平成18年9月29日
社会保障審議会 人口部会(第8回)
日本の将来推計人口
ー 次期推計の基本的考え方 ー
国立社会保障・人口問題研究所
http://www.ipss.go.jp/
次期推計の基本的考え方
(1) 基本的枠組みと基準人口について
(2) 出生の仮定について
(3) 死亡の仮定について
(4) 国際人口移動の仮定について
(1) 基本的枠組みと基準人口について
◎ 推計の枠組み (コーホート要因法)
・ 推計期間:2006~2055年 (前回2001~2050年)
・ 男女年齢(各歳)別:0~104歳、105歳以上一括
(前回0~99歳、100歳以上一括)
・ 男女年齢(各歳)別総人口を推計
※ 平成17(2005)年までの実績データに基づき推計を行う。
◎ 基準人口
・ 平成17(2005)年国勢調査による
10月1日男女年齢(各歳)別総人口
・・・ 都道府県別、男女年齢(各歳)別、総人口について
年齢不詳按分
基準人口:平成17(2005)年男女年齢別人口
(同年国勢調査抽出速報集計による 暫定値)
基準人口の課題
(1) 男女・年齢構成の誤差
※ 基準人口としての誤差、および人口動態率に対
する影響
(2) 国籍別構成の誤差
※ 総人口と日本人人口に対して異なる人口動態率
(出生率)を適用する場合の問題
(3) その他
※ 配偶関係別構成の誤差は、出生率仮定の
設定に必要な結婚に関する見通しに影響する
※ 教育程度、職業等のその他の属性の誤差も人口
動態率の仮定設定に際して影響を与え得る。
(2) 出生の仮定について
◎ 出生仮定値設定コーホートの種類
・ 参照コーホート:1990年生まれ(前回1985年生まれ)
・ 最終コーホート:2005年生まれ(前回2000年生まれ)
※ 仮定値は最終コーホートまで変化が進行
◎ 総人口、日本人人口別出生率
・ 総人口(外国人含む)の出生率の投影
(前回は、日本人人口の出生率との関係を固定)
※ 外国人の出生年齢パターンを把握し、日本人人口の
出生率との関係により投影を行う。また、総人口に
おける日本人構成比は変動式とする(前回は固定式)。
◎ 出生モデル ー 後 述
◎ 参照コーホートの出生仮定値設定の考え方 ー 後 述
出生仮定値
設定コーホートの種類
出生仮定値設定コーホートの種類
※ ( )内は基準人口における年齢
A コーホート
実績が確定しているコーホート
実績が確定しているコーホート(50歳以上)
(50歳以上)
→ 2000年時点で出生過程完了 (50歳以上=1950年以前生まれ)
B コーホート
Bモデルによる統計的推定が可能なコーホート
コーホート
(35~49歳)
モデルによる統計的推定が可能なコーホート(35~49歳)
C コーホート
→ 2000年時点で出生過程主要部分終了 (1951~65年生まれ)
モデルによる統計的推定が難しいコーホート (15~34歳)
C
コーホート
・・・・・・・・・・・<
参照コーホート >・・・・・・・・・・・・・
モデルによる統計的推定が難しいコーホート(15~34歳)
D コーホート
→ 2000年時点で出生過程途上 (1966~85年生まれ)
出生について、実績データの存在しないコーホート
(0~14歳)
E コーホート
まだ生れていないコーホート
女性の年齢別出生率データ
60
50
40
年
齢 30
出生率実績データ
出生率仮定データ
女
性
再生産年齢(満15~49歳
)
年次:2006~2055年
の 年次:~2005年
年齢:15~49歳
年 年齢:15~49歳
齢
20
10
年 次
2005年
0
1960
1970
1980
1990
2000
2010
年 次
2055年
2020
2030
2040
2050
2060
出生仮定値設定コーホートの種類
60
A
50
40
B
C
D
出生率実績データ
年
齢 30
E
年次:~2005年
年齢:15~49歳
20
10
2055年
0
1960
1970
1980
1990
2000
2010
年 次
2020
2030
2040
2050
2060
出生モデル
出生スケジュールの投影のためのモデル
出生コーホート別に見た年齢別出生率
女性コーホートの年齢別出生率は、その結婚・出生行動の特徴を表すいくつかのパラメー
タを持つ適合的な数理モデルを用いて、出生順位別に投影を行う。
0.14
女性の年齢別出生率のモデル
1970年生まれコーホート
出生率の投影
総 数
0.12
(一般化対数ガンマ分布モデル)
実績値
モデル値
平成14年推計
0.10
出
生
率
出生順位 n, 年齢 x歳のモデル出生率 fn(x) は、
ただし、C
fn n は生涯の出生確率、
x   Cn   n  x; un , bn , n 
0.08
年齢 x歳の出生率仮定値 fn(x) は、
第1子
4

 x  un

f  x    Cn   n  x; un , bn , n    n 
n 1

 bn

εnは、経験補正のための関数。
0.06
第2子
0.04
第4子以上
0.00
15
20
25
30
35
年 齢
40
45





次期推計
第3子
0.02
は、
50
新たに得られたデータによりεn を精密化する
・ 経験補正値の改訂
婚前妊娠の増加等の影響への対処、
高齢補正値の改訂、 など
年齢別出生率:過去の推計の評価
1960年生まれ 女性コーホート
0.20
平成4(1992)年推計
平成9(1997)年推計
平成14(2002)年推計
出 0.15
生
0.10
率
1991-95年実績
1996-2000年実績
0.05
2001-年以降実績
0.00
15
20
25
30
35
年 齢
40
45
年齢別出生率:過去の推計の評価
1965年生まれ 女性コーホート
0.20
平成4(1992)年推計
1991-95年実績
平成9(1997)年推計
平成14(2002)年推計
0.15
出
生
0.10
率
1996-2000年実績
平成9年推計
(中位)
2001-年以降実績
0.05
平成14年推計
(中位)
0.00
15
20
25
30
35
年 齢
40
45
年齢別出生率:過去の推計の評価
1970年生まれ 女性コーホート
0.20
平成4(1992)年推計
平成9(1997)年推計
1996-2000年実績
平成14(2002)年推計
出 0.15
生
0.10
率
2001-年以降実績
1991-95年実績
0.05
平成14年推計
(中位)
0.00
15
20
25
30
35
年 齢
40
45
参照コーホートの生涯未婚率仮定の設定
参照コーホートの出生仮定設定の考え方
コーホート合計特殊出生率
(1- 生涯未婚率 ) × 夫婦完結出生児数 × 離死別効果係数
平成14年推計
国勢調査における全国の年齢5歳
階級別コーホート別未婚率の過去5
年間の変化率を延長することによっ
て推定(中位仮定 16.8%) 。
次期推計
人口動態統計・婚姻統計による
実績推移との整合性の検証を精密化
参照コーホートの生涯未婚率仮定の設定
コーホート合計特殊出生率
(1- 生涯未婚率 ) × 夫婦完結出生児数 × 離死別効果係数
生涯に1度は結婚
する女性の割合
コーホート合計初婚率
( 50歳時累積初婚率 )
コーホート累積初婚率の実績値の観察
1.0
人口動態統計
0.8
H14推計:高位推計
γ=13.3%
累
積
初
婚
率
H14推計:中位仮定
γ=16.8%
0.6
H14推計:低位推計
γ=22.6%
0.4
0.2
H14推計:参照コーホート
1985年生まれ
0.0
15
20
25
30
35
年 齢
40
45
50
累積初婚率:仮定値と実績値(※)の比較
モデル = 一般化対数ガンマ分布モデル
1 9 6 0 年生まれ女性コーホート
1 9 6 5 年生まれ女性コーホート
1.0
1.0
生涯未婚率
0.8
0.8
累
積 0.6
初
婚
率 0.4
累
積 0.6
初
婚
率 0.4
仮定値
実 績
最新実績
0.2
仮定値
実 績
最新実績
0.2
0.0
0.0
15
20
25
30
35
年 齢
40
45
50
15
20
25
30
35
40
45
年 齢
※ 実績値は、新たに得られた届出遅れデータを元に再推定したもの。
50
参照コーホートの仮定設定:生涯未婚率
モデル = 一般化対数ガンマ分布モデル
1 9 7 0 年生まれ女性コーホート
1 9 7 5 年生まれ女性コーホート
1.0
1.0
0.8
0.8
累
積 0.6
初
婚
率 0.4
累
積 0.6
初
婚
率 0.4
仮定値
実 績
最新実績
0.2
仮定値
実 績
最新実績
0.2
0.0
0.0
15
20
25
30
35
年 齢
40
45
50
15
20
25
30
35
40
45
年 齢
※ 実績値は、新たに得られた届出遅れデータを元に再推定したもの。
50
参照コーホートの仮定設定:生涯未婚率
モデル = 一般化対数ガンマ分布モデル
1 9 8 0 年生まれ女性コーホート
1 9 8 5 年生まれ女性コーホート
1.0
1.0
0.8
0.8
累
積 0.6
初
婚
率 0.4
累
積 0.6
初
婚
率 0.4
仮定値
実 績
最新実績
0.2
仮定値
実 績
最新実績
0.2
0.0
0.0
15
20
25
30
35
年 齢
40
45
50
15
20
25
30
35
40
45
年 齢
※ 実績値は、新たに得られた届出遅れデータを元に再推定したもの。
50
参照コーホートの仮定設定:生涯未婚率
1.0
生涯未婚率
(γ)=16.8%
0.8
合
計
初
婚
合
率 0.6
計
(
5
0
初
歳
婚
時
累 0.4
率
積
初
婚
率
) 0.2
平
成
14
推
計
時
実
績
新
実
績
H14推計:中位仮定
一般化対数ガンマ分布
モデルによる投影
0.0
1935 1940 1945 1950 1955 1960 1965 1970 1975 1980 1985 1990 1995 2000
女性コーホート(出生年)
参照コーホートの生涯未婚率仮定の設定
参照コーホートの出生仮定設定の考え方
コーホート合計特殊出生率
(1- 生涯未婚率 ) × 夫婦完結出生児数 × 離死別効果係数
平成14年推計
国勢調査における全国の年齢5歳
階級別コーホート別未婚率の過去5
年間の変化率を延長することによっ
て推定(中位仮定 16.8%) 。
次期推計
人口動態統計・婚姻統計による
実績推移との整合性の検証を精密化
参照コーホートの生涯未婚率仮定の設定
参照コーホートの出生仮定設定の考え方
コーホート合計特殊出生率
(女性の)平均初婚年齢
平成14年推計
過去の実績による生涯未婚率と平
均初婚年齢の関係を用いて生涯未
婚率の仮定値に対応して求められ
た(中位仮定 27.8歳)。
次期推計
人口動態統計・婚姻統計による
実績推移との整合性の検証を精密化
女性の平均初婚年齢の測定と観察
平均初婚年齢
MAFM=27.8歳
29
27
H14推計:中位仮定
25
合
平
計
均 23
初
初
婚
婚
年
率
齢 21
19
17
平
成
14
推
計
時
実
績
新
実
績
一般化対数ガンマ分布
モデルによる投影
15
1935 1940 1945 1950 1955 1960 1965 1970 1975 1980 1985 1990 1995 2000
女性コーホート(出生年)
結婚と出生の動向
3.0
出生件数
2.5
婚姻件数
出
生
数 2.0
(
百
万
)
1.5
1.0
0.5
1940
1950
1960
1970
1980
年 次
1990
2000
2010
結婚と出生の動向
2.5
出生件数
婚姻件数
出 2.0
生
数
1.2 百
万
1.0
婚
姻
0.8
数
( 1.5
百
万
(
百
0.6 万
)
1.0
)
0.4
0.5
0.2
1970
1975
1980
1985
1990
年 次
1995
2000
2005
0.0
2010
参照コーホートの夫婦出生力仮定の設定
参照コーホートの出生仮定設定の考え方
コーホート合計特殊出生率
(1- 生涯未婚率 ) × 夫婦完結出生児数 × 離死別効果係数
期待夫婦完結出生児数 × 結婚出生力変動係数
平成14年推計
次期推計
出生動向基本調査による初婚年齢
と夫婦完結出生子ども数の関係から
求めた(中位仮定 1.89人)。
第12・13回調査結果の追加による精密化
夫婦の出生
調査( 調査年 次)
第 1 回調 査 ( 1940 年)
第 2 回調 査 ( 1952 年)
第 3 回調 査 ( 1957 年)
第 4 回調 査 ( 1962 年)
第 5 回調 査 ( 1967 年)
第 6 回調 査 ( 1972 年)
第 7 回調 査 ( 1977 年)
第 8 回調 査 ( 1982 年)
第 9 回調 査 ( 1987 年)
第 10回調 査 ( 1992 年)
第 11回調 査 ( 1997 年)
第 12回調 査 ( 2002 年)
第 13回 調 査 ( 2005年 )
完 結出生 児数
4.27
3.50
3.60
2.83
2.65
2.20
2.19
2.23
2.19
2.21
人
2.21 2.23 2.09 夫婦の出生(妻の年齢階層別推移)
2.5
2.18
2.21
夫
婦 2.0
の
平
均
出 1.5
生
子
ど
も 1.0
数
2.18
40-44歳
2.16
2.18
2.17
2.00
35-39歳
30-34歳
25-29歳
(
人
) 0.5
20-24歳
出生動向基本調査
0.0
第7回調査 第8回調査
(1977年)
(1982年)
第9回調査 第10回調査 第11回調査 第12回調査 第13回調査
(1987年)
(1992年)
(1997年)
(2002年)
(2005年)
夫婦の出生(妻の年齢別推移)
2.5
1950~54年生まれ
夫
婦
2.0
の
平
均
出 1.5
生
子
ど
も 1.0
数
2.18
2.19
2.19
2.09
1955~59年
1960~64年
1.72
1965~69年
1970~74年
1.51
1975~79年
1980~84年
1.21
1.00
0.77
(
0.69
人 0.5
)
出生動向基本調査
0.0
15
20
25
30
35
妻の年齢(歳)
40
45
50
夫婦の出生(妻コーホート別)
夫婦出生低下の所在
44
43
42
41
40
38
37
36
35
34
33
32
31
30
29
28
27
26
25
1928 1930 1932 1934 1936 1938 1940 1942 1944 1946 1948 1950 1952 1954 1956 1958 1960 1962 1964 1966 1968 1970 1972 1974 1976
Wife's
cohort (birth year)
妻コーホート(出生年)
☆ 女性(妻)の年齢ごとに、各コーホートの夫婦の平均出生子ども数を
1928年コーホートと比較し、差を図示したもの。低下の大きいところほ
ど濃い色で示した。
1965年
出生動向基本調査
Wife's age
39
妻
の
年
齢
初婚年齢~夫婦出生子ども数
3.0
3.0
初婚年齢~夫婦出生子ども数
の関係のモデル化
2.5
2.5
2.0
2.0
完
結
出
生 1.5
1.5
児
数
1.0
1.0
0.5
0.5
第7回調査
第7回調査
第8回調査
第8回調査
第9回調査
第9回調査
第10回調査
第10回調査
第11回調査
第11回調査
第12回調査
第12回調査
第13回調査
第13回調査
系列10
出生動向基本調査
0.0
0.0
20歳未満 20~21
20歳未満
22~23
24~25
26~27
28~29
初婚時の妻の年齢
30~31
32~33
34~35 36歳以上
36歳以上
夫婦の出生(妻コーホート別)
晩婚化による夫婦出生低下の所在
44
43
42
41
40
38
37
36
35
34
33
32
31
30
29
28
27
26
25
1928 1930 1932 1934 1936 1938 1940 1942 1944 1946 1948 1950 1952 1954 1956 1958 1960 1962 1964 1966 1968 1970 1972 1974 1976
Wife's
cohort (birth year)
妻コーホート(出生年)
☆ 女性(妻)の年齢ごとに、各コーホートの夫婦の平均出生子ども数を
1928年コーホートと比較し、女性の晩婚化に起因する低下を図示した
もの。低下の大きいところほど濃い色で示した。
1965年
出生動向基本調査
Wife's age
39
妻
の
年
齢
夫婦の出生(妻コーホート別)
晩婚化効果を除去した夫婦出生低下
44
43
42
41
40
38
37
36
35
34
33
32
31
30
29
28
27
26
25
1928 1930 1932 1934 1936 1938 1940 1942 1944 1946 1948 1950 1952 1954 1956 1958 1960 1962 1964 1966 1968 1970 1972 1974 1976
Wife's
cohort (birth year)
妻コーホート(出生年)
☆ 女性(妻)の年齢ごとに、各コーホートの夫婦の平均出生子ども数を
1928年コーホートと比較し、女性の晩婚化に起因する低下を除去した
変化を図示したもの。低下の大きいところほど濃い色で示した。
1965年
出生動向基本調査
Wife's age
39
妻
の
年
齢
初婚年齢~夫婦出生子ども数
初婚年齢~夫婦出生子ども数の関係のモデル化
1.0
第1子
0.9
出生順位別に
モデル化
0.8
第2子
0.7
0.6
出
生
0.5
確
率
第3子
0.4
0.3
0.2
第4子以上
0.1
出生動向基本調査
0.0
15
20
25
30
35
40
45
夫婦の出生(妻コーホート別)
晩婚化による夫婦第2子出生低下の所在
44
43
42
41
40
38
37
36
35
34
33
32
31
30
29
28
27
26
25
1928 1930 1932 1934 1936 1938 1940 1942 1944 1946 1948 1950 1952 1954 1956 1958 1960 1962 1964 1966 1968 1970 1972 1974 1976
Wife's
cohort (birth year)
妻コーホート(出生年)
☆ 女性(妻)の年齢ごとに、各コーホートの夫婦の第2子出生確率を
1928年コーホートと比較し、女性の晩婚化に起因する低下を図示した
もの。低下の大きいところほど濃い色で示した。
1965年
出生動向基本調査
Wife's age
39
妻
の
年
齢
夫婦の出生(妻コーホート別)
高学歴化による夫婦出生低下の所在
44
43
42
41
40
38
37
36
35
34
33
32
31
30
29
28
27
26
25
1928 1930 1932 1934 1936 1938 1940 1942 1944 1946 1948 1950 1952 1954 1956 1958 1960 1962 1964 1966 1968 1970 1972 1974 1976
Wife's
cohort (birth year)
妻コーホート(出生年)
☆
☆ 女性(妻)の年齢ごとに、各コーホートの夫婦の平均出生子ども数を
女性(妻)の年齢ごとに、各出生コーホートの夫婦出生率を比較
1928年コーホートと比較し、女性の高学歴化に起因する低下を図示し
し、高学歴化に起因して低下の大きいところほど濃い色で示した。
たもの。低下の大きいところほど濃い色で示した。
1965年
出生動向基本調査
Wife's age
39
妻
の
年
齢
参照コーホートの夫婦出生力仮定の設定
参照コーホートの出生仮定設定の考え方
コーホート合計特殊出生率
(1- 生涯未婚率 ) × 夫婦完結出生児数 × 離死別効果係数
期待夫婦完結出生児数 × 結婚出生力変動係数
次期推計
離死別効果係数との
効果の分離を精密化
平成14年推計
近年の年次別出生率の推移と時系
列モデル(ARIMA)を用いた36ヶ月分
の予測値を最もよく再現する値を中
位の仮定として設定した(0.911)。
参照コーホートの離死別効果仮定の設定
参照コーホートの出生仮定設定の考え方
コーホート合計特殊出生率
(1- 生涯未婚率 ) × 夫婦完結出生児数 × 離死別効果係数
次期推計
離婚・再婚の動向を反映し、若
い世代における離婚増加の傾
向を新たに織り込む
平成14年推計
出生動向基本調査と人
口動態統計から得られ
る過去の実績値の比率
を固定(中・高・低位共
通 0.971)。
女性コーホート別 離婚確率の測定と観察
0.25
離婚確率の上昇
0.20
0.15
0.10
0.05
人口動態統計
0.00
15
20
25
30
35
40
45
50
年 齢
1950年
1951年
1952年
1953年
1954年
1955年
1956年
1957年
1958年
1959年
1960年
1961年
1962年
1963年
1964年
1965年
1966年
1967年
1968年
1969年
1970年
1971年
1972年
1973年
1974年
1975年
1976年
1977年
1978年
1979年
1980年
1981年
1982年
1983年
1984年
1985年
1986年
1987年
1988年
1989年
1990年
女性の結婚経歴別にみた出生力
2.5
結婚経験者総数
2.0
平
均
出 1.5
生
子
ど 1.0
も
数
0.5
初婚どうし夫婦
の妻
妻初婚・夫再婚
離婚経験女性
現在年齢
(再掲)
40~49歳
45~49歳
40~44歳
35~39歳
30~34歳
25~29歳
20~24歳
0.0
出生動向基本調査
参照コーホートの離死別効果仮定の設定
参照コーホートの出生仮定設定の考え方
配偶関係の分類
平均
子ども数
初婚どうし
出生との比
Cn
Rn
Pdw
Cdw
Rdw
初婚どうし (ff)
Pff
Cff
1
初
婚
以
外
夫
婦
Pfr
Cfr
Rfr
Pr・
Cr・
Rr・
配偶関係の種類(女性50歳時点)
γ
未 婚 (n)
独
身
女性
構成比
:生涯未婚率
離 別 (d)
死 別 (w)
有
配
偶
既
婚
妻初婚×夫再婚 (fr)
妻再婚×夫初婚 (rf)
妻再婚×夫再婚 (rr)
離死別効果係数( )の構造
離婚・再婚の動向を反映
1

Pff  Pfr R fr  PrR r  Pdw R dw 
1-
参照コーホート
出生仮定設定の
基本的な考え方
出生の仮定に関する考え方の比較
要 因
( 指 標 )
結
婚
(
女
性
)
結婚年齢
(平均初婚年齢)
夫
婦
完
結
出
生
力
平成9年推計(中位推計)
参照コーホート=1980年生まれ
平成14推計(中位推計)
参照コーホート=1985年生まれ
cTFR = 1.61
cTFR = 1.39
上昇傾向が続く
上昇傾向が続く
生涯未婚
(生涯未婚率)
平均初婚年齢の上昇にともない未婚化は
進行する
平均初婚年齢の上昇にともない未婚化
は、勢いを衰えさせながら進行する
晩婚化効果の影響
晩婚化が進行し、平均初婚年齢の上昇に
ともない夫婦完結出生児数は以前より減
少する
晩婚化が進行し、平均初婚年齢の上昇に
ともない夫婦完結出生児数は以前より減
少する
推計時点で顕著な傾向がみられず
妻1960年代の出生コーホートで、顕著な
低下
離婚率は上昇しつつも、同時に再婚率も
上昇。離別者の平均子ども数はほぼ安定
離婚率は上昇しつつも、同時に再婚率も
上昇。離別者の平均子ども数はほぼ安定
直近5年間の平均値で一定
直近5年間の平均値で一定
(初婚年齢別
完結出生児数)
晩婚化以外の影響
(結婚出生係数)
離死別効果
(離死別効果係数)
出生性比
出生の仮定に関する考え方の比較
要 因
( 指 標 )
結
婚
(
女
性
)
結婚年齢
(平均初婚年齢)
夫
婦
完
結
出
生
力
晩婚化効果の影響
生涯未婚
(生涯未婚率)
(初婚年齢別
完結出生児数)
晩婚化以外の影響
(結婚出生係数)
離死別効果
(離死別効果係数)
出生性比
平成14推計(中位推計)
参照コーホート=1985年生まれ
現状からみた傾向
参照コーホート=1990年生まれ
cTFR = 1.39
-
上昇傾向が続く
上昇傾向が続く
平均初婚年齢の上昇にともない未婚化
は、勢いを衰えさせながら進行する
平均初婚年齢の上昇にともなう構造的な
生涯未婚の増加に加え、選択的な生涯未
婚傾向も進む
晩婚化が進行し、平均初婚年齢の上昇に
ともない夫婦完結出生児数は以前より減
少する
晩婚化が進行し、平均初婚年齢の上昇に
ともない夫婦完結出生児数は以前より速
いペースで減少する
妻1960年代の出生コーホートで、顕著な
低下
妻1960年代以降の出生コーホートで、顕
著な低下が進行する
離婚率は上昇しつつも、同時に再婚率も
上昇。離別者の平均子ども数はほぼ安定
離婚率の上昇傾向によりコーホートの平均
子ども数は低下する
直近5年間の平均値で一定
直近5年間の平均値で一定
「将来推計人口」のえがくライフコース
42.0
(低位)
35
30
子どもを生まない
女性の割合
25
31.2
31.0
29.9
27.7
21.9
1.39
20
平成14年推計(中位)
1.42
2006年
16.4
15
21歳
1.65
12.3
8.9
10
8.1
31歳
10.0
8.7
2006年
2006年
1.97
41歳
2006年
5
51歳
れ
85
年
生
れ
19
80
年
生
れ
19
75
年
生
れ
19
70
年
生
れ
19
65
年
生
れ
19
60
年
生
れ
19
55
年
生
れ
19
50
年
生
れ
19
45
年
生
れ
19
生
40
年
19
19
35
年
生
れ
0
「将来推計人口」のえがくライフコース
100
1985年
生まれ
(21歳)
75
女性
生涯
孫なし
生涯
子なし
50
生涯未婚率
21.1
13.3
0
42.0
40.7
31.2
27.3
25
55.3
22.6
16.8
1.63
1.39
高位仮定
中位仮定
1.10
低位仮定
(3) 死亡の仮定について
これまでの将来人口推計における生命表投影の考え方
これまでの将来人口推計における生命表投影の考え方
過去の生命表投影の考え方と平均寿命の仮定値
これまでの将来人口推計における生命表投影については、最良生命表方式、年齢別死亡
率補外方式、標準化死因別死亡率補外方式、リレーショナルモデル方式などの方法が用い
られてきた。
仮定値投影にあたっての基本的考え方
1976(昭和51)年推計
1981(昭和56)年推計
1986(昭和61)年推計
1992(平成4)年推計
1997(平成9)年推計
2002(平成14)年推計
昭和60年目標の生命表を将来にわたり固定
(最良生命表方式)
過去の年齢別死亡率の傾向を投影
(年齢別死亡率補外方式)
過去の死因別年齢標準化死亡率の傾向を投影
(標準化死因別死亡率補外方式)
過去の死因別年齢標準化死亡率の傾向を投影
(標準化死因別死亡率補外方式)
過去の死因別年齢標準化死亡率の傾向を投影
(標準化死因別死亡率補外方式)
リー・カーターモデルにより死亡率を投影
(リレーショナル・モデル方式)
平均寿命の仮定値
基準時点
将来
男 71.26(1974年)
男 73.52(1985年)
女 76.43(1974年)
女 78.78(1985年)
男 73.14(1979年) 男 75.07(2025年)
女 78.50(1979年) 女 80.41(2025年)
男 74.92(1985年) 男 77.87(2025年)
女 80.63(1985年) 女 83.85(2025年)
男 75.92(1990年) 男 78.27(2025年)
女 81.90(1990年) 女 85.06(2025年)
男 76.36(1995年) 男 79.43(2050年)
女 82.84(1995年) 女 86.47(2050年)
男 77.64(2000年) 男 80.95(2050年)
女 84.62(2000年) 女 89.22(2050年)
平均寿命の実績値と推計値
平均寿命の実績値と推計値
(年)
90
平成14年推計
平成9年推計
85
平成4年推計
80
女性
昭和56年推計
75
昭和61年推計
昭和51年推計
70
平
均
寿 65
命
男性
60
55
50
1950
1960
1970
1980
1990
2000
2010
2020
2030
2040
資料:厚生労働省「生命表」、国立社会保障・人口問題研究所「日本の将来推計人口」
注:昭和51年推計では、昭和50~59年は生存率を補間しているが、平均寿命が不明なため、平均寿命を補間したものを表示している。
2050
(西暦)
生命表推計の不確実性について
生命表の将来推計に当たって寿命がどこまで延びるのかは重要な関心事であり、1990年代には人口
学者の間で「寿命の限界」などの議論が行われた。しかしながら、最長平均寿命は各国や国連などによ
る平均寿命の推計値を上回って延びてきた。一方、アフリカにおけるHIV/AIDSのように、過去に存在し
なかった感染症などによって平均寿命が大幅に低下した国もあり、今後の平均寿命の延びの不確実性
は高いと考えられる。
→
次期推計
出生仮定同様、生命表にも複数の仮定設定を
行うことを検討すべき。
平均寿命伸長の年齢要因
男女とも1960 年代前半までは、30 歳未満の年齢階級の死亡率改善によるところが大きいが、それ以降では高
齢期における死亡率改善の影響が大きくなり、近年では平均寿命の伸長のかなりの部分が高齢期の死亡率改善
の寄与によっている。特に近年の女子の高齢期の死亡率改善の平均寿命の延びへの寄与は大きく、これが男女
の平均寿命格差の拡大をもたらしている。
男
女
平均寿命の延びの要因分解 男
延び(年)
平均寿命の延びの要因分解 女
延び(年)
4.5
5
75歳~
60~74歳
45~59歳
30~44歳
15~29歳
0~14歳
4
3.5
3
75歳~
60~74歳
45~59歳
30~44歳
15~29歳
0~14歳
4.5
4
3.5
3
2.5
2.5
2
2
1.5
1.5
1
1
0.5
0.5
0
1951~
1955年
-0.5
1955~
1960年
1960~
1965年
1965~
1970年
1970~
1975年
1975~
1980年
1980~
1985年
1985~
1990年
1990~
1995年
1995~
2000年
2000~
2004年
0
1951~
1955年
-0.5
1955~
1960年
1960~
1965年
1965~
1970年
1970~
1975年
1975~
1980年
1980~
1985年
1985~
1990年
1990~
1995年
1995~
2000年
2000~
2004年
平均余命伸長の年齢別比較
160
平
均 150
余
命
140
わが国0歳時、65歳時
平均余命推移の比較
(1970年値=100とする指数)
(
1
9 130
7
0
年 120
=
1 110
0
0
)
65歳時(女性)
65歳時(男性)
平均寿命(女性)
0歳時(女性)
平均寿命(男性)
0歳時(男性)
100
90
80
70
60
1945 1950 1955 1960 1965 1970 1975 1980 1985 1990 1995 2000 2005
年 次
死亡率の動向
この間の年齢別死亡率は、男女とも、当初、低年齢における改善が起き、その後、高年齢における改善へと変化し
ており、これは死亡率曲線が高齢側にシフトする年齢シフトという死亡状況の変化と捉えることができる可能性を示唆
している。
男子
女子
ln(qx) の推移
(1951 は 1950-52年を表す)
生命表投影モデル改善の視点
左の図は、女子の死亡率について、平均的な年齢別死亡率水準に対する相対的な年齢別死亡率水準の変
化を示す。死亡率水準が低下してきていることから、過去から現在に時代が移行するにつれ、曲線は概ね上
から下に移動する動きを示すが、右の図はこれに特異値分解を施し、第1特異値による項から推計を行ったも
のである。
死
亡
率
(
対
数
ス
ケ
ー
ル
)
1.50000
1.50000
1.00000
1.00000
死
亡
率
(
対
数
ス
ケ
ー
ル
)
0.50000
0.00000
-0.50000
0.50000
0.00000
-0.50000
-1.00000
-1.00000
-1.50000
-1.50000
0
10
20
30
40
50
年 齢
60
70
80
90
100
0
10
20
30
40
50
年 齢
60
70
80
90
100
生命表投影モデル改善の視点
右の図を第一、第二特異値からの推計に変えてみると、死亡率水準のピークが高年齢へシフトしていくような
動きが加わることが観察される。
死
亡
率
(
対
数
ス
ケ
ー
ル
)
1.50000
1.50000
1.00000
1.00000
死
亡
率
(
対
数
ス
ケ
ー
ル
)
0.50000
0.00000
-0.50000
0.50000
0.00000
-0.50000
-1.00000
-1.00000
-1.50000
-1.50000
0
10
20
30
40
50
年 齢
60
70
80
90
100
0
10
20
30
40
50
年 齢
60
70
80
90
100
戦後の死因構造の変化
死因別年齢調整死亡率での戦後の死因構造の変化を見ると以下の通りとなっている。
男)
年齢調整死亡率の推移(
年齢調整死亡率
(人口10万対)
女)
年齢調整死亡率の推移(
年齢調整死亡率
(人口10万対)
400
H i01 結 核 400
H i01 結 核 H i02 悪性新生物 350
H i03 糖 尿 病 H i02 悪性新生物 350
H i03 糖 尿 病 H i04 高血圧性疾患 300
H i05 心 疾 患 H i04 高血圧性疾患 300
H i05 心 疾 患 H i06 脳血管疾患 250
H i07 肺 炎 H i08 慢性気管支炎
及び肺気腫 200
H i09 喘 息 H i10 胃潰瘍及び十
二指腸潰瘍 150
H i11 肝 疾 患 H i06 脳血管疾患 250
H i07 肺 炎 H i08 慢性気管支炎
及び肺気腫 200
H i09 喘 息 H i10 胃潰瘍及び十
二指腸潰瘍 150
H i11 肝 疾 患 H i12 腎 不 全 100
H i13 老 衰 H i12 腎 不 全 100
H i13 老 衰 H i14 不慮の事故 50
(再)H i15 交通事故 H i14 不慮の事故 50
(再)H i15 交通事故 H i16 自 殺 0
1950
1955
1960
1965
1970
1975
1980
1985
1990
1995
2000 (西暦)
H i16 自 殺 0
1950
1955
1960
1965
1970
1975
1980
1985
1990
1995
2000 (西暦)
平均寿命伸長の死因構造
1975年以降、男性の平均寿命の伸長に最も寄与しているのは脳血管疾患の死
亡率改善であるが、近年については悪性新生物の寄与が大きくなってきている。
男性
期始年
期末年
平均寿命(期始年)
平均寿命(期末年)
平均寿命の延び
(構成割合)
結核
悪性新生物
糖尿病
高血圧性疾患
心疾患
脳血管疾患
肺炎
喘息
胃潰瘍及び十二指腸潰瘍
肝疾患
腎不全
老衰
不慮の事故
交通事故(再)
自殺
その他
死因計
1975
1980
71.726
73.349
1.622
1980
1985
73.349
74.782
1.433
1985
1990
74.782
75.921
1.139
6.7%
-5.3%
1.8%
5.7%
-6.0%
39.7%
4.6%
1.6%
3.3%
1.9%
3.8%
-0.5%
0.8%
4.6%
9.5%
51.5%
-1.9%
1.1%
2.7%
3.7%
2.7%
3.9%
1.3%
4.6%
11.1%
39.9%
-9.9%
1.8%
1.9%
5.9%
・
2.9%
15.2%
8.3%
-0.2%
28.3%
100.0%
・
6.2%
5.0%
-0.5%
-2.7%
16.2%
100.0%
・
7.3%
5.9%
1.1%
13.6%
9.9%
100.0%
1990
1995
75.921
76.380
0.459
1995
2000
76.380
77.724
1.345
2000
2004
77.724
78.636
0.912
1975
2004
71.726
78.636
6.910
・
・
・
・
・
・
・
・
・
・
・
・
・
・
・
・
・
1.2%
16.6%
2.5%
1.9%
13.9%
25.7%
7.9%
3.7%
0.7%
3.0%
2.1%
2.7%
16.5%
6.6%
-16.1%
17.8%
100.0%
1.3%
25.9%
1.5%
0.8%
10.3%
21.4%
9.1%
2.2%
1.1%
3.3%
1.5%
2.4%
14.4%
9.5%
-2.0%
6.9%
100.0%
3.9%
4.0%
1.0%
4.0%
11.7%
36.2%
2.4%
1.8%
2.1%
4.4%
・
4.2%
10.3%
5.8%
-2.3%
17.6%
100.0%
平均寿命伸長の死因構造
女性についても脳血管疾患は大きい寄与をしているが、近年では心疾患、肺炎も
大きく寄与している。また、男子同様、悪性新生物も一定の寄与をしている。
女性
期始年
期末年
平均寿命(期始年)
平均寿命(期末年)
平均寿命の延び
(構成割合)
結核
悪性新生物
糖尿病
高血圧性疾患
心疾患
脳血管疾患
肺炎
喘息
胃潰瘍及び十二指腸潰瘍
肝疾患
腎不全
老衰
不慮の事故
交通事故(再)
自殺
その他
死因計
1975
1980
76.889
78.765
1.875
1980
1985
78.765
80.482
1.717
1985
1990
80.482
81.904
1.422
3.4%
4.4%
1.9%
6.2%
2.3%
33.2%
6.3%
1.3%
1.2%
1.7%
1.4%
7.6%
0.9%
5.4%
8.5%
43.3%
-0.1%
0.6%
1.0%
0.9%
1.1%
10.5%
2.0%
6.2%
11.1%
38.5%
-3.9%
1.0%
1.5%
1.9%
・
5.4%
4.1%
2.0%
2.9%
25.7%
100.0%
・
11.3%
2.4%
0.0%
1.5%
15.4%
100.0%
・
12.7%
-0.4%
-1.3%
3.1%
14.8%
100.0%
1990
1995
81.904
82.848
0.944
1995
2000
82.848
84.604
1.756
2000
2004
84.604
85.589
0.985
1975
2004
76.889
85.589
8.699
・
・
・
・
・
・
・
・
・
・
・
・
・
・
・
・
・
0.4%
7.0%
3.3%
2.8%
15.1%
28.5%
9.0%
2.2%
0.9%
1.7%
1.7%
5.3%
11.3%
2.3%
-2.5%
13.2%
100.0%
0.3%
12.4%
1.8%
2.1%
16.2%
30.1%
12.1%
1.8%
1.0%
1.0%
2.1%
5.0%
4.8%
2.6%
0.2%
9.0%
100.0%
1.6%
7.4%
1.6%
5.0%
14.7%
33.9%
3.6%
1.2%
1.0%
2.0%
・
7.7%
2.5%
1.3%
1.5%
17.3%
100.0%
死亡スケジュールの投影のためのモデル
生命表のリレーショナルモデルとリー・カーターモデル
○ 生命表のリレーショナルモデル
経験的生命表から得られた生命表関数のパラメータを用いて一連の生命表の関係
を記述する方法
平成14年推計では、リー・カーターによって開発されたリレーショナルモデル(リー・
カーターモデル)を日本に適用し、男女別将来生命表を作成
lnmx,t   ax  bx  kt   x,t
ln  mx ,t  年次( t )、年齢( x )の死亡率の対数値
ax
「平均的な」年齢別死亡率
kt
死亡の一般的水準(死亡指数)
bx
k t が変化するときの年齢別死亡率の変化
 x,t
平均0の残差項
次期推計における生命表投影モデルの考え方
生命表投影モデルの基本的考え方
(基本的考え方)
次期推計においても、平成14年推計と同様、リー・カーターによって開発されたリレーシ
ョナルモデル(リー・カーターモデル)をわが国の死亡状況に適合するよう、必要な修正を
行ったリー・カーターモデルを用いて男女別将来生命表を作成することを基本的な考え
方とする。
* 平成14年推計で検討されたように、わが国の平均寿命は世界でもトップクラスであり
経験的方法によりがたいこと、死因別推計には死因分類の変更や、一定の条件の下で
全死因に基づく将来推計に比べて過小推計する可能性が一部で論じられているとの問
題があること、一方で、リー・カーターによるリレーショナルモデルは各種の応用研究にお
いても広く用いられてきており、わが国の生命表投影にも有効であることが確認されてき
ていることによる。
→ リー・カーターモデルを基本として用いつつも、わが国の死亡状況により適合するモ
デルへの改善を図るためには、どのような視点が考えられるか?
生存・死亡の変化モード
生存曲線
1.0
0.8
生
存 0.6
確
率
生存曲線の矩形化
Rectangularization
0.4
0.2
0.0
0
10
20
30
40
50
60
年 齢
70
80
90
100
110
生命表投影モデル改善の検討例
以上のモデル改善の視点に対応したモデル改善検討の一例として、この40年間に8年分の年齢シフトが起
きることを機械的に仮定して特異値分解を行った場合の研究結果を以下に示す。
年齢シフトを考慮しなかったモデルによる推計結果(高齢部分・女子)である左図と比較して、考慮した右図で
は、死亡率のあてはまりがよくなっていることが観察できる。このような視点を採り入れることにより、リー・カー
ターモデルの枠組みを用いつつ、わが国の死亡状況により適合するモデルへと改善しうる可能性が示唆され
る。
年齢シフトを考慮しないモデルによる推計結果
年齢シフトを考慮したモデルによる推計結果
ln(mx)の推計結果 (高齢部分・女子)
(4) 国際人口移動の仮定について
A. 外国人の人口移動
B. 日本人の人口移動
国際人口移動 :入国超過数(総数)
100
80
外国人
60
入 40
国
超 20
過
数 0
( -20
千
人 -40
) -60
日本人
-80
-100
1970
1975
1980
1985
1990
年 次
1995
2000
2005
総務省統計局「推計人口」
国際人口移動(外国人) :入国超過数(総数)
外国人の入国超過数(1,000人)
300
250
200
150
100
50
0
1975
出入国管理統計
1980
1985
1990
1995
2000
2005
国際人口移動(外国人) :入国超過数(大陸別)
外国人の大陸別入国超過数(1,000人)
180
160
140
120
100
アジア
ヨーロッパ
アフリカ
北アメリカ
南アメリカ
オセアニア
アジアが大多数
80
60
ブラジル移民
40
20
0
-20
1975
出入国管理統計
1980
1985
1990
1995
2000
2005
国際人口移動(外国人) :入国超過数(アジア国別)
外国人の入国超過数[アジア](1,000人)
80
70
60
50
40
30
中国
中国(台湾)
中国〔香港〕
中国〔その他〕
インド
インドネシア
韓国
北朝鮮
フィリピン
タイ
ベトナム
その他
中国が大多数
20
10
0
-10
1975
出入国管理統計
1980
1985
1990
1995
2000
2005
国際人口移動(外国人) :入国超過数(アジア国別)
男女別にみた外国人の入国超過数(1,000人)
180
総数:男
総数:女
160
140
120
100
フィリピン女性、
多数退去
80
60
40
20
0
1985
出入国管理統計
1990
1995
2000
2005
国際人口移動(外国人) :年齢別観察
20
20
10
10
0
0
1989
1990
1991
1992
1994
1995
1996
1998
50
40
30
1989
1990
1991
1992
1994
1995
1996
1998
50
40
30
入国超過の年齢別割合:女
60
入国超過の年齢別割合:男
60
70~
65~69
60~64
55~59
50~54
45~49
40~44
35~39
30~34
25~29
20~24
15~19
10~14
5~9
0~4
70~
65~69
60~64
55~59
50~54
45~49
40~44
35~39
30~34
25~29
20~24
15~19
10~14
5~9
0~4
国際人口移動(外国人):年齢別観察
20
20
10
10
0
0
1999
2000
2001
2002
2003
2004
2005
50
40
30
1999
2000
2001
2002
2003
2004
2005
50
40
30
入国超過の年齢別割合:女
60
入国超過の年齢別割合:男
60
70~
65~69
60~64
55~59
50~54
45~49
40~44
35~39
30~34
25~29
20~24
15~19
10~14
5~9
0~4
70~
65~69
60~64
55~59
50~54
45~49
40~44
35~39
30~34
25~29
20~24
15~19
10~14
5~9
0~4
国際人口移動(日本人):年齢パターン
0.004
0.003
男
0.002
0.001
入 0.000
国
超 -0.001
過
率 -0.002
-0.003
1995年
1996年
1997年
1998年
1999年
2000年
-0.005
2001年
2002年
-0.006
2003年
2004年
-0.004
0.004
0.002
2005年
0.001
-0.007
0
10
女
0.003
20
30
40
50
年 齢
入
60 国 0.000
70
超 -0.001
過
率 -0.002
80
90
1995年
1996年
1997年
1998年
-0.004
1999年
2000年
-0.005
2001年
2002年
2003年
2004年
-0.003
-0.006
2005年
-0.007
0
10
20
30
40
50
年 齢
60
70
80
90
国際人口移動(日本人):年齢パターン
0.004
0.003
男
0.002
0.001
入 0.000
国 -0.001
超
過 -0.002
率
-0.003
-0.004
1995年
1996年
1997年
1998年
1999年
2000年
0.003
女
0.002
-0.005
0.001
-0.006
2005年
0.000
-0.007
0
10
20
30
40
50
年 齢
60
70
80
入 -0.001
国
超 -0.002
過
率 -0.003
90
-0.004
-0.005
-0.006
1995年
1996年
1997年
1998年
1999年
2000年
2005年
-0.007
0
10
20
30
40
50
年 齢
60
70
80
90
仮定に関する考え方の比較
国際人口移動の仮定について
平成9年推計(中位推計)
国際人口移動
(入国超過率・数)
平成14推計(中位推計)
現状からみた傾向
◎ 日本人については1995年以降
の直近11年の動向から、テロ、新
型肺炎(SARS)の影響を受けた
◎ 日本人については直近5年の
年次を除いた平均的傾向が続くと
入国超過率平均傾向が続く。
◎ 総人口について直近5年の入
考える。
国超過率平均傾向が続く。
◎ 外国人については入国超過数
◎ 外国人については直近までの
の増加傾向が一定期間続く。
入国超過数の動向から、相手国
別に見て特異な影響を除いた傾
向が続くと考える。
日本の将来推計人口
- 新推計の基本的考え方 -
平成18年9月29日
社会保障審議会 人口部会
ダウンロード

将来推計人口の種類