Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
ルは多くの現実的な状況において合理的であると考えられるかもしれない．彼らの研究の結果だけを列挙しておく．

## 結論

- 上流市場で財を供給する企業に他の小売との取引を禁止する排他的取引契約は，下流市場の小売のいかなる投資水準も高める。

- 排他的取引契約の権利を持つ小売が転売可能であるならば，その契約は受取人の交渉力を増加させ，その結果，投資によって増した余剰を吸収可能である．

## 6 要約と議論

われわれは，排他的取引契約の反競争的側面と競争促進的側面の理論的進展を紹介してきた．反競争効果に関する研究の主張をまとめると，次のようになる．

- 排他的取引契約によって，参入企業が排除されることは無い。(Posner (1976) と Bork (1978))

- 排他的取引契約を破棄するために違約金が存在するならば，一部の参入企業が排除される可能性がある．(Aghion and Bolton (1987))

- 参入費用が必要であるならば，排他的取引契約により参入企業が排除される可能性がある．(Rasmusen et al. (1991), Segal and Whinston (2000a))

- 排他的取引契約が上流市場の企業と下流市場の企業間で結ばれるならば，下流市場の状態に依存して，排他的取引契約により参入企業が排除される可能性がある．(Fumagalli and Motta (2006), Simpson and Wickelgren (2007), Abito and Wright (2008), Wright (2008))

- 上流市場と下流市場の両方に参入がある場合，追加的な補償をしなくても排他的取引契約に同意し，参入企業が排除される可能性がある．(Comanor and Rey (2000))

これまでの研究を概観することにより，排他的取引契約に関して，シカゴ学派が主張するような反競争効果が無いという主張を全面的に受け入れることはできないことが分かる．しかしながら，シカゴ学派の主張は，直感的で理解しやすいのは事実である．一方，反シカゴ学派の議論は，Aghion and Bolton (1987) に端を発し現在も続いているが，どの研究も複雑な市場環境が前提となっている．現実の市場環境も複雑であるから，様々な場合に応じて，適宜判断するべきであると解釈も可能である．一方，排他的取引契約の競争促進的な研究に関しても，代表的な研究である Segal and Whinston (2000b) からも分かるように，シカゴ学派の主張を正確に示すと，モデルは複雑になることが分かる．

排他的取引契約の反競争効果に関する研究と比較すると競争促進効果に関する研究は少ない。それを受けて，一部では排他的取引契約の反競争効果に関心が高く，競争促進効果にはあまり関心が払われていないように見えるが，現実的な問題から研究が行われてきた結果だとわれわれは考えている。競争当局は反競争効果がある場合にはできる限り早急に市場を健全な状態に戻したいと考えているので，どのような市場環境であるならば，排他的取引契約は反競争効果を持つのかを経済学的に知りたいからである。そのような要求に答える形で，反競争効果の研究が推進してきたとわれわれは考えている。そのためにも，反競争効果を持つ市場環境の特徴付けは重要な研究である。今まで紹介した研究以外にも，まだまだ多くの市場環境は存在する。例えば，2社以上の既存企業が，それぞれ排他的取引契約いるような並行的な排他的取引契約，上流，下流に効率・非効率な新規参入がいる場合，ネットワーク効果が市場にある場合，双方向市場における排他的取引契約など様々な市場環境がある。そのような環境に対して排他的取引契約が反競争効果を持つかどうかの問題は未解決である。

しかしながら，今までの研究において，排他的取引契約の研究は反競争的側面と競争促進的側面のどちらか一方に焦点が当てられている．現実的な問題，特に競争当局が排他的取引契約を規制しようとする場合，両方の側面を同時に考える必要がある．そのような問題に答えをだすような研究は，今後の課題である．シカゴ学派が主張するように，排他的取引契約には反競争効果は無いならば，そのような問題
を考える必要はないが，本論文で紹介したように，幾つかの市場環境においては効率的な新規参入企業を排除する可能性がある．そのような市場環境において競争促進効果は無いのだろうか．その疑問に対する答えを見つける研究方向として，反競争効果がある経済環境において，競争促進効果を促す投資をモデルに組み込んで厚生の評価をする研究が考えられる．そのような研究を行うことによって，競争当局にとっても有益な指針を与えてくれるのではないかと考えられる．

## 付録 A Wright (2008)

下流市場の企業が2社の場合を考える．排他的取引契約を結んだ企業の数に応じて幾つかの部分ゲームを考える．$S=0$ の場合，2社の小売が各企業の財を扱って競争を行っている．その場合，生じる価格は複占価格$p_{D}$ で，各企業の利潤は$\Pi_{D}$ となる．各小売は各財に対してベルトラン競争を行っているので，利潤は0となる．$0w_{E}$ となる．$p_{I}=w$ であるので，既存企業の最適化問題は，$(w-c)D(w,p_{E})$ を最大化する卸価格を付けることである．一方，新規参入企業を最適化問題は，$(w_{E}-c)D(p_{E}(w_{E},p_{I}),p_{I})$ を最大化する卸価格を付けることである．$\Pi_{I},\Pi_{E}$ を均衡において得られるそれぞれの利潤とする．$\pi_{f}$ を自由小売の均衡における利潤とする．$\pi_{f}>0$ であることに注意が必要である．もし，既存企業が$p_{I}$ を複占価格$p_{D}$ とするならば，自由小売の最適反応は，$w_{E}>c$ のもとでは$p_{D}$ よりも高くなる．既存企業の財に対する需要関数は$p_{D}$ の増加関数であるので，この場合，既存企業の財に対する需要が増加することになる．$w=p_{D}$ を常に付ける選択を持つ場合，$\Pi_{I}>\Pi_{D}$ となる．一方，新規参入企業の利潤は，$\Pi_{D}$ よりも高くなったり，低くなったりする．そこで，$F\leqslant\Pi_{D}$ の下で，2つの場合を考えてみる．

1. $ F > \Pi_{E} $ の場合，新規参入企業は，2 社以上の小売が自由小売である場合のみ参入を行う．しかしながら，各小売にとって他の小売の行動にかかわらず，自由小売でいるならば0利潤であるので，僅かな補償があれば既存企業と排他的取引契約を結ぶことが支配戦略である．無差別である場合，排他的取引契約を結ぶというルールの下では，x = 0 においても排他的取引契約を結ぶことになる．その場合，既存企業は独占利潤 $ \Pi_{M} $ を得ることになる．

2. $ F \leqslant \Pi_{E} $ であるならば，1 社のみしか小売が存在しなかったとしても，新規参入企業は参入可能である．既存企業はそのとき，2 つの選択を考える．1 つ目として，各小売に離脱した時の利潤 $ \pi_{f} $ を補償することによって，全ての小売と排他的取引契約を結ぶこと．この選択をする場合，既存企業の利潤は， $ \Pi_{M} - 2 \cdot \pi_{f} $ となる．2 つ目として，既存企業は，ある小売のみと排他的取引契約を結び，1 つの小売を自由小売として，新規参入企業を参入させること．1 つの小売が自由小売のもとで，残りの小売は僅かな補償であっても排他的取引契約を結びたいと考える．なぜならば，排他的取引契約を結ばないならば，下流市場において 0 利潤となるからである．無差別のルールがあることにより，補償額が 0 であったとしても排他的取引契約を結ぶことになる．したがって，既存企業の利潤は $ \Pi_{i} $ となる．そこで，既存企業は，全ての小売と排他的取引契約を結び $ \Pi_{M} - 2 \cdot \pi_{f} $ の利潤を得るか，1 社とだけ排他的取引契約を結んで $ \Pi_{I} $ の利潤を得るかの選択を行うことになる．誰とも排他的取引契約を結ばない場合の利潤は $ \Pi_{D} $ である，この利潤は $ \Pi_{I} $ よりも低いので，その選択肢は考慮しない．

Γ の関数として 2 つの異なる戦略の下で既存企業の利潤の差を考察する. $\triangle(\Gamma)=\Pi_{M}-2\cdot\pi_{f}-\Pi_{I}$ と
する．最初，$\Gamma\to1$ の場合を考える．この場合，仮定より，$\Pi_{M}$ は最大値をとる．新規参入企業が参入するならば，両企業は限界費用に向かって卸価格を下げる競争を行う．その結果，各企業と小売の利潤は0に近づいていく．2つの推論から，$\Gamma$が1に近づくと，$\triangle(\Gamma)\to\Pi_{M}>0$ となる．一方，$\Gamma\to0$ の場合を考える．既存企業の財は独立な需要に直面していることになり，利潤は独占利潤となる．小売の利潤は，$\pi_{f}>0$ である．したがって，財の差別度合いが高くなると，$\triangle(\Gamma)<0$ となる．差別化の度合いに対する仮定から，任意のNに対して$\triangle(\Gamma)$ は$\Gamma$に関して連続で非減少関数であるので，財の差別度合いに関して重要な基準$\Gamma_{N}$ がある．$\Gamma_{N}<\Gamma$ であるならば，全ての小売と排他的取引契約を結び，$\Gamma_{N}\geqslant\Gamma$ であるならば，全ての小売とは排他的取引契約を結ばず，参入を引き起こすことになる．

## 付錄 B Segal and Whinston (2000b)

ここでの解説は，Whinston (2008) によるものである．既存企業 I と買い手 B は，契約に書くことができない投資をする前に契約を行う状況を考える．更に，代替的な財を購入することが可能な新規参入企業 E が存在すると仮定する．

このゲームの時系列は本文にも記したが，確認のために記述しておく．1期目に既存企業と買い手は排他的取引契約を結ぶかどうかの決定を行う．この契約は不完備であり，唯一契約に書くことができるのは，新規参入企業との取引を禁止することである．2期目に，既存企業と買い手は既存企業と新規参入企業と取引を行う上で，買い手の価値と既存企業の費用を決める契約に書くことができない投資を行う．これらの値は，このゲームの参加者全てによって観察可能である．3期目に，既存企業と買い手は取引に関して交渉を行う．ここでの交渉はナッシュ交渉の形をとると仮定する．ナッシュ交渉において，効率的な同意に達し，不一致点を超える余剰を分け合うことになる．同意に達しないならば，排他的取引契約による既存企業から拘束は無く，買い手は新規参入企業と取引を行う．

買い手は，その財を高々1単位のみ必要であると仮定する．既存企業が生産する財の買い手の価値を$v$とし，新規参入企業が生産する財の価値を$v_{E}$とする排他的取引契約を結んだ後に，既存企業は関係特殊的な投資$i_{I}\geqslant0$を行う．既存企業が投資$i_{I}$を行ったならば，彼女の限界費用を減少させる効果を持つとする．すなわち，$c^{\prime}(i_{I})=dc(i_{I})/di_{I}<0$である．新規参入企業の限界費用は$c_{E}$で，既存企業は競争を行っているとする．全ての$i_{I}$に対して，$v>c_{E}>c(i_{I})$であると仮定する．既存企業と取引をすることが効率的である．最適投資$i_{I}^{*}$は次の問題を解くことである，

$$ \max_{i_{I}}[v-c(i_{I})]-i_{I} $$

一階の条件によると, $ c'(i_{I}^{*}) = -1 $ となる.

排他的取引契約の効果を考察する．e=1 は排他的取引契約を結ぶ場合，e=0 は排他的取引契約を結ばない場合とする．ここでの仮定によると，既存企業と取引することが効率的であるので，買い手は既存企業との排他的取引契約に同意する．排他的取引契約と投資水準 $ i_{I} $ が与えられた下での交渉による既存企業の利得は，次のようになる

$$ \begin{align*}U_{I}(i_{I}|e)\quad:=&\quad d_{I}(i_{I}|e)+\frac{1}{2}\left\{[v-c(i_{I})]\right.\\&\left.-d_{I}(i_{I}|e)-d_{B}(i_{I}|e)\right\},\\=&\quad\frac{1}{2}\left[v-c(i_{I})\right]+\frac{1}{2}\left[d_{I}(i_{I}|e)-d_{B}(i_{I}|e)\right],\end{align*} $$

ここで， $ d_{I}(i_{I}|e) $ と $ d_{B}(i_{I}|e) $ は買い手と既存企業の不一致点の利得である．各不一致点の利得は次のようになる

$$ \begin{aligned}d_{I}(i_{I}|e)\quad&=\quad0,\\d_{B}(i_{I}|e)\quad&=\quad\begin{cases}v_{E}-c_{E}&if e=0,\\0&if e=1,\end{cases}\end{aligned} $$

既存企業は他の取引相手がいないので，買い手と交渉決裂したならば取引0である．また，買い手は排他的取引契約を結んでいないならば，新規参入企業と取引をすることによって利益を得る．排他的取引契約を結ぶことによって，買い手は交渉力を落とすことになる．一方，既存企業は排他的取引契約があることによって，利益が増加する．それに伴って，既存企業は排他的取引契約があることによって投資を増加させるかを確認してみる．排他的取引契約があることによって，既存企業の利潤に影響を与えるのは，買い手の不一致点のみである．上記の式を見ると，既存企業の投資は買い手の不一致点の利得に何ら影響しないことが分かる．すなわち，排他的取引
契約は既存企業の利得に影響を与えるが，既存企業の限界投資収益には影響を与えないのである．なぜ影響を与え無いのかは，上記の式を見るとわかるように，既存企業と買い手の間の取引のみに投資は影響するからである．それゆえ，排他的取引契約が投資水準に影響を与えるのは，新規参入企業との取引にもその投資が影響を与えるときである．排他的取引契約の存在が投資の水準に影響を与えるかの重要な基準として，

### 1. 誰が投資を行ったか，

2. 排他的取引契約を結んだ者同士の取引価値を高める投資は，他との取引価値も高めるのかそれとも低くするのか，

である。

既存企業が投資をしている場合を考える．更に，既存企業による投資はその企業と取引する価値だけではなく，新規参入企業との取引価値も高めるような場合を考える．Segal and Whinston (2000b) において，補完的と呼ばれる状況を考えてみる． $ v(i_{I}) $ を買い手が既存企業と取引をする場合の価値， $ v_{E}(i_{I}) $ を買い手が新規参入企業と取引をする場合の価値とする． $ dv(i_{I})/di_{I}>0, dv_{E}(i_{I})/di_{I}>0 $ であると仮定する．その場合の，既存企業の利得は，

$$ \begin{align*}U_{I}(i_{I}|e)\quad=\quad&\frac{1}{2}[v(i_{I})-c(i_{I})]\\&-\frac{1}{2}\begin{cases}v_{E}(i_{I})-c_{E}&if e=0\\0&if e=1\end{cases}.\end{align*} $$

この式からもわかるように，排他的取引契約が無い場合，買い手の不一致点の利得が増加する．排他的取引契約がない場合．既存企業は投資水準を最適な場合よりも低めに行うインセンティブが存在することになる．一方，新規参入企業との取引価値を下げるような投資の場合，排他的取引契約は最適な投資水準よりも下げる可能性がある． $ ^{10} $

買い手が投資を行う場合を考えてみる．買い手の投資は，既存企業との取引価値 $ v(i_{B}) $ も高めるが，又新規参入企業との取引価値 $ v(i_{B}) $ にも影響する．排他的取引契約が買い手の投資にどのような影響を与えるかを考察する．買い手の交渉利得は，

$$ \begin{align*}U_{B}(i_{B}|e)\quad=\quad&\frac{1}{2}[v(i_{B})-c(i_{B})]\\&+\frac{1}{2}\begin{cases}v_{E}(i_{B})-c_{E}&if e=0\\0&if e=1\end{cases}.\end{align*} $$

買い手の投資が補完的な関係があるとき，排他的取引契約が存在すると，買い手の投資は減少する．なぜならば，上記の式からわかるように不一致点の利得を減少させるからである．逆に，投資が代替的である場合，排他的取引契約があるならば，買い手の投資は増加する．

排他的取引契約による投資の増加が，厚生にどのような影響を与えるのかを考察する．新規参入企業と既存企業が競争をしている場合，排他的取引契約がある場合，既存企業と買い手の結合利潤が高くなるかどうかに依存する．既存企業が補完的な投資を行うか，又は買い手が代替的な投資を行うならば，排他的取引契約によって厚生は必ず増加する．買い手が補完的な投資を行う場合， $ v'(i_{B}) - c'(i_{B}) > v_{E}(i_{B}) $ であるならば必ず排他的取引契約によって厚生は減少する．

## 付録 C Comanor and Rey (2000)

既存企業 I は一定の限界費用 c で，一定の限界費用 d に直面している既存小売 B を通じてその財を販売している．その最終需要 D(p) は非弾力的で，小売価格 p > v とならない限り D(p) = 1 である．ここで，最終消費者の支払い意思額 v とする．もし 2 社の既存企業が自分達のステージで独占者のように行動するならば，小売は価格 v で販売し，2 社の既存企業は対応する利潤をシェアする．

$$ \pi_{I}^{*}+\pi_{B}^{*}=v-c-d. $$

小売は費用 $ c_{E}=c-\triangle c $ で生産するより効率的な企業と取引を行い，既存企業は新規参入小売（又は自分自身の流通ネットワークを構築できる）と取引を行うと仮定する．しかしながら，この新規参入小売は既存小売よりも効率的ではなく，新規参入小売の限界費用は $ d_{E}=d+\triangle d $ である．最後に，新規参入企業は新規参入小売とは取引を行わないと仮定する．これは3種類の垂直構造があることを意味し
ている．すべての3種類の構造が実行可能，すなわち， $ c+d_{E}\leqslant v $ である．これはAghion and Bolton (1987)に結合利潤を考えた拡張になっている．

2 社の既存企業の間で事前コミットメントがない場合，既存小売はより効率的な新規参入企業と取引を行うはずである．このことにより，既存企業は新規参入小売と取引する選択肢以外ない．すなわち，上流市場における参入は2社の企業間での競争を発生させるばかりではなく，2社の垂直構造の間での競争も引き起こす．コスト $ c-\triangle c+d $ となる効率的な組E-Bは，費用 $ c+d+\triangle d $ となる効率的でない組 $ I-B_{E} $ と競争を行うことになる．企業間のベルトラン競争は卸売価格をcに導き，一方，2の垂直構造間の競争は小売価格を $ c+d+\triangle d $ となる．均衡において，最も効率的な組E-Bだけが活動し，均衡利潤は，

$$ \pi_{I}^{**}=\pi_{B_{E}}^{**}=0,\ \pi_{E}^{**}=\triangle c,\ \mathrm{a n d}\ \pi_{B}^{**}=\triangle d. $$

既存企業間の結合利潤と新規参入企業がいない場合の達成可能な最大結合利潤を比較してみる． $ v \geqslant c + d_{E} $ の仮定より，

$$ \begin{aligned}c+d_{E}\quad&=\quad c+d+\triangle d\leqslant v\\\pi_{I}^{**}+\pi_{B}^{**}\quad&=\quad\triangle d\leqslant v-c-d=\pi_{I}^{*}+\pi_{B}^{*}.\end{aligned} $$

すなわち，新規参入企業が存在しない場合の方が，結合利潤が高くなるのである．そこで，2の既存企業は排他的取引契約を結び利点が生じる，それによって任意の参入を阻害しようとする．この事実は，既存企業Ｉが既存小売Ｂに対する交渉力をすべて持っているときでさえ成り立つ．その場合，上流市場の競争が促される．しかしながら，結合利潤は排他的取引契約を結んだ方が高いので，Ｉは卸価格を減少する補償を提供することでＢに排他的取引契約を同意させようとする．

## 参考文献

Abito, Jose Miguel and Julian Wright (2008) “Exclusive dealing with imperfect downstream competition,” International Journal of Industrial Organization, Vol. 26, No. 1, pp. 227-246, January.

Aghion, Philippe and Patrick Bolton (1987) “Contracts as a Barrier to Entry,” American Economic Review, Vol. 77, No. 3, pp. 388–401.

Bork, Robert H (1978) The Antitrust Paradox: A Policy at War with Itself: New York Basic Books.

Casadesus-Masanell, Ramon and Daniel F. Spulber (2000) “The Fable of Fisher Body,” Journal of Law and Economics, Vol. 43, No. 1, pp. 67–104.

Coase, R. H. (2000) “The Acquisition of Fisher Body by General Motors,” Journal of Law and Economics, Vol. 43, No. 1, pp. 15-31.

Comanor, William and Patrick Rey (2000) “Vertical Restraints and the Market Power of Large Distributors,” Review of Industrial Organization, Vol. 17, No. 2, pp. 135-153, September.

de Meza, David and Mariano Selvaggi (2007) “Exclusive contracts foster relationship-specific investment,” Rand Journal of Economics, Vol. 38, No. 1, pp. 85-97.

Fumagalli, Chiara and Massimo Motta (2006) “Exclusive Dealing and Entry, when Buyers Compete,” American Economic Review, Vol. 96, No. 3, pp. 785-795, June.

Klein, Benjamin (1988) “Vertical Integration as Organizational Ownership: The Fisher Body-General Motors Relationship Revisited,” Journal of Law, Economics and Organization, Vol. 4, No. 1, pp. 199-213, Spring.

Posner, Richard A. (1976) Antitrust Law: An Economic Perspective. Chicago: University of Chicago.

Rasmusen, Eric B., J. Mark Ramseyer, and Jr. Wiley, John S. (1991) "Naked Exclusion," American Economic Review, Vol. 81, No. 5, pp. 1137–1145.

Segal, Ilya R. and Michael D. Whinston (2000a) "Naked Exclusion: Comment," American Economic Review, Vol. 90, No. 1, pp. 296-309, March.
Segal, Ilya and Michael D. Whinston (2000b) “Exclusive Contracts and Protection of Investments,” RAND Journal of Economics, Vol. 31, No. 4, pp. 603-633, Winter.

Simpson, John and Abraham L. Wickelgren (2007) "Naked Exclusion, Efficient Breach, and Downstream Competition," American Economic Review, Vol. 97, No. 4, pp. 1305-1320, September.

Whinston, Michael D. (2008) Lectures on Antitrust Economics: The MIT Press.

Wright, Julian (2008) “Naked exclusion and the anticompetitive accommodation of entry,” Economics Letters, Vol. 98, No. 1, pp. 107-112, January.

Yanagawa, Noriyuki and Ryoko Oki (2008) “Exclusive Dealing Contract and Inefficient Entry Threat,” CIRJE Discussion Paper Series. CIRJE-F-583.
## 第2章 高齢者及び精神障害のある者による犯罪等の動向

本章においては，各種統計資料に基づき，高齢者・精神障害のある者による犯罪等の検挙人員等の推移のほか，処遇の各段階における高齢者・精神障害のある者の基本的属性や再犯の状況等について概観することとする。

## 第 1 節 高齡者

本節においては，主に最近20年間の高齢犯罪者の動向について，総数・女性別又は男女別に区分して概観する。なお，高齢者のうち70歳以上の者の動向に特徴が見られるものについては，65～69歳の者と70歳以上の者とを区別して示している。

## 1 検挙

本項においては，犯行時の年齢が65歳以上の者を高齢者として，検挙人員等の推移を見ることとする。

## （1） 人員

刑法犯検挙人員等の推移（最近20年間）を総数・女性別に見るとともに，これを年齢層別に見ると，2-1-1-1図のとおりである。

刑法犯検挙人員は，平成8年以降増加傾向にあり，16年（38万9,297人）のピークの後，減少し続け，27年は16年と比べて，38.5%減少したが，これを年齢層別に見ると，20歳未満が7割以上減少したほか，20～29歳，30～39歳及び50～64歳の各年齢層において，約2割ないし4割減少した。他方，高齢者の検挙人員は，20年にピーク（4万8,805人）を迎え，その後は高止まりの状況にあって，27年に4万7,632人（前年比0.8%増）となり，16年から29.8%増加した。このうち，70歳以上の者は，27年に3万2,259人（同0.1%増）となり，16年と比べて，51.3%増加した（2-1-1-1図①参照）。

女性の刑法犯検挙人員は，平成8年以降増加傾向にあり，17年（8万4,175人）のピークの後，減少し続け，27年は17年と比べて，41.5%減少し，年齢層別で見ると，20歳未満，20～29歳，30～39歳及び50～64歳の各年齢層において大きく減少したのに対し，女性高齢者は，24年にピーク（1万6,503人）を迎え，その後は高止まりの状況にあって，27年に1万6,297人（前年
比1.2%増）となり，17年と比べて，22.7%増加した。特に70歳以上の女性は，27年は1万2,094人であり，17年と比べて，39.7%増加した（2-1-1-1図②参照）。

平成27年の高齢者の刑法犯検挙人員を8年と比べると，総数では約3.8倍，女性は約4.0倍にそれぞれ増加し，特に70歳以上の者の増加が著しく，それぞれ約5.0倍，約5.4倍であった。

刑法犯検挙人員総数に占める各年齢層の検挙人員の比率は，平成8年には高齢者が4.2％と各年齢層で最も低かったが，27年は19.9％と最も高かった。また，女性の刑法犯検挙人員に占める各年齢層の検挙人員の比率は，8年は高齢者が6.7％と各年齢層で最も低かったが，27年は33.1％と最も高くなり，女性の刑法犯検挙人員のおおむね3人に1人を高齢者が占めるに至った。

なお，最近20年間において，刑法犯検挙人員総数に占める女性の割合は，20～22％台で推移しているが，年齢層別に見ると，高齢者の刑法犯検挙人員に占める女性の割合は，31～34％台で推移し，他のいずれの年齢層の刑法犯検挙人員に占める女性の割合よりも一貫して高く，平成27年は34.2％であった。

## 2 -1-1-1区

刑法犯 検挙人員（年齢層別）・高齢者率の推移（総数・女性別）

注 1 警察庁の統計及び警察庁交通局の資料による。

2 犯行時の年齢による。

3 平成14年から26年は、危険運転致死傷を含む。

4 「高齢者率」は、刑法犯検挙人員総数及び女性の刑法犯検挙人員に占める高齢者の比率をいう。
## (2) 人口比

我が国の高齢者人口は，最近20年間において，平成8年の約1,901万6,800人（女性は約1,116万9,200人）から27年の約3,342万1,500人（女性は約1,901万5,700人）と約1.8倍（女性は約1.7倍）に増加している。このうち，65～69歳の者は，8年の約655万4,900人（女性は約346万9,500人）から27年の約958万3,300人（女性は約496万8,600人）と約1.5倍の増加（女性は約1.4倍の増加）にとどまるのに対し，70歳以上の者は，8年の約1,246万1,900人（女性は約769万9,700人）から27年の約2,383万8,200人（女性は約1,404万7,100人）と約1.9倍に増加（女性は約1.8倍の増加）している。

刑法犯検挙人員の人口比の推移（最近20年間）を総数・女性別に見るとともに，これを年齢層別に見ると，2-1-1-2図のとおりである。

高齢者の刑法犯検挙人員の人口比は，平成8年と比べると，27年には，65～69歳の者が約1.8倍の160.4，70歳以上の者が約2.6倍の135.3にそれぞれ上昇したが，20～64歳の者の217.4と比較すると低く，8年以降，20～64歳の者よりも低い傾向で推移している。他方，女性高齢者の人口比は，同様に8年と比べると，27年には，65～69歳の者が約1.6倍の84.6，70歳以上が約3.0倍の86.1にそれぞれ上昇したが，65～69歳の者の人口比は12年に，70歳以上の者の人口比は24年に，それぞれ20～64歳の者の人口比を上回っており，27年も同年齢層の人口比（80.0）よりも高い状況にある。

高齢者の刑法犯検挙人員の人口比は，総数，女性のいずれにおいても，ピーク時から低下しているが，70歳以上の女性の人口比の低下幅が最も小さかった。

## 2 -1-1-2区

刑法犯 検挙人員の年齢層別人口比の推移（総数・女性別）

注 1 警察庁の統計，警察庁交通局の資料及び総務省統計局の人口資料による。

2 犯行時の年齢による。

3 平成14年から26年は、危険運転致死傷を含む。

4 「人口比」は，総数・女性それぞれの各年齢層10万人当たりの刑法犯検挙人員をいう。
## (3) 罪名

平成27年における高齢者の刑法犯検挙人員の罪名別構成比を男女別に見るとともに，これを年齢層別に見ると，2-1-1-3図のとおりである。高齢者は，男女別，年齢層別のいずれの区分においても窃盗の割合が最も高かった。特に女性は，万引きの割合が極めて高く，70歳以上の者では84.4%であった。また，男性は，窃盗に次いで，傷害・暴行の割合が高く，65～69歳の者では約2割を占めた。

2-1-1-3図 刑法犯 高齢者の検挙人員の罪名別構成比（男女別，年齢層別）

## ① 総数

(平成27年)

## ② 男性

注 1 警察庁の統計による。

2 犯行時の年齢による。

3 「横領」は，遺失物等横領を含む。

４（）内は，実人員である。
高齢者の刑法犯検挙人員の推移（最近20年間）を罪名別に見ると，2-1-1-4図のとおりである。

遺失物等横領以外は，いずれの犯罪においてもおおむね増加傾向にあり，窃盗においては，男女共，一貫して70歳以上の者が65～69歳の者より検挙人員が多く，増加が顕著である。

各罪名について見ると，殺人は，70歳以上の者の検挙人員の増加が著しく，平成27年は112人であり，8年（45人）と比較すると約2.5倍であった。強盗，傷害及び暴行は，65～69歳の者及び70歳以上の者のいずれにおいても，検挙人員はおおむね増加傾向にあり，27年は，それぞれ，高齢者全体で8年の約9.8倍，約8.8倍及び約50.1倍であった。窃盗においては，最近20年間で見ると，65～69歳の者の検挙人員が緩やかな増加傾向にあるのに対し，70歳以上の者の検挙人員の増加が著しく，27年は8年と比較すると，男性は約4.9倍，女性は約5.5倍にそれぞれ増加した。

平成27年における高齢者の刑法犯検挙人員は，この20年間で最も少なかった8年（1万2,423人）と比較すると，総数で3万5,209人増加し，4万7,632人となった（2-1-1-1図①参照）。検挙人員の増加について，罪名別に見ると，27年は8年と比較して窃盗が2万5,461人（増加人員の72.3%），傷害・暴行が5,251人（傷害1,519人，暴行3,732人）（増加人員の14.9%）と，それぞれ増加している。また，窃盗のうち70歳以上の者の検挙人員について，27年と8年を比較すると，窃盗は2万130人（男性1万851人，女性9,279人）（窃盗の高齢者全体における増加人員の79.1%）増加している。同様に，傷害・暴行の70歳以上の者の検挙人員について，27年と8年を比較すると，2,810人（傷害781人，暴行2,029人）（傷害・暴行の高齢者全体における増加人員の53.5%）増加している。
## 刑法犯 高齢者の検挙人員の推移（罪名別）

注 1 警察庁の統計による。

2 犯行時の年齢による。

3 （）内は，それぞれの罪名の検挙人員に占める「65～69歳」及び「70歳以上」の比率である。
## 2 検察

本項においては，検察庁既済事件の処理時又は犯行時の年齢が65歳以上の者を高齢者として，既済人員等の推移を見ることとする。

## (1) 既济

検察庁既済事件（刑法犯及び特別法犯（道交違反を除く。））の人員の推移（最近20年間）を総数・女性別に見るとともに，これを年齢層別（処理時の年齢による。）に見ると，2-1-2-1図のとおりである。

検察庁既済事件の人員は，平成8年以降，16年（45万2,388人）のピークまでおおむね増加した後，ほぼ一貫して減少し，27年は16年と比べて，31.1％減少したのに対し，高齢者の人員は，8年以降増加傾向にあり，27年には3万7,570人（前年比4.3％増）となり，8年（6,111人）の約6.1倍，16年（1万7,472人）の約2.2倍となった。また，女性の人員は，8年以降増減を経た後，16年（7万1,096人）のピーク以後は減少し続け，27年は16年と比べて，37.5％減少したのに対し，女性高齢者の人員は，8年以降ほぼ一貫して増加し，27年には8,123人（前年比3.4％増）となり，8年（827人）の約9.8倍，16年（3,079人）の約2.6倍に増加した。特に，70歳以上の者の増加が著しく，8年と比べると，総数では約9.8倍，女性は約17.8倍に，16年と比べると，総数では約2.6倍，女性は約3.3倍に増加した。

検察庁既済事件の人員に占める高齢者の比率は, 平成8年は1.8%であったが, 27年は12.1%に上昇した。

## 2 -1-2-1区

検察庁既済事件の人員（年齢層別）・高齢者率の推移（総数・女性別）

注 1 検察統計年報による。

2 処理時の年齢による。

3 過失運転致死傷等又は道交違反により起訴された者を除く。

4 年齢・性別が不詳の者を除く。

5 「高齢者率」は，検察庁既済事件人員総数及び女性の検察庁既済事件人員に占める高齢者の比率をいう。
なお，平成27年の刑法犯に限ると，検察庁既済事件の人員における高齢者の比率は，既済人員総数（22万2,188人）では12.1%（2万6,832人），女性（3万2,717人）では21.2%（6,936人）であった。同年の刑法犯検挙人員に占める高齢者の比率が，検挙人員総数で19.9%（4万7,632人），女性で33.1%（1万6,297人）であること（2-1-1-1図参照）に比べると，検察庁既済事件の人員に占める高齢者の比率はいずれも低い。

## (2) 起訴

## ア 人员

刑法犯起訴人員の推移（最近20年間）を総数・女性別に見るとともに，これを年齢層別（犯行時の年齢による。）に見ると，2-1-2-2図のとおりである。

刑法犯起訴人員は，最近20年間において，平成8年から18年（11万277人）のピークまでおおむね増加した後減少し，27年は18年と比べて，29.9%減少したのに対し，高齢者の刑法犯起訴人員は，8年以降増加し続け，窃盗罪及び公務執行妨害罪に罰金刑が新設された18年（5,577人）と翌19年（6,584人）には，それぞれ1,000人規模で急増し，27年には9,045人（前年比3.9%増）となり，18年と比べて約1.6倍に増加した。

女性の刑法犯検挙人員が平成18年から減少する一方（2-1-1-1図②参照），女性の刑法犯起訴人員は，19年のピーク（9,949人）以降も9,000人台を保ち，おおむね横ばいで推移しているところ，女性高齢者の刑法犯起訴人員は，17年（572人）から，窃盗罪及び公務執行妨害罪に罰金刑が新設された18年（863人，291人増）と翌19年（1,300人，437人増）には前年比で約1.5倍ずつ急増し，それ以降も増加を続け，27年は2,245人（前年比3.7％増）となり，19年の約1.7倍に増加した。70歳以上の女性は，19年の740人から27年の1,469人へと約2.0倍に増加した。

高齢者の刑法犯起訴人員は，最近20年間で一貫して上昇し，平成27年の65～69歳の者及び70歳以上の者の刑法犯起訴人員は，8年と比べると，それぞれ約4.6倍，約11.6倍に増加（高齢者全体では約6.9倍増加）し，女性高齢者では，それぞれ約11.1倍，約39.7倍と大きく増加した（女性高齢者全体では約21.0倍増加）。

刑法犯起訴人員に占める高齢者の比率は，平成8年は2.0%であったが，年々上昇し，27年は11.7%となり，女性の刑法犯起訴人員に占める高齢者の比率は3.3%から24.1%に上昇した。
## 2 -1-2-2図

刑法犯 起訴人員（年齢層別）・高齢者率の推移（総数・女性別）

注 1 検察統計年報による。

2 犯行時の年齢による。

3 被疑者が法人である事件を除く。

4 年齢・性別が不詳の者を除く。

5 「高齢者率」は，刑法犯起訴人員総数及び女性の刑法犯起訴人員に占める高齢者の比率をいう。

## イ 人口比

刑法犯起訴人員の人口比の推移（最近20年間）を総数・女性別に見るとともに，これを年齢層別（犯行時の年齢による。）に見ると，2-1-2-3図のとおりである。平成27年における65～69歳の者，70歳以上の者の刑法犯起訴人員の人口比は，それぞれ41.8，21.1であり，20～64歳の者の96.4と比較すると低いものの，8年と比べると，それぞれ約3.1倍，約6.1倍と大幅に増加した。女性については，27年の65～69歳の者，70歳以上の者の刑法犯起訴人員の人口比は，それぞれ15.6，10.5であり，8年と比べると，それぞれ約7.7倍，約21.8倍に増加した。

刑法犯起訴人員の年齢層別人口比の推移（総数・女性別）

注 1 検察統計年報及び総務省統計局の人口資料による。

2 犯行時の年齢による。

3 「人口比」は，総数・女性それぞれの各年齢層10万人当たりの刑法犯起訴人員をいう。
## ウ 罪名

平成27年の高齢者の刑法犯起訴人員の罪名別構成比を男女別に見るとともに，これを年齢層別（犯行時の年齢による。）に見ると，2-1-2-4図のとおりである。高齢者は，男女共に窃盗の割合が最も高かった。特に70歳以上の女性は，窃盗の割合が92.9%であった。なお，特別法犯ではあるが，近年窃盗に次いで入所受刑者数が多い覚せい剤取締法違反について見ると，27年の高齢者の覚せい剤取締法違反による起訴人員は，65～69歳の者で246人（うち男性237人，女性9人），70歳以上の者で121人（うち男性115人，女性6人）であった。

刑法犯 高齢者の起訴人員の罪名別構成比（男女別，年齢層別）

注 1 検察統計年報による。

2 犯行時の年齢による。

3 「横領」は，遺失物等横領を含む。

４ （　）内は，実人員である。
## (3) 起訴猶予

## ア 人员

刑法犯起訴猶予人員の推移（最近20年間）を総数・女性別に見るとともに，これを年齢層別（犯行時の年齢による。）に見ると，2-1-2-5図のとおりである。

刑法犯起訴猶予人員のうち高齢者は，65～69歳の者，70歳以上の者のいずれも最近20年間では増加傾向にあり，平成27年の起訴猶予人員は8年と比べると，それぞれ約5.4倍，約21.2倍と大幅に増加した。高齢者の刑法犯起訴猶予人員のうち，65～69歳の者は19年以降4,000人台で推移しているが，70歳以上の者は一貫して増加し続け，27年（9,127人）は19年（5,973人）の約1.5倍であった。

平成27年の女性の刑法犯起訴猶予人員のうち，高齢者は，8年と比べると，65～69歳の者で約5.1倍，70歳以上の者で約32.5倍と大きく増加した。65～69歳の女性の人員は，17年に1,000人を超えた後，おおむね横ばいで推移しているが，70歳以上の女性の人員は，17年以降も増加傾向にあり，27年は2,953人（前年比59人増）となり，17年と比べて約2.1倍に増加した。

刑法犯起訴猶予人員（年齢層別）・高齢者率の推移（総数・女性別）

注 1 検察統計年報による。

2 犯行時の年齢による。

3 被疑者が法人である事件を除く。

4 年齢・性別が不詳の者を除く。

5 「高齢者率」は，刑法犯起訴猶予人員総数及び女性の刑法犯起訴猶予人員に占める高齢者の比率をいう。
## イ 罪名

平成27年の刑法犯起訴猶予率を罪名別に見るとともに，これを年齢層別（犯行時の年齢による。）に見ると，2-1-2-6図のとおりである。

65～69歳の者及び70歳以上の者の刑法犯起訴猶予率は，刑法犯全体で他の年齢層より高く，特に70歳以上の者では全体の起訴猶予率よりも14.1pt高い。

窃盗について，男女別，年齢層別に見ると，女性の起訴猶予率の方が男性の起訴猶予率よりも全体で13.2pt高いところ，70歳以上の男性の起訴猶予率は，他の年齢層よりも顕著に高いのに対し，女性では，年齢層による起訴猶予率の差は男性ほど大きくはなかった。なお，平成17年（窃盗罪に罰金刑が新設された18年の前年）の起訴猶予率と比較すると，同年の高齢者全体が74.4%，65～69歳の男性が60.9%，70歳以上の男性が76.0%，65～69歳の女性が80.7%及び70歳以上の女性が87.3%であったのに対し，27年は，高齢者全体が61.3%（13.1pt低下），65～69歳の男性が52.4%（8.5pt低下），70歳以上の男性が64.6%（11.4pt低下），65～69歳の女性が56.6%（24.1pt低下）及び70歳以上の女性が65.9%（21.5pt低下）と，いずれも低下した。

刑法犯起訴猶予率（罪名別，年齡層別）

注 1 検察統計年報による。

2 犯行時の年齢による。

3 グラフ上の点線は，全体の起訴猶予率である。

4 窃盗は性別不詳の者を除く。
## 3 矯正

## （1） 入所受刑者

## ア 人员

入所受刑者人員等の推移（最近20年間）を総数・女性別に見るとともに，これを年齢層別にみると，2-1-3-1図のとおりである。

入所受刑者人員（総数）は，平成8年以降18年（3万3,032人）のピークまで増加し続けた後，減少し続けている。他方，高齢入所受刑者人員は，8年以降ほぼ一貫して増加し，27年は2,313人（前年比1.3％増）となり，18年と比べて，22.9％増加した。女性の入所受刑者人員は，8年以降18年（2,333人）のピークまで増加し続けた後，若干減少しつつも高止まりの状況にあるが，女性の高齢入所受刑者は，18年の177人から27年には319人（前年比8.1％減）へと，約1.8倍に増加した。特に70歳以上の女性は，同期間において，89人から181人（前年比19.2％減）へと，約2倍に増加し，22年以降は65～69歳の女性の人員を上回っている。

平成27年の高齢入所受刑者人員は，8年と比べると，総数で約4.5倍に増加し，女性では約9.4倍に，そのうち，70歳以上の女性は約15.1倍に激増した。

入所受刑者総数に占める高齢者の比率は，平成26年に10％を超え，27年は10.7％であった。また，女性の入所受刑者に占める高齢者の比率は，既に21年に10.0％に達し，27年は15.0％であった。

入所受刑者人員（年齢層別）・高齢者率の推移（総数・女性別）

注 1 法務省大臣官房司法法制部の資料による。

2 入所時の年齢による。

3 「高齢者率」は，入所受刑者総数及び女性の入所受刑者に占める高齢者の比率をいう。
## イ 人口比

入所受刑者の人口比の推移（最近20年間）を総数・女性別に見るとともに，これを年齢層別に見ると，2-1-3-2図のとおりである。高齢入所受刑者の人口比は，20～64歳の者と比べて，一貫して低いものの，20～64歳の者の人口比が平成18年をピークに低下する一方，65～69歳の高齢者の人口比は，18年以降，わずかに低下し，70歳以上の高齢者の人口比は，わずかに上昇した。女性は，70歳以上の高齢者の人口比の上昇が顕著であったが，27年は前年より低下した。

2-1-3-2図 入所受刑者の年齢層別人口比の推移（総数・女性別）

2 入所時の年齢による。

注 1 法務省大臣官房司法法制部及び総務省統計局の人口資料による。

3 「人口比」は，総数・女性それぞれの各年齢層人口10万人当たりの入所受刑者人員をいう。
## ウ 罪名

平成27年の高齢入所受刑者の罪名別構成比について，男女別に見るとともに，これを年齢層別に見ると，2-1-3-3図のとおりである。男女共に，年齢層が高くなるにつれ，窃盗の割合が高くなる。女性は，その傾向が顕著であり，65歳未満の者では，覚せい剤取締法違反が45.3％と，窃盗（34.9%）より高いが，高齢者では，窃盗が65～69歳の者で78.3%，70歳以上の者で86.7％を占めた。

高齢入所受刑者の罪名別構成比（男女別・年齢層別）

(平成27年)

2 入所時の年齢による。

注 1 法務省大臣官房司法法制部の資料による。

3 （　）内は、実人員である。
## 工 刑期

平成27年の高齢入所受刑者の刑期別構成比を男女別に見ると，2-1-3-4図のとおりである。高齢者は，65歳未満の者と比べると，男女共に刑期が1年以下の者の割合が高い。

高齢入所受刑者の刑期別構成比（男女別）

## ① 男性

(平成27年)

## ② 女性

注 1 法務省大臣官房司法法制部の資料による。

2 入所時の年齢による。

3 「5年を超える」は、無期を含む。

４（）内は，実人員である。

## 才 入所度数

高齢入所受刑者の入所度数別構成比の推移（最近20年間）を男女別に見ると，2-1-3-5図のとおりである。

男性は，高齢者の入所度数1度の者（以下「初入者」という。）の割合が65歳未満の者と比べて，平成8年以降19年までは20pt以上低く推移し，65歳未満の者の初入者の割合が16年以降低下し続けていることから，その差は小さくなっているが，27年の高齢者の初入者の割合（27.0%）は65歳未満の者（40.5%）と比べて，13.5ptまで縮まっている。また，高齢者のうち，入所度数10度以上の者の割合は，近年，著しく低下したが，27年も依然約2割を占めた。総じて，高齢者の方が65歳未満の者と比べて，入所度数が高い傾向があるが，20年スパンでは，高齢者では，入所度数の低い者の占める割合が上昇しつつある。
女性は，初入者の割合が，65歳未満の者では，平成16年に最も高い72.8％となり，その後は低下し続け，27年は54.0％まで低下した。女性高齢者の初入者の割合は，8年は29.4％と65歳未満の女性（62.2%）と比べて30pt以上低かったが，18年に59.3％まで上昇し，その後，おおむね50％台前半で推移し，65歳未満の者との差がほとんどなくなり，27年は51.4％であった。女性においても，総数と同様に，高齢者は，65歳未満の者よりも，入所度数が高い傾向があるが，高齢者では，入所度数の低い者が占める割合が上昇しつつある。

## 2 -1-3-5図

## 高齢入所受刑者の入所度数別構成比の推移（男女別）

## ① 男性

(平成8年～27年)

② 女性

注 1 法務省大臣官房司法法制部の資料による。

2 入所時の年齢による。
## 力 就劳状况

平成27年の高齢入所受刑者の就労状況別構成比を男女別に見ると，2-1-3-6図のとおりである。有職者の割合は，男性高齢者が15.1%，女性高齢者が8.5%であった。

## 2 -1-3-6図

高齢入所受刑者の就労状況別構成比（男女別）

(平成27年)

注 1 法務省大臣官房司法法制部の資料による。

2 入所時の年齢による。

４（）内は，実人員である。

3 犯行時の就労状況による。ただし，学生・生徒，家事従事者及び就労状況が不詳の者を除く。
## キ 居住状況

平成27年の高齢入所受刑者の居住状況別構成比を男女別に見ると，2-1-3-7図のとおりである。男性高齢者は，住居不定の者の割合が65歳未満の者と比べて，わずかに高く，22.6％であった。女性高齢者は，男性高齢者よりも，住居不定の者の割合が顕著に低く，4.7％であった。

## 2 -1-3-7図

(平成27年)

## ② 女性

注 1 法務省大臣官房司法法制部の資料による。

2 入所時の年齢による。

４（）内は，実人員である。

3 犯行時の居住状況による。ただし，来日外国人及び居住状況が不詳の者を除く。
## ク 婚姻状況

平成27年の高齢入所受刑者の婚姻状況別構成比を男女別に見ると，2-1-3-8図のとおりである。男性高齢者と女性高齢者を比べると，男性高齢者では「未婚」と「離別」の割合が，女性高齢者では「配偶者あり」と「死別」の割合が，それぞれ高かった。

## 2 -1-3-8図

高齢入所受刑者の婚姻状況別構成比（男女別）

## ① 男性

(平成27年)

## ② 女性

注 1 法務省大臣官房司法法制部の資料による。

2 入所時の年齢による。

3 犯行時の婚姻状況による。ただし，婚姻状況が不詳の者を除く。

4 「配偶者」は、内縁関係にある者を含む。

5 （　）内は、実人員である。
## 夕 教育程度

平成27年の高齢入所受刑者の教育程度別構成比を男女別に見ると，2-1-3-9図のとおりである。高齢者は，男女共に65歳未満の者と比べて，不就学及び中学校卒業の者の割合が高く，高校中退の者の割合は低かった。女性高齢者は，男性高齢者と比べて，高校卒業の者の割合が高かった。

## 2 -1-3-9

高齢入所受刑者の教育程度別構成比（男女別）

## ② 女性

注 1 法務省大臣官房司法法制部の資料による。

2 入所時の年齢による。

3 教育程度は，犯行時における最終学歴又は就学状況である。ただし，教育程度が不詳の者を除く。

4 「不就学」は，小学校中退，小学校卒業及び中学校中退を含む。

5 「高校中退」は．高校在学を含む。

6 「大学進学」は、大学在学、大学中退及び大学卒業をいう。

7 （　）内は、実人員である。
## 精神障害

精神障害（知的障害，人格障害，神経症性障害又はその他の精神障害（精神作用物質使用による精神及び行動の障害，統合失調症，気分障害等を含む。）をいう。以下この項において同じ。）を有する高齢入所受刑者人員の推移（最近20年間）を総数・女性別に見るとともに，これを年齢層別に見ると，2-1-3-10図のとおりである。

精神障害を有する高齢入所受刑者人員は，平成20年以降，急激に増加したが，27年は減少し，198人（前年比9.6%減）であった。高齢入所受刑者に占める精神障害を有する人員の比率（以下「精神障害を有する者の比率」という。）も上昇していたが，27年は低下し，8.6%（同1.0pt低下）であった。また，女性の精神障害を有する者の比率は，9.7%（前年比1.6pt低下）であった。

精神障害を有する70歳以上の高齢入所受刑者も近年増加傾向にあり，平成27年は84人（同5.6％減）であった。

## 2 -1-3-10区

精神障害を有する高齢入所受刑者人員・比率の推移（総数・女性別）

(平成8年～27年)

65~69歲 70歲以上

注 1 法務省大臣官房司法法制部の資料による。

2 入所時の年齢による。

3 入所時の精神診断による。精神診断の結果が不詳の者及び精神診断を受けられなかった者を除く。

4 「精神障害を有する者の比率」は，高齢入所受刑者総数に占める精神障害を有する者の比率をいう。
## サ 精神状況

平成27年の高齢入所受刑者の精神状況別構成比を男女別に見ると，2-1-3-11図のとおりである。

男性高齢者は，精神障害を有する者の割合が8.4％で，65歳未満の者と比べてわずかに低かった。一方，女性高齢者は，精神障害を有する者の割合が9.7％で，65歳未満の者の25.7％と比べると顕著に低かった。

精神状況別では，男性高齢者は，女性高齢者と比べて，知的障害がある者の割合が，女性高齢者は男性高齢者と比べて，神経症性障害（不安障害，強迫性障害等）のある者の割合が，それぞれ高かった。女性は，65歳未満の者では，統合失調症，気分障害並びに精神作用物質による精神及び行動の障害等を有する「その他の精神障害」に分類された者が18.0％を占めるが，女性高齢者では，5.6％であった。

高齢入所受刑者の精神状況別構成比（男女別）

(平成27年)

注 1 法務省大臣官房司法法制部の資料による。

2 入所時の年齢による。

3 入所時の精神診断による。精神診断の結果が不詳の者及び精神診断を受けられなかった者を除く。

5 （　）内は、実人員である。

4 「その他の精神障害」は，精神作用物質使用による精神及び行動の障害，統合失調症，気分障害等を含む。