WEB Journal 『年金研究』No. 19

女性のライフコースの多様化と老後の所得保障―「モデル年金」指標の有効性を問う―
丸山桂

上智大学総合人間科学部教授【 記 事 情 報 】
掲載誌：年金研究No.19

pp.27-53

ISSN 2189-969X

オンライン掲載日：2022 年 3 月 31 日
掲載ホームページ：https://www.nensoken.or.jp/publication/nenkinkenkyu/
論文受理日：2022 年 1 月 24 日

論文採択日：2022 年 3 月 1 日

DOI：http://doi.org/10.20739/nenkinkenkyu.19.0_27

要旨
本研究は、公的年金制度の財政検証の指標として採用されている「モデル年金世帯」が、実際の女性の就業経験や家計状況とどの程度まで乖離が生じているのかを検証するために、
第 3 号被保険者世帯を中心に、家計や老後の生活への備え、および元専業主婦世帯の老後の家計について、分析を行った。その結果、以下のことが明らかになった。
①

モデル年金世帯に相当する、第 3 号被保険者で一度も就業経験がないという者の割合は、若年世代になるほど低い傾向にある。そのため、モデル年金の給付水準は財政検証の指標としては意義があっても、個々人に関する老後の生活設計の指標として使用するには限界がある。
②

第 3 号被保険者の世帯収入や金融資産、老後への備えの状況は、かなり多様化している。第 3 号被保険者が自身で加入できるようになった iDeCo（個人型 DC）への加入率は低く、老後の資産形成手段はもっぱら預金や保険などの従前からある金融商品が活用されていることが、「サラリーマンの生活と生きがいに関する調査」から分かった。また、第3 号被保険者世帯における「老後の備えを何も行っていない」という回答割合は、夫婦がともに第 2 号被保険者である世帯よりも高かった。
③

高齢期において夫の公的年金収入が家計収入に占める割合は、過去における妻の経歴が専業主婦中心であった世帯の方が、正社員・非正規労働者を含めた共働き世帯よりも高い傾向があった。2019 年財政検証で、マクロ経済スライドによる公的年金の給付水準の低下は、年金給付額における基礎年金収入の割合が相対的に高い世帯に、より深刻な影響を与えることが示されており、低所得の専業主婦世帯では、寡婦になった際の生活困窮リ
スクが一層高まり、女性の貧困問題をさらに深刻化させる可能性がある。
④

現役世代の第 3 号被保険者について、1）就業経験があるが現在無職である者、2）

一度も働いたことがない者、3）現在就業している者、の三者を分ける要因について分析を27

行った結果、年齢や学歴、世帯収入などを調整すると、現在就業していない第 3 号被保険者が過去に就業経験があるか否かを分ける決定的な要因は見いだせなかった。他方で、第3 号被保険者が現在就業しているか否かについては、未就学の子どもの存在、健康状態、性別役割分業観が関連することが明らかとなった。また、有配偶の女性非正規労働者については、厚生年金加入者の方が第 3 号被保険者よりもコロナ禍での仕事・職場への満足度が高い傾向になることが分かった。
モデル世帯の所得代替率（給付水準）は、公的年金財政検証の指標として有効であっても、国民にとっては、自身の老後の生活設計には適さないことに留意すべきである。十分
な就業期間が残された比較的若い世代にこそ、高齢期の公的年金、自身の就業、資産形成などの多様な手段について適切な情報を提供すべきである。また、高齢期の貧困問題に公的年金制度、社会保障がどう対応すべきかの検討も急がれる。
１ はじめに2020 年以降世界中に蔓延した新型コロナウイルスは、社会経済に深刻な影響を与えている。それは、公的年金制度にあっても例外ではない。日本における 2020 年の出生児数は84 万 835 人で、前年の 86 万 5,239 人より 2 万 4,404 人減少し、出生率（人口千対）は 6.8 で、前年の 7.0 より低下した（厚生労働省「令和 2 年人口動態統計月報年計（確定数）の概況」）。この数字は、1899 年の調査開始以来過去最少で、合計特殊出生数は前年比0.03 ポイント低下の 1.33 になった。新型コロナウイルスの蔓延は、恋愛結婚主流の日本において、結婚相手との出会いにも制約を課すだけでなく、将来の経済生活の不安感も押し上げている。感染症の拡大は、将来の婚姻数や出生率への影響を経由して、公的年金制度にも影響を及ぼす。
2004 年年金改革で導入されたマクロ経済スライドは出生数や平均余命の伸びにより、年金給付水準を調整する仕組みであり、公的年金の財政検証は、5 年に 1 度、将来の人口動
態や経済変動の一定の仮定のもとに検証が行われている。この検証指標として用いられるのが、「モデル年金」の所得代替率であり、所得代替率が 50％を確保できるか否かが年金改革実施の有無を決める重要な指標となっている。
すでに OECD（2021）などで用いられる公的年金の給付水準の国際比較では、個人単位での給付水準が比較指標として採用されている。国内でも女性の社会進出が進むにつれ、「モデル年金」の世帯像は現実社会を投影していないという批判がされており、モデル年
金とその給付水準は、標準的な年金額のイメージではなく、年金財政検証における時系列
比較の定点観察としての指標という意味しかない。
しかしながら、モデル年金とされる第 3 号被保険者世帯の生活像や老後の生活状況に関する先行研究は、第 3 号被保険者の保険料負担や就業選択に関する研究蓄積に比べると、相対的に少ない状況にある。
本研究では、35 歳以上 59 歳以下の現役世代と就業経験を加味した 65 歳以上の第 3 号
被保険者世帯の生活状況について分析を行う。現役世代については、第 3 号被保険者の就
業経験や就業状況に着目し、家計や資産形成の状況について分析を行う。また、女性の有28

配偶非正規労働者のうち、厚生年金加入者（第 2 号被保険者）と非加入者（第 3 号被保険者）の違いにも着目する。これらの分析を通し、第 3 号被保険者世帯の実態を把握し、老後の所得保障のあり方について検討することを目的としている。
２

先行研究

2.1 モデル年金と第 3 号被保険者制度
公的年金の給付水準などを議論する際に「標準的な被保険者像」として使用されるのが、モデル世帯という概念である。
「モデル年金」の考え方の変遷は、女性のライフスタイルの変化等に対応した年金の在り方に関する検討会報告書（2001 年）にまとめられている。そこでは、「標準的な年金（モデル年金）は、被用者について標準的な被保険者像を想定し、その被保険者が世帯として得られる年金を示したものであり、年金水準を設定したり、制度的に保障される年金の姿を端的に示したりする際に標準として用いられる概念である」（女性のライフスタイルの変化等に対応した年金の在り方に関する検討会

2002

p.68）

と定義されている。
公的年金制度における厚生年金の給付水準を世帯単位で検討する議論は、いわゆる「1 万円年金」の議論に遡る。年金局長を務めた山本（1980）の回顧録によれば、国民年金が成立し、世間の年金熱が高まった当時の国民年金の給付水準は、25 年納付の場合、夫婦で月4,000 円、40 年納付で 7,000 円であったのに対し、厚生年金の老齢給付は 20 年納付の場
合でも、夫婦合計で月 3,500 円という低水準で、厚生年金の給付水準の低さが問題視されていた。「1 万円年金」の根拠は、昭和 40 年頃の厚生年金被保険者の平均標準報酬月額が2.5 万円で、最低加入期間の 20 年を満たせば、その 40％にあたる 1 万円を給付し、加入期
間が 30 年になれば、その 60％を保障するという考え方であったと説明されている。昭和40 年、昭和 44 年の給付水準は、現在のような現役世代の所得水準との対比ではなく、標準的な世帯が受給する年金月額がそれぞれ 1 万円、2 万円となるように、給付水準が設定されたと説明されている。また、昭和 44 年以降は、財政再計算時の当時の男子の平均的な標準報酬月額で、当時の男子新規裁定者の平均的な加入期間加入した場合をモデルとして設計され、例えば昭和 48 年の「5 万円年金」は、男子被用者の平均加入年数を 27 年、男子平均の賃金の 6 割を目途としたと説明されている。昭和 48 年以降は、標準的な世帯が受給する年金月額が、現役男子の平均標準報酬月額のおおむね 6 割となるように、給付水準を設定したという。
女性のライフスタイルの変化等に対応した年金の在り方に関する検討会（2001）によれ
ば、片働き世帯を前提としたモデル年金は、昭和 60 年改正前は、被用者の妻の国民年金加
入は強制加入ではなかったため、夫に支給される厚生年金（定額部分＋報酬比例部分＋加給年金）を前提に給付水準が設定されていたという。昭和 60 年改正以降は、基礎年金制度の導入により、給付水準の算定基準は、夫と妻 2 人分の基礎年金と夫に支給される厚生年金（報酬比例年金）となり、将来的な加入期間の伸びを想定して、財政再計算時の男子の平均的な標準報酬月額で、成熟時における標準的な加入期間（40 年）加入した場合をモデルとして設定されている。その給付水準は「年金額」のほか、「現役世代の手取り賃金に対29する年金の相対的な水準を示すもの」として「所得代替率」でも示されている。家計収入という点で見れば、現役時代は夫の収入で暮らし、老後は夫の老齢厚生年金と夫婦 2 人の老齢基礎年金で添い遂げる家族像が「モデル」とされている。
1985 年の年金改革以前は、会社員の専業主婦は任意加入とされていたため、自身で国民年金に保険料を負担して加入しない限り、老後は夫の年金だけで夫婦 2 人が暮らす姿が想定されていた。しかし、熟年離婚が増加するとともに、老後に無年金となる女性の存在が問題となり、1985 年の年金改革で会社員の専業主婦も国民年金に強制加入することになった。この際、無業の専業主婦には保険料負担能力がないということで、自身の保険料拠出は求められないが、老後は老齢基礎年金が受給できる現在の第 3 号被保険者制度が導入されることになった。この改革では、従来の国民年金を全国民に適用拡大した基礎年金の創設に加え、将来の平均加入期間の伸張を念頭においた給付水準の適性化も実施された（吉原・畑

2016）。厚生年金の平均加入期間が 32 年から 40 年に伸張し、公的年金受給額の水準が現役世代の賃金水準に比べ、過度に高くなることを回避するために、定額部分の単価や報酬比例の乗率も引き下げられた。つまり、被用者世帯のモデルは 32 年間厚生年金に加入した夫が受け取る夫名義の厚生年金（定額部分、報酬比例部分、加給年金）の合計と、40 年間厚生年金に加入した夫と、国民年金第 3 号被保険者となった妻の夫婦 2 人の厚生年金の報酬比例部分と定額部分、老齢基礎年金の合計額がほぼ等しくなるように設計されたという 1。この改革は、当時は「女性の年金権の確立」として評価されたが、人々のライフコースが多様化するにつれて、費用負担の公平性や就業行動への中立性の問題などが指摘されるようになった。また、単身者の厚生年金加入者にとっては、実質的な給付水準引き上げが行われたことになる。
是枝（2021）は、現実社会における就業の有無や形態を特に設定せずに、より汎用的な「その世代における夫婦世帯の平均像 2」を投影した「新モデル年金の所得代替率」を試算している。その結果によると、専業主婦世帯の「モデル年金」と共働き世帯も加味した「新モデル年金」の受給総額は変わらないものの、2019 年時点での所得代替率（夫婦世帯の総収入に対する夫婦世帯の平均年金額）は前者が 61.7％に対し、後者が 44.0％という差があるという。世代による所得代替率の違いにも着目すると、後者の場合の方が給付水準の低下がより大きいことが指摘されている。この理由は、夫婦世帯における実際の収入（20～69 歳の男女別給与所得者の平均手取り収入の和）は、現行のモデル世帯の厚生年金制度の対象となっている収入（厚生年金加入現役男性の「厚生年金賦課対象分の手取り収入」の平均額）より約 3 割多く、この差分が「新モデル年金」の分母の収入に含まれる一方で、分子の年金額には反映されないため所得代替率の差が生じているからである。よって、厚生年金制度の賦課対象とする収入の範囲を広げることが、新モデル年金の所得代替率（す12

詳細は、吉原・畑（2016）pp.103-107 に詳しい。
是枝（2021）によれば、「その世代における夫婦世帯の平均像」は、夫婦の就業の有無や形態を特に設定しないとしているため、モデル年金のような片働き、共働きという条件設定はしていない。そのため、所得代替率を算定するための分母となる世帯収入は、（夫の収入×夫の就業率）＋（妻の収入×妻の就業率）であらわし、分子となる世帯の年金額も、夫婦 2 人分の基礎年金額＋（夫の報酬比例年金額×夫の厚生年金加入率）＋（妻の報酬比例年金額×妻の厚生年金加入率）で計算される仮想の数値である。詳細は是枝（2021）を参照されたい。

30

なわち、公的年金が現役世代の所得をカバーする割合）を引き上げる手段と結論づけている。
2.2 第 3 号被保険者数の推移と世帯状況
第 3 号被保険者に関する政府資料では、その被保険者数の推移など個人単位の統計結果は公表されても、世帯全体の所得分布とその分析結果はほとんど公表されていない。表 1に見るように、20～59 歳の第 3 号被保険者の人数は年々減少傾向にあり、約四半世紀で 3割ほど人数が減少している。その就業形態を見ると、非就業者はいまや全体の過半数を下回り、会社員・公務員などの雇用者が過半を占めるようになっている。
表1

第 3 号被保険者（20～59 歳）の人数と就業形態の推移（単位：千人、％）年

就業形態

第3号被保険者の人数

自営業主 家族従業者 会社員・公務員 その他 非就業者

不詳

合計

1998

11,577

1.7

32.7

65.6

100.0

2001

11,429

1.8

34.2

63.9

100.0

2004

11,012

1.2

2.2

43.2

53.4

100.0

2010

10,091

1.1

1.5

40.4

2013

9,493

1.0

1.5

39.2

5.2

53.1

100.0

2016

8,978

1.5

1.6

40.4

9.4

47.1

100.0

2019

8,296

1.8

1.8

44.7

8.6

56.7

43.0

0.3

0.0

100.0

100.0

注 1：1998 年の自営業主、家族従業者は「自営」をさす。会社員・公務員・その他の和は、「雇用者」、「登録派遣社員」、「パート」、「アルバイト」の合計である。
2:2001 年の自営業主、家族従業者は「自営」をさす。会社員・公務員・その他の和は、「フルタイム雇用者」、「フルタイムでない雇用者」、「その他（アルバイト）」の合計である。
3:2004 年の会社員・公務員・その他の和は、「フルタイム雇用者」、「フルタイムでない雇用者」、「その他」の合計である。
4:2010 年の会社員・公務員・その他の和は、「会社員・公務員」、「臨時・不定期」の合計である。
5:四捨五入の関係で合計に一致しない場合がある。
出所：厚生労働省「公的年金加入状況等調査」(各年版）より筆者作成。

第 3 号被保険者の世帯収入の分布については、第 27 回社会保障審議会年金部会（平成26 年 11 月 4 日）の資料 1 に「国民生活基礎調査」（平成 22 年）の個票分析による結果が掲載されている。それによれば、夫の所得水準が高いほど、妻が第 3 号被保険者である割合は上昇する。特に、夫の年収が 900 万円以上の最高所得層では、妻の 72.9％が第 3 号被保険者で、第 2 号被保険者は 17.2％、第 1 号被保険者は 9.8％にとどまる。反対に、夫の年収 300 万円未満の世帯では、妻の国民年金被保険者の分類は、第 1 号被保険者、第 2 号
被保険者、第 3 号被保険者がほぼ 3 分の 1 ずつに分散する。第 3 号被保険者である女性の配偶者（夫）の所得分布は分散が大きく、最高所得層の 900 万円以上である者が 15％いる
一方で、最低所得階層の年収 300 万円未満も 12％ほどいる。
第 3 号被保険者に関する先行研究は、非正規労働者の就業選択に及ぼす労働経済学の実証研究や他の国民年金被保険者との保険料負担の公平性に関する議論については、多くの
31

研究蓄積がある。一方で、第 3 号被保険者、とりわけモデル世帯とされる、就業経験がな
い第 3 号被保険者の生活実態は、先行研究ではほとんど明らかになっていない。第 3 号被保険者像を分析した数少ない先行研究に、高山（2015）がある。高山（2015）は、パネル
データを用いて、若い世代ほど第 3 号被保険者期間が短縮していること、まったく第 2 号
被保険者期間がない者は 5％程度にすぎないこと、専業主婦世帯の方が共働き世帯よりも世帯収入が高い傾向は見られるものの、専業主婦世帯には世帯年収の低い世帯もそれなりに存在することを明らかにしている。また、第 3 号被保険者世帯に近いと思われる専業主
婦の生活状況を分析した周（2019）は、専業主婦の 8 人に 1 人が貧困に直面しており、専業主婦層の多様化を明らかにしている。かつては勝ち組と言われた専業主婦は新たな貧困リスクに直面しており、専業主婦を支えられる経済力を持つ男性の割合が減少していることも、夫の経済力のみに頼らざるをえない専業主婦の経済基盤の脆弱さを強めている。また、貧困層の専業主婦世帯が働いていない理由（複数回答）の第 1 位は「子どもの保育の手立てがない」で過半数を占めており、保育サービスの不足も就労を阻む原因の一つにあることも念頭におく必要がある。
2.3 財政検証と給付水準問題
5 年に一度行われる公的年金の財政検証は、モデル世帯の所得代替率が 50％を維持できるかを検討し、それが可能でない場合には年金改革を行うことになっている。2019 年の財政検証は、人口の前提（合計特殊出生率及び死亡率について中位、高位、低位の 3 通り）、
労働力の前提、経済前提の予測値を組み合わせ、ケースⅠ～Ⅲ（経済成長と労働参加がともに進むケース）、ケースⅣ～Ⅵ（経済成長と労働参加が一定程度進む 2 ケースと、経済成
長と労働参加が進まない 1 ケース）別に今後の財政見通し、モデル世帯の給付水準の自動調整（マクロ経済スライド）の開始・終了年度の見通しの作成を行い、年金財政の健全性を検証する作業が行われた。あわせて、オプション試算という制度改正を行った場合の試算が行われた。
結論から言えば、経済状況が良好なケースⅠ～Ⅲであれば、マクロ経済スライドの調整が終了する 2046 年前後でも、モデル世帯の所得代替率が 50％を維持できるが、厳しい経済状況を前提とするケースⅣ～Ⅵの場合には、財政均衡する以前に所得代替率が 50％に到達するとされた。年金給付水準が維持できるかどうかは、現在の女性の就業率がスウェー
デン女性の水準に近いほど高まり、高齢女性も含めた就業率の引き上げが前提条件となっている。それに対し、年金財政を維持できるかの目安となる基準は、いまだ就業歴のない女性を前提とする「モデル世帯」の給付水準が使用されている。
2.4 高齢女性の貧困問題
女性の貧困リスクが男性よりも高いことはよく知られているが、高齢女性の貧困問題は世界共通の社会問題でもある。図 1 は、OECD（経済協力開発機構）加盟国のうち、主要先進国における高齢者の相対的貧困率（世帯等価可処分所得の中央値の 50％を下回る所得の者の割合）を男女別に比較したものである。
32

図1

高齢者（65 歳を超える者）の男女別相対的貧困率（2016 年または入手可能な直近の年）

日本

注：データは一部の国を除いて 2016 年のものを用いている。
出所：OECD（2021）p.201 をもとに筆者作成。

図 1 中の赤い点は日本、黄色い点は OECD 加盟国平均の高齢男女の相対的貧困率を表している。男女の相対的貧困率が等しい 45 度線をグラフ中にひくと、ほぼすべての国の貧困率の点が 45 度線より上側の領域に位置しており、女性の貧困率が男性のそれを上回っていることが分かる。図からは分かりにくいが、チリだけが男性の貧困率が 17.6％、女性の貧困率が 17.5％と、男性の貧困率が女性のそれをわずかながら上回っている。また、男女の貧困率の格差が小さい、すなわち 45 度線上に近い国は、相対的に貧困率そのものが低い
国に多い傾向が見られる。例えば、デンマーク（男性 2.7％、女性 3.7％）、フランス（男性
2.6％、女性 3.9％）などがそれに該当する。高齢男女の相対的貧困率の差が 2％ポイント
以内の国は、公的年金制度における最低額保証制度や社会扶助が年金給付水準の下支えの役割を果たしている 3。
男性に比べて女性の貧困率が高い原因は、現役時代の男女の賃金格差や年金加入期間の差、それを反映するように公的年金の受給額の計算式が定められていることにある。先進国であっても、男女賃金格差は歴然として残っている上に、女性は育児や介護などの家族責任を負い、キャリアの中断や短時間労働に従事するため、低年金になりやすい。OECD（2021）は、育児による就労期間の中断が将来の年金給付水準の低下に及ぼす影響を試算

3OECD 加盟国の詳細な公的年金制度の仕組みは、OECD（2021）に詳しい。

33

しているが、日本の場合は 5 年程度の短期間の中断であれば、育児休業を取得しても、年金の給付水準の低下幅は小さいという結果であった。しかし、これは厚生年金加入者の育児休業取得を前提とした試算であり、育児のために労働市場から退出し、厚生年金に再加入しなければ、老後の年金額の低下は避けられない。母親が無償労働として家庭で育児や介護に従事した期間を年金制度上で評価する国は少数派である。例えば、フランスは多子を養育した家庭に年金額を加算し、カナダは育児のために低収入になった期間を年金額の算定式から除外して不利にならないよう配慮する制度を導入している。日本は、国民皆年
金制度を採用しているにもかかわらず、高齢者の貧困率は OECD 加盟国平均値を大幅に上回る。
高齢女性の貧困問題は、近年になってマイクロデータを用いた精緻な研究でも明らかにされている。山田（2000）は、1996 年の厚生労働省「国民生活基礎調査」の個票データより、高齢単独女性を含む 65 歳以上世帯主の世帯やひとり親世帯に生活保護基準未満で暮らす世帯の割合が高いことを指摘している。また、阿部（2021）によれば、65 歳以上の高齢女性の貧困率を世帯類型別に比較すると、女性単独世帯の貧困率は 50％近い高さで、時系列で比較しても高止まりが続いていること、男女ともに未婚者、離別者、死別者などの独身者の相対的貧困率が既婚者のそれよりも高い傾向にあることを明らかにしている。
稲垣（2013）のシミュレーション結果によれば、私的扶養機能が衰えているにもかかわらず、将来的に公的年金給付は私的扶養が機能していた時代の水準まで低下するという。
マクロ経済スライドの適用によって、公的年金の給付水準が特に基礎年金部分で低下する
ようになると、低所得者層は私的年金制度などの自助努力だけで資産形成を行うことは難しい。男性より年金受給額が低く、長寿である女性は、マクロ経済スライドによる給付水準の影響をより大きく、長期間にわたって受けることになる。稲垣（2021）は、マイクロ・シミュレーションの手法を用いて、将来の貧困率を推計し、特に未婚や離別の高齢女性の貧困率の高さを指摘している。高齢女性の貧困リスクが高い理由は、現役時代の給与水準と厚生年金加入率の低さの両方があり、現行の公的年金制度における所得再分配機能の限界を示している。
有配偶の高齢女性の貧困リスクについては、Murozumi and Shikata（2008）は、総務
省統計局「全国消費実態調査」の個票分析から、高齢単身女性が貧困に陥る最大の要因は夫の死別に伴う就労収入の喪失で、公的年金給付がその喪失を埋め合わせるのに十分でないことを明らかにしている。渡辺・四方（2020）による厚生労働省「国民生活基礎調査」の分析結果によれば、1985 年から 2015 年にかけて高齢者の相対的貧困率は減少しており、公的年金による高齢者の防貧機能の強化が認められている。それでも、女性の相対的貧困率は男性よりも高く、公的年金による貧困削減効果は男性よりも小さい。この理由として、1985 年まで専業主婦が公的年金に任意加入であったこと、被用者年金に適用されていた女性が少なく拠出期間が短いこと、さらに女性の標準報酬が低かったことが影響していると考えられ、公的年金による貧困削減効果は、男女で異なることを明らかにしている。
そして、2019 年に大きな関心を生んだ金融審議会 市場ワーキング・グループ報告書 「高34

齢社会における資産形成・管理」で用いられた、高齢夫婦無職世帯 4の家計収支（総務省統計局「家計調査年報（家計収支編）平成 29 年（2017 年）」）は、夫婦の就労歴を勘案した、「モデル年金」世帯の老後像ではなく、高齢夫婦無職世帯の家計の平均値にすぎないことにも留意すべきである。同報告書で使用された「家計調査年報（貯蓄・負債編）」の高齢夫
婦無職世帯の平均貯蓄額は 2,484 万円 5であった。高齢期の所得格差、特に金融資産残高については世帯収入以上に格差が大きいことはよく知られており 6、「平均」像と「中流」像は一致するものではない。
３

使用するデータの説明分析に使用するデータは、（公財）年金シニアプラン総合研究機構「第 7 回

サラリーマ

ンの生活と生きがい」調査（以下、「本調査」と表記）である。調査は 1991 年を初回として、5 年ごとに実施されている。本研究では本調査のほか、国民年金の被保険者の種類が把握できる過去 2 回分調査 7（第 5 回、第 6 回）も使用する。
本調査の回答者は、35 歳以上 74 歳以下の男女である。59 歳以下の現役世代に関する調査項目は、公的年金や私的年金等の自助努力の状況のほか、働き方や社会活動、生きがいなど多岐にわたる。年金受給者については、家計や社会活動、生きがいなどが調査されている。一方で、調査上の制約もある。調査名に「サラリーマン」とあるように、調査対象者は第 2 号被保険者とその配偶者である第 3 号被保険者が中心で、自営業者や非正規労働者、無職などの第 1 号被保険者の生活状況との比較はできない。また、35～74 歳という幅広い年齢層を対象にした調査であることや調査票の設計上、詳細な家族構成や世帯人数の把握には限界がある。現役世代の家計の収入源は、稼得者と収入源の特定はできず、世帯
収入と金融資産残高を階級として把握するにとどまる。反対に、高齢期の年金受給者については、世帯収入や金融資産の調査項目は現役世代と変わらないが、家計に占める夫婦それぞれの収入源を把握できるという利点がある。
本研究はこれらの個票データより、第 3 号被保険者の現役期と高齢期の家計について分析することを目的としている。
４

現役世代の分析結果

4.1 年齢階級別の女性の就業状況の分布
図 2 は、年齢階級別の第 3 号被保険者（女性）の現在の就業状況をあらわしている。

夫が 65 歳以上、妻 60 歳以上の無職世帯である。
総務省統計局「平成 29 年（2017 年）家計調査年報（貯蓄・負債篇）」第 13 表。
6 同年報では、高齢夫婦無職世帯の貯蓄額の分布が公表されていないため、高齢者世帯（2 人以上の世帯のうち世帯主が 60 歳以上の世帯）で比較すると、貯蓄保有世帯の平均貯蓄額は 2,384 万円、同中央値は1,639 万円であった。高齢者世帯における貯蓄現在高が 2,500 万円以上の世帯の割合は約 3 分の 1 である
一方で、300 万円未満の世帯も 13％程度存在する。
7 2011 年と 2016 年に実施された調査である。
4

5

35

図2
0%

第 3 号被保険者（女性）の年齢階級別の現在の就業状況（2021 年）
10%

20%

30%

40%

50%

60%

70%

80%

90%

100%

35～39歳40～44歳45～49歳
50～54歳
55～59歳
60～64歳
65～69歳
70～74歳
正社員・正職員

契約社員・契約職員・嘱託

派遣社員

パート・アルバイト

自営業・自由業・家族従業員

内職

シルバー人材センター（高齢者事業団）

現在無職で、就業経験はない。

現在無職で、就業経験あり

図 2 は、本調査から、現在第 3 号被保険者である現役世代と、過去の経歴が主として専
業主婦であり、第 3 号被保険者期間が長かったと思われる高齢女性のみを抽出し、現在の就業状態を比較したものである。図中の茶色のグラフ部分は「現在無職で、就業経験はな
い」、右端のグレーの色が「現在無職で、就業経験あり」、そして黄色のグラフ部分が「パート・アルバイト」である。59 歳以下の現役世代を見ると、第 3 号被保険者のうち最も割合が多いのは、グレーの「現在無職で、就業経験あり」で、最も割合が少ない 45～49 歳で44％、最も割合が多い 50～54 歳で 57％であり、就業経験のある専業主婦が多数派を占めることが分かる。
今回の調査からはじめて加わった茶色の「現在無職で、就業経験はない」とした回答者がモデル年金世帯の第 3 号被保険者に最も近い姿であるが、その割合は、若年世代ほど少ない傾向にある。35～39 歳、40～44 歳層の第 3 号被保険者のうち、一度も就業経験がな
い女性が 10％程度いる。ただし、その割合は世代によって大きく異なり、70～74 歳層の第 3 号被保険者では、就業経験がない者の割合は 36％であった。第 1 号被保険者や第 2 号
被保険者の期間が長かった女性の存在も考慮すると、モデル年金に相当する一度も就業経
験のない女性は、70～74 歳という高齢期の女性でも少数派である。モデル年金の指標は財
政検証の手段としては有効であっても、特に若い世代にとっては、自身の老後の生活設計の目安として使用するには適してはいない。
時系列比較のため、2011 年調査、2016 年調査の第 3 号被保険者の就業状況を比較したのが図 3 と図 4 である。

36

図3

第 3 号被保険者（女性）の年齢階級別の現在の就業状況（2011 年）

0%

10%

20%

30%

40%

50%

60%

70%

80%

100%

90%

35～39歳40～44歳45～49歳
50～54歳
55～59歳
60～64歳
65～69歳
70～74歳図40%

正社員

契約社員・嘱託

派遣社員

パート・アルバイト

自営業・自由業・家族従業員

内職

シルバー人材センター（高齢者事業団）

無職

第 3 号被保険者（女性）の年齢階級別の現在の就業状況（2016 年）
10%

20%

30%

40%

50%

60%

70%

80%

90%

100%

35～39歳40～44歳45～49歳
50～54歳
55～59歳
60～64歳
65～69歳
70～74歳
正社員・正職員

契約社員・契約職員・嘱託

派遣社員

パート・アルバイト

自営業・自由業・家族従業員

内職

シルバー人材センター（高齢者事業団）

無職

この 2 年分の調査では、「就業経験がない」第 3 号被保険者の割合は把握できないが、図2 と比較したグラフの色彩の分布にはそれほど大きな違いはない。それでも、30 代や 40 代の現役世代を中心に、有職者、特にパート・アルバイト、派遣社員の割合が時代を経るとともに少しずつ増加していることが分かる。
次に、現在仕事をしていない第 3 号被保険者の最後に離職してからの平均経過年数（年）と 20 歳以降の期間に占める非就業期間の割合の平均値（％）を比較する（表 2 参照）。

37

表2

年代別に見る第 3 号被保険者の離職期間と非就業期間の比較
最後に離職してからの 20歳以降の期間に占める非就業期
平均経過年数（年）間の割合の平均値（％）

35～39歳

5.2

29.8

40～44歳

7.9

35.8

45～49歳

13.4

49.2

50～54歳

12.1

37.7

55～59歳

14.9

40.5

60～64歳

17.9

43.1

65～69歳

22.8

48.5

70～74歳

26.3

50.6

注：20 歳以降の期間に占める非就業期間の割合の平均値（％）とは、現在無職で過去に就業経験がある第 3号被保険者の最後に離職してからの平均経過年数（年）を、現在の年齢から 20 歳を引いた年数で除した割合（％）で求めた数値の加重平均値である。

年代別に現在仕事をしていない第 3 号被保険者について、最後に離職してからの平均経過年数を見ると、上の年代になるほど、最後に離職してからの非就業期間が長い傾向にある。さらに、20 歳以降の期間に占める非就業期間の割合の平均値を比較すると、年代によるばらつきは若干あるが、35～39 歳、40～44 歳などの若年層になると相対的に短くなる傾向が見られた。これは、若年世代ほど第 3 号被保険者期間が短縮するとする 2019 年財政検証の試算とも合致する。
4.2 第 3 号被保険者の生活状況
第 3 号被保険者の保険料負担に関する議論の論点として、その就業選択の理由が、夫が高所得であるために働かずとも生活が成立するためなのか、子育てや介護、あるいは自身の健康問題のために就業に制約があるのかが不明瞭であることがある。ここでは、過去 2回実施分の調査結果から、有配偶者の第 2 号被保険者と第 3 号被保険者の女性について、有子者の割合をまとめたのが表 3 である。表中には子どもの人数は反映していないが、少なくとも 40 代以降については、ほとんど有子者の割合には大きな差は見られなかった。
表3

第 2 号被保険者と第 3 号被保険者の有子者の割合（単位：％）35～39歳40～44歳45～49歳
50～54歳
55～59歳
60～64歳
65～69歳
70～74歳

2021年
2号
3号
81.4
100.0
77.9
72.0
74.4
69.5
77.3
65.8
70.6
66.9
80.9
75.0
89.0
81.9
89.5
84.7
38

2016年
2号
3号
73.9
71.4
67.5
66.1
68.2
68.7
75.0
76.1
85.5
79.8
95.2
88.9
89.9
92.2
90.5
96.1

続いて、59 歳以下の女性の年金・健康保険加入状況、配偶関係別の世帯年収・金融資産の階級値の平均値（以下、世帯年収の平均値、金融資産の平均値と記載）を表したのが表4 である。世帯人数や有業人員等を反映しておらず、また等価可処分所得のようなより厳密な家計の豊かさ指標とは異なることに注意が必要である。
表4

女性の年金加入状況別

世帯年収・金融資産等の平均値（59 歳以下）
（単位：万円）
金融資産の平均値

世帯年収の平均値
標本数

平均値

標準偏差

平均値

標準偏差

700

623.4

372.7

576

1342.52115.4

387

776.4

359.3

315

1505.22115.2

73

717.1

426.4

58

1644.02520.6

うち有配偶者

48

817.7

403.5

36

2080.63036.6第３号被保険者全体

491

693.8

318.4

365

1304.92073.5

うち就業経験があるが現在無業の3号

275

703.1

320.0

203

1326.82055.2

うち一度も働いたことがない3号

41

673.2

360.4

29

1920.73052.1

うち仕事をしている3号

175

684.0

306.6

133

1137.2

1817.7第2号被保険者・健保加入
うち有配偶者
第2号被保険者・共済加入

標本数

注：各階級の階級値の平均値である。「わからない」は分析から除外している。

表 4 にあるように、第 2 号被保険者で健康保険に加入している女性の世帯年収の平均値
は 623 万円、金融資産の平均値は 1,342 万円であった。有配偶者に限定すると、世帯年収の平均値は 776 万円、金融資産の平均値は 1,500 万円を超える。これは、本調査回答者の女性正社員の配偶者は、正社員が多数派を占めるという特徴を反映している。さらに、公務員と推察できる、第 2 号被保険者で医療保険は共済に加入している女性の、世帯年収、金融資産の平均値は、この表中では最も高額のグループに属する。その世帯年収の平均値
は 717 万円、同金融資産の平均値も 1,644 万円で、先に見た健康保険加入者と同様に、共済加入の有配偶者の場合は、独身者も含めた世帯の平均値に比べ、世帯年収は約 100 万円
高く、金融資産の平均値は 400 万円ほど高い。
表 4 の第 3 号被保険者世帯については、①就業経験があるが現在無業の者、②一度も働いたことがない者、③仕事をしている者の 3 類型に分けて比較する。②の一度も働いたことがない者の標本数が少ないことに留意が必要であるが、世帯年収の平均値が最も高いのは、①就業経験があるが現在無業の者で、金融資産等の平均値が最も高いのは、②一度も働いたことがない者であった。しかし、分散分析の結果では、これらの世帯間の世帯年収と金融資産の平均値には統計的に有意な差は見られなかった。
次に、女性の年金・健保加入状況、配偶関係別に世帯年収や金融資産の分布を表したのが、図 5 と図 6 である。図中の青色で示された年収 200 万円未満の世帯割合に着目すると、
先の表 4 の世帯年収の平均値では比較的高額であった第 2 号被保険者・健保加入、第 2 号
被保険者・共済加入者のなかで 10％前後存在しており、低所得層も一定割合存在すること
が分かる。

39

第 2 号被保険者の有配偶者世帯、第 3 号被保険者世帯について見ると、世帯年収が 200
万円未満の世帯が 5％前後いる。当該世帯の世帯人数は少なくとも 2 人以上であることを考慮すると、家計は相当に厳しい状況にあることがうかがえる。また、第 3 号被保険者世帯のうち、年収 200 万円未満の割合が最も高かったのは、「一度も働いたことがない 3 号」
世帯であった。表 4 では、「一度も働いたことがない 3 号」世帯の世帯帯年収の平均値は673 万円であったが、最高所得層の世帯年収 1,500 万円以上の割合も約 10％存在し、モデル年金に最も近い専業主婦世帯間の所得格差は実は大きいことが分かる。
図5

女性の年金加入状況別

注：図中の（）内の数値は標本数である。

図6

女性の年金加入状況別

注：図中の（）内の数値は標本数である。

世帯年収の分布（59 歳以下）世帯の金融資産の分布（59 歳以下）

40

図 6 の金融資産残高の分布を見ると、すべての世帯において金融資産残高を「なし」と答える者が 10％前後いることが分かる。また、金融資産の分散は図 5 の世帯収入の分散
以上に大きい。本研究が着目する第 3 号被保険者世帯のうち、「一度も働いたことがない
3 号」世帯では 13.8％の世帯が金融資産を「なし」と答える一方で、「1 億円以上」と回答する層もまた 10.3％存在しており、就業経験のない第 3 号被保険者世帯間の資産形成の状況には、かなり格差が見られることが確認できた。
4.3 老後生活への資産形成と夫の就労についての考え
次に老後生活への資産形成の状況と、労働市場引退後の生活についてどのように考えているのかを見ていこう（表 5、6 参照）。表 5 は、59 歳以下の独身者（男女）、表 6 は 59
歳以下の女性の有配偶者（夫の就業状況との組み合わせ別に世帯類型を作成）の老後生活への資産形成の状況をあらわしている。夫婦の世帯類型については、最も標本数の多い 3類型のみを記載し、合計にはそれ以外の世帯類型も含めた各種金融商品の加入率を記載している。
まず、表 5 の独身世帯の老後の資産形成の状況から見ていこう。各金融商品の下にある
数値は、老後の資産形成の手段としての利用率（％）をあらわしている。
表5

独身世帯（59 歳以下）の資産形成の状況（単位：％、人）

預貯金

男
性

女
性

男
女
計

株式・
債券

不動産投
投資信託 保険商品

資（ＲＥ
ＩＴを含
む）

財形貯蓄

ｉＤｅＣ （一般財ｏ（個人 形・年金
型ＤＣ） 財形・住
宅財形）

ＮＩＳ

Ａ・つみ
たてＮＩ
ＳＡ

老後生活

その他の のための商品・制 資産形成 標本数
をしてい

度

ない

未婚者

67.8

31.7

21.6

12.8

3.9

9.1

8.4

19.2

3.4

20.1

537

離別者

53.9

21.1

19.7

14.5

1.3

21.1

6.6

13.2

2.6

32.9

76

死別者

85.7

28.6

71.4

14.3

0.0

0.0

0.0

28.6

0.0

14.3

7

合計

66.3

30.3

21.9

13.1

3.5

10.5

8.1

18.5

3.2

21.6

620

未婚者

73.8

18.1

14.1

13.4

0.9

6.6

7.5

14.1

2.8

17.5

320

離別者

68.6

11.8

10.8

19.6

2.9

11.8

3.9

17.6

2.9

21.6

102

死別者

78.6

21.4

14.3

7.1

7.1

7.1

7.1

7.1

7.1

14.3

14

合計

72.7

16.7

13.3

14.7

1.6

7.8

6.7

14.7

3.0

18.3

436

未婚者

70.0

26.6

18.8

13.1

2.8

8.2

8.1

17.3

3.2

19.1

857

離別者

62.4

15.7

14.6

17.4

2.2

15.7

5.1

15.7

2.8

26.4

178

死別者

81.0

23.8

33.3

9.5

4.8

4.8

4.8

14.3

4.8

14.3

21

合計

68.9

24.7

18.4

13.7

2.7

9.4

7.5

17.0

3.1

20.3

1056

表 5 の分析結果は、年齢を加味しない平均値である点に注意が必要であるが、もっとも老後生活のための資産形成手段として使用される「預貯金」の利用率ですら 50～80％台に止まっている。また、男性は女性に比べ、リスク性商品である株式・債券、投資信託、iDeCo（個人型 DC）、NISA・つみたて NISA の利用率が高く、おおむねこれまでの各種調査結果とも整合性がとれる。女性は反対に、預貯金、保険商品など元本保証型の商品の利用率41

が男性よりも相対的に高い傾向にある。一方、「老後生活のための資産形成をしていない」と回答する者は、男女計で 20％程度おり、特に離別者にその傾向が見られた。特に、男性離別者では「老後生活のための資産形成をしていない」と回答する者が 30％を超過していた。
表 6 は、夫婦の就業形態の組み合わせ別に老後生活の資産形成の状況を比較した結果である。表中の数字は、老後生活の資産形成手段としての利用率（％）をあらわしている。
表中の夫婦の就業形態の組み合わせは、①正社員共働き夫婦（夫婦とも正社員の夫婦）、②正社員・非正規夫婦（夫婦の就業形態の組み合わせが正社員と非正規労働者である夫婦である。夫と妻のいずれかがそうであるのかは問わない）、③正社員・非正規・専業主婦（配偶者の一方が正社員で、もう一方が第 3 号被保険者（非正規労働者または専業主婦）の夫婦）をさしている。表中の最下部の合計には、上記 3 つの夫婦に加え、すべての就業形態の有配偶者の結果をあらわしている。
表 6 を見ると、独身者と同様に、夫婦世帯の最も利用率が高い老後生活の資産形成手段
は預貯金であるが、それでも 70％前後の数値に止まっている。また、2017 年 1 月より第3 号被保険者も加入できるようになった iDeCo（個人型 DC）も、本調査の結果によれば、利用率は 5％程度で、普遍的な老後の資産形成の手段とは言えない状況にある。最も注目すべきは、正社員・非正規・専業主婦（3 号）と書かれた、第 3 号被保険者世帯の「老後生活のための資産形成をしていない」と回答する者が 24.5％にもなる点である。先述したよ
うに、夫婦の公的年金受給額に占める基礎年金の割合が高い第 3 号被保険者世帯は、マクロ経済スライド適用による将来の給付水準の低下リスクが高いにもかかわらず、現実には老後の経済生活への備えが不十分である世帯が少なくないことをあらわしている。
表6

夫婦の就業形態の組み合わせ別 老後生活の資産形成の状況（単位：％、人）
（

年 財
（

Ｒ
株
式

貯

・

金

債

資

険

信

商

託

品

Ｉ 動 人 ＤＴ 産 型 ｅを 投 Ｄ Ｃ
含 資 Ｃ ｏ
）

券

保

形 蓄 た
・

て

住 一 Ｎ
宅 般 Ｉ
財 財 Ｓ

の
Ｎ

他

Ｉ

の

Ｓ

商

Ａ

品

・

・

形 形 Ａ
）

）

む

財 貯 み
（

預

投

Ｅ 不 個 ｉ

そ

金 形 つ

・

制
度

老
形 後
成 生
を 活
し の
て た
い め

標
本
数

な の
い 資
産

正社員共働き夫婦

74.3

33.2

27.4

19.4

4.3

13.4

12.1

18.3

2.6

13.4

470

正社員・非正規夫婦(2号同士）

74.0

13.6

15.6

16.9

1.9

6.5

6.5

15.6

1.3

19.5

154

正社員・非正規・専業主婦（３号）

68.7

13.2

11.0

16.1

1.2

5.3

5.3

12.2

2.1

24.5

772

有配偶者全体

71.7

22.6

18.8

17.1

3.1

9.1

8.6

15.9

2.3

19.1

224

では、多くの女性たちは、労働市場から引退した後の収入源をいかに確保すべきと考え42

ているのだろうか。
表 7 は、59 歳以下の有配偶の女性に、夫・パートナーの現職退職後にどのような日常生活を送ってもらいたいかを尋ねた結果である。
表7

夫・パートナーの現職退職後にどのような日常生活を送ってもらいたいか（単位：％）

表 7 を見ると、夫・パートナーにフルタイムの就労を希望しているのは、第 2 号被保険者、健保加入者が最も高く、41％である。過去には就業経験があるが現在は働いていない
3 号や一度も働いたことがない 3 号の女性は、夫にフルタイム就労を希望するのは 20％台と相対的に低い結果となった。一方、20％台半ばから 30％強の妻は、夫には退職後は「趣味やボランティアなど生きがいを探す」ことを望んでおり、いわば悠々自適の退職生活を想像していることが分かる。
しかし、山田（2020）が指摘するように、高齢期の生活を支える所得要素として、就労
収入の重みが増せば、就労収入と年金を組み合わせた生活設計が必要になる。一般的に、
人的資本理論に従えば、無職の期間が長い、あるいは一度も労働市場で賃金労働に従事したことのない高齢者が、労働条件のよい仕事に就くのは容易ではない。そういう意味では、妻が一度も労働市場で賃金労働に従事したことのない第 3 号被保険者世帯では、老後の年金収入低下リスクを夫の就労収入でカバーすることになる。若い現役世代のうちから、老後の経済生活を公的年金、就労、資産活用をどのように組み合わせて賄うのかを真剣に考える必要があるが、表 6 で示したように、老後の資産形成を行っていない世帯の割合は、共働き世帯よりも専業主婦世帯の方が高い。
５

高齢世代の分析結果

5.1 完全引退後の家計
表 8 は、65 歳以上の高齢者を配偶関係や夫婦を含め現役時代の働き方別に分類し、完
全引退後に家計が苦しくなったどうかについて尋ねた回答状況である。

43

表8
世帯類型

該当者率（％）

完全引退後に家計が苦しくなった者の割合
標本数

世帯類型

該当者率（％）

標本数

男性未婚

41.4

29 夫婦とも正社員中心

20.4

226

男性離別

40.0

15 正社員と非正規労働中心

19.7

122

男性死別

33.3

18 正社員と無職中心

31.0

87

女性未婚

19.0

21 正社員と自営業中心

15.8

19

女性離別

26.9

26 夫婦とも非正規労働者中心

42.9

7

女性死別

25.0

16 夫婦とも無職中心

16.7

24

独身者合計

31.2

125 有配偶者計

22.1

485

左側の独身者の結果を見ると、女性より男性の方が完全引退後に家計が苦しくなったと回答している者が多い。これは、先の表 5 で見たように、男性の独身者が相対的に老後の資産形成をしている者の割合が低い影響が考えられる。また、右側の有配偶者の世帯について見ると、モデル世帯に最も近い「正社員と無職中心」の専業主婦世帯の該当者率は 31％で、「夫婦とも正社員中心」や「正社員と非正規労働中心」の共働き世帯よりも 10％ポイン
ト前後高い。家計の収入源を一人の労働収入に頼らざるをえない専業主婦世帯ほど、夫の労働市場引退前後で家計のやりくりに苦慮している姿がうかがえる。
5.2 高齢期の家計の比較
次に、65 歳以上の世帯類型別（単身世帯と夫婦世帯）、さらに夫婦世帯については夫婦の就業経験別に世帯年収の分布をあらわしたのが図 7 である。
（の各階級値を使用した平均世帯年収である。

44）内の数字は、世帯年収図7

世帯類型・就業経験別の世帯年収の分布

注：「夫婦世帯合計」には、下記に記した 3 類型以外の就業形態の組み合わせの世帯すべてを含む。

まずグラフ上部の独身世帯から見ると、世帯の有業人員数を調整していないため注意が必要であるが、男性未婚者、女性未婚者、女性離別者世帯の平均世帯年収は 200 万円台で、死別者世帯よりも低い。また、男女とも未婚者は、棒グラフの水色部分、年収 200 万円以
下が 40％超となっており、低所得者の割合が際立って高く、子どもに頼ることができない
未婚者の経済的基盤の脆弱さが分かる。一方、男女とも死別者は相対的に世帯年収が高く、本調査からはその収入源を把握できないが、子どもとの同居や遺族年金制度、生命保険の給付金などが家計を支えている可能性がうかがえる。
夫婦世帯（子ども等との同居世帯を含む）の世帯収入の分布の形状は、独身世帯のそれとは異なる。夫婦世帯では年収 200 万円未満の割合が 5％にも満たず、平均世帯年収も 500万円前後となり、独身世帯よりも相対的に高所得層の割合が高い。最も平均世帯年収が高いのは正社員と無職中心の世帯、いわゆる専業主婦世帯である。専業主婦世帯の平均世帯
年収の高さは、1,500 万円超の世帯割合が他の世帯類型より高いことで説明できるが、世帯年収が 200 万円未満、200～300 万円の世帯もないわけではない。図には記載していな
いが、一度も就業経験のない第 3 号被保険者世帯に限定すると、世帯年収 200 万円未満の世帯割合は 14％、同 200～300 万円未満の世帯割合は 30％で、世帯年収 300 万円未満の世帯割合が 44％と過半数近くに達している。そのため、一度も就業経験のない専業主婦世45

帯の平均世帯年収は 395 万円で、図中に記載した正社員と無職中心の世帯の平均世帯年収
573.3 万円よりも、一段階低い金額となっている 8。
表 9 と表 10 は、独身者と高齢夫婦の世帯収入に占める各収入源の割合を掲載したものである。
表9

独身者の世帯年収に占める各収入源の割合（単位：割）

公的年金 企業年金 個人年金

給与

不動産収入・利
息・配当金

その他

合計

男性未婚

7.43

0.60

0.45

0.75

0.50

0.28

10.00

男性離別

5.58

0.77

0.08

2.38

0.23

0.96

10.00

男性死別

6.55

0.90

0.35

0.95

0.85

0.40

10.00

女性未婚

6.09

0.96

1.13

0.70

1.04

0.09

10.00

女性離別

5.91

0.38

0.76

2.09

0.41

0.44

10.00

女性死別

6.45

0.82

0.64

1.18

0.36

0.55

10.00

合計

6.40

0.70

0.56

1.36

0.54

0.44

10.00

注：四捨五入の関係で合計に一致しない場合がある。

まず、表 9 から独身世帯の比較からしていこう。
男女とも、公的年金収入が世帯収入の最も大きな収入源であることは共通している。特に、先述した世帯収入額が相対的に低い男性未婚者世帯では、世帯収入に占める公的年金の割合は 7 割を、女性未婚者世帯でも 6 割を超える。女性の離別者、死別者世帯では、世帯収入に占める公的年金の比率は 6 割前後にとどまり、給与の比率が男性よりも高い。この給与収入が、本人の就労によるものか、子ども世帯との同居による収入源であるのかは、
本調査からは判別できないが、年金収入の不足を就労収入で補っている可能性は高い。
表 10

高齢夫婦のいる世帯における世帯収入に占める各収入源の割合（単位：割）
公的年金

企業年金

個人年金

夫

夫

夫

給与

不動産収入・

その他

合計

標本数

0.39

0.25

10.0

599

4.57 1.97 0.90 0.28 0.26 0.10 0.94 0.50

0.39

0.30

10.0

283

正社員と非正規労働者中心

4.73 1.63 0.63 0.21 0.25 0.10 1.44 0.61

0.28

0.09

10.0

152

正社員と無職中心

5.42 1.60 0.40 0.10 0.37 0.09 0.80 0.12

0.50

0.19

10.0

104

妻

利息・配当金

夫婦世帯合計4.75 1.78 0.67 0.22 0.30 0.12 1.03 0.47

夫婦とも正社員中心

妻

妻

妻

夫

注：四捨五入の関係で合計に一致しない場合がある。

8 本調査の限界として、世帯員別の収入源を把握できない点がある。調査対象者が子どもと同居している家

計の場合には、子どもの就労や経済状況に影響を受ける可能性は高い。この点についての検証は、今後の課題としたい。

46

表 10 の高齢夫婦世帯の世帯収入に占める収入源の割合を見ると、夫婦とも正社員であった世帯であっても、世帯収入に占める妻の公的年金の割合は 2 割にも満たない。家計に占める企業年金、個人年金、給与のいずれの割合を比較しても、妻より夫の割合が高い。
男女賃金格差が大きく、就業期間が短かったと推察される高齢女性の場合、共働き世帯であってもその収入が家計に占める割合はそう高くないことを表している。
また、正社員と無職中心の専業主婦世帯、いわゆるモデル世帯に最も近い世帯では、世帯収入に占める夫の公的年金の割合は 5.4 割（54％）、妻の公的年金の割合は 1.6 割（16％）
で、世帯収入の約 7 割が公的年金で占められている。専業主婦世帯は、他の 2 つの夫婦世帯と比べても公的年金が世帯収入に占める割合が高く、マクロ経済スライドによる公的年
金の給付水準の低下や、夫に先立たれた後の妻の年金受給額への影響が懸念されるところである。現行制度では、現役時代に無業であった専業主婦の場合は、高齢期に夫に先立たれ寡婦になった場合、夫の老齢厚生年金の報酬比例部分の 4 分の 3 を受給できる。また、遺族年金には公租公課が課されないために、生活困窮のリスクは低いように感じられるかもしれない。しかし、厚生労働省「令和 2 年

年金制度基礎調査（遺族年金受給者実態調査）」によれば、遺族厚生年金受給世帯の世帯収入（全世帯）を見ると、年収 200 万円以下に 42.5％が集中し、単身世帯に限定すると 54.8％になる。稲垣（2021）の試算によれば、遺族年金が受給可能であっても、高齢死別女性の貧困率（生活保護生活扶助基準）は、2020年以降上昇し、将来的には 20％にまで達する。同試算では、女性の場合の貧困率は夫婦世帯が最も低いことから、高齢女性の貧困リスクは夫の存在やその経済状況に大きく左右されていることが分かる。
６

第 3 号被保険者の就業状況に関する多項ロジスティック分析
ここで、第 3 号被保険者のうち、①就業経験はあるが、現在無業の 3 号、②一度も就業経験がない 3 号、③現在就業している 3 号、を抽出し、それぞれの特徴について多変量解析を行うこととする。使用する変数は以下の通りである。
被説明変数は、①就業経験はあるが現在無業の 3 号、②一度も働いたことがない 3 号、③現在就業している 3 号、という 3 つのカテゴリーである。このうち、最も人数の多い①
就業経験はあるが現在は無職である者、を基準として多項ロジスティック分析をする。説
明変数は、年齢、大卒以上ダミー（大卒以上＝1）、世帯年収の階級値、現在の暮らし向き（1.とても苦しい～5.とても楽だ）の 5 段階 9の主観的困窮度、女性の労働供給に影響を及ぼす変数として、末子が未就学児（6 歳以下）であるか（末子が未就学児の場合＝1）、本人の就労状況に影響を及ぼす変数として、健康満足度 10（「5.十分に満たされている」から「1.
全く欠けている」、の 5 段階）、性別役割分業意識をあらわす変数として「夫は外で働き、妻は家事をするものだと思う」、「育児は主として妻が担うものだと思う」（「1.まったくあ910

調査票の設問の選択肢の順番を反転させている。
「現在のあなたの生活で、以下のことがどの程度満たされていると思いますか」の設問の選択肢を反転させている。5 十分に満たされている、4 まあ満たされている、3.どちらともいえない、2.やや欠けている、
1.まったく欠けている、の 5 段階である。

47

てはまらない」、から「4.よくあてはまる」までの 4 段階 11）を使用した。基本統計量は表
11、分析結果は、表 12 の通りである。
表 11

基本統計量
平均値

標準偏差

1.84

0.95

第3号被保険者の3類型

最小値

最大値
1

標本数
3

351

うち就業経験があるが現在無業の3号

191

うち一度も働いたことがない3号

26

うち現在就業している3号

134

年齢

46.66

6.99

35

59

351

大卒以上ダミー

0.37

0.48

0

1

351

707.41

325.10

50

10000

351

現在の暮らし向き

2.89

1.04

1

5

351

末子未就学ダミー

0.21

0.40

0

1

351

健康満足度

3.27

1.00

1

5

351

老後生活のための資産形成をしていない

0.21

0.406

0

1

351

夫は外で働き、妻は家事をするものだと思う

2.22

0.81

1

4

351

育児は主として妻が担うものだと思う

2.29

0.79

1

4

351

世帯年収階級値（万円）

表 12

第 3 号被保険者の就業状況に関する多項ロジスティック分析

注：***:p<0.01 **:p<0.05 *:p<0.1 をあらわす。

11

調査票の設問の選択肢の順番を反転させている。

48

まず、
「一度も働いたことのない 3 号」のカテゴリー結果から見ていこう。すべての変数において、有意になったものはなかった 12。つまり、本調査の分析結果からは、年齢等の要因をコントロールすると、現在働いていない第 3 号被保険者が過去に就業経験があったか否かは、学歴等や個人の価値観などとの関連性は見いだせなかった。
「現在就業している 3 号」のカテゴリーを見ると、年齢、学歴、世帯年収、現在の暮ら
し向きといった変数は有意にはならなかった。末子が未就学であることが、マイナスの係数で、1％水準で有意となっており、未就学児がいると、母親は就労しない傾向があることが分かり、おおむね女性労働の先行研究の知見と一致した。また、主観的な健康満足度も、1％水準でプラスの係数で有意となっており、主観的健康状態が良い者ほど就労しやすいことが分かった。また、老後生活のための資産形成をしてないという変数は、マイナスの係数で、5％水準で有意となっており、現在就業している第 3 号被保険者の方が、就労していない第 3 号被保険者よりも老後の備えをしていることが分かった。また、性別役割分業観を尋ねた、「夫は外で働き、妻は家事をするものだと思う」という変数はマイナスの係数で、5％水準で有意となっており、性別役割分業観が相対的に弱い者が働いていることが分かった。一方で、「育児は主として、妻が担うものだと思う」という変数は有意とはならなかった。
つまり、本分析からは、調査時点で賃金労働に従事していない第 3 号被保険者が過去に就業経験があったか否かを分ける要因は、年齢や他の要因をコントロールすると、特段の理由が見つからなかった。また、就業経験がある第 3 号被保険者が、現在就業しているか否かについては、労働経済学の先行研究で指摘されているように、末子の年齢や本人の健康状態、性別役割分業観が影響を及ぼしていることが分かった。
７

有配偶非正規労働者の厚生年金加入に関する二項ロジスティック分析
最後に、有配偶の非正規労働者に限定して、第 2 号被保険者として独自に厚生年金保険の保険料負担をするか、あるいは第 3 号被保険者となるかについて二項ロジスティック分析を行う。
使用する変数は、被説明変数として、非正規 2 号ダミー（0=第 3 号被保険者、1＝第 2 号
被保険者）を使用し、説明変数として年齢、学歴として大卒ダミー（大卒以上=1）、健康満
足度（1～5）、世帯年収階級値（万円）、現在の暮らし向き（1～4：数字が大きいほど暮らし向きに余裕がある）、勤務先の企業規模が社会保険の適用拡大の対象であるかの影響を見るための、企業規模 500 人未満ダミー（500 人未満=1）、週平均労働時間、現在の仕事や職場の満足度指標のうち、WLB 13に関する仕事・職場の満足度、全体としての仕事・職場の満足度をそれぞれ 5 段階 14（数字が大きいほど満足度が高い）、さらに新型コロナウイルス
12「一度も働いたことがない 3 号」の標本数は 26 サンプルで、全分析標本数に占める割合はわずか 7.4％にすぎない。標本数が少ないために標準誤差が高止まりして p 値が有意にならなかったとも考えられる。
13 家庭と仕事の両立をさす。本稿では、ワークライフバランスの略称として使用する。
14 設問の選択肢を反転させ、1.とても不満である、2.やや不満である、3.どちらとも言えない、4.やや満足している、5.とても満足している、の 5 段階である。コロナ流行後の仕事・職場の満足度指標も同様に反転させている。

49

感染症の影響は正社員よりも非正規労働者に相対的に集中したことを考慮し、新型コロナ
流行前の 2019 年と現在を比べての満足度変化として、WLB に関する仕事・職場の満足度の変化（コロナ）、全体としての仕事・職場の満足度（コロナ）（それぞれ 1～5 段階。数字が大きいほど満足度が新型コロナウイルス流行前よりも高くなった）を使用した。
基本統計量は表 13、分析結果は表 14 である。
表 13

基本統計量
平均値

標準偏差

非正規2号ダミー

0.478

0.500

0

1

335

年齢

47.230

6.660

35

59

335

大卒以上ダミー

0.308

0.462

0

1

335

健康満足度

3.442

0.917

1

5

335

693.433

311.436

100

1500

335

現在の暮らし向き

2.854

0.988

1

4

335

企業規模500人未満ダミー

0.618

0.487

0

1

335

週平均労働時間

25.36415.847

3

100

335

WLBに関する仕事・職場の満足度

3.946

0.867

1

5

335

全体としての仕事・職場の満足度

3.543

0.904

1

5

335

WLBに関する仕事・職場の満足度の変化（コロナ）

3.081

0.566

1

5

335

全体としての仕事・職場の満足度の変化（コロナ）

2.979

0.544

1

5

335

世帯年収階級値（万円）

表 14

最小値

最大値

度数

有配偶非正規労働者の厚生年金加入に関する二項ロジスティック分析
B

標準誤差

Wald

自由度

有意確率

Exp(B)

年齢-0.013

0.018

0.472

1

0.988

大卒以上ダミー-0.406

0.271

2.25

1

0.666

健康満足度

0.163

0.139

1.368

1

1.177

世帯年収階級値

0.001

0

5.594

1

現在の暮らし向き

-0.19

0.136

1.95

1

0.827

企業規模500人未満ダミー-0.008

0.241

0.001

1

0.992

週平均労働時間

0.025

0.008

9.49

1

***

1.025

WLBに関する仕事・職場の満足度

-0.46

0.179

6.599

1

*

0.631

全体としての仕事・職場の満足度-0.193

0.175

1.214

1

0.825

0.37

0.262

1.995

1

1.448

全体としての仕事・職場の満足度の変化（コロナ）

0.479

0.282

2.883

1

定数

-0.789

1.24

0.405

1

Nagelkerke R2 乗

0.137

WLBに関する仕事・職場の満足度の変化（コロナ）

標本数

**

*

1.001

1.615
0.454

335

注：***:p<0.01 **:p<0.05 *:p<0.1 をあらわす。

年齢、学歴、健康に関する変数は、いずれも有意にならなかった。世帯の経済状況をあらわす指標では、世帯年収階級値が 5％水準でプラスの係数となり、妻が第 2 号被保険者として働く世帯の方が、世帯年収が高い傾向にあることが分かった。また、現在の暮らし
向きは有意とはならなかったが、マイナスの係数となっており、世帯年収階級値の数値結50

果と整合性がとれる。
企業規模に関しては有意にはならず、中小企業であることを理由に社会保険適用の回避が行われることは確認できなかった。また、当然ながら、週平均労働時間は第 2 号被保険者の方が長かった 15。
WLB に関する仕事・職場の満足度については、10％水準と弱いながら、第 2 号被保険者の方が WLB の満足度が低い傾向にあることが分かった。非正規労働で働く女性は、労働時間の伸張を家庭生活の時間で調整していることがうかがわれた。一方で、全体としての仕事・職場の満足度については、第 2 号被保険者であるか否かは有意にはならなかった。
また、新型コロナの影響を見るため、仕事・職場の満足度の変化を見ると、WLB に関する仕事・職場の満足度の変化は統計的には有意にならない一方で、全体としての仕事の満足度の変化はプラスの係数で有意となった。これは、第 2 号被保険者が新型コロナ流行前
よりも現在の仕事満足度が高くなったと回答していると解釈でき、興味深い結果となった。
この背景には、厚生労働省（2021）が説明するように、年収 100 万円未満の女性雇用者、
つまり第 3 号被保険者と重複する層に雇用量の減少が集中したことと関連があるだろう。
新型コロナウイルス感染症の拡大による雇用調整のしわ寄せは、非正規労働者のなかでも短時間雇用者に集中した結果と考えられる。
８

おわりに
本研究は、女性のライフコースの多様化とともに、第 3 号被保険者像も一様に捉えることは限界があるのではないかという問題意識のもと、家計や老後の生活への備え、元専業主婦世帯の老後の家計について分析を行った。その結果、以下のことが明らかになった。
① モデル年金の世帯に相当する、第 3 号被保険者で一度も就業経験がないという者の割合
は、若年世代になるほど少なくなる傾向がある。本調査によれば、就業経験のない者が多い 70～74 歳層でも、その割合は 36％にすぎない。モデル年金の給付水準は財政検証の指標としては意義があっても、個々人の老後の生活設計の指標として使用するには限界が生じている。
② 第 3 号被保険者の世帯収入や金融資産、老後への備えの状況は、かなり多様化している。本調査の分析結果では、第 3 号被保険者が自身で加入できるようになった iDeCo（個人型 DC）の加入率は低く、老後の資産形成手段はもっぱら預金や保険などの従前からある金融商品が活用されていることが分かった。また、第 3 号被保険者世帯の「老後の備えを何も行っていない」割合は、夫婦がともに第 2 号被保険者である世帯よりも高かった。
③ 高齢期において夫の公的年金収入が家計に占める割合は、過去の経歴が専業主婦中心であった世帯の方が正社員・非正規労働者を含めた共働き世帯よりも高い傾向があった。
2019 年財政検証で、マクロ経済スライドによる公的年金の給付水準の低下は、相対的
15

なお、週労働時間を外して同様の分析を行った場合、有意になった変数は同じであったが、WLB に関する仕事・職場の満足度の有意水準は 1％未満でマイナスの係数となり、長時間労働をする非正規労働者は仕事と家庭生活の満足度が労働時間の短い第 3 号被保険者よりも低い傾向が見られた。

51

に年金給付額における基礎年金収入が占める割合が高い世帯により深刻な影響を与えることが示されており、低所得の専業主婦世帯では、寡婦になった際の生活困窮リスクが高まり、女性の貧困問題をさらに深刻化させる可能性がある。
④ 現役世代の第 3 号被保険者の就労状況について、多項ロジスティック分析を行った結果、年齢や学歴、世帯収入などを調整すると、現在就業していない第 3 号被保険者の就業経験の有無を分ける決定的な要因は見いだせなかった。一方、現在就業しているか否かを分ける要因は、未就学の子どもがいることや、健康状態、性別役割分業観など、多くの労働経済学の先行研究の知見と共通していた。有配偶の非正規労働者が厚生年金に加入し、第 2 号被保険者になるか否かについては、世帯収入、週労働時間、家庭と仕事の両立に関する指標が有意となった。また、第 2 号被保険者である非正規労働者の方が第 3 号被保険者の非正規労働者よりも、コロナ拡大後の仕事・職場への満足度が高くなったことが明らかとなった。
5 年に一度行われる公的年金の財政検証では、モデル世帯の所得代替率（給付水準）が年
金財政維持の目安の指標として活用されている。時系列での給付水準の推移を比較する上では意義のある指標であっても、自身の老後の生活設計には適切ではないことも留意すべきである。個々人の公的年金の受給額の見込みは、「ねんきん定期便」が使用されているが、具体的な金額を閲覧できるのは 50 代以降になる。老後の生活設計は十分な就労期間が残された比較的若い世代にこそ有効であり、若い現役世代には高齢期の公的年金、自身の就
労、資産形成などの適切な情報提供をする必要がある。金融の知識やその適切な対応力をはかる金融リテラシーは、就業経験があり、日常から経済や金融に触れる機会がある人ほど高いとされており、一度も就業経験がない女性が独学で金融知識を獲得し、適切な金融商品を選択するのはきわめて難しい。この点については、ライフプランセミナーを含めた気軽に参加できる金融教育の機会をもつことも、方策の一つとしてあげられよう。
今後、消費者物価の上昇を背景に、マクロ経済スライドが本格的に実施されれば、低所得者層の年金額も下限なく引き下げられる。高齢期の貧困問題に公的年金制度、社会保障制度がどう対応すべきかの検討も急がれる。
【謝辞】
本稿は、公益財団法人年金シニアプラン総合研究機構「第 7 回サラリーマンの生活と生きがいに関する調査研究会」による研究成果の一部である。本稿作成にあたり、研究会メンバーである高山憲之氏（公益財団法人年金シニアプラン総合研究機構理事長）、大風薫氏（京都ノートルダム女子大学准教授）、神原理氏（専修大学教授）、菅谷和宏氏（三菱 UFJ
信託銀行㈱ 年金コンサルティング部 上席研究員）、事務局の板谷英彦氏（公益財団法人年金シニアプラン総合研究機構専務理事）、山本進氏（同審議役）、福山圭一氏（同上席研究員）、長野誠治氏（同総務企画部長）、朝緑尚一氏（同参事）、石尾勝（同特任研究員）、平河
茉璃絵氏（同研究員）の各氏から多くの貴重なコメントを得た。ここに謝意を記す。なお、
本稿にありうる誤りは筆者の責に帰すものである。

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53