Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
輪から復元された20世紀のインド洋モードシフト. JAMSTEC主催 古海洋シンポジウム (東京大学海洋研究所, 2010.1).

14）茅根 創・細井 豪・中村修子・佐野有司・梅澤 有・山野博哉：ツバル国フナフチ環礁フォンガファレ島における窒素負荷とサンゴの大量斃死．第13回日本サンゴ礁学会（つくばカピオ，2010.12）.

15）中村修子・茅根創・飯嶋寛子・T. R. McClanahan・S. K. Behera・山形俊男：インド洋ケニヤのサンゴ酸素同位体比に現れる気候シグナルの解析．第13回日本サンゴ礁学会（つくばカピオ，2010.12）.

16) 飯島寛子・茅根 創・山野博哉：化石サンゴの酸素安定同位体比および Sr/Ca による西太平洋熱帯域の水温復元．第13回日本サンゴ礁学会（つくばカピオ，2010.12）．

## （3） 出願特許

とくに記載すべき事項はない。

（４）シンポジウム、セミナーの開催（主催のもの）

とくに記載すべき事項はない。

（５）マスコミ等への公表・報道等

1) 2008 年 10 月 2 日 朝日ニュースター「地球異変 〜南太平洋 ツバル・キリバス 沈む島」

2）2008年10月26日 読売新聞「途上9か国と科学技術外交」

3) 2009 年 5 月 22 日 NHK 総合 ニュースウォッチ 9 「海面上昇のツバル・ゴミ問題も深刻」

4）2009年6月18日 NHK BS1 今日の世界「グリーン・アース：ゴミがサンゴ礁の島を破壊する」

5）2009年12月16日 読売新聞夕刊「温暖化って！？星の砂」

6）2009年12月17日 京都新聞「ツバルと「水没報道」」

7）2010年9月6日 朝日新聞「星砂育て 陸になれ」

8）2010年9月8日 朝日小学生新聞「水没する島「星砂」で救え」

9）2010年10月14日（木）NHKラジオ あさいちばん エコトピックス「生物の力で島を水没から守れ！」

10）2010年11月10日（水）7:42-CBCラジオ「気分爽快！多田しげおの朝からPON」

11）2010年11月15日（月）NHK World (Radio Japan) Saving a small-island nation with the aid of "star sand".

12）2010年12月号 ジュニアアエラ「星砂よ、陸になれ」

13) 2010年8/9月号 TURAGA、Fiji: "Sea level rise in the Pacific in an alarming state JICA、JST、SATREPS to help Tuvalu。

14) 2010年11月号 Tiawan Panorama: "Tuvalu: King-hit by the Tides"

15）2011年2月号 グリーン・パワー「南の島の水没、「星砂」が救う？

16）2011年2-3月号 Science Window 人と大地「ツバル/フナフチ環礁」

## (6) その他

とくに記載すべき事項はない。
平 成 2 7 年

# 木材需給表

平 成 29 年 1 月

林野庁 企画課
## 目次

I 解說 …… 1

1 木材需給表の作成方法 …… 1

（1）区分及び使用統計 …… 1

（2）丸太換算率 …… 1

2 木材需給の概要 …… 2

（1）木材需要 …… 2

（ア）用材 …… 2

（イ）しいたけ原木 …… 2

（ウ）燃料材 …… 2

（2）木材供給 …… 3

（ア）用材 …… 3

（イ）しいたけ原木 …… 3

（ウ）燃料材 …… 3

（3）木材自給率 …… 4

Ⅱ 平成27年木材需給表 …… 5

Ⅲ 参考資料 …… 6

参考1 木材需給の推移 …… 7

参考2 木材の需要量（用途別）の推移 …… 8

参考3 木材の供給量（形態別）の推移 …… 9

参考4 丸太換算率を適用している木材製品の概要 …… 10
## I 解說

## 1 木材需給表の作成方法

## （１）区分及び使用統計

本表は、平成27年（1〜12月）における木材需給の状況を明らかにするため、林野庁において、以下の区分により関係統計を用いて作成した。

注：( )書きのHSコードとは、HS条約（商品の名称及び分類についての統一システムに関する国際条約）の品目表に基づく貿易統計上の分類番号である。

## （2） 丸太换算率

本表における木材需要・供給量は丸太換算材積であり、丸太以外の形態で輸入又は輸出されたものについては、以下の換算率を用いて丸太材積に換算した。

木材製品名	単位	丸太換算率	木材製品名	単位	丸太換算率
製材品	針葉樹	m³	63.7%	その他木材製品	改良木材	m³	100.0%
広葉樹	m³	54.8%	再生木材	m³	100.0%
木材パルプ	t	1 t=3.3 m³	集成材	集成材	m³	60.0%
構造用集成材	構造用集成材	m³	60.0%
木材チップ	針葉樹	t	1 t=2.2 m³	セルラ-ウットパネル	集成材	m²	100 m²=7.92 m³
広葉樹	t	1 t=1.7 m³	加工材	集成材	m³	60.0%
合板等	合板	m³	61.8%	広葉樹	m³	50.0%
薄板・単板	m³	61.8%	枕木	集成材	m³	50.0%
フロックホ-ト等	m³	40.9%	燃料材	木炭	t	1 t=7.407 m³
薪	t	1 t=1.282 m³
## 2 木材需給の概要

## (1) 木材需要

平成27年における木材の総需要量は7,516万m $ ^{3} $ となった。前年に比べて63万9千m $ ^{3} $ （対前年増減率（以下同じ。）△0.8%）減少した。

## （ア）用材

平成27年における用材の総需要量は7,088万3千m³で、前年に比べて166万4千m³（△2.3%）減少した。この内訳をみると、製材用材が78万1千m³（△3.0%）、合板用材が123万m³（△11.0%）の減少となり、パルプ・チップ用材が35万m³（1.1%）の増加となった。また、用材の輸出量は228万1千m³で、前年に比べて27万1千m³（13.5%）増加した。

## （イ）しいたけ原木

平成27年におけるしいたけ原木の総需要量は31万5千m³で、前年に比べて2千m³（0,6%）増加した。

## （ウ）燃料材

平成27年における燃料材の総需要量は396万2千m³で、前年に比べて102万2千m³(34.8%)増加した。

木材需要の動向

区 分	平成27年	平成26年	对前年 增減量 (千m³)	对前年 增減率 (%)
数量 (千m³)	構成比 (%)	数量 (千m³)	構成比 (%)
総需要量	用材	製材用材	25,358	33.7	26,139	34.5	△781	△3.0
パルプ・チッフ用材	31,783	42.3	31,433	41.5	350	1.1
合板用材	9,914	13.2	11,144	14.7	△1,230	△11.0
その他用材	3,829	5.1	3,830	5.1	△1	△0.0
小計	70,883	94.3	72,547	95.7	△1,664	△2.3
しいたけ原木	315	0.4	313	0.4	2	0.6
燃料材	3,962	5.3	2,940	3.9	1,022	34.8
計	75,160	100.0	75,799	100.0	△639	△0.8
国内消費	用材	製材用材	25,262	34.7	26,032	35.3	△770	△3.0
パルプ・チッフ用材	30,421	41.7	30,123	40.8	298	1.0
合板用材	9,799	13.4	11,087	15.0	△1,288	△11.6
その他用材	3,120	4.3	3,293	4.5	△173	△5.3
小計	68,602	94.1	70,536	95.6	△1,934	△2.7
しいたけ原木	315	0.4	313	0.4	2	0.6
燃料材	3,955	5.4	2,921	4.0	1,034	35.4
計	72,871	100.0	73,770	100.0	△899	△1.2
輸出	用材	2,281	99.7	2,010	99.1	271	13.5
うち丸太	692	30.2	521	25.7	171	32.8
燃料材	7	0.3	19	0.9	△12	△63.2
計	2,288	100.0	2,029	100.0	259	12.8

注：1）合板用材には、薄板、単板、ブロックボード、LVL（単板積層材）を含む。

2）その他用材には、加工材、再生木材、構造用集成材等を含む。

3）燃料材とは、木炭、薪、燃料用チップ及びペレットである。

4）数値の合計値は、四捨五入のため計に一致しない場合がある。
## （2） 木材供給

平成27年の国内生産量は2,491万8千m³となった。前年に比べて127万1千m³（5.4%）増加した。輸入量は5,024万2千m³で、前年に比べて191万m³（△3.7%）減少した。

## （ア）用材

平成27年における用材の国内生産量は2,179万7千m³で、前年に比べて30万5千m³（1.4%）増加した。この内訳をみると、丸太は2,158万m³で31万9千m³（1.5%）増加し、林地残材は21万7千m³で1万4千m³（△6.1%）減少した。

用材の輸入量は4,908万6千 $ m^{3} $ で、前年に比べて196万8千 $ m^{3} $ （△3.9%）減少した。この内訳をみると、丸太の輸入量が51万8千 $ m^{3} $ （△9.7%）、木材製品の輸入量が145万 $ m^{3} $ （△3.2%）減少した。

## （イ）しいたけ原木

平成27年におけるしいたけ原木の国内生産量は31万5千m³で、前年に比べて2千m³(0.6%)増加した。

## （ウ）燃料材

燃料材の国内生産量は280万6千 $ m^{3} $ で、前年に比べて96万3千 $ m^{3} $ （52.3%）増加した。燃料材の輸入量は115万6千 $ m^{3} $ で、前年に比べて5万8千 $ m^{3} $ （5.3%）増加した。

木材供給の動向

区 分	平成27年	平成26年	对前年
增減量
(千m³)	对前年
增減率
(%)
数量
(千m³)	構成比
(%)	数量
(千m³)	構成比
(%)
総供給量	用材	丸太	26,404	35.1	26,604	35.1	△200	△0.8
林地残材	217	0.3	231	0.3	△14	△6.1
輸入木材製品	44,262	58.9	45,712	60.3	△1,450	△3.2
小計	70,883	94.3	72,547	95.7	△1,664	△2.3
しいたけ原木	315	0.4	313	0.4	2	0.6
燃料材	3,962	5.3	2,940	3.9	1,022	34.8
計	75,160	100.0	75,799	100.0	△639	△0.8
国内生產	用材	丸太	21,580	86.6	21,261	89.9	319	1.5
林地残材	217	0.9	231	1.0	△14	△6.1
小計	21,797	87.5	21,492	90.9	305	1.4
しいたけ原木	315	1.3	313	1.3	2	0.6
燃料材	2,806	11.3	1,843	7.8	963	52.3
計	24,918	100.0	23,647	100.0	1,271	5.4
輸入	用材	丸太	4,824	9.6	5,342	10.2	△518	△9.7
木材製品	9,472	18.9	9,876	18.9	△404	△4.1
木材パルプ	5,555	11.1	5,788	11.1	△233	△4.0
木材チップ	21,023	41.8	20,594	39.5	429	2.1
合板等	5,463	10.9	6,533	12.5	△1,070	△16.4
その他	2,749	5.5	2,921	5.6	△172	△5.9
うち構造用集成材	1,175	2.3	1,213	2.3	△38	△3.1
細計	44,262	88.1	45,712	87.7	△1,450	△3.2
小計	49,086	97.7	51,054	97.9	△1,968	△3.9
燃料材	1,156	2.3	1,098	2.1	58	5.3
計	50,242	100.0	52,152	100.0	△1,910	△3.7

注：1）林地残材は、立木を伐採した後の林地に残されている根株、枝条等のうち、利用を目的に木材チップ工場に搬入されたものである。

2）燃料材とは、木炭、薪、燃料用チップ及びペレットである。

3）数値の合計値は、四捨五入のため計に一致しない場合がある。
## （3） 木材自給率

平成27年の木材自給率は33.2％となった。前年に比べて2.0ポイント上昇した。

木材自給率の動向

区 分	平成27年	平成26年	对前年
增減量
(千m³)	对前年
增減率
(%)
数量
(千m³)	数量
(千m³)
用 材	製 材
用 材	国内生產	12,004	12,211	△207	△1.7
輸 入	13,354	13,928	△574	△4.1
総 需 要 量	25,358	26,139	△781	△3.0
自 給 率	47.3%	46.7%	0.6°
11卜
パルプ
・チップ
用 材	国内生產	5,202	5,047	155	3.1
輸 入	26,581	26,386	195	0.7
総 需 要 量	31,783	31,433	350	1.1
自 給 率	16.4%	16.1%	0.3°
11卜
合 板
用 材	国内生產	3,530	3,346	184	5.5
輸 入	6,384	7,798	△1,414	△18.1
総 需 要 量	9,914	11,144	△1,230	△11.0
自 給 率	35.6%	30.0%	5.6°
11卜
その他
用 材	国内生產	1,061	889	172	19.3
輸 入	2,767	2,942	△175	△5.9
総 需 要 量	3,829	3,830	△1	△0.0
自 給 率	27.7%	23.2%	4.5°
11卜
計	国内生產	21,797	21,492	305	1.4
輸 入	49,086	51,054	△1,968	△3.9
総 需 要 量	70,883	72,547	△1,664	△2.3
自 給 率	30.8%	29.6%	1.2°
11卜
しいたけ
原 木	国内生產	315	313	2	0.6
輸 入	-	-	-	-
総 需 要 量	315	313	2	0.6
自 給 率	100.0%	100.0%	0.0°
11卜
燃料材	国内生產	2,806	1,843	963	52.3
輸 入	1,156	1,098	58	5.3
総 需 要 量	3,962	2,940	1,022	34.8
自 給 率	70.8%	62.7%	8.1°
11卜
総 数	国内生產	24,918	23,647	1,271	5.4
輸 入	50,242	52,152	△1,910	△3.7
総 需 要 量	75,160	75,799	△639	△0.8
自 給 率	33.2%	31.2%	2.0°
11卜

注：1）合板用材には、薄板、単板、ブロックボード、LVL（単板積層材）を含む。

2）その他用材には、加工材、再生木材、構造用集成材等を含む。

3）木材自給率の算出は次式による。

自給率＝国内生産量÷総需要量×100

4）数値の合計値は、四捨五入のため計に一致しない場合がある。
(単位:千m³)

※ 平成26年から、木質バイオマス発電施設等においてエネルギー利用された燃料用チップ等を計上する「燃料用チップ等用材」の項目を新たに設けることとし、これを踏まえ「薪炭材」を「燃料材」に名称変更した。

平成27年 材需 給表

需要	总需量

主：　1）大中角・盤等の輸入半製品については、「輸入」の「製材品」に含めた。 2）木材子ップのうち、パルブ、紙、繊維板及び削片板等の原料になったものをパルブ・チップ用材に、発電等エネルギー源として利用されたものを燃料用チップ等用材に計上している。 3）パルブ・チップ用材及び燃料用チップ等用材の（　）書は外数であり、工場残材及び解体材・廃材から生産された木材チップ等である。 4）「林地残材」とは、立木を伐採した後の林地に残されている根株、枝条等のうち、利用を目的に木材チップ工場に搬入されたものである。 5）輸出の丸太には、加工材、再生木材等を含む。 6）数値の合計値は、四拾五入のため計に一致しない場合がある。
※ 平成26年から木質バイオマス発電施設等においてエネルギー利用された燃料用チップを「薪炭材」に新たに計上することとし、これを踏まえ、項目名を「薪炭材」から「燃料材」に変更した。このため、平成25年以前については「薪炭材」の数量を、平成26年からは「燃料材」の数量を記載している。

木材需給の推移

年次	需
木材の需要量（用途別）の推移

参考 2

年次	総 需 要 量

※ 平成26年から木質バイオマス発電施設等においてエネルギー利用された燃料用チップを「薪炭材」に新たに計上することとし、これを踏まえ、項目名を「薪炭材」から「燃料材」に変更した。このため、平成25年以前については「薪炭材」の数量を、平成26年からは「燃料材」の数量を記載している。
木材の供給量（形態別）の推移

年次	年次	用材	小计	小计	用材	小计	小计	用材	小计	小计	用材	小计	用材	小计	<nl>

※ 平成26年から木質バイオマス発電施設等においてエネルギー利用された燃料用チップを「薪炭材」に新たに計上することとし、これを踏まえ、項目名を「薪炭材」から「燃料材」に変更した。このため、平成25年以前については「薪炭材」の数量を、平成26年からは「燃料材」の数量を記載している。
## 論文

# 要介護の親と中高齢者の労働供給制約・収入減少 $ ^{*} $

山田 篤裕・酒井 正**

## <要旨>

本研究では、中高齢者を分析対象とし、家族介護による就業抑制、労働時間や本人収入の減少について、厚生労働省「中高年者縦断調査」の個票データを用い、定量的に把握した。推計では、家族介護の就業抑制効果を正確に捉えるため、2つの内生性を考慮した。2つの内生性とは、家族介護の提供と就業の同時決定および家族介護の提供と家族介護を受ける要介護者との同居の同時決定である。

分析の結果、①若い出生コーホートほど家族介護を提供する割合は高くなっており、たとえば1946年度生まれと比較し、1954年度生まれでは男性で6%、女性で8%家族介護を担う確率が有意に高くなっていること、②2つの内生性を考慮してもなお、親の要介護期間が1年長くなると、男女とも有意に就業確率を1%低下させること、一方③就業時間・日数に関しては、親の要介護発生と親に対する実際の家族介護提供のいずれも統計的・定量的に有意な影響を確認できず、仕事を続けるか家族介護を担うかは二者択一となっており、就業時間・日数では調整できていない可能性があること、④親の家族介護を担っている本人の収入は、男女とも6～8%低いこと、⑤親が要介護になることは、親との同居開始の契機であり同時決定となっていること、などが明らかになった。

長期的な労働供給制約を勘案すると、介護休業制度の拡充以上に、長時間労働是正や介護サービス拡充など、家族介護と仕事の両立を可能とする社会政策が重要であり、それは家族介護を担っている人々の高齢期の貧困リスク低減にもつながる。

JEL Classification Number : J26

Key Words : 家族介護、内生性、労働供給
# Labor Supply and Income Reduction of Middle- and Old-Aged People in Japan with a Parent in Need of Long-Term Care

By Atsuhiro YAMADA and Tadashi SAKAI

## Abstract

In this paper, using “Longitudinal Survey of Middle-Aged and Elderly Persons,” we examined the labor supply and income reduction implications for middle- and old-aged people with a parent in need of long-term care. The dataset allowed us to control for the two decision-making endogeneities between labor supply and informal care and between long-term care of a parent and shared residency. Both endogeneities could have caused biased results in past research.

There were five main findings. First, the number of younger birth cohorts providing informal care for family members has sharply increased, reflecting the decline in birth rates. For example, this probability was found to be 6% higher for males and 8% higher for females in the 1954 birth cohort compared with that for the 1946 birth cohort. Second, even after controlling for the two endogeneities, it was found that for people who had a parent in need of long-term care, there was a 1% decrease in the labor supply every year. Third, no statistically significant negative effect was found for working hours or working days for those who had parents in need of long-term care. This implied that these people were forced to choose between pursuing a career and providing informal care, possibly because of inflexible work arrangements or intensive work, which made it impossible for them to work less. Fourth, the income of those who provided informal parental care was 6 to 8% lower than that of those who did not. Finally, many people whose parents needed long-term care were found to be living with their parents again, indicating that the decision to provide informal care and to live together was possibly a simultaneous decision.

In consideration of the shrinking labor force in Japan, a shorter work day/hour for regular workers and/or an expansion of formal long-term care services, both of which would allow workers to strike a balance between their career and informal care provision, would be more practical policy options than the ongoing reform of the Long-term Care Leave System, which aims to provide tri-chotomous leave and does not intend to change the current maximum leave duration. The more practical policies would also lower the risk of poverty among the older people providing informal care.

JEL Classification Number: J26

Key Words: informal long-term care, endogeneity, labour supply
### 1. はじめに

2000 年に導入された日本の公的介護保険は、介護サービス充実の重要な画期となった。しかし、その介護サービスの内訳は、施設介護ではなく、在宅介護が大きな比重を占めている。介護サービス受給者の中、在宅介護者の占める割合は先進加盟国の中でも8割と、相対的に高く、過去10年間に6%ポイントも上昇した（OECD 2013） $ ^{1} $ 。

公的介護保険から介護サービスが提供されているとはいえ、そもそもの公的介護保険の設計自体は家族介護の存在を前提にしている。そうした家族介護の担い手の多くは、中高齢者である。総務省「就業構造基本調査（2012年）」によれば、女性55－59歳では16%（6人に1人）、男性60－64歳では8%（12人に1人）が家族介護の担い手となっている（図表1）。

図表1：家族介護を提供している者の割合（男女別，年齢階級別）

（備考）総務省（2012）『就業構造基本調査』表203に基づき筆者作成。

これらの年齢階級は、労働政策研究・研修機構（2014）でも示された、実質経済成長に必要不可欠な就業率上昇が期待される年齢階級とも重なる。しかし「就業構造基本調査(2012年）」によれば、家族介護（看護）による離職者はすでに年間10万人を超える。少子化の進行に伴い、家族介護の担い手が少数の子どもに集中していく中、介護離職問題は今後ますます深刻化し、中高齢者の大きな労働供給制約要因となることが懸念される。

本研究の目的は、厚生労働省「中高年者縦断調査」の個票データを用い、中高齢者が実際に家族介護を提供する確率が近年どれほど上昇したか、家族介護、とくに親の要介護発
生による中高齢者の就業抑制がどれほど大きいか、またそれにより、中高齢者の労働時間や本人収入がどれほど減少しているか、定量的に把握することである。

素朴な分析アイディアとして、家族介護の就業抑制効果を捉えるために、「現在、家族介護を提供しているかどうか」と「現在、就業しているかどうか（あるいは現在の労働時間）」の相関をとることが考えられる。しかし、こうした素朴な分析アイディアに基づく推計では就業抑制効果を過大に捉えるバイアスをもつ可能性がある。

家族介護の就業抑制効果を正確に捉えるためには、2つの同時決定の可能性について考慮しなければならない。第一に、家族介護の提供と就業決定は同時決定の可能性がある。たとえば、もともと非就業である、あるいは非就業となる人々が家族介護を担っているため、現在、家族介護をしている人々の就業確率は、たとえ家族介護を担っていなくとも、もともと低かったかも知れない。第二に、家族介護の担い手と家族介護を受ける要介護者との同居も同時決定の可能性がある。たとえば、現在、家族介護を担っているのは、同居していた家族が要介護になったからではなく、家族介護をするために新たに同居をはじめたからかも知れない。そのため、要介護の家族と同居していること自体、家族介護の担い手となりやすい人々の選択の結果であるかも知れない。いずれも、家族介護による就業率の低下を過大に捉えてしまうバイアスを発生させる可能性がある。

次節でも詳しく述べるように、過去の研究では、これらの同時決定バイアスを、操作変数法などで取り除くことを試みてきた。こうした手法が用いられてきた理由は主にデータ制約のためで、過去の研究で用いられたデータでは、家族介護を提供しているかどうかという情報はあっても、親の要介護の有無に関する情報、あるいはそもそも別居の親が存在しているかどうかに関する情報を欠いていた。

本研究のひとつの特徴は、操作変数法ではなく、こうした情報が直接入手可能な厚生労働省「中高年者縦断調査」の個票データに基づき、外生的とみなしうる親の要介護発生自体を変数として用い、それが就業抑制、さらに本人収入に及ぼす影響を定量的に把握したことである。

本研究の結論を先取りすると、五点に集約される。第一に、若い出生コーホートほど家族介護を担う比率は高まっており、たとえば1946年度生まれと比較し、1954年度生まれでは男性で6%、女性で8%家族介護を担う確率が高くなっている。第二に、親の要介護発生という外生変数を用いてもなお、親の要介護期間が1年長くなると、男女とも有意に就業確率を1%低下させる効果を確認した。第三に就業時間・日数に対し、親の要介護発生（外生変数）と親に対する実際の家族介護提供（内生変数）のいずれも統計的あるいは定量的に有意な影響を確認できなかったことである。この結果は、仕事を続けるか家族介護を担うかは二者択一になっており、就業時間・日数では調整できていないことを示唆している。第四に、男性では親の要介護期間が1年長くなると本人収入は1%低くなり、また親に対し実際に家族介護を担っている本人の収入は、男女とも6～8%低い。第五に、親が要介護になることは、親との同居開始の契機であり、家族介護の提供と同居は同時決定と
なっている。

### 2. 先行研究

先進国では程度に差はあれ、いずれの国でも人口の高齢化が進んでおり、今後、要介護者の増加が予想されることから、家族介護（informal care, unpaid care）が就業や労働時間、賃金等に与える影響について多くの研究が行われて来た。介護支援政策を巡っては、財政上の理由から、コストの高い施設サービスを絞り込み、在宅サービスに重点を置かざるをえない一方で、家族の介護負担が重くなればその家族の就業が抑制されて労働力の減少を招くとの懸念があり、各国はジレンマに直面している。従って、家族介護と就業が実際にどの程度、トレードオフの関係にあるかを把握することが、最適な介護施策を考えるうえで重要になって来る。

家族介護が就業等へ及ぼす影響に関する研究は、経済学をはじめとして、老年学から人口学、社会疫学と多岐の分野にまたがっている。2007年までのそれらの研究を包括的に整理したLilly et al. (2007)によれば、一般的には家族介護によって就業が抑制される傾向は見出されず、要介護者の要介護度が高い場合に限り、就業が抑制されるとされる。少なくともこれまでの研究では家族介護が就業を抑制するという強い証拠が一貫して確認されて来たわけではないのである（Michaud et al. 2010）。

家族介護の就業への影響がはっきりしない理由の一つには、先にも述べた介護と就業の同時決定性（=内生性）から生じるバイアスがあるために、これへの対処の仕方によって結果が異なり得るということがある。そのため、経済学を中心とした近年の研究はこの内生性に対処することに多くの労力を割いて来た。

その結果、海外では、パネル推定や操作変数法によって介護の内生性に適切に対処した場合には、介護の就業抑制効果は小さくしか見出されないとする研究が多くを占めつつある。例えば、イギリスについて分析した Heitmueller (2007) はこのテーマにおける最近の代表的な研究であるが、同居家族の健康状態を操作変数として用いた推定や、パネル推定に依る分析を行うと、家族介護の就業への影響は小さく推定される傾向にあることを報告している。オーストラリアのパネルデータに基づいた Leigh (2010) や、オランダのデータに基づいて同時推定を行った Moscarola (2010)、欧州 13 か国のパネルデータに基づいた Ciani (2012)、ノルウェーのデータに基づき操作変数法による推定を行った Kotsadam (2012)、ドイツのパネルデータに基づいた Meng (2013)、アメリカのパネルデータに基づいた Van Houtven (2013) 等も同様に就業に対しては小さい影響しか見出していない $ ^{2} $ 。

但し、介護の就業抑制効果の大きさは地域によっても異なっており、欧州内では南欧に
おいて介護の就業抑制効果が比較的大きいことが指摘されている（Kotsadam 2011、Crespo and Mira 2014）。また、女性のほうが家族介護によって就業が抑制される傾向が大きく（Ettner 1996、Van Houtven 2013）、長時間・長期間の介護が必要な場合や要介護者と同居している場合には、介護の就業抑制効果が大きいことも見出されている（Ettner 1995、Carmichael et al. 2008, Heitmueller and Michaud 2006、Casado-Marín et al. 2011）。

以上は、就業するかしないかという決定への家族介護の影響を見たものだったが、労働時間や賃金に対する家族介護の影響も検証されている。だが、それらの結果も必ずしも一貫していない。例えば、英国について検証した Carmichael and Charles (1998) や Carmichael and Charles (2003)、Heitmueller and Inglis (2007) は家族介護によって労働時間は短くなり、時間あたり賃金率（や収入）も低くなる傾向にあることを報告している一方で、他の欧州諸国について検証した Bolin et al. (2008) は家族介護の労働時間や賃金率への影響は見出していない $ ^{3} $ 。女性では家族介護によって労働時間も時間あたり賃金率も抑制される傾向が観察される一方で、男性についてはそれらの影響は見出されないとする研究もある（Van Houtven 2013）。また、介護の開始は労働時間を減少させるが、介護が終了しても労働時間は増えないという家族介護の影響の「非対称性」を報告する研究もある（Spiess and Schneider 2003）。

それでは、わが国では家族介護は就業に影響を及ぼしているのだろうか。2000年以降の日本における主要な研究をまとめたものが図表2である。日本においても初期の研究はクロスセクション・データに基づいたものがほとんどだったが（永瀬2000、岩本2001、西本・七條2004、山口2004、西本2006）、その後のパネルデータに基づいた分析でも、比較的大きな介護の就業抑制効果が観察される傾向にある(酒井・佐藤2007、大津・駒村2012、Fukahori et al. 2015)。例えば、Fukahori et al. (2015)は、介護を必要とする者が同居世帯内にいた場合、男性で約7%程度、女性で約10%程度、就業が抑制されることを見出している。大津・駒村（2012）も、40歳から59歳の有配偶女性が要介護の親と同居する場合、約4～6%程度、就業が抑制されるとしており、さらに、親の要介護度が1から3の場合には約20～30%程度、要介護度が4もしくは5になると、70%程度、就業が抑制されることを報告している。また、クロスセクション・データであっても操作変数法に依拠した岸田(2014)やYamada and Shimizutani (2015)も介護者が就業を有意に抑制していることを確認している $ ^{4} $ 。一方、労働時間、賃金や公的年金を含む収入への影響についての検証は十分とは言えない。日本においても、労働時間への影響については、家族介護が労働時間を抑制するという結論を導いているものと（山口2004、Yamada and Shimizutani 2015）、労働時間には影響していないとするものとがあり（大津・駒村2012、Fukahori et al. 2015）、結論は定まっ
ていない $ ^{5} $ 。賃金や収入への影響を見た研究は数自体が限られている。岸田（2014）は家族介護によって月当たりの手取り収入が減ることを報告しているが、この研究だけをもって確定的なことは言えない。労働時間や収入が減少すれば、それに伴って将来の老齢年金受給額も減ることが予想される。

図表2：家族介護の就業への影響を検証した日本における2000年以降の主要な研究

論文	データ	データの調査年	アウトカム	推計手法	主要な結果
永瀬(2000)	「就業構造基本調査」(総務省)	1992年	離職理由が介護、求職抑制の理由が介護	プロピット・モデル	前職がハートである場合や世帯所得が低いと、介護を理由とした離職が多くなる。
岩本(2001)	「国民生活基礎調査」(厚生労働省)	1992年、1995年、1998年	就業しているかどうか	プロピット・モデル	要介護者が家族内に発生した場合、女性が介護者になると、就業が抑制されるが、男性や介護者などがない世帯員の就業への影響は小さい。
西本・七條(2004)	「社会生活基本調査」(総務省)	1996年	フルタイの就業、パートタイム就業	多項ロジット・モデル	介護をしてもるはい、フルタイの就業もパートタイム就業も抑制される。
山口(2004)	「第1回全国家族調査」(日本家族社会学会)	1998年、1999年	仕事時間の短縮、休・退職	ロジット・モデル	就業介護者の25%が仕事の時間を短縮し、14%が休・退職している。
西本(2006)	「家族についての全国調査」(日本家族社会学会)	1999年	継続勤務/労働時間の短縮/休職もしくは退職	多項ロジット・モデル	介護期間が6月未満の場合は労働時間を減らすことで対応するとが多く、重度の要介護状態が増加する、女性は離職勤務を断金する頻向。
酒井・佐藤(2007)	「暮らし生活設計に関する調査」(ニッセイ基礎研究所)	1997年、1999年、2001年、2003年	就業しているかどうか	固定効果ロジット・モデル	家族内に要介護者が存在すると就業は有意に抑制される(男性では正規雇用からの離職が増加する)、女性は増加し非正規雇用からの離職を増加する)。2000年の介護保険導入によって就業抑制効果が緩和された事実は見出すればない。
Shimizutani et al.(2008)	「高齢者の介護利用に関するアンケート調査」(内閣府)	1999年、2001年、2002年	就業しているかどうか、週当たり就業日数、労働時間	プロピット・モデル、トービット・モデル	介護保険導入の効果は、2002年には明確に表れ、女性の介護者の就業率が上昇した。
Tamiya et al.(2011)	「国民生活基礎調査」(厚生労働省)	1998年、2001年、2004年	就業しているかどうか、労働時間、介護時間	ロジット・モデル、トービット・モデル	高所得帯帯では、介護保険導入後に就労確率が上昇。
大津・駒村(2012)	「日本家計パネル調査(JHPS)」(慶應義塾大学)	2009-2011年	就業しているかどうか、就業時間	攪乱効果プロピット・モデル、攪乱効果トービット・モデル	40-59歳の有配偶女性は同居要介護者がいると有意に就業確率が低下し、この程度は要介護度が減り、132大きなった(要介護度1〜3で20-30%程度、要介護度4〜570%程度、要慶確率が低下)。一方、同居要介護者の存在の就業時間への影響は見られなかった。
大津(2013)	「日本家計パネル調査(JHPS)」(慶應義塾大学)	2009-2012年	離職	ロジット・モデル	50-64歳の就業者の5%有配偶女性及び無配偶の男女は、要介護度4以上の同居要介護者がいると翌年1年間の離職確率が有意に高くなる。
岸田(2014)	「在宅介護のお金と暮らしについての調査」(家計経済研究所)	2011年	非就業、労働時間、収入、余暇時間	操作変数プロピット・モデル、操作変数トービット・モデル	女性について、介護時間(合計)、身体介護時間、家事援助時間の1%の増加は、それぞれ就業率を8.8%がリト、5.2%がリト、6.8%がリト引き下げる。また、労働時間、収入も抑制される。
Sugawara and Nakamura (2014)	「国民生活基礎調査」(厚生労働省)	1998年、2004年、2010年	正規就業/非正規就業	スイッチング回帰モデル	介護は有意に女性の就業を抑制するが、その程度は介護保険導入後、期間を締結について小さなく来てる。
Fukahori et al.(2015)	「暮らし生活設計に関する調査」(ニッセイ基礎研究所)	1997年、1999年、2001年、2003年、2005年	就業しているかどうか、労働時間、主観的健康、生活清足度	固定効果モデル	家族内の要介護者の存在は、男性については7%程度、女性については10%程度、就業も有意に抑制する。一方、彼らの健康や生活満足度には影響を及ぼなる。また、介護の就業抑制効果は介護保険導入後も証拠をいない。
Yamada & Shimizutani (2015)	「国民生活基礎調査」(厚生労働省)	2010年	就業しているかどうか、労働時間	操作変数法	主なる介護者であると就業確率が男性で14〜20%程度、女性で27〜58%程度低くなる。また、労働時間も短くなる横向にある。要介護認定が就業確率を引き上げることはない。

(備考)筆者作成。

また、就業等への影響を把握するのにあたっては介護の程度が重要となってくる。海外の研究では要介護の程度や同別居の別によって就業への影響が異なることが繰り返し指摘されており、日本でも、要介護者が認知症であると介護時間や介護費用が顕著に増えることが知られている（山田他,2013）。しかし、日本の既存研究では専ら「主たる介護者であるかどうか」もしくは「要介護者が家族内にいるかどうか」をもって介護ニーズの存在を把握しており、必ずしも介護の程度の違いによる影響の差については十分に検討して来なかった $ ^{6} $ 。本研究の依拠するデータでは要介護者の認知症の有無や介護の種類を把握することはできないが、介護期間や介護時間によって介護負担の重さを代替的に捉えてみることにする。また、関連することとして、日本の既存研究では、データの制約もあり、基本的に同居介護しか考えておらず、別居して介護しているケースを把握できなかった。本研究
ではそれらについても検討を加えることになる $ ^{7} $ 。

なお、日本での研究には、2000年に導入された公的介護保険によって就業抑制が緩和されたかどうかに焦点を当てたものが多い。この点についても、介護保険に一定程度の効果を認めるものと（Shimizutani et al. 2008、Tamiya et al. 2011、Sugawara and Nakamura 2014）、介護保険の効果は見いだされなかったとするものとがあり（酒井・佐藤 2007、Fukahori et al. 2015、Yamada and Shimizutani 2015）、統一的な結論は出ていない $ ^{8} $ 。しかし、本研究の依拠するデータは、2005年以降に実施された調査であるため、公的介護保険の効果については本稿では扱わない。

### 3. 使用データ・分析枠組み

### 3.1 使用データ

本研究で用いるデータは厚生労働省「中高年者縦断調査」の個票である。この調査は、2005年10月末現在50～59歳の全国の男女を対象としており、健康、就業、社会活動について経時的変化を追えるよう設計された縦断調査（パネル・データ）である $ ^{9} $ 。調査項目としては、就業状況、家族介護の状況、収入額、公的年金受給額（第4回以降）などがあり、豊富な情報が含まれている。本研究では統計法第33条に基づき二次データ利用が許可された第1回（2005年）から第8回（2012年）調査の個票を用いた $ ^{10} $ 。

記述的分析（4.1 項）では、全 8 回分のデータを用いるが、本研究で最も重要な、別居の親を含む親の要介状態に関するデータが取れるのは第 4 回調査以降であるため、計量経済学的分析（4.2 項）では第 4 回以降のデータを用いた。

### 3.2 分析枰組

市場賃金が留保賃金を上回った場合に労働供給するという、一般的な労働供給の主体均衡の枠組みに基づき、下式を推計した。

$$ P_{it}=\alpha+X_{it}\beta+\delta LTC_{it}+\mu_{i}+v_{it} $$
$ P_{it} $ ：t年における個人iの就業状態、

$ X_{it} $ ：市場賃金や保証所得に影響を与える個人属性（コントロール変数）、

$ LTC_{it} $ ：家族の要介護状態あるいは家族介護の提供の有無

推計には図表3にある変数を用いた。本研究で要介護発生に伴う影響を検証すべき被説明変数は5つあり、(i) 収入のある仕事の有無、(ii) 平均的な1週間の就業時間、(iii) 平均した1週間当たりの就業日数、(iv) 公的年金以外の本人総収入、(v) 公的年金を含む本人総収入である。いずれも、固定効果線形モデルで推計した $ ^{11} $ 。(iv) と(v) の本人収入についても、就業状態に関する被説明変数(i) 〜(iii) と同一の説明変数群を用いて推計するが、これは中高齢期の所得水準が就業によって大きく左右されるという知見（清家・山田 2004）に基づく。また(ii) 〜(v) は、0となるサンプルを除外して推計した。

図表 3：変数一覧

被說明変数	①收入になる仕事の有無	ふだん收入になる仕事をしている場合を1とおくダミー変数。
②平均的な1週間の就業時間	調査月の1か月間の平均的な1週間の就業(実労働)時間。
③平均した1週間当たりの就業日数	調査月の1か月間の平均した1週間をたりの就業日数。
④ln本人総收入(公的年金以外)(円)	調査月の1か月間の公的年金以外の本人收入(働いて得た所得、雇用保険、私的年金、資産收入、その他の社会保障給付金、仕送り、その他の合計であり、項目ごとの収入は識別できない)に1を加え、さらに自然対数をとったもの(0収入の場合の自然対数の値は1を加えているので0となる)。第4回以降に入手可能な変数。
⑤ln本人総收入(公的年金含む)(円)	調査月の1か月間の公的年金を含む本人収入(定義は上記参照)に1を加え、さらに自然対数をとったもの(0収入の場合の自然対数の値は1を加えているので0となる)。
說明変数	主観的不健康	現在の健康状態に関する主観的な5段階評価で、「どちらかといえば悪い」、「悪い」、「大変悪い」に該当する場合を1とおくダミー変数。
有配偶	自分に配偶者がいる場合を1とおくダミー変数。
A
【外生】	有配偶×要介護	自分の配偶者を介護している場合に1とおくダミー変数。
親要介護	同·別居を問わず、自分の親もしくは配偶者の親が要介護である場合を1とおくダミー変数。第4回以降に入手可能な変数。
親要介護×親無配偶	同·別居を問わず、自分の親もしくは配偶者の親が要介護であり、かつその要介護の親のいずれかが無配偶である場合を1とおくダミー変数。第4回以降に入手可能な変数。
親要介護×無配偶	同·別居を問わず、自分の親もしくは配偶者の親が要介護であり、かつ自分が無配偶である場合を1とおくダミー変数。第4回以降に入手可能な変数。
B
【外生】	有配偶×要介護の時点数	第4～8回間で自分の配偶者を介護している時点数。最小値0、最大値5をとる。
親要介護の時点数	第4～8回間で同·別居を問わず、自分の親もしくは配偶者の親が要介護である時点数。最小値0、最大値5をとる。
C
【内生】	親を介護	同·別居を問わず、自分の親もしくは配偶者の親を自分が家族介護している場合を1とおくダミー変数。
親を介護×親無配偶	同·別居を問わず、自分の親もしくは配偶者の親を自分が家族介護しており、かつその家族介護の対象である親が無配偶である場合を1とおくダミー変数。
親を介護×無配偶	同·別居を問わず、自分の親もしくは配偶者の親を自分が家族介護しており、かつ自分が無配偶である場合を1とおくダミー変数。
D
【内生】	1日あたり介護提供時間	同·別居を問わず、さらに純柄を問わず、1日あたりに自分が家族介護を提供している時間。
年齢	本人年齢
年齢二乗+100	本人年齢の二乗+100
厚年·報酬比例支給開始年齢以上(被用者職歴)	被用者職歴であり、かつ厚生年金の報酬比例支給開始年齢に達している場合を1とおくダミー変数。被用者職歴とは「①ひとつの企業等に20年以上勤務している(いた)」、「②勤め先は変わったが、同じ分野の仕事に20年以上従事している(いた)」、「③①、②以外で20年以上仕事(自营業を除く)に従事している(いた)」場合を1とおくダミー変数(Wave1の質問項目に基づく)。本稿の分析対象となったサンプルでは被用者職歴がつ60歳ダミーと同義である。
厚年·定額支給開始年齢以上(被用者職歴)	被用者職歴であり、かつ厚生年金の定額部分支給開始年齢(=高年齢者雇用安定法により雇用確保措置が義務付けられている上限年齢)に達している場合を1とおくダミー変数。
65歳以上	65歳以上を1とおくダミー変数。
コントロール変数には、主観的不健康や年齢に加え、厚生年金の支給開始年齢に到達しているか、および65歳以上かどうか(国民年金の支給開始年齢であると同時に、多くの人々の引退希望年齢でもある $ ^{12} $ )に関する変数を用いた $ ^{13} $ 。

### 3.3 介護に関する変数

いうまでもなく、本研究で最も重要となる説明変数が、家族の要介護状態あるいは家族介護の提供に関する（A）～（D）の4つの変数群である。

各被説明変数に対し、説明変数群（A）と（B）は外生変数、（C）と（D）は内生変数と考えられる。（A）と（B）は、同・別居を問わず、さらに実際に自分が家族介護を担っているかどうかにかかわらず、自分の親もしくは配偶者の親が要介護であるかどうかを表す変数である。親に介護の必要が発生するかどうかは、外生と考えられるため、この変数を用いれば、操作変数法によらずとも、先述した2つの内生性に関する問題を回避した推計が可能となる $ ^{14} $ 。こうした推計を行ったことが本研究のひとつの特徴といえる。なお、この変数に関する質問項目は、第4回以降に新設されたことで、入手可能となった。そのため、計量経済学的な分析では第4回以降のデータのみを用いた。

親の要介護状態について（A）では、各回の調査毎に該当する場合に1、そうでない場合を0とおいている $ ^{15} $ 。「中高年者縦断調査」では、家族が要介護であるかどうかは、被調査者からみて、日常生活動作に関する介護を必要としているかどうかという判断 $ ^{16} $ に基づく。公的介護保険の要介護認定に基づくものとは異なる。

親の要介護状態について（B）では、分析対象とした第4～8回の調査期間で、同・別居を問わず、自分の親もしくは配偶者の親が要介護である時点数（年間数）を用いた。した
がって、最小値 0、最大値 5 を取る。この変数は、親の要介護期間が長くなった場合の累積的効果を捉えるための変数である。累積的効果は少なくとも 2 つの構成要素から成ると考えられる。一つは要介護度の悪化である。1 年間に要介護度が軽くなるのは要介護者の 1 割に過ぎず、3 割で要介護度は重くなる $ ^{17} $ 。もう一つは、親の要介護期間が長くなるにつれ、徐々に家族介護と仕事との両立が難しくなっていくような状況変化である。そのため、親が要介護であることは、数時点の累積的効果として、就業状態などに影響を与えると考えられ、それを捉えるための変数である。

説明変数群（C）では自分が実際に親の家族介護の担い手かどうか、（D）では自分が家族介護を提供している時間（同居・別居に関わらず、配偶者・親以外に対する家族介護時間を含む） $ ^{18} $ を用いた。なお、家族介護の提供時間については、直接的に介護をしている時間のみで、たんに見守りをしている時間は含まれない $ ^{19} $ 。

親が要介護あるいは親に実際に家族介護を提供している場合でも、自分で家族介護をどれほど提供するかどうかは、ほかの家族介護の担い手の有無にも左右されると考えられる。つまり、要介護である親に配偶者がいるかどうか、あるいは自分に配偶者がいるかどうかにもよると考えられる。そこで（A）と（C）の変数群では、親が要介護および親に実際に家族介護を提供しているかを表す変数と、自分が無配偶か、あるいは親が無配偶かを表す変数との交差項も加えた。

また、（A）と（C）の変数群では自分に配偶者がおり、その配偶者に自分が家族介護を提供していた場合に1とおくダミー変数、（B）では自分が配偶者に家族介護を提供していた時点数（年間数）を用いた。要介護の親と同様、自分の配偶者が要介護となった場合にも、自分の配偶者と別居するかどうか、そして自分がその配偶者に家族介護を提供するかどうか、という2つの意思決定（内生性）があるかも知れない。しかし、配偶者が要介護になったにも関わらず、自分がまったく介護を行わない可能性は一般に低いと考えられ、また質問項目の設計上、親の要介護の有無とは異なり、配偶者の要介護の有無と、自分の家族介護の提供の有無とは識別できないため、どのような夫婦であれ、配偶者に介護の必要がある場合、必ず自分は家族介護を提供しているもの、と仮定した。すなわち、自分の配偶者への家族介護の提供は、自分の配偶者が要介護であることと同義とした。

さらに、親に介護の必要があった場合、公的年金支給開始年齢に到達していれば、公的年金給付により、親の介護をするため非就業を選択あるいは就業時間・日数を減らす可能性も高くなる。とくに被用者職歴 $ ^{20} $ の場合、国民年金よりも給付水準の高い老齢厚生年金
が受給可能なため、非就業を選択あるいは就業時間・日数を減らす可能性はより高くなる。さらに被用者職歴の場合、生年度により支給開始年齢は異なる。こうしたことを統御するため、先にも述べたように、変数群（A）～（D）以外にも、コントロール変数として厚生年金の支給開始年齢 $ ^{21} $ に到達しているか、および65歳以上かどうか（国民年金の支給開始年齢であると同時に、多くの人々の引退希望年齢でもある）に関するダミー変数を年齢変数と共に用いた。

各変数の記述統計量については本稿末の附表1に示した。

### 4. 分析結果

### 4.1 記述的分析

まず、「中高年者縦断調査」の利点を活かしながら、単純集計に基づき、家族介護、親の要介護、要介護の親との同・別居の状況について整理する。

図表4は、各歳で要介護の親族に対し、自分が家族介護を提供している割合 $ ^{22} $ を男女別に示している。男性に比べ、女性の方が、要介護の親族に対し、自ら家族介護を提供している割合は高い。さらに重要な点として、男女とも、各歳で自ら家族介護を提供している割合は若い出生コーホートほど、高くなっている。たとえば59歳時点で自分が家族介護を提供している割合は、1946年度生まれの男性と比較して、1952年度生まれでは男性で4%ポイント、女性で6%ポイント高い。わずか6年間の出生コーホート差で、自分が家族介護を提供している人々の割合が急増している様子がうかがえる。

家族介護を提供している者を 100%として、家族介護の対象者の内訳を示したのが、図表5である。家族介護の対象者の大半は「親」である。男女とも、自ら家族介護を提供しているのは「自分の母」に対してで最も多い。1950年度生まれでは59歳時点で、男性は66%、女性は47%が「自分の母」に対する家族介護である。次に多いのは男女、年齢階級