研究成果論文

社会保障と老後のリスクと貯蓄†
大来 洋一（政策研究大学院大学政策研究科教授）

エルビラ・クルマナリエバ（政策研究大学院大学博士課程）

わが国の貯蓄率が国際的にみて高いという状態

1. SNA統計改訂の影響は高度成長期が終わった後もかなり長く続いていた。しかし、貯蓄率は、ライフサイクル仮説に従齊藤・白塚（2003）は、上記の新旧の乖離は内えば人口の高齢化によって低下していくはずであ

閣府によると、「主として、93SNAでは不良債権り、その決定要因として人口の年齢構成を重視し償却が可処分所得から控除されていることによるたHorioka（1989）は、2012年に貯蓄率がマイナとされている」とし、家計部門の不良債権償却スになると予測していた。ところが、中川（1999）

は、新旧ベースの貯蓄率の乖離をいくらか説明が「90年代入り後も日本の家計貯蓄率はなぜ高いし、民間金融機関全体の不良債権償却をそれに合のか」と書くような事態、国民経済計算の旧系列わせたものは、新旧の乖離をほぼ全面的に説明す（以下では68SNA）での貯蓄率が90年代に「高止るとした。

まり」する事態が生じた。中川をはじめいくつか

93SNAの導入にあたって、経済企画庁経済研究の研究において老後のリスクに対応する予備的貯所（当時）が2000年11月に公表した「我が国の蓄の増加が有力な説明要因として考えられてい93SNA への移行について（暫定版）」では、る。

「68SNA 上での金融機関の不良債権償却の取扱い
１）

国民経済計算が93SNAという新系列 になり、は明確化されておらず、所得支出勘定の『その他2000年以降のデータが蓄積されてくると、状況はの経常移転』の一つとして位置付けて」いたものさらに変化した。図表−１にみられるように、旧を、「不良債権償却額をストックの調整勘定の系列における、1990年代の貯蓄率「高止まり」の『その他の資産量変動』の一項目として新たに表傾向に対し、新系列（以下では93SNA）による貯章し」たことに彼らは着目した。

蓄率はまったく異なった趨勢を示し、新系列1992、これを根拠として彼らは、93SNAベースの家計93年ごろの13％程度から最近では６％以下へと大の可処分所得に、家計の調整勘定における不良債きく下落している。日本の貯蓄率が国際的にみて権償却額とともに、民間金融機関の不良債権償却高いということはいえなくなってきたのである。

額を加算し（齊藤・白塚 2003の中の図４参照）、

本稿では、このように貯蓄率高止まり現象が新後者が新旧の乖離を大幅に縮小させることを見出

系列には存在しないにもかかわらず、家計の予備した。彼らが四半期データを用いたのに対し、こ的貯蓄、特に老後の不安に関連するそれが、90年

こでは暦年で同じ調整を行ったものを図表−１に掲

代以来最近までの家計の行動にやはり影響を与えげた。図中で「93SNAに全不良債権償却調整」とていることを明らかにする。

凡例で示されているものがそれで、この調整で新が旧の系列に非常に近くなっている。
しかし、二村（2005）によると、このような調

98

社会保障と老後のリスクと貯蓄

図表--1 68年基準と93年基準のSNAによる貯蓄率

たが、民間金融機関の不16.0

良債権償却額は法人等へ15.013.0の債権の償却も含むのに◆14.0◆
◆◆
◆

12.0

◆
◆
◆

11.0

15年確報（93SNA）
10年確報（68SNA）
93SNAに全不良債権償却調整
93SNAを概念の差で調整
原統計改訂等の影響調整

10.0

対して、家計貯蓄率の新旧の差に関係するのは、あくまでも家計向けの貸出金の償却分のみであ9.08.0る。したがって、このよ

7.0

うな調整の結果として新6.0
1990
1991
1992
1993
1994
1995
1996
1997
1998
1999
2000
2001

旧の計数が近づくのは偶然によるものと二村（2005）は結論している。

整によってあたかも新旧の乖離が説明できたよう

二村は家計貯蓄率乖離の要因は、①以上のように見えるのは偶然であるという。その理由の詳細な概念の変更の影響、加えて、②93SNAへの移行は大来（2006）に譲り、いくつかある家計の所得時における推計方法・基礎統計の改訂等の影響や消費等に関する新旧概念の違いのうち、2点のと、③93SNA移行後の基礎統計の改訂等の影響とみを掲げておく。

があるという。

（1）現物社会給付等の取り扱い：現物社会給付

蓄率を68SNA概念に転換する調整を行った結果（医療保険及び介護保険に係る社会保障基金か（図表−１「93SNAを概念の差で調整」）、68SNAらの給付）、教科書購入費等の移転的支出につとの乖離は依然として大きく、概念の違いは貯蓄いて、68SNAでは家計の可処分所得および消費率の乖離の主因ではないと結論づけている。

そして彼は、平成15年確報（93SNA）の家計貯の双方に含まれていたが、93SNAではいずれに２）も含めない 。これにより、貯蓄額には影響は要因②と要因③について、一部大まかな試算を用いつつ、93SNAに調整を施すと新旧の乖離はかないが、可処分所得が減少、家計貯蓄率は68Ｓ

なりの程度縮小することがわかる。
（図表−１「原ＮＡベースに比べて高まる。

統計改訂等の影響調整」）（2）不良債権の償却の取り扱い：68SNAでは、要するに概念の違いによる差はすべてを説明す

貸出金償却の取り扱いが明確に規定されておらるには程遠く、推計方法の改善や、原データの改ず、慣行上金融機関等による不良債権の償却を訂、追加による分が非常に大きい。

「その他の経常移転」とし、可処分所得に含ま齊藤・白塚（2003）のように、乖離の要因は主れるものとした。一方、93SNAでは、金融機として不良債権償却の取り扱いという概念の差と関等による不良債権の償却を、従来のような経すると、不良債権の償却が終わるにつれて、新旧常取引・金融取引として捉えるのではなく、調の差が縮まり、旧ベースでの高止まり傾向の延長

整勘定の「その他の資産量変動」において捉線への回帰が観察されるということも考えられる。

え、可処分所得には含めない。この変更によ．．．
り、金融機関等の対家計の不良債権償却分だ

しかし、不良債権償却が新旧貯蓄率の差に与えるけ、家計の可処分所得および貯蓄が減少、家計示すように、日本の家計貯蓄率は国際的に見ても貯蓄率は68SNAベースに比べて低くなる。

はや高くはないということになる。

影響が必ずしも大きくないのであれば、新系列がかくして中川（1999）の注目した90年代の家計
齊藤・白塚（2003）は、上述のように金融機関．．の不良債権償却全体を加算するという調整を行っ貯蓄率の高止まり現象は新方式への移行によって一見したところでは存在しなかったことになって99

季刊家計経済研究 2006 AUTUMN No.72

図表--2 老後の不確実性についての意識（家計の金融資産に関する世論調査）

つかの先行研究がある。

100

そのうち、マクロのデー

90

タと消費態度などの意識80

調査を使ったものとしては小川（1 9 9 1 ）、中川70（1998）、土居（2001）、

60

竹田・大越（2002）な50

どがある。それぞれ、所30得の不確実性について、◆40◆◆◆◆◆◆

期待所得にどのような指◆標を使うか、その指標の分散を不確実性とする

19841985
198619871988198919901991
199219931994
1995
1996
1997
1998
1999
2000
2001
20022003
2004
200520◆心配である（〜91年）

心配である（92年〜）

心配の理由: 年金や保険が不十分

貯蓄の目的: 老後の備えか、平均を不確実性とするかなどの違いがあるが、所得の不確実性と予備的貯蓄というテーマでは共通している。

しまった。にもかかわらず、中川の分析の内容はこれらの分析はカールソン・パーキン（CP）のやはり重要である。中川は家計調査、貯蓄動向調方法によって不確実性の変数を作成し、予備的貯査、貯蓄と消費に関する世論調査（貯蓄広報中央

蓄との関連の検証を行うが、この方法は実質所得委員会）などのデータをもとに、90年代に入って成長率の予測値の世帯間分散を用いる。土居後、「①中高年の低所得者は雇用に対する不安（2001）は、「将来における所得の増え方につい（企業倒産、リストラ）、②若年層は年金に対するて、人々の予想が大きくばらつく」場合にこの分不安、③高齢者層は要介護となることへの不安か散は大きくなるが、将来における所得の増え方にら、貯蓄動機を高めている」とした。さらに、こついて人々の予想が一致して大きな変動ありとな

れら３つの不安、リスクは、80年代には、目立たっている場合、CP法による所得リスクの値は小さなかったが、「90年代入り後、社会保障制度の充くなるにもかかわらず、実は所得リスクは高まっ実、人口の高齢化といった貯蓄率を低下させる要ている、と指摘する。前者はばらつきの増大とい因が強まる中にあって、これらの新たな『リスう形のリスク、後者は予測が一致してのリスク増ク』が登場し、しかも、そのインパクトが予想以大と要約できよう。すると、CP法で測った所得リ上に大きかったことが、当初は下落傾向をたどる

スクは「前者のリスクを捉えることはできても、と思われていた90年代入り後の日本の家計貯蓄率後者のリスクを捉えることができない」という。

を、緩やかながらも上昇トレンドに押し上げた」

この指摘は重要であるので、後段ではCP法を用いという。以下では、この緩やかな上昇トレンドのない分析を試みる。

存在が国民経済計算の改訂によって覆されたにも以上に対して、ミクロ的分析、すなわち、クロかかわらず、中川のいう新たなリスクがやはり存スセクション、パネル・データ、個票による分析

在し、貯蓄率に影響を与える要因となっていたこにも重要な研究が存在する。とを示す。

肥後・須合・金谷（2001）は「全国消費実態調

中川（1999）の取り上げた「リスク」と消費・査報告」（1994年、1999年）を用いて、「全世帯ベ貯蓄の関係については、所得の不確実性が予備的ースの貯蓄率は、1984年から1994年までは上昇し貯蓄を増大させるという同様の命題を扱ったいくたが、その後1999年にかけてほぼ横ばいに推移」

100

社会保障と老後のリスクと貯蓄蓄行動に影響があること

図表--3 各種公的年金の保険料の推移
私学共済
国民年金
国家公務員共済 地方公務員共済厚生年金（%）
保険料（%） 保険料率（%） 保険料率
保険料率（%） 保険料率（同左）（月額、円） （予算ベース）
（同左）
（同左）

を示している。

1986

7,100

12.4

15.3

13.8

10.2

1987

7,400

12.4

12.26

13.8

10.2

1988

7,700

12.4

12.26

13.8

10.2

1989

8,000

12.95

12.26

13.8

10.2

1990

8,400

14.5

15.2

17.6

11.8

1991

9,000

14.5

15.2

17.7

11.8

1992

9,700

14.5

15.2

17.7

11.8

図表−２は「家計の金1993

10,300

14.5

15.2

17.7

11.8

融資産に関する世論調査

1994

10,950

14.5

15.2

17.7

11.8

1995

11,100

14.5

15.4

15.84

12.8

1996

12,300

16.5

17.44

15.84

12.8

果を示したものである。

1997

12,800

17.35

18.39

16.56

13.3

1998

13,300

17.35

18.39

16.56

13.3

あえて異なる質問項目の1999

13,300

17.35

18.39

16.56

13.3

結果をひとつのグラフに

2000

13,300

17.35

18.39

16.56

13.3

集約している。

2001

13,300

17.35

18.39

16.56

13.3

2002

13,300

17.35

18.39

16.56

13.3

2003

13,300

13.58

14.38

12.96

10.46

いう凡例が示されている

2004

13,300

13.58

14.38

12.96

10.46

2005

13,58013.93414.50913.38410.814系列（以下ではA）は、

出所:『図説日本の財政』各年版から作成

2. 老後の生活についての世論調査と年金制度の推移

３）（平成15年）」の主な結まず「心配である」と「老後の生活についての考え方」についての調査である。この問についてしていることを見出した。またミクロ的分析とし４）の回答の選択肢としては、「心配していない」とて勤労者以外の世帯で自営業の経営悪化などによ「心配である」（「多少心配」、「非常に心配」に分る所得の減少、失業者増などにより、貯蓄率が低かれている）から回答するようになっている。こ下していることに注目している。そして「生活意の系列は1992年に質問方法が変更されたため連続識に関するアンケート調査」の個票分析では、した系列とはみなせないが、質問方法の変更の前「将来の可処分所得に対する不確実性が高まると後についてはそれぞれ上昇傾向がみられ、特に消費支出を削減する傾向が存在」し、「雇用や処1997年と1998年には目立った上昇となっている。

遇に対する不安、将来の年金給付に対する不安・

しかしその後は横這い気味に推移し、特に2004、介護に関する不安、金融システムに対する不安」

2005年には若干の減少も見られている。

を持っている家計は消費支出を削減する傾向が高つぎに「老後の生活を心配する理由」を聞いたいことを見出した。このうち、年金給付に対する問に対する答（複数回答）についてみると、「年不安、介護に関する不安については、年金改革の金や保険が不十分」という回答（以下ではB）が実施、介護保険の導入といった政策努力は現時点1989年から1992年にかけて減少したものの、そのでは人々の不安の改善には十分寄与していない。

後「老後が心配」という回答と同様に緩やかな増村田（2003）は「消費生活に関するパネル調加傾向をみせ、また2004年にはこれも若干の減少査」を用いて、「景気見通しや公的年金制度に関をみている。

して家計の抱く不安が貯蓄行動に及ぼす効果を検最後に、貯蓄の目的を聞いた問に対する答（複証」、「親と同居していない家計や親から経済的援数回答）として「老後の備え」とする回答（以下助を受けていない世帯を対象とした場合、年金不ではC）の割合も1990年代はおおむね上昇傾向に安のある家計は、不安のない家計に比べ金融資産ある。

をより多く保有していることがわか」るなど、貯以上から見て、これらの３種の問の回答は相互
101

季刊家計経済研究 2006 AUTUMN No.72の不安（不確実性）を図表--4 年金制度改正の経緯
1961

拠出制国民年金実施（「国民皆年金」の実現）

1962

地方公務員等共済組合法制定

1965

厚年法改正（１万円年金、厚生年金基金創設）

る具体的対処として貯

1966

国年法改正（夫婦１万円年金）

蓄を増やしたい（「老後1969

厚年法・国年法改正［２万円年金（国年は夫婦）］

1973

厚年法・国年法改正［５万円年金（厚年は現役平均賃金の６割を決定、国年の備え」が貯蓄の目的）は夫婦）、物価スライド導入］という意識に結びつい

1980

厚年法改正（支給開始年齢引き上げは見送り）ている。ここまででみ

1985

厚年法・国年法の抜本改正（全国民共通の基礎年金導入）

1989

国年法改正（３年４月から学生も強制加入に、国民年金基金創設）

た制度の変更は、ほと1994

厚年法改正［定額部分の支給開始年齢60→65歳へ引き上げ決定（実施は13年んどが負担（ 保険料）

度〜25年度にかけて）］に関するものであるが、高め、その不安に対す

1997

基礎年金番号の実施、JR・JT・NTTの３共済を厚生年金に統合

2000

厚年法改正［報酬比例部分の支給開始年齢引き上げ決定（実施は25年度〜37給付のほうの変化も本年度にかけて）、総報酬制の導入決定］

来はアンケートの結果

2004

年金改革法成立（保険料水準の固定、マクロ経済スライドによる給付水準の調整、国庫負担割合を２分の１に引き上げ、在職老齢年金制度の見直し、第３に影響を与えるはずで号被保険者期間および離婚時の厚生年金の分割）ある。しかし、負担のほうがプラスの貯蓄の主力である世代にとっに整合的であり、いずれも老後の生活に対する不て目に見えて、財布に直結するのに対して、給付安、リスクの指標として用いることができるとい側については、支給開始年齢の引き上げは別としえよう。そして系列Bと系列Cが1989年、ないして、ある時点で政府が示すものが将来時点での確は1990年にかけて上昇しているのは、厚生、共済たる生活水準として認識されにくい。したがって、などの年金の保険料がこの両年の予算で引き上げ負担率や負担に関する制度の変更が、貯蓄、あるられたこと（図表−３）に対応しているようにみいは老後の不安についての意識に強い影響を与ええる。さらにA、B、C系列とも上昇している時期ていると考えてよい。

（1994年ごろから98年）は、この間に国民年金、以上の分析から、次の２点が指摘できる。第１厚生年金、各種共済年金の保険料率が引き上げらは、負担率の変更を避けつつ、給付のほうで年金れ（図表−３）、厚生年金ほかの定額部分の支給開財政を維持可能なように調整していくことは、不始年齢が60歳から65歳へ将来的に引き上げられる安感を減少させる上で意味がある。2004年の年金ことが決まった（図表−４、1994年）時期である。

改革法で確定給付型の制度を採用したことは、そ一方、1999年以降、A系列、B系列とも横這い気の意味で正しかったといえる。

味に推移しているのは、保険料率が据え置かれて第２は、それでも現在の不安感の水準はなお高いたことに対応しているものであろう。厚生年金

い、ということである。従って、今後さらに改革等において2003年度から、保険料に関して総報酬を進める必要があり、そのためには、制度の透明制が導入され（図表−４）、3.6カ月分以上の賞与が性が必要である。透明性とは、年金保険料の引上ある保険料納付者にとって負担の増加となった。

げないしは増税が必要になるときは、そうした負

またこのような改正は保険料納付者にとって不透担の増加と給付の増加の対応関係が明らかになっ明な制度の変更と受け止められた可能性がある。ているということである。あるいは、現時点でのそのためか、いずれの系列でも（特に系列B）負担増が将来の負担増を回避する手だてであると2003年に上昇がみられたが、2004年の年金改革法いう対応関係が明確に示されていることである。

が安心感を作り出したのか、2004年、2005年にはい

このことは、保険料の支払者や納税者が、家計のずれの系列でも2003年より低い水準となった。

貯蓄と社会保障基金の貯蓄とが代替関係にあるとこのように、年金制度の変更は、老後について102認識できるために必要なのである。社会保障と老後のリスクと貯蓄

次に、上の観察から、「家計の金融資産に関す（２）る世論調査」の結果を不確実性の代理変数として用いることが可能であることがわかる。この場合、調査結果の分散（あるいは標準偏差）を用いるが得られる。ここで、と、土居（2001）の指摘した問題があるので、以下では回答の単純な集計値を、消費関数の説明変数のひとつとして用いる。とし、これを（２）式に代入したものについてlog

3. オイラー方程式からのモデルの計測をとり、２次のオーダーまでテイラー展開を施し、さらに期待値をとると、

中川（1998）
は、いわゆるC-CAPM（Consumptionbased Capital Asset Pricing Model）を中心とす（３）

る論文の中で、オイラー方程式に基づく消費関数を用いて不確実性の消費に与える影響を計測した。以下ではこの手法を応用する。
中川は、基本モデルを次のように導いている。

が得られる。とし、これ以外の期待以 下 、 省 略 しつつ引 用 するので詳 細 は原 典

値がとられている項について、期待値を現実値と［Nakagawa and Oshima（2002）も参照］にあ誤差の和に直し、その誤差を集めたものをたられたい。

するとと当期における資産の保有量と当期における非資産所得との合計が、当期の消費と次期の資産保有（４）量の合計に等しいという予算制約式のもとでの、代表的消費者の効用の当期に利用可能な情報に基づく期待値極大化により、次のオイラー方程式を得る。となる。
中川は、（４）式に、①流動性制約を課し、②を実質所得リスクであるとして、

（１）
（５）

ここで、
β：主観的割引率 ct：t期における（１人当たりの）実質消費支出を標準型としている。ただしRISKは、実質所得リスク、yは実質家計可処分所得である。

yt：t期における（１人当たりの）非資産所得

中川がいうように、「本来、異時点間に亘る消u（ct）：代表的消費者の効用関数

費選択は、オイラー方程式からもわかるように、Et（･）：ｔ期に利用可能な情報に基づく条件付
き期待値

rt：資産の平均収益率（キャピタルゲインと配当からなるもの）。
さらに、代表的消費者の効用関数を相対的危険回避度（γ）を一定のタイプに特定化すると、理論的には実質金利のみで説明されるはずである」が、現実には流動性制約と実質所得リスク（不確実性要因）を説明変数に加える必要があるのである。
中川は実質所得に関するリスク変数としては、
経済企画庁（当時）の「消費動向調査」の消費者意識調査のうち、「収入の増え方」、「物価の上が103

季刊家計経済研究 2006 AUTUMN No.72

り方」に、カールソン・パーキン（CP）法を適形成］用し、実質所得成長率の予想値の分散を求めた。
しかし、上で紹介したように、CP法は、人々の予想のばらつきの増大という形のリスク増大を捉えることはできても予想が一致してのリスク増大は捉えることができないという土居（2001）の指摘がある。そこで、ここではCP法をとることなく、リスク指標として、前述した、「家計の金融資産に関する世論調査」の「貯蓄の目的」の問に３種類のリスク変数はいずれも符号はマイナス対する答のうち「老後の備え」の割合を用いる。

であり、不確実性が消費を抑制することが判明しさらに、失業率とインフレ率を「収入の増え方」、た。老後の不安の指標も、消費との関係が強いこ「物価の上がり方」に対応するリスクの指標としとが明確になった。
（なお、RISK1の変数にだけ、て採用する。これでリスク指標は３種類となる。

ラグがつけてあるのは、原データのアンケート調

先行研究におけるリスク指標が主観的指標であ査が夏前後の時期に実施されるため、その年の行るのに対して、失業率とインフレ率は客観的指標動に影響を与えるというのは非現実的である、とであり、貯蓄目的についてのアンケート結果は主考えたからである。
）しかも、実質金利の係数は観的指標であるが、上で見たように、公的年金の符号条件も正しく（マイナス）、有意にゼロから保険料など年金制度との密接な関係が認められる離れている。

ものである。
ここで変数の一覧と計測結果を示す。
（以下でSNAの場合「実質」は固定基準年の系列）

4. 結語
共和分分析による長期的関係でみると、社会保

C：実質家計消費（暦年、国民経済計算年報

障基金の貯蓄は家計の貯蓄と代替的であるものと2000年版、05年版、06年版）、10億円思われる（大来 2006）。したがって、過去の長期

Y：実質家計可処分所得（同上、家計消費デフの関係としては、社会保障の充実は貯蓄の減少、レーターで実質化）、10億円

R ：実質金利（預金金利−消費者物価上昇率）、％を100で除した消費の増加につながるということになる。
しかし、これは社会保障に関する不安、裏をかえせば老後の生活に関する不安がないという条件

RISK1：「家計の金融資産に関する世論調査」、が満たされている場合である。しかるに、肥後・「貯蓄の目的」中「老後の備え」の割合、％

須合・金谷（2001）や村田（2003）のミクロ・デにせずータなどによる研究では、景気見通しや公的年金

RISK2：完全失業率（労働力調査）、％にせず

制度に関して家計の抱く不安が貯蓄行動に影響をRISK3：家計消費デフレーター上昇率（当期と与えているという結果が得られている。オイラー

前期の平均、出所はCと同じ）、％にせず方程式を流動性制約と老後のリスクなどリスク要因で拡大する本稿の分析でも、これらの先行研究

計測期間1964〜2004年（暦年）、1980年以前は旧系列で延長推計の見出した関係をマクロのデータによって確認することができた。中川（1999）は1990年代におけ推計方法：2SLS。操作変数：R t-1、RISK1 t-1、る貯蓄率の高止まりに注目して、その背景に人々RISK2 t-1、RISK3 t-1、財・サービスの輸入デフの不安があることを見出したが、国民経済計算のレーター前年比上昇率、
log（Xt/Xt-1）、log（Gt/Gt-1）

方式の変更によってこの高止まりが見られなくな［Xは財・サービスの輸出、Gは実質公的固定資本ったことは上で述べたとおりである。にもかかわ104社会保障と老後のリスクと貯蓄らず、中川（1999）が見出したリスク、不安と貯蓄率のマクロでの関係はやはり存在する。
以上の観察から得られる政策的含意は次のようなものである。不安を高めないような社会保障基金の収支改善策は家計の貯蓄を減少させるため、デフレ的影響をそれほど心配する必要はない。年金の将来に関する不安に強く結びついているのは、年金の保険料の引き上げである。本来は、保険料の引き上げは、老後の生活に関する不確実性を減じて予備的貯蓄を減らす［深谷（1977）のリスク･プール効果］か、マクロでは貯蓄率に中立であるはずである。しかるに、出生率の予測のはずれなどによって、保険料の引き上げが度重なった結果、むしろ人々の意識においては老後生活に関する不確実性が増大する結果になったと思われる。その結果、保険料の引き上げは不安を高め貯蓄率に対してプラスに作用したものであろう。これに対して2004年の年金改革については、全般的な評価は小塩（2005）に譲るが、不安心理を回避する方向での改革であったという観点からも評価することができる。
†この論文は財団法人家計経済研究所の調査研究プロジェクト「消費行動の変化に関する研究」の成果の一部である。
注1）93SNAというのは、1993年に国連によって採択された方式であり、2001年からわが国の国民経済計算はこの方式で計算されることになった。
2）
教科書購入費等は相対的に少額。
3）金融広報中央委員会（事務局 日本銀行情報サービス局）、「家計の金融資産に関する世論調査（平成15年及び平成17年）」の時系列データによる。項目は「４.生活の設計、老後の生活より、46.老後の生活についての考え方＜問30＞」（心配である、ない）、「48.老後の生活を心配する理由＜問32＞」によった。
http://www.shiruporuto.jp/down/down.html
4）平成８年までは「全く心配していない」と「それほど心配していない」という選択肢の合計であったが、それ以降は、前者は回答がゼロないしは設問自体がなくなっている。
文献
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おおきた・よういち 政策研究大学院大学政策研究科教授。主な著書に『世界経済読本 第７版』
（東洋経済新報社，2002，共著）。マクロ経済学・日本経済論専攻。
（okita-yo@grips.ac.jp）
エルビラ・クルマナリエバ 政策研究大学院大学博士課程。

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