研究助成
報告論文

日本における家計の予備的貯蓄―理論と実証―竹田 陽介（上智大学経済学部助教授）

大越 利之（上智大学経済学研究科博士課程）

1. はじめにクの計測について述べ、日本における予備的貯蓄仮説の妥当性についての実証研究を概観する。

近年における日本経済の停滞の原因として、

第3節では、予備的貯蓄を明示的に含む理論モデ「雇用不安」が挙げられる。吉川（1999）は、90

ルにおけるインフレのコストを、日本の90年代に年代の日本経済を振り返って、「バブルが崩壊しおける状況を考慮しつつ、シミュレーションによた直後、92年には法人経営者、自由業者、高齢って計測する。第4節で結論をまとめる。

退職者層を中心に株価の下落による『逆資産効果』が消費を冷え込ませた。しかし、家計消費全

2. 家計の予備的貯蓄（Precautionary Saving）

体についていえば逆資産効果はあまり大きくな

この節では、家計の予備的貯蓄1）に関する理論

く、むしろ『雇用不安』や『公的負担増』の影響モデルを概説するとともに、近年盛んになってきの方が大きい」[吉川, 1999:49]と述べている。確か

た、日本における実証研究の成果をまとめる。

に、「全部雇用」と呼ばれてきた労働保蔵（Labor（1）理論モデル

Hoarding）が減少しつつある[野村，1998]。しか家計の予備的貯蓄に関する理論モデルの構築

し、統計データによれば、終身雇用制度が崩れつ

は、1980年代末以降盛んに行われてきた

つあることは認められない[Genda=Rebick，2000、[Caballero，1990、 Kimball=Mankiw，1987、

Kato，2001]。

Kimball，1990、解説としては、Blanchard=

それでは、現実に雇用不安は生じていないのか、

Fischer，1989、石原，2001]。予備的貯蓄行動をそれがマクロ経済に及ぼしている影響はないのか。

直感的に説明すると、安全資産の収益率が一定

本論文は、雇用不安による所得リスクを計測し、かつ主観的割引率に等しいと仮定するとき、家計それが予備的貯蓄に及ぼす影響について分析すの期待効用最大化の一階条件E［U'（Ct＋1）｜t］＝る。さらに、予備的貯蓄が無視し得ない状況におU'（Ct ）
より、U"'＞0の下では、所得の不確実性のいてインフレが生じた場合に、どれだけのコスト高まりによって期待限界効用（Expectedが発生するのかについて定量的な分析を行う。

Marginal Utility）が上昇する。一階条件を満た

本論文の目的は、以上のテーマに関するわれわ

すためには、限界効用が逓減する（U"＜0）危険れ自身の研究 [大越，2002、Takeda=Ueda=

回避的な（Risk Averse）家計は、現在の消費Ct

Okoshi，2001]を中心にして、日本における家計に比べて将来の消費C t＋1を増加させなければならの予備的貯蓄に関連する研究について説明するこない。所得の不確実性のために、消費者は消費とにある。以下、第2節で家計の予備的貯蓄に関のタイミングを遅らせ、より慎重な行動（Prudence
Behavior）をとるようになる。より一般的には、する理論モデルを提示し、所得リスク・雇用リス69

季刊家計経済研究 2002 SUMMER No.55

所得が分散可能（Diversifiable）でなく、消費のexp（−αCt）＝E t exp（−αCt＋1）

効用関数が2次関数（U'"＝0）ではない場合に、所得の不確実性のために、消費・貯蓄は影響を受ける。

さらに、予算制約式At＋1＝At＋Yt−Ctより

E tC t＋1＝At＋1−At＋2＋E tYt＋1

ところが、このような予備的貯蓄および最適な＝C t＋1−Yt＋1＋E tYt＋1

消費に関する誘導解（Reduced Form Solution）＝C t＋1−Yt＋1＋Yt

を解析的に解くことは、効用関数が絶対的危険
回避度一定（Constant Absolute Risk Aversion）＝C t＋1−e tVar（＝σ ，Var（＝σ2Cとすると、
t Yt＋1）t C t＋1）2の関数の場合を除いて、困難である。以下では、
予備的貯蓄モデルの例として、CARAのケースについて説明する。
家計の期待効用最大化の問題を定式化すると、
T 1
1
maxE0 Σ−− exp（−αCt）t 0 α−

ασ2
exp(−αCt）＝Etexp(−αCt＋1）＝exp｛−α(EtCt＋1− c ）
｝
2
2
α
σ
−
α
−
＝exp
｛ (Ct＋1 −et）｝
2

したがって、最適化の条件を満たす消費水準は、
2
Ct＋1＝Ct＋ασ ＋et
2

＝

s.t.

At+1＝At＋Yt−Ct ,Yt＝Yt 1＋εt ,の式に従う。所得の不確実性σ2が高まると、将εt 〜N（0,σ2）

来の消費水準が増加していくことがわかる。また−

危険回避度が高い家計（大きいαをもつ家計）ほT期間生存する家計の効用関数は、絶対的危険回避度（Absolute Risk Aversion）が一定（α）

ど、消費経路の傾きは大きくなり、消費行動も慎重になる。

である。簡単化のために、主観的割引率は安全

さらに、予算制約式At＋1＝At＋Yt−C tを生存期

資産Atの収益率に等しく、どちらも0であると仮間の終了時点Tまで伸ばした通時的予算制約式定する。所得Ytはランダム・ウォーク（Random（Intertemporal Budget Constraint）と、横断性

Walk）に従い、そのイノベーションεtは平均ゼ条件（Transversality Condition）1im At＝0より、
t→T

2

ロ、分散σ の正規分布によっている。現時点t＝0の情報量の下で期待効用を最大化するように、

T−t−1

At＝−∑
（Yt＋i−Ct＋i）
i＝0

家計は最適な消費水準の経路C t，t＝0，
…T−1を
決定する。

消費経路に関する上の式を代入するとこの問題の解を求めるには、以下のBellman方
程式を解けばよい。
1−− exp(−αC ）｛（Ct＋1,At＋1;Yt＋1）｝（Ct,At;Yt）ν＝max E
t ＋ν
t
α
｛Ct｝

1階の条件は、exp(−αCt）＝Et ∂νt＋1∂At＋1

Envelope Theoremより

1
T−t−1
Ct＝――
―α
σ2
T−t A t +Yt−―――4

よって、貯蓄S tは、
St≡Yt−Ct
1
T−t−1
＝−――
―α
σ2
T−t A t + ―――
4

したがって、不確実性が高くなるほど、所与の所得と資産の下での消費のレベルは低下し、予備的貯蓄が増加する。
（2）「将来」のリスクの計測∂νt＋1 ＝∂ut＋1 ＝exp(−αC ）t＋1∂At＋1 ∂Ct＋1

よって、
70

日本における予備的貯蓄に関する実証研究の
嚆矢は、小川（1991）である。小川（1991）は、Carlson and Parkin（1975）による方法を用い

日本における家計の予備的貯蓄て、第一次、第二次のオイル・ショックの時期にと仮定している。以下では、ケース4についての所得リスクが増大し、貯蓄率の上昇につながってみ、家計の実質所得成長率に関する予測値の平いること、とりわけ農家家計のリスクが増大して均値、分散（標準偏差）を示すことにする。

いることを実証した。ここでは、より近年におけ用いるデータは、『消費動向調査』（内閣府）のる実証研究である、大越（2002）、土居（2001）

サーベイ・データ、消費者物価指数（総務省）、

を紹介する2）。

および『家計調査月報』（総務省）の可処分所得

Carlson=Parkin法とは、ある経済変数の変化のである。標本の対象は全家計、高所得家計、低所予想に関してサーベイ・データが与えられている

得家計の3つである。高所得者層と低所得者層は、とき、その変数の社会（母集団）全体としての平全家計の上限および下限から、それぞれ約20％の均的な予測値を作成する方法である。この所得者層を示している。具体的には、『家計調査

Carlson=Parkin法により母集団全体の予測値のみ

月報』から5分位所得階層別に家計所得のデータ

ならず、各経済主体の予測値の分散も求められが得られる。これに従い、『消費動向調査』からる。所得リスクのみならず、期待インフレ率の計得られる所得階層別の名目所得成長率と期待イン

測、実質利子率の計測など、期待の指標を測る上フレ率も、高所得家計、低所得家計においてそれで、応用範囲の広い方法である（近年の応用例とぞれ上下限から約20％の水準で分類した。

して、竹田=小巻=矢嶋，2001、福田=慶田，2001

まず、図表−1において、全家計の実質期待所などがある）。

得成長率に関する予測値の平均値を見てみる。2（a）所得リスク回のオイル・ショックを含む74年から80年は、所

大越（2002）は、小川（1991）や土居（2001）

得成長率の期待値が低くなり、80年代は、安定と同様、Carlson and Parkin（1975）によって、的に正の所得成長率の期待値を示している。し日本における所得リスクを計測している。通常、かし、バブル崩壊直後の91年から95年にかけて、

所得リスクの指標として、サーベイ・データから

やや成長率の低下が観察される。95年から2000推定される分散（標準偏差）を用いることが多年の期待所得成長率は、全標本期間中最も低い

い。しかし、多くの家計が一致して、将来の所得値を示している。

が下がると予想しているという意味において「リ次に、図表−2で実質期待所得成長率の標準偏スク」が存在する場合には、こうしたリスクを分差（分散）を見てみる。ピーク時の74年第4四半

散によって捉えることはできない。近年の日本経期には、オイル・ショックによって将来所得の不済におけるように、終身雇用制度の形骸化が囁

確実性が大幅に増大したことがわかる。84年まで

かれる状況の下では、こうしたリスクのもつ意味低下した後、85年から87年、89年から92年にかは大きいと言わなければならない。大越（2002）

けて所得成長率の分散が大きくなっている。これは、このリスクを分散ではなく、実質所得成長率

らの原因として、それぞれ円高不況、バブル崩壊

に関する予測値の「平均値」によって捉えること直後の資産価格低下の影響を受けていると考えを目的にしている。

られる。また98年から2000年にかけて再び分散

大越（2002）では、t期にインフレに関する期が大きくなっている。99年第4四半期のピーク時

待形成を行う主体がもっている情報集合Ωt−1の特にはオイル・ショック以降もっとも高い水準であ定化に応じて、4つのケースを試している。第1のる。この点は、昨今の高い失業率や、株価の低ケースは、標本期間中一定の情報量を有してい

下などの影響で、所得に対する不確実性が高まると仮定する場合、第2のケースは、過去1年間っていることを強く反映していると考えられる。

のインフレ率から構成されると仮定する場合、第さらに、図表−3・4・5・6において、所得階層3のケースは、過去2年間のインフレ率、第4のケ

別に実質期待所得成長率の平均値と標準偏差の特ースは、過去3年間のインフレ率から構成される徴を挙げる。全期間を通して、高所得者層の実質71

季刊家計経済研究 2002 SUMMER No.55

図表-1

実質期待所得成長率の平均値：全家計

0.1

94 Ⅰ

95 Ⅰ

96 Ⅰ

97 Ⅰ

93Ⅲ

95Ⅰ

95Ⅳ

96Ⅲ

00 Ⅰ

93 Ⅰ
92Ⅳ

99 Ⅰ

92 Ⅰ
92Ⅰ

99Ⅲ

91 Ⅰ
90Ⅲ

98Ⅳ

90 Ⅰ
89Ⅳ

98 Ⅰ

89 Ⅰ
89Ⅰ

98Ⅰ

88 Ⅰ

87 Ⅰ
86Ⅳ

87Ⅲ

86 Ⅰ
86Ⅰ

85 Ⅰ

84 Ⅰ

83 Ⅰ

82 Ⅰ

81 Ⅰ

80 Ⅰ

79 Ⅰ

78 Ⅰ

77 Ⅰ

76 Ⅰ

-0.05

75 Ⅰ

0

74 Ⅰ

0.05

-0.1
-0.15

00Ⅱ

97Ⅱ

94Ⅱ

91Ⅱ

88Ⅱ

85Ⅱ

84Ⅲ

83Ⅳ

83Ⅰ

82Ⅱ

81Ⅲ

80Ⅳ

80Ⅰ

79Ⅱ

78Ⅲ

77Ⅳ

77Ⅰ

76Ⅱ

75Ⅲ

74Ⅳ

0.14
0.12
0.1
0.08
0.06
0.04
0.02
0

74Ⅰ

図表-2 実質期待所得成長率の標準偏差：全家計

期待所得成長率が低所得者層のそれを上回っていて、所得リスクではなく、「雇用リスク」に焦点る。74年から80年は、高所得者層、低所得者層とをあてている。雇用環境の悪化が生じた1990年代も実質期待所得成長率が低く、全家計の場合と同中葉以降、賃金闘争よりも雇用の確保を目指すよ

様に、その後90年初頭まで、安定的に成長率は伸うになった春闘を見てもわかるように、家計の消びている。しかしながら、90年代に入ると所得成費、貯蓄行動に影響を与えているのは、所得自体長率が低下し始め、96年から2000年の平均は、というよりは、雇用が確保されるか否かというリ

標本期間中もっとも低い値を示している。また、

スクの方であると考えられる。

変動パターンは、両所得者層とも全家計と同様であることがわかる。

土居（2001）では、『消費動向調査』における雇用環境の見通しに関するサーベイ・データか

実質期待所得成長率の標準偏差も、全期間をら、有効求人倍率、完全失業率を数量化したも通して、実質期待所得の分散は両所得者層とものを計測している。結果の図によると、平均値で全家計と似通った変動をしているが、全家計より見た雇用リスクが1992年以降、急激に高まって高い水準で動いている。低所得者層の期待所得いるのが見られる。分散の推計値は、1997年半ばの分散が高所得者層のそれより若干大きいが、90から、大きく上昇している。後者の高まりは、国

年代前半に関しては高所得者層の分散の方が大内の大手金融機関の破綻などが相次いだことが、きい値を示している。このことから、バブル崩壊

家計に雇用に対するリスクを感じさせる結果を意

後の資産価格低下の不安により、高所得者層の味していると考えられる［武藤，1999］。

将来所得への不確実性が大きくなったことが推測（3）予備的貯蓄仮説の実証できる［中川，1998］。

次に、予備的貯蓄仮説に関する実証研究を紹最後に、実質期待所得成長率の予測値に関す介する。研究の第1の方向は、日本の家計の安全る平均値と分散の動向を時系列で比較してみる志向に関する研究である。家計の危険回避度と、負の相関がみられる。家計の将来所得の不(Risk Aversion)あるいはプルーデンス係数（慎重確実性が大きいときには、将来の所得に対してマ度係数）を直接計測するものである［武藤，イナスの期待をしていることになる。

1999、石川=矢嶋，2002］。

(b) 雇用リスク
土居（2001）は、予備的貯蓄の決定要因とし
72

第2の方向は、予備的貯蓄仮説が、恒常所得仮説やライフ・サイクル仮説と比べて、日本の家計日本における家計の予備的貯蓄

図表-3

実質期待所得成長率の平均値：高所得者層

0.1

94 Ⅰ

95 Ⅰ

96 Ⅰ

94 Ⅰ

95 Ⅰ

96 Ⅰ

00 Ⅰ

93 Ⅰ
93 Ⅰ

00 Ⅰ

92 Ⅰ
92 Ⅰ

99 Ⅰ

91 Ⅰ
91 Ⅰ

98 Ⅰ

90 Ⅰ
90 Ⅰ

99 Ⅰ

89 Ⅰ
89 Ⅰ

98 Ⅰ

88 Ⅰ
88 Ⅰ

97 Ⅰ

87 Ⅰ
87 Ⅰ

97 Ⅰ

86 Ⅰ
86 Ⅰ

85 Ⅰ

84 Ⅰ

83 Ⅰ

82 Ⅰ

81 Ⅰ

80 Ⅰ

79 Ⅰ

78 Ⅰ

77 Ⅰ

76 Ⅰ

-0.05

75 Ⅰ

0

74 Ⅰ

0.05

-0.1
-0.15

図表-4

実質期待所得成長率の平均値：低所得者層

0.1

85 Ⅰ

84 Ⅰ

83 Ⅰ

82 Ⅰ

81 Ⅰ

80 Ⅰ

79 Ⅰ

78 Ⅰ

77 Ⅰ

76 Ⅰ

-0.05

75 Ⅰ

0

74 Ⅰ

0.05

-0.1
-0.15
-0.2

貯蓄を説明するのにどれだけ有力かを明らかにする。先に紹介した「所得リスク」を説明変数とCt 1−ρ
U（Ct）
＝ ――
1−ρ

する貯蓄関数を推計するものである［大越，2002、（相対的危険回避度ρ）にあてはめ、二階のテイ

土居，2001、石川=矢嶋，2002］。以下、それぞラー展開をすると、れの研究について説明していく。

ρη
2 2
Δ1nCt 1〜 −1t At 1）σ
2 t （E＋(a) 安全志向は強まっているのか?
図表−7は、各金融資産が全貯蓄に占める割合＋＋

d1nCt 1が得られる。ただし、ηt 1＝―――
dAt 1
＋

＋

（1）
は、消費の

＋

を示している（『貯蓄動向調査』）。1989年以降、資産に対する（準）弾力性を表す。このとき、有価証券の割合が激減すると同時に、定期性預

相対的慎重度ηt Rは、貯金・生命保険の割合が増えていることが見られる。このことは、日本の家計の安全志向が高まっとなる。

CtU''' ρ+1
ηt R ≡−――＝
U''ていることを意味するのか、安全志向は米国との武藤（1999）は、式（1）を推計し、相対的慎比較でも相対的に高いのかどうかは、予備的貯蓄

重度を計測している。武藤（1999）によれば、（1）

動機との関連で興味深い。

式の右辺に嗜好変化の影響、ライフ・サイクル特

その点を実証するために、Kimball（1990）で性の影響、地域特性の影響を加味して推計した結定義された相対的慎重度（Relative Prudence

果、相対的慎重度にあたる係数が有意なケースもMeasure）を計測する例がある。予備的貯蓄の理あるが、概して不安定な結果を示している。米国論モデルで触れたように、予備的貯蓄にとって重に関する推計［Dynan，1993］でも、必ずしも有要な要素は、効用関数の三次の微分係数U''' であ意な相対的慎重度は計測されていない。この点にる。この係数が大きければ、予備的貯蓄の誘引がおいて、日本の家計が米国に比べて特別に慎重で高まる。

あるという仮説は支持されない。

安全資産の利子率・主観的割引率がゼロであ

また、日本の家計貯蓄全般に関する実証研究でると仮定して、家計の期待効用最大化の一階条ある石川・矢嶋（2002）によれば、相対的危険回件（オイラー方程式）E［U'（C t＋1）
｜t ］＝U'（C t）

避度（Relative Risk Aversion Measure）を日米を、相対的危険回避度一定（CRRA）の効用関数

それぞれについて推計したところ、金融資産のみ
73

季刊家計経済研究 2002 SUMMER No.55

図表-5 実質期待所得成長率の標準偏差：高所得者層
0.25
0.2
0.15
0.1

90Ⅲ

91Ⅱ

92Ⅰ

92Ⅳ

93Ⅲ

94Ⅱ

95Ⅰ

95Ⅳ

96Ⅲ

97Ⅱ

98Ⅰ

98Ⅳ

99Ⅲ

00Ⅱ

91Ⅱ

92Ⅰ

92Ⅳ

93Ⅲ

94Ⅱ

95Ⅰ

95Ⅳ

96Ⅲ

97Ⅱ

98Ⅰ

98Ⅳ

99Ⅲ

00Ⅱ

89Ⅰ

89Ⅳ

88Ⅱ

89Ⅰ

90Ⅲ

87Ⅲ

88Ⅱ

89Ⅳ

86Ⅳ

87Ⅲ

86Ⅰ

86Ⅳ

85Ⅱ

84Ⅲ

83Ⅳ

83Ⅰ

82Ⅱ

81Ⅲ

80Ⅳ

80Ⅰ

79Ⅱ

78Ⅲ

77Ⅳ

77Ⅰ

76Ⅱ

75Ⅲ

74Ⅳ

0

74Ⅰ

0.05

図表-6 実質期待所得成長率の標準偏差：低所得者層
0.3
0.25
0.2
0.15
0.1

86Ⅰ

85Ⅱ

84Ⅲ

83Ⅳ

83Ⅰ

82Ⅱ

81Ⅲ

80Ⅳ

80Ⅰ

79Ⅱ

78Ⅲ

77Ⅳ

77Ⅰ

76Ⅱ

75Ⅲ

74Ⅳ

0

74Ⅰ

0.05

図表-7 貯蓄手段の比率：全世帯『貯蓄動向調査』
60％
50％
40％
30％
20％
10％
0％

59 60 61 62 63 64 65 66 67 68 69 70 71 72 73 74 75 76 77 78 79 80 81 82 83 84 85 86 87 88 89 90 91 92 93 94 95 96 97 98 99
19 19 19 19 19 19 19 19 19 19 19 19 19 19 19 19 19 19 19 19 19 19 19 19 19 19 19 19 19 19 19 19 19 19 19 19 19 19 19 19 19

通貨制預貯金/貯蓄

定期性預貯金/貯蓄生命保険など/貯蓄

有価証券/貯蓄を対象とする場合には、日本の家計の方が危険るデータを用いている。最小二乗法の推計では、回避度において高いが、実物資産まで含めると、

ダービン・ワトソン比が3以上の値をとるため、米国の方が高いという結論を出している。さらな

誤差項に系列相関を見出す。したがって、推計る実証研究がまたれる分野であろう。

方法として最尤法によるAR1を用いた。

(b) 予備的貯蓄動機は高まっているか?
次に、予備的貯蓄仮説に関する第2の研究方向として、計測された所得リスク、雇用リスクを説
明変数とする貯蓄関数を推計した研究がある。
大越（2002）では、実質所得成長率の期待値

S t /Yt＝α0＋α1μt＋α（
AGE ）
＋α（
α4
2
3 DUM 1）t＋
（DUM 2）α（εtt＋
5 DUM 3）t＋

St/Yt＝α0＋α1σ2t＋α（＋α（α4
2 AGE）
3 DUM1）t＋（DUM 2）t＋α（εt
5 DUM 3）t＋に関する平均値と分散を用いて、全家計、高所得者層、低所得者層それぞれの貯蓄関数を計測

全家計、高所得家計、低所得家計の所得リスクしている。実質所得成長率の期待値に関する平の係数は、すべて1％水準で有意である。つまり、

均値と分散の間の相関による多重共線性を考慮

将来の所得に対する不確実性やマイナスの期待が高して、平均値と分散のうち一つだけを説明変数とくなれば、貯蓄率が上昇することを意味している。

して用いている。その他の説明変数として、季節高齢者比率（AGE） の係数は、全家計、高所得

ダミー変数に加えて、ライフ・サイクル仮説の影

家計、低所得家計のすべてのケースにおいて、負響を考慮して高齢者比率を入れている。ただし、の値を示している。これは、退職後の高齢者は貯高齢者比率のデータは、所得階層別には存在し蓄を取り崩して生活するということを表している。

ないので、すべてのケースにおいて全家計に関す

ライフ・サイクル動機に基づく貯蓄行動の重要性

74日本における家計の予備的貯蓄

図表-8 貯蓄関数の推計（平均値）
定数項
平均値 高齢者比率
ダミー変数
R＾2
0.381
−0.241−0.011−0.249−0.039−0.1360.910692
全家計
31.05
−2.96
−12.17−27.08−4.62−14.840.464−0.239−0.013−0.315−0.051−0.173
高所得
0.91592
家計
34.69
−3.41
−14.55−21.37−5.30−11.750.327−0.100−0.011−0.207−0.035−0.112
低所得
0.949154
家計
47.30
−3.42
−23.73−25.72−7.38−13.96＊R＾２、S.E.、
D.W.はそれぞれ、
自由度修正済み決定係数、推計式の標準誤差、
ダービン・ワトソン比＊枠内はt値

D.W.

S.E.

1.84657

0.030265

1.577650.039227

1.875510.019992

D.W.

S.E.

1.84657

0.028748

1.599430.034142

1.823930.020315

図表-9 貯蓄関数の推計（分散）
定数項
分散
高齢者比率
ダミー変数
R＾2
0.324
0.664
−0.009−0.253−0.043−0.1370.928218
全家計
24.90
6.77
−10.29−28.14−5.77−15.230.391
0.466−0.009−0.321−0.056−0.175
高所得0.936305
家計
25.40
7.53
−10.22−20.74−7.04−11.300.317
0.081−0.010−0.208−0.036−0.112
低所得
0.947496
家計
36.42
3.71
−18.26−27.06−7.38−14.63＊R＾
２、S.E.、
D.W.はそれぞれ、
自由度修正済み決定係数、推計式の標準誤差、
ダービン・ワトソン比＊枠内はt値

図表-１０ 予備的動機による貯蓄率の上昇効果：将来所得のマイナス成長予測に起因
（％）
2.5
2
1.5
1
0.5
0 1974 1975 1976 1977 1978 1979 1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999
−0.5
−1
−1.5

も、無視し得ないことがわかる（図表−8・9）
。

全家計
高所得家計
低所得家計

0.96％に達している。係数から見ると全家計、高次に、計測された貯蓄関数に基づいて予備的所得家計、低所得家計でそれぞれ−0.241、−

貯蓄の大きさを推定する。ここでは、推計で用い

0.239、−0.1であった。また、全家計、高所得家計た四半期を平均した年次データを使って、計測すの変動幅は大きく非常に似通っているが、低所得る。あわせて、ライフ・サイクル動機に基づく貯家計については、小さい変動幅で推移している。

蓄の上昇効果についても、計測する。

一方、ライフ・サイクル貯蓄の上昇効果は74年か

まず、将来所得のマイナス成長予測に起因す

ら2000年の間に、−0.9％から−2.0％へ減少した。

る予備的動機による貯蓄率の上昇効果を見てみ次に、将来所得の不確実性に起因した、予備る（図表−10）。どの家計で見ても、70年代から的動機による貯蓄率の上昇効果を見ると（図80年代にかけてのオイル・ショックの直後に上昇

表−11）、全家計、高所得家計は、オイル・ショ

効果が高くなっている。第一次オイル・ショック

ック直後の74年から85年にかけて急激に低下して直後の74年に全家計、高所得家計、低所得家計いる。その後、小さい変動幅で推移し、97年以における上昇効果は、それぞれ1.16％、1.22％、

降緩やかに上昇している。低所得家計について

1.41％に達している。70年代から80年代前半にかは、ほぼ一定の水準で変化していることがわかけて変動幅は大きいものの、すべての家計においる。また、ライフ・サイクル動機に基づく貯蓄率て上昇効果は高い水準にある。80年代後半から90に与える影響は74年の−0.67％から2000年の−年代にかけて低い水準で推移しているが、97年か

1.50％まで減少した（図表−12）。

ら急激に上昇し、99年には全家計、高所得家計、これらの結果から、高齢化が進むにつれて、ラ

低所得家計においてそれぞれ1.98％、2.1％、

イフ・サイクル動機により貯蓄水準が減少するこ75

季刊家計経済研究 2002 SUMMER No.55

図表-１１ 予備的動機による貯蓄率の上昇効果：将来所得の不確実性に起因
（％）
10
9
8
7
6
5
4
3
2
1
0
19

全家計
高所得家計
低所得家計

74 975 976 977 978 979 980 981 982 983 984 985 986 987 988 989 990 991 992 993 994 995 996 997 998 999
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1

図表-１２ ライフ・サイクル動機による貯蓄率の上昇効果（％）
0 1974 1975 1976 1977 1978 1979 1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000
−0.5
分散のケース−0.1−1.5

平均のケース−2.0−2.5とが証明された。また、低所得家計は、所得リス

く貯蓄の決定要因であり［各仮説を支持する研究

クの大小にかかわらず、予備的動機で貯蓄をするとして、Horioka=Watanabe（1997）］、実質所得

ことが少ないということがわかる。全家計と高所の成長は、恒常所得仮説に基づく［Carroll，1997］。

得者層の変動過程が酷似していることから、日本

財政収支は、子供や孫の世代の効用まで考える利の家計貯蓄の動向は、高所得家計の貯蓄によって他的遺産動機から家計貯蓄と代替し、社会保障給左右されている。その高所得者層の貯蓄行動は、付は、利己的動機から家計貯蓄を引き下げる要所得リスクに大きく影響を受け、予備的貯蓄およ因となる。失業率の高まりは、雇用不安による予び家計貯蓄率を変動させる。近年、貯蓄率が下げ

備的貯蓄の動機となり、消費者信用の利用可能性

止まっているのは、ライフ・サイクル動機に起因は、流動性制約を緩める効果をもつので、貯蓄率

する貯蓄率の低下を相殺するほど、高所得者層のを引き下げる要因である［小川=北坂，1998］。

予備的貯蓄が増加していることが主な原因であると考えられる。

パネル・データ推計の結果に基づく要因分解によると、日本の家計貯蓄率については、高齢化要雇用リスクを説明変数とする貯蓄関数を推計し因が最も強く家計貯蓄率を引き下げてきた要因でた土居（2001）は、1986年以降のサンプル期間あり、財政収支が貯蓄率の上昇要因となっていにおいては、所得リスクよりも雇用リスクの方が、る。財政収支の赤字拡大が、家計の利他的遺産

所得階層別の貯蓄関数の説明変数として有力であ動機に基づき、家計貯蓄率を引き上げてきたことることを示している。雇用リスクの増大が、期待は、他のG7各国には見られない特徴である。

将来所得、恒常所得の減少を予測するという因果性は検定されないので、雇用不安が直接、予備的

3. 予備的貯蓄とインフレのコスト貯蓄に働きかけている可能性が高いとしている。

この節では、予備的貯蓄が顕在化している状

また、石川=矢嶋（2002）は、G7の国々に関し

況において、インフレが生じたときに発生するコて、家計貯蓄率に関する以下の決定要因のうち、ストについて考える3）。近年、日本におけるデフどれが有力かをパネル・データで実証した。人口

レの進行は、インフレーション・ターゲティング

構成比、実質所得の増加率、財政収支、社会保論に見られるように、金融・財政の両政策当局

障給付、失業率、消費者信用の利用可能性であに、インフレを起こしデフレ・スパイラルからのる。人口構成比は、ライフ・サイクル動機に基づ脱却を図ることを余儀なくしている。しかしなが76日本における家計の予備的貯蓄

ら、旧来の終身雇用制度の形骸化とともに、雇価値の分布に影響を与える。好景気においては、

用不安の高まりがある。雇用不安は、家計の予

将来の失業に備えた予備的貯蓄によって蓄積さ備的貯蓄を増加させるが、インフレが生じることれる資産が増加するが、そのとき、反循環的金融

によって、貯蓄の実質価値が下がり、家計による政策によってインフレが抑えられ、資産の実質価

消費の平準化(Consumption Smoothing)を難しく

値が一層増大する。一方、不景気のときには、する。この意味での「インフレのコスト」は、通逆のメカニズムが働く。

常考えられてきた、貨幣需要関数の尾（tail）の

このような設定の下で、インフレのコストを計

三角形［Bailey，1956, Lucas，1994］で近似さ測するため、さまざまなシミュレーションを行れるインフレのコストに比べて、雇用不安下ではう。ベンチマークとして、インフレがゼロのケー

大きいと考えられる。この節では、予備的貯蓄をスを扱う。第1に、1990年代のマネー・サプライ

明示的に含む理論モデルの中で、さまざまな状況の成長率が達成されるように反循環的な金融政の下でのインフレのコストを計測する。

策が実行されるケース（ケース１と呼ぶ）を考え（1）雇用不安と消費の平準化る。その場合、ベンチマークと比べて、GDP比

基本的な理論モデルは、Imroghoroglu（1992）

で0.66％のインフレのコストが発生する。次に、に基づく。最適解が解析的に得られる絶対的危

80年代のマネー・サプライ成長率が実行されるケ

険回避度一定（CARA）
ではなく、相対的危険回ース2では、GDPの0.89%のコストが見積もられ

避度一定（CRRA）の効用関数を有する家計が、期る。これらの数字は、通常考えられる貨幣需要関

待効用最大化を行う。雇用に関するリスクがあ数の尾（tail）の三角形（Triangle）で近似されり、そのリスクを分散（Diversify）
できないと想定

るインフレのコストが、GDPの約0.41％であるこ

する（Uninsurable Risk）。働き続ける場合には、とを考えると、大きいと考えられる。

一定の実質所得を得ることができるが、もし失業（3）非合理的な家計の存在

プールの中に入った場合、失業保険の給付しかも次のケース3として、非合理的な家計（Rule-of-

らえない。失業給付は、日本の現状と合うよう

Thumb Consumers）の存在を仮定する。非合理に、通常の所得の6割にあたる給付を3 ヵ月間だ

的家計とは、将来の失業を合理的に予想して就業け与えられると仮定する。また、資本市場は不完

中も予備的貯蓄を行う「合理的な」家計と異な全（Imperfect）
であり、貸し借りが一切できない

り、常に予備的な貯蓄を一切行わない家計を意味と仮定する。つまり、失業した場合には、消費している。こうした家計は、例えば80年代のバブを賄う手段として、自らの貯蓄、ここでは安全なル期そのままに90年代になっても消費生活を楽し資産である貨幣しか存在しない。消費を平準化む人々を表しているとも考えることができる。

することによって期待効用を最大化することがで非合理的な家計は、マネー・サプライを通じてきるので、合理的な家計は、働きながらも予備的一括して分配される政府支出によって、所得以な貯蓄を怠らないことが必要となる。

上に消費している一方、合理的な家計は、相対（2）インフレのコストと反循環的的には過少に分配されていることになる。つま（Counter-Cyclical）金融政策の役割

り、非合理的な家計の存在は、合理的な家計にここで、マネーをコントロールする中央銀行

負の外部性（Negative Externality）をもたらしが、反循環的な金融政策を行うと考える。マクている。

ロ経済全体の景気を2つの状態（s t＝h,∫）からCampbell=Mankiw（1989）の研究によると、成るとすると、マクロ全体の景気が良いとき

米国の家計のうち、3分の1から3分の2の割合が、（s t＝h）には引き締め策を採り、不景気になればこうした非合理的家計であると推計されている。

、緩和策を採ることになる。こうした反（s t＝∫）

ケース3では、90年代の金融政策の下で、家計の3

循環的金融政策は、家計の保有する資産の実質分の1、あるいは3分の2が、非合理的家計である77

季刊家計経済研究 2002 SUMMER No.55

図表-１３ 失業期間
6

月

男性

5
4

合計

3

女性

2
1
0

70 71 972 973 974 975 976 977 978 979 980 981 982 983 984 985 986 987 988 989 990 991 992 993 994 995 996 997 998
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
1
19 19
1
1
1
1
1
1
1
1

図表-１４ インフレのコストの比較
順位
1
2
3
4
5
6

ケース
4（ 1）90年代の金融政策、
失業3ヵ月
4（ 2）80年代の金融政策、
失業3ヵ月
1
90年代の金融政策、
失業5ヵ月
3（ 1）90年代の金融政策、
失業5ヵ月、
非合理家計3分の1
2
80年代の金融政策、
失業5ヵ月
3（ 2）90年代の金融政策、
失業5ヵ月、
非合理家計3分の2（2001）を中心にして、予備的貯蓄に関連する諸
GDP比％
0.09％
0.34％
0.66％
0.86％
0.89％
1.43％

研究について説明してきた。予備的貯蓄の理論
モデルにおいて重要な要素は、効用関数の3階微分であるが、それに関わるKimball（1990）の相対的慎重度に関する日米双方の実証研究から、日本の家計が特別に安全志向的であるとはいえない。Carlson=Parkin法に基づく所得リスク、雇ケースを考えている。シミュレーションの結果、3

用リスクの計測から、90年代前半のバブル崩壊

分の1の非合理家計の場合、GDPの0.86％、3分の2

後、資産価格の暴落により、高所得者層の所得の場合、GDPの1.43％のコストが発生している。

リスクが高まったことが確認できる。また、貯蓄（4）失業の長期化の影響

関数の推計から、近年、貯蓄率が下げ止まって最後のケース4として、失業の継続期間

いるのは、ライフ・サイクル動機に起因する貯蓄（Duration）が平均 5ヵ月から3ヵ月に短期化する率の低下を相殺するほど、高所得者層の予備的ケースを扱う。このケースの背景には、図表−13

貯蓄が増加していることが主な原因であると考えからもわかるように、90年代を通じて、失業プーられる。しかし、予備的貯蓄と並んで、日本にルに滞在する期間が長期化している事実がある。

おける大幅な財政赤字が、利他的動機に基づい

今後さらに、失業の長期化が続けば、家計の予て家計貯蓄を引き上げている可能性もあり得る。

備的貯蓄はますます必要になってくる。

雇用不安による予備的貯蓄が顕在化している現失業の継続期間が 3ヵ月に短縮化すると、ケー

在、インフレーションが生じると、家計は資産のス1の90年代の金融政策（GDPの0.66％）と同じ

実質的な価値の目減りから、消費を平準化する条件の下では0.09％に、ケース2の80年代の金融ことが困難になるという意味で、大きなコストを政策（GDPの0.89％）では、0.34％に大幅に縮小

払わなければならない。コストをより一層増大さすることがわかる。このことは、今後起こるであせる要因は、失業期間（Duration）の長期化とろう失業の長期化が、より一層インフレのコスト

非合理的な家計（Rule-of-Thumb Consumers）

を高める要因となることを表している。

の増加にあることが、シミュレーションの結果わ

以上のすべてのケースをまとめると、図表−14のとおりである。予備的貯蓄が顕在化している状かった。前者への対策として、ワーク・シェアリ
ング（Work Sharing）は有効であろう。

況において、インフレのコストを大きくする要素
は、失業の継続期間と非合理的な家計の割合であることがわかる。

4. まとめ以上、大越（2002）、Takeda=Ueda=Okoshi78

注† 財団法人家計経済研究所からの研究助成、および上田貴子助教授（早稲田大学政治経済学部）からの研究協力に対して、感謝の意を表する。
1 ）日 本 に お け る 家 計 貯 蓄 率 全 般 に つ い て は 、Campbell=Watanabe（2001）,Hayashi（1986）, Horioka（ 1989）, Horioka（1993）, Horioka=Watanabe（1997）,

日本における家計の予備的貯蓄

Ohtake=Horioka（1996）を参照されたい。
2）以下は、大越（2002）に依拠している。
3）以下は、Takeda=Ueda=Okoshi（2001）に拠っている。
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（たけだ・ようすけ）（おおこし・としゆき）

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