日本の将来推計人口における推計方法は、これまでと同様にコーホート要因法を基礎としている。コーホート要因法とは、年齢別人口の加齢にともなって生ずる年々の変化をその要因（死亡、出生、および人口移動）ごとに計算して将来の人口を求める方法である。すでに生存する人口については、加齢とともに生ずる死亡と国際人口移動を差し引いて将来の人口を求める。また、新たに生まれる人口については、再生産年齢人口に生ずる出生数とその生存数、ならびに人口移動数を順次算出して求め、翌年の人口に組み入れる。
このコーホート要因法によって将来人口を推計するためには、男女年齢別に分類された(1) 基準人口、ならびに同様に分類された(2) 将来の出生率（および出生性比）、(3) 将来の生残率、(4) 将来の国際人口移動率（数）に関する仮定が必要である。本推計では、これらの仮定の設定については、これまでと同様に各要因に関する統計指標の実績値に基づいて、人口統計学的な投影を実施することにより行った。ただし、将来の出生、死亡等の推移は不確定であることから、本推計では複数の仮定を設定し、これらに基づく複数の推計を行うことによって将来の人口推移について一定幅の見通しを与えるものとしている。
１．基準人口
推計の出発点となる基準人口は、総務省統計局『平成17年国勢調査』による平成17（2005）年10月１日現在男女年齢各歳別人口（総人口）を用いた。ただし、年齢「不詳」の人口を各歳別に按分して含めた（年齢「不詳」の按分は都道府県ごとに行い、これを合計して全国の人口としている）。
２．出生率、および出生性比の仮定
本推計において将来の出生数を推計するためには、当該年次における女性の年齢別出生率が必要である。これを推計する方法として、本推計ではコーホート出生率法を用いた。これは女性の出生コーホートごとにそのライフコース上の出生過程を観察し、出生過程が完結していないコーホートについては、完結に至るまでの年齢ごとの出生率を推定する方法である。将来各年次の年齢別出生率ならびに合計特殊出生率は、コーホート別の率を年次別の率に組み換えることにより得る。なお、今回の推計では、出生率動向の測定の精密化を図る観点から、日本人女性に発生する出生に限定した出生率を対象に動向の把握を行い、これに基づいて総人口の出生動向を推計した。したがって、以下に記述する結婚、出生に関する指標の仮定値は、すべて日本人女性人口に関するものである。
コーホートの年齢別出生率は出生順位別に生涯の出生確率、出生年齢等を指標としたモデルによって統計的推定ないし仮定設定が行われた。すなわち、出生過程途上のコーホートでは、過程途上の実績値により生涯の出生過程の統計的推定を行うが、実績値が少ないか、あるいはまったく存在しない若いコーホートについては、参照コーホートに対して別途推計された指標をもとに各コーホートの出生過程完了時の指標を算出した。なお、参照コーホートは平成２（1990）年生まれとし、その初婚行動、夫婦の出生行動、ならびに離死別・再婚行動に関する各指標を実績統計に基づいて投影により求め、それらの結果として算定されるコーホート合計特殊出生率、ならびに出生順位別分布を定めた。
なお、出生率の将来推移は不確定であることから、出生仮定についてはこれまでと同様に以下の三つの仮定（中位、高位、低位）を設け、それぞれについて将来人口推計を行うこととした。これにより現状から見た出生変動にともなう将来人口の想定し得る変動幅を与えるものとしている。
（１）出生中位の仮定について
① コーホート別にみた女性の平均初婚年齢は昭和30（1955）年出生コーホートの24.9歳から平成２（1990）年出生コーホートの28.2歳を経て、平成17（2005）年出生コーホートで28.3歳に至り以後は変わらない。
② 生涯未婚率は昭和30（1955）年出生コーホートの5.8％から平成２（1990）年出生コーホートの23.5％を経て、平成17（2005）年出生コーホートで23.6％に至り以後は変わらない。
③ 夫婦の完結出生児数は、晩婚・晩産の影響および夫婦の出生行動の変化によって変動する。夫婦の出生行動の変化を示す係数（結婚出生力変動係数）は、妻が昭和10（1935）～29（1954）年出生コーホートを基準（1.0）として以後低下し、平成２（1990）年出生コーホートの0.906を経て、平成17（2005）年出生コーホートで0.902に至り以後は変わらない。この係数と①②に示される初婚行動の変化によって、夫婦の完結出生児数は昭和28～32（1953～57）年出生コーホートの2.19人から平成２（1990）年出生コーホートの1.70人を経て、平成17（2005）年出生コーホートで1.69人まで低下し、以後は変わらない。
④ 出生率に対する離婚や死別、再婚の効果は、それらを経験した女性の完結出生児数とそれら配偶関係構造変化の動向により求めた。その結果、出生過程を完結した初婚どうし夫婦の出生水準を基準（1.0）として、離死別・再婚の効果は、昭和30（1955）年出生コーホートの実績値0.952から平成２（1990）年出生コーホートの0.925まで進み以後は変わらない。
以上、①～④の結果から、日本人女性のコーホート合計特殊出生率は、昭和30（1955）年出生コーホートの実績値1.964から平成２（1990）年出生コーホートの1.202を経て、平成17（2005）年出生コーホートの1.198に至り以後は変わらない。
以上により得られたコーホート年齢別出生率を年次別の出生率に組み替え、さらに実績から求めた外国人女性出生率とのモーメント間の関係を一定と仮定して総人口の出生率を構成した。この出生率構成に対応する人口動態統計と同定義の出生率（外国籍女性が生んだ日本国籍出生児も含めた出生率－下式参照）を推計の際に算出することができるが、その結果によれば合計特殊出生率は、平成17（2005）年の実績値1.26から平成18（2006）年に1.29となった後、平成25（2013）年の1.21まで穏やかに低下し、その後やや上昇に転じて平成42（2030）年の1.24を経て、平成67（2055）年には1.26へと推移する（表4-1、図4-1）。
（２）出生高位の仮定について
① コーホート別にみた女性の平均初婚年齢は平成２（1990）年出生コーホートの27.8歳まで進み、平成17（2005）年出生コーホートまでほぼ同水準で推移し以後は変わらない。
② 生涯未婚率は平成２（1990）年出生コーホートの17.9％を経て、平成17（2005）年出生コーホートで17.1％に至り以後は変わらない。
③ 夫婦の出生行動の変化を示す結婚出生力変動係数は、妻が昭和10（1935）～29（1954）年出生コーホートを基準（1.0）として以後一旦低下するが、平成２（1990）年出生コーホートまでに再び1.0に回復する。この係数と上記の初婚行動の変化によって、夫婦の完結出生児数は平成２（1990）年出生コーホートの1.91人を経て、平成17（2005）年出生コーホート以後はほぼ同水準で変わらない。
④ 出生率に対する離死別、再婚の効果は、昭和30（1955）年出生コーホートの実績値0.952から平成２（1990）年出生コーホートの0.938まで進み以後は変わらない。
以上、①～④の結果から、日本人女性のコーホート合計特殊出生率は、昭和30（1955）年出生コーホートの実績値1.964から平成２（1990）年出生コーホートの1.467を経て、平成17（2005）年出生コーホートの1.478に至り以後は変わらない。
以上に対応する人口動態統計と同定義の合計特殊出生率は、平成17（2005）年の実績値1.26から平成18（2006）年に1.32となった後、平成42（2030）年に1.53を経て、平成67（2055）年には1.55へと推移する（表4-1、図4-1）。
（３）出生低位の仮定について
① コーホート別にみた女性の平均初婚年齢は平成２（1990）年出生コーホートの28.7歳を経て、平成17（2005）年出生コーホートで28.8歳に至り以後は変わらない。
② 生涯未婚率は平成２（1990）年出生コーホートの27.0％まで進み、平成17（2005）年出生コーホートで27.4％に至り以後は変わらない。
③ 夫婦の出生行動の変化を示す結婚出生力変動係数は、妻が昭和10（1935）～29（1954）年出生コーホートを基準（1.0）として以後低下し、平成２（1990）年出生コーホートの0.838を経て、平成17（2005）年出生コーホートで0.825に至り以後は変わらない。この係数と上記の初婚行動の変化によって、夫婦の完結出生児数は平成２（1990）年出生コーホートの1.52人まで低下し、平成17（2005）年出生コーホートで1.49人に至り以後は変わらない。
④ 出生率に対する離死別、再婚の効果は、昭和30（1955）年出生コーホートの実績値0.952から平成２（1990）年出生コーホートの0.918まで進み以後は変わらない。
以上、①～④の結果から、日本人女性のコーホート合計特殊出生率は、昭和30（1955）年出生コーホートの実績値1.964から平成２（1990）年出生コーホートの1.022を経て、平成17（2005）年出生コーホートの0.999に至り以後は変わらない。
以上に対応する人口動態統計と同定義の合計特殊出生率は、平成17（2005）年の実績値1.26から平成18（2006）年に1.27となった後、平成38（2026）年に1.03台まで低下し、その後わずかに上昇を示して平成67（2055）年には1.06へと推移する（表4-1、図4-1）。
将来の出生数を男児と女児に分けるための出生性比（女児数100に対する男児数の比）については、2001～2005年の５年間の実績値である105.4を、平成18（2006）年以降一定として用いた。
３．生残率の仮定（将来生命表）
ある年の人口から翌年の人口を推計するには男女年齢各歳別の生残率が必要である。将来の生残率を得るためには将来生命表を作成する必要がある。本推計ではこれを作成する方法として現在国際的に標準的な方法とされるリー・カーター・モデルを採用しつつ、これに対して世界の最高水準の平均寿命を示すわが国の死亡動向の特徴に適合させるため、新たな機構を加えて用いた。リー・カーター・モデルは、「平均的な」年齢別死亡率、死亡の一般的水準(死亡指数)、死亡の一般的水準が変化するときの」年齢別死亡率変化率および誤差項に分解することで、死亡の一般的水準の変化に応じて年齢ごとに異なる変化率を記述するモデルである。本推計では過去の死亡率曲線にロジスティック曲線を当てはめて、その年齢シフト量と勾配に関するパラメータを推定し、これによる高齢死亡率の年齢シフトを考慮した上でリー・カーター・モデルを適用することによって、死亡率改善の著しいわが国の死亡状況に適合させた。
死亡指数の将来推計にあたっては、最近35年間に徐々に緩やかになっている死亡水準の変化を反映させるために、昭和45（1970）年以降のデータを用い、男女の死亡率の整合性を図る観点から両者同時に関数当てはめを行った。年齢シフト量については過去10年間の死亡指数との線形関係を用いて将来推計し、勾配については直近の平均値（男性10年分、女性15年分）を将来に向けて固定した。
なお今回の推計では、近年の死亡水準の改善が従来の理論の想定を超えた動向を示しつつあることから、今後の死亡率推移ならびに到達水準については不確実性が高いものと判断し、複数の仮定を与えることによって一定の幅による推計を行うものとした。すなわち、標準となる死亡率推移の死亡指数パラメータの分散をブートストラップ法により求めて99%信頼区間を推定し、死亡指数が信頼区間の上限を推移する高死亡率推計である「死亡高位」仮定、下限を推移する低死亡率推計である「死亡低位」仮定を付加した。
以上の手続きにより求められたパラメータと変数から最終的に平成67（2055）年までの死亡率を男女別各歳別で算出し、将来生命表を推計した。
(1) 死亡中位の仮定について
標準的な将来生命表に基づくと、平成17(2005）年に男性78.53年、女性85.49年であった平均寿命は、平成22（2010）年には男性79.51年、女性86.41年、平成42（2030）年には男性81.88年、女性88.66年、平成67（2055）年には男性83.67年、女性90.34年となる（表4-2、図4-2）。
(2) 死亡高位の仮定について
死亡高位の仮定では、中位仮定に比べて死亡率が高めに、したがって平均寿命は低めに推移する。その結果、この仮定においては、平成67(2055)年の平均寿命は男性82.41年、女性89.17年となる。
(3) 死亡低位の仮定について
死亡低位の仮定では、中位仮定に比べて死亡率が低めに、したがって平均寿命は高めに推移する。その結果、この仮定においては、平成67(2055)年の平均寿命は男性84.93年、女性91.51年となる。
４．国際人口移動率(数)の仮定
国際人口移動の状況は、わが国における国際化の進展や経済情勢の変化にともなって大きく変化する。さらに、わが国の入国管理政策や規制、あるいは諸外国における経済・社会情勢、同時多発テロや新型肺炎の流行などに見られる一時的諸事情によっても変動する。
実績を見ると国際人口移動の動向は､日本人と外国人では異なった推移を示している。また理論的には外国人の入国数は､わが国の人口規模ならびに年齢構造とは独立に生じ得る。そのため、本推計においては国際人口移動の仮定は日本人と外国人とに分け、日本人の入国超過率、ならびに外国人の入国超過数の２種類について仮定を設定した。
日本人の国際人口移動の実績を見ると、概ね出国超過を示しており、またその動向は比較的安定していることから、1995～2005年における日本人の男女年齢別入国超過率（純移動率）の平均値を求め（ただし、同時多発テロおよび新型肺炎の影響年である2001～2004年を除く）、偶然変動を除くために平滑化を行った上で平成18(2006)年以降の日本人の入国超過率として設定した。
外国人の国際人口移動の実績を見ると、近年大きな変動がみられるものの概ね入国超過数が増加傾向を示している。主要な相手国ごとの入国超過数の実績動向を将来に投影して平成18(2006)年から平成37(2025)年まで男女別入国超過数を求めた。なお、平成38(2026)年以降は一定とした。また、男女別外国人入国者の年齢別割合は、2000年以降比較的安定していることから、2000～2005年の平均値を補整し、平成18(2006)年以降一定とした（表4-3～4-5、図4-3～4-5）。
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