は，昭和56年から平成12年までの刑法犯検挙人員に占める精神障害者の比率の推移を示したものであるが，昭和60年以降はほぼ0.6%前後で推移し，大きな変化がないことから，近時の犯罪動向との関連は認められない。
図36 全刑法犯検挙者中に占める精神障害者等の比率の推移

## 2 社会学的要因

社会学的要因として，これまで，犯罪学上で取り上げられてきたものは以下のようなものである。

(1) 家庭

(2) 職場

(3) 国籍

(4) 貧困

(5) 年龄

本研究では，以上のものに加えて，通信手段として，ここ数年急速に普及が進んでいるインターネット，携帯電話などの新しい通信手段及び犯罪検挙率も考察の対象とすることとした。

## (1) 家庭

「家庭は犯罪のゆりかごである」といった言葉があるように，これまで家庭は少年非行と深いかかわりがあると主張されてきた。社会的コントロール理論の主唱者である，T・ハーシは，「愛着の絆が非行を抑制する」と述べているが，愛情の絆等の社会化機能が家庭から失われたとき，それが非行を生み出す引き金になると考えたのであろう $ ^{3} $ 。

しかしながら，戦後の我が国の核家族化傾向，共稼ぎ家庭，単身赴任，離婚，未婚の母を含む片親家庭の増加等は，被扶養者である少年だけでなく，世帯主等の扶養者にとっても犯罪の要因になる可能性があるように思われる。T・ハーシのボンド理論をまつまでもなく，家族，家庭，職場，学校等への愛着が犯罪を抑制することはほぼ疑いない。また，W・レックレスらが主張するように，家庭の不和等は犯罪を促進するかもしれない。

戦後，核家族化が急速に進行したのであるが，近年は，晩婚，生涯未婚及び少子化傾向が強まっていると言われる。共稼ぎや単身赴任といった，家族がバラバラに生活し行動するという形態も珍しくなくなった。このような傾向は家族成員間の連帯意識等を変質させるとともに，自分本位の利己的な価値観や欲求追及行動を助長させ，それぞれが互いに理解し合えない領域を保持することで相互の不信感や心
的なストレスを高めている可能性も否定できない。

仮に，「最近の家族の成員間には，集団よりも個人の利益，他人よりも自分の利益を追求するという傾向が強まっており，相互不信からくる心的ストレスを多くかかえるようになっている。」といったことが想定できるのであれば，戦後の家族関係の変質が近年の犯罪発生の動向と何らかの関連があってもおかしくないのではなかろうか。

図37は昭和56年から平成12年までの平均初婚年齢の推移，図38は，昭和56年から平成12年までの核家

図37 平均初婚年齢の推移

図38 核家族世帯率及び片親世帯率の推移

注 1 厚生労働省・国民生活基礎調査による。

2 平成7年については，兵庫県のデータは除外されている。
図39 共働き世帯率の推移

注 1 総務省・統計で見る県のすがた2002による。

2 共働き世帯率は，共働き世帯数／一般世帯数で計算した。

図40 離婚率の推移

注 厚生労働省・人口動態調査による。

族率（単身世帯を除く世帯に占める核家族世帯の割合）及び片親世帯率の推移，図39は昭和60年から平成7年までの共稼ぎ世帯の推移を，図40は昭和56年から平成12年までの離婚率の推移を，それぞれ示したものである。

図37及び38を見ると，ここ20年間，核家族率，片親世帯率及び共稼ぎ世帯率は大きな変化を見せておらず，完全出生児率についても，昭和27年4.27（人）だったものが昭和47年には2.20（人）にまで落ち込んだものの，その後は2.2（人）を前後してほぼ横ばい状態に入っている。一方，平均初婚年齢は，夫妻ともに漸増傾向にあるが，妻の方の上昇が著しい。また，離婚率は平成元年まで下降した後，平成2年から増加に転じており，緩やかなV型となっている。

昭和56年から平成12年まで（共稼ぎ率については昭和60年から平成12年まで）の年次データを用いて，核家族率，片親世帯率，完全出生児率，離婚率等を説明変数，14歳以上人口10万人当たりの殺人，強盗，重要窃盗等の推計犯罪認知人員（検挙者一人当たりの検挙事件数及び認知犯罪件数を用いて，認知犯罪
図41 家事事件率の推移

注 1 警察庁の統計及び総務省統計局の人口資料による。

2 「家事事件率」は，家事事件新受件数の人口10万人当たりの比率である。

の犯人数を推計したもの）及び覚せい剤取締違反送致人員率（人口10万人比）を目的変数として，それぞれ単回帰分析の手法でその相関を調べたところ，強盗，恐喝及び強姦等について，離婚率との間で1％以下の水準の有意な相関が認められた。

さらに，家族内での人間関係の変化を別の角度から調べるため，昭和56年から平成12年までの家事事件率（人口10当たりの家事事件受理件数）の推移を見た（図41）。

家事事件率は平成3年に底を打った後は，一貫した上昇傾向にあり，家族成員の間の権利意識の高まりとあいまって，法律関係をめぐるトラブルが増加していることは疑いなく，単回帰分析の手法を用い，家事事件率を説明変数，推計犯罪認知人員率（人口10万人比）を目的変数としてその相関を調べたところ，強盗，恐喝及び強姦等については1％以下の水準で有意な相関が認められた。

## (2) 職場又は職業

従来から，職業又は職場と犯罪の間には一定の関連があるとの説が有力で，「単純労働者は犯罪率が高く，専門的・技術的職業，管理職に従事する者の犯罪率は低い。」とされてきた。また，失業については，特に窃盗を中心とした犯罪との相関が論じられており，転職についても同様のことを主張する論者がいる $ ^{56} $ 。

図42は，昭和57年から平成12年までの職業別犯罪者率（新受刑者の犯行時職業別人員の対応する職業別人口10万人比）の推移を示したものである。図を見ると，平成に入ってからは，無職者，技能工・製造・建設作業者，運輸・通信従事者の犯罪者率がそれ以外の業種の者に比べて高くなってきていることが分かる。

しかしながら，販売従事者及び保安・サービス従事者の犯罪者率は，昭和50年代後半から大きく低下してきており，データ量の少なさ等から統計的な関連を調べることは困難であるが，これらのデータから，一定の業種と犯罪との間の関連をうかがわせるものは見いだせない。
注 1 矯正統計年報及び総務省・労働力調査報告による。

2 「職業別新受刑者指数」は，新受刑者数の職業別就業者人口10万人当たりの比率である。

このほか，第一次産業に比べて，第2次，第3次産業の方が，あるいは，自営業や個人事業者に比して，組織の中で働く雇用者の方が仕事面でのストレスが高く，それが最近の犯罪のインセンティブになっているとの主張もあるにはあるが，根拠はやや薄弱である。しかしながら，J・マースが，職務内容が①1回限りの取引などのように双方に信頼関係が伴っていない場合，②職務遂行に専門的知識が必要な場合，③職務遂行に広い裁量が与えられている場合，④犯罪防止システムが確立されていない場合及び⑤取引において量や質に関する取り決めがあいまいである場合には犯罪が誘発されると述べていること

注 総務省・労働力調査報告による。
図44 雇用者数の推移

から，取引関係が一過性で，取引先との人間関係が比較的希薄な業務に従事している者の増減が犯罪動向に影響を与えている可能性についても調べてみることにした。

図43は，昭和56年から平成12年までの産業別従事者数，図44は，雇用者数の時系列変化を見たものである。業種について見ると，一貫して上昇傾向にあるのはサービス業，また，雇用者数も増加を続けている。

この結果だけを見ると、業務内容、雇用形態が犯罪の動向と関連がありそうにも思えるのであるが、一貫して増加傾向を示す年次データについて、犯罪動向との統計的関連を考察するにはデータ量が少な過ぎるため、これらの相関についてはデータの更なる蓄積を待って論じることになろう。

## (3) 国籍

最近，外国人の犯罪の増加がしばしば話題に上る。図45は，昭和57年から平成12年までの推計外国人

図45 来日外国人刑法犯推計認知人員の推移

2 「来日刑法犯推計認知人員」は，刑法犯全体の認知件数と検挙人員を掛け，検挙件数で割って，推計認知人員を出し，さらに，推定認知人員と来日外国人刑法犯検挙人員を掛け，検挙件数で割ったものである。
認知人員の推移を見たものであるが，全体として見れば，確かに，外国人，取り分け来日外国人による犯罪が近時増加していると言えよう。

しかしながら，推計犯罪認知人員に占める外国人の割合は平成12年時点でも1.1％にとどまっており，近時の犯罪動向全体をこれら外国人が左右しているとは言えない。

## (4) 貧困

貧困を犯罪の原因とする見解は，古くから有力に唱えられている。ただ，最近は，単純な貧困ではなく，むしろ相対的な不平等感が犯罪のインセンティブになっているのではないかと言われるようになってきており，イギリスのS・ボックスは，相対的欠乏論が景気後退時の犯罪動向の説明に有効だと述べている。

犯罪者の経済状態に関する適当な統計資料はないが,平成3年以降の犯罪検挙者中の無職者の比率(図46)を見れば,一般社会の失業率を大きく上回る形で推移しており,犯罪者の多くが犯行時点で苦しい経済状態にあったことはうかがえる。

このような貧困は当然のことながら失業の場合に多く生じる。しかしながら，職業をもっていても，そこから得られる収入の額が少なければ貧困は発生するのであり，無職者であっても財産があったり，何らかの理由で一時的に職に就いていないケースもある。その意味で，無職者又は失業者は貧困であると短絡するのは間違いである。図42にも示されているように，無職者の犯罪者率が他の犯罪者率を常に上回っているわけではないという事実は，貧困が犯罪の原因とは限らないとの事実のほかに，仮に貧困が犯罪のインセンティブになっているとしても，無職者であることは必ずしも貧困を意味しないことをうかがわせる。

それはさておくとして，現代の我が国のように，就業者中の雇用者の割合が86%を超えるような社会では，失業率及び勤労世帯の所得状況が貧困の一応の指標になると思われる。

図46 検挙者中の無職者率の推移

注 警察庁の統計による。
図47は，昭和56年以降の完全失業率の推移，図48は，勤労世帯の可処分所得の推移を示したものである。勤労世帯の可処分所得は失業者世帯を除いた世帯についてのものであることから，失業率と勤労世帯の可処分所得はともに個人又は世帯の経済状態をうかがわせる指標ではあるが，その意味するところ及び内容は異なっている。

この二つの項目と14歳以上人口10万人当たりの推定犯罪認知人員との関連を重回帰分析を用いて調べたところ, 交通業過を除く一般刑法犯の推計認知犯罪人員についても0.1%以下の水準で有意な相関が認められ, 罪種別でも, 近年増加が著しい強盗, 強姦等, 恐喝, 傷害及び重要窃盗のほか, 殺人, 詐欺等について, 0.1%以下の水準で有意な相関が認められた。

特別法犯については，認知件数に関する統計資料がないため，とりあえず送致人員率（14歳以上人口10万人比）を説明変数として，特別法犯の中でも近年増加傾向が認められる覚せい剤取締法違反について，その関連を調べたところ，同様に0.1％以下の水準で有意な相関が認められた。

図47 完全失業率，構造的・摩擦的失業率の推移

図48 勤労者世帯の可処分所得の推移
このような高い相関は，前述したように，一方の事象と他方の事象の因果関係の存在を裏付けるものではないが，動向の将来予測という課題に関する限りは，その予想に寄与する事象だと評価することができよう $ ^{10} $ 。

## (5) 年龄

我が国における刑法犯について，年齢別の犯罪率（人口10万人当たりの検挙人員：図49）を見ると，20代前半が最も高く，以下，20代後半，30代，40代と続いている。

また，少年について見ると，①17歳以上は，年齢が高くなるほど犯罪率が低くなっていること，②犯罪率は15歳を頂点に，以下，16歳，14歳，17歳の順になっていることが分かる。犯罪率が少年期に高いことは，通常，「精神の未成熟」によって説明され，青年期以降の犯罪率の低下は「インフォーマルな社会統制の強化」，つまり，職業や家庭といった社会的絆が逸脱へのブレーキになっていると解釈されているようである $ ^{11} $ 。

近年，高齢者による窃盗，占有離脱物橫領，詐欺等の犯罪が増加しているとの指摘もあるが，図49の年齢層別犯罪率を眺めて分かるように，老年期（65歳以上）の犯罪率はそれ以外の年齢層の犯罪率と比べても大きな差異は認められない。

図49 年齢層別犯罪率の推移

注 1 警察庁の統計及び総務省統計局の人口資料による。

2 「犯罪率」は，検挙人員の，年齢別人口10万人当たりの比率である。
## (6) 性别

図50は，昭和57年から平成12年までの推定犯罪認知人員を男女別に見たものであるが，その変化の内容には際立った差異は認められず，男女いずれか一方だけの犯罪関与率の顕著な変化が犯罪発生動向に影響を与えているとは言えない。男子の推計認知人員を説明変数，女子の推計認知人員を目的変数として，回帰分析の手法を用いてその相関を調べたところ，0.1%以下の水準で有意な相関が認められており，男子又は女子のいずれかのみに特有の原因がその動向に影響を与えていると解する可能性は少ない。

図50 男女別刑法犯推計犯罪認知人員の推移

2 「男女別刑法犯推計犯罪認知人員」は，刑法犯全体の認知件数と検举人員を掛け，検挙件数で割って，推計認知人員を出し，さらに，推計認知人員に検挙人員の女子比を掛けて女子の推計認知人員を出し，推計認知人員から女子推計認知人員を引いて男子推計認知人員を出したものである。

## (7) ニューメディア等

最近，新聞等では出会い系サイトを舞台にした殺人事件などが取り沙汰されるなど，ニューメディアと犯罪の関連が注目されつつある。携帯電話がそれ以前の人間関係とは違った人間関係を作り出そうとしているとか，フェース・ツー・フェースの付き合いができない屈折した人格づくりに寄与しているといった論や，携帯電話の利用料金が個人の支出の新しい圧力になっている，携帯電話を使えば以前よりも効率的な犯罪謀議が可能であるといった話まで飛び出す始末である。また，自動販売機，コンピュータ・ゲーム機等の普及が他人に対する思いやり，社会性，協調性等の喪失につながっているといった声も聞かれる。

それが，従来のオーソドックスな犯罪原因論を超えた，新たな犯罪原因になるか否かについての判定は今後の分析を待たなければならないのであろうが，現時点で，それが近時の犯罪動向に大きなインパクトを与えているとの裏付けを得ることは難しい。
図51は，平成元年以降の自動販売機設置状況の推移を示したものであり，図52は，平成8年から12年までの携帯電話及びインターネットの普及状況を示したものであるが，自動販売機の年次データの変化は単純な右方上がりであり，携帯電話等も右方上がりであることに加えて，その本格的な普及はここ数年のことであって，いずれにしても，これらの普及の動向と犯罪との関連を統計的にうんぬんすることは時期尚早と言わねばならない。

図51 自動販売機普及台数の推移

図52 携帯電話保有世帯率及びインターネット利用世帯率の推移

注 総務省情報通信政策局・通信利用動向調査による。
## (8) 検挙率

捜査機関による検挙状況が，これから犯罪を行おうとしている犯罪者の意思決定に影響を与えるか否かについては，積極，消極の見解がある。取締りが厳しければ，犯罪者は犯行を控えたり，一層慎重に場所，時間等を選ぶだろうといった推論はある程度我々の常識にかなったものであるが，本当のところ，どうなのだろうか。

図53は，罪名別検挙率の推移を見たものである。

検挙率を説明変数，対象年から1年後又は2年後の人口10万人当たりの推定犯罪認知人員を目的変数として，回帰分析の手法によってその関連を調べてみたが，有意な関連は認められなかった。

ただ，ここ数年，検挙率の著しい低下に関する報道が頻繁になされており，こういったマスメディアによる報道の影響が犯罪発生に影響しているか否かは別論である。しかしながら，近時の検挙率に関する報道の影響を現時点で論じるのは時期尚早であり，昨今の検挙率低下報道と犯罪発生動向の関連については今後のデータの蓄積をまつほかない。

図53 罪名別刑法犯検挙率の推移

注 警察庁の統計による。

## (9) 家出及び自殺

家出又は自殺が犯罪発生の原因となるとの推論はやや無理があるように思われるが, 家庭, 職場といった生活環境の悪化が, ある者にとっては家出又は自殺というものに結び付くと同時に, 別の者には犯罪へのインセンティブになっているとの推論はあながち的外れとも思われない $ ^{12} $ 。

図54は，昭和56年以降の家出人率の推移，図55は，自殺者率の推移を示したものである。

昭和56年から平成12年までの年次データを用いて，家出人率及び自殺者率を説明変数，14歳以上人口10万人当たりの推定認知犯罪人員を目的変数とし，回帰分析の手法でその相関を調べてみたところ，自殺者率については，交通業過を除く一般刑法犯全体，殺人，詐欺，重要窃盗及び傷害で有意な相関は認められなかったものの，強盗及び恐喝では0.1%以下の水準で有意な相関が認められた。また，家出人率については，交通業過を除く一般刑法犯全体，強姦等，強盗及び恐喝では有意な相関は認められなかったものの，強盗及び恐喝では有意な相関が認められた。
図54 家出人率の推移

2 「家出人率」は，家出人(捜索願出)の人口10万人当たりの比率である。

図55 自殺者率の推移

2 「自殺者率」は，自殺者の人口10万人当たりの比率である。

たものの，詐欺，殺人，重要窃盜及び傷害では0.1%以下の水準で有意な相関が認められた。

家出及び自殺の原因は，家庭，職場，学校，地域社会等とのトラブルを含め，極めて多様であり，しかも複合している場合も少なくないと思われるため，仮に，家出等の事象と犯罪発生との間に何らかの因果関係（直接又は間接）があるとしても，それを特定する作業は今後の研究に期待するしかない。

なお，繰り返しになるが，変量間の相関関係は因果関係を裏付けるものではない。それは，①事象間に現実の因果関係が存在するのか，②存在するとしてもそれは直接的なものなのか，③その間にどれくらいの事象が介在しているのか，④他の事象との組合せはどうなっているか，などの問いに答え得るものではなく，双方の変量がともにこれらとは別の事象の結果であるような場合も当然あり得る。

このように，因果関係は，相関という数学的推論とは別に，地道なフィールド・ワークや各種の社会
調査から得られた知見によって確認されるべき性質のものであるが，統計上の相関事象の発見は，事実上，因果関係を調べる手掛かりを提供する場合が少なくないため，本研究で行った分析結果をも踏まえつつ，更に関連事象の探索を続けることが望まれる。
## 第 5 地域別及び被収容者の属性別収容動向

第2の収容の現状のところで述べたように，全体的な収容動向とは別に，地域別でも収容動向，取り分け未決被収容者の収容動向にはばらつきが認められる。また，被収容者の属性別による収容動向の把握は，今後の矯正処遇の効率化を考えていく上では看過することのできない重要事項だと思われるので，本章では，これらの点について分析を行うこととした。

## 1 地域別未決被収容者収容動向

第2の収容の現状において示したように, 行刑施設未決被収容者の収容動向は地域格差が認められる。図56は，平成12年の地裁・簡裁別の通常第一審勾留人員を示したものである。

地域別の勾留人員は，その地域の人口，犯罪率及び検挙率に影響を受けるわけであるが，平成12年3月31日時点での地域別人口密度（図57）を説明変数，平成12年の勾留人員の人口10万人比（図58）を目的変数として，回帰分析の手法でその関連を見たところ，0.1%以下の水準で有意な相関が認められた。平成12年の犯罪率についても同様の関連を見たところ，一般刑法犯全体（図59）のほか，重要犯罪事件（図60）及び重要窃盗事件（図61）についても，有意な相関が認められた（勾留人員率等は，人口集中地区人口の総人口百人当たりの比率である「人口集中度」との間でも有意な相関が認められた。）。

図56 地方裁判所所在地別通常第一審(地方・簡易裁判所)勾留人員

注 司法統計年報による。
图57 都道府県別人口密度

(平成7年10月1日現在)

注 朝日新聞社刊・民力2001より

図58 地方裁判所所在地別通常第一審（地方・簡易裁判所）勾留率

注 1 司法統計年報及び総務省統計局の人口資料による。

2 「勾留率」とは，勾留人員の地域人口10万人あたりの比率である。
図59 都道府県別刑法犯推計犯罪認知人員率

(平成12年)

注 1 警察庁の統計による。

2 「推計犯罪認知人員」は，認知件数と検挙人員を掛け，検挙件数で割ったもので，「推計犯罪認知人員率」は「推計犯罪認知人員」の地域人口10万人あたりの比率である。

図60 都道府県別重要犯罪推計犯罪認知人員率

(平成12年)

注 1 警察庁の統計による。

2 「推計犯罪認知人員」は，認知件数と検挙人員を掛け，検挙件数で割ったもので，「推計犯罪認知人員率」は「推計犯罪認知人員」の地域人口10万人あたりの比率である。
図61 都道府県別重要窃盗推計犯罪認知人員率

(平成12年)

注 1 警察庁の統計による。

2 「推計犯罪認知人員」は，認知件数と検挙人員を掛け，検挙件数で割ったもので，「推計犯罪認知人員率」は「推計犯罪認知人員」の地域人口10万人あたりの比率である。

この分析の結果，人が多く集まって生活している地域ほど，犯罪が発生する可能性が高くなっていることが分かったわけであるが，その背景にいかなる事象が存在するのかについて，公刊する統計資料からは手掛かりを得ることはできなかった $ ^{13} $ $ ^{14} $ $ ^{15} $ 。昭和30年代には，我が国でも，都市化と犯罪との関連を調査する試みが数多く行われ，都市部では強盗，窃盗，恐喝などの財産犯やわいせつ行為の発生率が高いとの報告がなされている $ ^{16} $ ほか，H・ブルッヒアルトは，都市部は匿名性が高く，利益の相克・摩擦が大きい上，地域的な結び付きが希薄なため，倫理観が衰微しやすいことなどをその理由として挙げているが，この方面での掘り下げは今後の課題としたい $ ^{17} $ 。

いずれにしても，社会・経済環境の変化等によって，地域間の人口の流出入，都市化の程度は複雑に変動する。いったん建設されれば容易に建替えたり，増設するといったことが容易には行えない行刑施設が，犯罪率の変動にタイムリーに対応し切れず，それが地域間の収容率の格差を生み出す原因の一つとなっている。

図62は，東京拘置所，名古屋拘置所，大阪拘置所，福岡拘置所及びそれ以外の行刑施設の平成12年末の収容定員の構成比及び東京，名古屋，大阪，福岡及びそれ以外の地裁・簡裁の平成12年の勾留人員の構成比を示したものである。
図62 4 大拘置所収容定員構成比及び対応地方裁判所所在地別通常第一審（地方・簡易裁判所）勾留人員構成比

注 司法統計年報及び法務省矯正局の資料による。

同表からも明らかなように，その他の施設の収容定員構成比は，対応する勾留人員構成比を上回っているのに対し，近年，収容過剰が著しいとされる東京拘置所等の収容定員構成比は，対応する裁判所の勾留人員構成比をいずれも下回っている。

もちろん，被勾留者は，第3の未決被収容者のところで述べたように，代用監獄にも収容されるわけであるが，行刑施設は収容過剰を理由に収容を拒むということは許されないのであり，そのためにも，行刑施設の収容定員は，こと未決被収容者に関する限り，将来の収容動向の予測をも踏まえて，ある程度ゆとりのある状態になっているのが望ましいと考えられる。

このように，行刑施設の収容定員は，現在の勾留人員の発生動向に十分対応する体制になっていないことが分かるのであるが，それはさておきもう一つの重要な疑問は，この施設間格差が年ごとに変動しているのか，つまり，ある年には広がり，また，別の年には縮まったりしているのかということである。

図63は，地裁・簡裁別に，通常第一審での勾留人員を，昭和57年から平成12年まで，3年おきに見たものである。
図63 地方裁判所所在地別通常第一審（地方・簡易裁判所）勾留人員構成比の推移

注 司法統計年報による。

同図を見ると，若干の変化はともかく，地域の構成比には大きな変化は認められないことがうかがえる（平成12年の勾留人員を説明変数，それ以外の各年次の勾留人員を目的変数として回帰分析により，相互の相関を調べたところ，R²値はいずれも0.90を上回っていた。）。図64は，各年次の勾留人員をもとに作った散布図であるが，各地域の勾留人員は，比較の対象となっているいずれの年次においても回帰直線に寄り付いていることが分かる。つまり，昭和57年以降を見る限り，地域格差を生じさせている事象に大きな変化が起きていないと言い得るのであるが，こういった状況が今後も続くかどうかについては，社会・経済事象の動向を含めて慎重な観察が必要である。
図64 地域別勾留人員の相関

ただ，いずれにしろ，第3における勾留人員の上訴率等に関する分析結果と，図63及び64を踏まえれば，東京拘置所等，高裁所在地の拘置所の収容過剰は，収容定員が現実に発生している勾留人員の動向に対応していないとの点を別にすれば，①関係する地裁・簡裁の管轄地域での犯罪数の増加（増加率に関しては他の地域との間に顕著な差異はない。），②関係する高裁が管轄する地域の勾留控訴申立人及び上告申立人の増加（地域の勾留被告人数自体の増加及び控訴率・上告率の増加による。），③上告申立人の勾留期間の長期化が招いた結果であるといえる。

このような状況にかんがみれば，上訴申立人を勾留する高裁所在地の拘置所の，収容定員を考えるに当たっては，それ以外の行刑施設とは別の配慮が必要なのであり，全体としての勾留人員の動向に関連している事象の分析に加えて，控訴及び上告率の変動に関連している事象の将来動向についての分析・検討が不可欠である。

また、地域別勾留人員の動向は、その地域での確定受刑者の数を知る上でのよすがになるという意味
でも重要である。現在，受刑者の施設間の格差を是正し，処遇の一層の適正化を図る目的で，B級以外の収容分類級の受刑者については，「受刑者分類規程の実施についての改正に伴う管区外移送について」（平成13年3月22日矯保666矯正局長通達）で規定された移送区分に基づき，また，B級受刑者については，収容実績を勘案した収容動向予測を踏まえて，毎年，矯正局による収容調整が行われているが，それぞれの地域で確定受刑者がどのように発生するかがある程度正確に予測できるなら，収容調整の効率化は更に高まっていくことは疑いないからである。

## 2 外国人被収容者の動向

第2で述べたように，マクロに見た場合，平成12年末で見ても，外国人被収容者数は未決被収容者では9.7%，受刑者では6.6%と，全体の収容動向への影響は大きいとは言えない。しかしながら，収容増加率からすると，平成8年から12年までに日本人受刑者は22.6%増加しているのに対し，外国人受刑者は57.8%の増加となっている。また，行刑施設での処遇効率という面でみても，外国人，取り分け，F級と判定された受刑者（処遇分類上，風俗・習慣が著しく違っているなどの理由で日本人とは異なる処遇を必要とする者）の収容動向（平成8年から12年までの増加率は287.8%）は見過ごすことのできない重大事である。

現在，この F 級受刑者は，平成13年3月末時点で，男子は17施設，女子は2施設に収容されている。

図65は，平成55年から平成12年までのF級受刑者の年末在所人員の推移を示したものであるが，ここ数年，その増加傾向がより顕著になっていることが分かる。

いわゆる不法在留者は平成6年以降減少傾向にあるものの(図66)，我が国に正規に入国する外国人の数は，戦後，ほぼ一貫して増加傾向にあり，外国人登録者数は昭和56年から平成12年まで，ほぼ一貫して増加傾向を示している（図67）。

図65 F 級受刑者年末在所人員の推移
図66 外国人不法残留者数の推移

注 1 法務省入国管理局の資料による。

2 平成2年については7月1日現在，3年から8年については5月1日現在，9年から13年については1月1日現在の推計数である。

図67 外国人登録者数

回帰分析の手法を用いて，外国人登録者数と我が国のGDPとの間の関連を見たところ，0.1%以下の水準で有意な相関が認められた。大胆に想像することが許されるなら，周辺アジア諸国と我が国の経済水準の相対的格差が雇用・所得の獲得を目的とする外国人の我が国への入国のインセンティブとなっている可能性はある（不法在留者が近年減少傾向にあることがその事実を裏付けていると言えなくもない。）。

そこで、問題になるのが外国人による犯罪の状況である。

図68は，昭和55年から平成12年までの外国人の推定犯罪認知人員の推移を示したものであるが，平成5年以降，いったん上昇が止まり，平成11年になって再び上昇を始めるが，5年の水準を超えるのは12年時点であることが分かる。
図68 外国人刑法犯推計認知人員の推移

2 「来日刑法犯推計認知人員」は，刑法犯全体の認知件数と検挙人員を掛け，検挙件数で割って，推計認知人員を出し，さらに，推定認知人員と来日外国人刑法犯検挙人員を掛け，検挙件数で割ったものである。

前述したように，外国人登録者数は増加を続けているが，犯罪に関わる可能性が高い不法在留者は減少しており，上述の平成5年から11年までの停滞現象は，そのことが影響しているのかもしれない。

推計認知人員は, このように平成5年から11年まで停滞しているのであるが, F級受刑者数は平成5年から7年の3年間に若干の停滞を示しただけで, あとは一貫して増え続けている。その理由は, 実刑率の変化にある。

図69は，通常第一審において禁錮以上の有罪判決が言い渡された外国人数，外国人新受刑者数及び実刑率について，平成3年以降の変化を示したものである。

図69 外国人犯罪者の実刑率の推移

注 1 司法統計年報及び矯正統計年報による。

2 有罪判決人員とは，禁錮以上の有罪判決を通常第一審で受けた外国人数をいう。

3 実刑率とは，外国人受刑者数を有罪判決外国人数で除したものをいう。
同図を見れば分かるように，平成12年の実刑率（22.1%）は，平成9年に比べると8.5ポイントも高くなっている。このような実刑率の変動の原因は，一般刑法犯（12年実刑率33.7%）の増加と，特別法犯（同14.4%）の減少であり，さらに，一般刑法犯の実刑率等の変動の原因は，①窃盗（12年実刑率31.5%）の有罪人員及び実刑率の増加（602人）・上昇（2.2ポイント），②強盗（同実刑率84.9%），詐欺（同43.5%）及び傷害（同33.3%）の有罪人員の増加（強盗123人，詐欺40人，傷害84人）にある。

このような実刑率の顕著な変化は，平成10年からのことであるため，統計的に有意な分析結果を提示することは困難であるが，実刑率の変動が財産犯を中心としていることから我が国の経済・雇用情勢との関わりがうかがえるように思う。

法務総合研究所研究部では平成5年及び12年にF級受刑者について，入所までの在留期間を調べているが（図70），12年の2年を超えて在留している者の比率は，5年のそれを約40ポイント上回っており，明らかな長期化の傾向が見て取れる。

勝手な想像かもしれないが，経済的な不況の深まりとともに，我が国で職を得てそれなりの生計を立てていた者が，その職を失うなどの事態に直面し，本国に帰ろうにも帰れずに犯罪に手を染めるという構図が多くなってきているのではなかろうか。経済環境の悪化は，そのような形の犯罪を増やす可能性はある。もちろん，外国人の場合には帰国という選択肢があるため，雇用環境の悪化がそのまま我が国での犯罪につながるわけではないのであるが，ここ数年の傾向からすると，我が国に居残って，結局犯罪に手を染めてしまうというケースが今後増えないとは言い切れないように思う。

図70 来日後入所までの期間

注 1 法務総合研究所の調査による。

２ （）内は，実数である。

## 3 女子被収容者の収容動向

外国人と同様，女子被収容者（未決被収容者での構成比7.1%，受刑者での構成比5.1%）の動向も，マクロに見れば全体への影響はさほど大きくはないが，矯正施設の効率的運営という面で見ると，見過ごすことのできない課題の一つである。現在，女子収容施設は全国で本所5，支所1の計5か所であるが，その既決被収容者の収容率は平成13年末時点で122.4％という収容過剰の状況にある。また，未決被収容者の場合，女子は男子の行刑施設の一部を区切って収容することになるわけであるが，管理及び処遇の両面で，男子とは異なる配慮をしなければならないため，その収容動向には注目しておかなければならない。

図71は，昭和55年から平成12年までの女子被疑者・被告人の一日平均収容人員を見たものである。また，図72は，女子受刑者の一日平均収容人員の推移を罪種別に見たものであるが，覚せい剤取締法違反を中心として，平成3年以降，増加傾向が顕著になっている。
図71 女子被告人・被疑者一日平均収容人員の推移

図72 罪名別年末在所女子受刑者数の推移

ところで，女子受刑者の増加については，社会進出の程度と関連があるとの主張があるので，念のため，その関連の有無について調べてみた。

図73は，昭和55年から平成12年までの女子の就業率及び女子の推定犯罪認知人員の推移を示したものであるが，就業率は平成2年ころに一度上昇した後，5年ころからは低下し始めており，双方に統計的な関連は認められなかった。
図73 女子刑法犯推計犯罪認知人員及び女子就業率の推移

注 1 警察庁の統計及び総務省・労働力調査による。

2 「女子刑法犯推計犯罪認知人員」は，刑法犯全体の認知件数と検挙人員を掛け，検挙件数で割って，推計認知人員を出し，さらに，推計認知人員に検挙人員の女子比を掛けて女子の推計認知人員を出したものである。

3 「女子就業率」は，女子就業者の女子労働人口あたりの比率である。

図74は，昭和56年から平成12年までの男女の受刑者率（14歳以上人口10万人比）の推移を示したものである。

昭和59年までは, 覚せい剤取締法違反事件送致件数が戦後第2のピークを迎えた時期に重なっており, この時期に覚せい剤汚染は女性の間に急速に浸透したと考えられるが, その増加が頭打ちとなった昭和60年以降を見ると, 男子受刑者率と女子受刑者率はほぼ同じような動きを示しており, データ量の関係で統計的なコメントは差し控えたいが, データ相互に時間的な前後関係はなく, 一方が他方の原因又は

図74 男女別受刑者率の推移

2 「受刑者率」とは，男子は一日平均受刑者数の14歳以上人口10万人あたり，女子は同じく百万人あたりの比率である。
結果と考えるよりは，双方に共通した別の事象群によって巻き起こされた二つの「結果」と考えるのが常識的であり，そうだとすれば，女子受刑者率は，ここ数年は，男子の受刑者率と関連した形で推移するのではなかろうか。

## 4 高齢受刑者の収容動向

統計的には,高齢者がそれ以外の年齢層の者に比して犯罪に関与する率が高いということは言えず(むしろ,犯罪関与率は低年齢者よりも低い。),高齢受刑者の増加は,我が国の年齢層別人口の構成比の変化に応じたものだということになる。

とはいえ，我が国の高齢化傾向は年々進んでおり，そのために，行刑施設に収容される高齢受刑者の構成比も年々高まっていくだろうことは疑いない事実である。

## 5 初度入所受刑者の増加

図75は，昭和57年から平成12年までの新受刑者数の推移を入所度数別に見たものである。

回帰分析の手法により，再度以上入所受刑者率（再度以上入所新受刑者数の施設入所経験者総数10万人比）を説明変数，初度入所新受刑者率（初度入所新受刑者数の施設入所未経験者総数10万人比）を目的変数として，その関連を見たところ，0.1%以下の水準で有意な相関（ $ R^{2} $ 値=0.794）が認められた。

なお，施設入所経験者数は，まず，矯正統計年報の年齢別及び入所度数別出所者数に関するデータを利用して，毎年，出所者中の初度入所者の年齢層別人員を推計した上で，彼らがみんな80歳まで生存すると仮定し，後述するシミュレーション・システムと同様のアルゴリズムを用いたコンピュータ・システムを作成して，算出したが，戦前及び昭和20年代のデータには欠落部分が多いため，その分ラフなものとなったことをお断わりしておきたい。

双方のデータには時間的な前後関係にはなく、一方が他方の原因又は結果というより、共通の事象群が原因となった「二つの結果」であると考えるのが常識的であるから、そうだとすれば、双方の年次データには前述したような強い相関が認められることから、双方の年次データは今後とも関連した形で動いていく可能性が高いと思われる。

図75 入所度数別新入受刑者数の推移

注 矯正統計年報による。
## 第 6 収容動向の将来予測

## 1 シミュレーション・システムの製作

前章において，収容動向に影響を与える事象の洗い出しを行ったが，それぞれの事象が収容動向にどの程度の影響度を具体的にもつのかという問題は，それぞれの事象の背景に多くの人為的要素を含んでいるがゆえに，コンピュータによるシミュレートが最も適切であると考えた。

本研究のために，研究スタッフはシミュレーション・ソフトウェアを製作することとしたが，刑期，勾留期間，仮出獄時期等の極めて人為的要素の強い部分については，「乱数」を利用するという，いわゆる「モンテカルロ」方式を採用した。

シミュレーションの手順は図76，完成したシミュレーション・システムのメインウィンドウは図77のとおりであるが，100万以上の架空の入出所データのファイルへの書込み，同ファイルを利用した収容現員のカウント等を行わなければならない関係上，システムの記述は，高級プログラミング言語の一つである，ObjectPascalを使うこととした。

同システムは，Microsoft Windows95 4.00.950上で，米国 Borland 社製のコンパイラ Delphi Standard Ver.3.0.801.55を使用して開発したが，Microsoft Windows98 Second Edition Ver 4.10222Aで

図76 シミュレーションの手順
図77 シミュレーション・システムのメインウィンドウ

## の正常動作を確認している。

上記システムの製作は滝本が担当したが，仮想入出所記録の保存・管理をハードディスク上のテキストファイルに書き出す方式としたのは，データをメモリ上にそのまま保持させて，それを直接カウントするという方式ではCPUにかかる負荷が大き過ぎ，システムがしばしばフリーズするためである。

また，期間区分別入所者数は，キーボードからの直接入力のほか，条件設定に柔軟に対応できるよう，マイクロソフトエクセル等の表計算ソフトウェアのシート上での計算結果をクリップボードを介してはり付けることができるようにするとともに，在所期間の変動に伴う期間別人員の調整は，全体の在所期間の平均が指定された数値になるまで，構成比を考慮しつつ選び出した対象者の在所期間を上位の期間
区分にシフトさせる，という方式を採用した。シミュレーション等に要する時間は表5のとおりである。受刑者を例にとって，平均在所期間が26.4（月）であった入所状況を，30.0（月）に修正しようとした場合の調整結果を図示したのが図78である。

入所者総数は，調整の前後で変わらず，期間別の分布だけが右方向にずれているのが分かると思う。

表 5 シミュレート等に要する時間

項目	データ量	所要時間
入出所記録の作成	約1,000,000	40秒
収容現員のカウント	約1,000,000	40秒
入出所記録の編集(削除)	約50,000	2秒

注 動作試験は，Pentium III 500MHz の CPU 下で行ったが，記録へのデータの書出し及び記録の閲覧をハードディスクにあるファイルに対して行うという形式のため，その時間のほとんどはハードディスクへのアクセスに消費されており，シミュレートに要する正味の時間は数秒程度である。

図78 平均在所期間を調整した場合の例

調整前	調整後
3月以下	813	641
6月以下	1,195	1,117
1年以下	4,351	3,601
2年以下	11,188	9,188
3年以下	6,159	7,659
5年以下	3,453	4,203
7年以下	831	1,404
10年以下	412	502
15年以下	192	238
15年超	119	160

総人員	28,713	28,713
平均在所期間	26.4	30.0
図79 既決被収容者収容動向シミュレートの推移

注 矯正統計年報及び法務総合研究所の試算による。

このシミュレーション・システムの精度を確認するため，受刑者について，昭和57年から平成12までの矯正統計のデータを使用してシミュレーションを行った。その結果は図79のとおりである。昭和57年始めの時点では被収容者は一人もいない，という想定でシミュレーションを開始したため，最初の3年間は参考にならないが，昭和60年ころには，実際の収容人員の値にほぼ追い付き，その後の平均の誤差率は1％未満と，十分に満足すべき結果となった。

勾留人員については，収容場所が2種類に分かれて，両方を統合した統計がないなどの影響もあってか，平均誤差率は受刑者の場合よりも若干高く，3％未満ということであったが，予測等に利用するには十分な値と考えられる（図80）。

図80 勾留人員収容動向シミュレートの推移
## 2 影響事象の具体的影響度

## (1) 入所数の変化と収容現員の変化のタイムラグ

行刑施設への入所者の在所期間は一律ではなく，入所者ごとに長短があり，その構成比も時々で変化している。入所者数が変わらなくとも，在所期間の分布の状態が変われば，収容現員の変動につながる上，分布の状態によっては，その影響のピークが来るまでにはタイムラグが発生する。もちろん，そのタイムラグの長さも分布の内容いかんによるわけで，このタイムラグの内容をコンピュータ・シミュレーションによって具体的に探ってみた。

平成12年の刑期別新受刑者数が20年間継続した場合，収容現員がどのような経過をたどるかをまず調べてみた。

図81は，収容人員がない状態から10年間平成12年規模の入所が続いた場合のシミュレートの結果である。各年末の収容現員は表6のようになる。

図81 収容人員がいない状態から平成12年規模の入所が10年継続した場合の月末収容現員のシミュレートの推移

注 法務総合研究所の試算による。

表 6 収容人員がいない状態から平成12年規模の入所が10年継続した場合の年末収容人員シミュレートの推移

年 次	年末收容人員
第 1 年	24,601
第 2 年	40,336
第 3 年	47,412
第 4 年	51,353
第 5 年	53,407
第 6 年	54,479
第 7 年	55,328
第 8 年	55,760
第 9 年	56,260
第 10 年	56,499
入所者の増加が収容現員に与える影響には一定のタイムラグがあることが分かることにくわえ，平成12年規模の入所者数及び刑期分布の入所状況が継続すると仮定した場合，その影響は7年程度でほぼ99％に達することも分かる。

次に，収容動向の影響事象個々の影響度を，より具体的に検討するため，昭和57年から平成12年までの統計データすべてを入力した上で，それ以降の動向について設定条件を変えながら順次検討して見る。

## (2) 想定シナリオでの具体的シミュレーション

## ア 平成14年以降，犯罪認知件数は横ばいになると想定した場合

第4で検討したように，犯罪認知件数は幾つかの社会・経済事象と統計上有意な相関関係にある。それを前提にすれば，相関事象についての将来の具体的見通しを前提に未来の犯罪動向についても一定の方向が示せるはずであるが，データが時系列に関連したものであること，データ量は昭和56年以降平成12年までの20にとどまっていることなどを考慮し，はっきりとした将来予測を行うには機が熟していないと考え，「ここ数年のうちに犯罪認知件数が減少に転じる可能性を示唆する情報は今のところ見当たらない」との認識を踏まえて，ここ数年ぐらいに関していえば，「(増加することはあっても）減少することはない」とするのがこのシナリオである。

このシナリオに従って，シミュレーションを行った結果が図82である。

なお，数年先に社会・経済状況が好転し，仮に犯罪認知件数が減少に転じるようになったとしても，治安の悪化がマスコミ等で取り沙汰されるようになる以前の，つまり，平成9年以前の状態になるには，すくなくともそれから更に数年必要だろうから，少なくとも平成17年ころまでは捜査機関の捜査力の配分の逆方向の見直し及び緩刑化現象は起きないとの想定である $ ^{18} $ 。

したがって，平成17年までは，過去5年間の平均在所期間の平均伸び率分だけ毎年厳罰化が進むと予想した。

図82 シナリオ1によるシミュレート結果

注 法務総合研究所の試算による