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年齢別出生率は、2005 年生まれコーホートの 15 歳の出生率、 2004 年生まれコーホートの 16 歳の出生率、…1971 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
연령별 출산율은 2005년 출생 코호트의 15세 출산율, 2004년 출생 코호트의 16세 출산율, 1971년 출생 코호트의 49세 출산율을 합산한 것이다. 이렇게 하면 추계기간의 모든 연도에 대한 연령별 출산율을 얻을 수 있다 .
この段階のモデル出生率は純粋なコーホートモデルによるモデル倡であり、一時的な社会経済的変動等が結婚・出生行動に対してもたらす短期の効果(期間効果)を含んでいない。将来生じる一時的な変動について知ることは当然のことながら困難であるし、そうした不確実な予見を将来の出生率に織り込むことはむしろ人口学的投影としての性質を損なうものである。
이 단계의 모형 출산율은 순수한 코호트 모형에 의한 모형창안으로, 일시적인 사회경제적 변동 등이 결혼-출산행동에 미치는 단기적 효과(기간효과)를 포함하지 않는다. 미래에 발생할 일시적 변동에 대해 아는 것은 당연히 어려운 일이며, 이러한 불확실한 예측을 미래 출산율에 반영하는 것은 오히려 인구학적 투영으로서의 성격을 훼손하는 것이다.
しかしながら、2019 年に発見され、その後全世界に拡大した新型コロナウイルス感染症 (COVID-19)の日本における感染拡大期に生じた突発的初婚数、出生数の減少は本推計作成時にお いてすでに観察されており、こうした期間効果は将来推計に反映させる必要がある。そこで、本推計においては後述する方法に基づき、新型コロナウイルス感染拡大(コロナ禍)期間に生じた初婚数、出生数の減少が将来の出生率に及ぼす影響を加味している。
그러나 2019년에 발견되어 이후 전 세계로 확산된 신종 코로나바이러스 감염증(코로나19)의 일본 내 감염 확대기에 발생한 돌발적인 초혼 및 출생아 수 감소는 본 추계 작성 시점에 이미 관찰된 바 있으며, 이러한 기간 효과를 향후 추계에 반영할 필요가 있다. 따라서 본 추계에서는 후술하는 방법에 따라 신종 코로나 바이러스 감염 확대(코로나 사태) 기간 동안 발생한 초혼 및 출생아 수 감소가 향후 출산율에 미치는 영향을 고려하였다.
以上が年齢別出生率の推計方法の概要であるが、本方法による推計ではコーホートに対して投入 されるパラメータの将来値(仮定値)が適切であることが前提となる。以下では、このパラメータ の仮定値をどのように設定したかについて説明する。
이상 연령별 출산율 추정 방법의 개요를 살펴보았는데, 이 방법에 의한 추정을 위해서는 코호트에 투입되는 매개변수의 미래값(가정값)이 적절하다는 것이 전제되어야 한다. 아래에서는 이 매개변수의 가정치를 어떻게 설정했는지에 대해 설명한다.

(3)コーホート出生指標の仮定設定  (3) 코호트 출생지표의 가정 설정

1 )仮定設定の方法と参照コーホート 1 ) 가정 설정 방법 및 참조 코호트

出生過程の大半を終えたコーホートについては、先行するコーホートの年齢別出生率のパターン 等に基づき、その全出生過程(年齢別出生率)を統計的に推定することができる。しかしながら、 まだ出生過程の開始間もないコーホートや出生実績がまったく得られないコーホートについては、統計的手法によって将来値を決めることはできず、何らかの外生的な仮定を与える必要がある。本推計では、いくつかの出生力の要素について個別に見通しを調べることにより出生率の仮定侦を設定する方法をとっている。その際、特定のコーホートに焦点を絞って仮定値を設定し、他のコーホー トについてはそのコーホートとの関連で設定を行うこととしている。本推計では、この要となるコー ホートのことを参照コーホートと呼んでいる。本推計においては、2005年生まれの女性コーホート を参照コーホートとした。このコーホートは推計時点で満 15 歳であり、出生過程の入り口にあると ともに、各種出生力指標の実績データの趨勢の延長として見通せるほほ限界に位置する。以下では この参照コーホートを中心に仮定設定の方法について説明を行う。
출생과정의 대부분을 마친 코호트에 대해서는 선행 코호트의 연령별 출생률 패턴 등을 바탕으로 그 전체 출생과정(연령별 출생률)을 통계적으로 추정할 수 있다. 그러나 아직 출생과정이 시작되지 않은 코호트나 출생실적이 전혀 없는 코호트에 대해서는 통계적 방법으로 미래값을 결정할 수 없으므로 어떤 외생적 가정을 부여할 필요가 있다. 본 추계에서는 몇 가지 출산력 요소에 대해 개별적으로 전망을 조사하여 출산율 가정을 설정하는 방식을 취했다. 이때 특정 코호트에 초점을 맞추어 가정치를 설정하고, 다른 코호트에 대해서는 해당 코호트와의 연관성을 고려하여 가정치를 설정하도록 하였다. 본 추정에서는 이 핵심 코호트를 참조 코호트라고 부른다. 본 추계에서는 2005년생 여성 코호트를 참조 코호트로 설정하였다. 이 코호트는 추계 시점에 만 15세로 출산 과정의 진입점에 있으며, 각종 출산력 지표의 실적 데이터 추세의 연장선상에서 전망할 수 있는 한계에 위치한다. 이하에서는 이 참조 코호트를 중심으로 가정 설정 방법에 대해 설명한다.
女性コーホートの出生率は、年齢別初婚率に従って発生する既婚女性の割合と、初婚後の出生行動によって決まると考えることができる。将来的に実現される出生率水準、すなわち長期のコーホー ト合計特殊出生率を仮定するには、参照コーホートについて年齢別初婚率と夫婦完結出生児数を推定する必要がある。前者すなわち初婚については、今後も晩婚化、非婚化の進展が見込まれること、 また後者すなわち夫婦完結出生児数については、結婚出生力の低下傾向を見达む必要が生じている
여성 코호트의 출산율은 연령별 초혼율에 따라 발생하는 기혼 여성의 비율과 초혼 후 출산 행태에 따라 결정된다고 볼 수 있다. 향후 실현될 출산율 수준, 즉 장기 코호트 합계특수출산율을 가정하기 위해서는 참조 코호트에 대한 연령별 초혼율과 부부합산 출생아 수를 추정할 필요가 있다. 전자인 초혼에 대해서는 앞으로도 만혼화, 비혼화가 진행될 것으로 예상되며, 후자인 부부합산 출생아 수에 대해서는 결혼 출산력 저하 추세를 살펴볼 필요가 있다.
ことは、それぞれの近年の動向に関連して述べたとおりである。さらに、離別者の割合も変動して いるため、コーホート出生率に対する離死別拉よび再婚の効果についても可変とする枠組みが必要 である。
이는 각각의 최근 동향과 관련하여 언급한 바와 같다. 또한, 이산자 비율도 변동하고 있기 때문에 코호트 출산율에 대한 이산 및 재혼의 효과에 대해서도 가변적인 프레임워크가 필요하다.
コーホート合計特殊出生率 CTFRは、これらの出生力要素を取り入れた形式によって表現するこ ととし、次の算定式によって与えられる。
코호트 합계출산율 CTFR은 이러한 출산력 요소를 도입한 형식으로 표현하며, 다음 계산식에 의해 주어진다.
コーホート合計特殊出生率の算定式 코호트 합계 특수출산율 산정식
コーホート合計特殊出生率
    =(1 - 50 歳時未婚者割合) }\times\mathrm{ 夫婦完結出生児数 }\times\mathrm{ 離死別再婚効果係数
    =(1-50 歳時未婚者割合) \times期待夫㛿完結出生児数 }\times\mathrm{ 結婚出生力変動係数 }}\times\mathrm{ 離死別再婚効果係数
=(-\gamma)\cdot \cdot\delta

は女性 50 歳時の未婚者割合であり、コーホートの年齢別初婚率を 50 歳まで累積した値(累積初婚率)の補数である。夫婦完結出生児数 CEB は有配偶女性(初婚どうし夫婦の妻)の 50 歳時平均出生児数である。離死別再婚効果係数 は、出生力に対する離婚・死別・再婚の効果を表す係数 であり、初婚どうし夫婦の出生力とこれを含む既婚女性全体の出生力との比を表す。算定式に示し たとおり、コーホート出生率は、これらの3要素の積として表される。さらに夫婦完結出生児数 CEB は、期待夫婦完結出生児数 CEB と結婚出生力変動係数 の積として分解できる。期待夫婦完結出生児数 とは、妻の初婚年齢別出生確率を所与とした場合に、初婚年齢分布 のみに よって変動する夫婦完結出生児数の期待値である。一方の結婚出生力変動係数 は、夫婦の出生行動の変化を表す指標である。夫婦出生力の成り立ちについては、「3)夫婦完結出生児数の推定」に おいて詳しく説明する。
은 여성 50세 미혼자 비율이며, 코호트의 연령별 초혼율을 50세까지 누적한 값(누적 초혼율)의 보수이다. 부부합산 출생아 수 CEB는 유배우 여성(초혼 부부의 아내)의 50세 시점의 평균 출생아 수이다. 이혼사별재혼효과계수 는 출산력에 대한 이혼, 사별, 재혼의 효과를 나타내는 계수로, 초혼부부의 출산력과 이를 포함한 기혼여성 전체의 출산력과의 비율을 나타낸다. 산정식에서 보는 바와 같이 코호트 출산율은 이 세 가지 요소의 곱으로 표현된다. 또한 부부합산출생아수 CEB는 기대부부합산출생아수 CEB 와 결혼출산력변동계수 의 곱으로 분해할 수 있다. 기대 부부합산 출생아 수 는 아내의 초혼 연령별 출생 확률을 주어진 경우, 초혼 연령 분포 에 의해서만 변동하는 부부합산 출생아 수의 기대치이다. 한편 결혼출산력 변동계수 는 부부의 출산행태 변화를 나타내는 지표이다. 부부출산력의 구성에 대해서는 「3)부부완성출생아수 추정」에서 자세히 설명한다.
本推計の出生仮定設定は、参照コーホート(2005年生まれコーホート)に対して、上記のコーホー ト合計特殊出生率の各要素について、実績データを踏まえた見通しを策定することによって行った。 この参照コーホートにおけるコーホート出生率と、実績データを元に数理モデルによって得た出生率の統計的推定結果とを結ぶことによって、本推計に必要なコーホートの全出生過程(年齢別出生率)に関する仮定值が得られることになる。2006 年以降に生まれるコーホートの出生力は、2005 年生まれコーホートの水準で一定に推移するものとした。
본 추계의 출생 가정 설정은 참조 코호트(2005년 출생 코호트)에 대해 상기 코호트 합계특수출산율의 각 요소에 대해 실적 데이터를 바탕으로 전망치를 수립하여 이루어졌다. 이 참조 코호트의 코호트 출산율과 실제 데이터를 바탕으로 수학적 모델을 통해 얻은 출산율의 통계적 추정결과를 연결함으로써 본 추정에 필요한 코호트의 전체 출생과정(연령별 출산율)에 대한 가정값을 얻을 수 있다. 2005년 출생 코호트의 출산력은 2005년 출생 코호트 수준에서 일정하게 유지되는 것으로 가정하였다.
出生率の将来推移は不確実であることから、出生仮定については3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の推計を行うこととした。これにより出生変動にともなう将来人口の変動幅に関する見通しを与えるものとしている。
출산율의 미래 추이가 불확실하기 때문에 출산 가정에 대해 3가지 가정(중위, 상위, 하위)을 설정하고 각각에 대해 미래 인구를 추계하기로 했다. 이를 통해 출산 변동에 따른 미래 인구의 변동 폭에 대한 전망을 제시하고자 한다.
以下、コーホート出生力の各要素の仮定設定について説明する。なお、以下に記述する結婚、出生に関する指標は、すべて日本人女性に発生する結婚、出生に関するものである。
다음은 코호트 출산력의 각 요소에 대한 가정 설정에 대해 설명한다. 참고로 아래에 기술하는 결혼, 출산 관련 지표는 모두 일본 여성에게 발생하는 결혼, 출산에 관한 것이다.

2)初婚年齢分布と 50 歳時未婚者割合の推定 2) 초혼 연령 분포 및 50세 미혼자 비율 추정

晚婚化、非婚化といった結婚行動の変化は、1970 年代半ばからの出生率低下の全過程に深く関わ り、現在も進行中であるとみられる。将来の出生率に関する見通しを得る上では、結婚動向を見極 めることが重要な過程となっている。実際、上に述べた参照コーホートの合計特殊出生率の算定式 においても、晚婚化の指標となる初婚年齢分布 、ならびに非婚化を左右する 50 歳時未婚者割合 は、全体に影響する重要な位置を占めている。
만혼화, 비혼화 등 결혼 행동의 변화는 1970년대 중반부터 시작된 출산율 하락의 전 과정에 깊이 관여했으며, 현재도 진행형이라고 볼 수 있다. 미래 출산율 전망을 위해서는 결혼 동향을 파악하는 것이 중요한 과정이다. 실제로 앞서 언급한 참조 코호트의 합계특수출산율 산출식에서도 만혼화의 지표가 되는 초혼연령 분포 와 비혼화를 좌우하는 50세 미혼자 비율 은 전체에 영향을 미치는 중요한 위치를 차지하고 있다.
本推計においては、中位仮定の参照コーホートの50歳時未婚者割合を以下の手続きによって得た。 まず、各出生コーホートについて 2019 年時点で観察されている年齢別初婚率を年齢別初婚ハザード に変換する。そして、15~49歳までの各年齢の最新ハザードを一定として参照コーホートまで補外 する。最後に、これらの年龄別初婚ハザードを年歯別初婚率に変換し、それらを累積することで参照コーホートの 50 歳時未婚者割合を得た。このように 2019 年時点の年齢別初婚ハザードの最新值 を将来にそのまま投影したのは、後述するように本推計においてはコロナ䙤が出生率に及ぼす影響 を外挿するため、まずは「仮にコロナ禍の影響がなかった場合にどのような出生の動向が見込まれ ていたか」という反実仮想的な条件下で参照コーホートに至るまでのコーホート合計特殊出生率の 推計を事前に行う必要があるためである。
본 추정에서는 다음과 같은 절차를 통해 중간 가정 기준 코호트의 50세 미혼자 비율을 구하였다. 먼저 각 출생 코호트에 대해 2019년 현재 관찰된 연령별 초혼율을 연령별 초혼 해저드로 변환한다. 그리고 15~49세까지의 각 연령별 최신 해저드를 일정하게 하여 기준 코호트까지 보정한 후, 연령별 초혼 위험도를 산출한다. 마지막으로 이들 연령별 초혼 위험도를 연령별 초혼율로 변환하고 이를 누적하여 참조 코호트의 50세 시점 미혼자 비율을 구하였다. 이처럼 2019년 시점의 연령별 초혼위험의 최신값을 미래로 그대로 투영한 것은 후술하겠지만, 본 추정에서는 코로나 사태가 출산율에 미치는 영향을 외삽하기 위해 먼저 '만약 코로나 사태의 영향이 없었다면 어떤 출산 추이가 예상되었는가? '라는 반가상적 조건 하에서 기준 코호트에 이르는 코호트 합계특수출생률 추정을 사전에 수행해야 하기 때문이다.
な扒高位仮定と低位仮定は、次のように設定した。高位仮定については、参照コーホートにおい てコーホート累積初婚ハザードが本推計時点で最新の実績值となる 1960 年代後半の出生コーホー トの水準に回帰するように、中位仮定の年齢別初婚ハザードに定数を乗じて年齢別初婚率を得た。一方、低位仮定については、高位仮定設定において中位仮定の年齢別初婚ハザードに乗じた定数の 逆数を中位仮定の年齢別初婚ハザードに乗じることで年齢別初婚率を得た。
상위 가정과 하위 가정은 다음과 같이 설정하였다. 상위 가정은 참조 코호트에서 코호트 누적 초혼 위험도가 본 추정 시점의 최신 실적치인 1960년대 후반 출생 코호트 수준으로 회귀하도록 중간 가상의 연령별 초혼 위험도에 상수를 곱하여 연령별 초혼율을 구하였다. 한편, 하위 가정에 대해서는 상위 가정 설정에서 중간 가정 연령별 초혼 해저드에 곱한 상수의 역수를 중간 가정 연령별 초혼 해저드에 곱하여 연령별 초혼율을 구했다.
上記の手続きによって得られたコーホートの平均初婚年齢と 50 歳時未婚者割合の仮定値は、出生 3仮定についてそれぞれ以下のと抽りである。
위의 절차를 통해 얻은 코호트의 평균 초혼연령과 50세 미혼자 비율의 가정값은 출생 3가정에 대해 각각 다음과 같이 추론하였다.

(中位仮定) (중위 가정)

コーホート別にみた女性の平均初婚年齢は、1970年出生コーホートの 27.2 歳から 2005年出生コー ホートの 28.6 歳まで進み、以後は変わらない。50歳時未婚者割合は、1970 年出生コーホートの から 2005 年出生コーホートの ま゙上昇し、以後は変わらない。
코호트별 여성의 평균 초혼 연령은 1970년 출생 코호트의 27.2세에서 2005년 출생 코호트의 28.6세까지 올라갔고, 그 이후로는 변동이 없으며, 50세 미혼자 비율은 1970년 출생 코호트( )에서 2005년 출생 코호트( )로 상승했고, 그 이후로는 변동이 없다.

(高位仮定) (상위 가정)

コーホート別にみた女性の平均初婚年齢は、1989 年出生コーホートの 28.6 歳まで進み、その後 2005 年出生コーホートの 28.1 歳に至り以後は変わらない。 50 歳時未婚者割合は、 2005 年出生コー ホートの に至り以後は変わらない。
코호트별 여성의 평균 초혼연령은 1989년 출생 코호트에서 28.6세까지 올라갔다가 2005년 출생 코호트에서 28.1세까지 올라갔으며, 그 이후로는 변화가 없다. 50세 미혼자 비율은 2005년 출생 코호트( ) 이후로는 변동이 없다.

(低位仮定) (낮은 가정)

コーホート別にみた女性の平均初婚年齢は、2005 年出生コーホートの 29.0 歳に至り以後は変わら ない。 50 歳時未婚者割合は、2005 年出生コーホートの まで進み、以後は変わらない。
코호트별 여성의 평균 초혼연령은 2005년 출생 코호트인 29.0세까지 도달하고 그 이후로는 변화가 없다. 50세 미혼자 비율은 2005년 출생 코호트( )까지는 2005년 출생 코호트의 미혼자 비율과 그 이후는 변함이 없다.

3)夫婦完結出生児数の推定 3) 부부합산 출생아 수 추정

夫婦完結出生肾数とは、一般に夫婦が最終的に生んだ子ども数を表すが、本推計では初婚どうし
부부합산 출생아 수는 일반적으로 부부가 최종적으로 낳은 자녀 수를 의미하지만, 본 추계에서는 초혼 부부간

夫婦における妻 50 歳時の平均出生児数として定義している。夫婦完結出生児数は、夫、妻の結婚年齢によって異なる。特に、妻が若くして結婚した夫婦では完結出生児数は多く、反対に遅く結婚し た夫婦では少ない。この関係は、「出生動向基本調相」から得られる、初婚年齢別にみた妻 40 荿時 の夫婦の平均出生児数抽よび出生順位別出生確率(図亚-3-4)から定量的に推定される。
부부 중 아내가 50세일 때 평균 출생아 수로 정의하고 있다. 부부 완결 출생아 수는 남편과 아내의 결혼 연령에 따라 차이가 있다. 특히 아내가 젊은 나이에 결혼한 부부일수록 완결출생아 수가 많고, 반대로 늦게 결혼한 부부일수록 완결출생아 수가 적다. 이 관계는 「출생동향기본조사」에서 얻은 초혼연령별 아내 40세 시점 부부의 평균 출생아 수 추출 및 출생순위별 출생확률(그림 3-4)을 통해 정량적으로 추정된다.
図亚-3-4妻の初婚年齢別、出生順位別にみた、40 歳時出生確率
図亚-3-4 아내의 초혼 연령별, 출생 순위별, 40세 때 출산 확률
注:「出生動向基本調査」に抽ける初婚どうし夫婦の結果に基づく。グラフ中の数値は 40 歳時点での出生確率 であるため、完結出生児数の期待値を求める際には 50 歳時点までの増加分を調整する拡大係数を乗じる。
주: 「출생동향기본조사」에서 추출한 초혼부부 결과 기준. 그래프 속 수치는 40세 시점의 출생확률이므로, 출생아 수 기대치를 구할 때는 50세까지의 증가분을 조정하는 확대계수를 곱하여 계산한다.
こうして定式化された妻の初婚年歯別出生確率が安定的なコーホートにおいては、夫婦の完結出生児数は妻の初婚年齢分布のみに依存して変化する。すなわち、前箕において求めた将来コーホー トの年齢別初婚率を用いて、各コーホートの夫婦完結出生児数の平均值(期待値)を推定できる。 これが期待完結出生児数 CEB である。この期待完結出生児数は、いわゆる晚焝化などの結婚年齢分布変化にともなう夫婦出生力変化を捉えることができる。
이렇게 공식화된 아내의 초혼연령별 출생확률이 안정된 코호트에서는 부부의 완전출생아 수는 아내의 초혼연령 분포에만 의존하여 변화한다. 즉, 앞에서 구한 미래 코호트의 연령별 초혼율을 이용하여 각 코호트의 부부합산 출생아 수의 평균값(기대치)을 추정할 수 있다. 이것이 기대완성출생아수 CEB 이다. 이 기대완성출생아 수는 이른바 만혼화 등 결혼 연령 분포 변화에 따른 부부 출산력 변화를 파악할 수 있다.
ここで図两-3-4 に戻ると、以下の 2 つの傾向が読み取れる。第 1 に、すでに述べた通り、妻の初婚年齢が高いほど、40歳までの出生確率は低い傾向にある。しかしながら、第 2 に、妻の初婚年龄 を統制したとしても、より若いコーホートほど生涯の出生碓率が低下している傾向が見て取れる。 そこで本推計においては、結婚後の夫婦の子どもの産み方のパターンにおける直近の趨勢を反映さ せるために、1965~74 年コーホートの妻初婚年齢別出生確率を用いて期待夫婦完結出生児数を算出 した。その結果推定された参照コーホートの期待夫婦完結出生児数は、中位 1.76 人、高位 1.80 人、低位 1.73 人であった 11 。
다시 그림 2-3-4로 돌아가면 다음과 같은 두 가지 경향을 읽을 수 있다. 첫째, 앞서 언급했듯이 아내의 초혼 연령이 높을수록 40세까지의 출산 확률은 낮아지는 경향이 있다. 그러나 둘째, 아내의 초혼연령을 통제하더라도 젊은 코호트일수록 평생 출산율이 낮아지는 경향을 확인할 수 있다. 따라서 본 추정에서는 결혼 후 부부의 자녀 출산 패턴의 최근 추세를 반영하기 위해 1965~74년 코호트의 아내 초혼연령별 출생확률을 이용하여 기대 부부합산 출생아 수를 산출하였다. 그 결과 추정된 참조 코호트의 기대 부부합산 출생아 수는 중위 1.76명, 상위 1.80명, 하위 1.73명이었다11 .
図盅-3-5 は、上記の手続きに基づいて推定された期待夫婦完結出生児数と、出生動向基本調査か ら推定された夫婦完結出生児数とを比較したものである。ここで着目すべき点は以下の3点である。第 1 に、1965年以前の出生コーホートでは、期待夫婦完結出生児数が夫婦完結出生児数の実績傎を 下回る傾向にあるが、これは図亚-3-4に見た通り、妻の初婚年齢を統制しても、先行する出生コー ホートのほうが結婚後に子どもを持つ確率が高かったためである。第 2 に、一方で、 1960 年代後半
그림盅-3-5는 위의 절차에 따라 추정된 기대부부완성출생아 수와 출생동향기본조사에서 추정된 부부완성출생아 수를 비교한 것이다. 여기서 주목해야 할 점은 다음 세 가지이다. 첫째, 1965년 이전 출생 코호트에서는 기대 부부 완성 출생아 수가 실제 부부 완성 출생아 수를 밑도는 경향이 있는데, 이는 <그림 3-4>에서 보듯이 아내의 초혼 연령을 통제하더라도 선행 출생 코호트에서 결혼 후 자녀를 낳을 확률이 더 높았기 때문이다. 둘째, 한편으로 1960년대 후반
から 1970 年代前半の出生コーホートに かけては、夫婦完結出生児数の期待値と 実績値との乘離が相対的に小さくなって いる。当然のことながら、これはこれら の出生コーホートにおける妻の初婚年齢別出生確率を用いて期待夫婦完結出生児数を推定しているためである。そして第 3 に、本推計において夫婦完結出生児数 の実績値が観察可能な最も直近のコー ホートである 1970 年代後半について見 ると、夫婦完結出生児数の実績値がその 期待値をやや上回る兆候が観察されてい る。
에서 1970년대 초반 출생 코호트에 걸쳐 부부합산 출생아 수 기대치와 실제 출생아 수 사이의 괴리가 상대적으로 작아지고 있다. 이는 당연히 이들 출생코호트에서 아내의 초혼 연령별 출생 확률을 이용하여 기대 부부합산 출생아 수를 추정하였기 때문이다. 셋째, 본 추정에서 부부합산 출생아 수 실측치가 관찰 가능한 가장 최근 코호트인 1970년대 후반을 살펴보면, 부부합산 출생아 수 실측치가 기대치를 다소 상회하는 징후가 관찰되고 있다.
1970 年代後半の出生コーホートに見 られる夫婦完結出生児数の期待値と実績値との差は、夫婦の子どもの産み方の コーホート変化を反映したものであり、本推計においては結婚出生力変動係数 と呼んでいる。1970 年代後半から 1980 年代前半の出生コーホートは妊娠先行型結婚の割合が相対的に多いことが知られ ており、前後のコーホートと比較しても
1970년대 후반 출생코호트에서 나타나는 부부합산 출생아 수의 기대치와 실제치의 차이는 부부의 자녀 출산방식의 코호트 변화를 반영하는 것으로, 본 추계에서는 이를 결혼출산력변동계수( )라고 부른다.1970년대 후반부터 1980년대 전반의 출생코호트는 임신선행형 결혼의 비율이 전후 코호트에 비해 상대적으로 높은 것으로 알려져 있다. 비율이 상대적으로 높은 것으로 알려져 있으며, 전후 코호트와 비교하여도
夫婦の出生パターンに違いが見られる。図亚-3-6は、出生過程の途上にある夫婦について、妻が 30 歳時点および 35 歳時点の出生児数を出生コーホートごとに比較したものである。 30 歳時点と 35 歳時点のいずれにおいても、1970 年代後半から 1980 年代前半のコーホートにおいて夫婦出生児数 がやや高いことが分かる。こうした傾向を踏まえ、これらの世代では、夫婦完結出生児数は妻の初婚年齢分布から算出される期待完結出生児数を上回ることが見込まれるが、それは一時的なコー ホート効果によるものであり、後続のコーホートでは夫婦出生力は再び減少に転じると仮定した。
부부의 출산 패턴에 차이가 있음을 알 수 있다. 그림 亚-3-6은 출산 과정에 있는 부부를 대상으로 아내의 30세 시점과 35세 시점의 출생아 수를 출생 코호트별로 비교한 것이다. 30세 시점과 35세 시점 모두 1970년대 후반부터 1980년대 초반의 코호트에서 부부 출생아 수가 다소 높은 것을 알 수 있다. 이러한 경향을 감안할 때, 이들 세대의 부부합산 출생아 수는 아내의 초혼 연령 분포에서 산출된 기대합산 출생아 수를 상회할 것으로 예상되지만, 이는 일시적인 코호트 효과에 의한 것이며, 이후 코호트에서는 부부 출산력이 다시 감소세로 돌아선다고 가정했다.
そこで問題になるのは参照コーホートにおける結婚出生力変動係数 の水準である。これを 1 と 置くと、参照コーホートに至るまでの夫婦完結出生児数の低下は妻の初婚年齢分布の変化(すなわ ち晩婚化)のみによってもたらされると仮定することになる。しかしながら、図亚-3-4 でみたよう に、結婚後の夫婦の子どもの産み方にはコーホート間での変化が継続しており、このトレンドを反映させるためには参照コーホートの結婚出生力変動係数 を 1 より低い水準に設定する必要がある。 そこで本推計において夫婦完結出生児数が観察可能な直近の10年分のコーホート(1970〜79年コー ホート)で経験された の最小値(0.969)を中位仮定の参照コーホートにおける とて設定した (図县-3-7)。これにより、参照コーホートに至るまで、晩婚化と夫婦の子どもの産み方の変化の両方が夫婦完結出生児数の低下に寄与することを見达んだこととなる。
여기서 문제가 되는 것은 기준 코호트에서의 혼인 출산력 변동계수 수준이다. 이를 1로 설정하면, 기준 코호트까지의 부부합산 출생아 수 감소는 아내의 초혼연령 분포 변화(즉, 만혼화)에 의해서만 초래된다고 가정하게 된다. 그러나 <그림 3-4>에서 살펴본 바와 같이 결혼 후 부부의 자녀 출산 방식에는 코호트 간 변화가 지속되고 있으며, 이러한 추세를 반영하기 위해서는 참조 코호트의 혼인출산력 변동계수를 1보다 낮은 수준으로 설정해야 한다. 따라서 본 추정에서 부부합산 출생아 수가 관찰 가능한 최근 10년간의 코호트(1970~79년 코호트)에서 경험한 의 최소값(0.969)을 중위 가정 기준 코호트에서 로 설정하였다(그림 3-7). 이를 통해 참조 코호트까지 만혼화와 부부의 자녀 출산 방식 변화가 모두 부부합산 출생아 수 감소에 기여하는 것을 확인할 수 있다.

一方、高位仮定については、中位仮定に 打いて結婚出生力変動係数が一時的に上昇 する 1970 年代後半から 1980 年代前半の コーホートにおける最大値でその後参照 コーホートまで一定で推移するものと仮定 した。低位仮定においては、結婚出生力変動係数の中位仮定と高位仮定の比の逆数を 中位仮定に乗じることで結婚出生力変動係数を設定した。
한편, 상위 가정에 대해서는 중간 가정에 비해 결혼출산력변동계수가 일시적으로 상승하는 1970년대 후반부터 1980년대 초반 코호트에서 최대치를 기록한 후 이후 참조 코호트까지 일정하게 유지되는 것으로 가정하였다. 저위 가정에서는 결혼출산력 변동계수의 중위 가정과 고위 가정 비율의 역수를 중위 가정에 곱하여 결혼출산력 변동계수를 설정하였다.
以上の結果得られた将来の夫婦出生力に図II-3-7 結婚出生力変動係数の実績值および 投影徝(中位仮定)
이상의 결과로 얻어진 미래 부부출산력에 대한 그림 II-3-7 결혼출산력 변동계수의 실측치 및 투영치(중위 가정)
関する仮定値は、前節において記述した初婚年齢分布変化の3仮定に対応して、それぞれ以下のと おりである。
에 대한 가정값은 전절에서 설명한 초혼 연령 분포 변화의 세 가지 가정에 대응하여 각각 다음과 같다.

(中位仮定) (중위 가정)

期待完結出生児数は、1970 年出生コーホートの実績値 1.88 人から、中位として仮定された初婚年齢分布の変化によって順次低下し、参照コーホートである 2005 年出生コーホートの 1.76 人に至り、以後は変わらない。一方、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 1965〜74 年に 生まれた出生コーホートを基準(1.0)として以後低下し、1982 年出生コーホートの 1.060 まで一時的に上昇する。その後は減少に転じ、2005 年出生コーホートの0.969に至り、以後は変わらない。 これらの積により求まる夫婦完結出生児数は、1970年出生コーホートの 1.83 人から 2005年出生コー ホートの 1.71 人まで低下し、以後同水準で推移する。
기대완성출생아 수는 1970년 출생코호트의 실적치인 1.88명에서 중위값으로 가정한 초혼연령 분포의 변화에 따라 순차적으로 감소하여 참조코호트인 2005년 출생코호트의 1.76명에 이르렀으며, 그 이후로는 변동이 없다. 한편, 부부의 출산행태 변화를 나타내는 혼인출산력변동계수는 아내가 1965~74년 출생한 출생코호트를 기준(1.0)으로 이후 하락하다가 1982년 출생코호트의 1.060까지 일시적으로 상승한다. 이후 감소세로 돌아서 2005년 출생 코호트의 0.969에 이르렀고, 그 이후로는 변함없이 유지되고 있다. 이들 곱으로 구한 부부 완성 출생아 수는 1970년 출생 코호트의 1.83명에서 2005년 출생 코호트의 1.71명으로 감소하고 이후 같은 수준을 유지한다.

(高位仮定) (상위 가정)

期待完結出生丠数は、高位として仮定された初婚年齢分布の変化によって参照コーホートの 1.80 人に至り、以後は変わらない。一方、結婚出生力変動傒数は、妻が 1965〜1974 年に生まれた出生コー ホートを基準(1.0)とし、1985 年の 1.062 まで上昇し、その後 2005 年出生コーホートの 1.062 に至 るまでほぼ同水準で推移する。これらの積により求まる夫婦の完結出生児数は 2005 年出生コーホー トの 1.91 人に至り、以後は変わらない。
기대완성출산율은 상위로 가정한 초혼 연령분포의 변화로 인해 기준 코호트의 1.80명으로 도달한 후 이후 변동이 없다. 한편, 혼인출산력변동계수는 아내가 1965~1974년에 태어난 출생코호트를 기준(1.0)으로 하여 1985년 1.062까지 상승하고, 이후 2005년 출생코호트의 1.062에 도달할 때까지 거의 같은 수준으로 유지된다. 이를 곱하여 구한 부부 완전출생아 수는 2005년 출생코호트의 1.91명에 달하며, 그 이후로는 변동이 없다.

(低位仮定) (낮은 가정)

期待完結出生児数は、低位として仮定された初婚年齢分布の変化によって参照コーホートの 1.73 人に至り、以降は変わらない。一方、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 1965 〜1974 年に生まれた出生コーホートを基準(1.0)として以後低下し、 2005 年出生コーホートの 0.892 に至り以後は変わらない。これらの積により求まる夫婦の完結出生児数は 2005 年出生コーホートの 1.54 人まで低下し、以後は変わらない。
기대완성출생아 수는 저위로 가정한 초혼 연령분포의 변화로 인해 참조코호트의 1.73명으로 나타났으며, 이후 변동이 없다. 한편, 부부의 출산행태 변화를 나타내는 결혼출산력변동계수는 아내가 1965~1974년에 출생한 출생코호트를 기준(1.0)으로 이후 하락하여 2005년 출생코호트의 0.892에 이르렀고, 이후 변동이 없다. 이들 곱으로 구한 부부의 완전출생아 수는 2005년 출생코호트의 1.54명까지 감소하고 그 이후로는 변동이 없다.

4)離死別再婚効果 4) 사별 재혼 효과

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 完結出生肾数は初婚どうし夫婦の女性のそれと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蛑死別再婚効果係数 は、女性の結婚経験の構成 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 によって表される(表两-3-2) 12)。
위의 부부 출산행태 관련 지표는 출생동향기본조사에 의한 초혼부부의 실적 데이터를 기반으로 하고 있다. 그러나 실제로는 이혼, 사별, 재혼 등을 경험하는 여성들이 존재하며, 이들 여성의 완결출생아 수는 초혼부부 여성의 완결출생아 수에 비해 낮은 경향을 보인다. 즉, 초혼 부부 기준 출생아 수를 모든 기혼 여성의 평균 출생아 수로 변환하기 위한 사별 재혼 효과계수 는 여성의 결혼 경험 구성 과 초혼 부부를 기준으로 했을 때 각 결혼 경험의 완결 출생아 수 비율 로 표현된다(표 2-3-2)12).
結婚経験別構成の実績値のある 1970 年出生コーホートの離死別再婚効果係数は 0.965 であった。
결혼 경험별 구성의 실측치가 있는 1970년 출생 코호트의 사별 재혼 효과계수는 0.965로 나타났다.
表II-3-2 結婚経験別平均完結出生児数および 1970 年生まれ女性の 50 歳時結婚経験の構成
표II-3-2 결혼 경험별 평균 출생아 수 및 1970년생 여성의 50세 결혼 경험의 구성비
結婚経験分類 결혼 경험 분류 {
完結出生児数
(第 15 回、第 16 回
出生動向基本調查:
45 49 歳女性)
}
{출생아 수 (제15회, 제16회 출생동향 기본조사: 45~49세 여성) }
{
初婚どうし夫婦の
完結出生児数
に対する比
}
{초혼부부 완전출생아 수 대비 초혼부부 출생아 수 비율 }
女性 50 歳時点の構成比 여성 50세 기준 구성비
最新実績 최신 실적 参照コーホート 참조 코호트
1970 年生まれ 년생 2005 年生まれ 년생
未 婚(s) 미혼(s) 0.00 -
離 別(d) 분리(d) 1.58 0.86
非初婚どうし夫婦 초혼이 아닌 부부끼리
1.70 0.93
死 別
初婚どうし夫婦(ff) 초혼부부(ff)
1.83 1.00
離死別 再婚効果係数 사별 재혼 효과 계수 0.965 0.966
は結婚経験分類別の完結出生児数である。 は、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( を示す。 はそれぞれ女性 50 歳時点の結婚経験分類の構成割合である( は 50 歳時未婚者割合に相当する)。
는 결혼 경험 분류별 출생아 수이다. 은 초혼 부부를 기준으로 한 각 결혼 경험별 완결 출생아 수 비율( 을 참조). 은 각각 여성 50세 시점 결혼 경험 분류별 구성 비율이다( 은 50세 미혼자 비율에 해당).
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。このために、今回の推計では配偶関係別多相生命表の将来推計を行い、こ れを用いた。その結果、2005年生まれの女性の 50歳時結婚経験構成は、未婚が 19.0%、離別が 11.0%、初婚どうし夫婦が 、その他が となり、そこから求められる離死別再婚効果係数 は 0.966 となった。
참조 코호트에서 사별 재혼 효과계수를 구하기 위해서는 여성 50세 시점의 결혼 경험별 구성의 미래 값을 구할 필요가 있다. 이를 위해 이번 추계에서는 배우자관계별 다상생 생명표의 미래 추계를 실시하여 이를 이용하였다. 그 결과, 2005년생 여성의 50세 결혼 경험 구성은 미혼이 19.0%, 별거가 11.0%, 초혼부부가 , 기타가 으로 나타났으며, 이를 통해 구한 별거 재혼 효과계수 는 0.966으로 나타났다.

5)コーホート合計特殊出生率の仮定値 5) 코호트 총 합계출산율 가정치

以上により設定された参照コーホートの 50 歳時未婚者割合、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 1.29、高位 1.55、低位 1.07 となる。参照コーホートの各要素の仮定値と合計特殊出生率拉よび出生児数分布を表II-3-3 および表II-3-4 にまとめた。 表II-3-3 実績および仮定された参照コーホート(2005 年生まれ)の 結婚・出生変数値および合計特殊出生率
이상에서 설정한 참조 코호트의 50세 미혼자 비율, 평균 초혼 연령, 부부 완성 출생아 수 및 사별 재혼 효과를 바탕으로 기출된 계산식에 따라 참조 코호트의 합계특수출산율을 산출하면 중위 1.29, 상위 1.55, 하위 1.07이 된다. 표II-3-3과 표II-3-4는 참조 코호트의 각 요소별 가정값과 합계특수출생률 및 출생아 수 분포를 정리한 것이다. 표II-3-3 실제 및 가정된 참조 코호트(2005년 출생자)의 결혼 및 출생 변수 값과 합계특수출생률
仮定の種類 가정의 종류

50세 미혼자 비율 (%)
50 歳時
未婚者割合
(%)
 평균 초혼 연령 (세)
平均
初婚年齢
(歳)
 부부 완성 출생아 수
夫婦完結
出生児数
 기대 부부 완성 출생아 수
期待夫婦完結
出生児数
 결혼 출산력 변동계수
結婚出生力
変動係数
 사별 재혼 효과 계수
離死別
再婚効果
係数
調整係数 조정 계수

코호트 합계특수출산율 (일본 여성 출산율)
コーホート
合計特殊出生率
(日本人女性出生率)
 실적치 (1970년생)
実績値
(1970 年生まれ)
15.0 27.2 1.83 1.88 0.972 0.965 0.969 1.45
 중위 가정 (2005년생)
中位の仮定
(2005 年生まれ)
19.1 28.6 1.71 1.76 0.969 0.966 0.963 1.29
 고위직 가정 (2005년생)
高位の仮定
(2005 年生まれ)
13.4 28.1 1.91 1.80 1.062 0.966 0.970 1.55
 하급 가정 (2005년생)
低位の仮定
(2005年生まれ)
25.6 29.0 1.54 1.73 0.892 0.966 0.959 1.07
表II-3-4 実績および仮定された参照コーホート(2005 年生まれ)の 合計特殊出生率および出生児数分布
표II-3-4 실제 및 가정된 참조 코호트(2005년 출생자)의 합계출산율 및 출생아 수 분포
仮定の種類 가정의 종류
 코호트 합계 특수출산율
コーホート
合計特殊出生率
出生児数分布(%) 출생아 수 분포(%)
無子 1 人 2 人 3 人 4 人以上 4인 이상
 실적치 (1970년생)
実績値
(1970 年生まれ)
1.45 27.9 18.7 37.3 12.6 3.5
 중위 가정 (2005년생)
中位の仮定
(2005 年生まれ)
1.29 33.4 19.4 34.6 10.6 2.0
 고위직 가정 (2005년생)
高位の仮定
(2005 年生まれ)
1.55 24.6 19.2 37.4 14.4 4.5
 하위 가정 (2005년생)
低位の仮定
(2005 年生まれ)
1.07 42.0 18.8 30.8 7.4 0.9

6) コーホート年齢別出生率 6) 코호트 연령별 출생률

参照コーホートならびにその途中の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、死亡率の将来推計で用いられるリー・カーター・モデルを拡張した拡張リー・カーター・モデルを用いて年齢別出生率を推定する。年齢を 、出生年を とする と、年齢別出生ハザードのリー・カーター・モデルは、以下のように記述される。
기준 코호트 및 중간 코호트의 코호트 합계특수출생률(및 출생순위별 평생출생확률)이 설정되면, 사망률의 미래추정에 사용되는 리카터 모형을 확장한 확장 리카터 모형을 이용하여 연령별 출생위험을 추정한다. 연령을 , 출생연도를 으로 가정하면 연령별 출생위험에 대한 리카터 모형은 다음과 같이 기술된다.
ただし、 はコーホート年齢別出生ハザードの対数値、 は標準となる出生年齢パターン、 はコーホート出生率の一般的水準、 が変化するときの年齢別出生ハザードの変化率、 は誤差項をそれぞれ示す。
단, 은 코호트 연령별 출생위험도 대수, 은 표준 출생연령 패턴, 은 코호트 출생률의 일반적 수준, 이 변화할 때 연령별 출생위험도 변화율, 은 오차항을 각각 나타낸다.
リー・カーター・モデルをこのような形で年齢別出生率のモデリングに用いることの利点は、近年観察され始めている年齢別出生率の複雑な変化に対応できることである。図표-3-8 には、1970 年コーホートと 1980 年コーホートの第 1 子年齢別出生率を示している。1970 年コーホートでは典型的な単峰形のベルカーブが描かれている一方、1980 年コーホートの第 1 子出生率の年齢スケ ジュールは大きく変化していることがうかがえる。第 1 に、10 代後半から 20 代前半にかけて出生率カーブに「こぶ」(hump) が見られる。第 2 に、1970 年コーホートでは 30 歳以降は出生率が概 ね一定の減少率で減少するのに対して、1980 年コーホートでは 35 歳前後に打いて加齢に伴う出生
리카터 모형을 이러한 형태로 연령별 출산율 모델링에 사용하는 것의 장점은 최근 관찰되기 시작한 연령별 출산율의 복잡한 변화에 대응할 수 있다는 점이다. 그림 표-3-8은 1970년 코호트와 1980년 코호트의 첫째 아이 연령별 출산율을 보여주는데, 1970년 코호트에서는 전형적인 단봉형 벨 곡선이 그려진 반면, 1980년 코호트에서는 첫째 아이 출산율의 연령별 스케줄이 크게 변화하고 있음을 알 수 있다. 첫째, 10대 후반부터 20대 초반까지 출산율 곡선에 '혹'(hump)이 보인다. 둘째, 1970년 코호트에서는 30세 이후 출산율이 대체로 일정한 감소율로 감소하는 반면, 1980년 코호트에서는 35세 전후를 기점으로 고령화에 따른 출산율 감소가 시작된다.

率の低下が一度緩やかになり、その後再度低下するという傾向が観察される。こうし た変化は、年齢別出生率のパラメトリック モデル、例えば平成 29 年推計で用いられた 一般化対数ガンマ分布モデルのような数理 モデルで表現するには一定の限界がある。一方、リー・カーター・モデルにおいては、出生率の年齢スケジュールのベースライン は観測データからノンパラメトリックに定 められるため、出生率の年齢パターンの複雑な変化に対応することができる。
출산율 하락이 한 번 완만해졌다가 다시 하락하는 경향이 관찰된다. 이러한 변화는 연령별 출산율의 파라메트릭 모델, 예를 들어 이번 추계에 사용된 일반화 대수 감마분포 모델과 같은 수학적 모델로 표현하기에는 일정한 한계가 있다. 반면, 리카터 모형에서는 출산율 연령 스케줄의 기준선을 관측 데이터로부터 비모수적으로 설정하기 때문에 출산율의 연령별 패턴의 복잡한 변화에 대응할 수 있다.
たたし本推計においては、リー・カー 본 추정치에서는 리 카(Lee Kerr)
ター・モデルをコーホート年齢別出生率の将来推計に適用するためにいくつかの修正を施し、それ を拡張リー・カーター・モデルとして以下のように定式化した。
타르 모델을 코호트 연령별 출산율의 미래 추정에 적용하기 위해 몇 가지 수정을 가하여 다음과 같이 확장된 리 카터 모델로 공식화하였다.
このモデルと先に見たリー・カーター・モデルとの違いは主に 2 点ある。第 1 に、 は累積出生 ハザードを示しており、これによって各コーホートにおける出生ハザードの全体的水準、すなわち コーホート合計特殊出生率を統制できる。第 2 に、リー・カーター・モデルが年齢別死亡率の将来推計モデルとして用いられる場合、第 1 特異値および対応する特異ベクトルのみを用いて年齢別死亡率が近似されることが一般的であるが、上記の 拡張リー・カーター・モデルでは、それを一般化 し番目までの特異値および特異ベクトルを用い ている。本推計においては、後述のとおり、モデ ルの説明力等を検討した結果、第 3 特異値までに 対応する項を用いて(すなわち )、コーホート 年齢別出生ハザードを近似することとした。
이 모델과 앞서 살펴본 리 카터 모델과의 차이점은 크게 두 가지다. 첫째, 은 누적 출생위험을 나타내며, 이를 통해 각 코호트에서 출생위험의 전체 수준, 즉 코호트 총특이출생률을 통제할 수 있다. 둘째, 리카터 모형이 연령별 사망률의 미래 추정 모델로 사용되는 경우, 일반적으로 1차 특이치 및 해당 특이 벡터만을 사용하여 연령별 사망률을 근사화하는 것이 일반적이지만, 위의 확장 리카터 모형에서는 이를 일반화하여 2차까지의 특이치 및 특이 벡터를 사용한다. 벡터를 사용하였다. 본 추정에서는 후술하는 바와 같이 모델의 설명력 등을 검토한 결과, 3번째 특이치까지 대응하는 항을 이용하여(즉, ) 코호트 연령별 출생위험을 근사화하기로 하였다.
パラメータ推定に用いたデータは、1960~85年 コーホートの(出生順位別)年齢別出生ハザード である。出生過程が未完のコーホートについては、隣接するコーホートの年齢別出生ハザードをもと に補完した。出生年齢スケジュールの平均パター ンを示す は 1976〜85 年の 10 年分のコーホート の平均値を用いたうえで、他のパラメータ を推定した(図两-3-9、図再-3-11)。図两-3-10 は、こうして推定されたパラメータにもとづいて
매개변수 추정에 사용된 데이터는 1960~85년 코호트의 (출생순위별) 연령별 출생위험도이다. 출생과정이 완료되지 않은 코호트에 대해서는 인접한 코호트의 연령별 출생위험을 바탕으로 보완하였다. 출생 연령 스케줄의 평균 패턴을 보여주는 은 1976~85년 10년간의 코호트 평균값을 이용하여 다른 매개변수 을 추정하였다(그림 2-3-9, 그림 재-3-11). 그림 两-3-10은 이렇게 추정된 매개변수를 바탕으로

(1970 年生まれおよび 1980 年生まれ)
(1970년생 및 1980년생)
算出された年齢別出生ハザードを年齢別出生率に 換算し、そのモデル値を実績値と比較したもので ある。第 1 特異値に対応する項まで用いた場合と 比較して、第3特異値に対応する項まで用いるこ とで実績值に対するモデル値の当てはまりが改善 されていることが分かる。
산출된 연령별 출생위험을 연령별 출산율로 환산하고, 그 모델값을 실측값과 비교한 것이다. 제1 특이치에 해당하는 항까지 사용한 경우와 비교하여 제3 특이치에 해당하는 항까지 사용함으로써 실측치에 대한 모델값의 적합도가 개선되었음을 알 수 있다.
出生変化パターンの一般的水準を示す の将来推計は以下の方法にもとづいて行った。第 1 子出生ハザードについて推定されたk を例にとる と、第 1 特異值に対応する は 1960 年コーホー 卜以降一貫して低下傾向にあるものの、第 2 特異値抽よび第 3 特異値にそれぞれ対応する は 増減を繰り返しており、直近のトレンドをそのまま将来に投影することは容易ではない。そこで本推計においては、参照コーホートに抽ける出生年齢パターンを外生的に定めた。具体的には、本推計時点で得ることのできる最新の期間年齢別出生ハザードから構成される出生年齢スケジュールを 参照コーホートに打ける出生年齢スケジュールとした。これにより、参照コーホートに抽 の水準を設定した。さらに、参照コーホートに至るまでの他のコーホートでは出生過程 の一部について年齢別出生ハザードが実績值として得られている。そこで、隣接するコーホートの を初期値とし、実績值が得られている年齢について出生ハザードの実績値に対するモデル値の当 てはまりに改善が見られた場合に 逐次的に更新するという方法も併用した。最後に、こうして 得られた参照コーホートと他のコーホートのk を連続的に推移させるために平滑化を施した。
출생 변화 패턴의 일반적인 수준을 나타내는 의 미래 추계는 다음과 같은 방법으로 이루어졌다. 제1자녀 출생위험에 대해 추정된 k 을 예로 들면, 제1특이치에 해당하는 은 1960년 코호트 이후 지속적으로 하락하는 추세이지만, 제2특이치와 제3특이치에 해당하는 은 증감을 반복하고 있어 최근 추세를 그대로 미래로 투영하는 것은 쉽지 않다. 따라서 본 추정에서는 참조 코호트에 추출할 출생연령 패턴을 외생적으로 설정하였다. 구체적으로는 본 추계 시점에서 얻을 수 있는 가장 최근의 기간 연령별 출생위험으로 구성된 출생연령 스케줄을 참조 코호트에 적용할 수 있는 출생연령 스케줄로 설정하였다. 이를 통해 참조 코호트에 추상 수준을 설정하였다. 또한, 참조 코호트에 이르는 다른 코호트에서는 출생 과정의 일부에 대한 연령별 출생 위험도가 실측값으로 얻어졌다. 따라서 인접한 코호트의 을 초기값으로 설정하고, 실측값이 확보된 연령에 대해 출생위험도 실측값에 대한 모델값의 정확도가 개선되는 경우 을 순차적으로 업데이트하는 방법도 병행하였다. 마지막으로 이렇게 얻어진 참조 코호트와 다른 코호트의 k 를 연속적으로 추이하도록 평활화 작업을 수행하였다.

7)年次別出生率の推計結果 7) 연도별 출산율 추정 결과

将来推計されたk にもとづいて参照コーホートまでの各コーホートについて年齢別出生ハザー ドを推計したのち、それらを年齢別出生率に変換し、さらに年次に組みかえることで将来年次の年
미래 추정된 k 에 근거하여 참조 코호트까지 각 코호트에 대한 연령별 출생위험을 추정한 후, 이를 연령별 출산율로 변환하고 이를 다시 연도로 조합하여 미래 연도별 출산율로 추정하여 연도를 추정한다.

齢別出生率を算出した。図亚-3-12は、年次ごとの期間合計特殊出生率の実績值と将来推計値の推移を示したもので ある。ここで注意が必要なのは、これ らの将来推計値には、新型コロナウイ ルスの日本における感染拡大期に生じ た初婚数、出生数変動の影響が加味さ れていないことである。そのため、図 III-3-12 に示されている出生率の将来推計値を基点(ベースライン)とし つつ、次節で説明する方法にしたがつ て、新型コロナウイルス感染拡大が将来の出生率に及ぼす影響を考慮する。図II-3-12 実績および仮定された年次別合計特殊出生率
연령별 출산율을 산출하였다. 그림 亚-3-12는 연도별 기간 합계특수출산율의 실적치와 미래 추계치의 추이를 나타낸 것이다. 여기서 주의해야 할 점은 이러한 미래 추정치에는 신종 코로나 바이러스 감염 확대기에 발생한 초혼, 출생아 수 변동에 따른 영향이 반영되지 않았다는 점이다. 따라서 <그림 III-3-12>에 제시된 출산율 미래 추계치를 기점(베이스라인)으로 삼고, 다음 절에서 설명할 방법에 따라 신종 코로나 바이러스 감염 확대가 미래 출산율에 미치는 영향을 고려한다. 그림 III-3-12 실제 및 가정된 연도별 합계특수출생률
(新型コロナウイルス感染拡大の影響を加味しないモデル値)
(신종 코로나 바이러스 감염 확산의 영향을 고려하지 않은 모델 값)
注: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。
주: 일본 여성 출생에 한정한 출산율 정의에 따른 합계특수출산율.

8)新型コロナウイルス感染拡大(コロナ䄇)の出生数縮減効果の推計
8) 신종 코로나바이러스 감염증 확산(코로나 19)에 따른 출생아 수 감소 효과 추산

前節では、新型コロナウイルス感染拡大(コロナ禍)の影響がなかったとした場合の出生率の投影値を示した。ここでは、コロナ禍の期間に生じた初婚数と出生数の突発的減少が、将来の出生数に 影響を与えるメカニズムとその効果の推計法を示し、コロナ禍の影響を反映した出生率仮定偭を示 す。
앞 절에서는 신종 코로나바이러스 감염증 확산(코로나 사태)의 영향이 없었다고 가정했을 때의 출산율 전망치를 제시하였다. 여기서는 코로나 사태 기간 동안 발생한 초혼과 출생아 수의 급격한 감소가 미래 출생아 수에 영향을 미치는 메커니즘과 그 효과를 추정하는 방법을 제시하고, 코로나 사태의 영향을 반영한 출산율 가정치를 제시한다.
婚姻外の出生が僅少である日本においては、第 1 子はそれまでに初婚を経験した女性から生じる。 また、第2子はそれまでに第1子を産んだ性から生じることなどから、初婚を経験した人口は第 1 子出生という当該事象のリスクに晒される人口(リスク人口)となり、以降、出生順位に則して、第 子出生という前事象を経験した人口が第 子出生という当該事象のリスク人口となる。さら に、当該事象は、このリスク人口から一様に発生するのではなく、前事象からの経過年数によって その発生頻度が異なって扬り、当該事象の出生数は前事象からの経過年数を考虑した「有効リスク 人口」とより強い関係を有する。日本でコロナ禍に関して最初に緊急事態宣言が発出された 2020 年 4 月以降、少なくとも 2022 年後半までに観察されている初婚数や出生数の減少は、コロナ禍がな かったとした場合の有効リスク人口に対して、今後の有効リスク人口の一時的減少をもたらし、そ れにより将来出生数の縮減が見込まれる。そこで、この有効リスク人口と出生数との統計的関係を 実績データに基づいてモデリングし、コロナ禍によって今後見込まれる有効リスク人口の減少によ る将来の出生数の縮減効果を定量的に推計することとした。縮減効果推計の具体的な手順は以下の と㧍りである。
혼외출산이 극히 적은 일본에서는 제1자녀는 그 이전에 초혼을 경험한 여성에게서 발생한다. 또한, 제2자녀는 그 이전에 제1자녀를 낳은 성에서 발생하기 때문에, 초혼을 경험한 인구는 제1자녀 출산이라는 해당 사건의 위험에 노출된 인구(위험인구)가 되고, 이후 출생 순서에 따라 제1자녀 출산이라는 이전 사건을 경험한 인구가 제1자녀 출산이라는 해당 사건의 위험인구가 된다. 또한, 해당 사건은 이 위험인구에서 일률적으로 발생하는 것이 아니라 이전 사건으로부터의 경과연수에 따라 발생 빈도가 달라지며, 해당 사건의 출생수는 이전 사건으로부터의 경과연수를 고려한 '유효 위험인구'와 더 밀접한 관계를 가진다. 일본에서 코로나 사태와 관련하여 긴급사태 선언이 처음 발령된 2020년 4월 이후 적어도 2022년 하반기까지 관찰되고 있는 초혼 및 출생아 수 감소는 코로나 사태가 없었다고 가정했을 때의 유효위험인구 대비 향후 유효위험인구의 일시적 감소를 가져와 향후 출생아 수 감소를 예상할 수 있다. 축소가 예상된다. 따라서 이 유효위험인구와 출생아 수의 통계적 관계를 실적 데이터를 기반으로 모델링하여 코로나 사태로 인해 향후 예상되는 유효위험인구 감소에 따른 미래 출생아 수 감소 효과를 정량적으로 추정하기로 하였다. 감축 효과 추정의 구체적인 절차는 다음과 같다.

i )有効リスク人口の推計 i ) 유효 위험인구 추정

子のリスク人口は第 子の出生経験者(第 1 子は初婚経験者)となる。ここで、例えば数年前に 子を出生した人々に比べ、 8 年前に出生した人々の間では、すでに第 子を産んでいる人 が相対的に多く含まれ、その結果、第 子出生の頻度は低いことが見込まれる。このように前事象
자 위험 인구는 제 자 출산 경험자(제1자녀는 초혼 경험자)가 된다. 여기서 예를 들어 몇 년 전에 아이를 출산한 사람들에 비해 8년 전에 출산한 사람들 중에는 이미 아이를 낳은 사람들이 상대적으로 많이 포함될 것이고, 그 결과 아이의 출산 빈도는 낮을 것으로 예상된다. 이와 같이 전생애

図III-3-13 前事象からの経過期間別出生率(将来推計の仮定値)
그림III-3-13 과거 사건 이후 경과기간별 출산율(미래추계 가정치)
注:対象は「出生動向基本調査」夫婦票における、結婚持続期間 15 年未満の初婚どうし夫婦について、前事象を調査時点から8 年以上前に経過した妻。当該事象未経験者も含む。この図の値は第 15 回(2015 年)、第 16 回調査(2021 年)から求めた出生率の平均估。
주: 대상은 「출생동향기본조사」부부표 중 결혼기간이 15년 미만인 초혼부부 중 조사시점으로부터 8년 이상 경과한 부부의 아내. 해당 사건 미경험자도 포함. 이 그림의 값은 제15회(2015년), 제16회(2021년) 조사에서 구한 출산율의 평균값이다.
からの経過期間によって出生率が異なること 에서의 경과 기간에 따라 출산율이 달라지는 것
図II-3-14 第 子出生の有効リスク人口の推移 は、「出生動向基本調查」の調査対象者の出生歴の情報を用いて示すことができる(図两 -3-13)。ここから、第 1 子は初婚後 1 年未满 の出生率が最も高く、その後は経過年数とと もに出生率は䫹減していくことが分かる。一方で、第 2 子以降は出生順位によって出生率 の水準は異なるものの、前事象から 2 年以上 3 年未満に最も出生率が高いというパターン が共通してみられる。
그림 II-3-14 제 자녀출생의 유효위험인구 추이는 「출생동향기본조사」의 조사대상자의 출생력 정보를 이용하여 나타낼 수 있다(그림 2-3-13). 이를 통해 첫째 자녀는 초혼 후 1년 미만의 출산율이 가장 높으며, 이후 경과년수와 함께 출산율이 감소하는 것을 알 수 있다. 한편, 둘째 이후 출생 순위에 따라 출산율 수준은 다르지만, 이전 사건으로부터 2년 이상 3년 미만에 출산율이 가장 높다는 패턴이 공통적으로 나타난다.
子出生のリスク人口は、当該出生の前年からおよそ 9 年前までに前事象を経験した 女性の累計(第 子出生数の累計)となる が、前事象からの経過年数別のリスク人口を、前事象からの経過期間別出生率で加重平均し たものを「有効リスク人口」とし、出生数の 推計に用いることとした。重みに使う前事象
출생의 위험인구는 해당 출생의 전년도부터 약 9년 전까지 이전 사건을 경험한 여성의 누계(제 출생아 수 누계)가 되지만, 이전 사건으로부터의 경과기간별 위험인구를 이전 사건으로부터의 경과기간별 출산율로 가중평균한 것을 '유효 위험인구'로 하여 출생아 수 추계에 사용하기로 하였다. 가중치에 사용하는 이전 사건

経過期間別出生率は、「出生動向基本調査」夫  경과기간별 출산율은 「출생동향 기본조사」부부
注:第 子出生の有効りスク人口は、9年以内前年まで に生まれた第 子の合計(第 子リスク人口)に、第 回「出生動向基本調査」の出生歴データか ら求めた、前子からの経過期間別当該出生の出生率 を重みとして乗じたもの。有効リスク人口の 2023 年の值は、前事象の 2022 年の見込み実績まで用い て算出。婦票の出生歴デー夕を用い、前事象を調査時
주: 제 자녀출생 유효위험인구는 9년 이내 전년까지 출생한 제 자녀의 합계(제 자녀위험인구)에 제 회 「출생동향기본조사」의 출생력 자료에서 구한 이전 자녀로부터의 경과기간별 해당 자녀의 출생률을 가중치로 곱한 값이다. 유효위험인구의 2023년 값은 직전 조사에서 2022년 예상 실적까지 사용하여 산출. 부표의 출생력 데이타를 이용, 이전 사건 조사시점
点から 8 年以上前に経過した妻(結婚持続期間 15 年未满の初婚どうし夫婦)を対象とし、調查回別
시점으로부터 8년 이상 경과한 아내(혼인기간 15년 미만 초혼부부)를 대상으로 조사회별
に求めた。これらを各調査年次から 10 年前後遡った年次別リスク人口の重みとして適用した13)。こ の方法で求めた有効リスク人口の推移を図표-3-14 に示した。
를 구했다. 이를 각 조사 연도부터 10년 전후로 거슬러 올라간 연도별 위험 인구의 가중치로 적용하였다13). 이 방법으로 구한 유효 위험인구의 추이를 [그림표-3-14]에 나타냈다.

ii)有効リスク人口による出生数の推計 ii) 유효 위험 인구에 의한 출생아 수 추정

次に、この有効リスク人口が第 子出生数の説明変数としてどの程度有効かを検証した。 年第 子出生に関する有効リスク人口 を独立変数とし、 年第 子出生数 を被説明変数とする以下の 単回帰モデルを考え、実績データを用いて最小二乗法によってパラメータ を推定した。
다음으로 이 유효위험인구가 제 출생아 수의 설명변수로서 얼마나 유효한지 검증하였다. 연도별 출생아 관련 유효위험인구 를 독립변수로, 연도별 출생아 수 를 피설명변수로 하는 다음과 같은 단회귀모형을 고려하고, 실적 데이터를 이용하여 최소자승법으로 매개변수 를 추정하였다.
ここで は出生順位、 は年次、 は前事象からの経過期間 (8:8 年以上、 年以上 8 年未満、 年以上 2 年未満、 年未満 ごとの出生率(重み)である。また は単回帰モデルの切片、 は傾き、 は䛊差項である。
여기서 은 출생순위, 은 연도별, 은 이전 사건으로부터의 경과기간 (8:8년 이상, 년 이상 8년 미만, 년 이상 2년 미만, 년 미만 에 따른 출생률(가중치)이다. 또한 은 단회귀모형의 절편, 은 기울기, 은 차분항이다.
図亚-3-15 には、有効リスク人口 と第 子出生数との関係(散布図) および最小二乗法によって推定され たモデルパラメータ とモデル の当てはまりを示す決定係数を示し ている。このモデルを用いて、有効 リスク人口から推計した過去の出生数と実績の出生数を比較したものが 図III-3-16 であり、有効リスク人口 を用いたモデルは、実績出生数の推計に有効であることが分かる。
그림 Ⅲ-3-15는 유효위험인구와 제 출생아 수와의 관계(산포도) 및 최소자승법으로 추정한 모델 매개변수 와 모델의 적합도를 나타내는 결정계수를 나타낸다. 이 모형을 이용하여 유효위험인구로 추정한 과거 출생아 수와 실제 출생아 수를 비교한 것이 그림 III-3-16이며, 유효위험인구를 이용한 모형이 실제 출생아 수를 추정하는 데 효과적임을 알 수 있다.
iii) コロナ禍の有無別の推計した有効リスク人口
iii) 코로나 재난 유무에 따른 유효 위험 인구 추정치
さてこのモデルによって翌年の出 그런데 이 모델에 따라 이듬해에는
図II-3-15 有効リスク人口と出生数の関係(散布図)
그림 II-3-15 유효위험인구와 출생아 수의 관계(산포도)
注:「出生動向基本調査」の出生歴データを活用した有効リスク人口と出生数との関係を複数の期間について探索的に分析した 結果、第 1 子から第3子までは 1995 年以降で安定的関係を示 し、第 4 子は 1974 年以降で安定的関係を示した。生数を予測すると、その出生数のモ
주: 「출생동향기본조사」의 출생력 자료를 활용하여 유효위험인구와 출생아 수와의 관계를 여러 기간에 대해 탐색적으로 분석한 결과, 첫째 아이부터 셋째 아이까지는 1995년 이후, 넷째 아이는 1974년 이후 안정적 관계를 보임. 출생아 수를 예측하면, 그 출생아 수 모수
デル値を使ってさらに翌年の有効リスク人口を 算出できるため、逐次的に出生数を予測するこ とができる。ただし、初婚数については予測変数がないため、仮定を置き将来推計を行う必要 がある。ただし、ここでの目的は蓋然性の高い 初婚数の予測ではなく、コロナ禍があった場合 となかった場合の初婚数の比を求めることであ る。そこで以下の手順で基準となる将来の初婚数を得た。まず、2021 年までは初婚数の実績値 を使い、2022 年は8月までの「人口動態統計」 の速報値と前年の月別分布を用いて予測した見込み実績数を用いた。2023 年以降は、初婚行動 は2019 年のコロナ禍前の状況に戻ると考える。 そこで、2019 年時点の年齢別初婚ハザードに基 づく年齢別初婚率の水準が 2023 年以降も 続くと考え、女性人口については、「日本の 将来推計人口 (平成 29 年推計) 」(出生中位 (死亡中位))に基づく女性人口に適用して 初婚数を推計した。これにより将来の初婚数が得られれば第 1 子の有効リスク人口の 将来数が推計でき、逐次的に第 4 子の有効 リスク人口まで推計できる。このように推計された有効リスク人口が図III-3-17の 実線部分である。2020 年から 2022 年に観察された初婚数の落ち込みは、まず第 1 子 の有効リスク人口の落ち込みをもたらす。 その後、タイムラグを経て第 2 子、第 3 子、 そして第 4 子の有効リスク人口の減少につ ながる。
델 값을 이용해 다음 해의 유효 위험인구를 추가로 산출할 수 있어 순차적으로 출생아 수를 예측할 수 있다. 다만, 초혼 건수에 대해서는 예측 변수가 없기 때문에 가정을 두고 미래 추정을 해야 한다. 다만, 여기서의 목적은 개연성이 높은 초혼 수 예측이 아니라, 코로나 사태가 있을 때와 없을 때의 초혼 수 비율을 구하는 것이다. 따라서 다음과 같은 절차로 기준인 미래 초혼 건수를 구했다. 먼저 2021년까지는 초혼 건수 실적치를, 2022년은 8월까지의 '인구동태통계' 속보치와 전년도 월별 분포를 이용하여 예측한 예상 실적치를 사용하였고, 2023년 이후부터는 초혼 행태가 2019년 코로나 사태 이전 상황으로 돌아간다고 가정하였다. 따라서 2019년 시점의 연령별 초혼 해저드에 근거한 연령별 초혼율 수준이 2023년 이후에도 지속될 것으로 보고, 여성 인구에 대해서는 「일본의 장래추계인구(平成29년 추계)」(출생중위(사망중위))에 근거한 여성 인구에 적용하여 초혼수를 추계하였다. 이를 통해 미래의 초혼인구가 나오면 제1자녀의 유효위험인구의 미래 수를 추정할 수 있고, 순차적으로 제4자녀의 유효위험인구까지 추정할 수 있다. 이렇게 추정된 유효위험인구가 그림 III-3-17의 실선 부분이며, 2020년부터 2022년까지 관찰된 초혼율의 감소는 먼저 첫째 자녀의 유효위험인구의 감소를 가져온다. 이후 시차를 두고 둘째, 셋째, 넷째 자녀의 유효위험인구 감소로 이어진다.

iv)コロナ禍の有無別に推計した出生数およびコロナ禍による出生力縮減効果の推計
iv) 코로나 사태 유무에 따른 출생아 수 및 코로나 사태로 인한 출산력 감소 효과 추계

同様の方法で、仮にコロナ禍がなかったと想定した場合の有効リスク人口と出生数を推計する。初婚数の実績値は2019 年まで、出生数の実績値は 2020 年までをそれぞれ使い、2020 年以降の初婚数は 2019 年の年齢別初婚ハザードを将来一定として求めた。コロナ禍がなかった場合の初婚数を用 いて推計された、将来の有効リスク人口は図县-3-17 の破線部分である。
같은 방법으로 코로나 사태가 없었다고 가정했을 경우의 유효위험인구와 출생아 수를 추정한다. 초혼 건수는 2019년까지, 출생아 수는 2020년까지 실측치를 각각 사용하고, 2020년 이후 초혼 건수는 2019년 연령별 초혼 위험도를 미래 일정으로 가정하여 구했다. 코로나 사태가 발생하지 않았을 경우의 초혼인구를 이용하여 추산한 미래 유효위험인구는 그림 3-17의 점선 부분이다.
以上のように、コロナ禍があり 2022 年まで実績値(および見込み実績値)を使って求めた有効り スク人口と、コロナ禍以前の初婚発生の実績を投影した有効リスク人口を使って、コロナ禍があっ
위와 같이 코로나 사태가 발생한 2022년까지의 실적치(및 예상 실적치)를 이용하여 구한 유효위험인구와 코로나 사태 이전의 초혼 발생 실적을 투영한 유효위험인구를 이용하여, 코로나 사태가 발생한 이후
た場合となかった場合の出生数をそれぞれ 推計したのが図亚-3-18 である。
가 있을 경우와 없을 경우의 출생아 수를 각각 추정한 것이 그림 3-18이다.
初婚数は、コロナ禍がなかったと想定し た場合、2020〜23 年の落ち达みが見られな い。一方、実際にコロナ禍が生じた状況下 では、初婚数は 2020 年から 2022 年に大き く落ち込み、2023 年からはモデル値 (2019 年時点の年齢別初婚ハザードを将来一定と して補外した場合の初婚数)に戻ると仮定 される。第 1 子から第 4 子も、コロナ禍が ない場合は出生数の落ち込みがなく、緩や かに減少しているが、コロナ禍がある場合、初婚に遅れて第 1 子が、第 1 子に遅れて第 2子が、という様にそれぞれ出生数に落ち 込みが見られる。コロナ禍がなかった場合 とコロナ禍があった場合のこれらの出生数 の比を、コロナ禍による縮減効果と見なす。出生順位別に両者の比を示したのが図两 -3-19 であり、このコロナ縮減効果を、コ ロナ禍以前の実績に基づいて将来投影され た期間年齢別出生率(すなわち、図亚-3-12 に示されたモデル値)に乗じることで、コ ロナ禍の影響を受けた出生率の仮定値を得 た
초혼 건수는 코로나 사태가 없었다고 가정할 경우, 2020~23년의 감소폭이 크지 않다. 반면 실제 코로나 사태가 발생한 상황에서는 2020~2022년 초혼수가 크게 감소하고, 2023년부터는 모델값(2019년 기준 연령별 초혼위험을 미래 일정하게 보정한 경우의 초혼수)으로 돌아간다고 가정한다. 제1자녀부터 제4자녀도 코로나 사태가 없을 경우 출생아 수 감소 없이 완만하게 감소하지만, 코로나 사태가 있을 경우 초혼보다 제1자녀가, 제1자녀보다 제2자녀가 늦게 태어나는 등 각각 출생아 수가 감소하는 것으로 나타났다. 코로나 사태가 없는 경우와 코로나 사태가 있는 경우의 출생아 수 비율을 코로나 사태로 인한 감소 효과로 간주한다. 출생 순위별로 양자의 비율을 나타낸 것이 그림 2-3-19이며, 이 코로나 축소 효과를 코로나 이전 실적을 바탕으로 미래 예측된 기간 연령별 출생률(즉, 그림-3-12에 제시된 모델 값)에 곱하면 코로나의 영향을 받은 출생률 가정치를 얻을 수 있다 .
2023 年については、2022 年期末の段階で コロナ禍が収束していなかった状況を鑑み、有効リスク人口によらない、妊娠・出生行図II-3-18 コロナ禍の有無別に推計した出生数
2023년은 2022년 말 기준 코로나 사태가 진정되지 않은 상황을 감안하여, 유효위험인구에 의존하지 않는 임신-출산 행태 그림 II-3-18 코로나 사태 유무에 따른 출생아 수 추정치
図II-3-19 コロナ禍による結婚減、出生減がもたらす 将来の縮減効果
그림 II-3-19 코로나 사태로 인한 결혼 감소, 출생아 감소가 가져올 미래 축소 효과
動そのものが受ける効果を 2021 年、2022 年の実態から推定し(有効リスク人口の落ち込みでは説明できない減少分)、加味した。これらにより得られた日本人女性の中位推計仮定を図县-3-20に 示した。
동 자체가 받는 효과를 2021년, 2022년의 실태로부터 추정(유효위험인구의 감소로 설명할 수 없는 감소분)을 가감하여 추정하였다. 이를 통해 얻은 일본 여성의 중간 추정 가정을 그림 3-20에 나타냈다.
な㧍、2021 年と 2022 年については「人口動態調査」の出生数等をもとにした年齢別出生率の実績見込みを別途算定し、中位仮定傎に外挿した。高位、低位については、新型コロナの影響を加味し ないモデル値の中位に対する高位あるいは低位仮定値の乘離分をあてはめた。 図II-3-20新型コロナウイルス感染拡大(コロナ禍)の影響の有無別にみた中位仮定値
나. 2021년과 2022년에 대해서는 「인구동태조사」의 출생아 수 등을 기초로 한 연령별 출산율 실적 전망치를 별도로 산출하여 중위 가정에 외삽하였다. 상위, 하위에 대해서는 신종 코로나의 영향을 고려하지 않은 모델 값의 중위값에 대한 상위 또는 하위 가정값의 승차분을 적용하였다. 그림 II-3-20 신종 코로나 바이러스 감염확산(코로나 사태) 영향 유무에 따른 중위 가정 값
期間合計初婚率 期間合計特殊出生率
기간 합계 초혼율 기간 합계 초혼율 특수출산율
期間合計特殊出生率 기간 합계 특수출산율
表亚-3-5 中位仮定に基づくコーホート指標 표야-3-5 중간 가정에 기반한 코호트 지표
生まれ年 생년월일

50세 미혼자 비율 (%)
50 歲時
未婚者割合
(%)
 평균 초혼 연령 (세)
平均
初婚年齢
(歳)

코호트 합계특수출산율 (일본 여성 출산율)
コーホート
合計特殊出生率
(日本人女性出生率)

초혼부부 부부간 완결 출생아 수 (명)
初婚どうし
夫婦の完結
出生児数
(人)
出生児数分布(%) 출생아 수 분포(%) 平均出生年齢(歳) 평균 출생 연령(세)
無子 1人 2 人 3 人
 4인 이상
4 人
以上
全子 第 1 子 제 1 아이 第 2 子 제 2 아이 第 3 子 제 3자녀

제4자녀 이상
第 4 子
以上
1965 12.9 26.5 1.60 1.94 23.5 16.8 40.2 15.6 3.9 29.4 27.8 30.1 32.0 34.3
1970 15 27.2 1.83 27.9 18.7 37.3 12.6 3.5 30.0 28.6 30.9 32.6 34.7
1975
16.7
27.8
1.43
1.84
28.9
19.4
35.9
12.2
3.6
30.7
29.3
31.6
33.3
35.0
1980
16.9
28.1
1.47
1.89
28.2
19.1
35.3
13.0
4.5
30.9
29.5
31.8
33.2
34.6
1985
18.0