研究成果論文

借り入れ制約と親からの移転と消費行動

坂本 和靖（財団法人 家計経済研究所 研究員）

1. はじめに行われてきたが、二段階かつサンプルセレクションを考慮することで、より正確に借り入れ制約の本稿では、1990年代後半から2000年代にかけ問題を検証した。

て、どのような家計が借り入れ制約に陥っている

第三に、パネルデータの特徴を生かしたセレクかについての検証と、それがもたらす消費関数のションモデルを用いて、消費関数を推計している

推計上のバイアスについて検証した。

点にある（第４節）。ここでは、Wooldridge

経済学において、借り入れ制約が消費に与える（1995, 2002）の手法にならい、サンプルセレクシ

影響について論じた先行研究は実に多い。特に、ョンバイアスを考慮した固定効果推計を行った。

Jappelli（1990）、小原・ホリオカ（1999）などで本稿の構成は以下のようになっている。第２節

は、消費関数の推計時に、借り入れ制約者がサンでは、1990年代後半から2000年代における日本のプルとして含まれることで、「借り入れ制約に直家計における借り入れに関する状況を概観し、第面している家計の場合は、現行所得と消費が大き３節では、JPSCの1998年（wave6）〜2004年

な相関をもつ」という理由から、現行所得の効果（wave12）のデータを用いて、世帯主年齢が20歳が過大に推計される推計バイアスを考慮した推計

代〜60歳代である有配偶世帯における、借り入れが行われている。本稿では、上記のような借り入

制約に直面している家計割合を計算し、また、家れ制約下の家計が含まれることによる推計バイア

計が借り入れ制約に直面する決定要因についてのス問題だけでなく、どのような家計が借り入れ制分析を行う。最後に、第4節では、借り入れ制約約に陥っているのかについても詳しく論じたいと者による推計バイアスを考慮した消費関数の推計思う。

を行っている。

本稿の特徴として、以下の３点を挙げることができる。第一に、借り入れ制約と世帯内支援、親の経済状況との関連性について検証している点で

2. 家計の借り入れ状況ある。これは、本稿で用いる「消費生活に関する

1990年代後半から2000年代にかけて、家計におパネル調査」（以下、JPSC）から詳細な家族に関ける債務負担は増加の一途をたどっている。
「家

する情報を得ることで可能となった。

計調査（貯蓄・負債編）」によれば、1世帯あたり

第二に、先行研究にはない新しい手法（ヘックの負債平均残高は、1990年の359.2万円から1999年

マンプロビット）を用い、借り入れを希望する者の573.3万円をピークに上昇し、その後は徐々に減が、その後、金融機関から信用供与されるか二段少するものの、（300万円台だった1980年代後半か

階に分割している点である（第３節）。これまで、

ら1990年前半と比べると）2003年では508.0万円と単一プロビット、同時プロビットによって分析が高止まりしている。また年収比（負債÷年収）で79

季刊家計経済研究 2006 SUMMER No.71

図表--1 債務負担年収比（1987〜2003年）
600

需要増大、さらに2004年は、住宅ローン控除の規

万円

％

90

模縮小を見込んだ駆け込み需要が発生しており、

80

1990年代以降の住宅ローン保有者割合は増加傾向
にある。

70

第二の要因は、住宅ローン以外のローンの増大
400

60

である。
「住宅・土地以外のための負債、月賦、50年賦」の年収に対する比率が、1999年に初めて

4010％を超えるなど、住宅ローン以外の借り入れも増加している（図表−２）。この背景には、まず金

30

200

条件の緩和、利用手続きの簡便化が進み、借り入10

れがしやすくなったこと（供給側要因）、そして、所得の伸び悩みから、家計補填のため借り入れる

負債
（万円）

世帯が増えたこと（需要側要因）が考えられる。

20
03

20
01

19
99

19
97

19
95

19
93

19
91

0

19
87
19
89

0

融機関の貸出部門における競争に伴い、貸し出し20

このような債務負担の増加は、所得が伸び悩む

負債/年収
（％）

景気低迷期においては、家計収支に占める借り入

資料: 総務省「家計調査」、「貯蓄動向調査」

れ返済割合の増加を意味しており、近年では、 債
務不履行となる者、あるいはすでに多額の借り入
図表--2 1世帯あたりの負債の残高と年収比（1987〜2003年）
80

％

16

％

れを行い、借り入れ申請が（一部）認められない者など、借り入れ制約に直面している家計が増加

7014している。本稿では、上記のように、家計におい60

12て、借り入れが大きな位置を占めるようになった

50

10

1990年代後半以降から2000年代にかけての家計を408対象に分析を進めていく。

30

6

20

4

10

2

0
0
1987 1989 1991 1993 1995 1997 1999 2001 2003
住宅・土地のための負債
住宅・土地以外のための負債+月賦、年賦

資料: 総務省「家計調査」、「貯蓄動向調査」
左軸: 住宅・土地のための負債（％）
右軸: 住宅・土地以外のための負債（％）

3. 借り入れ制約に関する分析（1）借り入れ制約と親からの移転
本稿での焦点の一つは、どのような家計が借り入れ制約に陥るのか、という点をより深く掘り下げる点にある。特にここで注目したのは、家族間の繋がり、世帯内借り入れ・支援である。
借り入れ制約と親からの移転に関する先行研究
は、Cox（1987）の理論研究を嚆矢とし、Cox（1990）、Cox & Jappelli（1990）、Altonji, Hayashi

みた場合、1999年以降も伸び続けており、過去最and Kotlikoff（1997）などの1970年代から80年代高水準の高さで推移している（図表−１）。

の米国を事例とした実証研究において、所得に対

この債務負担増加の要因は２つ考えられる。第

して十分な資産がある家計は、親からの移転（金一の要因は、住宅需要の増加である。1996年の消銭的移転のみならず、現物での移転も含め）が行

費税率上昇前の駆け込み需要、1999、2001年の税

われないこと、また、本稿でも用いている借り入制改革に伴う、住宅ローン控除による住宅購入のれ制約ダミー（借り入れを断られた、借り入れし80借り入れ制約と親からの移転と消費行動

単位: ％どの資金制約が存在す

1999年

2000年

2001年

2002年

2003年

2004年

る状態をさしている。
JPSCでは、借り入れ制

図表--3 借り入れ制約経験家計の割合（借り入れ制約A）
コーホートA（有配偶） 1998年
定義 1

5.0

5.4

4.9

5.5

5.7

−

−

定義 2

6.5

6.8

5.9

6.8

6.8

−

−

定義 3

9.8

10.2

9.4

9.1

9.9

−

−

約について、以下のよ

1999年

2000年

2001年

2002年

2003年

2004年

うな質問を行っている

定義 1

4.7

5.1

5.9

6.2

5.8

−

−

定義 2

6.2

7.0

7.2

8.0

7.6

−

−

（1993、1998〜2002年で

定義 3

8.1

コーホートB（有配偶） 1998年

コーホートC（有配偶） 1998年

10.7

10.8

9.3

11.1

−

−

は過去の経験を含めた

1999年

2000年

2001年

2002年

2003年

2004年

ものを、2003年以降は
過去一年以内の借り入

定義 1

−

−

−

−

−

6.8

−

定義 2

−

−

−

−

−

8.0

−

定義 3

−

−

−

−

−

13.4

−

れの際に限定されたもの）。

たかったがあきらめた者を１、それ以外を０としたダミー）は親からの所得移転を増加させる効果

問A

あなたは、借り入れをしたかったのに、断られたことがありますか。
（○はいくつでも）があることを示している。さらにCox（1990）では、家計が借り入れ制約に直面する理由を、借り

1. 断られたことがある

入れ制約下にいない家計とのつながりがないこと

2. 認められたが減額されたことがあるを強調している。1990年代後半から2000年代にか

3. ない

けての日本においても、借り入れ制約に対して、家族からの援助が果たして機能していたのだろう

問B

あなたは、借り入れをしたかったのに、か。この点に注目しながら、分析を進めていきた

断られることを見込んで最初からあきらめたい。

ことがありますか。

家計が借り入れ制約下にあるかどうかは、経済学のモデルにおいて、支出行動を分析する上で、

1. 最初からあきらめたことがある

非常に有用な情報であるが、一般的には、実際に2. ない

どの家計がその制約下にあるかは捕捉することが難しく、先行研究では、カード保有の有無（新谷以上の設問を生かし、「借り入れ制約」を３種

1994）、流動資産/年収（Zeldes 1989）などの様々類に定義する。まず、第一の定義（以下「定義な指標が用いられている。 しかしながら、本稿で１」）は、「借り入れを申し込んだが断られた（問用いたJPSCでは、借り入れ制約に直面しているかAで１を回答＝①）」場合のみとする。第二の定について判断できる質問を有している（後述）。

義（定義２）は、定義1に加えて、「借り入れを申

ここではこれを活用し、借り入れ制約と親からのし込んだが減額された（問Aで２を回答＝②）」場

移転とに関連がみられるか検証したいと思う１）。

合も含めたもの（つまり、①＋②）とする。第三の定義（定義３）は、定義２に加えて、「実際に（2）借り入れ制約の定義

断られたことはないが、断られると見込んで最初ここで扱う「借り入れ制約」とは、お金を借りからあきらめたことがある（問Aで３、問Bで１ようとしたとき、①貸し出し機関の与信（商取引を回答＝③）」場合まで含めたもの（つまり、において取引相手に信用を供与すること）を受け①＋②＋③）とする。定義１が最も狭い定義で、られなかった場合、②借り入れ機関から借り入れ

定義３が最も広い定義ということになる。これら

額を制限される場合、③あるいは借り入れる側自の定義は、小原・ホリオカ（1999）、白石・松浦身が借り入れを行う前からあきらめている場合な（2002）にしたがっている。
81

季刊家計経済研究 2006 SUMMER No.71

図表--4 借り入れ制約経験家計の割合（借り入れ制約B）
コーホートA（有配偶） 1998年

単位: ％４ ）。また双方におい

1999年

2000年

2001年

2002年

2003年

2004年

て、若いコーホートほど、借り入れ制約に直

定義 1

−

2.4

2.1

2.8

2.1

1.5

1.9

定義 2

−

2.8

2.5

3.1

2.5

1.8

2.2

定義 3

−

4.2

4.2

4.0

3.6

3.5

4.2

コーホートB（有配偶） 1998年

1999年

2000年

2001年

2002年

2003年

2004年

定義 1

−

2.8

3.2

2.7

3.1

3.2

1.4

定義 2

−

4.2

3.2

3.6

3.6

3.2

1.4

定義 3

−

コーホートC（有配偶） 1998年

面する傾向が見られた。
（4）借り手（家計）と貸し手（金融機関）

5.6

5.0

3.6

5.3

5.4

4.6

1999年

2000年

2001年

2002年

2003年

2004年

それぞれの要因
本節では、どのよう

定義 1

−

−

−

−

−

−

2.1

定義 2

−

−

−

−

−

−

2.7

定義 3

−

−

−

−

−

−

5.2

な家計が、前節で示した「借り入れ制約」に直面ないし、経験してJappelli（1990）、小原・ホリオカ（1999）、松

いるのかについて考察する。以下では、ヘックマ

浦・白石（2004）では、過去の借り入れ制約が現

ンプロビット分析（Binary Response Model with

在も続いているという仮定を置いていた。以下でSample selection、サンプルセレクション プロビ

は、その仮定にならった借り入れ制約（借り入れット分析）５）を用いて、借り入れ制約に直面する

制約A）とともに、過去１年以内に借り入れ制約

家計の特徴をとらえたい。

に直面したもののみに限定した借り入れ制約（借小原・ホリオカ（1999）では、単一プロビット

り入れ制約B）についても併せてみたいと思う。

分析を用いていたが、これについて、白石・松浦（2002） は、定義３などのように、「借り入れ申（3）借り入れ制約に直面（経験）している

請をあきらめた」を含む場合、単一プロビット分

家計割合の推移

析では、借り手（家計）が貸し手（金融機関）の

まず、過去に借り入れ制約を経験している、
２）

３）

４）

反応を予想して行動しているため、借り手と貸し「借り入れ制約A」 では、コーホートA 、B と手の行動を識別できない可能性が高いことを指摘

もに、広義の借り入れ制約（定義３）に陥った家し、その問題を解決するために、借り手側、貸し計の割合は全体の約９〜11％あたりで推移してお手側にモデルを分割し、同時決定プロビット分析

り、この６カ年で大きな変化はみられないものの、を用いている。

同データの1993年の8.5％（小原・ホリオカ 1999）

本稿ではさらに、調査対象者が全員借り入れをと比べると上昇していることがわかる（図表−３）。

希望しているわけではないことを考慮すると、同2003年以降、質問内容がこの１年以内に借り入れ

時決定プロビットよりも、まず借り入れを希望す

申請を行った人（あるいは行おうとした人）に限るかどうか、次に、借り入れを希望した者が金融定した質問形式に変更しているため、接続が難し機関から信用を供与されるか否かに分けた分析をいので、2003年以降の数値は割愛している。

行うべきであると考える。このことを考慮するた「借り入れ制約B」では、この１年以内に借り入め、ヘックマンプロビット分析を行った。

れをしたかったが、借り入れ制約に直面した者（2003年〜）、また前年（t-1年）まで借り入れ制約①借り手側（家計）：第一段階として、調査対象

下にいなかったものの、当該年（t年）に新規に者が、信用供与を希望する（ y1=1）か信用供与を借り入れ制約に直面した者を対象としている

希望しない（ y1=0）かについて、峻別している。

（1998〜2002年）。この場合、定義３にあてはまる
世帯は、（有配偶世帯全体のうち）４〜５％台で推移しており、大きな変化はみられない（図表−82借り入れ制約と親からの移転と消費行動

図表--5 基本統計量
変数名

は、夫がサラリーマン
サンプル数 平均値 標準偏差 最小値 最大値である世帯とは異な借り入れ制約: 定義3

3,015

0.07

0.26

0

1

信用供与希望ダミー

3,015

0.76

0.43

0

1

世帯可処分所得
（対数値）

3,015

6.38

0.51

2.51

9.05

めなど職業がら借り入

夫年収
（対数値）

2,944

6.25

0.44

0

8.32

れを行う機会が多いか

金融資産（預貯金＋有価証券、
対数値）

3,015

5.56

1.23

2.30

9.08

世帯貯蓄額
（対数値）

3,013

5.51

1.21

2.30

8.99

ローン残高
（対数値）

3,015

3.68

3.49

0

9.25

続いて、「金融機関

持ち家

3,015

0.68

0.46

0

1
61

側からの判断」を示す

夫年齢

3,015

37.62

5.53

夫就学年数

3,015

13.67

2.26

23
9

自営業

3,015

0.14

0.34

0

19.5
1

親の年収: 250万円未満

3,015

0.25

0.43

0

1

り、事業資金を賄うたらである。

第（２）式で用いる説
明変数は、春日・松浦

同: 250万〜500万円未満

3,015

0.23

0.42

0

1

（2000）、白石・松浦

同: 500万〜1000万円未満

3,015

0.15

0.36

0

1

（2002）にならい、夫

同: 1000万円以上

3,015

0.06

0.23

0

1

14大都市

3,015

0.22

0.42

0

1

その他の市

3,015

0.58

0.49

0

1

負債、持ち家ダミー、

町村

3,015

0.20

0.40

0

1

夫の年齢、夫の就学年

親からの移転ダミー

3,015

0.30

0.46

0

1

消費
（対数値）

3,015

5.78

0.42

3.83

8.27

の所得、世帯の預金、数、都市規模ダミー、夫の自営業ダミー、夫の就業先規模ダミーを②貸し手側（金融機関）：第二段階として、信用供与を希望した者が金融機関から与信を供与され用いる。
家計側の判断と異なる点として、負債の返済義る（ y2=1）か、与信を供与されない（ y2=０）か務が夫にのみかかるもの（債務契約者は夫）と想について、峻別している。

定して、夫本人のみの所得を用いる。また近年増
加する自己破産、多重債務問題を考慮するため、現在時点で抱えている負債残高の情報も加えることで、与信審査の判断材料とする。持ち家ダミーは担保として考えられるため、借り入れを受けら

誤差項ε1、ε2はそれぞれ平均０、分散１となっており、両者の相関はρとなっている。

れやすいと予想される。また金融資産ではなく、預金としたのは、「返済は流動性の高い資産から

ε1、ε2の相関（ρ）が０でない場合、貸し手

順になされる」（春日・松浦 2000: 11）ためであり、側である金融機関の行動が、借り手である家計のかつ有価証券を加えなかったのは、それが非常に行動に影響を与えていることをあらわしている。

変動的であり、保有者以外が価額を捕捉するのは借り手である「家計側の判断」を示す第（１）式

困難であると考えられるからである。

では、説明変数として、世帯の可処分所得、世帯

さらに、本稿では、生前贈与などによる世代間の金融資産（預貯金残高＋有価証券）、持ち家ダ移転が行われることで、借り入れ制約から逃れら

ミー、夫の年齢、都市規模ダミー、夫の自営業ダれるということを考え（Cox 1990, 釜田 2000）、代

ミーなどを用いる。 借り入れを行うのは、現時点

理変数として、（妻の）親の収入を、親からの贈において、預貯金などの流動性の高い資産が少な

与ダミー（生前贈与や小遣い・仕送りなどの所得いためであったり、手持ち現金収入が不足してい移転がある場合は１、それ以外は０）、両親持ちることが考えられる。持ち家保有は、住宅ローン

家ダミー（両親のどちらかの家が持ち家の場合はの借り入れを行っていることが考えられ、正の効

１、両親のどちらとも持ち家でない場合は０）を果が予想される。夫の自営業ダミーを加えた理由

加えた。
83

季刊家計経済研究 2006 SUMMER No.71

図表--6 推計結果（借り入れ制約に直面するか）＜借り入れ制約Ａ＞＜借り入れ制約B＞（1998, 2000〜2002年）（2000〜2003年）

信用供与希望ダミー

頑健的

頑健的

被説明変数:
係数

標準誤差

係数

標準誤差

世帯可処分所得
（対数値）

0.361

0.063 ***

0.299

0.061 ***

金融資産
（預貯金＋有価証券、
対数値）−0.4690.028 ***

−0.4440.026 ***

持ち家

0.627

0.059 ***

0.687

0.057 ***

夫年齢

0.028

0.005 ***

0.045

0.005 ***

夫就学年数

−0.0120.013−0.013

0.012

自営業

0.186

0.081 **

0.173

0.083 **

親の年収: 250万円未満

0.020

0.065

−0.0230.063

同: 500〜1000万円未満−0.1300.074 *

−0.2690.071 ***

同: 1000万円以上−0.3660.110 ***

−0.4860.105 ***

13大都市

−0.0360.066−0.0500.063（同: 250〜500万円未満）（その他の市）
町村−0.3770.069 ***

−0.3190.068 ***

親からの贈与−0.1650.059 ***

−0.2800.057 ***

定数項

−0.0130.385−0.3830.373

借り入れ制約Ａ: 定義3

係数

標準誤差

係数

標準誤差

被説明変数:

頑健的

頑健的

夫年収
（対数値）

−0.0780.122−0.3420.134 ***

世帯貯蓄額
（対数値）

−0.2290.034 ***

−0.1680.045 ***

ローン残高
（対数値）

0.089

0.017 ***

0.075

0.023 ***

持ち家

−0.1820.101 *

−0.219

0.144

夫年齢

0.018

0.007 **

0.024

0.009 ***

夫就学年数

−0.0590.020 ***

−0.0090.026

夫就業先規模: 1〜29人−0.0640.104−0.1380.122

同: 500人以上−0.2150.112 *

−0.072

0.143

自営業

0.439

0.098 ***

0.357

0.123 ***

実家持ち家

−0.1650.139−0.003

0.213

13大都市

0.190

0.088 **

0.158

0.116

（同: 30〜500人）（その他の市）
町村−0.2630.113 **

−0.0960.145

親からの贈与

0.082

0.083

0.047

0.113

定数項

0.055

0.664

0.019

0.795

サンプル数

3015

2978

Wald カイ2乗テスト

149.9862.92

Prob >カイ2乗

0.000

0.000

対数疑似尤度比−1998.104−1668.894

Wald test of rho=0

カイ2乗
（1）
=10.36

カイ2乗（1）=11.48Prob >カイ2乗=0.0013

Prob >カイ2乗=0.0007***1％，**5％，*10%水準で統計的に有意注: 1）1999年、父親の収入に関する質問項目がないため、その分のデータは割愛している
2）過去の経験を含めた「借り入れ制約」に関する質問項目は1998〜2002年まで行われているため（2003年以降
は当該年度（t年）に直面したかどうかについて尋ねている）、上段の「借り入れ制約A」での分析で用いたデー
タは2002年までとなっている。また、当該年度（t年）に借り入れ制約に直面したものだけに限定した「借り入れ制約B」では、前年（t-1年）に借り入れ制約に直面せず、かつ当該年度（t年）に直面しているものを峻別するため、1998年データを用いることができない84借り入れ制約と親からの移転と消費行動（5）分析結果
図表−５に基本統計量を、図表−６は「借り入れ釈として、親が裕福な場合、銀行や消費者信用から借り入れを行う必要がなくなることが推測される。

制約A」（定義３）を被説明変数とした推計結果（２）式の「金融機関側からの判断」では、信を、図表−７に「借り入れ制約B」（定義３）を被説

用供与ダミー（信用供与を拒否する＝１、信用供明変数とした推計結果を示した。

与を認める＝０）に対して、負債残高は正に有意（a）借り入れ制約Ａとなっており、多重債務などによる貸し倒れを考家計が借り入れを希望するかどうか、さらに、慮した与信審査の結果と考えられる。持ち家は負

その借り入れ希望主体が、金融機関から信用を供に有意となっており、担保としての効果を有して与されるかどうかと、二段階に分けてプロビットいることが確認された。

分析を行うと、（１）式の「家計側の判断」では、

また自営業ダミーは正に有意となっており、サ

信用供与ダミー（信用供与を希望する＝１、信用ラリーマン世帯（就業先規模30〜500人）などと６）供与を希望しない＝０）に対して、金融資産は比べて、借り入れを拒否される確率が高いことが負に有意となり、保持する金融資産がそれぞれ高示されている。夫の勤め先規模をみると、（レフ

い場合、信用供与を希望する確率は低いという結ァレンスグループである従業員数30〜500人）と果が得られた。しかしながら、世帯の可処分所得比べて、500人以上の企業は、供与を断られる確は、予想とは異なり、正に有意となり、収入があ

率は統計的に低いことが確認された。中小企業にるほど、借り入れを希望することが示されている。

比べて、相対的に安定的な職場に勤めることで信この点を精査するため、（住宅ローン以外のロ用を得られやすいという結果となっている。また、ーンの）借り入れ理由についてみると、本稿の対実家が持ち家であることは、負となるものの有意象である有配偶世帯（1998〜2004年）では、「自とはならなかった。また誤差項の相関（ρ=0）仮

動車の購入のため」にローンを抱えている世帯が説が棄却されており、（１）式、（２）式の各誤差

最も多く（1504世帯×年）、「耐久消費、衣料など

項に相関関係があり、ヘックマンプロビットを用の購入のため」（416世帯×年）、「趣味・レジャー

いる意義が確認された。

のため」（197世帯×年）が続いている。逆に「生活費の補填のため」（272世帯×年）、「借金の返済（b）借り入れ制約Ｂのため」（119世帯×年）となっている。これは、次に、パネルデータの特性を生かして、前年

ある程度お金があることで、将来の収入を見越し（t−1年）、借り入れ制約に陥っていなかったサンて、ローンを積極的に活用していると考えられる。

プルが、当該年（t 年）に借り入れ制約に陥ってまた持ち家ダミーは正に有意となっており、こいるかどうか、新規に借り入れ制約に直面したか

れは家を購入するために、住宅ローンを行っていどうか（「借り入れ制約B」）を被説明変数としたるからと考えられる。自営業ダミーの係数は負と推計結果では、（１）式については、「借り入れ制なり、サラリーマン世帯と比べて、事業を運営す

約A」とほぼ同じ結果が得られた。
（２）式では、るためなど借り入れを行う事実と合致しない結果

統計的に有意となる説明変数は少なくなるものとなった。

の、夫年収、持ち家は負に有意となり、想定通り

また、世帯内支援、親の経済状況に関する説明の結果となっている。

変数をみると、親の収入では、（レファレンスグ

上記の結果を踏まえると、本稿で注目していループである250万〜500万円未満と比べて）親のる、世帯内支援、親の経済状況は、信用供与する所得が250万円未満では有意に正に、逆に500万〜

かどうかに強く影響しており、親からの贈与（生1000万円、1000万円以上では負に有意という結果

前贈与、仕送りなど）がある場合、借り入れを希が得られた。またさらに、親からの贈与ダミーは望しない傾向が強いことが確認された。また、借負に有意となっている。これらの結果の一つの解り入れを希望した者に限ってみると、親の家が持85季刊家計経済研究 2006 SUMMER No.71

86

借り入れ制約と親からの移転と消費行動

ち家である場合、信用供与を拒否されず、借り入、観測可能となる。ci1は消費関ときだけ（yit2=1）

れできることが確認された。

数における個体特有効果、uit 1は誤差項をさしている。

4. 消費関数の推計（1）推計方法
次に、サンプルセレクションバイアスを考慮した消費関数の推計を行う。ここでは、Heckman

yit 2が１の場合、借り入れ制約に直面していな

推計をパネルデータでの推計にまで拡張した推計

い、yit2が０の場合、借り入れ制約に直面している

方法（Wooldridge 1995, Wooldridge 2002）になことをさしている。以下では、両式の誤差項に２

らって、サンプルセレクションを考慮した固定効つの仮定を置き、推計を行っている。

果パネル推計を行った。
セレクションバイアスを考慮した消費関数の推計であるが、以下では、前節までとは逆で、借り入れ制約に陥っていない者（借り入れを行う必要がなかった者、借り入れを行ったが希望額の信用を受けられた者）を１、借り入れ制約に陥った者（定義３）を０としたダミーを被説明変数とし、②では、L（ ）は線型結合を意味しており、個単一プロビット推計を行っている。ここでの選択

体特有効果ci1とxi、
υit2は線型表示できることをさ方程式では、前節のように、「家計側の判断」、している。以上の仮定より、行動方程式は以下の「金融機関側の判断」と二段階で分類することがようになる。

難しいため、単一プロビット分析をもって、借り入れ制約に直面しないかどうか推計を行っている。
続いて、借り入れ制約に陥っていない家計に限って、消費関数を推計している。具体的には、以下のような手順で行う。
まず、借り入れ制約に直面していないかどうか

実際に推計する消費関数は以下のようになる。
この場合、推計に利用されるのは借り入れ制約に直面しないサンプルのみ用いることとする。

の選択方程式の推計を行う。ここでは、Mundlak（1978）の方法に基づき、個体特有効果は説明変数の平均値（ x-i）に依存していることを仮定し、説明変数が xitとその平均値 x-iを用いたプーリング
プロビット推計を行い７）、この推計結果から逆ミ

yit 1は消費額、x it 1は説明変数、x i（各個体平均

^
８）
ルズ比（λ
it） を計算し、消費関数の推計に用い値 x-iに置き換える）、Yearは年ダミー（レファレる。その際、通常のHeckman推計のように、逆^
ンスは1998年）を示している。λit は第一段階目

ミルズ比を加えるだけでは、βの一致推定量は得の選択方程式をプロビット推計することによってられない。

得られる、逆ミルズ比をさす。これをプーリング
OLS（最小二乗法）により推計する。
（2）変数
ここでは、消費額として、調査前月の１カ月分

消費額yit 1は、借り入れ制約に直面していない（９月分）を年額に換算したものを利用する。換87

季刊家計経済研究 2006 SUMMER No.71

算方法は、総務省『家計調査年報』の年間支出を

5. まとめ

各月別の１カ月間の支出で割ることで、換算率を計算した（例: 1998年の９月の平均支出は308,775

本稿では、JPSCの1998年から2004年までのデ円で、換算率は12.754%となる）。消費関数で用いータを用いて、借り入れ制約と消費に関する分析

た変数は、小原・ホリオカ（1999）にならって、を行った。以下では、本稿の分析結果をまとめて世帯可処分所得、夫の年齢、夫の就学年数、同居みる。

家族人数、持ち家ダミーを用いた。

本稿では、借り入れ制約を、過去に借り入れ制

また、選択方程式（借り入れ制約に直面しない約に直面した経験を含めた、「借り入れ制約A」

か否か）で用いた説明変数は、世帯可処分所得、と、過去一年以内に借り入れ制約に直面した、金融資産、ローン残高、持ち家ダミー、夫の年「借り入れ制約B」に分類して、それぞれに直面す

齢、夫の就学年数、自営業ダミー、親の所得る要因、そしてそれが消費関数の推計に与える影（250万円未満、（250万〜500万円: レファレンスグ

響について検証した。

ループ）、500万〜1000万円未満、1000万円以上）、

第３節では、1990年代後半から2000年代にかけ

親からの贈与ダミー、両親持ち家ダミーと、それての借り入れ制約に直面・経験している家計（有らの各個体平均値を用いた。

配偶世帯）の推移についてみると、それぞれ、９〜11％（「借り入れ制約A」
、定義３）
、４〜５％

（3）分析結果
まず、過去の借り入れ制約経験を含めた、借り入れ制約Aが消費関数推計に与える影響を検証しよう。

（「借り入れ制約B」、定義３）で推移しており、また若いコーホートほど借り入れ制約に直面していることが確認された。
またさらに同節では、JPSCのパネル６以降①OLSでは、前節で借り入れ制約Aの推計時に（1998〜2003年）のデータを用いて、どのような用いた全サンプルを、また、②Fixed Effectでは、家計が、借り入れ制約に直面・経験するかについ①OLSと同じサンプルを、③Wooldridgeでは、借てヘックマンプロビット分析を行った。

り入れ制約に直面しなかったサンプルだけに限定

その結果、（１）式（家計側の判断、信用供与

して推計を行った。その結果、可処分所得の消費を希望するかどうか）では、世帯が保有する金融への影響を示す係数は、0.197（①OLS）、0.076

資産は負に有意となり、金融資産が高いほど、信（②Fixed Effect）、0.045（③Wooldridge）と借り用供与を希望する確率は低いという結果が得られ入れ制約者によるサンプルセレクションバイアス

た。また持ち家ダミーは正に有意となっており、を取り除いた場合、小さくなっていることが確認

これは家を購入するために、住宅ローンを行ってされた。

いることを示している。

次に、当該年度に借り入れ制約に直面している

次に親の所得階層を説明変数として用いたとこ

かどうかをみている、借り入れ制約Bが消費関数

ろ、（親の）所得が高いほど、信用の供与を希望推計に与える影響をみよう。

しないことが確認された。これは、親の所得に比可処分所得の消費への影響を示す係数は、0.233

例して、子ども所得も高いことに起因しているこ（ ① OLS）、0.001（ ② Fixed Effect）、0.085（ ③と（教育費に対して、多くの投資が行われたこと

Wooldridge）となり（Fixed Effect推計以外、統により、子どもが所得水準の高い職を得ることが計的に有意）、ここでも借り入れ制約者によるサできた）が考えられる。また親からの贈与がある

ンプルセレクションバイアスが発生していたこと

者ほど、信用の供与を希望しないことが確認されが確認された。

ており、この解釈としては、親による世代間移転が施され、金融機関からの借り入れの必要がない
ことが考えられる（Cox 1990）。

88

借り入れ制約と親からの移転と消費行動（２）式（金融機関側の判断、与信を供与するかどうか）では、（１）式で、信用供与を希望しているサンプルに限定し、分析を行ったところ、世帯の貯蓄額が負に有意な結果が得られ、返済する場合に取り崩しやすい資産を保有している場
合、信用供与は受諾されやすい。また負債残高は正に有意となっており、多重債務などによる貸し
倒れを考慮した与信審査の結果と考えられる。さらに夫の勤め先規模では、大規模企業に勤めているほど供与を断られる確率は統計的に低いことが確認された。中小企業に比べて、相対的に安定的な職場に勤めることで信用を得られやすいという

2）実際の定義においては、一度借り入れ制約に直面した者が、その後ずっと継続して借り入れ制約を経験しているものとはしていない。毎年の回答から、借り入れ制約に直面しているか否かを判断している。
3）
1993年時（調査開始時）に24〜34歳だった調査回答者。
4）
1997年時（調査開始時）に24〜27歳だった調査回答者。
5）
Wooldridge（2000: 570-571）
6）ここでは、借りたいけれども、あきらめた者も潜在的に借り入れを希望しているものとしている。
7）こちらの方が多くの自由度が得られるため、サンプル数が少ない場合には便利である。
8）と はそれぞれ標準正規分布の密度関数、分布関数をさす。
誤差項
は個体特有効果 と誤差項 に分解する
9）
ことができ、となる。

結果となっている。
また、親の経済的な状況が影響するのかどうかを検証するため、親の資産（両親持ち家ダミー）を加えたが、係数は負になるものの統計的に有意な結果が得られなかった。
いずれにしろ、親の所得や親からの贈与が、子どもの家計が借り入れ制約を経験するかどうかに関係しているということは、非常に興味深い発見だといえる。親の所得階層が高いほど、子どもの家計は借り入れをしない（あるいはする必要がな
い）傾向にあり、また借り入れをする際においても、親の所得が高い方が信用を供与されやすい。
これは、親の所得階層により、（借り入れ）市場
へのアクセスが制限されてしまうといった一種の階層化の議論にもつながると考えられうる。
最後に、第４節において、Wooldridge（1995,
2002）にならって、パネルデータにおける消費関数の推計バイアスを考慮した推計を行った。その結果、可処分所得が消費に与える影響は、借り入れ制約者が含まれることで、過大に推計されていることが確認された。これにより、小原・ホリオカ（1999）らによって、クロスセクションデータ推計によって検証された結果が、パネルデータ推計
によっても確認することができた。
注
1）旧稿「借り入れ制約と親からの移転」については、小原美紀氏、町北朋洋氏、国立社会保障・人口問題研究
所での研究会の参加者より、多くの示唆に富んだコメントを頂戴した。記して謝辞とかえさせていただきたい。本稿におけるあらゆる誤りは筆者に帰す。

文献
春日教測・松浦克己，2000，「借入制約と危険資産の選択」郵政研究所，ディスカッションペーパー・シリーズ2000-08．
釜田公良，2000，『世代間所得移転政策と家族の行動』勁
草書房．
小原美紀・チャールズ ホリオカ ユウジ，1999，「借り入
れ制約と消費行動」樋口美雄，岩田正美編著『パネルデータからみた現代女性――結婚・出産・就業・
消費・貯蓄』東洋経済新報社，225-257．
白石小百合・松浦克己，2002，「何が日本家計の危険資産選択を抑制しているのか」JCER Discussion Paper
No.82，社団法人 日本経済研究センター．
新谷元嗣，1994，「日本の消費者と流動性制約」，『大阪大学経済学』44: 41-53.
松浦克己・白石小百合，2004，「情報の非対称性下の借入制約と危険金融資産シェアの関係」，『資産選択と日本経済』東洋経済新報社，105-129．
Altonji, J., F. Hayashi and L. Kotlikoff, 1997, Parental
Altruism and Inter Vivos Transfers: Theory andEvidence, The Journal of Political Economy, 105:1121-1166.
Cox, D., 1987, Motivate for Private Income Transfers,
Journal of Political Economy, 95: 508-46.
Cox, D., 1990, Intergenerational Transfers andLiquidity Constraints, Quarterly Journal of
Economics, 105: 187-217.
Cox, D., and T. Jappelli, 1990. Credit Rationing andPrivate Transfers: Evidence from Survey Data,
The Review of Economics and Statistics, 72: 445454.
Jappelli, T., 1990, Who is Credit Constraints in the
U.S. Economy? Quarterly Journal of Economics,
105: 219-234.
Mundlak, Y., 1978, On the Pooling Time Series andCross Section Data , Econometrica, 46: 69-85.
89季刊家計経済研究 2006 SUMMER No.71

Wooldridge, J., 1995, Selection Corrections for Panel
Data Models under Conditional Mean
I n d e p e n d e n c e A s s u m p t i o n s , Journal of
Econometrics, 68: 115-132.
Wooldridge, J., 2002, Econometric Analysis of Cross
Section and Panel Data, Cambridge: MIT.
Zeldes, S.，1989， Consumption and Liquidity

Constraints: An Empirical Investigation , Journalof Political Economy, 97: 305-346.
さかもと・かずやす 財団法人 家計経済研究所 研究員。主な論文に「サンプル脱落に関する分析――消費生
活に関するパネル調査を用いた脱落の規定要因と推計バ
イアスの検証」（『日本労働研究雑誌』551, 2006）。

２０周年記念想い出

家計のオアシス都市
重川 純子（埼玉大学教育学部助教授）

大学院生時代に指導教官が主査であった「家計簿し、人数の割に様々な活動・研究が行われてきたよう収集とその分析」プロジェクトに参加させていただいに思う。所外の大学、その他の研究者の方々のご協力たのが家計経済研究所との最初の出会い。その後、縁を得てのことである。必ずしも積極的ではない私にとあって「消費生活に関するパネル調査」２年目の１９って、このような環境のおかげで、多岐にわたる分野

９４年９月に勤め始めた。同年１０月には１年目の調の専門家の方々から多くを学ぶことができたのは貴重

査結果の記者発表が行われ、入ったばかりの私は横でな財産である。

見ていただけだが、所内には新しいことが始まる活気

今もパネル調査、その他で研究所との関わりを得てが漲っていたように思う。その後少しの間は比較的ゆいる。広い意味での家族・家庭の経済活動を研究対ったりしたペースで時間が流れていたが、２年目のパ象とする研究者の方々と出会い、新たな視点や刺激をネルデータが上がってくるや状況が一変。今から考え得る貴重な場、オアシス都市のような存在である。こると２年分だったのだが、不慣れなデータの扱いに悪れからも、さらに様々な分野の方を巻き込んで家計の戦苦闘。今も十分に活用できてはいないが、得難いデ研究を推進してほしい。

ータに出会えたことは幸運だった。
少人数ではあるが異なる専門分野の研究員が在籍

90（しげかわ・じゅんこ）