３．出生率の仮定
(2) 出生率の推計方法
本推計では女性の年齢別出生率を推定するために、コーホート出生率法を用いた7)。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。
将来の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って得る。 コーホート別の出生率を推計に用いるのは、それが年次別出生率に比べ、安定的に推移することが期待されるからである。 たとえば、年次別出生率は晩産化などの出生年齢の変動に反応して合計値（合計特殊出生率）が変動しやすい8)のに対し、コーホート出生率では影響を受けない。
本推計において、コーホートの出生過程は年齢別初婚率と出生順位別の年齢別出生率によって構成される。 また、個々の年齢別初婚率・出生率は、関連する行動の特徴を表す指標（パラメータ）から生成できるよう、ある種の適合的な数理モデルを採用している。 すなわち、コーホートの平均初婚年齢、生涯未婚率、完結出生児数、および各出生順位の平均出生年齢等をパラメータとして、一般化対数ガンマ分布モデルと呼ばれるモデルによって年齢別出生率を生成している 9)。
これにより近年のわが国の出生動向の特徴である晩婚化、晩産化、また今後見込まれる生涯未婚率の上昇、さらには夫婦出生力の低下や離再婚の影響などを反映したコーホート出生率を生成することが可能となっている。
なお、出生率動向に対する測定の精密化を図る観点から、本推計においては結婚、ならびに出生について日本人女性において発生した事象のみに限定した初婚率、 出生率を改めて算定し、これを用いて結婚・出生動向の把握と仮定設定を行った10)。
図Ⅲ-3-4～6に、本モデルによって生成された３つのコーホート年齢別出生率と実績値との比較を示した。今回入手可能であった平成22(2010)年までの実績値を用いると、(a)昭和40(1965)年生まれコーホート（図Ⅲ-3-4）、(b)昭和50(1975)年生まれコーホート（図Ⅲ-3-5）、および(c)昭和60(1985)年生まれコーホート（図Ⅲ-3-6）に対して、それぞれ45歳、35歳、25歳までの実績出生率が得られる． 示した。今回入手可能であった平成22(2010)年までの実績値を用いると、(a)昭和40(1965)年生まれコーホート（図Ⅲ-3-4）、(b)昭和50(1975)年生まれコーホート（図Ⅲ-3-5）、および(c)昭和60(1985)年生まれコーホート（図Ⅲ-3-6）に対して、それぞれ45歳、35歳、25歳までの実績出生率が得られる．
(a)の場合には、出生過程はほぼ終了していると考えられ、モデルによって推計すべき期間はわずかである。(b)では、まだ出生過程途上ではあるものの、モデルの実績への適合性は良好であると判断されるので、広くみられる出生率の年齢パターンの安定性を考慮すると、今後(36歳以降)の出生履歴がモデルの推計値から大きく離れることはないと考えられる。ところが、
(c)のコーホートでは、実績値が少ないため、現時点までの実績値とモデルの適合性からは年齢範囲全体にわたる適合性の善し悪しの判断はできない。実際、(a)、(b)
のケースでは機械的な統計手法(最尤推定法)によってモデル値(パラメータ値)を特定することができ、またその結果は比較的安定であるが、(c)のケースではそのような方法によって求めた結果は不安定であり、多くの場合結果を一意的に特定することは難しい。当然ながら、この傾向は若くて出生率過程の短いコーホートほど著しい。
そのようなコーホートの今後の出生率を推計するためには、その不安定さを補うため何らかの仮定を外生的に与える必要がある。また、現時点で15歳に達していない年少のコーホートについては、そもそも出生率の実績が全く得られないのであるから、統計的手法によって将来値を決めることはできない。したがって、こうした年少コーホートあるいはまだ生まれていないコーホートに対してはその将来の出生過程全般にわたって仮定を設けることになる（これらの仮定設定の仕方については次節において説明する）。
さて、以上のようにして一連のコーホートの年齢別出生率が推計されれば、年次ごとの年齢別出生率はこれを年齢ごとに組み換えることによって得られる。たとえば、2010年における15～49歳の年齢別出生率は、1995年生まれコーホートの15歳の出生率、1994年生まれコーホートの16歳の出生率、… 、1961年生まれコーホートの49歳の出生率をつなぎ合わせたものである。このようにして推計期間のすべての年次について年齢別出生率が得られる11)。
7) 「コーホート」については、前掲（脚注4）を参照。
8) 丙午（ひのえうま）の年(1966年)の出生率変動などが例に挙げられる。同年、迷信による出生忌避により合計特殊出生率は前年の74％に減少したが、同時期に出産期を迎えていた女性世代のコーホート合計特殊出生率にはほとんど変動がみられなかった。
10) 「人口動態統計」による出生率は、事象の対象を日本国籍児とするため、日本人女性から発生した出生児に加え、外国人女性から発生した日本国籍児（日本人を父とする児）を含んでいる。したがって、この出生率は日本人・外国人の女性人口構成に依存する。日本人女性の出生行動を把握する観点からは日本人女性に発生した出生に限定した率を別途算出し用いる必要がある。同様に「人口動態統計」による初婚件数は日本人女性の初婚以外に、日本人男性と結婚した外国人女性の初婚件数が含まれており、日本人女性の初婚行動を把握するためには、日本人女性の初婚に限定した件数を用いた率を別途算出する必要がある。また初婚率の算出にあたっては、婚姻届出の遅れの補正を行う必要があり、本推計では別途この補正を行っている。さらに、モデルの推定に用いる初婚率、出生率実績値は、1月から12月の出生数に対して10月1日人口を分母としている人口動態統計の公表数値とは異なり、当該年の女性の生存延べ年数（生年別にみた期首人口が年間に均等に発生する死亡によって減少していくとした場合の当該年齢の女性の生存期間の総和）を分母として算出している。
11) 厳密には年次t 年の満 x 歳の年齢別出生率には、年次(t－x)年生まれと、年次(t－x－1)年生まれの２つのコーホートが関わるため実際の算出方法はやや複雑である。
第Ⅲ章目次へ 前へ  次へ
|
