Jobless Youths in Japan 
 
Yuji Genda 
 
November 2006 
 
 
 
Institute of Social Science 
University of Tokyo 
7‐3‐1 Hongo Bunkyo‐ku 
Tokyo 113‐0033, Japan 
e‐mail: genda@iss.u‐tokyo.ac.jp 
Word count: 3,749 words 
Keyword: Not in Education, Employment or Training (NEET), Opportunity Cost, Income Effect 
 
Jobless youths in Japan 
Yuji Genda 
University of Tokyo 
 
Abstract 
In this paper, we empirically examine the determinants of non‐employed young 
Japanese people, the number of whom increased from the 1990s to the beginning 
of  the  2000s.  Non‐working  unmarried  persons  aged  15–34,  who  do  not  attend 
school,  are  classified  into  ‘job  seekers’  who  search  for  jobs,  ‘non‐seekers’  who 
wish to work but do not search for jobs, and ‘discouraged’ youths who do not 
even  wish  to  work.  Multinomial  logistic  regression  results  show  that  young 
persons  whose  expected  returns  from  working  are  low,  such  as  females,  older 
people, the less educated, and the long‐term unemployed, tend to refrain from 
working to become non‐seekers or discouraged. There is evidence of an income 
effect  that  makes  youths  from  wealthy  families  more  likely  to  be  discouraged. 
However, the number of jobless youths from lower‐income households has been 
increasing  and  hence,  the  income  effect  of  discouraging  work  has  been  less 
relevant recently.
1
1. Introduction 
In  this  paper,  we  examine  the  characteristics  of  jobless  youths,  whose 
number is increasing in Japan, by using a large micro‐data set. 
The  Japanese  unemployment  rate  was  persistently  low  for  a  long  period, 
compared with other developed countries. However, it increased following the 
collapse  of  the  bubble  economy  in  the  early  1990s,  and  reached  its  highest 
recorded  level  of  5.4  per  cent  in  2002.  Unemployment  increased  particularly 
among youths, and the unemployment rate of those aged 20–24 peaked at 12.8 
per cent in 2003.1 
While  the  inability  of  young  unemployed  people  wanting  to  work  to  find 
jobs has been perceived as a serious social issue, there has also been a focus on 
jobless youths without looking for a job. These non‐employed persons, who are 
neither  workers  nor  unemployed  but  are  classified  as  part  of  the  ‘non‐labour 
force’  in  the  employment  statistics,  have  traditionally  comprised  full‐time 
housewives,  students,  and  aged  persons.  However,  the  number  of  young  and 
unmarried non‐employed persons who have given up searching for jobs has been 
increasing in Japan since the recession of the 1990s began.   
1  For  detailed  information  on  Japanese  youth  unemployment  in  the  depression  of  the 
1990s, see Genda (2005a). He shows empirically that jobs for young people were slashed 
to protect the jobs of middle‐aged and older workers in Japanese firms. 
2
Japanese policy makers, the media, and researchers refer to youths who are 
not in education, employment, or training as ‘NEETs’. The abbreviation is now 
well known in Japan (Genda and Maganuma 2004; Kosugi 2005). However, there 
is little reliable empirical research on the characteristics of these jobless youths.   
One  reason  why  few  facts  have  been  accumulated  is  that  most  existing 
studies are limited to examining small sets of data on jobless youths. They have 
used  data  sets  of  no  more  than  200  observations,  hence  the  reliability  of  their 
results is questionable. 
In this paper, we use a rich source of reliable micro data in the form of the 
Employment Status Survey (Shugyo Kozo Kihon Chosa in Japanese), which enables 
us to undertake a detailed investigation of jobless youths. This survey carefully 
examines the working and non‐working situations of about one million persons 
aged  15  and  over.  The  survey  is  conducted  every  five  years  by  the  Statistics 
Bureau of the Japanese Government. 
This paper is organized as follows. In Section 2, we define the jobless young 
persons on which we focus in this paper and classify them into three types. In 
Section 3, we report the numbers of jobless youths in each category according to 
the  micro  data.  In  Section  4,  we  describe  the  data  and  explain  the  empirical 
hypothesis  based  on  simple  economic  theory.  In  Section  5,  we  present  the 
empirical  results  on  the  characteristics  of  the  young  jobless.  In  Section  6,  we 
3
discuss  the  income  effect  on  discouraged  workers.  In  Section  7,  we  offer 
concluding remarks. 
 
2. Classification of jobless youths 
To  examine  joblessness  objectively,  we  distinguish  the  situations  in  which 
the jobless find themselves into three categories. These categories are based on 
the job search activities of the jobless and their willingness to work. 
Many jobless youths are willing to work and search for job opportunities or 
try to start their own businesses. The terminology used to describe the statistics 
on job search must be consistent with actual job‐seeking behaviour. For example, 
the jobless ask their relatives to set up job opportunities; they register at public 
job  centres;  or  they  pursue  job  advertisements  in  newspapers  and  magazines. 
Those who wish to work for earnings and actually search for jobs are defined as 
‘job  seekers’  (type  1).  Type  1  jobless  people  are  typically  represented  as  the 
‘unemployed’ in the labour force statistics, such as those published in the labour 
force surveys conducted by the Japanese government.   
Some jobless youths do not search for jobs, although they do want to work. 
In  the  labour  force  surveys,  these  persons  are  not  typically  included  in  the 
unemployed but form part of the non‐labour force. This is because they do not 
actively look for work. To distinguished them from type 1 jobless people, these 
4
jobless people can be classified as ‘non‐seekers’ (type 2).   
In addition to job seekers and non‐seekers, there are jobless youths who do 
not want to work. They can be categorized as ‘discouraged’ jobless (type 3). The 
discouraged jobless do not look for jobs. 
Currently, a new category of jobless young persons, termed NEETs, who are 
not in education, employment or training, is attracting attention in Japan. This 
term  originated  in  the  United  Kingdom,  where  it  describes  recent  school 
graduates  aged  16–18.2   The  Japanese  NEETs  can  be  defined  as  the  sum  of 
non‐seekers and discouraged young jobless people, who are similar in that they 
do  not  search  for  jobs  (Genda  2005b).  The  Japanese  NEETs  are  distinguished 
from job seekers, who are considered unemployed persons. 
 
3. Numbers of jobless youths 
Using  the  Employment  Status  Survey,  we  first  determine  the  numbers  of 
jobless youths and their classifications. This original survey carefully examines 
about 400,000 households comprising about one million individuals aged 15 or 
over  to  describe  their  current  work  status.  The  survey  is  conducted  every  five 
2 The original definition of those not in education, employment, or training in the 
United Kingdom is given in a report entitled Bridging the Gap, produced by the 
government’s Social Exclusion Unit in 1998. 
5
years by the Statistics Bureau. The Research Centre for Information and Statistics 
of Social Science at the Institute of Economic Research at Hitotsubashi University 
offers micro data from the Employment Status Surveys of 1992, 1997, and 2002 for 
the purposes of academic research. The data are randomly re‐sampled from the 
survey  by  choosing  80  per  cent  of  the  original  observations.  Observations  for 
households comprising nine or more members are excluded.   
In  this  paper,  we  focus  on  people  aged  15–34  who  satisfy  the  following 
conditions:  (1)  they  do  not  attend  school  (high  school,  university,  preparatory 
school, or professional school); (2) they are unmarried; and (3) they typically do 
not  do  paid  work.  In  what  follows,  the  term  ‘jobless  youths’  refers  to 
non‐working  young  people  who  satisfy  these  criteria.  Table  1  reports  the 
observations  and  estimated  numbers  of  these  young  people.3  The  numbers  of 
observations on jobless youths is 9,254 for 1992, 11,812 for 1997, and 13,389 for 
2002. Thus, for each year, the observation size is sufficient4. 
3 The Employment Status Survey estimates the population by using multipliers taken 
from the latest National Census conducted by the Statistics Bureau of the Japanese 
Government. In this paper, the estimated number of jobless youths is further multiplied 
by 1.25. This is because the available data represent 80 per cent re‐sampling of the 
original data sets. 
4 Small numbers of unknown observations exist in these jobless about the job search 
activities and willingness to work, and they cannot be distinguished into three types. 
6
The  estimated  numbers  of  each  of  the  different  types  of  joblessness  are 
reported  in  Table  1.  Job  seekers  numbered  636,000  in  1992,  which  doubled  to 
1,277,000  in  2002.  This  reflects  a  rapid  increase  in  the  unemployment  rate  of 
young people in Japan from the 1990s to the early 2000s.   
Non‐seekers  numbered  422,000  in  2002,  a  figure  which  substantially 
increased  from  163,000  in  1992.  In  the  context  of  this  increase,  Figure  1  from 
Genda  (2005b:Chapter  7)  shows  that  numbers  suffering  from  illness  or  injury 
increased, as did the numbers of those who could not find any kind of jobs, those 
unable to get good jobs, and those who lost confidence in their working ability.5   
About  70  per  cent  of  the  type  2  jobless  people  in  poor  health  had 
experienced  work  at  least  once  before  exiting  the  labour  force.  It  may  be  that 
some  Japanese  NEETs  were  injured  at  work  or  quitted  because  of  intense 
pressures arising from their firms shifting from the seniority rule to merit‐based 
assessment. Although we cannot have the data to determine the specific type of 
illness or injury they might have suffered from, the deterioration of workplace 
environments, including the introduction of persistently long working hours for 
young  employees  and  increasing  mental  diseases  within  firms,  may  have 
contributed to an increase in the number of NEETs.   
5 The conclusions of Genda (2005b) are also based on micro data from the Employment 
Status Survey. 
7
Unlike  those  of  job  seekers  and  non‐seekers,  the  number  of  discouraged 
jobless  has  been  quite  stable  at  around  400,000  throughout  the  period.  Many 
discouraged  jobless  have  no  work  experience.  For  each  jobless  type,  Figure  2 
from  Genda  (2005b:Chapter  8)  illustrates  the  proportion  with  previous  work 
experience.  About  70  per  cent  of  type  3  jobless  youths  have  never  experienced 
work. Corresponding figures for types 1 and 2 are 22 per cent and 38 per cent, 
respectively. Even among discouraged jobless aged 30–34, only 37 per cent have 
work experience. 
Discouraged NEETs may be associated with another serious social problem 
among  Japanese  young  people;  that  is,  they  may  withdraw  from  society,  lose 
contact  with  others,  and  be  isolated  at  home  for  long  periods.  Saito  (2004) 
suggests that persons who are socially withdrawn, those known as hikikomori in 
Japan, may number at least 400,000. They are aging, and currently include those 
aged 30 or over. Their aging contributes even more to their difficulties in forming 
social relationships. 
 
4. Data and hypothesis 
This section and the next one examine the determinants of youth joblessness. 
The  Employment  Status  Survey  contains  many  questions  capable  of  generating 
explanatory variables that may affect the classification of jobless youths.   
8
Table 2 lists the variables used for estimation, and their per cent among the 
total jobless youths in 2002. Variables representing individual characteristics that 
may affect the types of joblessness include age, gender, educational background, 
and previous work experience. 
People who resign from work become either non‐seekers or discouraged by 
definition. Theoretically, jobless persons whose opportunity costs of not working 
are low prefer to be NEETs than to look for a job. In other words, the jobless are 
more likely to be of type 2 or 3 if they judge their expected returns from working 
to be low. Such returns may comprise earnings, job stability, job satisfaction, and 
so on. 
There  are  clearly  substantial  wage  differentials  caused  by  gender  and 
education in the Japanese labour market. Other things being equal, the expected 
returns  are  lower  for  females  and  the  less  educated.6  In  addition,  the  total 
discounted present value of lifetime earnings after getting a job would be smaller 
for seniors, even among young people. Hence, older jobless persons may be more 
likely to become NEETs than job seekers. 
6 Tachibanaki et al. (1998) compare the wage differential structures of several 
industrialized nations and study the relative importance of gender, occupation, age, and 
industry. They find that gender plays the most important role in explaining wage 
differentials only in Japan (Genda 1998:35–71). 
9
The expected returns from working depend not only on earnings, but also 
on  job  prospects.  In  Japan’s  job  market,  employment  conditions  that  are 
consistent  with  the  high  and  stable  incomes  generated  by  regular  employment 
tend  to  be  concentrated  on  young  male  college  graduates.  Previous  studies 
suggest that many Japanese females who have quitted their jobs do not look for 
new  ones,  but  choose  instead  to  leave  the  labour  force  and  undertake  unpaid 
housekeeping  by  becoming  housewives  (see,  for  example,  Tachibanaki  and 
Sakurai 1991). Therefore, jobless females are less likely to be type 1 than type 2 or 
type 3, compared with jobless males. 
Jobless  people  who  lack  work  experience  and  have  had  lengthy  spells  of 
non‐employment send negative signals to employers about their ability to work 
and  their  labour  productivity  in  the  job  market.  Employers  perceive  the 
long‐term  jobless  as  facing  employment  difficulties,  and  may  hesitate  to  hire 
them. Consequently, the long‐term jobless tend to stop searching for work. 
The  characteristics  of  the  households  to  which  young  persons  belong  may 
influence the type of joblessness. Total annual pre‐tax household income for the 
past  year  is  recorded  in  the  data.7  Simple  economic  theory  can  explain  how 
7 The following items are excluded from the total income of a household: money from 
the sale of disposing of real estate; drawings from deposits; savings; and temporary 
income from inheritances, donations, retirement, etc. 
10
income  affects  decisions  about  joblessness;  from  the  viewpoint  of  utility 
maximization with respect to consumption and leisure, a household with a high 
income enables its members to reduce labour supply if leisure is assumed to be a 
normal  good.  Therefore,  jobless  youths  from  high‐income  households  abstain 
from job search, or cannot be persuaded to work.   
In  contrast,  members  of  low‐income  households,  particularly  the  heads  of 
such  households,  must  search  for  jobs.  The  data  classify  household  types  and 
distinguish single‐mother households and one‐person households from others.8 
Predictably, single‐mother households and one‐person households need work in 
order to earn their livelihood.   
 
5. Estimation results 
By using micro data from the Employment Status Survey for 2002, we estimate 
a  multinomial  logistic  regression  model  to  explain  how  jobless  youths  are 
allocated among the three types. We use this model to investigate the probability 
that jobless persons become non‐seekers or discouraged rather than job seekers. 
Table  3  reports  the  estimated  marginal  effects,  which  represent  each  variable’s 
contribution to the probability of a person being of type 2 or 3 rather than type 1. 
8 Single‐mother households are defined as those whose household heads are the 
unmarried female in which the mother lives with her children aged 17 or less. 
11
These effects are all evaluated for changes from zero to one in the corresponding 
dummy variables at the means of other explanatory variables. 
All coefficients for age under 24 years old are negative and significant. This 
implies  that  jobless  persons  aged  15–23  are  more  likely  to  become  type  1  than 
type 2 or 3. Younger persons take advantage of job opportunities better than do 
older persons: they search for appropriate jobs, and, as a result, they form part of 
the unemployed rather than the non‐labour force. The coefficients for being aged 
31–34 are significantly positive for the discouraged jobless. Jobless persons aged 
over 30 tend to give up a wish for work because they find it difficult to get jobs 
and expect a low return from working were they to get jobs. 
The effect of female dummy is negative and significant for both types 2 and 
3. Jobless females are less likely to search for jobs or to want to work than are 
jobless males. This result is consistent with our earlier prediction, and indicates 
evidence that women are discouraged from being in the labour force in Japan. 
Educational  background  affects  the  type  of  joblessness.  Relative  to 
high‐school graduates, college graduates and junior college graduates are more 
likely to search for jobs rather than refrain from working. Jobless persons who 
did not graduate from high school, including school dropouts, are more likely to 
be  non‐seekers  or  discouraged  than  job‐seekers.9  The  opportunity  costs  of  not 
9 For 1992, Genda (2005b) shows that the proportion of junior high‐school graduates, 
12
working are higher for educated persons. 
The marginal effect of previous work experience implies that jobless persons, 
who did not work one year ago but have ever worked in the past, are less likely 
to  look for jobs  or  are more likely to lose a wish for work  in  comparison with 
those who worked one year ago. Further, jobless youths who have never worked 
tend to stop looking for work and become type 2 or 3 jobless rather than type 1. 
The estimated effects of household income suggest that the income effect on 
labour  supply  can  partly  explain  why  some  NEETs  refuse  to  work.  The 
coefficient for the highest annual household income category of 15 million yen or 
more,  that  is  almost  equal  to  67,000  pound  and  130,000  U.S.  dollars  at  the 
exchange rate in 2006, is significantly positive for jobless type 3. Jobless youths 
belonging to high‐income households tend to be discouraged because they can 
rely on the support of family members, particularly parents. By contrast, jobless 
youths  from  lower‐income  households  cannot  afford  leisure  time.  The 
coefficients  for  lower‐income  households  are  negative  and  several  are 
statistically significant. 
Our  results  support  the  hypothesis  that  the  theoretically  predicted 
opportunity‐cost  and  income  effects  explain  the  distribution  of  jobless  types. 
including high‐school dropouts, was 28.6 per cent for jobless type 3, 23.9 per cent for 
type 2, 16.0 per cent for type 1, and 7.8 per cent for all unmarried persons aged 15–34. 
13
However, the estimation results for household types do not necessarily support 
our prediction. The coefficients for single‐mother households are all insignificant. 
The figures for single mothers reveal no significant difference between the three 
jobless  types,  even  though  one  would  expect  most  of  them  to  need  jobs.  In 
addition, one‐person households tend to be classified as the discouraged type. It 
is not clear why single‐mother and one‐person households do not actively seek 
work.  However,  the  public  support  system,  incorporating  social  security  and 
welfare benefits, and the private support of parents living separately from them 
alleviate financial hardship. 
 
6. Declining income effect 
In  this  section,  we  show  that  during  the  recession  of  the  1990s  and  early 
2000s,  a  large  decline  in  family  income  had  a  substantial  effect  on  the 
discouraged type of NEETs in Japan.   
When  NEETs  first  emerged  as  an  issue,  the  criticism  was  that  they  might 
simply  be  the  spoiled  children  of  rich  parents,  and  that  they  avoided  even 
attempting  to  work.  Indeed,  the  estimation  results  reported  in  the  previous 
section  suggest  the  presence  of  an  income  effect  that  leads  higher  annual 
household incomes to further discourage jobless youths from working. However, 
many of the discouraged jobless recently come from economically disadvantaged 
14
families. 
Indeed,  some  jobless  youths  did  come  from  wealthy  families;  as  Figure  3 
shows,  more  than  20  per  cent  of  households  with  discouraged  jobless  people 
earned more than 10 million yen per year in the 1990s. However, this proportion 
fell from 23 per cent in 1997 to 14 per cent in 2002.   
Figure  4  shows  that  the  proportion  of  families  with  an  annual  income  of 
below  three  million  yen  is  consistently  higher  for  jobless  youths  than  for 
unmarried 15–34 year olds who do not attend school. Moreover, the proportion 
of jobless young people from poor families increased substantially between 1997 
and 2002. The percentage of households with annual incomes of less than three 
million  yen  was  particularly  high  among  the  discouraged  jobless,  and  this 
proportion  has  risen  steadily;  by  2002,  it  was  expected  to  reach  almost  40  per 
cent. 
To confirm the change in the income effect, we compare the effects of annual 
household  income  on  the  probability  of  youths  belonging  to  jobless  type  3  in 
1992, 1997, and 2002. Specifically, we estimate the same form of regression model 
shown in Table 3 for each year. Table 4 shows the estimated marginal effects of 
household  income  on  being  jobless  type  3.  Therefore,  the  figures  for  2002 
correspond to those in Table 3.   
The marginal effects of annual households earning 15 million yen or more 
15
are significantly positive for each year. The absolute values for 1992 and 1997 are 
0.0964 and 0.1050, respectively, which falls to almost the halves of 0.0532 for 2002. 
Whereas  annual  household  income  of  10–15  million  yen  had  significantly 
positive  effects  for  1992  and  1997,  the  effect  was  insignificant  for  2002.  These 
results  suggest  that  the  positive  effect  of  higher  income  on  the  probability  of 
belonging to jobless type 3 diminished during the period.   
At the same time, jobless youths from lower‐income households became less 
willing  to  work.  Table  4  reports  a  significantly  negative  income  effect  of  1–2 
million yen for 1992 and 1997. However, the effect was insignificant for 2002. The 
marginal  income  effect  of  2–3  million  yen  was  negative  and  significant 
throughout  the  period,  but  the  effect  was  gradually  weakening.  An  increasing 
proportion of jobless youths, even those from poor households, are discouraged 
to work, leaving the labour force for some reason.   
 
7. Conclusion 
We  have  used  Japanese  micro  data  to  examine  jobless  youths  who  are 
neither  in  education,  employment  nor  training  (the  so‐called  ‘NEETs’).  The 
NEETs are defined in Japan as jobless unmarried youths who do not look for a 
job. We found that basic economic theory can explain why some jobless people 
prefer  not  to  work  in  Japan.  Jobless  persons  with  low  expected  returns  from 
16
working (low opportunity costs of not working) are less likely to look for jobs. 
Typically, such jobless youths include seniors, females, the less educated, and the 
long‐term non‐employed.   
In  Japan,  one’s  educational  attainment  has  a  strong  effect  on  whether  one 
will  become  a  NEET.  In  addition,  female  and  senior  jobless  persons  with  little 
working  experience  are  disadvantaged  in  the  job  market  because  of  gender 
inequality and a high concentration of job opportunities among the younger and 
higher educated persons. 
We also found evidence of an income effect that tends to discourage jobless 
youths in high‐income households from working. However, the strength of this 
income  effect  is  declining.  Because  young  people  from  poor  families  are  more 
likely to end up in jobs with poor working conditions, they are less likely to want 
to work, becoming NEETs as a result. 
These  results  suggest  that  social  structural  backgrounds  of  non‐employed 
Japanese youths should be considered in addition to the economic determinants 
of  youth  unemployment.  The  term  NEETs  originated  in  the  United  Kingdom. 
There, teenagers who are not in education, employment, or training are, at least 
in  part,  the  product  of  a  strong  hierarchical  social  structure;  that  is,  jobless 
youths are not jobless simply because of the lack of a work ethic, but because of a 
social  class  structure  over  which  they  have  no  control.  In  Japan,  young  people 
17
from  disadvantaged  families  or  disadvantaged  social  backgrounds,  as  well  as 
those from underprivileged classes, may also be more likely to be discouraged 
from working. 
Further,  some  young  employees  in  Japan  suffer  work‐related  illnesses, 
particularly  work  stress  and  ‘burn‐out’,  and  this  may  force  them  to  quit  work 
and end up as NEETs.   
The  altered  structure  of  class  relationships  and  the  accompanying  social 
segmentation  that  evolved  during  the  long  recession,  which  in  turn  has 
generated deteriorating working conditions, and the presence of so many NEETs 
are  all  products  of  the  changes  in  the  social  structure  of  Japanese  society  that 
have taken place in the 1990s and 2000s. 
18
Acknowledgement 
For  this  research,  we  used  micro  data  from  the  Employment  Status  Surveys  for 
1992,  1997,  and  2002,  which  were  provided  by  the  Research  Centre  for 
Information and Statistics of Social Science at the Institute of Economic Research 
at Hitotsubashi University. The data provided are strictly confidential. 
19
References 
Genda, Yuji. 1998. “Japan: Wage Differentials and Changes since the 1980s.” In 
Wage Differentials: An International Comparison, ed. T. Tachibanaki. London: 
Macmillan Press. 
Genda, Yuji, and Maganuma, Mie. 2004. NEET. Tokyo: Gentosha. In Japanese. 
Genda, Yuji. 2005a. A Nagging Sense of Job Insecurity. Tokyo: International House 
of Japan. 
Genda,  Yuji.  2005b.  Hataraku  Kajo  (Over‐commitment  of  Work).  Tokyo:  NTT 
Publication. In Japanese. 
Kosugi, Reiko. 2005. Freeter and NEET. Tokyo: Keisoshobou. In Japanese. 
Saito,  Tamaki.  2002.  “Hikikomori  Koreika  Shakai  toiu  Mirai”  (The  Future  of 
Aging Social Withdrawals). Bungei Shunjyu, February. 
Social  Exclusion  Unit.  1998.  Bridging  the  Gap.  Government  of  the  United 
Kingdom. 
Tachibanaki, Toshiaki, et al. 1998. Wage Differentials: An International Comparison. 
London: Macmillan Press. 
Tachibanaki,  Toshiaki  and  Sakurai,  Kojiro.  1991.  “Labor  Supply  and 
Unemployment in Japan.” European Economic Review 35(8):1575–88. 
20
21
Figure 1. Reasons for not looking for a job
(Non-seeker Type, 10,000 persons)
1.6
2.3
2.2
6.4
1.4
0.8
4.5
6.4
2.7
3.1
2.8
6.8
1.7
1.0
3.8
7.3
5.3
4.1
4.2
10.4
1.4
1.0
4.9
11.2
0.0 2.0 4.0 6.0 8.0 10.0 12.0
looked for a job but could not find one
poor prospect of finding a desirable job
no confidence in knowledge or skills
because of illness or injury
housekeeping, childcare, etc.
caring for aged or sick family
no need to hurry in finding a job
others
2002
1997
1992
Figure 2. Proportions of previous work experience by jobless youth type (per cent)
65.5
78.3
62.0
29.9
36.2
49.6
34.4
9.4
59.6
70.1
52.3
26.8
74.1
86.8
68.8
37.2
76.5
93.2
76.5
36.8
0
20
40
60
80
100
non-employed job seeker non-seeker discouraged
total 15-19-year-old 20-24-year-old 25-29-year-old 30-34-year-old
22
23
Figure 3. Proportion of household income which is more than 10 million year per year (per cent)
21.3
18.3
17.5
15.3
21.5
22.9
19.1
17.8 17.7
22.9
19.0
14.1 14.5
12.9
14.4
0
5
10
15
20
25
total non-employed job seeker non-seeker discouraged
1992 1997 2002
Figure 4. Proportion of household income which is less than 3 million yen per year (per cent)
13.7
24.1 23.6
29.1
21.6
14.7
26.2
25.2
27.0
28.1
18.4
32.7
31.4 31.8
37.6
0
5
10
15
20
25
30
35
40
total non-employed job seeker non-seeker discouraged
1992 1997 2002
24
25
olTable 1. Compositions of employed and non-employed unmarried youths aged 15-34 who do not attend scho
Year 1992 1997 2002 1992 1997 2002
Total 102,982 105,832 90,350 1,452.6 1,547.7 1,518.1
Employed 93,728 94,020 76,961 1,320.0 1,373.9 1,304.2
Non-employed 9,254 11,812 13,389 132.5 173.9 213.9
Job seeker type 4,495 6,707 7,882 63.6 99.5 127.7
Non-seeker type 1,818 2,024 2,667 25.9 29.4 42.2
Discouraged type 2,936 3,072 2,746 42.8 44.9 42.2
Observations Estimated Number (10,000 persons)
26
Table 2．Independent variables and the per cent of total jobless youths
(Those unmarried and aged 15 to 34 who do not attend school in 2002）
observations per cent
total 13,295 100.00
age
15 to 19 1,766 13.28
20 to 24 4,362 32.81
25 to 29 4,092 30.78
30 to 34 3,075 23.13
sex
male 7,024 52.83
female 6,271 47.17
education
junior high school graduated 2,947 22.17
high school graduated 6,659 50.09
junior college graduated 1,948 14.65
college graduated 1,643 12.36
unknown 98 0.74
previous work experience
worked one year ago 4,321 32.50
did not work one year ago, but
have ever worked
4,146 31.18
have never worked 4,795 36.07
unknown 33 0.25
annual household income
less than 1 million yen 1,488 11.19
1 to 1.99 million yen 1,410 10.61
2 to 2.99 million yen 1,430 10.76
3 to 3.99 million yen 1,452 10.92
4 to 4.99 million yen 1,241 9.33
5 to 5.99 million yen 1,097 8.25
6 to 6.99 million yen 985 7.41
7 to 7.99 million yen 836 6.29
8 to 8.99 million yen 751 5.65
9 to 9.99 million yen 629 4.73
10 to 14.49 million yen 1,305 9.82
15 million yen or over 403 3.03
unknown 268 2.02
household type
one-person household 1,511 11.37
single-mother household 325 2.44
Table 3．Marginal effects of multinomial logistic regression model
(Relative probabilities of non-seeker and discouraged type based on job seeker type in 2002)
Dependent Variables
marginal effect z-value marginal effect z-value
age (25 years old)
15 years old -0.1322 -4.25 *** -0.0870 -4.64 ***
16 years old -0.1032 -4.48 *** -0.0948 -8.39 ***
17 years old -0.1037 -4.72 *** -0.1011 -9.99 ***
18 years old -0.0951 -5.60 *** -0.0544 -4.24 ***
19 years old -0.0879 -5.22 *** -0.0381 -2.70 ***
20 years old -0.0700 -3.92 *** -0.0528 -4.07 ***
21 years old -0.0460 -2.38 ** -0.0509 -3.79 ***
22 years old -0.0474 -2.50 ** -0.0270 -1.75 *
23 years old -0.0396 -2.07 ** -0.0374 -2.58 ***
24 years old -0.0109 -0.53 -0.0241 -1.51
26 years old -0.0188 -0.92 0.0159 0.80
27 years old -0.0131 -0.63 0.0146 0.73
28 years old -0.0099 -0.46 0.0334 1.53
29 years old -0.0082 -0.38 0.0096 0.49
30 years old 0.0310 1.28 0.0312 1.37
31 years old 0.0115 -0.49 0.0569 2.30 **
32 years old -0.0113 -0.50 0.1092 3.85 ***
33 years old 0.0263 1.04 0.0929 3.32 ***
34 years old -0.0088 -0.38 0.1111 3.78 ***
sex (male)
female 0.0478 5.94 *** 0.0670 10.32 ***
education (high school)
junior high school graduated 0.0642 5.64 *** 0.0464 5.25 ***
junior college graduated -0.0519 -4.78 *** -0.0644 -8.27 ***
college graduated -0.0481 -4.14 *** -0.0960 -14.14 ***
unknown -0.1236 -2.28 ** 0.3459 3.60 ***
work experience (worked one year ago)
did not work one year ago, but have ever worked 0.1428 12.01 *** 0.1282 9.74 ***
have never worked 0.1080 9.92 *** 0.4200 33.23 ***
non-seeker type discouraged type
annual household income (6 to 6.99 million yen)
less than 1 million yen -0.0251 -1.27 -0.0253 -1.72 *
1 to 1.99 million yen -0.0427 -2.48 ** -0.0211 -1.52
2 to 2.99 million yen -0.0337 -2.02 ** -0.0282 -2.18 **
3 to 3.99 million yen -0.0190 -1.10 -0.0287 -2.20 **
4 to 4.99 million yen -0.0092 -0.51 -0.0126 -0.88
5 to 5.99 million yen 0.0235 1.18 -0.0255 -1.82
7 to 7.99 million yen -0.0080 -0.40 0.0069 0.40
8 to 8.99 million yen 0.0171 0.79 0.0120 0.66
9 to 9.99 million yen -0.0325 -1.57 -0.0131 -0.77
10 to 14.49 million yen -0.0278 -1.59 0.0114 0.71
15 million yen or over -0.0043 -0.17 0.0532 2.09 **
one-person household -0.0107 -0.64 0.2086 9.81 ***
single-mother household 0.0024 0.10 -0.0251 -1.30
Observations
Log likelihood
Pseudo 2
Note. A base group is the job seeker type. The z-value is asymtotic t-value. Those in parentheses are the
reference group for corresponding dummy variables. ***,**, and * represent significance levels of 1%, 5%, and 10%.
13,006
-10,360.47
0.1655
27
Table 4．Changes in marginal effects of household income on being the discouraged type
(Relative probabilities of discouraged type based on job seeker type)
year
annual household income (6 to 6.99 million yen)
less than 1 million yen 0.0166 0.0216 -0.0253 *
1 to 1.99 million yen -0.0536 ** -0.0427 ** -0.0211
2 to 2.99 million yen -0.0533 ** -0.0332 * -0.0282 **
3 to 3.99 million yen -0.0355 * -0.0332 * -0.0287 **
4 to 4.99 million yen -0.0300 0.0023 -0.0126
5 to 5.99 million yen -0.0256 -0.0140 -0.0255
7 to 7.99 million yen -0.0026 -0.0048 0.0069
8 to 8.99 million yen 0.0228 0.0239 0.0120
9 to 9.99 million yen 0.0302 0.0366 -0.0131
10 to 14.49 million yen 0.0938 *** 0.0756 *** 0.0114
15 million yen or over 0.0964 *** 0.1050 *** 0.0532 **
2002
Note. The regession model in each year is the same one shown in Table 3. Significant at levels at 1 (***),
5(**), and 10(*) per cent.
1992 1997
28