Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
## APPENDIX (Selected economic indicators of five Asian economies)

1. Growth Rate of GDP (per cent per annum)

Country	Base Year	Average 1971-80	Average 1981-90	1988	1989	1990	1991	1992	1993	1994	1995
China	1978	7.9	10.4	11.8	4.4	3.9	8.0	13.2	13.4	10.0	9.0
Mongolia	1986	7.1	5.6	5.4	4.2	0.9	-9.9	-7.6	-1.3	…	…
Cambodia	1989	…	…	9.8	3.5	1.2	7.6	7.0	5.7	…	…
Laos	1990	…	…	-1.8	11.5	5.9	4.0	7.0	4.0	…	…
Vietnam	1989	…	7.1	5.0	7.6	5.1	6.0	8.3	8.0	9.0	10.0

### 2. Sectoral Share of GDP (per cent)

Country	Agriculture	Industry	Services
1970	1980	1993	1970	1980	1993	1970	1980	1993
China	42.2	25.6	22.6	44.6	51.7	52.0	13.2	22.7	25.4
Mongolia	33.1	17.4	17.8	26.3	33.3	33.0	40.6	49.3	49.2
Cambodia	...	...	48.2	...	...	17.0	...	...	34.8
Laos	...	...	60.0	...	...	17.5	...	...	22.5
Vietnam	...	42.7	36.4	...	26.3	24.7	...	31.0	38.9

### 3. Changes in Consumer Prices (per cent per annum)

Country	Average 1971-80	Average 1981-90	1988	1989	1990	1991	1992	1993	1994	1995
China	1.1	7.5	20.7	16.3	1.3	5.1	8.6	14.5	11.0	9.0
Mongolia	…	…	…	…	…	120.1	321.1	200.0	…	…
Cambodia	…	…	…	63.6	145.8	171.5	94.7	120.2	…	…
Laos	…	…	14.8	59.5	35.7	13.4	9.8	7.0	…	…
Vietnam	…	134.7	310.9	95.8	36.4	83.1	37.8	8.5	6.0	6.0

### 4. Changes in Money Supply [M2] (per cent per annum)

Country	1988	1989	1990	1991	1992	1993	1994	1995
China	21.0	18.3	28.0	26.4	31.3	28.0	20.0	17.0
Mongolia	9.1	6.5	27.1	53.5	31.7	208.0	...	...
Cambodia	47.2	69.8	283.3	14.5	214.1	32.5	...	...
Laos	37.1	89.3	7.8	15.7	37.2	17.6	...	...
Vietnam	445.4	188.8	49.2	83.5	33.7	17.2	18.9	19.0

### 5. Growth Rate of Merchandise Exports (per cent per annum)

Country	1992 Exports (fob in $ million)	1988	1989	1990	1991	1992	1993	1994	1995
China	69,568	18.2	5.3	19.2	14.4	18.1	5.5	10.0	11.0
Mongolia	356	-0.4	-2.5	-44.1	-22.1	2.7	0.3	...	...
Cambodia	287	...	76.8	8.3	194.4	13.7	-23.7	...	...
Laos	133	...	9.5	24.3	22.7	37.3	10.6	...	...
Vietnam	2,475	21.6	27.1	31.1	18.0	21.2	15.2	21.1	20.0

### 6. Growth Rate of Merchandise Imports (per cent per annum)

Country	1992 Imports (fob in $ million)	1988	1989	1990	1991	1992	1993	1994	1995
China	64,385	27.4	5.3	-13.3	18.5	28.3	28.1	12.0	10.0
Mongolia	400	-2.9	7.5	-46.5	-51.0	-20.2	-2.5	...	...
Cambodia	361	...	4.0	-7.1	74.4	26.5	12.0	...	...
Laos	266	...	29.7	-4.3	13.1	16.5	20.5	...	...
Vietnam	2,535	12.3	-36.2	6.1	18.8	20.4	38.3	23.0	22.0
7. Balance of Trade ($ million)

Country	1988	1989	1990	1991	1992	1993	1994	1995
China	-5,315	-5,620	9,165	8,743	5,183	-9,083	-11,641	-11,998
Mongolia	-963	-1,116	-579	-155	-44	-33	...	...
Cambodia	-125	-97	-78	-33	-73	-185	...	...
Laos	-105	-147	-123	-131	-133	-173	...	...
Vietnam	-1,580	-350	-41	-63	-60	-655	-860	-1,120

8. Balance of Payments on Current Account ($ million)

Country	1988	1989	1990	1991	1992	1993	1994	1995
China	-5,948	-8,243	8,024	13,300	6,400	-9,600	-8,500	-5,500
Mongolia	-951	-1240	-644	-117	-31	14	…	…
Cambodia	-116	-89	-50	-25	-29	-41	…	…
Laos	-80	-115	-76	-46	-41	-64	…	…
Vietnam	-747	-584	-259	-188	-36	-758	-960	-1,220

9. Balance of Payments on Current Account (per cent of GDP)

Country	1988	1989	1990	1991	1992	1993	1994	1995
China	-1.6	-1.9	2.2	3.5	1.5	-1.9	-1.6	-0.9
Mongolia	-26.7	-34.6	-28.3	-16.0	-2.9	2.4	…	…
Cambodia	-6.4	-6.2	-3.5	-1.3	-1.4	-2.1	…	…
Laos	-14.5	-15.7	-9.0	-4.6	-3.5	-4.8	…	…
Vietnam	-16.9	-10.3	-3.4	-3.4	-0.4	-6.4	-7.1	-8.4

10. Debt-Service Ratio (per cent)

1988	1989	1990	1991	1992	1993	1994	1995
China	4.4	6.9	8.3	13.7	9.6	10.1	10.3	10.5
Mongolia	…	…	…	…	…	…	…	…
Cambodia	…	17.1	41.8	…	…	…	…	…
Laos	15.5	15.9	10.3	11.2	6.3	5.6	…	…
Vietnam	70.0	42.3	29.9	20.2	22.4	28.5	12.0	12.0

11. Government Expenditure (per cent of GDP)

1988	1989	1990	1991	1992	1993
China	22.3	22.8	22.0	20.5	18.5	16.7
Mongolia	64.7	65.3	64.1	51.7	39.4	43.6
Cambodia	6.8	9.1	8.4	7.8	9.8	10.9
Laos	32.4	25.8	23.9	21.4	20.5	21.0
Vietnam	21.4	24.7	22.5	18.9	24.7	29.8

12. Total Revenue (per cent of GDP)

1988	1989	1990	1991	1992	1993
China	19.9	20.4	19.9	18.1	17.5	15.7
Mongolia	45.1	48.6	50.6	47.4	27.4	28.0
Cambodia	4.5	6.4	3.9	4.4	6.2	5.2
Laos	12.3	8.4	10.2	10.5	10.9	...
Vietnam	13.1	16.0	16.9	15.7	21.5	24.1

13. Overall Budget Surplus/Deficit of Central Government (per cent of GDP)

1988	1989	1990	1991	1992	1993
China	-2.4	-2.4	-2.1	-2.4	-1.0	-1.0
Mongolia	-19.5	-16.8	-13.5	-9.7	-12.0	-15.6
Cambodia	-2.3	-2.7	-4.5	-3.4	-3.6	-5.7
Laos	-20.1	-16.8	-13.8	-10.8	-9.5	…
Vietnam	-8.3	-8.7	-6.4	-1.7	-1.8	-5.1

Source: Asian Development Outlook 1994

Note: Date for 1993 are Preliminary. Those for 1994 and 1995 are estimates.
## 少子化の経済分析

はじめに

日本の出生者数は、戦後のベビーブーム時代に生まれた「団塊の世代」が出産期を迎えた1973年の第2のピークの後、減少基調で推移しており、95年には119万人と66年の出生数が異常に落ち込んだ「丙午(ひえのうま)」の136万人をはるかに下回る水準にまで低下した。もっとも出生数は、出産適齢期の人口に大きく依存することから、年齢構成の変化の影響を除いた「合計特殊出生率（女性が一生の内に産む子供数の平均数、以下では単に出生率とする）」で見ると、戦後期の4.5人から、95年には1.42人の史上最低の水準にまで低下した。現在の出生率の水準は、人口を安定させる水準(2.1人)をはるかに下回っており、2000年初頭から労働力人口が減少し、これに続いて総人口も減少に転じることがほぼ確実となっている。

1997 年初めに公表された国立社会保障・人口問題研究所の中位推計によれば、出生率は 2000 年から回復し、出生率は 1.6 の水準で安定する見通しとなっている。しかし、これまで新たな人口推計が公表される毎に、常に出生率が下方へと修正されてきた (図 1)。

人口に限らず将来推計値が足元で実績値と乖離すること自体はやむを得ないことであるが、それが経済予測等とは異なり、その見通しが常に一方向だけに偏っていることは、推計方法自体に、何らかの問題点があることを示唆している。これまで出生率が早期に回復するという見通しは、夫婦の予定子供数等の意識調査に基づき、出産意欲は変化していないことや、晩婚化による出生率の低下は晩産化によって取り戻せる等の前提があった。しかし、こうした過去の人々の行動を所与として行う伝統的な人口推

図１ 過去の人口推計における出生率の見直し比較

(出所) 国立社会保障・人口問題研究所「日本の将来人口推計人口」中位推計
計の手法では十分に対応できないような、人々の行動変化が持続的に生じている可能性がある。この背景には出生率の動向に影響を及ぼす経済的な要因として、欧米諸国と同様に、女性の就業率の高まりと、それと密接に関連した女性の経済的地位の向上がある。

しばしば日本の女性就業率は、1960年代の方が現在よりもむしろ高かったことから、最近の高まりの影響を過大視すべきでないという見方がある。しかし、これは1975年以前の女性の就業の場が、もっぱら自営業を中心としたものであったことに対して、それ以降の就業増加は、主として雇用者を中心としたものであるという大きな違いを考慮していない。女性人口（15歳以上）に占める雇用者の比率（雇用労働力率）は一貫して上昇を続けており、それが自営業比率の低下の影響を上回っていることが、最近の女性全体で見た就業率上昇の大きな背景となっている(図2)。

図２ 過去の女性就業率の推移

(出所) 総務庁総計局「労働力調査年報」

以下では、戦後の出生率の低下をもたらした主要な要因と、それらを是正するための対策の数量的な効果の大きさについて検討する。まず、少子化社会の問題点について触れた後、家族の出生行動についての理論を展望する。次に、日本についてこれまで出生率の持続的な低下をもたらしてきた要因と、それへの対策としての保育所の効果についての分析を行う。

### 1. 少子化社会の問題点

少子化の問題については、そもそも人口が減ること自体がなぜ問題になるのか、という疑問に答えることから始めなければならない。確かに、地球上の人口は増加の一途を迎っており、日本でも大都市における人口過密は著しい。これが21世紀に入って日本の人口が減少に転じれば、もっと住み易くなるという見方がある。また、そもそも家族にとって子供を持つか否かを、過去の「生めよ増やせよ」の政策のように、政府によって干渉されるべきではないといった原則論もある。
確かに人口規模の小さな国でも北欧のように豊かな国はある。しかし問題は、人口規模の大小ではなく、それが減少する過程で引き起こされるさまざまな弊害である。子供は将来の消費者であるとともに、生産活動を支える労働者でもある。日本では、過去20年間にわたって、年平均1.1％程度の人口増加率を維持して来ており、豊かで質の高い労働力が、日本経済の高成長を支える原動力となってきた。こうした条件が21世紀になると根本的に崩れるわけである。現在の人口の将来推計では、100年後には日本の人口が6,000万人に半減する結果となっているが、仮に出生率が21世紀に入ってもさらに低下を続け、例えば東京都の1.2人のような水準になるとすれば、その減少程度はいっそう大きなものとなる。

また、今後の日本の人口減少の主要な問題は、年齢間の人口バランスの不均衡拡大をともなって生じることが大きな問題である。すなわち、勤労世代人口の相対的な減少は、より若年層に大きく偏った形で生じ、高齢者の扶養負担が、政府と家庭の双方で高まることになる。その結果、所得水準の低下と税や社会保障負担の増加という二重の負担を、勤労世代に強いことになる。従って、現在の豊かな生活水準を維持したままで、人口だけが減少し、大都市の混雑が避けられるといった訳には行かない。さらに、様々な意識調査の結果を見ても、家族の希望する平均的な子供数は、現実の出生数を常に上回っている。この背景には、家族にとって最適な出生行動を妨げる社会・経済的な要因が、いくつも存在しているためであり、それらを取り除くための政策は、家族にとっても、社会にとっても望ましいものといえる。

次に、少子化防止対策のタイミングがある。過去の少子化によって生じた若年人口の減少の影響はもはや防ぐことはできない。従って、例え出生率が急激に回復するとした1992年の旧人口推計値と1997年の新人口推計値とを比較しても、2020年頃の高齢者比率にはわずかの差しかないが、2050年の第2の高齢化のピーク時には、5％以上の大きな差が生じることになる。このように、出生率の回復を目標とする政策は、その効果が現れるまでにきわめて長い期間を要することを前提に検討することが必要とされる。出生率への対策は、現在の政策的対応次第では、長期的に取り返しのつかない結果をもたらすという意味では、地球環境問題と共通した面をもっている。

## 2 ．家族出生率の決定についての研究

## (先行研究の展望)

「家族の経済学」を発展させたベッカーの「家計内生産 (household production)」の理論によれば、家計所得の増加は、家計の消費財や余暇時間、理想の子供の数を増加させる。家計における子供が正常財であれば、他の事情を一定として、家計所得の上昇は出生率を引き上げる効果（所得効果）をもつ。他方、経済発展とともに市場賃金が増加し、子育てのための機会費用が高まると家事時間を節約し、それを労働時間に代替させるようになる（代替効果）。経済の発展は家計所得を上昇させるとともに、女性の就業機会を拡大し、女性の市場賃金を高める。そのために、経済の発展が出生率を上げるか下げるかは、正の所得効果と負の代替効果のいずれが大きいかによる。

一般に、市場賃金の上昇は既婚女性の労働参加を促進し、出生率を下げると考えられるが、女性の就業と出生の決定が、市場賃金の上昇を通じて同時に影響を受けるという理論はアメリカでは、Cain and Dooley(1976)やFleisher and Phodes(1979)により実証されている。後者は子供の数のみでなく子供の質も考慮している(Becker and Lewis (1973)，Wills (1973))。Butz and Ward (1979)は、ベッカーの理論的枠組みを用いて、1960年以前は家計所得が高くなるほど「夫婦が希望する子供の数」が増えるという所得効果が出生率の動向において説明力をもっていたの対して、60年代以降になるとこれに代わって、妻の就業が時間の価値の上昇を通じて子供の数を抑制するという代替効果の説明力が高まったことを示
した。

この研究の特徴は、女性の市場賃金の上昇がすべての女性の機会費用を引き上げ、子供の数を減らすのではなく、すでに就業しているか、または、市場賃金の上昇によって新たに就業する女性に限ってこの効果が生ずることをモデルに組み入れたことにある。たとえ女性の市場賃金率が上昇しても、就業しない女性の出生率はこれによって影響を受けないという二分法である。

時系列データを用いるこのモデル分析は、大沢 (1993)、Ohbuchi(1982a, 1982b), Ogawa and Mason (1982) により日本の出生率の研究にも応用されている。大沢の研究では、日本においても市場賃金の上昇による女性の雇用就業率の増大が出生率を抑制する方向に働いていること、また、この効果は女性の就業機会が拡大するにしたがって、全体の出生率に影響を及ぼすようになってきていることを示している。Ohbuchiの研究では、このモデルの説明力は弱く、推定結果が理論的に導かれる符号条件を満たしていないことが指摘されている。他方、Ogawa and Mason の研究では、逆に説明力が高いことを実証している。

小椋とディークル (1992) は、日本の 1970 年から 85 年までの 5 年ごとの国勢調査の県別データから、出生率の経済分析を行っている。推定に用いられている出生率は、5 歳階層の子供の数をその年齢階層に属する女性の数で除したものである。また、説明変数としては、(1)女性の時間当たりの賃金率、(2)学歴、(3)地価と家賃、(4)給与所得の男女間格差、(5)適齢期の男女比率、(6)結婚後の経過年数などが用いられている。推定結果によると出生率を有意に引き下げているのは、女性の時間当たりの賃金と地価の影響であり、小椋とディークルは、1980 年代の晩婚化にともなう出生率の低下は、女性の職場進出の進展が引き金となった可能性が強いことを指摘している。

原田・高田（1991）は1985年時点のクロスセクションデータを用いた分析を行っている。説明変数として、(1)家計収入、(2)女性賃金、(3)住宅費、(4)大学進学率を用いて、出生率を推定している。女性の賃金や住宅費と出生率の間に有意なマイナスの相関があること、家計所得や進学率と出生率の間には有意な相関が見られなかったことを明らかにしている。住宅費が上昇すれば出生率は低下するが、出生率が下がり人口が減少すれば地価も下がるので、もし、地価や住宅費の高騰が原因であれば、出生率はいずれ低下傾向から上昇傾向へと転ずる可能性があることを指摘している。

松浦・滋野（1996）では、既婚女性の出産行動と就業行動を分析するにあたり、1989年の家計調査と貯蓄動向調査の個票を用いて推計している。出産の有無と就業・非就業との二つの選択が同時決定であれば、Bivariate probit モデルを、同時決定でない場合は、それぞれの選択行動について単一方程式でprobit モデルを推計している。出生関数の説明変数は、夫の収入、資産額、子供の質を測る変数として各家計の教養娯楽費、持ち家で住宅ローンがないこと、夫の職業がホワイトカラーであること、母親との同居である。また、就業関数についても、ほぼこれらと同じ説明変数を用いている。ただし、データの制約から、分析対象を勤労者世帯のみとし、自营業などは対象から除いている。またフル・タイム就業者とパート・タイム就業者は区別していない。

日本の出生率の変化を考えるときに、重要な要因は都市化による影響である(大沢 1993)。経済の発展は、農業部門と非農業部門とのあいだの生産性格差を拡大し、人口の都市への流入を促進する。農村部に比べて都市部においては、子育てにかかる費用が高いために、都市化が進展するにしたがって子供の数も減少する傾向がある。また、世帯主の就業形態の違いも、子供を持つことの需要に影響する。農業等の自営世帯では子供は労働力であるとともに、将来の共同経営者であり、老後の生活の担い手として不可欠である。これに対して、雇用者世帯では、子供の価値はもっぱら消費財的なものであり子供の数についての選択の余地が大きい(八代 1993)。もっとも、都市化の進展は、同時に世帯全体に占める自営業比率を低下させ、両者の要因は密接に結びついている。
## (「国民生活基礎調査」を用いた研究)

女性就業の増大は、次のような二つの経路を通じて、出生率に影響を及ぼすと考えられる。第1は、家族当たりの子供数の減少である。有配偶女性の持つ子供数（18歳未満の未婚者）を決める要因としては、以下のようなものが考えられる。第1に、家族の所得であり、これは子供を育てるための費用を賄う収入源（所得効果）となる。第2に、母親の賃金所得であり、これには上の所得効果と子供を育てるために、母親が仕事から離れることの機会費用（代替効果）を示すという両方の面がある。第3に、そうした母親の機会費用は、代わって子育てを行うサービスがあれば大きく軽減される。例えば、同居している健康な高齢女性はそのひとつの可能性である。こうした観点から、20～45歳の有配偶女性について、最小二乗法を用いて回帰した。なお、分析対象として、従来のような勤労者世帯だけでなく、自営業世帯と合わせて取り上げた。これは女性が働く場合の機会費用が勤労者世帯と自営業世帯とではかなり異なるため、ダミー変数を用いて両者を区別している（表1A）。

表 1A 出生率の分析 (OLS) $ ^{1)} $

変数	ケース1	ケース2_2)
本人の賃金所得	-0.000617 ***	-0.000652 ***
世帯所得_3)	0.000069 ***	0.000071 ***
本人の年齢	0.629610 ***	0.630620 ***
本人年齢の二乗	-0.008575 ***	-0.008593 ***
夫の自営業ダミー_4)	0.051516 **	0.051056 **
健康な高齢女性の有無_5)	0.170529 ***	0.167253 ***
大都市に居住_6)	-0.109981 ***	-0.107759 ***
夫のホワイト・カラーダミー_7)	-0.094691 ***	-0.093519 ***
定数	-9.474066 ***	-9.464529 ***
サンプル数	14,214	14,214
R2	0.1713	0.1704

***: 1%水準で有意 **: 5%水準で有意 *: 10%水準で有意

$ ^{注} $

1) 被説明変数は、20～45歳の有配偶者女性の有する子供数（20未満の未婚の子に限る）。

2)本人の賃金所得をパート賃金で調整した。具体的には、賃金所得が50万円以下の場合は50万円と見なした。

3)世帯の総所得金額。ただし、本人の賃金所得は除く。

4)夫が自営業者か。 = 1 yes, 0 no

5)世帯内に、介護を要しない元気な60歳代の女性がいるか。=1有、0無

6)大都市に居住しているか。 = 1 yes, 0 no

7)夫が、ホワイト・カラーか。 = 1 yes, 0 no

家計所得、本人の賃金所得、および健康な高齢女性のパラメーターは、いずれも有意で正しい符号条件を満たしている。この他、母親の年齢が高まるほど子供数は増えるが、その度合いは次第に小さくなるという非線形の関係が見られる。また、大都市に居住する場合には、住宅事情の制約がより大きく、子供数を抑制する要因となる。また、夫の職業がホワイトカラーであれば、一般に学歴（この調査では得られない）が高く、子供の量から質への代替が強まるものと考えられる。さらに、世帯主が自営業（農家含む）の世帯では、それ以外の世帯に比べて、子供数が有意に多いという結果が得られた。これは自営業の方が労働力や後継ぎとしての子供の必要性が高いことに対応していると考えられる。
こうした分析手法のひとつの問題点として、無業の妻の所得が得られないことによるバイアスがある。つまり、育児と就業との両立が可能でないため、止む得ず仕事を中断した母親についても、その賃金収入が無いため、子育ての機会費用をゼロと見なしてしまうことになる。この点について配慮するため、以下のようなふたつの補足的な分析を行った。第1は、無業の妻の留保賃金（これ以下では働かない市場賃金の水準）を、パートで就労する女性の賃金分布から50万円（年収）と想定し、これを無業の妻の就業の機会費用とした。もっとも、こうした操作を行っても賃金のパラメーターが若干、高まるのみで大きな変化は生じなかった（前掲表1Aのケース2）。

第 2 は、サンプルを就業者である有配偶女性のみに限定し、その子供数に及ぼす影響である。まず、子供がいない場合と比較した場合の子供が一人の母親と、二人以上の母親の属性とを、Multinomial logit model の手法を用いて検討した。この場合、同居する高齢女性ダミーや大都市居住ダミーが、子供が二人以上の場合には、一人の場合よりも顕著に高まった。これは、特に大都市では、住宅事情の制約もあって、その母親の就業に及ぼす影響が、子供数が一人から二人に増える場合に、限界的にいっそう大きな影響を及ぼすことを示している（表 1B）。

表 1B 出生率の分析 (マルチノミナル・ロジット分析) $ ^{1)} $

変数	係数
1 子供が 1 人
本人の賃金所得	-0.000824 ***
世帯所得 $ _{2} $	0.000319 ***
本人の年齢	0.367711 ***
本人年齢の二乗	-0.004358 ***
健康な高齢女性の有無 $ _{3} $	0.406950 ***
大都市に居住 $ _{4} $	-0.270676 **
夫のホワイト・カラーダミー $ _{5} $	-0.282271 ***
定数	-7.039632 ***
2 子供が 2 人以上
本人の賃金所得	-0.001484 ***
世帯所得 $ _{2} $	0.000447 ***
本人の年齢	2.268487 ***
本人年齢の二乗	-0.030520 ***
健康な高齢女性の有無 $ _{3} $	0.588888 ***
大都市に居住 $ _{4} $	-0.556268 ***
夫のホワイト・カラーダミー $ _{5} $	-0.300444 ***
定数	-39.473470 ***
サンプル数	6,870
対数尤度	-5409.8000

***: 1%水準で有意 **: 5%水準で有意 *: 10%水準で有意

(注)

1) 被説明変数は、20～45歳の有配偶者女性で就業者が有する子供が1人か2人以上いるか。

2)世帯の総所得金額。ただし、本人の賃金所得は除く。

3)世帯内に、介護を要しない元気な60歳以上の女性がいるか。=1有、0無

4)大都市に居住しているか。 = 1 yes, 0 no

5)夫が、ホライト・カラーか。 = 1 yes, 0 no
以上は、いずれも母親の就業行動を所与として、家族の出生行動について分析したものである。しかし現実には、母親の就業の是非と子供を持つか否かは、同時決定の関係にある。そこでこうした同時方程式バイアスを考慮して、以下ではBivariate probitの手法を用いて、20歳未満の子供の有無を被説明変数として推定した(表2)。ここで出産行動と就業行動の相関を示す $ \rho $ の値は有意に負であり、家族に

表 2 既婚女性の出生行動と就業行動の同時推定

変数	ケース1)	ケース2)
1.被説明変数	20歳未満の子供の有無	6歳未満の子供の有無
2.説明変数
(1)出生行動3)
本人の賃金所得	-0.000731 ***	-0.000225 *
世帯所得4)	0.000109 ***	0.000731 **
本人の年齢	0.621107 ***	1.027251 ***
本人年齢の二乗	-0.008421 ***	-0.017662 ***
夫の自営業ダミー5)	-0.021137	0.044976
健康な高齢女性の有無6)	0.226240 ***	0.004669
大都市に居住7)	-0.122047 ***	-0.045448
夫のホワイト・カラーダミー8)	-0.094379 ***	-0.162790
フルタイム・ダミー9)	-0.126699 ***	-
定数	-9.860445 ***	-14.270900 ***
(2)就業行動10)
世帯所得4)	-0.000167 ***	-0.000179 ***
本人の年齢	-0.076932 ***	-0.204940 ***
本人年齢の二乗	0.001656 ***	0.003762 ***
夫の自営業ダミー5)	0.356785 ***	-
健康な高齢女性の有無6)	0.397464 ***	0.447711 ***
大都市に居住7)	-0.306446 ***	0.286060 ***
夫のホワイト・カラーダミー8)	-0.083314 ***	-0.156850 ***
定数	0.592625 *	2.568870 ***
サンプル数	14,214	8,876
対数尤度	-14304	-10970
ρ	-0.095068 ***	-0.318 ***

***: 1%水準で有意 **: 5%水準で有意 *: 10%水準で有意

$ ^{注} $

1) 対象は、45 歳未満の既婚女性。

2) 対象は、40 歳未満の既婚女性。

3)出生行動。(ケース1)20歳未満の未婚の子供の数。

(ケース 2) 6 歳未満の子供の数。 = 1 yes, 0 no

4)世帯の総所得金額。ただし、本人の賃金所得は除く。

5)夫が自営業者か。 = 1 yes, 0 no

6)世帯内に、介護を要しない元気な60歳代の女性がいるか。

= 1 yes , 0 no

7)大都市に居住しているか。 = 1 yes, 0 no

8)夫が、ホワイト・カラーか。 = 1 yes, 0 no

9)本人がフルタイム（常用）の雇用者か。 = 1 yes, 0 no

10)本人の就業行動。 = 1 有業，0 無業。

とって母親の就業と子供を持つこととの間には、マイナスの相関関係があるが、その程度は必ずしも大きくはない。出生と就業行動とを説明する要因は、これまでの分析で用いたものとほぼ同様であるが、とくに出生行動に関して、フルタイム就業者のダミーが有意な負のパラメータとなっていることが注目される。これは自营業の場合と同様に、就業に際して時間的な制約の小さなパート就業者の方が、就業
と育児との両立をより容易に達成できることを示している。これは女性にとって、同じ就業条件でも、就業時間の拘束の少ない雇用機会が得られれば、それだけ出生を促進する可能性を示唆している。

他方、女性の賃金と世帯所得（女性の賃金を除いた）が出生行動に及ぼす影響に注目し、特に40歳未満の女性に関して6歳未満の子供の有無に関して、就業行動との同時性を考慮した推定結果が表2の右側の結果である。本人の雇用賃金が上昇すると6歳未満の子供がいる確率は減少し、また、世帯所得の上昇は6歳未満の子供のいる確率を上昇させている。夫の職業（自营業であるかホワイトカラーであるか）、健康な高齢女性との同居、居住地域などに比べて、本人の雇用賃金や世帯所得といった経済変数が出生行動には有意な影響を及ぼしていることがわかる。また出生行動と就業行動の相関を示すρ（-0.318）は、45歳未満の女性の出生行動と就業行動の相関関係ρ（-0.095）より大きく、40歳未満の女性の方が子供を持つことの選択と就業することの選択の間により大きな制約（負の相関関係）があることがうかがえる。

### 3 \. 晚婚化と少子化

これまでの日本の出生率の低下を時期別に見ると、以下のような二つの要因が働いている。まず、戦後のベビーブーム期から1950年末までの出生率の急速な低下は、子供数の多い自营業世帯比率の低下や都市化の進展等で、子供を4人以上持つ多子家族が激減したことによる面が大きい。しかし、この効果は60年代以降ではほとんど出尽くしており、家族出生率は70年代以降、安定した動きを示している。過去20年間の出生率の継続的な低下は、むしろ晩婚化・未婚化の傾向が強まっていることによる。1995年の国勢調査によれば、95年で25～29歳の女性の未婚率は、5割弱の高い水準にまで高まっている。また、とくに大都市居住や高学歴の女性について見ると、平均初婚年齢は30歳に達している（厚生白書1997年）。日本では婚姻外出生率は出生数全体の1％に過ぎず、結婚と出生とが密接に結びついている。このため、晩婚化は直ちに出生率の低下をもたらす要因となる。

こうした初婚年齢の高まりは、女性の経済的地位の向上と密接に結びついている。仮に、女性の潜在的な経済力を示すひとつの指標として四年制大学への進学率をとると、過去の初婚年齢の低下を良く説明することが出来る。また、単に女性の平均的な大学進学率が高まっているだけでなく、その専攻分野の変化をみても、女性が伝統的に集中していた文学部や教育学部から、法律や経済、理工学部など、より収入の高い就業機会と結びつく分野へのシフトが生じている。1995年の女性の大学進学率は23％と男性の41％の水準と比べてもまだ低く、最近の動向を考慮すれば、今後、さらに高まる可能性が大きい。

大学進学率に影響する大きな要因は、いうまでもなく所得水準であるが、これに加えて家族当たりの子供数も重要である。これは、平均的な家族が4～5人の子供を持っていた時期には、男の子は大学に、女の子は短大に、というパターンが支配的にあったが、子供の数が1～2人であれば、男女にかかわりなく大学へということになり易い。この結果、放置しておけば、少子化自体が女性の高い進学率、晩婚化を通じて、出生率の低下に結びつくという悪循環メカニズムが働く可能性もある。

## 4 ．少子化対策の方向

## (子育て支援の考え方)

子供を産むか産まないかは、あくまでも個人や家族の意思決定に基づく。しかし、その結果が日本全体の労働力供給や社会保障制度に及ぼす影響の大きさを考慮すれば、子供への需要を抑制しているさまざまな社会的要因をできるだけ取り除くことは、政策的にも重要である。家族にとって子供を持つこと
の需要は、その所得水準と子育ての費用とに依存する。女性の就業率の高まりは、家族の所得水準を高めるとともに、出生にともない母親の就業継続が困難になることから生じる機会費用を増加させる。これまでの出生率の低下は、女性就業の増加が家計所得水準の向上を通じて、出生率を高めるというプラスの所得効果よりも、機会費用の高まりによるマイナスの代替効果の方が上回っていたことによる面が大きい。

すでに見たように、とくに雇用者世帯で同居する高齢女性や、母親にとって良いパート就業機会の拡大も、母親の就業率を高めるために大きな効果を持っている。これと同様に、保育所サービスの充実は、子供を持つことの機会費用を引き下げることにより、就業と子育てとのトレード・オフ関係を改善させる効果をもっている。もっとも、このためには、現行のような消費者に選択の余地の乏しい公立保育所だけでは不十分であり、民間の保育サービス産業の発展が必要とされる。ここでカギとなるのは保育所の役割の二面性である。保育所の充実は、女性の子育ての機会費用を引き下げ、子育てと就業との両立を容易にすることから、出生率の引き上げに貢献すると考えられる。しかし、それは同時に女性の就業を促進する効果をも持っており、その結果、女性の初婚年齢の引き上げを通じて、出生率の抑制要因としても働くという二面性を有している。しばしば、保育所の拡充等の女性の社会的進出を促進する政策は、むしろ少子化を促進するという見方は、後者の点を強調するものである。このいずれの効果が大きいかは、実証的な分析に委ねられる。

## (連立モデルによる分析)

女性の就業率と出生率との間には、以下のようなメカニズムが働くものと考えられ、それを個別方程式の形に表した。

第1に、出生率は女性の初婚年齢の高まりとともに低下するが、保育所サービスの充実によって高まるという関係がある。日本では非嫡出子の比率は1%程度であり、結婚が出生の基本的な前提となっている。このため、初婚年齢が高まれば、そのまま出生率の低下に結びつく。また、晩婚化は、年功賃金体系の下では、母親の平均賃金の上昇から、それだけ仕事を辞めることの機会費用を高めるため、子供数の減少に結びつくものと考えられる。しかし、保育所のサービス水準が向上すれば、就業と育児との両立が図れる。ここで保育所サービスは、在所率（保育所在所子供数÷6歳未満子供数）で示される。第2に、上記と同じ要因から、保育所が充実すれば子供を持つ女性の就業はそれだけ容易となり、実質賃金水準の向上ともあいまって女性就業率（雇用労働力率）は高まる。

第 3 に、女性の就業率が高まれば、それだけ女性の経済的な地位は高まり、単身で生活するという選択の幅が拡大することから、平均初婚年齢はさらに高まると考えられる。

第4に、保育所の設置は、これまで主として公的部門によって担われていたが、それを単に外生変数とするのでは、その女性就業を促進する効果を過大に推計する危険性がある。これは、公立保育所の設置が、それ自体、増加する働く母親の数への対応という面もあったためである。このような女性の就業と子育てとの相互依存関係から生じるバイアスを除くため、同時方程式の形での推計を行っている。これまでの保育所サービスの供給は公的部門を中心に行われており、女性就業の高まりに対応して増加してきた。しかし、全国ベースでは定員割れが生じて来たこともあり、1988年頃から定員数はほぼ横ばいに抑制されている。従って、新たな政策転換が行われなければ、このままの抑制策が持続することになる。

このため、保育所の在所率は、女性の就業率と、それ以外の政策変数（ダミー）とで説明される。この政策変数を操作することにより、民間保育所の増加を促すような政策転換で人口急増地域などで保育所の在所率が政策的に引き上げられた場合を考慮することができる。
## 図 3 出生率の決定要因

A. 実績値と推計結果の対比(合計特殊出生率)

C 実績値と推計結果の対比(女性雇用労働力率) EMP&F = 129.12 + 10.252 × log(HOIKU&) + 28.091 × log(WAGE)

D 実績値と推計結果の対比(保育所在所率)
である。この場合、所与の経済成長の下で女性の就業率が徐々に高まることから、それにともなって子育ての機会費用が増加し、出生率を引き下げる効果が持続する。

第2は、国立社会保障・人口問題研究所の新しい将来人口推計（中位推計）に見合った出生率の上昇が実現するために必要な保育所の在所率の高まりが、何らかの政策転換によって生じたケースである。この場合、女性就業率の高まりによる出生率の抑制効果を考慮した上で、出生率を引き上げるためには、2050年の保育所在所率は1995年の25%から60%にまで、大幅に高めることが必要とされる。第3は、出生率をいっそう高め、将来人口の高位推計にまで近づけるケースである。この場合、最終的には就学前幼児の4分の3が保育所に在所することになる。

1997 年初に公表された将来人口推計では、20 歳代の結婚率の低下は、30 歳代の回復によって相殺され、出生率は特段の対策をとらなくとも自律的に回復するという想定になっている。しかし、上記の体系では、保育所の抑制政策が続く限り、出生率の回復は生じないことになる。もちろん、上記のような結果は、家族にとっての出生率をめぐる意思決定のひとつの側面を取り上げたものに過ぎないため、将来予測に際して大きな限界があることはいうまでもない。しかし、女性の就業と子育ての両立を図るために、従来の家族の機能に代替する保育所の役割がいっそう重要なものとなることは疑えない。

## おわりに

出生率の低下は、それ自体が大きな問題であるが、それに加えて、さまざまな社会的な歪みが結婚や出生の減少という形で現れているとみることもできる。少子化は過去の経済発展と女性の経済的地位向上のひとつの結果であり、それに対応して現行の企業の雇用慣行や家族制度などの社会制度がどこまで変わることができるかが、出生率低下に歯止めをかけるひとつのカギとなる。これを男性が外で働き、女性が家庭を守り子育てに励む伝統的な家族制度への回帰によって対応しようとする政策は、ちょうど国際分業の時代に、あくまでも農産物の自給を目指す政策と似ている。いずれも政策自体の望ましさについての議論以前に、その実効性が問われなければならない。

今後、日本の出生率回復のための家族政策の基本は、子供を持つことを単に家族や個人の私的な責任としてではなく、政府がその供給に責任を持つ公共財（例えば道路や橋）に近いものとして考えることである。すなわち、子供を育てる責任を家族、とくに女性だけに帰するのではなく、社会的に扶養する制度を確立することである。これは高齢者の生活保障についても、かつては基本的に家族の責任であり、子供による扶養義務が強調された時代があった。しかし現在では、すでに公的年金や老人医療保険制度によって、高齢者を社会的に扶養する制度が確立していることと同様である。

子育て支援の基本的な考え方として以下のものがある。第1に、女性就業の増加をその基本的な前提とすることである。しばしば、女性の社会的進出が少子化の大きな要因であるとして、出生率回復のために女性を家庭に戻すための政策が提案される場合がある。しかし、すでに生じた少子化により、日本の労働力が2000年から減少に向かうことが明らかになっている現在、これは甚だ非現実的な見方である。大事なことは、女性の就業と子育てを両立させるための支援であり、そのための切り札が保育所の充実である。もっとも、これは現行の低所得者支援を目的とし、その利用に制約の多い公立保育所の拡充ではなく、高齢化時代の成長産業としての保育サービスの育成である。これまでのコストの高い公立保育所運営のための公的支出を、民間の保育所支援のために振り替えるとともに、公的部門の役割をその適正な運用のための監査や消費者保護へシフトさせることが必要である。

第 2 に、女性が仕事を離れて子育てに専念することを暗黙の前提としている現行の税制や社会保险制度の優遇措置を、就業の有無にかかわらず、直接的に子育て支援に振り替えることである。これは、共
稼ぎ・単身女性と比べて大幅な優遇を受けている専業主婦世帯との公平性の観点からも、またその就業抑制効果の是正にも貢献する。家族の多様な就業形態に中立的な社会制度が望まれる。

第3に、日本的雇用慣行の流動化との関連である。例え保育所が飛躍的に充実したとしても、育児は基本的にそれ自体がフルタイムの仕事であり、乳児の内から保育所を利用したり、数年間にわたる育児休業を取ることは容易ではない。従って、育児のために仕事を中断した後でも、辞める以前の条件で仕事に復帰できるような雇用システムとなれば、育児の機会費用は大幅に低減する。しかし、現在の日本的雇用慣行は、継続的に就業する男性雇用者を基幹として、また子育てのため仕事を中断する女性を補助的労働力として形成されている。このため、残業を前提とした長い労働時間、頻繁な配置転換や転勤等、家族内部での男女の固定的な役割分担を前提に、仕事のシステムが成立している。固定的な雇用慣行の流動化については賛否両論があるが、これを女性の就業と育児の両立という観点からも考慮する必要があろう（八代1997）。

最後に、家族政策全般の見直しである。最近の出生率の低下は、家族当たりの子供数の低下とともに、晩婚化・未婚化がより大きな要因として働いている。これは経済的地位における女性と男性と格差縮小に比べて、女性の社会的、とくに家族内での地位の変化がそれに伴わないことに、ひとつの大きな原因があると考えられる。例えば、夫婦別姓選択の問題についても、夫婦が同姓でなければいけないという現行の規定に対して、仕事と結婚を両立する上で別姓の夫婦でも良いという「選択肢」を希望する少数派の希望を否定する見方が強い。これは夫婦が別々の姓をもつことは家族の絆を弱めるという論理による。しかし、そうした個人の選択の是非はともかく、伝統的な家族に拘るよりも、多様な家族の在り方を許容する方が、結婚と仕事とのトレードオフを弱め、婚姻率を高めるという可能性に注目する必要もあろう。
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