特集論文

喫煙行動への行動経済学的接近――時間割引率と時間割引バイアス

†

康 明逸

（朝鮮大学校経営学部 助教）

1. はじめには、自らの意志で喫煙行動を選択する消費者の喫煙コストを高め、厚生損失を生じさせてしまう可20世紀初頭に喫煙が肺や循環器系疾患の罹患率能性があることが指摘されてきた。Becker andや死亡率を高めることが指摘されて以降、たばこ

Murphy（1988）の提示した合理的中毒モデルは、の使用は社会的および法的枠組みを通じて規制さ

中毒性と有害性を十分に考慮しながら自らの生涯れるべきだとする時流が形成されてきた。国際的効用を最大化するために中毒財消費を行う個人のには2003年のWHO総会において、「たばこの規行動を、理論的に解明している。時間割引率が一制に関する世界保健機関枠組条約」が全会一致で定であるという指数割引を前提にした彼らのモデ採択され、締結国に対して受動喫煙対策や広告規ルは、多くの実証分析の支持とともに、たばこ増制、有害性を示す警告表示、教育・啓発などが義税による喫煙行動への政府介入に懐疑を投げかけ務付けられた。日本では2002年に健康増進法がる、理論的支柱をなしてきた。

制定され、多数の人々が利用する施設の管理者は、

近年における行動経済学の著しい発展は、上利用者の受動喫煙を防止する措置を講ずる必要が記のような中毒消費への政府介入に対する懐疑あることが明記された。神奈川県では2010年に受的立場に、重要な一石を投じている。経済実

動喫煙の防止を目的とする条例（受動喫煙防止条

験やアンケート調査から測定される時間割引率は、

例）が全国の地方自治体で初めて施行され、違反

Becker and Murphyが前提としたように一定でした事業者や保護者に対する罰則規定も定められはなく、選択条件に依存して規則的なバイアスをた。また、「たばこ税」は、喫煙を抑制し国民の持つということが明らかになってきたからである。

健康福祉を高める健康増進策の一手段とみなされ

本稿では、「時間割引バイアス」と呼ばれるこのるようになり、順次税率の引き上げが行われてきような規則的なバイアスのうち、「双曲割引」と「符た 。このような流れを背景に、日本の喫煙率は号効果」が喫煙行動に及ぼす影響について、アン低下基調を辿っており、特に男性喫煙率の減少がケートデータを用いて実証する。符号効果とは、

1）

顕著である。図表−1は日本における男女別喫煙率

利得よりも損失に対する時間割引率が小さくなるの推移を示したものであるが、1990年に60%を超という割引特性である。喫煙行動は、中毒性を伴えていた男性喫煙率は、2000年に53.5%、2013年

いながら将来の健康被害や医療費負担を生じさせには32.2%にまで低下している 。

ることから、符号効果と無縁ではない。次に、双2）

経済学の枠組みで考えるとき、受動喫煙を防曲割引とは、現在時点から遠く離れた選択問題に止する公共政策は、副流煙によって生じる外部不なるほど、適用される時間割引率が小さくなると経済を緩和し、社会の厚生水準を高めるという点

いう割引特性のことである。双曲割引については、で正当性が保障される。一方、たばこ税に関して行動の実行時点で適用される時間割引率が計画時
21

季刊家計経済研究

2014

WINTER

図表-1 日本の喫煙率の推移（1990～2013年）

No.101

トパネルデータを用いること
で、回答者の時間割引率水準（％）と、双曲割引特性および符号60

効果特性の有無を判別する。
その上で、喫煙確率と喫煙本数に対する時間割引特性の限50界効果を推定する。結果とし40て示されるのは、双曲割引主

男性
女性
全体

30

体の喫煙率と喫煙量が指数割
引主体に比べて大きいという事実である。これは、たばこ増税によって、双曲割引特性20を持つ喫煙者の経済厚生水準を改善できる可能性があるこ

10

1990

1995

2000

2005

出典 : 日本たばこ産業株式会社『全国たばこ喫煙者率調査』より作成

2010とを示唆している。
本稿ではまた、双曲割引特性を持つ主体を、自らの時間
非整合性を知る「ソフィスティケイト（賢明）」な主体と、自らの時間非整合性を知らない点で想定していたものよりも大きくなることから、 「ナイーブ（単純）」な主体に分類し、両者の喫煙本来立てていた最適な消費計画が破られ、せっか行動の違いを明らかにしている。ソフィスティケイ

ちで衝動的な過剰消費を誘発するという「選好のトな双曲割引主体は、選好の逆転による厚生損失逆転」現象が指摘されている。そのため、双曲割を避けるために、将来のせっかちな自分でも実行

引特性を持つ主体の意思決定では、このような選可能な喫煙計画を立てるか、何らかのコミットメン

好の時間非整合性をいかに抑制し最適な消費計画

ト手段を能動的に用いて将来の自分自身の行動にを実行するのかという「自制問題」が提起される。

制約を課すことで、最適な喫煙水準を維持するよ

Gruber and Köszegi（2001）は、双曲割引特性うに努めることが予想される。一方、ナイーブな双を持つ個人の中毒消費行動モデルを定式化する

曲割引主体は、将来せっかちになる自分自身を想ことで、時間非整合的選好に対してたばこ税がコ

定せずに喫煙行動計画を立てる結果、節煙や禁煙

ミットメント手段として機能し、双曲割引主体のを先延ばし、当初の計画よりも過剰な喫煙行動を

経済厚生を改善することを明らかにしている。まとり続けることが予想される。本稿は両者の喫煙た彼らは、Becker and Murphyの合理的中毒モ

行動の違いを明らかにした初の実証研究である。

デルの実証的根拠となってきた、現在の喫煙量と本稿の構成は以下のようになる。2節では、時

過去や将来のたばこ価格や喫煙量との有意な相関

間割引率と時間割引バイアスについて解説し、本は、双曲割引を前提とした中毒モデルをも支持し稿における検証仮説を提示する。3節では、実証得る結果であるとして、これまでの実証分析結果

分析で用いる大阪大学の大規模アンケートデータ

をもって指数割引が必ずしも支持されるわけではについて紹介し、そこから推計される喫煙行動変ないと主張している。

数と時間選好変数について詳述する。4節では、

本稿では、大阪大学がCOEおよびグローバル

人々の時間選好が喫煙確率と喫煙本数に与える影

COEプロジェクトの一環として収集したアンケー

響をtwo-part modelを用いて推定する。5節では、

22

喫煙行動への行動経済学的接近

アンケートパネルデータに含まれる時間選好変数u ct）
を割り引くための乗数（｢割引因子（discount（の変動をコントロールすることによって、本稿でfactor）｣）

検出した時間選好と喫煙行動の相関が、個人内の選好ショックによるものではなく、個人間におけ

t
（ 1 ）
1+ρ

る選好特性の違いに起因するものであることを明が、時点tに対する指数関数として定式化される。

らかにする。最後に6節で結論を要約する。

｢指数割引｣と呼ばれるこのような時間割引関数では、時間割引率ρが時点の遠さや金額の大きさな

2. 時間割引率と時間割引バイアス（1）割引効用モデルと指数割引
人々は、異時点間選択の枠組みの中で、現在かどの選択条件にかかわらず一定の値をとることが想定されている。
指数割引に基づいた割引効用モデルは、その後多くの研究に応用され、経済理論の発展に大きくら将来にわたって享受する生涯効用を最大にする貢献した。例えば、Becker and Murphy（1988）

ように意思決定を行う。そのため人々の消費行動の提案した合理的中毒モデルでは指数割引が仮定

は、「時間選好」と呼ばれる現在と将来の消費にされている 。また、時間割引率と喫煙行動との対する各人の「好み」を反映して決まってくる。

相関を検出する実証研究も多く提示されている 。

3）

4）

ふつう、現在の消費を我慢してそれを先送ること

本稿の実証分析では、人々の時間割引率の水準がは、心理的・肉体的苦痛を伴う。この苦痛の大き

喫煙確率やたばこ消費量といった喫煙行動に対しい人々は、将来よりも現在の消費を重視するせって正の影響を与えるという仮説を、検証仮説の一

かちな意思決定をすることになる。
このようなせっつとする。

かちさから、人々は将来の消費から得られる効用を、現在時点では一定程度割り引いて評価するこ（3）時間割引バイアス：双曲割引と符号効果とになる。

（a）双曲割引5）

Samuelson（1937）の提示した「割引効用モ

Thaler（1981）やBenzion et al.（1989）は経

デル」は、人々のせっかちさを異時点間選択問題

済実験を通して、意思決定の対象となる選択肢がに組み込んで理論的に定式化した画期的なもので意思決定時点から遠い将来のものであるほど、適あった。割引効用モデルでは、人々の異時点間選用される時間割引率が小さくなることを発見し択問題を、以下のような生涯効用Uを最大化する、た。このような時間割引の特性を表現するために、0期からT期までの消費流列（c0 , ... , cT）の選択問

Ainslie（2001）とLoewenstein and Prelec（1992）

題として定式化している。

は、時間割引関数が時点tに関する双曲関数で表

T
U
=Σt=0
（
（c0 , ... , cT）

1 t
u ct）
）（
1+ρ

「時間割引率（the rate of time discounting）」と呼ばれる選好パラメータρは、人々がt時点のu ct）を割り引く程消費 ct から得られる効用水準 （度を表す。時間割引率ρが大きい人ほど、将来の効用を大きく割り引き、現在の消費を重視する

現される、次のような一般化双曲割引関数を提案
した。

（

）
γ

1 α
D
（t）
=
1+αt

これに従えばt時点の時間割引率は

ρ
（t）
=

γ
1+αt

せっかちな行動をとることになる。時間割引率は、となり、選択肢が現在時点から遠くなる（tが大き

人々が現在時点で得られる一定量の満足を先送るくなる）につれて時間割引率が逓減するような割対価として求める、主観的な利子率とも言える。

引特性が表現される。この時、時間割引率の逓減

Samuelson型の割引効用モデルでは、将来の効用

程度はパラメータαの大きさに依存する 。
6）23

季刊家計経済研究

2014

WINTER

No.101

Laibson（1997）は、双曲割引特性をより単純ことで、双曲割引主体の中毒消費が抑制され、厚化した割引関数で表すために、1期先だけを他の生水準が高められることを明らかにした。また、期間よりも大きく割り引く準双曲割引関数を提案

Gruber and Koszegi（2004）では、中毒財消費した。

による限界中毒性向が、指数割引、ソフィスティ
ケイトな双曲割引、ナイーブな双曲割引の順に大ρ（t）=βδ , β<1t

きくなることを理論的に示した。本稿の実証分析
では、指数割引主体よりも双曲割引主体の喫煙傾

このとき、隣接した2時点間に適用される割引因向が強く、双曲割引主体の中では、ナイーブ特性

子は、1期目が βδ、2期目以降が δ となり、1期目を持つ人がソフィスティケイトな人よりも喫煙傾

だけ他の期に比べてに大きく割り引かれる割引特向が強いという仮説を検証する。

性が表現される 。また、β の値が小さいほど双曲7）（b）符号効果

割引の程度が大きくなる。
双曲割引特性を持つ人は、将来の自分を実際よ

人々の時間割引率は、金銭の受取りや利益を伴りも辛抱強いとみなして消費計画を立てる。とこう選択と、支払いや損失を伴う選択との間でも異ろが消費の実行時点が目前に迫ってくると、想定なってくる。Benzion et al.（1989）やChapman

していたよりも高い時間割引率が適用されるため、 （1996）は、支払いや損失を伴う選択に適用され過去に最適であった消費計画を反故にして、よりる時間割引率が、受取りや利益の伴う場合の時間

せっかちな現在重視の消費経路を望む「選好の逆割引率よりも小さくなるということを明らかにし

転（preference reversal）」が生じる 。双曲割た。このような時間割引バイアスは、報酬の符号引のこのような特性は、ダイエットや禁煙のようの正負によって時間割引率が異なるということかな節制計画を破ったり、心理的・肉体的苦痛を伴ら「符号効果」と呼ばれる。

8）

う課題の実行を先延ばす、時間非整合的な行動を支払いや損失に対する時間割引率が低いという引き起こす要因となる。双曲割引に伴う時間非整ことは、将来の出費や苦痛が等量の収入や喜びほ

合性は、立てた消費計画をいかに破らずに実行す

どには割り引かれないことを意味する。したがっるかという自制（self-control）問題を提起する。

て、符号効果を持つ人はそうでない人よりも将来

自らが時間非整合的な行動特性を持つことを知る

損失を大きく見積もり、損失回避的な行動をとる「ソフィスティケイト（賢明）」な個人は、選好のことになる。本稿の実証分析では、符号効果特性

逆転が生じないように、せっかちな将来の自分のを持つ人は喫煙行動に控えめであるという仮説を達成可能な消費計画を立てるか、将来の自分の行検証する。

動をあらかじめ制約する何らかのコミットメント（拘束）手段を用いて、将来の自分が計画通り行動することを強いるようになる。一方、自らの時間非整合的な行動特性を知らない「ナイーブ（単3. データ10）（1）｢くらしの好みと満足度についてのアンケート｣

純）」な個人は、自分が時間整合的であると誤認

本稿で示す実証分析は、大阪大学が文部科学省

した消費計画を立ててしまうことで、計画実行時

21世紀COEプログラム「アンケート調査と実験に点が目前に迫るにつれて高まる自らのせっかちさ

よる行動マクロ動学」（2003年度～ 2007年度）おに打ち勝てずに、計画を破棄し、現在の満足を優よびグローバルGCOEプログラム「人間行動と社先する衝動的な行動をとることになる 。

会経済のダイナミクス」の一環として実施された

9）

Gruber and Köszegi（2001）は、準双曲割引

大規模調査「くらしの好みと満足度についてのアを前提とした中毒消費行動モデルを用いて、中毒

ンケート」
（以下、
「阪大アンケート」）を用いている。

財への課税がコミットメント手段として機能する

阪大アンケートは、人々の選好や幸福度をはじ

24

喫煙行動への行動経済学的接近

図表-2 阪大アンケートから推計された喫煙率と平均喫煙本数の推移

全体

喫煙率

男性

女性

全体
喫煙者の
喫煙本数

男性

女性

2005 年
0.264（0.441）［2972］
0.424（0.494）［1395］
0.122（0.327）［1577］
21.52（12.30）［898］
24.48（12.08）［648］
13.83（9.14）［250］

2006 年
0.258（0.437）［3746］
0.419（0.494）［1763］
0.114（0.318）［1983］
21.88（11.70）［1066］
24.25（11.63）［795］
14.92（8.73）［271］

2007 年
0.245（0.430）［3084］
0.404（0.491）［1437］
0.106（0.308）［1647］
21.82（11.22）［830］
23.76（10.71）［618］
16.17（10.78）［212］2008 年
0.224（0.417）［4001］
0.367（0.482）［1870］
0.099（0.299）［2131］
20.87（11.49）［1004］
23.37（11.19）［734］
14.09（9.35）［270］

注 :（ ）内の数値は標準誤差、［ ］内の数値はサンプル数を表す

め、価値規範、行動特性、個人属性や社会属性、

問．あなたはどの程度、喫煙の習慣がありますか。

世帯属性などに関する豊富な質問項目から構成さ次から最も近いものを1つ選び、番号に○をつけれており、その中には、本稿の主題となる時間選てください。

好や喫煙行動を抽出するための質問項目も含まれ

1 全く吸わないている。調査は住民基本台帳ネットワークシステ

2 ほとんど吸わない

ムに基づいて無作為抽出された20歳以上の成人に3 ときどき吸う

対して留め置き方式で行われ、回答者には翌年も4 1日10本程度吸う

継続して調査が行われている 。また、逐次新た

5 1日1箱程度な調査参加者を追加することで、脱落サンプルに

6 1日2箱以上

よる標本数の減少を防いでいる。本稿の分析に使

7 過去に喫煙習慣があったが、断煙した

11）

用される2005年から2008年までの4年間の総標本数は13,880人であり、その内訳は2005年が2,987人、

この設問に対して、選択肢1、2、7を選んだ回

2006年が3,763人、2007年が3,112人、2008年が4,018

答者を非喫煙者とみなし、喫煙本数を0とする。

人となる。また、1年のみ参加した回答者が2,233

また、選択肢3を選んだ回答者の喫煙本数を1日人、2年継続して参加した回答者が488人、3年継5本未満、選択肢4を5本から15本未満、選択肢5

続した回答者が1,125人、4年間全ての調査に参加を15本から40本未満、選択肢6を40本以上とみした回答者が1,824人であり、平均回答回数は2.45

なして、インターバルデータを作成する 。そこ回である。

から各階級の階級値を特定するために、人々の喫12）

煙本数が対数正規分布に従うと仮定して、各年の（2）喫煙行動
アンケートでは回答者の喫煙習慣について次のように聞いている。

男女ごとのインターバルデータから推定される分布の母数を用いて計算された各階級の条件付き期
待値を、それぞれの喫煙本数としている 。
13）25

季刊家計経済研究

2014

WINTER

No.101

図表-3 直近の時間割引率を推定するための設問
２日後に 1 万円もらうか、9 日後にいくらもらうかのどちらかを選べるとします。
1 日後に 1 万円もらうこと（A で表します）と、９日後に下記の表のそれぞれの行に指定した金額を受け取ること（B で表します）を比較して、あなたが好む方を○で囲んでください。８つの行それぞれについて、A、または B を○で囲んでください。
選択肢 A（円）（２日後受取り）選択肢 B（円）（９日後受取り）金利（年表示）10,00010,00010,00010,00010,00010,00010,00010,000

9,981
10,00010,01910,038
10,096
10,191
10,383
10,574

−10%
0%
10%
20%
50%
100%
200%
300%

選択回答欄
A
A
A
A
A
A
A
A

B
B
B
B
B
B
B
B

図表−2は推定された喫煙本数から計算された喫ら推定された時間割引率（DR1 ～DR5）の記述

煙率と、喫煙者の平均喫煙本数の推移を示してい

統計量を要約している。推定された時間割引率がる。4年間を通して、男女の喫煙率と男性喫煙者

選択条件によって大きく異なることから、時間割の喫煙本数が低下していることが見て取れる。

引バイアスの存在が示唆される。時間割引率の平均値を比較すると、全ての年で受取時間割引率（3）時間選好の検出（DR4）は支払時間割引率（DR5）よりも大きく、

阪大アンケートでは人々の時間割引率を検出す

符号効果の存在が確認できる。双曲割引についてるために、選択条件の異なる5つの2期間選択問

は、直近の時間割引率（DR1）が将来の時間割引

題を課している。図表−3は、直近の時間割引率を率（DR2）よりも大きい年とそうでない年が混在推定するための質問表を示したものである。

している。以下では、推定された5つの時間割引

回答者は、2日後の1万円（選択肢A）と、それを7日間先延ばすことによって得られる一定額（選率を用いて、分析に使用する時間選好関連変数を作成する。

択肢B）のどちらかを選択する。このとき選択肢
Bの金額の変化に従って、回答者の選択が選択肢（a）時間割引率

Aから選択肢Bへと変化した階級が、その回答者

各時間割引率の通時的な平均値と標準偏差を用の時間割引率の属する階級となる 。各階級の時

いて、5つの標準化時間割引率を作成する。その間割引率の階級値を特定するにあたり、Kimball上で各回答者について、標準化時間割引率の年ご

et al.（2008）に倣って、回答者の時間割引率が対との平均値をとり、これを、回答者のせっかちさ

数正規分布に従うと仮定して回答データから分布を表す指標（DISCRATE）と定義する。式で表の母数を推定し、そこから計算された各階級の条

すと次のようになる。

14）

件付き期待値を時間割引率の値とする 。
15）

直近の時間割引率の他にも、遠い将来の時間割
引率、金銭支払いに対する時間割引率、金額が大きい場合の時間割引率など、選択条件の異なる5DISCRATEt=（1/5）
Σ5i=1［（DRi,t−E（DRi））/σ（DRi）］とσはそれぞれの時間割
ここで、E
（DRi）
（DRi）

つの時間割引率を推定する。図表−4は、阪大ア引率の通時的な平均値と標準偏差を表す。通時的ンケートで提示された5つの選択条件と、そこかに標準化した時間割引率変数の平均値を用いるこ26

喫煙行動への行動経済学的接近

図表-4 5つの異なる選択条件から推定された時間割引率
DR2

DR3

DR4

DR5

2日後または9日後

90日後または
97日後1カ月後または
13カ月後1カ月後または
13カ月後1カ月後または13カ月後

選択肢Aの金額

10,000 円

10,000 円

10,000 円

100 万円

100 万円

受取り/支払い

受取り

受取り

受取り

受取り

支払い

選択条件

DR1
選択のタイミング
（
（A）
または
（B）
）

平均

標準
偏差

標本
数

平均

標準
偏差

標本
数

平均

標準
偏差

標本
数

平均

標準
偏差

標本
数

平均

標準
偏差

標本
数

2005

1.904 2.390 2,737 1.892 2.421 2,768 0.153 0.193 2,790 0.023 0.042 2,771 −0.008 0.044 2,331

2006

1.798 2.274 3,444 1.843 2.387 3,464 0.147 0.183 3,475 0.024 0.042 3,475 −0.008 0.040 2,912

2007

1.591 1.968 2,905 1.623 2.059 2,872 0.137 0.166 2,902 0.022 0.036 2,891 −0.001 0.028 2,292

2008

1.561 1.952 3,761 1.515 1.941 3,765 0.136 0.166 3,765 0.022 0.036 3,756 −0.002 0.027 3,103

Pooled

1.704 2.148 12,847 1.708 2.206 12,869 0.143 0.177 12,932 0.023 0.039 12,893 −0.005 0.036 10,638

時間割引バイアス

双曲割引 :

DR1>DR2

符号効果 :

DR4>DR5とで、人々のせっかちさの時間変動を捉えられる

4 どちらかというと終わりのころにやったようになるとともに、アンケートの回答に含まれ5 休みの終わり頃にやった得る測定誤差（measurement error）を除き、推定精度を高めることが可能となる。

この回答から、双曲割引の代理変数として、回答した全ての年で選択肢4または5を選んだ回答者を1（b）双曲割引と符号効果
双曲割引特性（DR1>DR2）を示す回答者を1とする双曲割引ダミー（HYPERBOL）を作成する。
同様に、符号効果特性（DR4>DR5）を持つ回答者を識別する符号効果ダミー（SIGN）を作成する。

とする先延ばし性向ダミー（HYPERBOLPROXY）を作成する。その結果、46.1%の回答者が先延ばし性向を持つ割引主体として識別される。
2007年度からは、宿題に関する事前の計画を問う、以下のような設問も設けている。

これにより阪大アンケートでは、67.3%の回答者が双曲割引特性を、90.3%の回答者が符号効果特問2．あなたはこどもの時、休みに出された宿題性を持つ割引主体として識別される。

をいつごろやるつもりでしたか。当てはまるものを１つ選び、番号に○をつけてください。

（c）先延ばし行動とナイーブさ
前節で見たように、双曲割引は課題や計画の先延ばし行動を誘発する。阪大アンケートでは過去の行動から人々の先延ばし性向を抽出する以下のような設問を設けている。

1 休みが始まると最初のころにやるつもりだった
2 どちらかというと最初のころにやるつもりだった
3 毎日ほぼ均等にやるつもりだった
4 どちらかというと終わりのころにやるつもり問1．あなたはこどもの時、休みに出された宿題だったをいつごろやることが多かったですか。当てはま

5 休みの終わり頃にやるつもりだった

るものを1つ選び、番号に○をつけてください。

6 計画はとくに立てなかった

1 休みが始まると最初のころにやった
2 どちらかというと最初のころにやった
3 毎日ほぼ均等にやった

問1と問2を組み合わせることで、宿題を計
画通り実行できなかったナイーブな割引主体を
27

季刊家計経済研究

2014

WINTER

No.101

図表-5 Two-part modelから推定された限界効果
全体

モデル１
男性

女性

全体

モデル２
男性

女性

喫煙確率 喫煙本数 喫煙確率 喫煙本数 喫煙確率 喫煙本数 喫煙確率 喫煙本数 喫煙確率 喫煙本数 喫煙確率 喫煙本数
DISCRATE

0.045 ***

1.525 **

0.064 ***

1.152

0.029

3.360 ***

0.041 ***

1.677 **

0.055 *

1.277

0.032 *

3.143 *

（0.015） （0.771） （0.023） （0.755） （0.020） （1.249） （0.016） （0.680） （0.029） （0.999） （0.017） （1.650）
HYPERBOL−0.0040.288−0.018

0.289

0.011

0.409

−0.019 *−0.151−0.036 *−0.215−0.000−0.017（0.011） （0.485） （0.018） （0.612） （0.013） （0.856） （0.010） （0.629） （0.021） （0.737） （0.014） （1.126）
HYPERBOL*NAÏVE

0.052 ***

0.285

0.050 **

0.427

0.048 *** −0.195（0.011） （0.598） （0.023） （0.694） （0.014） （0.935）
SIGN−0.023−1.474 ** −0.028−1.905 ** −0.018−0.484−0.021−1.985 *** −0.016−2.509 *** −0.024−0.858（0.016） （0.659） （0.023） （0.797） （0.016） （1.116） （0.016） （0.757） （0.026） （0.886） （0.017） （1.321）# of Obs.

8446

4118

4328

7223

3395

3828

Log
pseudolikelihood−13088.344−9323.606−3739.909−10707.521−7475.578−3204.426

女性

全体

モデル３
全体

モデル４

男性

男性

女性

喫煙確率 喫煙本数 喫煙確率 喫煙本数 喫煙確率 喫煙本数 喫煙確率 喫煙本数 喫煙確率 喫煙本数 喫煙確率 喫煙本数
DISCRATE

0.047 ***

1.224 **

0.073 ***

0.745

0.022

3.105 **

0.042 ***

1.628 **

0.063 **

1.141

0.024

3.313 **

（0.014） （0.594） （0.023） （0.666） （0.016） （1.361） （0.014） （0.661） （0.027） （0.882） （0.020） （1.371）
HYPERBOLPROXY

0.035 ***

1.704 ***

0.044 ***

2.544 ***

0.026 *** −0.148

0.017

1.712 ***

0.044 **

2.589 *** −0.013−0.853（0.010） （0.429） （0.015） （0.543） （0.010） （0.805） （0.011） （0.567） （0.019） （0.762） （0.017） （1.400）
HYPERBOLPROXY*NAÏVE

0.035 *** −0.269

0.008−0.4910.060 ***

0.992

（0.013） （0.602） （0.024） （0.748） （0.018） （1.478）
SIGN−0.024 *−1.556 ** −0.028−1.961 ** −0.019−0.508−0.021−1.963 *** −0.014−2.387 *** −0.023−0.865（0.014） （0.610） （0.026） （0.825） （0.016） （1.326） （0.017） （0.628） （0.029） （0.925） （0.017） （1.305）# of Obs.

8422

4106

4316

7223

3395

3828

Log
pseudolikelihood−13022.774−9260.521−3735.949−10700.131−7467.136−3202.178

注 : 1）有意水準 ***1％水準有意、**5％水準有意、*10％水準有意2）（ ）内の数値は標準誤差3）年ダミー、性別ダミー、危険回避度、大卒ダミー、年齢、家計の一人当たり所得でコントロールしている識別できる。ここでは、2007年と2008年の両4. 推定結果

年ともに（1年のみの回答者は回答年の）問2と問1の回答値の差が2以上であった人が1の値

Cragg（1971）の提案したtwo-part modelををとる、ナイーブダミー変数（NAÏVE）を作用いて、喫煙確率と喫煙本数に対する時間割引関成する 。ここから、2つの双曲割引変数とナ連変数の限界効果を推定する。以下の時間割引変イーブ変数との交差項HYPERBOL*NAÏVEと数を説明変数に含む、4つのモデルを推定する。

16）

HYPERBOLPROXY*NAÏVEを作成することで、

モデル1：DISCRATE、HYPERBOL、SIGN

ソフィスティケイトな双曲割引主体とナイーブな

モデル2：DISCRATE、HYPERBOL、双曲割引主体を識別する。その結果、前者では全

HYPERBOL*NAÏVE、SIGN

体の20.2%、後者では24.9%がナイーブな双曲割

モデル3：DISCRATE、HYPERBOLPROXY、引主体として分類されることになる。
28

SIGN

喫煙行動への行動経済学的接近モデル4：DISCRATE、HYPERBOLPROXY、ずである。一方、選好ショックよりも測定誤差の

HYPERBOLPROXY*NAÏVE、SIGN方が大きい場合には、変動を排除することで推定

2節 で 示 し た 検 証 仮 説 か ら、DISCRATE、効率の改善が期待できる。紙幅の関係で詳細な

H Y P E R B O L 、H Y P E R B O L * N A Ï V E 、説明や結果の表は省略するが、Kang and Ikeda

HYPERBOLPROXY、HYPERBOLPROXY*NAÏVE

（2013b）では、このような選好の通時的な変動

は喫煙行動に対して正の限界効果、SIGNは負のがHYPERBOLとSIGNに生じていることを示し限界効果を持つことが期待される。推定は全サン

た上で、その変動を排除した変数を使用してtwo-

プルを用いた場合と性別でサンプルをソートした場

part modelの推定を行っている。その結果、推定合について行われ、年ダミー、危険回避度、性別の精度が図表−5の結果よりも改善し、特に符号効

ダミー、大卒ダミー、年齢およびその二乗、一人当果と喫煙の相関が強まることが示された。これは、たりの家計所得およびその二乗がコントロールされ本稿で使用した時間選好バイアスダミーの通時的ている。

変動が、選好ショックよりも測定誤差をより多く

図表−5に掲載された推定結果は、本稿の検証含んでおり、また、推定によって捕捉された喫煙仮説がおおむね支持されることを示している。時変数との相関は、個人間の選好特性の差異に起因

間割引率は喫煙確率と喫煙本数の双方に有意であする喫煙行動の違いを強く反映したものであるこり、時間割引率の1標準偏差分の上昇が、男性喫とを意味している。

煙確率を5.5 ～ 7.3%分、女性喫煙本数を3.1 ～ 3.4
本分有意に上昇させる。双曲割引ダミーは有意ではないが、その代理変数である先延ばし性向ダ

6. おわりに

ミーは、特に男性の喫煙に対して有意な正の効果

本稿では、アンケートパネルデータを用いて、を強く示している。特筆すべきは、ナイーブさが

時間割引特性が喫煙行動に及ぼす影響について検人々の喫煙確率を高めている点である。ナイーブ証した。その結果、①時間割引率が高いほど男性な双曲割引主体はソフィスティケイトな双曲割引の喫煙確率が高く女性の喫煙本数が増えること、

主体よりも、男女ともに5%程度の高い喫煙確率②先延ばし性向が男性の喫煙確率と喫煙本数に正を示している。また、符号効果は男性の喫煙本数の影響を及ぼすこと、③ナイーブな双曲割引主体

を1.9 ～ 2.5本減少させている 。以上で見たようがソフィスティケイトな双曲割引主体よりも喫煙

17）に、時間割引特性は人々の喫煙行動に対して仮説確率が高いこと、④符号効果が男性の喫煙本数をと整合的な有意な影響を与えている。

減少させることが示された。これらの結果は、一
個人内に並存する複数の時間割引特性を同時に考5. 選好ショックと測定誤差の識別慮して、それぞれの割引特性と喫煙行動との相関を明らかにしたという点で、学術上の貢献点が大主観的な回答に基づくアンケートデータから抽きい。また、双曲割引のタイプ（ナイーブとソフィ

出した選好は、回答時期によって変動を示す場合

スティケイト）を区分して両者の喫煙行動が異ながある。この変動の原因が、調査期間内に回答ることを実証的に示した初めての研究でもある。

者に生じた何らかの選好ショックによるものなの

本稿ではまた、検出された時間割引特性と喫煙か、それとも測定誤差によるものかについては明

行動との相関が、選好ショックによる個人内の喫らかではない。もしこれらの変動が選好ショック

煙行動の変化を捉えたものではなく、個人間の選によるものと考えられるならば、それは個人内の好特性の違いによってもたらされたものであるこ

喫煙行動の変化を誘発しているはずであり、従っとについても言及した。これはパネルデータを利てそのような選好の変動を排除した場合の推定用できることによる利点を生かして、データに含結果は、図表−5で示した結果よりも悪化するはまれる選好ショックと測定誤差をコントロールす29

季刊家計経済研究

2014

ることによってもたらされた知見である。
本稿で明らかにされた双曲割引主体の過剰喫煙
は、たばこ増税によって喫煙者の経済厚生を改善できる可能性があることを示唆している。もし今後の研究によって双曲割引主体と指数割引主体の増税前後の厚生水準の変化の違いまで実証的に捕捉できるならば、その含意はさらに豊かなものになると考えられる。
† 本稿の作成に当たり、大阪大学社会経済研究所の池田新介教授に幾多のご助言を頂きました。
この場を借りて、
心より感謝の気持ちを申し上げます。本研究は、大阪大
学21世紀COEプログラム「アンケート調査と実験による行動マクロ動学」及びグローバルCOEプログラム「人間行動と社会経済のダイナミクス」によって実施された「くらしの好みと満足度についてのアンケート」データを利用しています。本アンケート調査の作成に尽力された、大阪大学の筒井義郎教授、大竹文雄教授、池田新介教授に感謝いたします。
注1）代表的銘柄であるマイルドセブン（2013年2月、メビウ
スに名称変更）の1箱（20本）あたりの価格は、2003
年のたばこ税引き上げ前に250円だったものが、2007
年および2010年の税率引き上げを経て410円（うち、たばこ税が59.6%）となっている。
2）女性の喫煙率が横ばいなのは、60代女性の喫煙率が低下していく半面、20〜30代女性の喫煙率が上昇していたからである。2000年代に入ってからは若年女性の喫煙率も低下し始め、それを反映して女性全体の喫煙率も低下基調にある。
3）合理的中毒モデルを支持する実証研究はChaloupka（1991）、Becker et al.（1994）、Wan（2006）など多数存在する。
4）Mitchell（1999）、Odum et al.（2002）、Ohmura etal.（2005）、Ida and Goto（2009）などである。
5）
Lowenstein and Prelec（1992）
は「割引効用アノマリー」
または「異時点間選択アノマリー」と呼んでいる。
6）Ikeda and Kang（2011）とKang and Ikeda（2013a）
は、
インターネット調査によって収集したアンケートデータ
を用いて、負債行動および健康関連行動が一般化双曲
割引によって説明できるということを示している。
7）準双曲割引から計算される時間割引率は、1期目は（1−βδ）
、2期目以降は（1−δ）となる。またβ=1のとき
指数割引と等しくなる。
8）Ainslie（2001）、池田（2012）参照。
9）ソフィスティケイトな個人とナイーブな個人間の先延ばし行動の違いを理論的に解明したものとしてO’
Donoghue and Rabin（1999）が、両者の借り入れ行動の違いを解明したものとしてHeidhues and Köszegi

30

WINTER

No.101（2010）がある。実証研究では、本稿で言及するKang
and Ikeda（2013b）の他に、Ikeda and Kang（2011）
やKang and Ikeda（2013a）において、負債行動や健康関連行動でのナイーブな双曲割引主体とソフィスティ
ケイトな双曲割引主体の行動特性の違いを明らかにしている。
10）
本節以降で示す実証結果はKang and Ikeda（2013b）に基づいている。
11）
2008年サンプルの一部には郵送調査（1,287サンプル）も含まれている。
12）
選択肢7は2007年度調査から加えられた。
13）
このような階級値の特定化は、本稿の時間割引率の推定で用いられるKimball et al.（2008）の提案した方法に基づいている。
14）
AとBの間を行き来する回答者およびBからAへと選択の移る回答者はサンプルから除いている。
15）
これによって、全てAまたは全てBを選択した、時間割引率が300%以上または－10%未満に分類される回答
者の時間割引率も特定し、サンプルに含めることができる。
16）「計画はとくに立てなかった」と答えたサンプルは分析
から除く。
17）
結果の頑健性テストとしてプロビットモデル、順序プロ
ビットモデル、インターバル回帰モデルで推定した場合にも、時間選好関連変数は喫煙行動に対して安定的に有意な影響を示した。
文献
池田新介，2012，『自滅する選択――先延ばしで後悔しな
いための新しい経済学』東洋経済新報社．
Ainslie, G., 2001, Breakdown of Will , Cambridge:
Cambridge University Press.（＝2006，山形浩生
訳『誘惑される意志――人はなぜ自滅的行動をするのか』NTT出版．
）
Becker, G. S., M. Grossman, and K. M. Murphy, 1994,“An Empirical Analysis of Cigarette Addiction,”
The American Economic Review , 84: 396-418.
Becker, G. S. and K. M. Murphy, 1988,“A Theoryof Rational Addiction,”Journal of Political
Economics , 96: 675-700.
Benzion, U., A. Rapoport, and J. Yagil, 1989,“DiscountRates Inferred from Decisions: An Experimental
Study,”Management Science, 35: 270-284.
Chaloupka, F., 1991,“Rational Addictive Behavior andCigarette Smoking,”Journal of Political Economy ,99: 675-700.
Chapman, G., 1996,“Temporal Discounting and Utility
for Health and Money,”Journal of Experimental
Psychology: Learning, Memory, and Cognition ,22: 771-791.
Cragg, J. G., 1971,“Some Statistical Models for
Limited Dependent Variables with Application to
the Demand for Durable Goods,”Econometrica ,喫煙行動への行動経済学的接近

39: 829-844.
Gruber, J., and B. Köszegi, 2001, “Is Addiction“Rational”?: Theory and Evidence,”Quarterly
Journal of Economics , 116: 1261-1303.
――――, 2004,“Tax Incidence When Individuals Are
Time-inconsistent: The Case of Cigarette Excise
Taxes,”Journal of Public Economics , 88: 19591987.
Heidhues, P., and B. Köszegi, 2010, “ExploitingNaïvete about Self-control in the Credit Market,”
American Economic Review , 100（5）: 2279-2303.
Ida, T., and R. Goto, 2009,“Simultaneous Measurementof Time and Risk Preferences: Stated Preference
Discrete Choice Modeling Analysis Depending
on Smoking Behavior,”International Economic
Review , 50: 1169-1182.
Ikeda, S., and M. Kang, 2011,“Generalized Hyperbolic
Discounting, Borrowing Aversion, and Debt
Holding,”Osaka University Discussion Paper, No.
817.
Kang, M. and S. Ikeda, 2013a,“Time Discounting,Present Biases, and Health-related Behavior,”
Osaka University Discussion Paper, No. 885.
Kang, M. and S. Ikeda, 2013b,“Time Discounting
and Smoking Behavior: Evidence from a Panel
Survey,”Health Economics, forthcoming.
Kimball, M. S., C. R. Sahm, and M. D. Shapiro,
2008,“Imputing Risk Tolerance from Survey
Responses,”Journal of the American Statistical
Association , 103: 1028-1038.
Laibson, D., 1997,“Golden Eggs and Hyperbolic
Discounting,”Quarterly Journal of Economics,
112: 443-477.
Loewenstein, G., and D. Prelec, 1992,“Anomalies
in Intertemporal Choice: Evidence and an
Interpretation,”Quarterly Journal of Economics ,107: 573-597.

Mitchell, S. H., 1999, “Measures of Impulsivity
in Cigarette Smokers and Non-smokers,”
Psychopharmacology , 146: 455-464.
O’Donoghue, T., and M. Rabin, 1999,“Doing It Now or
Later,”American Economic Review , 89: 103-124.
Odum, A. L., G. J. Madden, and W. K. Bickel, 2002,“Discounting of Delayed Health Gains andLosses by Current, Never- and Ex-smokers ofCigarettes,”Nicotine and Tobacco Research , 4:
295-303.
Ohmura, Y., T. Takahashi, and N. Kitamura, 2005,“Discounting Delayed and Probabilistic Monetary
Gains and Losses by Smokers of Cigarettes,”
Psychopharmacology , 182: 508-515.
Samuelson. A. 1937,“A Note on Measurement of
Utility,”Review of Economic Studies , 4（2）: 155161.
Thaler, R., 1981, “Some Empirical Evidence on
Dynamic Inconsistency,”Economics Letters , 8:
201-207.
Wan, J., 2006,“Cigarette Tax Revenues and Tobacco
Control in Japan,”Applied Economics , 33: 16631675.

かん・みょんいる 朝鮮大学校経営学部 助教。主な論文に“Time Discounting and Smoking Behavior:
Evidence from a Panel Survey”（共著，Health Economics ,forthcoming, 2013）。行動経済学、応用経済学専攻。
（mkang@korea-u.ac.jp）31