３．出生率の仮定

(3)　コーホート出生指標の仮定設定
　4) 離死別再婚効果

　 上記の夫婦の出生行動に関する指標は、出生動向基本調査による初婚どうし夫婦の実績データに基づいている。 しかし実際には、離婚や死別、再婚などを経験する女性が存在し、こうした女性の完結出生児数は初婚どうし夫婦の女性に比べて低い傾向がある。 すなわち、初婚どうし夫婦に基づく出生児数をすべての既婚女性の平均出生児数に変換するための離死別再婚効果係数δは、女性の結婚経験の構成P_*と、 初婚どうし夫婦を基準とした場合の各結婚経験の完結出生児数の比（R_*=C_*/C_ff）によって表される（表�V-3-3）¹⁶⁾。



注： 結婚経験別の平均完結出生児数については、第13回および第14回出生動向基本調査（夫婦および独身者）における45〜49歳の女性(1956〜65年生まれ)の結果に基づく．

　結婚経験別構成の実績値のある昭和35(1960)年出生コーホートの離死別再婚効果係数は0.962であった。

　参照コーホートにおける離死別再婚効果係数を得るためには、女性50歳時の結婚経験別構成の将来値を得る必要がある。 今回の推計では、結婚経験別構成が初婚率中位仮定のほか、離婚、再婚、死別の発生に規定されるモデルを構築した。 再婚および死別の発生は、最新実績を一定とし、離婚については、過去5年の年齢別離婚ハザード率の最高値で構成される50歳時離婚経験者割合を参照コーホートの水準とした。 その結果、平成７(1995)年生まれの女性の50歳時結婚経験構成は、未婚が20.1％、離別が15.3％、離別後再婚が8.0％、初婚どうし夫婦が46.7％、その他が9.9％となり、そこから求められる離死別再婚効果係数δは0.938となった¹⁷⁾。

16) 離死別再婚効果δは、δ＝｛P_ff＋P_frR_fr＋P_r*R_r*＋P_dwR_dw｝/(1−γ)によって与えられるが、標本調査を含む実績値と人口動態統計に基づく実績値との間に乖離があるため、それを調整する係数を乗じる必要がある。なお、調整係数の実績値が得られない1969年出生コーホート以降は最新実績の1.01を一定とした。
17) 結婚経験別構成の将来仮定は一種類であるが、調整係数の違いにより高位、中位、低位仮定における離死別再婚効果係数はわずかに異なる。

　5) コーホート出生仮定値

　以上により設定された参照コーホートの生涯未婚率、平均初婚年齢、夫婦完結出生児数ならびに離死別再婚効果にもとづいて、既出の算定式により参照コーホートの合計特殊出生率を算出すると、中位1.30、高位1.53、低位1.09となる（人口動態統計と同定義の合計特殊出生率（脚注12）に換算すると中位1.34、高位1.58、低位1.12）。参照コーホートの各要素の仮定値と合計特殊出生率および出生児数分布を表�V-3-4および表�V-3-5にまとめた。



注：「日本人女性出生率」とは日本人女性の出生に限定した出生率定義に基づく合計特殊出生率を示す．「人口動態統計定義」とは、人口動態統計における出生率定義にもとづく合計特殊出生率を示す（脚注12参照）．



　参照コーホートのコーホート合計特殊出生率（ならびに出生順位別生涯出生確率）が設定された後は、初婚率および出生順位別出生率の推移について先行コーホートからの趨勢に矛盾しないよう一般化対数ガンマ分布モデルのパラメータを決定する。パラメータが決定されれば一般化対数ガンマ分布モデルによって出生順位別年齢別出生率の将来値を得ることができる。一般化対数ガンマ分布モデルによって推定されたコーホートの出生率および初婚率についての諸指標を表�V-3-6に記載した。

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