投稿論文

消費性向の構造的変化と消費者心理の関係

安部 勝（安部技術事務所）

１ . はじめに収入の動向に影響されず“雇用環境”という指標に対して消費性向を可変にしており、消費者心理

バブル経済崩壊以降、消費の低迷と消費者心理という観点からは雇用環境に留意した経済政策がの悪化とが関連づけられて言及されることが増え有効であったことを示す。わが国で進行する少子・ている。最近の消費税率引き上げ論議では1997年

高齢化という要素についても併せて検討する。次の同税率引き上げが消費者心理を冷やし、消費低のような結論を得た。

迷の原因となったのではないかという見解がある

1991年頃に可処分所得の増加に対して、それまし、東日本大震災に際しIMFがわが国経済につで低下を続けていた消費性向は以降従来とは異ないて消費者心理の影響を指摘している 。しかし、り可処分所得が増加しないなかで逆に上昇する方

これらに明確な根拠を示すものはほとんど見られ向に変化していたが、1）ない。
消費者心理と経済の関係はミシガン大学の① 1991年頃には、消費性向に対して消費者心

George Katonaが嚆矢となりアメリカで1940年

理の“収入の増え方”“雇用環境”指標が影代後半から議論がはじまり 、わが国では1960年

響を及ぼさないように変化している。

2）

代に入って関心が持たれはじめた。消費者心理と② 1998年以降は消費者心理の“収入の増え方”

経済の関係の議論はまだ充分定まっていない 。

や“暮らし向き”指標ではなく、“雇用環境”

わが国ではこの領域での先行研究も多くは無い。

指標の値の増加に対してのみ消費性向は大わが国における消費者心理と経済の関係を議論しきくなっている。

3）

その意義を把握することは今日有益であると考えられる。
本論ではわが国における先行研究で指摘されて③ 消費性向対し生産年齢人口比率は負の相関を持ち、その増加は消費性向を引き下げ、減少は消費性向を引き上げる。

きた「消費者心理の改善が、消費性向を引き上げ④ 生産年齢人口比率や可処分所得の変化を考る」という見解に注目して議論する。消費性向の慮しても消費者心理は消費性向との間に関把握には国民経済計算（以降SNA）を用いる。わ係を有意に持つ。

が国に表れた消費性向の構造的変化を通して、消⑤ 消費者心理と経済の関係は状況により変化

費者心理と経済の関係が変化していること、すな

し得ることから、消費者心理と経済の関係を

わち先行研究で示された指摘が単純には適合しな

一面的に把握すべきではない。

いこと、消費者心理と経済の関係が社会的または経済的状況の変化により変化し得ることを明らか

2節でわが国における消費性向と消費者心理ににする。加えて近年は消費者心理として各家計が関する先行研究を概観する。3節で消費者心理指63

季刊家計経済研究

2013

WINTER

No.97

数について説明し、4節で消費性向の変化についたが、なぜこの期間で区分けしたのかは不明であて議論する。5節で消費性向の変化と消費者心理る。長島（2003）ではCCIの“収入の増え方”と“物との関係を考察し、6節でまとめと今後の課題を

価の上がり方”を用い「所得リスク」「、期待所得」、

示す。

「期待インフレ」を定義して所得階層を低、中、高所得階層に区別し、「期待インフレ」が高まると高所得者層ほど消費性向を高め、「所得リスク」の２ . わが国における消費者心理と消費性向に関する先行研究

増加は高所得者で大きく消費性向を引き下げ、実質可処分所得の増加には低所得者層ほど消費性向

Katonaは従来の経済学による需要の把握に対を引き下げるとした。小川（1991）では消費性向して「需要は、購買能力と購買意欲の両方に依存ではなく貯蓄の観点から、CCIの“収入の増え方”

している。需要の変動は、それが消費者によるもと“物価の上がり方”を用い「所得リスク」を定のであろうと、また、企業ものであろうと、購買

義し、所得リスクの高まりが貯蓄性向を高めると能力と購買意欲のうちのいずれかの変化によってした。いずれの報告も消費者心理の良化が消費性起こる」と主張した（Katona 1960）。このような

向を引き上げるとしている。

Katonaの主張に対して、特に消費者心理データ

これらの先行研究が取り扱った対象期間は1971

が消費支出を先行して把握するか、耐久財への支～ 2001年の範囲にあり近年の状況を把握したも出との関係などを中心に米国を中心に先行研究がのは目下見られない。本論で主体的に議論する消なされてきた。

費性向の構造的変化に関する先行研究は経済白書

わが国では消費者心理とマクロ経済に関する先（2000）の簡単な指摘だけに見られる。

行研究は多くなく、消費性向については貯蓄性向との関係を含めても少ない。変数として消費者心理データを直接適用するものと、カールソン・パー

３．消費者心理指数について

キン法を用いて所得リスク等を消費者心理データ

本論では消費者心理データとしてCCIとその4から求め、このリスク と消費性向との関係をみ

つの構成指標、“暮らし向き”、“収入の増え方”、“雇る2通りの手法が見られる。

用環境”、“耐久財の買い時判断”（以降、耐久財）

4）5）を用いて検討する 。CCIは内閣府（以前は経済（以降CCI）の“収入の増え方”指標とCCIには企画庁）が1957（昭和32）
年9月に消費動向調査を含まれないが“物価の上がり方”指標を用い「所開始した時点に起源を持ち、当時は『消費と貯蓄得リスク」を定義し、消費性向を被説明変数としの動向』としてまとめられ既に“暮らし向き”に日本銀行（1998）では内閣府の消費者態度指数7）て説明変数にCCI、実質民間最終消費支出等の経ついての調査がある。全国調査であり、調査方法

済指標、および所得リスクを用いて回帰し、所得はさまざまな変遷を経て現在の形式に定まっていリスクが高まると消費性向は下がるとした。

るが、通常統一したデータとして利用可能なもの

経済白書（1998: 16-18）ではCCIの“雇用環境”

は1982年以降である。全国の一般世帯5,040世帯

指標を用い“雇用環境”指標の改善で消費性向がが調査対象であり、市町村、単位区、世帯の3段

有意に上がるとした。経済白書（2000: 62-64）で無作為抽出が行われる（単身世帯の調査も対象期

はCCIの“収入の増え方”指標を心理変数に用い間が短いが存在）。4つの指標からCCIが導かれる

前期消費性向ならびに可処分所得の変化を説明変が全て「今後6カ月についてどうなるか？」とい数に用い回帰し、1976:2 ～ 1986:4の期間を前半、6）

う質問に回答させ、予測を回答させる特性を持ち、1986:1 ～ 1999:1の期間を後半に区分けし、後半に家計の持つ期待が把握されると考えられる。指標は符号がプラス、有意水準5％で有意で“収入のごとに、良くなる、やや良くなる、変わらない、

増え方”指標の改善が消費性向を引き上げるとしやや悪くなる、悪くなる、という5段階の回答水64

消費性向の構造的変化と消費者心理の関係

準で回答させ、それぞれに評点1、0.75、0.5、0.25、Da：変化時点の前を0、変化点以降を1とする

0の評価を与え、回答の構成比（％）を乗じて合ダミー変数計して各指標のスコアを求める。このスコアを4

δ：誤差項

指標について単純平均したものが消費者態度指数（1）消費性向の推移の観察

CCIとなる。本論では四半期データを用いた。

消費性向は可処分所得の増加が見られなくなった1991年頃以降変化し上昇している（図表−1） 。
11）

４．消費性向の変化についての分析

1997年頃以降は可処分所得の減少に対して消費性分析方法はまず、最初と最後の20標本の区間
内を除き中間区間について時期を変えてChow検向の急激な上昇、可処分所得の増加には消費性向の急激な低下が見られる。

定により有意にF統計量がPeakをもつ時期を把握し変化の時点とした。次に変化時点の前後につ（2）Chow検定による構造変化時期の推定

いてどの変数が有意に変化しているかそれぞれダモデル（1）を用いて構造変化の有無を1982:3

ミー変数を与えてp値を用いて判断し、さらに変～ 2007:4の期間について、Chow検定しF統計量

化時点の前後における回帰分析結果を検討し消費がPeakを持ち有意となる時期をまず見出した（図者心理と消費性向の変化の関係を議論した。

。
表−2）

消費性向に関するモデルを次のように定式化した。

心理変数を除いた場合を含め全ての心理変数について1990:4までを前半、1991:1以降を後半とす

8）9）

Ct/Yt ＝Const.＋α0Ct-1/Yt-1＋α1⊿logYt＋α2Mt＋α3⊿（Sentimentt/100）+εt（1）

る変化時点（以降1990:4/1991:1と表す）に最初の構造変化が推察された。次に1997:2/1997:3に
心理変数を除いた場合と“雇用環境”“耐久財”
指標および人口変数に構造変化が推察されたが、C：消費支出CCIと“収入の増え方”“暮らし向き”指標では

Y：可処分所得1998:3/1998:4に変化点が現れた。図表−1と対比（消費支出、可処分所得は帰属家賃を除く物価

すると、おおむね変化時点は妥当である。

水準で実質化）Sentiment：CCIとその4つの構成指標を個別（3）構造変化に影響している変数の検討
図表−3に定数項、各係数の変化の有意性の検に適用
M：生産年齢人口比率（15 ～ 64歳/全人口）10）⊿：前年同期差定結果を示す（モデル（2）に対応）。
1回目（1990年頃）の変化では定数項、可処分

ε：誤差項

所得では低下、前期消費性向では増大があり、生産年齢人口比率にも増大への変化の兆候が見え

どの変数が有意に変化したかを各変数にダミーる。2回目（1997/1998年頃）の変化では可処分

変数を与え変化時点を対象に調べる。モデル（1）所得でのみさらに低下がある。人口変数ではいずは次のように変更される。

れも有意に表れなかったが符号は1回目がプラス、2回目はマイナスへと変化がうかがえる。

Ct/Yt＝Const.＋Da＋β0Ct-1/Yt-1＋β1Da ＊Ct-1/Yt-1+
β2 ⊿logYt＋β3Da＊⊿logYt+β4Mt＋β5Da＊Mt+
β6 ⊿（Sentimentt/100）+β7Da＊⊿（Sentimentt/100）+δt（2）（4）回帰分析による比較
上記で示した消費性向の構造変化の時点の前、後半期間についての回帰分析結果を図表−4に示す（定式化したモデル（1）による）。
65

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WINTERNo.97

図表 -1 消費性向の推移（1980年３Ｑ〜2007年４Ｑ）
0.86
0.84
消費性向︵家計の最終消費／可処分所得︶

0.82
0.80
0.78
0.76
0.74

110,000

105,000

100,000

95,00090,00085,00080,00075,00070,00065,00060,00055,00050,00040,0000.70

45,0000.72

可処分所得（10 億円）

図表 -2 Chow 検定結果
Data:1982:3〜
2007:4

心理変数

CCIJ

収入の
増え方

耐久財

暮らし向き

雇用環境

心理変数
を除く

前期

後期

F 統計量

F 統計量

F 統計量

F 統計量

F 統計量

F 統計量

1982:3 〜1988:3

1988:4〜2007:4

1.430

1.196

1.015

1.129

1.480

0.928

〜1989:4

1990:1〜

1.955

1.333

1.289

1.550

1.784

1.246

〜1990:4

1991:1〜

3.577***

3.704***

3.052**

3.261**

3.769***

3.979***
3.486**〜1992:3

1992:4〜

3.532***

3.516**

2.795**

3.031**

3.549***〜1993:3

1993:4〜

2.738**

2.663**

2.567**

2.648**

2.902**

3.192**〜1994:4

1995:1〜

2.127

2.111

1.942

2.050

2.253

2.397

〜1996:1

1996:2〜

2.130

2.034

1.999

2.035

2.298

2.502**〜1997:2

1997:3〜

3.099**

3.180**

2.979**

3.054**

3.398**

3.881***〜1998:3

1998:4〜

3.159**

3.574***

2.875**

3.412**

3.137**

3.416**〜1999:4

2000:1〜

2.401

2.481**

2.188

2.539**

2.409

2.387

〜2001:1

2001:2〜

1.526

1.811

1.401

1.781

1.564

1.673

注 : ***、** はそれぞれ1％、5％水準で有意であることを示す

66

消費性向の構造的変化と消費者心理の関係

図表 -3 構造変化の要因分析
Data 1983:3〜2007:4
心理変数
を除いた
場合

〜1990:4/1991:1〜〜1997:2/1997:3〜〜1990:4/1991:1〜

CCIJ 指数〜1998:3/1998:4〜

収入の
増え方

〜1990:4/1991:1〜〜1998:3/1998:4〜〜1990:4/1991:1〜

耐久財〜1997:2/1997:3〜

暮らし向き〜1990:4/1991:1〜〜1998:3/1998:4〜〜1990:4/1991:1〜

雇用環境〜1997:2/1997:3〜

Const.

C-1/Y-1⊿ LogYM

係数−0.2474 **0.1989 **−0.2576 ***0.1509⊿（Sentiment/100）
−

（p 値）

（0.047）（0.021）（0.003）（0.172）−−係数−0.02700.0480−0.2733 ***−0.0185（p 値）（0.262）（0.285）（0.000）（0.760）−係数−0.2922 **−0.2199 **0.1647−0.0248（p 値）（0.023）（0.005）（0.010）（0.126）（0.362）−0.01960.2469 ***係数0.00440.0170−0.2598 ***−0.0250（p 値）（0.940）（0.647）（0.001）（0.684）（0.249）係数−0.2681 **−0.2306 ***0.1575−0.0543（p 値）（0.032）（0.008）（0.006）（0.138）（0.164）係数

0.00360.0166−0.2566 ***−0.0236−0.0413（p 値）（0.950）（0.645）（0.001）（0.690）（0.211）係数−0.2499 **−0.2507 ***0.1479−0.0006（0.980）0.2207 ***0.2048 **（p 値）（0.046）（0.020）（0.004）（0.181）係数−0.0155

0.0430−0.2749 ***−0.0297

0.0048（p 値）（0.786）（0.169）（0.000）（0.633）（0.736）係数−0.2525 **−0.2153 **0.1383−0.02480.2171 **（p 値）（0.046）（0.011）（0.017）（0.199）（0.362）係数−0.00090.0194−0.2502 ***−0.0199−0.0313（p 値）（0.487）（0.608）（0.001）（0.757）（0.102）係数−0.3112 **−0.2473 ***0.1849 *−0.0165（0.185）0.2543 ***（p 値）（0.018）（0.004）（0.003）（0.090）係数−0.0044

0.036−0.2879 ***−0.0372

0.0086（p 値）（0.937）（0.251）（0.000）（0.538）（0.328）

注 : ***、**、* はそれぞれ1％、5％、10％水準で有意であることを示す

1回目（1991年頃）についてみると定数項、前は大きな変化がなく、可処分所得については後半期消費性向、可処分所得の3項目ともすべて前半、

でさらに－0.8程度まで下がっている。人口変数で後半共に有意水準1％で有意であり、前期消費性

は前半では有意でなく後半では有意であり1回目

向では前半でおおむね0.7程度が後半には0.93程度の変化の前半におよそ－0.25だったものが－0.08に上がっている。可処分所得では前半にはおおむ程度まで大きくなっている。心理変数は、その前

ね－0.4程度だが後半－0.68程度に下がっている。

半でCCI、“収入の増え方”および“暮らし向き”

人口変数では5％水準で判断して前半のみ有意でが有意水準5％、1％で有意であり消費者心理の改

概ね－0.25程度だが後半は有意ではないが－0.06

善が消費性向を上げるが、後半では“雇用環境”

程度に上昇している。心理変数ではその前半でのみが有意水準1％で有意となり“雇用環境”のCCI、“収入の増え方”と“雇用環境”指標が有意改善のみが消費性向を引き上げる。先行研究で示水準5％で有意で、これらの心理の改善が消費性された消費者心理の改善が消費性向を引き上げる

向を引き上げているが後半では10％水準でも有意という関係は1998年頃より以前については確認さではない。
2回目（1997/1998年頃）では前期消費性向にれたが、1998年以降については“雇用環境”のみに認められる。
67

季刊家計経済研究

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図表 -4 回帰分析結果
1回目の変化期間

Const.

C-1/Y-1⊿ LogYM

1982:3〜1990:4

0.3579 ***0.7199 ***−0.4157 ***−0.2153 **（0.000）（0.046）−0.6708 ***−0.0583（0.000）（0.127）−0.4587 ***−0.2325 **0.0471 **（0.000）（0.020）（0.048）−0.6769 ***−0.0671 *0.0123（0.000）（0.082）（0.151）−0.4525 ***−0.2262 **0.0748 **（0.000）（0.022）（0.025）−0.6808 ***−0.0637 *0.0236（0.000）（0.086）（0.103）

心理変数 前半（p 値）（0.006） （0.000）
を除いた
1991:1〜2007:4 0.0983 ***0.9298 ***
場合
後半
（p 値）
（0.007） （0.000）
CCIJ
指数

収入の
増え方

前半
後半
前半
後半
前半

耐久財
後半

暮らし
向き

雇用
環境

前半
後半
前半
後半

2回目の変化

1982:3〜1990:4（p 値）
1991:1〜2007:4（p 値）
1982:3〜1990:4（p 値）
1991:1〜2007:4（p 値）
1982:3〜1990:4（p 値）
1991:1〜2007:4（p 値）
1982:3〜1990:4（p 値）
1991:1〜2007:4（p 値）
1982:3〜1990:4（p 値）
1991:1〜2007:4（p 値）

0.4029 ***（0.001）0.1072 ***（0.003）0.3818 ***（0.001）0.1044 ***（0.003）0.3749 ***（0.004）0.1004 ***（0.008）0.3549 ***（0.003）0.1067 ***（0.004）0.4376 ***（0.001）0.1068 ***（0.002）

収入の
増え方

前半
後半
前半
後半
前半

耐久財
後半

暮らし
向き

雇用
環境

前半
後半
前半
後半

0.9261 ***（0.000）0.698 ***
（0.000）0.9268 ***（0.000）0.7148 ***（0.000）0.9303 ***（0.000）0.7105 ***（0.000）0.9267 ***（0.000）0.6557 ***（0.000）0.9257 ***（0.000）−−0.411 ***−0.2347

0.0030（0.000）（0.025）（0.886）−0.6813 ***−0.06210.0058（0.000）（0.123）（0.399）−0.6438 ***−0.1999 **0.0366（0.000）（0.044）（0.142）−0.6775 ***−0.0671 *0.0117（0.000）（0.090）（0.251）−0.4325 ***−0.2629 **0.0234 **（0.000）（0.012）（0.026）−0.6775 ***−0.0659 *0.0075（0.000）（0.075）（0.125）

期間

Const.

C-1/Y-1⊿ LogYM

0.1000 ***0.9259 ***−0.5277 ***−0.0565（0.000）（0.230）−0.8117 ***−0.0833 **（0.000）（0.033）−0.5349 ***−0.0498

0.0238 **（0.000）（0.307）（0.034）−0.7986 ***−0.0788 **0.0038（0.000）（0.017）（0.686）

1982:3〜1998:3（p 値）
1998:4〜2007:4（p 値）
1982:3〜1998:3（p 値）
1998:4〜2007:4（p 値）
1982:3〜1998:3（p 値）
1998:4〜2007:4（p 値）
1982:3〜1998:3（p 値）
1998:4〜2007:4（p 値）
1982:3〜1997:2（p 値）
1997:3〜2007:4（p 値）

0.1054 ***（0.004）0.1164 ***（0.002）0.1073 ***（0.003）0.1162 ***（0.001）
0.0949 ***（0.010）0.0976 ***（0.032）0.1065 ***（0.005）0.1115 ***（0.004）0.1077 ***（0.004）0.1103 ***（0.011）（0.000）0.9697 ***（0.000）0.9124 ***（0.000）0.9246 ***（0.000）0.9122 ***（0.000）0.9246 ***（0.000）0.9339 ***（0.000）0.9529 ***（0.000）0.9114 ***（0.000）0.9264 ***（0.000）0.9235 ***（0.000）0.9526 ***（0.000）

注 : ***、**、* はそれぞれ1％、5％、10％水準で有意であることを示す

68−

1982:3〜1996:4

心理変数 前半（p 値）（0.005）を除いた
1997:1〜2007:4 0.0819 *
場合
後半
（p 値）
（0.052）
CCIJ
指数0.6751 ***（0.000）⊿（Sentiment/100）⊿（Sentiment/100）−−−0.545 ***−0.0523（0.000）（0.275）0.0547 ***−0.8041 ***−0.0784 **0.0119（0.000）（0.011）（0.339）−0.5249 ***−0.0578−0.004（0.000）（0.239）（0.778）−0.7842 ***−0.0860 **0.0062（0.000）（0.037）（0.275）−0.5384 ***−0.05030.0296 **（0.000）（0.312）（0.026）−0.7926 ***−0.0736 **−0.0021（0.000）（0.028）（0.835）−0.5326 ***−0.05490.0049（0.000）（0.239）（0.475）−0.8307 ***−0.1046 ***（0.000）（0.008）A.R2

DW

0.95022.150

0.99781.945

0.95382.167

0.99781.917

0.95522.102

0.99791.936

0.95042.124

0.99771.912

0.95162.186

0.99781.913

0.95492.141

0.9978

1.931

A.R2

DW

0.99171.998

0.9932

1.842

0.9931

1.993

0.98971.752

0.99331.982

0.9899

1.770

0.991

1.973

0.9942

1.714

0.99322.011

0.98971.759

0.99161.986

0.99421.722（0.010）0.0133 ***（0.003）

消費性向の構造的変化と消費者心理の関係

図表 -5 消費者心理（暮らし向き）の推移（ただしトレンドを除去）

暮らし向き（Trend 除去）

6
4
2
0
−2
−4
−6

消費税率引き上げ

人口構成の変化という要因を与えた場合でも消費者心理は消費性向に影響力を持っている。

1999 年 3 月

9月

1998 年 3 月

9月

1997 年 3 月

9月

1996 年 3 月

9月

1995 年 3 月

9月

1994 年 3 月

9月

1993 年 3 月

9月

1992 年 3 月

9月

1991 年 3 月

9月

1990 年 3 月

9月

1989 年 3 月

9月

1988 年 3 月

9月

−10

1987 年 3 月−8

これらの結果を理解するために、まず生産年齢
人口比率を見ると1990年頃までは増大傾向にあり、その後安定した時期を経て1997年以降減少に５．考察転じている 。4節（4）の分析結果から生産年齢12）

人口比率が増大する状況下（1990年頃まで）では消費性向には、1991年頃および1998年頃に都

消費性向を下げ、逆に減少する場合（1997年以降）

合2回の構造的変化が確認された。可処分所得がは消費性向の低下が抑制されると判断される。分毎年増加する状況が失われた後、1991年以降可処析に用いたSNAでは単身世帯、個人営業世帯お分所得の増加に対し消費性向を引き下げている。

よび高齢無職世帯などを含む全ての世帯が対象で1991年以前は生産年齢人口比率の増加が消費性向

あり 、高齢無職世帯の継続的増加は消費性向をを引き下げている。1998年以降に可処分所得の増引き上げる要因になり得る。消費・可処分所得の加は消費性向をさらに下げるように（可処分所得把握では自家の帰属家賃、医療費のうちの社会保の減少は消費性向を引き上げる）変化した。これ

障給付から拠出される部分が消費、可処分所得には可処分所得の減少にもかかわらず消費支出が下入り、近年の高齢者家計の医療費の占める割合のがらない（または下げられない）ことを意味し、拡大が影響をすると考えられる 。

13）

14）

生活水準を容易に下げられないことを示唆し、ま一方、消費者心理の関係では、1997年4月のた所得の増加に対して消費を追従させない消費

消費税率引き上げや同年11月の金融機関の大型者の姿勢もうかがわれる。また、消費者心理では倒産などが要因に考えられる。しかし、構造変化

1998年頃以降は以前には有意であったCCI、“収をChow検定で求め厳格な変化時点を把握するこ入の増え方”“暮らし向き”は有意でなく、“雇用とは本来難しく、これらを峻別して議論すること環境”のみが有意水準1％で有意に消費性向を大は容易でない。消費者心理の推移を観察すると、きくするように変化している。

1989年4月1日の消費税の導入（税率3％）および
69

季刊家計経済研究

2013

WINTER

No.97

1997年4月1日の消費税率引き上げ（税率2%）後出現し、1998年以降についてもその改善が消費性は短期間で回復したものの、1997年11月の金融機

向を引き上げる分析結果が得られた。この指標で関の大型倒産については消費者心理の回復に長期把握される消費者心理は、個々の家計における雇間を要しており、より大きなインパクトがあった用環境についてではなくわが国全体についての雇。この見解と一致する指と推察される（図表−5）

用環境を各家計が回答している可能性が高く、有摘が幾つかある 。加えて1997年7月にアジア通

効求人倍率と強い相関をもつことから 、わが国

貨危機が発生し、1998年4月に金融ビッグバン開の「景気見通し」を強く反映するのではないかと

15）

18）

始、1998年8月にはロシア通貨危機が発生してお考えられる。可処分所得の増加が期待できない状り、これらは消費者が金融システムに持つ信頼感

況下で、雇用の状況が消費行動に対してより重要を大きく揺らがせる背景にあったことも指摘できな要素となっているのではないだろうか。

よう。消費者心理のデータのうち“収入の増え方”

図表−1からも近年可処分所得の上昇には急激な指標と可処分所得の関係をカールソン・パーキン

消費性向の下落が認められる。これらから近年可法により分析すると、消費者が認識する閾値（こ処分所得の増加が容易に消費性向の拡大につながの閾値を超えると可処分所得の増・減を認識する）

らない消費者の姿勢がうかがわれる。加えて“雇はおよそ3％の可処分所得の変化という結果が得用環境”と“収入の増え方”という消費者心理指られる 。これは消費税の導入、および同税率引

標は消費性向に対する異なる関係を近年もつことき上げと消費者心理の推移と照らし、大きな影響

から、わが国の消費者は現実の収入の動向ではなを持たなかったことを支持すると考えられる。

く、より全体的なわが国の経済の動向（たとえば16）“収入の増え方”指標が把握する消費者心理の有効求人倍率に代表されるような）に影響される

改善が消費性向と明確な関係を表さないように変ようになっていると考えられる。

化したのは高齢者家計の生活基盤が“収入の増え方”で把握される消費者心理の変化とは大きな関係を持たないためではないだろうか。
Katonaは「消６．まとめと今後の課題

費者心理が経済と関係するのは、通常の生活に必

消費性向は、1991年頃および1998年頃に大き要な以上の収入がある場合である」と指摘しておく変化している。これらの変化は可処分所得が継り、高齢・無職世帯の増加はKatonaが捉えてい続的に増加しない（または低下する）状況に伴うる『購買能力』に制約のある家計の割合の増加をものである。SNAで把握すると近年消費性向が次意味し、消費者心理がSNAでみた消費性向と明第に高まり、可処分所得の下落には急激な消費性

確な関係を示さないように変化することにつなが向の上昇と可処分所得の上昇には急激な消費性向る 。

の低下がある。

17）

消費者心理と経済の関係はこのように人々の1991年頃いわゆるバブル経済崩壊後は所得の増置かれた状況の変化により可変であり、例えば加がみられず消費性向のみ大きくなったが消費者

Katonaが指摘する『購買能力』に制約がかかる

心理による消費性向に“収入の増え方”への依存

場合が表れれば消費者心理を従来と同様には適用を示さないように変化した。これらの背景にはわできないことを確認すべきである。

が国における人口構成比率の変化が存在し、生産

また、各指標はおのおの異なる情報を持つ。

年齢人口比率の増加局面では消費性向の低下があ

CCIのように4つの指標から合成される指標の推り、逆に生産年齢人口比率が低下する状況下では移とともに、各指標に対して注目し消費者心理と消費性向の低下が抑制されると考えられる。1998

経済の関係を議論する必要がある。

年頃の変化には1997年の消費税率引き上げに加消費性向の変化に関与する消費者心理変数のうえ、1997年秋の金融機関の大型倒産など国内外でち“雇用環境”指標の変化が他の指標よりも早く金融システムに関する問題が多発した。これらが70

消費性向の構造的変化と消費者心理の関係

消費者心理の悪化をもたらし、我が国経済の推移に大きな影響を与えたと推測されるが、本論では推察を与えたにすぎず今後の課題として残っている。
1998年以降は“収入の増え方”に対する心理の改善や現実の可処分所得の増加が消費の拡大ではなく貯蓄の拡大へと向かうのではないか、消費の拡大には“雇用環境”の改善という経済全体への期待がより重要なことを示唆するのではないかと考えられる。
本論で見たように可処分所得に対する消費者心
理が消費性向に対して影響を示さない状況にある
場合、2009年3月に施行された定額給付金政策のような一時的な可処分所得の増加政策の経済効果は限定的にならざるを得ず、“雇用環境”に対する心理が改善するような政策がより有効ではなかったかという推論が消費者心理という側面から見た
場合には指摘できる。
先行研究で一様に指摘された消費者心理の改善
が消費性向を上げるという関係とは異なる状況が出現している。このことは消費者心理と経済の関係が安定的ではなく状況の変化で変わり得ることを示し、先行研究で消費者心理と経済の関係に肯定的、否定的見解が混在する一つの要因となり得ることを示唆するのではないかと考えられる。
消費性向は所得階層や年齢層により異なると考えられこれらを検討すること、また高齢層人口の増加という状況を考えれば家計の金融資産残高との関係も検討すべきであり、今後の課題である。
注
1）IMF World Economic Outlook, June 17, 2011.
2）消費者心理の把握と経済の関係の議論は1946年にミシガン大学のG. Katonaによる消費者心理調査（現在のミシガン消費者センチメント：Index of Consumer
Sentiment）が開始されたことに起源を持つ。
3）海外での先行研究では肯定的、否定的なものが混在する。肯定的なものとしてCarroll（1994）、否定的なものとしてCurtin（1992）、Fuhrer（1993）を挙げる。
4）リスクを定義して消費性向との関係を議論する先行研究がいくつか見られるが、リスクを用いる場合はまずリスクの定義の正当性、妥当性を立証する必要がある。本論
では消費者心理としてのCCIおよびその指標そのもの
が消費者の意識を把握していると判断し議論に用いた。

5）消 費 者 態 度 指 数 は 内 閣 府 の 英 訳 で は Consumer
Confidence Indexと表記される（先行研究ではCSIと表記されたものがある）。
6）1976年第2四半期を1976:2と表記している。以下も同じ要領で示す。
7）消費者心理データとしてCCIのほかに日本銀行の「生活意識に関するアンケート調査」、日本経済新聞社の「CFI（日経消費予測指数）」、日本リサーチ総研の「消費者不安指数」などがあるがデータが長期間にあり標本数が最も多く、信頼性も高いと判断し本論ではCCIデー
タを用いた。
8）ケインズ型消費関数をベンチマークにして、消費性向に対する消費心理指数の影響を分析するのが当論文の目的である。心理変数が期待所得に影響する可能性を考慮すれば、恒常所得仮説を採用して議論することが考えられるが、今後の課題としたい。また人口構成の変化
を生産年齢人口比率と捉え、これらを説明変数とし消費性向との関係を議論した。家計の金融資産残高との関係も議論すべきであるが、四半期データは1997年12月
以降のみ利用可能に限られ本論では変数に加えることができなかった。消費性向の前期を説明変数に用いたのは消費性向には慣性が働くと認識しているためである。
9）本論で用いた変数はDF、ADF検定によりすべて定常性を確認した。ADFによる場合はAIC情報量基準により最適ラグを定めた。生産年齢人口比率以外の変数は
季節調整値を用いた。共和分関係は認められなかった。
10）
生産年齢人口比率（15 ～ 64歳）
は総務省の人口推計デー
タ（確報値）から3カ月の平均値を得て四半期データとし分析に供した。
11）
消費性向が季節性を強く持つことから図表-1での消費性向の推移は4期の移動平均値として表した。
12）
生産年齢人口比率は1980年にはおおむね0.67だったが、1991年頃まで増大しPeak時には0.698となりしばらく安定していたが、1997年には漸減し0.69を下回りその後継続して低下している。
13）
総務省の人口統計によると15 ～ 64歳の人口は1995年に8,726万人であったが2007年には8,160万人に減少し、65歳以上の人口は1995年には1,828万人であったもの
が2007年には2,735万人となり急激に高齢者人口比率が高まっている。
14）
総務省の家計調査の2人以上世帯のうち無職世帯（農林
漁家世帯を除く）の家計収支の保険医療費（全国平均）の推移をみると、1986年に7,096円/月、2007年には15,367円/月になり可処分所得に占める保険医療費の割
合は4.86％から8.14％に倍増している。
15）
内閣府の「日本経済2004」では、1997年秋の金融シス
テムに対する信頼感が揺らいだ金融機関の大型倒産が消費者心理に大きな影響を与えたとする結果を得ている。岩田（2001: 27）の「97年10 ～ 12月期と98年1 ～3月期になって消費が再び減少に転じたのは、97年11月に起きた金融危機の影響であったと解釈することができるであろう」、および同様に井堀（2010）の「1998年
以降の消費低迷は消費税引き上げが主因ではないと考71

季刊家計経済研究

2013

えられ、この消費の低迷は1997年の金融システムに対する信頼の低下が消費者心理を悪化させたことがより重要だったと考えられる」という指摘がある。
16）
カールソン・パーキン法（CP法）を用いて閾値を求めた。
データは1983:2 ～ 2010:1で、可処分所得（前年比）に対して“収入の増え方”指標を適用した。標準的なCP法を用いた場合の閾値（δ）は3.66％、合理的期待を組み入れた手法を用いた場合平均で閾値は2.1％となった。
17）
高齢者家計の消費支出は医療費、食費、光熱費および交際費の割合が高い。65歳未満では36.08％だが65歳
以上では52.03％にのぼる（平成22年、総務省・総世帯・
年齢別収支により計算）。かつ一般的な耐久財は既に保有する。従って消費生活に習慣性が強く、可処分所得の低下に消費総額を下げ難い特徴を持ちCCI指数で把握される消費者心理と実際の消費行動が密接な関係を持たない一因と考えられる。
18）“雇用環境”指標は所得階層別、また年齢層別にみて他の指標と比べて分散が共に際立って小さい特性がある。
これは消費者が各家計の見通しよりも我が国全体の雇用状況を把握し回答しているためではないかと判断される。CCIの“雇用環境”指標は有効求人倍率との間に強い相関を持つ、有効求人倍率（前年比）：⊿JAに対して“雇用環境”（前年比）：⊿JEを対応させ回帰すると、⊿JA＝0.0006＋0.7701⊿JA-1 ＋0.0959⊿JE-1（p値）（0.949）（0.000）（0.000）2
A.R ＝0.7898、DW値1.932となった。
定式化は次のとおりで最適ラグは情報量基準AICによる。
⊿JAt ＝β0 ＋β1 ⊿JAt-1 ＋β2 ⊿JEt-1＋β 3 ⊿JEt-2 ＋β4 ⊿JEt-3＋β5 ⊿JEt-4＋νt
νt：誤差項
変数は共に定常であり、共和分関係もない。
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（2012年10月16日掲載決定）

あべ・まさる 安部技術事務所。主な論文に「我が国における消費者心理と消費行動の関係」
（
『生活経済
学研究』
36，
2012）
。消費者心理、家計経済専攻。
（abem@
extra.ocn.ne.jp）