Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
## 居住状况

万引きの罰金処分者のうち，犯行時（調査対象事件）における居住状況別の再犯状況について，住居の有無別に見ると，2-6-3-3図①のとおりである $ ^{(*17)} $ 。

「自宅以外の住居」や「住居不定」の者は，再犯率が有意に高く $ (\chi^{2}(2)=18.707,\ p<.000) $ ，窃盗再犯率も有意に高かった（モンテカルロ法による。p=.003）。

また，住居のあった者に限定した上で，同居人の有無別の再犯状況を男女別に見ると，2-6-3-3図②のとおりである。

男性においては，「単身居住者」は，再犯率が有意に高く $ \chi^{2}(1)=5.929,\ p=.015 $ ，窃盗再犯率も有意に高かった $ \chi^{2}(2)=6.204,\ p=.045 $ 。他方，女性においては，再犯率・窃盗再犯率共に，同居人の有無による有意な差は認められなかった。

なお，「単身居住者」のうち，交流のある近親者の有無で再犯状況を見ると，男性では，交流のある近親者がいる者の再犯率は29.2%（窃盗再犯率23.1%），交流のある近親者がいない者の再犯率は38.9%（窃盗再犯率37.0%）であった。また，女性では，交流のある近親者がいる者の再犯率は36.6%（窃盗再犯率34.1%），交流のある近親者がいない者の再犯率は31.3%（窃盗再犯率31.3%）であった。男女共に，有意な差までは認められなかったが，前科のない者に限定すると，男性の「単身居住者」においては，交流のある近親者がいない者は，窃盗再犯率（42.9%）が有意に高い傾向が認められた（モンテカルロ法による。p=.064）。
## 万 引きの罰金処分者 居住状況別の再犯状況（住居の有無別，同居人の有無別）

## ① 住居の有無

## ② 同居人の有無

## ア 男性

同居人あり(194)	19.1	78.9
↔2.1
単身居住者(136)	28.7	4.4
66.9

## イ 女性

同居人あり(211)	27.5	71.6
単身居住者(57)	33.3	64.9

注 1 法務総合研究所の調査による。

2 各居住状況別の人員は，調査対象事件の犯行時の居住状況による。なお，同一の調査対象者に複数の窃盗事件がある場合には，最初の犯行時の居住状況による。

3 ②において、住居不定の者及び同居人の有無が不詳の者を除く。

４ （　）内は、実人員である。
## ウ 就労状況

万引きの罰金処分者について，犯行時（調査対象事件）における就労状況別の再犯状況を見ると，2-6-3-4図①のとおりである。

再犯率・窃盗再犯率共に，就労状況で有意な差は認められなかった。

もっとも，「無職者」に限定した上で，無職の理由別に再犯状況を見ると，2-6-3-4図②のとおりであり，無職の理由が「勤労意欲なし」の者は，窃盗再犯率が有意に高かった（モンテカルロ法による。p=.013）。

## 2 -6-3-4図

万引きの罰金処分者 就労状況別の再犯状況

① 就劳状况别

② 無職者の無職理由別

注 1 法務総合研究所の調査による。

2 ①において，2-6-1-5図の脚注2～6に同じ。

3 ②において，2-6-1-6図の脚注2～6に同じ。

４（）内は，実人員である。
## 工 收入状况

万引きの罰金処分者について，犯行時（調査対象事件）における収入状況別の再犯状況を男女別に見ると，2-6-3-5図のとおりである。

男性においては，「月収20万円超」の者は，再犯率が有意に低いのに対し，「安定収入なし」の者は，再犯率が有意に高く $ (\chi^{2}(2)=7.599,\ p=.022) $ ，窃盗再犯率も有意に高かった（モンテカルロ法による。p=.006）。他方，女性においては，再犯率・窃盗再犯率共に，収入状況による有意な差は認められなかった。

万引きの罰金処分者 収入状況別の再犯状況（男女別）

注 1 法務総合研究所の調査による。

2 各収入状況の人員は，調査対象事件の犯行時の収入状況による。なお，同一の調査対象者に複数の窃盗事件がある場合には，最初の犯行時の収入状況による。

3 （　）内は、実人員である。
## （３）犯行の動機・背景事情

## ア 犯行の動機

万引きの罰金処分者について，調査対象事件における犯行の動機別の再犯状況を男女別に見ると，2-6-3-6図のとおりである。

## (ア)「節約」該当の有無別（2-6-3-6図 $ ^{①} $ ）

男性においては，犯行の動機として「節約」に該当した者は，再犯率が有意に低く $ \chi^{2}(1)=4.747,\ p=.029 $ ，窃盗再犯率も有意に低い傾向が認められた $ \chi^{2}(2)=5.188,\ p=.075 $ 。他方，女性においては，再犯率・窃盗再犯率共に，「節約」該当の有無による有意による差は認められなかった。もっとも，「節約」に該当した者の再犯状況について，男女で比較すると，「節約」に該当した女性は，男性と比べて，窃盗再犯率が有意に高かった（モンテカルロ法による。p=.035）。

## (イ) 「生活困窮」 該当の有無別 (2-6-3-6図②)

男性においては，犯行の動機として「生活困窮」に該当した者は，再犯率が有意に高く $ \chi^{2}(1)=9.141,\ p=.002) $ ，窃盗再犯率も有意に高かった $ \chi^{2}(2)=10.346,\ p=.006) $ 。

他方，女性においては，再犯率・窃盗再犯率共に，「生活困窮」該当の有無による有意な差は認められなかった。

## (ウ)「空腹」該当の有無別（2-6-3-6図③）

男性においては，犯行の動機として「空腹」に該当した者は，再犯率が有意に高く $ \chi^{2}(1)=5.386,\ p=.020 $ ，窃盗再犯率も有意に高かった $ \chi^{2}(2)=6.776,\ p=.034 $ 。

他方，女性においては，再犯率・窃盗再犯率共に，「空腹」該当の有無による有意な差は認められなかった。なお，「空腹」に該当した女性は，「窃盗再犯以外の再犯のみあり」の割合が有意に高かったが（モンテカルロ法による。p=.020），「空腹」に該当した者の実人員が極めて少ないことに留意する必要がある。
## 注 1 法務総合研究所の調査による。

## 2 -6-3-6図 万引きの罰金処分者 犯行の動機別の再犯状況（男女別）

①「節約」該当の有無別

## ②「生活困窮」該当の有無別

## ア 男性

## ③「空腹」該当の有無別

２ （　）内は、実人員である。
## イ 犯行の背景事情

万引きの罰金処分者について，調査対象事件における犯行の背景事情別の再犯状況を男女別に見ると，2-6-3-7図のとおりである。

## (ア)「家族と疎遠・身寄りなし」該当の有無別（2-6-3-7図①）

男性においては，犯行の背景事情として「家族と疎遠・身寄りなし」に該当した者は，再犯率が有意に高く $ (\chi^{2}(1)=7.171,\ p=.007) $ ，窃盗再犯率も有意に高かった $ (\chi^{2}(2)=8.609,\ p=.014) $ 。

他方，女性においては，再犯率・窃盗再犯率共に，「家族と疎遠・身寄りなし」該当の有無による有意な差は認められなかった。

## （イ）「住居不安定」該当の有無別（2-6-3-7図②）

男性においては，犯行の背景事情として「住居不安定」に該当した者は，再犯率が有意に高かった $ \left(\chi^{2}(1)=4.175,\ p=.041\right) $ 。

他方，女性においては，再犯率・窃盗再犯率共に，「住居不安定」該当の有無による有意差は認められなかった。なお，「住居不安定」該当した女性は，「窃盗以外の再犯のみあり」の割合が有意に高かったが（モンテカルロ法による。p=.029），「住居不安定」に該当した者の実人員が極めて少ないことに留意する必要がある。

## （ウ）「習慣飲酒・アルコール依存」該当の有無別（2-6-3-7図③）

男性においては，犯行の背景事情として「習慣飲酒・アルコール依存」に該当した者は，再犯率が有意に高く $ \chi^{2}(1)=6.297,\ p=.012) $ ，窃盗再犯率も有意に高かった $ \chi^{2}(2)=6.339,\ p=.042) $ 。

他方，女性においては，再犯率・窃盗再犯率共に，「習慣飲酒・アルコール依存」該当の有無で有意差は認められなかったが，「習慣飲酒・アルコール依存」に該当した者の実人員が極めて少ないことに留意する必要がある。

## (エ)「近親者の病気・死去」該当の有無別（2-6-3-7図④）

男性においては，再犯率・窃盗再犯率共に，「近親者の病気・死去」該当の有無で有意な差は認められなかった。

他方，女性においては，犯行の背景事情として「近親者の病気・死去」に該当した者は，再犯率が有意に高く $ \chi^{2}(1)=5.155,\ p=.023 $ ，窃盗再犯率も有意に高い傾向が認められた（モンテカルロ法による。p=.076）。なお，高齢者に限定すると，「近親者の病気・死去」に該当した女性高齢者は，窃盗再犯率が64.3%であり，これに該当しなかった女性高齢者と比べて，その割合は有意に高かった（モンテカルロ法による。p=.010）。
## 万 引きの罰金処分者 犯行の背景事情別の再犯状況（男女別）

①「家族と疎遠・身寄りなし」該当の有無別

②「住居不安定」該当の有無別

③「習慣飲酒・アルコール依存」該当の有無別

④「近親者の病気・死去」該当の有無別

注 1 法務総合研究所の調査による。

２ （　）内は、実人員である。
## （4） 前科·前歷関係

万引きの罰金処分者について，前科・前歴の有無・内容別の再犯状況を男女別に見ると，2-6-3-8図のとおりである。

## ア 前科の有無（2-6-3-8図①）

男性においては，前科のある者は，再犯率が有意に高く $ \chi^{2}(1)=9.255,\ p=.002 $ ，窃盗再犯率も有意に高かった $ \chi^{2}(2)=10.741,\ p=.005 $ 。

他方，女性においては，再犯率・窃盗再犯率共に，前科の有無で有意な差は認められなかった。

## イ 前歴の有無（2-6-3-8図②）

窃盗前科のない者に限定すると，男性においては，前歴のある者は，再犯率が有意に高く $ \chi^{2}(1)=4.138,\ p=.042 $ ，窃盗再犯率も有意に高い傾向が認められた $ \chi^{2}(2)=5.019,\ p=.081 $ 。

他方，窃盗前科のない女性においては，再犯率・窃盗再犯率共に，前歴の有無で有意な差は認められなかったが，「前歴なし」の実人員が多くないことに留意する必要がある。

## ウ 窃盗前歴の回数（2-6-3-8図③）

窃盗前科のない者に限定すると，男性においては，窃盗前歴が3回以上ある者は，窃盗再犯率が有意に高い傾向が認められた（モンテカルロ法による。p=.080）。

また，窃盗前科のない女性においては，窃盗前歴が3回以上ある者は，窃盗再犯率が有意に高かった（モンテカルロ法による。p=.016） $ ^{(*18)} $ 。

## エ 窃盗の微罪処分歴の有無（2-6-3-8図④）

窃盗前科のない男性においては，再犯率・窃盗再犯率共に，窃盗の微罪処分歴の有無で有意な差は認められなかった。

他方，窃盗前科のない女性においては，窃盗の微罪処分歴のある者は，窃盗再犯率が有意に高かった（モンテカルロ法による。p=.007）。

(*18) 窃盗前科のない女性のうち，窃盗前歴が3回以上ある者は，再犯率も有意に高かったが $ \chi^{2}(3)=10.342,\ p=.016) $ ，「窃盗以外の再犯のみ」はいなかった。
## 2 -6-3-8図

## 万 引きの罰金処分者 前科・前歴の有無・内容別の再犯状況（男女別）

① 前科の有無別

② 前歴の有無別（窃盗前科なし）

④ 窃盗の微罪処分歴の有無（窃盗前科なし）

注 1 法務総合研究所の調査による。

2 「前科」は，前に罰金以上の刑に処せられたことをいい，交通法令違反のみによる前科を除く。

3 ②～④において，窃盗前科のない者に限る。

４（）内は，実人員である。
## （５）窃盗再犯の内容と裁判結果

## ア 窃盗再犯の内容

## （ア）窃盗再犯の再犯期間

万引きの罰金処分者のうち，窃盗再犯が認められた者について，窃盗再犯の再犯期間別構成比を総数と男女別に見ると，2-6-3-9図①のとおりである。

総数では，1年未満のうちに窃盗再犯に及んだ者が8割近くを占めており，男女共に，6月未満のうちに窃盗再犯に及んだ者が5割前後を占めていた。

さらに，窃盗再犯が認められた者について，窃盗再犯の再犯期間別構成比を年齢層別に見ると，2-6-3-9図②のとおりである。

若年者については，窃盗再犯が認められた者の実人員が多くないことに留意する必要があるものの，若年者と高齢者は，6月未満のうちに窃盗再犯に及んだ者が過半数を占めており，「3月未満」の割合も約4割を占めていた。

## （イ）窃盗再犯の手口

万引きの罰金処分者のうち，窃盗再犯が認められた者について，再犯内容の手口別人員（重複計上による。）を見ると，万引きが166人と圧倒的に多く，次いで，置引き4人，自転車盗2人の順であった。

## イ 窃盗再犯の裁判結果

万引きの罰金処分者のうち，窃盗再犯が認められた者について，窃盗再犯の裁判結果を見ると，懲役刑に処せられた者が140人（78.2%）であり，再び罰金刑に処せられた者は39人（21.8%）であった。また，懲役刑に処せられた者のうち，執行猶予が付された者は131人（うち保護観察付執行猶予が16人）であり，実刑が9人であった。

なお，窃盗再犯について罰金刑に処せられた者のうち，平成25年6月末までに，再び再犯が認められた者は4人（10.3%）であり，いずれも二度目の再犯も窃盗再犯（万引き3人，置引き1人）であった。また，窃盗再犯について執行猶予付の懲役刑に処せられた者のうち，平成25年6月末までに，再び再犯が認められた者は28人（21.4%）であり，二度目の再犯も窃盗再犯であった者は27人（万引き26人，さい銭ねらい1人）であり，窃盗以外の再犯は1人（傷害）であった。
2-6-3-9図万引きの罰金処分者 窃盗再犯の再犯期間別構成比（総数・男女別，年齢層別） ① 総数・男女別

注 1 法務総合研究所の調査による。

2 調査対象事件の裁判確定日から窃盗再犯の犯行日（複数の再犯がある場合には，最初の犯行日による。）までの日数による。

3 月数の算出においては、1か月を30日として算出している。

4 調査対象事件の起訴後・裁判確定前に窃盗再犯を行った者については、3月未満として計上している。

5 （　）内は、実人員である。
## 3 執行猶予者の再犯状況

## （1） 属性

## ア 男女別

万引きの執行猶予者について，約2年間の再犯状況を総数と男女別に見ると，2-6-3-10図 $ ^{①} $ のとおりである。

万引きの執行猶予者は，総数では，再犯率が30.5%，窃盗再犯率が26.3%であり，侵入窃盗の執行猶予者や車両関連盗の執行猶予者と比較しても，有意な差は認められなかった。

男女別では，男性の再犯率が32.6%，窃盗再犯率が27.6%であり，女性の再犯率が25.3%，窃盗再犯率が23.2%であり，男女で有意な差は認められなかった。

## イ年齢層別

万引きの執行猶予者について，犯行時（調査対象事件）の年齢層別の再犯状況を見ると，2-6-3-10図②のとおりである。

再犯率に年齢層での有意な差は認められなかったが，窃盗再犯率は，40歳代が有意に高かった（モンテカルロ法による。p=.011）。なお，65歳未満の年齢層の区分を非高齢者とした上で，非高齢者・高齢者の別で再犯状況を見ると，高齢者は，再犯率が有意に低いのに対し，非高齢者は，再犯率が有意に高かった（ $ \chi^{2}(1)=3.903,\ p<.048 $ ）

## （2） 生活環境

## ア 婚姻状況

万引きの執行猶予者について，犯行時（調査対象事件）における婚姻状況別の再犯状況を見ると，2-6-3-11図のとおりである。

再犯率・窃盗再犯率共に，婚姻状況で有意な差までは認められなかったが，「婚姻歴なし」の者には再犯率が有意に高い傾向が認められたのに対し，「婚姻継続中」の者には再犯率が有意に低い傾向が認められた $ (\chi^{2}(2)=5.963,\ p=.051)^{(*19)}) $ 。
2-6-3-10

万引きの執行猶予者 総数・男女別・年齢層別の再犯状況

注 1 法務総合研究所の調査による。

2 ②において、各年齢層の人員は、調査対象事件の犯行時の年齢による。

3 （　）内は、実人員である。

2-6-3-11図

万引きの執行猶予者 婚姻状況別の再犯状況

注 1 法務総合研究所の調査による。

2 各婚姻状況の人員は，調査対象事件の犯行時の婚姻状況による。なお，同一の調査対象者に複数の窃盗事件がある場合には，最初の犯行時の婚姻状況による。

3 「離死別」は，犯行時に配偶者と離婚又は死別していた場合のほか，婚姻関係が事実上破綻していた場合を含む。

４（）内は，実人員である。
## 居住状况

万引きの執行猶予者について，犯行時（調査対象事件）における住居の有無別の再犯状況を見ると，2-6-3-12図①のとおりである。

再犯率・窃盗再犯率共に、住居の有無等で有意な差は認められなかった。

もっとも，住居のあった者に限定した上で，同居人の有無別の再犯状況を見ると，2-6-3-12図②のとおりであり，「単身居住者」は，再犯率が有意に高く $ \chi^{2}(1)=5.374,\ p=.020 $ ，窃盗再犯率も有意に高かった $ \chi^{2}(2)=8.616,\ p=.013 $ 。

## 2 -6-3-12

## ① 住居の有無

## ② 同居人の有無

注 1 法務総合研究所の調査による。

2 各居住状況の人員は，調査対象事件の犯行時の居住状況による。なお，同一の調査対象者に複数の窃盗事件がある場合には，最初の犯行時の居住状況による。

４（）内は，実人員である。

3 ②において，住居不定の者及び同居人の有無が不詳の者を除く。
## ① 就劳状况别

## ウ 就労状況

万引きの執行猶予者について，犯行時（調査対象事件）における就労状況別の再犯状況を見ると，2-6-3-13図①のとおりである。

再犯率・窃盗再犯率共に，就労状況で有意な差は認められなかった。

更に「無職者」に限定した上で，無職の理由別の再犯状況を見ると，2-6-3-13図②のとおりである。

再犯率・窃盗再犯率共に，無職の理由で有意な差までは認められなかったが，「就労の必要なし」の者には再犯率が有意に低い傾向が認められ $ ^{(*20)} $ ，「精神疾患」の者には再犯率が有意に高い傾向が認められた $ (\chi^{2}(4)=8.980,\ p=.062) $ 。

2-6-3-13図 万引きの執行猶予者 就労状況別の再犯状況

② 無職者の無職理由別

注 1 法務総合研究所の調査による。

2 ①において，2-6-1-5図の脚注2～6に同じ。

3 ②において，2-6-1-6図の脚注2～6に同じ。

４ （　）内は、実人員である。
## 工 收入状况

万引き事犯者のうち，執行猶予者の再犯状況について，犯行時（調査対象事件）における収入状況別に見ると，2-6-1-14図①のとおりである。

総数では、再犯率・窃盗再犯率共に、収入状況で有意な差は認められなかった。

もっとも，前科のない男性に限定すると，2-6-1-14図②のとおりであり，「安定収入なし」の者は，再犯率が有意に高かった（モンテカルロ法による。p=.045）。

2-6-3-14図 万引きの執行猶予者 収入状況別の再犯状況

## ① 総数

注 1 法務総合研究所の調査による。

3 （　）内は、実人員である。

2 各収入状況の人員は，調査対象事件の犯行時の収入状況による。なお，同一の調査対象者に複数の窃盗事件がある場合には，最初の犯行時の収入状況による。
## （３）犯行の動機・背景事情

万引きの執行猶予者のうち，調査対象事件における犯行の動機・背景事情について，各項目の該当の有無で再犯状況を見ると，「習慣飲酒・アルコール依存」に特徴が認められた。

そこで，「習慣飲酒・アルコール依存」該当の有無別の再犯状況を見ると，2-6-3-15図のとおりであり，犯行の背景事情として「習慣飲酒・アルコール依存」に該当した者は，再犯率が有意に高く $ \chi^{2}(1)=4.480,\ p=.034 $ ，窃盗再犯率についても有意に高い傾向が認められた $ \chi^{2}(2)=4.654,\ p=.098 $ 。

万引きの執行猶予者「習慣飲酒・アルコール依存」該当の有無別の再犯状況

注 1 法務総合研究所の調査による。

2（）内は，実人員である。

## （4） 前科·前歷関係

万引きの執行猶予者について，前科の有無別の再犯状況を見ると，2-6-3-16図①のとおりであり，再犯率・窃盗再犯率共に，前科の有無で有意な差は認められなかった。

他方，窃盗前科のない者に限定した上で，窃盗前歴の有無別の再犯状況を見ると，2-6-3-16図②のとおりであり，窃盗前歴のある者は，再犯率が有意に高く $ \chi^{2}(1)=5.098,\ p=.024 $ 窃盗再犯率も有意に高かった $ \chi^{2}(2)=6.272,\ p=.043 $ 。

万引きの執行猶予者 前科・前歴の有無・内容別の再犯状況

注 1 法務総合研究所の調査による。

2 「前科」は，前に罰金以上の刑に処せられたことをいい，交通法令違反のみによる前科を除く。

3 ②において，窃盗前科のない者に限る。

４（）内は，実人員である。
## （５）窃盗再犯の内容と裁判結果

## ア 窃盗再犯の内容

## （ア）窃盗再犯の再犯期間

万引きの執行猶予者のうち，窃盗再犯が認められた者について，窃盗再犯の再犯期間別構成比を総数と男女別に見ると，2-6-3-17図①のとおりである。

総数では，1年未満のうちに窃盗再犯に及んだ者が8割近くを占めていた。男女共に，6月未満のうちに窃盗再犯に及んだ者が過半数を占めており，「3月未満」の割合が最も高かった。

さらに，窃盗再犯の再犯期間別構成比を年齢層別に見ると，2-6-3-17図②のとおりである。各年齢層の実人員が多くはないことに留意する必要があるものの，30歳未満の各年齢層と高齢者においては，6月未満のうちに窃盗再犯に及んだ者が過半数を占めていた。

## （イ）窃盗再犯の手口

万引きの執行猶予者のうち，窃盗再犯が認められた者について，再犯内容の手口別の人員（重複計上による。）を見ると，万引きが79人と圧倒的に多く，次いで，出店荒し，自転車盗，買い物盗，脱衣所ねらいの各2人の順であった。

## イ 窃盗再犯の裁判結果

万引きの執行猶予者のうち，窃盗再犯が認められた者について，窃盗再犯の裁判結果を見ると，いずれも懲役刑に処せられており，罰金刑に処せられた者はいなかった。窃盗再犯について懲役刑に処せられた者は，実刑が81人（92.0%）と圧倒的に多かった。他方，再度の執行猶予に付された者（保護観察付執行猶予）は，7人（8.0%）であり，窃盗再犯の手口は，いずれも万引きによるものであった。

なお，窃盗再犯について再度の執行猶予に付された者のうち，平成25年6月末までに，当該執行猶予期間中に，再び再犯が認められた者は3人であり，そのうち2人は，二度目の再犯も窃盗再犯（いずれも万引き）によるものであった。
| 3月未満 | 3月以上6月未満 | 6月以上12月未満 | 18月未満 | 24月未満
総 | 33.0 | 23.9 | 19.3 | 20.5 | 3.4
男 | 28.8 | 27.3 | 18.2 | 24.2 | 1.5
女 | 45.5 | 13.6 | 22.7 | 9.1 | 9.1
年齡層別 | | | | |
29歳以下 | 44.4 | 27.8 | 5.6 | 22.2 |
30～39歳 | 38.5 | 23.1 | 7.7 | 23.1 | 7.7
40～49歳 | 27.3 | 22.7 | 22.7 | 22.7 | 4.5
50～64歳 | 27.3 | 22.7 | 31.8 | 13.6 | 4.5
65歳以上 | 30.8 | 23.1 | 23.1 | 23.1 |

2 調査対象事件の裁判確定日から窃盗再犯の犯行日（複数の再犯がある場合には，最初の犯行日による。）までの日数による。

3 月数の算出においては，1 か月を30日として算出している。

注 1 法務総合研究所の調査による。

4 調査対象事件の起訴後・裁判確定前に窃盗再犯を行った者については、3月未満として計上している。
## 4 窃盗再犯の関連要因についての多角的分析

前項までに，万引き事犯者の再犯状況に関する基礎的な分析を行ってきたが，万引き事犯者といっても，その属性や生活環境，犯行の動機・背景事情等によって再犯状況は様々であり，複数の要因が窃盗再犯の発生に影響を及ぼしている可能性がある。そこで，この項においては，比較的幅広いサンプルを確保することのできた万引きの罰金処分者を対象として，窃盗再犯に関連する要因を多角的に分析する。

なお，本項における年齢層は，いずれも調査対象事件の犯行時の年齢によるものであり，その区分は，各年齢層の差異を考慮しつつ，統計解析における必要なサンプル数を維持するため，「39歳以下」，「40～64歳」（以下「中高年層」という。），「65歳以上」（高齢者）の三区分によって分析する。

## （１）窃盗再犯率（推定）の推移

万引きの罰金事犯者について，調査対象事件の裁判確定日からの経過日数に応じて，各年齢層における窃盗再犯の発生状況（窃盗再犯率（推定） $ ^{(21)} $ ）の推移を男女別に見ると，2-6-3-18図のとおりである $ ^{(22)} $ 。

各年齢層における窃盜再犯率（推定）の推移を男女で比較すると，39歳以下の窃盜再犯率（推定）は，男女で類似した推移を示しており，調査対象事件の裁判確定から約2年後となる720日目の窃盜再犯率（推定）は，男性が23.4%，女性が18.9%であった。また，中高年層の窃盜再犯率（推定）も，男女で類似した推移を示しており，720日目の窃盜再犯率（推定）は，男性が30.5%，女性が27.7%であり，男女共に，39歳以下の窃盜再犯率（推定）よりも高かった。

他方，高齢者の窃盗再犯率（推定）は，男女で顕著に異なった推移を示している。男性高齢
## 2 -6-3-18図

万引きの罰金処分者 窃盗再犯率（推定）の推移（男女別・年齢層別）

① 男性

区 分	経 過 日 数
～90日	～180日	～360日	～540日	～720日
39歳以下(122)	6[5.0]	12[10.0]	21[17.5]	26[21.7]	28[23.4]
40～64歳(169)	6[3.6]	20[12.0]	37[22.4]	46[28.0]	50[30.5]
65歳以上(81)	9[11.2]	10[12.4]	12[15.0]	13[16.3]	13[16.3]

② 女性

区 分	经 過 日 数
~90日	~180日	~360日	~540日	~720日
39歳以下(59)	3[5.1]	6[10.2]	9[15.3]	10[17.1]	11[18.9]
40~64歳(133)	8[6.0]	16[12.2]	26[19.9]	34[26.1]	36[27.7]
65歳以上(73)	5[6.8]	12[16.4]	21[28.8]	24[33.0]	25[34.4]

注 1 法務総合研究所の調査による。

2 万引きの罰金処分者に限る。

3 調査対象事件の裁判確定前の余罪により，同裁判確定後に有罪裁判を受けた者を除く。

4 図中の「窃盗再犯率（推定）」は，各時点までに窃盗再犯を行った者の累積人員を分子とし，当該時点までに観測中の者で，かつ，再犯を行うことの可能な立場にあった者の人員を分母として算出している推定値であるため，各年齢層の人員に占める窃盗再犯を行った者の人員の比率とは一致しないことがある。

5 図中の「＋」は，当該時点において，死亡等により，その後の観測を終了した者の存在を示している。

6 表中の「経過日数」は、調査対象事件の裁判確定日から経過した日数である。

7 表中の数値は，当該時点までに窃盗再犯を行った者の累積人員を示している。

8 表中の（）内は，各群の実人員を，（）内は，当該時点での窃盗再犯率（推定）を示している。
者は，調査対象事件の裁判確定から約4か月後となる115日目までに，窃盗再犯率（推定）が急激に上昇しており，他の年齢層の男性と比べても，同期間における窃盗再犯率（推定）は最も高かったが，その後は，おおむね横ばいで推移しており，225日目以降は，他の年齢層の男性と比べて，窃盗再犯率（推定）が最も低い水準で推移していた。これに対し，女性高齢者は，123日目までは，他の年齢層の女性とおおむね同程度の水準で，窃盗再犯率（推定）が上昇していたが，女性高齢者の窃盗再犯率（推定）は，その後も大きく上昇し続けており，140日目以降は，男女を通じて，最も高い水準で推移していた $ ^{*23} $ 。

## （２）窃盗再犯と関連する要因

## ア 前提（共変量候補の抽出）

以上のとおり，窃盗再犯の発生状況には，性別や年齢層によって相違があることが示された。そこで，性別や年齢層に応じた窃盗再犯の関連要因について，更に多角的に検討するため，その前提として，生活環境や犯行の動機・背景事情，前科・前歴等といった様々な要素について，多変量解析に投入する共変量候補を単変量解析により抽出する $ ^{(24)} $ 。

なお，本分析に当たり，万引きの罰金処分者を性別と年齢層とで区分したことに伴い，各区分のサンプル数も減少するため，統計的検定における検出力も低下することが見込まれる。しかしながら，この後に実施する予定の多変量解析で投入する共変量の候補として，窃盗再犯に関連する可能性がある諸要素を幅広く抽出しておく必要もある。そこで，本項における単变量解析においては，有意水準を15%（p<.15）に設定した上で，共変量候補となる要因を抽出した $ ^{(*25)} $ 。

## (ア) 男性

万引きの罰金処分者のうち，男性について，窃盗再犯と有意な関連が示された要素を年齢層別に見ると，2-6-3-19表のとおりである。

39歳以下の男性においては，生活環境では，「単身居住者」や「資産なし」が窃盗再犯と有意な関連を示していた。また，犯行の動機としては「生活困窮」，「空腹」，「知人・友人の誘い」
2-6-3-19表 万引きの罰金処分者 窃盗再犯の関連要因（男性・年齢層別）

該当	非該当	p值
窃盜再犯率	(窃盜再犯者数/該当者数)	窃盜再犯率	(窃盜再犯者数/該当者数)
① 39歳以下 (N=116)
生活環境
单身居住者	31.8	(14/44)	19.4	(14/72)	p=.131
資産なし	33.3	(25/75)	7.9	(3/38)	p=.003
犯行の動機
生活困窮	34.4	(11/32)	20.2	(17/84)	p=.112
空腹	42.1	(8/19)	20.6	(20/97)	p=.045
知人・友人の誘い	75.0	(3/4)	22.3	(25/112)	p=.043
犯行の背景事情
辞職・退学	41.2	(7/17)	21.2	(21/99)	p=.076
住居不安定	41.7	(5/12)	22.1	(23/104)	p=.134
習慣飲酒・アルコール依存	50.0	(4/8)	22.2	(24/108)	p=.076
ギャンブル耽溺	66.7	(4/6)	21.8	(24/110)	p=.029
不良交友	60.0	(3/5)	22.5	(25/111)	p=.090
交友者がいない	75.0	(3/4)	22.3	(25/112)	p=.043
前科・前歴
窃盜前歴あり	29.9	(26/87)	6.9	(2/29)	p=.012
② 40～64歳 (N=162)
生活環境
配偶者との離死別	39.7	(25/63)	26.3	(25/95)	p=.077
住居不定	50.0	(17/34)	25.8	(33/128)	p=.007
单身居住者	37.4	(34/91)	22.5	(16/71)	p=.043
月収10万円以下	40.9	(36/88)	17.2	(10/58)	p=.003
動機
酩酊の影響	60.0	(6/10)	28.9	(44/152)	p=.039
背景事情
習慣飲酒・アルコール依存	57.9	(11/19)	27.3	(39/143)	p=.007
家族と疎遠・身寄り無し	47.7	(21/44)	24.6	(29/118)	p=.005
前科・前歴
窃盜前歴あり	33.1	(46/139)	17.4	(4/23)	p=.131
③ 65歳以上 (N=71)
生活環境
单身居住者	26.7	(8/30)	12.2	(5/41)	p=.119
月収10万以下	28.0	(7/25)	8.1	(3/37)	p=.037
動機
生活困窮	35.3	(6/17)	13.0	(7/54)	p=.038
空腹	40.0	(4/10)	14.8	(9/61)	p=.056
背景事情	-	-

注 1 法務総合研究所の調査による。

2 万引きの罰金処分者に限る。

3 調査対象事件の裁判確定前の余罪により，同裁判確定後に有罪裁判を受けた者を除く。

4 各項目について，不詳の者を除く。

5 「窃盗再犯率」は，調査対象事件の裁判確定後，新たに行った窃盗により，平成25年6月末までに有罪裁判が確定した者の人員の占める比率をいう。

6 p 值は，カイニ乗検定による漸近有意確率である。ただし，期待度数が少ないなど，漸近有意確率を用いるのが適当でない場合には，Fisher の直接法による。
が，背景事情としては「辞職・退学」，「住居不安定」，「習慣飲酒・アルコール依存」，「ギャンブル耽溺」，「不良交友」，「交友者がいない」が，それぞれ窃盗再犯と有意な関連を示しており，前科・前歴では，「窃盗前歴あり」が窃盗再犯と有意な関連を示していた。

中高年層の男性においても，39歳以下の男性における上記の諸要素について，いずれも窃盗再犯と有意な関連が示されたほか，生活環境では，「配偶者との離死別」 $ ^{(*26)} $ や「住居不定」，「月収10万円以下」が窃盗再犯と有意な関連を示した。また，犯行の動機としては「酩酊の影響」が，背景事情としては「家族と疎遠・身寄りなし」が，それぞれ窃盗再犯と有意な関連を示していた。

男性高齢者においては，生活環境では，「単身居住者」や「月収10万円以下」が窃盗再犯と有意な関連を示していた。また，犯行の動機としては「生活困窮」や「空腹」が窃盗再犯と有意な関連を示していた。

## (イ) 女性

万引きの罰金処分者のうち，女性について，窃盗再犯と有意な関連が示された要素を年齢層別に見ると，2-6-3-20表のとおりである。

39歳以下の女性においては，生活環境では，「配偶者との離死別」 $ ^{(*27)} $ が窃盗再犯と有意な関連を示していた。また，犯行の動機としては「自己使用・消費目的」や「ストレス発散」が，背景事情としては「摂食障害」が，それぞれ窃盗再犯と有意な関連を示しており，前科・前歴では，「窃盗前歴あり」が窃盗再犯と有意な関連を示していた。

中高年層の女性においては，生活環境では，「母親が監督者」や「家族等と同居の自宅が帰住予定先」が窃盗再犯と有意な関連を示していた。また，犯行の動機としては「高価な物欲しさ」や「盗み癖」，「酩酊の影響」が，背景事情としては「親子兄弟等とのトラブル」や「相談相手なし」が，それぞれ窃盗再犯と有意な関連を示していた。

女性高齢者においては，生活環境では，「単身居住者」が窃盗再犯と有意な関連を示していた。また，犯行の背景事情としては，「職場の倒産・解雇」や「近親者の病気・死去」が窃盗再犯と有意な関連を示していた。

(*26) 中高年層の男性で窃盗再犯が認められた者のうち，犯行時（調査対象事件）において，婚姻歴があったものの，配偶者と「離死別」していた者は25人であるが，そのうち24人が「離別」であり，「死別」は1人であった。

(*27) 39歳以下の女性で窃盗再犯が認められた者のうち，犯行時（調査対象事件）において，婚姻歴があったものの，配偶者と「離死別」していた者は5人であるが，そのうち4人が離婚しており，1人は婚姻関係が事実上破綻している者であった。
万引きの罰金処分者 窃盗再犯の関連要因（女性・年齢層別）

該当	非該当	p值
窃盜再犯率	(窃盜再犯者数/該当者数)	窃盜再犯率	(窃盜再犯者数/非該当者数)
① 39歳以下 (N=56)
生活環境
配偶者との離死別	45.5	(5/11)	13.6	(6/44)	p=.018
犯行の動機
自己使用・消費目的	30.3	(10/33)	4.3	(1/23)	p=.016
ストレス発散	60.0	(3/5)	15.7	(8/51)	p=.047
犯行の背景事情
摂食障害	57.1	(4/7)	14.3	(7/49)	p=.008
前科・前歴
窃盜前歴あり	25.0	(11/44)	-	(0/12)	p=.053
② 40～64歳 (N=128)
生活環境
母親が監督者	57.1	(4/7)	26.4	(32/121)	p=.079
家族等と同居の自宅が帰住予定先	30.8	(33/107)	11.1	(2/18)	p=.085
犯行の動機
高価な物欲しさ	100.0	(2/2)	27.0	(34/126)	p=.078
盗み癖	44.4	(8/18)	25.5	(28/110)	p=.097
酩酊の影響	100.0	(2/2)	27.0	(34/126)	p=.078
犯行の背景事情
親子兄弟等とのトラブル	55.6	(5/9)	26.1	(31/119)	p=.058
相談相手なし	100.0	(2/2)	27.0	(34/126)	p=.078
③ 65歳以上 (N=72)
生活環境
単身居住者	50.0	(11/22)	28.0	(14/50)	p=.071
犯行の動機	-	-
犯行の背景事情
職場の倒産・解雇	100.0	(2/2)	32.9	(23/70)	p=.117
近親者の病気・死去	64.3	(9/14)	27.6	(16/58)	p=.010

注 1 法務総合研究所の調査による。

2 万引きの罰金処分者に限る。

3 調査対象事件の裁判確定前の余罪により，同裁判確定後に有罪裁判を受けた者を除く。

4 各項目について，不詳の者を除く。

5 「窃盗再犯率」は，調査対象事件の裁判確定後，新たに行った窃盗により，平成25年6月末までに有罪裁判が確定した者の人員の占める比率をいう。

6 p 值は，カイニ乗検定による漸近有意確率である。ただし，期待度数が少ないなど，漸近有意確率を用いるのが適当でない場合には，Fisher の直接法による。
## イ 多変量解析（COXの比例ハザードモデルによる回帰分析）

以上のとおり，単変量解析により，万引きの罰金事犯者を対象として，男女別・年齢層別に窃盗再犯と関連する要素を抽出した。更に，これらの諸要素が交絡する可能性を考慮した上で窃盗再犯との関連要因を検討するため，以下，COXの比例ハザードモデルによる回帰分析を実施する。

本分析においては，これまでの検討過程において，窃盗再犯に影響する要因の一つとして窃盗前歴の存在が示唆されていたため（本節2項（4），3項（4）及び前記ア参照），これを統制した上で，その他の関連要因について検討することとした。もっとも，高齢者については，ほぼ全員に窃盗前歴があるため $ ^{*28} $ ，窃盗前科を統制変数とすることとした。

その上で，単変量解析を通じて窃盗再犯と有意な関連が示された前記3の各要素を独立変数とし，窃盗再犯の有無と最初の窃盗再犯に至るまでの日数を従属変数として，COXの比例ハザードモデルによる回帰分析を実施した。

モデルの構築に当たっては，段階的に変数の投入を行い，第1ステップにおいて統制変数（窃盗前歴又は窃盗前科）を投入した上で，第2ステップにおいて，独立変数である前記3の各要素について，変数増加法により投入することとした $ ^{(*29)} $ 。もっとも，39歳以下の女性においては，窃盗前歴のない者に窃盗再犯が認められなかったため，統制変数を投入することなく，その他の各要素を変数増加法により投入した。また，中高年層の女性においては，窃盗再犯に関連する要因として示された「高価な物欲しさ」，「酩酊の影響」及び「相談相手なし」の該当者が極端に少なかったため，これらの変数を投入候補から除外することとした。

## (ア) 男性

以上の方針に基づき，男性の窃盗再犯に関連する要因（年齢層別）について，COXの比例ハザードモデルによる回帰分析を実施した結果を見ると，2-6-3-21表のとおりである $ ^{*30} $ 。
## 2 -6-3-21表

万引きの罰金処分者 Cox の比例ハザードモデルによる回帰分析結果（男性・年齢層別）

① 39歳以下（N=118）

B	SE	Wald	HR	95%信頼区間	p值
下限	上限
窃盜前歴あり	1.74	0.74	5.58	5.69	1.34	24.04	0.018
資産なし	1.63	0.61	7.10	5.11	1.54	16.98	0.008
背景事情：ギャンブル耽溺	1.51	0.55	7.69	4.54	1.56	13.22	0.006

② 40~64歳 (N=150)

B	SE	Wald	HR	95% 信頼区間	p 值
下限	上限
窃盜前歴あり	0.71	0.53	1.83	2.04	0.73	5.71	0.176
背景事情：習慣飲酒・アルコール依存	0.97	0.35	7.69	2.65	1.33	5.27	0.006
背景事情：家族と疎遠・身寄りなし	0.83	0.30	7.87	2.30	1.29	4.13	0.005

③ 65歳以上 (N=72)

B	SE	Wald	HR	95% 信頼区間	p 值
下限	上限
窃盜前科あり	0.16	0.67	0.06	1.17	0.32	4.32	0.810
月収10万円以下	1.29	0.71	3.30	3.64	0.90	14.67	0.069

注 1 法務総合研究所の調査による。

2 投入した変数に欠損値があるものを除く。

3 「HR」は、ハザード比（Hazard Ratio）である。

4 p 值は，Wald 検定による有意確率である。

ここで同表中におけるハザード比（Hazard Ratio） $ ^{(*31)} $ が1よりも統計的に有意に大きい場合は，モデル内の他の要因の影響を調整した上でもなお，その要因の存在が窃盗再犯のリスクを増加させることを意味している。

39歳以下の男性においては，窃盗前歴を統制した上で，他の要因の影響を調整してもなお，「資産なし」や「ギャンブル耽溺」といった要素の存在が，窃盗再犯に有意な影響を及ぼす要因
として示された。

また，中高年層の男性においては，窃盜前歴を統制した上で，他の要因の影響を調整してもなお，「習慣飲酒・アルコール依存」や「家族と疎遠・身寄りなし」といった要素の存在が，窃盜再犯に有意な影響を及ぼす要因として示された。

他方，男性高齢者においては，窃盗前科を統制した上で，他の要因の影響を調整すると，窃盗再犯に有意な影響を及ぼす要因は認められなかった $ ^{(*32)} $ 。

## (イ) 女性

次に，女性の窃盗再犯に関連する要因（年齢層別）について，COXの比例ハザードモデルによる回帰分析を実施した結果を見ると，2-6-3-22表のとおりである。

39歳以下の女性においては，他の要因の影響を調整してもなお，「ストレス発散」や「摂食障害」といった要素の存在が，窃盗再犯に有意な影響を及ぼす要因として示された。

また，中高年層の女性においては，窃盜前歴を統制した上で，他の要因の影響を調整してもなお，「母親が監督者」であることや「家族等と同居の自宅が帰住予定先」であるといった要素の存在が，窃盜再犯に有意な影響を及ぼす要因として示された。

さらに，女性高齢者においては，窃盗前科を統制した上で，他の要因の影響を調整してもなお，「近親者の病気・死去」といった要素の存在が，窃盗再犯に有意な影響を及ぼす要因として示された。
## 2 -6-3-22表

## 万 引きの罰金処分者 Cox の比例ハザードモデルによる回帰分析結果（女性・年齢層別）

① 39歲以下 (N=59)

B	SE	Wald	HR	95% 信頼区間	p 值
下限	上限
動機：ストレス発散	1.56	0.69	5.10	4.74	1.23	18.30	0.024
背景：摂食障害	1.46	0.64	5.30	4.32	1.24	15.02	0.021

② 40~64歳 N=129

B	SE	Wald	HR	95% 信頼区間	p 值
下限	上限
窃盜前歴あり	0.24	0.75	0.10	1.27	0.29	5.52	0.746
家族等と同居の自宅が帰住予定先	1.47	0.75	3.85	4.34	1.00	18.78	0.050
母親が監督者	1.59	0.56	8.04	4.90	1.63	14.72	0.005

## ③ 65歲以上 (N=73)

B	SE	Wald	HR	95% 信頼区間	p 值
下限	上限
窃盜前科あり	-0.86	0.55	2.44	0.42	0.14	1.24	0.118
背景：近親者の病気・死去	1.18	0.42	7.86	3.26	1.43	7.45	0.005

注 1 法務総合研究所の調査による。

2 投入した変数に欠損値があるものを除く。

4 p 值は，Wald 検定による有意確率である。

3 「HR」は、ハザード比（Hazard Ratio）である。
課題名 S-5 地球温暖化に係る政策支援と普及啓発のための気候変動シナリオに関する総合的研究

4. 統合システム解析による空間詳細な排出・土地利用変化シナリオの開発

課題代表者名 山形　与志樹 （独立行政法人国立環境研究所　地球環境研究センター　主席研究員）

研究实施期间 平成19～23年度

累計予算額 423,885 千円（うち23年度 89,585 千円）

予算額は、間接経費を含む。

研究体制

(1) 社会経済シナリオのダウンスケール手法と土地利用変化シナリオの開発に関する研究

(2) 温室効果ガスとエアロゾル等の排出の空間分布の推定に関する研究（独）国立環境研究所）

(3)空間詳細シナリオの検証と国際研究ネットワークの構築に関する研究（独）国立環境研究所

(4) 気候変動シナリオの解析による空間詳細シナリオの整合性評価に関する研究（独）海洋研究開発機構）

### I. 戦略課題S-5テーマ4の全体構成

本テーマでは、第1に、気候変動に関する政府間パネル(IPCC)第5次評価報告書に向けて国際的に進められている研究動向に対応する形で、日本の「アジア太平洋統合評価モデル(Asia-Pacific Integrated Model: 以降、AIMという)」により作成された社会経済シナリオのダウンスケーリングを行った。具体的には、サブテーマ（1）において、空間的な社会経済発展パターンをモデル化してグローバルシナリオを空間詳細化（ダウンスケール）する手法と、農林地間の転換をモデル化して空間詳細な土地利用変化シナリオを開発し、地球システムモデルや気候モデルが地表面の境界条件として用いる空間詳細な社会経済シナリオや土地利用変化シナリオを、緯度経度0.5°解像度で作成した。この空間詳細シナリオを用いて、サブテーマ（2）では、気候モデルに入力する温室効果ガス(GHG)・エアロゾル等の排出データを作成し、サブテーマ（3）で、都市・地域の研究者間の国際連携を強化する国際研究ネットワークを通じて、空間詳細シナリオの妥当性について国内外のテストサイトにおいて検証した。そして、サブテーマ（4）において、空間詳細シナリオを用いた火災・土地利用変化によるCO₂等の排出量の気候変動予測計算を実施し、気候変動影響との整合性について検討した。

第2に、サブテーマ（1）では、地域を限定して、より空間詳細な土地利用シナリオ、社会経済活動シナリオの開発を行った。このシナリオは、本課題テーマ3などの地域気候モデルの入力データとして提供し、地域気候の予測精度の向上に寄与するものとなった。

図1に示すように、以下の4サブテーマ体制を組んで実施したが、各サブテーマ間では、データの受け渡し等、密接に連携して研究を実施した。

## Ⅱ．本研究により得られた科学的成果

全球を対象とした人口・GDP、エアロゾル排出、土地利用変化、GHG排出量の0.5°メッシュのシナリオである代表的濃度経路(RCP)シナリオについて、修正と検討を実施し、次期のIPCCで検討されているシナリオに対応する地理的な分布を持ったシナリオを構築した。この成果は、現在、世界中の研究グループが標準的に用いる4つのシナリオのうちの1つ(RCP6.0)として、新しい気候変動予測計算の前提条件に用いられており、温暖化予測の空間詳細化等の精度向上に貢献することができた。

また、土地利用変化起源のCO₂排出量の見積もりについて、統合評価モデルで計算された値と、テーマ4の空間的に詳細な生態系モデルで計算された値の間で大きな差（21世紀中の積算値で60PgC程度）があることが示された。たとえば、大気中温室効果ガス濃度安定化に必要な排出削減量は主に統合評価モデルにより見積もられてきているため、政策的に重要なこのような見積もりに、これまで十分に注意されてこなかった不確実性があることが示唆された。

## Ⅲ．成果の環境政策への貢献

RCPはIPCC第5次評価報告書に向けたベンチマークシナリオであり、その空間詳細化と温暖化影響の評価を行う研究は、IPCCへの国際貢献として重要な意味を持つ。また、土地利用について空間詳細化をさらに進めた
図1 テーマ4の全体構成

都市シナリオは新シナリオと連携を行うことで、テーマ3の都市気候モデルとの結果と併せて世界各地の都市における温暖化影響を評価する際に有用な情報となることが期待される。これらの研究により、将来の気候変動による影響を予測するために必要となる、空間詳細な土地利用シナリオに関する知見が得られ、より詳細な気候変動影響評価や適応策の検討に資することができた。

また、国際研究ネットワークを通じて収集したデータや情報は、グローバルな都市炭素収支計画を策定するという長期的な目標に役立つものであり、IPCC第5次評価報告書や全球エネルギー評価などの主要な国際評価に貢献している。

### I V. 研究概要

### 1. はじめに(研究背景等)

IPCC第4次報告書では、気候変動予測に用いるシナリオは、多くのシナリオから代表的な数値を抽出したものであり、気候変動と社会変化に関連がないだけでなく、空間的にも、全世界を10数地域に分割したものであった。しかし、近年では、温暖化問題に対する適応と緩和の重要性が指摘されており、自然システムと社会システムを統合した解析が喫緊の課題となっている。また、エアロゾルの排出や土地利用変化は、その空間解像度に伴う不確実性が指摘されており、空間詳細なシナリオの必要性が唱えられている。

このような背景に対して、IPCC第5次評価報告書に向けて、新シナリオの作成に関する議論が行われている。そこでは従来の手法とは異なり、2100年以降に温室効果ガスが気候に与える影響の大きさを表す放射強制力を一定とする仮定の下で、地球システムモデル(以降、ESMという)による将来気候変動の予測を行い、その結果を利用して適応と緩和を考慮した社会・経済シナリオの作成を行うことが決定した。しかし、「2100年放射強制力一定」の仮定のみでは、ESMの入力データとしては不十分であり、必要最小限度のシナリオが必要となる。また、必要最小限のシナリオが多数存在すると、ESM間の相互比較に問題が生じる。そこで、「2100年放射強制力一定」の代表的なシナリオの作成を国際協調で行うことを決定した。しかし、最小限とはいえ社会・経済シナリオを作成するには膨大な作業が生じる。そこで、世界の統合評価モデル(Integrated Assessment Model:以降、IAMという)のうち、既にピアレビューが行われた4モデルにより、パスが異なる放射強制力の最小限のシナリオを作成することとなった。このシナリオは代表的濃度経路(RCP, Representative Concentration Pathways)と呼び、自然起源を含む、GHGとエアロゾルの空間詳細な排出およびその変化、空間詳細な土地利用変化を作成する。しかし、既往のIAMではESMが必要とする空間解像度での出力は不可能である。そのため、IAMの結果をダウンスケールすることで、ESMが要求する解像度の排出および土地利用変化のシナリオを作成することが必要とされている。

本研究課題、本テーマでは、国際的な状況を鑑み、第1段階としてRCPに参加するAIMと協力し、RCPで必要とされる空間詳細排出シナリオおよび土地利用変化シナリオの作成を行う。次の段階として、自然システムと社会システムを統合した、新たなシナリオとその整合性の評価を行う。