Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
図表5 最終学校の居住地選択に関する推計結果

男女計	男性	女性	ベース
1971-75年生まれ	-0.017**	-0.025**	-0.010	1966-70年生まれ
(0.007)	(0.010)	(0.009)
1976-80年生まれ	-0.026***	-0.025**	-0.031***
(0.008)	(0.012)	(0.011)
1981-85年生まれ	-0.018**	-0.025**	-0.017*
(0.007)	(0.011)	(0.010)
1986-95年生まれ	-0.049***	-0.074***	-0.040***
(0.012)	(0.020)	(0.015)
女性	-0.003	男性
(0.005)
きょうだいなし	-0.005	0.008	-0.014	きょうだいあり
(0.009)	(0.013)	(0.012)
大学・大学院卒	0.193***	0.203***	0.181***	高卒
(0.010)	(0.015)	(0.015)
短大・専修学校等卒	0.130***	0.135***	0.122***
(0.011)	(0.016)	(0.014)
中卒以下	0.020	-0.013	0.041
(0.024)	(0.044)	(0.028)
求人倍率格差(出身地)	0.016*	0.014	0.018
(0.009)	(0.015)	(0.012)
賃金格差(出身地)	-0.211***	-0.210**	-0.245**
(0.059)	(0.098)	(0.096)
2011年調査ダミー	0.012**	0.017**	0.007
(0.005)	(0.007)	(0.006)
出身地ダミー(中学卒業時)	中京圏出身
北海道出身	0.033	-0.019	0.078**
(0.025)	(0.039)	(0.033)
北東北出身	0.036*	-0.009	0.077***
(0.021)	(0.033)	(0.025)
南東北出身	0.065***	0.069***	0.074***
(0.015)	(0.022)	(0.019)
北関東出身	0.076***	0.079***	0.077***
(0.012)	(0.018)	(0.016)
中部出身	0.086***	0.084***	0.096***
(0.011)	(0.016)	(0.014)
北陸出身	0.040***	0.039**	0.054***
(0.013)	(0.019)	(0.016)
大阪圏出身	-0.019	-0.033*	-0.002
(0.013)	(0.019)	(0.019)
京阪周辺出身	-0.029	-0.037	-0.017
(0.018)	(0.025)	(0.027)
中国出身	0.004	-0.017	0.031
(0.018)	(0.027)	(0.024)
四国出身	-0.005	0.005	0.000
(0.020)	(0.030)	(0.027)
九州・沖縄出身	0.020	0.001	0.052
(0.027)	(0.040)	(0.035)
東京からの距離	-0.045	-0.030	-0.060
(0.037)	(0.057)	(0.050)
N	9668	4653	5015
疑似決定係数	0.255	0.271	0.245

(備考)

2. 格差変数はいずれも最終学校進学時点のデータ(47都道府県、年平均。男女別推計においては、有効求人倍率は男女計、賃金は男女別。)を用い、中学卒業時居住県/東京都を算出したもの。最終学校進学時点については、大学・大学院卒及び窓大・専修学校等卒は18歳、高卒は15歳、中卒は12歳、小学校卒は6歳と仮定した。
## (初職時の居住地)

次に、最終学校卒業時には非東京圏に居住していた者の初職時における居住地選択に関するプロビットモデルの推計結果（図表6-1,6-2）を示す。前述のモデルと同じく、被説明変数は、初職時の東京圏居住を1、非東京圏居住を0とする。モデルのねらいは、どのような変数がはじめて仕事をもつときに東京圏居住を選択するように働いたのかを明らかにすることにある。なお、説明変数については、内生性に配慮するために初職時に既に決まっている変数のみの式（推計式(1)）、初職時の仕事に関する変数を含む式（推計式(2)及び(3)）の2パターンに分けて推計を行った $ ^{14} $ 。

人口移動の理論に基づいて、賃金格差と就業機会格差（有効求人倍率で代理）を説明変数として導入しているが、それぞれの格差については、出身地と最終学校時居住地の二か所が東京都との比較対象地として想定できるために、両方の格差を説明変数に用いた。これらの推計結果については、出身地の賃金格差がマイナスで有意となり、出身地の賃金の低さが東京圈での居住地選択を後押しする要因、すなわち東京圈ではじめて仕事に就く確率を高める要因となっている。他方、就業機会格差は有意な結果とならなかった。

属性を示す変数については、①男性に比べて女性が東京圏居住にマイナスに有意となり、②高卒者に比べ大卒・大学院卒が東京圏居住にプラスに有意であった。③仕事の内容では専門職・管理職とサービス職・保安職が事務従事者に比べて東京圏居住にプラスに有意となった。

コホート効果は、1960年代後半生まれコホートに比べすべてのコホートで東京圏居住選択にマイナスの効果が有意に表れている。さらにコホートが若くなるほどマイナス効果が大きくなっている。

出身地ダミー変数については、中京圏をベースとし、北陸以東の東日本(北海道を除く)では東京圏居住選択にプラスの有意な効果が推計されているが、西日本では有意な結果は得られなかった。また、東京圏出身者の東京圏居住選択のパラメータが有意で最も大きな値となった。

男女別にサンプルを分割してプロビットモデルの推計を行ったところ、男女間に大きな差異は認められなかった。ただし、出身地ダミーにおいて、男性では北陸と大阪圏がプラスで有意な結果が得られた一方、女性は有意ではなかった。

現在の居住地に関する分析に移る前に、近年は東京圏の大学等への進学者のUターンに関心が高まっていることを踏まえ、ここで東京圏の大学等を卒業した者の居住地選択に関する分析を行ったので紹介しておきたい。非東京圏出身者が東京圏の大学等に進学した後、初職のタイミングで非東京圏へ戻らず東京圏に留まる場合についてプロビットモデルの推計を行った。被説明変数は、同様に、東京圏居住（東京圏に留まる）を1、非東京圏居住（東京圏から転出）を0とする。この推計から、次のような興味深い結果が得られた（図表7）。
図表 6-1 初職時の居住地選択に関する推計結果（男女計）

男女計	(1)	(2)	(3)	ベース
1971-75年生まれ	-0.013*	-0.014*	-0.013*	1966-70年生まれ
(0.007)	(0.007)	(0.008)
1976-80年生まれ	-0.030***	-0.030***	-0.028***
(0.008)	(0.008)	(0.008)
1981-85年生まれ	-0.035***	-0.033***	-0.034***
(0.009)	(0.009)	(0.009)
1986-95年生まれ	-0.063***	-0.066***	-0.066***
(0.013)	(0.013)	(0.014)
女性	-0.044***	-0.045***	-0.046***	男性
(0.006)	(0.006)	(0.006)
きょうだいなし	-0.013	-0.012	-0.015	きょうだいなり
(0.011)	(0.011)	(0.011)
大学・大学院卒	0.039***	0.038***	0.033***	高卒
(0.007)	(0.007)	(0.007)
短大・専修学校等卒	0.004	0.004	-0.003
(0.007)	(0.007)	(0.007)
中卒以下	-0.023*	-0.021	-0.019
(0.014)	(0.014)	(0.015)
パート・アルバイト(初職)	-0.006	正規(初職)
(0.009)
派遣・契約社員(初職)	-0.014
(0.014)
自营(初職)	-0.042*
(0.023)
無職(初職)	-0.028
(0.022)
専門職・管理職(初職)	0.020**	事務従事者(初職)
(0.008)
販売職(初職)	0.010
(0.010)
サービス職・保安職(初職)	0.016*
(0.009)
運輸(運転)職・通信職(初職)	-0.002
(0.020)
工場,建設等の現場労働(初職)	-0.019*
(0.011)
求人倍率格差(出身地)	-0.011	-0.010	-0.013
(0.010)	(0.010)	(0.010)
賃金格差(出身地)	-0.276***	-0.276***	-0.299***
(0.065)	(0.066)	(0.068)
2011年調査ダミー	0.009*	0.009*	0.007
(0.005)	(0.006)	(0.006)
出身地ダミー(中学卒業時)	中京圏出身
東京圏出身	0.202***	0.205***	0.199***
(0.022)	(0.022)	(0.023)
北海道出身	0.031	0.031	0.029
(0.021)	(0.022)	(0.022)
北東北出身	0.064***	0.066***	0.058***
(0.021)	(0.021)	(0.021)
南東北出身	0.061***	0.064***	0.056***
(0.018)	(0.018)	(0.018)
北関東出身	0.055***	0.059***	0.047***
(0.015)	(0.015)	(0.016)
中部出身	0.049***	0.048***	0.046***
(0.015)	(0.015)	(0.015)
北陸出身	0.031**	0.032**	0.027*
(0.016)	(0.016)	(0.016)
大阪圏出身	0.019	0.020	0.016
(0.014)	(0.014)	(0.015)
京阪周辺出身	-0.031	-0.031	-0.036
(0.022)	(0.022)	(0.022)
中国出身	0.005	0.005	0.000
(0.018)	(0.018)	(0.019)
四国出身	-0.023	-0.021	-0.031
(0.022)	(0.022)	(0.023)
九州・沖縄出身	0.034	0.032	0.025
(0.022)	(0.023)	(0.024)
東京からの距離	-0.016	-0.012	-0.016
(0.028)	(0.028)	(0.029)
N	7885	7753	7377
疑似決定係数	0.115	0.118	0.122

(備考)

1. サンプルは 1966 年～1995 年生まれの最後の学校卒業時非東京圈居住者。在学者・未就学・乳幼児等及び未回答・欠損値を除く。第 6 回（2006 年）調査及び第 7 回（2011 年）調査の合計。被説明変数は、初職時に東京圈居住であれば 1、初職時も非東京圈居住であれば 0 をとる 2 値変数。表の値は限界効果、（）内は標準誤差。 $ ^{*} $ は p<0.1、 $ ^{**} $ は p<0.05、 $ ^{***} $ は p<0.01 を示す。

2. 正規（初職）変数（ベース）については、会社などの役員を含む。格差変数はいずれも最終学校卒業時点のデータ（47都道府県、年平均）を用い、中学卒業時居住県／東京都を算出したもの。

3. 東京からの距離については、国土交通省国土地理院「都道府県庁間の距離」（回転楕円体(GRS80)における最短距離（測地線長））による。単位は1000 kmとした。

4.（3）の推計においてはサンプルから仕事を持ったことがない者を除いている。また、サンプルには農林漁業従事者（初職）が含まれるが、このうち全員が初職時非東京圏居住であったため、表から割愛した。
図表７ 東京圏の大学等卒業者の初職時居住地選択に関する推計結果

男女計	(1)	(2)	(3)	ベース
1971-75年生まれ	0.011
(0.054)	0.010
(0.054)	0.039
(0.055)	1966-70年生まれ
1976-80年生まれ	-0.021
(0.056)	-0.016
(0.056)	0.011
(0.056)
1981-85年生まれ	-0.184***
(0.064)	-0.173***
(0.064)	-0.139**
(0.066)
1986-95年生まれ	-0.031
(0.116)	-0.066
(0.118)	-0.042
(0.116)
きょうだいなし	-0.025
(0.073)	-0.018
(0.073)	-0.052
(0.076)	きょうだいあり
女性	0.091**
(0.040)	0.091**
(0.040)	0.079*
(0.041)	男性
大学・大学院卒	-0.145***
(0.042)	-0.129***
(0.042)	-0.149***
(0.044)	短大卒以下
パート・アルバイト(初職)	0.078
(0.075)	正規(初職)
派遣・契約社員(初職)	0.011
(0.091)
自营(初職)	-0.397**
(0.159)
無職(初職)	-0.300**
(0.141)
専門職・管理職(初職)	0.091*
(0.048)	事務従事者(初職)
販売職(初職)	-0.023
(0.066)
サービス職・保安職(初職)	-0.091
(0.064)
運輸(運転)職・通信職(初職)	0.244
(0.262)
工場,建設等の現場労働(初職)	-0.305***
(0.114)
求人倍率格差(出身地)	-0.127*
(0.065)	-0.121*
(0.065)	-0.106
(0.066)
賃金格差(出身地)	-0.210
(0.549)	-0.159
(0.553)	-0.546
(0.553)
2011年調査ダミー	0.084**
(0.039)	0.092**
(0.039)	0.086**
(0.039)
出身地ダミー(中学卒業時)	中京圈出身
北海道出身	0.159
(0.262)	0.189
(0.259)	0.140
(0.268)
北東北出身	0.226
(0.187)	0.252
(0.187)	0.239
(0.193)
南東北出身	-0.032
(0.124)	-0.025
(0.123)	-0.123
(0.124)
北関東出身	-0.018
(0.112)	-0.022
(0.111)	-0.083
(0.115)
中部出身	-0.058
(0.100)	-0.065
(0.099)	-0.089
(0.102)
北陸出身	-0.007
(0.111)	0.013
(0.111)	-0.074
(0.114)
大阪圈出身	-0.095
(0.126)	-0.100
(0.125)	-0.111
(0.127)
京阪周辺出身	0.097
(0.185)	0.089
(0.183)	0.122
(0.188)
中国出身	0.217
(0.193)	0.245
(0.192)	0.196
(0.198)
四国出身	-0.003
(0.204)	0.012
(0.202)	-0.031
(0.207)
九州・沖縄出身	0.130
(0.285)	0.202
(0.283)	0.141
(0.293)
東京からの距離	-0.175
(0.422)	-0.228
(0.417)	-0.229
(0.434)
N	639	635	610
疑似決定係数	0.063	0.078	0.089

(備考)

1. サンプルは1966年～1995年生まれの非東京圏出身者（中学卒業時）かつ最後の学校卒業時東京圏居住者。在学者・未就学・乳幼児等及び未回答・欠損値を除く。第6回（2006年）調査及び第7回（2011年）調査の合計。被説明変数は、初職時も東京圏居住であれば1、初職時に非東京圏居住であれば0をとる2値変数。表の値は限界効果、（）内は標準誤差。 $ ^{*} $ はp<0.1、**はp<0.05、***はp<0.01を示す。

2. 正規（初職）変数（ベース）については、会社などの役員を含む。格差変数はいずれも最終学校卒業時点のデータ（47都道府県、年平均）を用い、中学卒業時居住県/東京都を算出したもの。

3. 東京からの距離については、国土交通省国土地理院「都道府県庁間の距離」（回転楕円体(GRS80)における最短距離（測地線長））による。単位は1000 kmとした。

4. (3)の推計においてはサンプルから仕事を持ったことがない者を除いている。また、サンプルには農林漁業従事者（初職）が含まれるが、このうち全員が初職時東京圏居住であったため、表から割愛した。
第一に、性別では男性に比べて女性の方が東京圏から転出しない傾向にある。つまり、女性は男性よりも東京圏に留まる傾向にあるといえる。

第二に、コホート効果では1980年代前半生まれコホートが1960年代後半生まれコホートに比べて東京圏から転出していく傾向にある。これは、仮説として、この世代が初職に就くタイミングにおいて、2000年代半ばが戦後最長の景気拡張期にあったことなどを反映している可能性が考えられよう。

第三に、学歴に関しては、短大卒以下に比べ、より高学歴者は東京圏から転出する傾向にあることを示している。この結果は、大学・大学院卒の者が、例えば全国転勤のある大企業への就職によって、非東京圏において初職を得る傾向を反映しているのかもしれない。

第四に、求人倍率格差（出身地／東京都）はマイナスに有意（10％水準）となっており、出身地における就業機会の乏しさが東京圏残留に働いていることがわかる。

## (現在の居住地)

ライフステージ順の分析に戻り、最後の段階として、現在の居住地選択に関するプロビットモデルの推計結果（図表8）を示す。このモデルのねらいは、初職時に非東京圏に居住していた者のサンプルを抽出し、現在の居住地が東京圏である場合を1、非東京圏である場合を0として、東京圏居住選択に働く要因を明らかにする点にある。

ライフステージのこの段階における居住地変更は、転勤、転職、婚姻、配偶者の移動に伴う引越しなど多くの理由が考えられる。本モデルにおいては、個別の理由を問うことなく、本稿の他のモデルと共通の枠組みにおいて推計している。以下、主な結果を順に紹介していく $ ^{15} $ （図表8-1,8-2）。

第一に、性別に関しては、男性をベースとすると、女性は東京圈居住選択にプラスの結果となっている。換言すれば、男性より女性の方が東京圈居住選択の傾向が強いことを物語っている $ ^{16} $ 。これは前述のとおり、転居理由を明示的にコントロールしていないために、女性の東京圈居住には、配偶者の転居に同行する動きが含まれている影響も考えられる（再掲参考1）。

第二に、男女別にサンプルを分割して推計すると、女性サンプルでは未婚に比べ既婚が東京圏居住にプラスの有意な結果が得られた。これも、夫の転勤に伴って既婚女性が東京圏に移動することによって生じていると考えられる。男性サンプルでは婚姻は有意ではなかった。

第三に、コホート効果については、ベースとなる1960年代後半コホートに比べて、それ以降のすべてのコホートにおいて、現在の東京圈居住選択にマイナスの符号が有意に推計されている。さらに、コホートごとでは、若いコホートほどマイナスの大きさが強まり、若い世代に東京圈居住への傾向を弱めるコホート効果が働いている可能性を示唆してい
図表 8-1 現在の居住地選択に関する推計結果（男女計）

男女計	(1)	(2)	(3)	(4)	ベース
1971-75年生まれ	-0.013**	-0.017***	-0.014**	-0.018***	1966-70年生まれ
(0.006)	(0.006)	(0.006)	(0.006)
1976-80年生まれ	-0.013**	-0.023***	-0.013*	-0.023***
(0.007)	(0.007)	(0.007)	(0.007)
1981-85年生まれ	-0.041***	-0.045***	-0.039***	-0.043***
(0.009)	(0.009)	(0.009)	(0.009)
1986-95年生まれ	-0.053***	-0.056***	-0.050***	-0.054***
(0.013)	(0.014)	(0.013)	(0.014)
女性	0.022***	0.012**	0.022***	0.012**	男性
(0.005)	(0.006)	(0.005)	(0.006)
既婚	0.003	0.003	未婚
(0.006)	(0.006)
きょうだいなし	-0.007	-0.006	-0.007	-0.006	きょうだいなし
(0.009)	(0.009)	(0.009)	(0.009)
大学・大学院卒	0.040***	0.026***	0.039***	0.025***	高卒
(0.007)	(0.006)	(0.007)	(0.006)
短大・専修学校等卒	0.017***	0.016***	0.016**	0.015**
(0.006)	(0.006)	(0.006)	(0.006)
中卒以下	-0.017	-0.014	-0.016	-0.013
(0.015)	(0.014)	(0.015)	(0.014)
持ち家(一戸建て)	-0.046***	-0.046***	賃貸(公営・民営)
(0.006)	(0.006)
持ち家(共同住宅)	-0.008	-0.008
(0.009)	(0.009)
社宅	0.066***	0.066***
(0.007)	(0.007)
その他の住宅	-0.012	-0.012
(0.018)	(0.018)
パート・アルバイト(初職)	0.006	0.009	0.005	0.009	正規(初職)
(0.008)	(0.008)	(0.008)	(0.008)
派遣・契約社員(初職)	-0.004	0.004	-0.003	0.005
(0.012)	(0.011)	(0.012)	(0.011)
自营(初職)	-0.004	0.018	-0.005	0.017
(0.019)	(0.019)	(0.019)	(0.019)
無職(初職)	-0.018	-0.015	-0.018	-0.015
(0.021)	(0.020)	(0.021)	(0.020)
パート・アルバイト(現職)	0.000	-0.001	正規(現職)
(0.008)	(0.008)
派遣・契約社員(現職)	0.014	0.014
(0.010)	(0.010)
自营(現職)	-0.028**	-0.028**
(0.014)	(0.014)
無職(現職)	0.019***	0.019***
(0.007)	(0.007)
求人倍率格差(出身地)	-0.007	-0.010
(0.016)	(0.015)
賃金格差(出身地)	-0.007	-0.004
(0.070)	(0.066)
求人倍率格差	0.014	0.012
(最終学校卒業時居住地)	(0.013)	(0.012)
賃金格差	0.035	0.015
(最終学校卒業時居住地)	(0.054)	(0.050)
求人倍率格差(初職時居住地)	0.010	0.010	-0.004	-0.004
(0.014)	(0.013)	(0.013)	(0.012)
賃金格差(初職時居住地)	0.085	0.058	0.071	0.056
(0.053)	(0.049)	(0.054)	(0.050)
最終学校卒業時東京圈居住ダミー	0.031***	0.025***	0.028**	0.026**
(0.009)	(0.009)	(0.013)	(0.012)
2011年調査ダミー	0.031***	0.029***	0.031***	0.029***
(0.005)	(0.005)	(0.005)	(0.005)
出身地ダミー(中学卒業時)
東京圈出身	0.131***	0.099***	0.137***	0.106***	中京圈出身
(0.021)	(0.020)	(0.019)	(0.019)
その他地域ダミー	あり	あり	あり	あり
東京からの距離	-0.041	-0.071*	-0.033	-0.063
(0.038)	(0.041)	(0.038)	(0.041)
N	7371	7055	7371	7055
疑似決定係数	0.124	0.227	0.124	0.227

(備考)
る。なお、この推計では、初職からの経過年数がコントロールされていないため、コホート変数の係数には経過年数の効果（年数が経てば東京転入が進む効果）が含まれていることに注意したい。

第四に、学歴については、高卒者をベースとすると、高学歴者ほど東京圏居住にプラスに有意となっている。大学・大学院卒者等の方が、初職時のみならずそれ以降の段階でも東京圏での居住を選択する傾向が強いことを反映している。

第五に、居住形態、すなわち住まいも東京圏選択に有意な影響を与えている。賃貸をベースにすると、戸建て持ち家は東京圏居住にマイナスの効果を有している。これは、移動に伴う住まいのコストが大きいことを示している。さらに近年は若年層を中心として、持ち家取得を諦め賃貸志向が働いているという見方があるが、そのような動きと関係していると考えられる $ ^{17} $ 。他方、企業が提供している社宅は、東京圏居住選択に有意なプラスの影響を与えており、東京圏への移動コスト軽減に貢献しているといえよう。

第六に、賃金格差、求人倍率格差については、比較対象地域を出身地としても、あるいは大学等の在学中の居住地としても、有意な結果は得られなかった。

第七に、最終学校卒業時に東京圏に居住していた者にダミー変数を付したところ、現在の東京圏居住にプラスの有意な結果が得られた。東京圏の大学等に進学した者が初職で非東京圏に居住しても、その後東京圏へ移動する動きが統計的に明らかとなった。同時に、東京圏出身地ダミーはここでもプラスに有意な結果となり、東京圏居住経験者の東京圏への回帰志向が強いことを示している。

### 4.2 政策的観点からの推計結果のまとめ

人口移動は、マクロの観点からみると労働力という資源配分の動きであり、それは市場メカニズムに従って過不足なく弾力的に実現されることが望ましい。他方、ミクロの観点からは、個々人が移動に伴う便益と費用を考慮して純便益の最大化を図る結果として移動の選択が行われる。

総論としてはこのようなマクロとミクロの考え方を基本にしながら、これまでの分析結果をわかりやすい文脈で検討する見地から、政府の地方創生の方針（東京一極集中の是正）に即した場合の政策含意を議論してみたい。説明変数を、①個人属性（コホート効果を含む）、②個人の経済社会的属性、③マクロ経済変数の三分野に分けて、順に考えてみよう。

第一に、個人の属性の観点である。「きょうだいなし」は、本稿で分析を行ったライフステージのどの段階においても、東京圏の居住選択に有意な結果は得られず、一人っ子だからといって特段の影響は判別されなかった。

性別については、男女の相対比較において、初職のタイミングで男性の東京圏居住が有意であった。初職後から現在までの時点においては、配偶者に同行する動きが含まれてい
るが、女性の東京圏居住性向が男性より強かった。なお、東京圏の大学等に進学した場合には、初職時において女性に東京圏残留傾向のあることが浮かび上がった。

婚姻については、現在の居住地選択に関し男女別にサンプルを分割すると、既婚は未婚に比べて、男性では東京圈居住性向を弱める要因であり、女性では東京圈居住性向を強める要因となっていることがわかった。

コホート効果については、他の条件を一定にすれば、若い世代は年長世代に比べて、東京圏居住性向が低下する傾向にある。これは、東京集中を抑制する観点からは、政策を展開する上でかつてよりも効果が発現しやすい環境にあるといえよう。なお、前述したように、推計パラメータに初職からの経過年数の効果が含まれている点には留意したい。

第二に、個人の経済社会的属性の観点である。これは学歴、雇用状況、住宅などであり、本人の意思によって可変的な属性である。学歴については、高学歴であるほどライフステージのどの段階においても、東京圏居住の傾向が強い結果となった。これは、サービス経済化の進展、本社機能の集中、高付加価値産業の立地等の観点から、東京圏に高学歴者が集まるのは経済合理的な流れである。この点に関し Borjas et al.（1992b）は、高技能にマッチした高所得を提供できる地域が高技能者を呼び込んでいることを米国のデータで明らかにしている。

雇用状況については、東京圈居住性向にプラスに働く要因として専門職・管理職があり、マイナスに働く要因に自营業があることから、非東京圈における専門的・技術的職業従事者 $ ^{18} $ や自营業の就業機会に政策的なポイントのあることを示している。住宅については、初職以降の段階において戸建て持ち家が東京圈居住選択にマイナスに有意に働いていることと、社宅がプラスに働いていることが特徴である。

第三に、マクロ経済変数の観点からは、個人の居住地選択において所与の条件である東京との賃金格差や就業機会格差が重要な要因となる。賃金格差については、大学等への進学時及び卒業後の初職時の二度のライフステージにおける居住地選択に有意な影響を与えており、東京の高賃金（逆に言えば、地方の低賃金）が東京圏居住につながっていると考えられる。また、東京圏の大学等への進学により上京した者については、地方の就業機会の乏しさが東京圏残留という初職選択に有意に働いている。他方で、初職後から現在までの東京圏居住選択については、賃金格差や就業機会格差に、理論的に予想される符号の有意な結果は得られなかった。これは、一旦就職してしまった後の移動は経済変数が示す移動のメカニズムだけで決定されるものではなく、長期雇用契約下の転勤や故郷へのUターンなど様々なケースが存在することを示唆しているといえよう $ ^{19} $ 。

最後に、労働市場の流動性の観点から、分析結果を整理しておきたい。人口減少経済においては、労働力が希少化しその価値は相対的に上昇していく。日本経済が潜在力を発揮
していくためには、より高価となる労働力の国内経済における資源配分がより柔軟化し、人口移動を通じて弾力的に再配分されていくことが望ましい。しかしながら、本稿の分析結果からは、賃金をシグナルとする労働市場の資源配分機能がすべてのライフステージにおいて柔軟であるとはうかがえない。例えば、初職に就いてしまった後の居住地選択において東京都との賃金格差は、労働移動を促進する要因とはなっていない。こうした背景には、一つには、就職氷河期等の厳しい経験を通して、若年層に長期雇用のような安定を志向する考え方が根強いこと $ ^{20} $ 、さらには、一旦地方で生活基盤が整うと東京圏への移動コストが重くなる可能性が推測される。

### 5. 結論

個人の自由な居住地選択を前提としつつ、東京一極集中是正に資する環境としては、とりわけはじめて仕事に就くライフステージにおけるマクロ経済要因が重要である。このタイミングにおける東京と地方との賃金や就業機会の格差が、若者の東京移動の一つの背景となっている。

これを踏まえれば、長期的に東京集中を是正する方向としては、個々人の人的投資が稼得能力を高め、その投資がリターンをもたらすような就業機会とそれに見合った賃金が非東京圏において提供されることが望ましい。言い換えれば、現状では地方においてチャンスに乏しく、そして人的資本の賃金評価が低いために、東京移動の将来便益が地方居住を上回る状況にあるが、それを地方において期待される将来便益の増大を通じて変えていくことに他ならない。すべての地方においてこのような変化を実現するのは困難であろうが、少なくとも中核となる地方都市から若者にとっての就業環境の魅力度を高めていくことが現実的である。

全国の大学生数の41％が東京圏の大学に在学している現状が示しているように $ ^{21} $ 、男女ともに10代後半から20代にかけての10年程度が、東京集中の長期的な動向を左右する時である。個人が進路選択を行うこの10年は将来への夢と希望の時間であると同時に、それぞれの稼得能力に対するリスキーな人的資本投資のタイミングでもある。若者の努力と期待が就業で実を結ぶように、賃金や就業機会の格差が縮小し、若者の人的資本形成が地方において的確に評価されるような政策が求められる。

最後に、残された課題に触れておきたい。本研究での推計は、賃金も求人倍率も全産業平均である。産業ごとに賃金格差や求人倍率格差を計測し推計に用いれば、異なる結果が得られる可能性には留意したい。また、「人口移動調査」には所得データがない。そのため、居住地変更とそれに伴って実際に生じた所得変化の関係については分析を行っていない。東京移動により所得増の期待が実現しているのかどうかについては、今後の研究に俟ちたい。
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## 参考 1 転職を理由とする東京圏への引越し

「人口移動調査」では、いちばん最近の引越しについてはその理由（もっとも重要なもの1つ）を問うている。本文の問題意識と合うような次のサンプルを集計して、引越し理由の特徴を明らかにしてみた（参考図表1）。対象は、①1966年～1995年生まれの在学者等を除く東京圏現住者、②非東京圏から東京圏への引越し、③調査時点から10年以内の引越しである。

第一に、「転職」を理由に挙げた引越しを行った者は、男女とも1割程度と少数である。内訳は男女半々である。

第二に、「転勤」を理由に挙げたのは、男性の6割程度、女性の2割程度であった。

第三に、女性について詳しく調べると、「結婚」が2割程度、「家族の移動」が3割程度であった。さらに、配偶者と同居している既婚女性（初職時に無職の者を除く）に限ると、「結婚」が3割強、「家族の移動に伴って」が4割台半ばに増加する。

これらの結果は、転職による上京者はそれほど多くないこと、男性は転勤による引越しが多いこと、女性については配偶者に同行する東京移動が支配的であることを示している。

(1) 男性

人数	割合
入学·進学	4	3.0
就職	20	14.9
転職	14	10.4
転勤	82	61.2
家業继承	1	0.7
定年退職	0	0.0
住宅事情	0	0.0
生活環境上の理由	1	0.7
通勤通学の便	0	0.0
親と同居	4	3.0
親と近居	0	0.0
子と同居	0	0.0
子と近居	0	0.0
家族の移動に伴って	2	1.5
結婚	3	2.2
離婚	1	0.7
子育て環境上の理由	0	0.0
健康上の理由	0	0.0
その他	2	1.5
計	134	100.0

(備考)

参考図表 1 男女別の引越し理由

(2-1) 女性
人数	割合
入学・進学	2	1.2
就職	20	12.1
転職	15	9.1
転勤	29	17.6
家業継承	1	0.6
定年退職	0	0.0
住宅事情	3	1.8
生活環境上の理由	2	1.2
通勤通学の便	2	1.2
親と同居	2	1.2
親と近居	0	0.0
子と同居	0	0.0
子と近居	0	0.0
家族の移動に伴って	50	30.3
結婚	30	18.2
離婚	6	3.6
子育て環境上の理由	1	0.6
健康上の理由	1	0.6
その他	1	0.6
計	165	100.0

人数	割合
入学·谁学	0	0.0
就職	0	0.0
転職	2	2.2
転勤	15	16.3
家業継承	0	0.0
定年退職	0	0.0
住宅事情	2	2.2
生活環境上の理由	0	0.0
通勤通学の便	1	1.1
親と同居	0	0.0
親と近居	0	0.0
子と同居	0	0.0
子と近居	0	0.0
家族の移動に伴って	42	45.7
結婚	30	32.6
離婚	0	0.0
子育て環境上の理由	0	0.0
健康上の理由	0	0.0
その他	0	0.0
計	92	100.0

1. サンプルは1966年～1995年生まれの東京圏現住者。在学者・未就学・乳幼児等を除く。第6回（2006年）調査及び第7回（2011年）調査の合計。

2. 直近の引越しのうち、非東京圏から東京圏への引越しであり、かつ過去10年以内（2006年調査は1997年以降、2011年調査は2002年以降）の引越しに限る。

3. 既婚女性については、配偶者と同居している者に限る。初職時無職を除く。
## 参考 2 従業上の地位に応じた東京圏居住の多項ロジットモデル推計

本文では、東京圏居住を1、非東京圏居住を0とするプロビットモデルを分析した。ここでは、従業上の地位（正規、非正規）と居住地（東京圏、非東京圏）を組み合わせて、多項ロジットモデルによる分析を行った。東京圏居住者を雇用形態からグループ化し、それぞれの選択の要因を明らかにするのが目的である。

被説明変数は、a. 正規雇用に就き東京圏に現在居住、b. 非正規雇用に就き東京圏に現在居住、c. 無職であり東京圏に現在居住、d. 非東京圏に現在居住（ベース）の4つである。サンプルは、1966年生まれから1995年生まれで、はじめて仕事に就いたときに非東京圏に居住していた男女である。初職時と現職時において、自営・家族従業者・在学者は除いている。また、男性で現在無職の者もサンプルから除いた。

男女別に多項ロジットモデルを推定すると、次のような結果が得られた(参考図表2-1、2-2)。なお、男性モデルの被説明変数はa.b.d.の3つ、女性モデルはa.b.c.d.の4つである。

男性では、第一に、正規雇用で東京圏に居住する者には、ベースと比較するとコホート効果が確認され、年長コホートに比べ若いコホートではマイナス効果が大きくなっている。言い換えれば、現在も非東京圏に居住している場合（ベース）に比べて、若年コホートほど正規・東京圏居住の度合いを弱めている。第二に、既婚ダミーは、非正規雇用で東京圏に居住する度合いをベースに比べて低めている。第三に、大学・大学院卒ダミーは、正規雇用で東京圏に居住する度合いをベースに比べて高める要因となっている。第四に、持ち家ダミーは、本文での分析と同様に、正規であれ非正規であれ、東京圏に居住する度合いをベースに比べて低下させている。第五に、非東京圏の初職において非正規の仕事に就くことは、非正規雇用で東京圏に現在居住する度合いをベースに比べて高めている。第六に、大学等で東京圏に居住すると、正規雇用で東京圏に現在居住する度合いをベースに比べて高めている。

女性では、以下の点が男性の推計結果とは大きく異なった。第一に、既婚ダミーは、正規雇用で東京圏に居住する度合いをベースに比べて低めている。他方で、現在無職で東京圏に居住する度合いをベースに比べてかなり高めている。第二に、大学・大学院卒ダミーは、正規雇用で東京圏に居住する度合いと無職で東京圏に居住する度合いを、ベースに比べてともに高める要因となっている。他方、短大・専修学校等卒ダミーは、無職及び非正規で東京圏に居住する度合いをベースに比べて高めている。第三に、社宅ダミーがすべてのケースで東京圏居住をベースに比べて高める要因となっている。第四に、大学等で東京圏に居住すると、正規か非正規かを問わず、仕事に就きながら東京圏に現在居住する度合いをベースに比べて高める傾向にある。

これらの推定結果は、本文での分析結果と概ね同じ内容といえる。そうした中でも、男性においては初職で非正規雇用に就くと履歴効果が働き、現在も非正規雇用で東京圏に居
住する可能性が高くなること、女性においては婚姻が従業上の地位と居住地選択に統計的に有意な差異をもたらしていることが確認できた。

参考図表 2-1 従業上の地位と東京圏居住の多項ロジットモデル推計結果（男性）

男性	現職正規かつ東京圈現住	現職非正規かつ東京圈現住	ベース非東京圈現住
1971-75年生まれ	-0.010(0.008)	0.002(0.004)	1966-70年生まれ
1976-80年生まれ	-0.017*(0.009)	0.002(0.004)
1981-85年生まれ	-0.030***(0.011)	-0.001(0.005)
1986-95年生まれ	-0.066***(0.020)	-0.001(0.005)
既婚	-0.010(0.008)	-0.006*(0.003)	未婚
きょうだいなし	-0.006(0.240)	-0.052(3.816)	きょうだいあり
大学・大学院卒	0.034***(0.008)	-0.004(0.003)	高卒以下
短大・専修学校等卒	0.007(0.011)	0.000(0.003)
持ち家(戸建て・共同住宅)	-0.049***(0.008)	-0.009**(0.004)	賃貸・社宅等
非正規(初職)	-0.014(0.011)	0.007**(0.003)	正規(初職)
自营・無職(初職)	-0.007(0.378)	-0.051(6.015)
最終学校卒業時東京圈居住	0.023**(0.010)	0.004(0.005)
2011年調査ダミー	0.035***(0.007)	0.005*(0.003)
出身地ダミー(中学卒業時)	中京圈出身
東京圈出身	0.081(1.088)	-0.062(17.316)
その他地域ダミー	あり	あり
東京からの距離	-0.095(0.062)	-0.014(0.021)
N	3210
疑似決定係数	0.2469

(備考)

1. サンプルは 1966 年～1995 年生まれの初職時非東京圈居住者のうち男性。現職自営・家族従業者等、現職無職者、在学者・未就学者・乳幼児等及び未回答・欠損値を除く。第 6 回（2006 年）調査及び第 7 回（2011 年）調査の合計。被説明変数は、現職正規かつ東京圈現住であれば 1、現職非正規かつ東京圈現住であれば 2、非東京圈現住であれば 3（ベース）とする変数。表の値は限界効果、（）内は標準誤差。 $ ^{*} $ は p<0.1、**は p<0.05、***は p<0.01 を示す。

2. 正規（初職）変数（ベース）については、会社などの役員を含む。

3. 東京からの距離については、国土交通省国土地理院「都道府県庁間の距離」(回転楕円体(GRS80)における最短距離（測地線長））による。単位は1000 kmとした。
参考図表 2-2 従業上の地位と東京圏居住の多項ロジットモデル推計結果（女性）

女性	現職正規かつ東京圈現住	現職非正規かつ東京圈現住	現職無職かつ東京圈現住	ベース非東京圈現住
1971-75年生まれ	0.003(0.005)	-0.002(0.004)	-0.017***(0.006)	1966-70年生まれ
1976-80年生まれ	0.002(0.005)	-0.008(0.005)	-0.017***(0.007)
1981-85年生まれ	-0.013*(0.008)	-0.010(0.008)	-0.026**(0.011)
1986-95年生まれ	-0.013(0.010)	-0.007(0.010)	-0.028(0.023)
既婚	-0.013***(0.004)	0.009(0.006)	0.063***(0.017)	未婚
きょうだいなし	-0.002(0.007)	-0.002(0.007)	-0.002(0.009)	きょうだいあり
大学・大学院卒	0.013***(0.005)	0.003(0.006)	0.022***(0.007)	高卒以下
短大・専修学校等卒	0.003(0.005)	0.008*(0.004)	0.015**(0.006)
持ち家(戸建て・共同住宅)	-0.024***(0.006)	0.005(0.004)	-0.021***(0.006)	賃貸等
社宅	0.021***(0.005)	0.023***(0.007)	0.031***(0.007)
非正規(初職)	-0.002(0.005)	0.003(0.005)	0.008(0.007)	正規(初職)
自营(初職)	-0.162(12.651)	0.031(0.502)	0.019(0.936)
無職(初職)	0.001(0.250)	-0.148(6.606)	0.009(0.439)
最終学校卒業時東京圈居住	0.010*(0.006)	0.015**(0.007)	-0.001(0.012)
2011年調査ダミー	0.004(0.004)	0.013***(0.004)	0.009*(0.005)
出身地ダミー(中学卒業時)	中京圈出身
東京圈出身	0.014(0.014)	0.044**(0.018)	0.038(0.023)
その他地域ダミー	あり	あり	あり
東京からの距離	-0.045(0.039)	-0.015(0.036)	-0.016(0.039)
N	3922
疑似決定係数	0.2141

(備考)

1. サンプルは1966年～1995年生まれの初職時非東京圈居住者のうち女性。現職自営・家族従業者等、在学者・未就学者・乳幼児等及び未回答・欠損値を除く。第6回（2006年）調査及び第7回（2011年）調査の合計。被説明変数は、現職正規かつ東京圈現住であれば1、現職非正規かつ東京圈現住であれば2、現職無職かつ東京圈現住であれば3、非東京圈現住であれば4（ベース）とする変数。表の値は限界効果、（）内は標準誤差。*はp<0.1、**はp<0.05、***はp<0.01を示す。

2. 正規（初職）変数（ベース）については、会社などの役員を含む。

3. 東京からの距離については、国土交通省国土地理院「都道府県庁間の距離」(回転楕円体(GRS80)における最短距離（測地線長））による。単位は1000 kmとした。
## 参考 3 東京移動に関するコホートごとの特性

本文ではすべてのコホートを一つのサンプルにして分析を行った。ここでは、コホートごとにサンプルを分割して本文と同様の分析を行ったところ、次のようなコホートごとの特性や差異が明らかとなった（参考図表3-1、3-2、3-3）。

第一に、最終学校への進学に関する東京圏居住の傾向については、年長コホート（1960年代後半と70年代前半）において出身地と東京都との賃金格差がマイナスで有意となった。これは、貧しい地域から東京の豊かな地域への就学移動があったことを物語っている。また、このコホートが大学等に進学したのは、概ね80年代から90年代初のバブル期であり、それも影響したかもしれない。それより若いコホートでは、賃金格差は有意ではなかった。また、求人倍率格差はどのコホートでも有意ではなかった。

第二に、非東京圏で最後の学校を卒業した後、初職時に東京圏へ移動する傾向は、年長コホートでは女性ダミーがマイナス（東京圏へ移動しない）で有意であったが、最も若いコホートでは女性ダミーの統計的有意性がなくなり、性別の変数から東京圏へ移動する傾向について統計的に確たることはいえなくなっている。また、地域ダミーが有意となる結果は、コホートが若くなるにしたがって少なくなり、一番若い80年代前半コホートでは東京圏出身者のUターンのみがプラスで有意な結果となった。

第三に、非東京圏で初職に就いた後、現在東京圏に居住する傾向については、次のようなコホートごとの特徴が明らかとなった。①女性については、年長コホートでは東京圏居住にプラスの有意な結果となったが、若いコホートでは有意性がなかった。②既婚ダミーは最年長コホートでのみプラスに有意であった。これは、妻が有業の場合、昔ほどは夫の転勤に必ずしも同行しないことを示唆しているのかもしれない。③大学等で東京圏に居住した経験を示すダミー変数は、若いコホートでは現在の東京圏居住にプラスで有意な結果となった。

なお、この推計では、初職からの経過年数がコントロールされていないため、コホートごとの推計結果に経過年数の効果が含まれている点には注意が必要である。