第２章 個人消費の力強い回復に向けた課題
第１章でみたようにウィズコロナへと進む下で、2022 年の我が国の個人消費、雇用・所得
環境は緩やかに持ち直してきた。他方、2022 年春以降、物価上昇に賃金上昇が追い付かず、
実質賃金は前年比マイナスが続いており、個人消費の腰折れを防ぐ上では、雇用・所得環境の更なる改善が不可欠である。また、経済社会活動に対する感染症の影響が薄れるにつれ、期待される生涯所得の伸び悩み等の感染拡大前から指摘されてきた我が国における個人消費、雇用・所得環境を取り巻く構造的な課題の解決を、景気回復の原動力に結び付けていくことの重要性は高まっていくであろう。これらの状況を踏まえて、本章では家計部門の短期及び中長期の課題を分析対象とし、個人消費が力強く回復を続けていくための論点を整理した。
本章の構成は以下のとおりである。まず第１節では、最近の個人消費の動向について、物
価上昇の影響と、感染症下でトレンドから乖離して積み上がった家計の貯蓄に注目して分析した。その際に、感染拡大前から指摘されてきた我が国における構造的な消費下押し要因も加味して、今後の消費回復に向けた論点を整理した。続いて第２節では、経済社会活動の正常化が進む下で持ち直しが続く労働市場について、特に感染拡大前と比較した構造的な変化の兆しについて考察する。さらに、交易条件の悪化が続く中で、実質賃金に下押し圧力が掛かり続けている現状を踏まえ、構造的な賃上げの実現に向け、労働移動と最低賃金制度に注目してその効果を分析した。

第１節 物価上昇下の個人消費
我が国における個人消費は、感染症により抑制されてきたサービス消費を中心に緩やかな回復を続けている。他方、消費者物価指数が約 40 年振りの上昇率となる中で、消費者マイン
ドが弱含んでおり、感染拡大を機に大きく低下した家計の平均消費性向（可処分所得に対する最終消費支出の比率、以下「消費性向」。
）の回復ペースを注視していく必要がある。本節
では、物価上昇や消費者マインドと消費性向の関係を整理した後、感染拡大に伴う行動制限等に起因する超過貯蓄の消費下支え効果について考察するとともに、感染拡大以前から指摘されてきた我が国における個人消費をめぐる構造的な課題を解消していく取組の重要性を改めて確認していく。
１ 消費をめぐる物価と消費者マインド（感染拡大以降、消費性向は低下）
第１章で確認したとおり、2022 年初以降の我が国の個人消費は、感染症により抑制されてきたサービス消費を中心に持ち直しが続いているが、消費者マインド等に弱めの動きもみら- 74 -

れている。個人消費の回復を着実なものとするためには、企業業績が過去最高の水準に達する中で、次の春闘における賃上げの実現幅に注目が集まるが、感染拡大下の消費活動の制約を背景に積み上がった家計の超過貯蓄が個人消費の下支えとして機能していくと期待する見方がある1。こうした下支えが機能すれば、物価上昇が賃金上昇を上回って推移する間も、消費性向の上昇によって個人消費が下支えされることが期待される。
こうした問題意識から、まずはマクロでみた感染拡大以降の消費性向の動向について考察を行う。消費性向は、分子の消費支出要因と、分母の可処分所得要因に分解できるが、それぞれの動向をみてみよう（第２－１－１図（１））
。家計最終消費支出については、2020 年４－６月期に大きく下落した。これは、緊急事態宣言が発出される等、感染拡大を防止する行動規制によってもたらされた側面が大きかった。その後、家計最終消費支出の動きは、感染者数が増減を繰り返す中で緩慢であったが、ワクチン接種が進展し、ウィズコロナの取組が社会全体で進む中で、最近では緩やかな持ち直しの動きが続いている。可処分所得について
は、2020 年４－６月期は、雇用者報酬が感染拡大による経済活動の停滞を背景に減少した一方で、「給付金等」（特別定額給付金による「その他の経常移転要因」）により大きく押し上げられた（第２－１－１図（２））
。これらを背景に、2020 年４－６月期に消費性向は大幅に下落することとなった（第２－１－１図（３））
。その後、消費性向は、経済社会活動が正常化に向かう中で持ち直しているが、感染拡大前との対比では依然として低い水準にとどまっている。
第２－１－１図 家計の収入と消費支出
感染拡大以降、消費支出は可処分所得対比で伸び悩み（１）消費支出、可処分所得、賃金の推移
115110（２）可処分所得の要因分解（2018年Ⅰ期＝100）

25

可処分所得

20
15

105

10

100

（前期比累積寄与度、％ポイント）
経常税・純社会負担
営業余剰・混合所得
雇用者報酬
給付金等
財産所得
可処分所得

雇用者報酬
95

5

90

0

家計最終消費支出（除く持家の帰属家賃）
85

-5

（期）
ⅠⅡⅢⅣⅠⅡⅢⅣⅠⅡⅢⅣⅠⅡⅢⅣⅠⅡ
（年）
2018
19
20
21
22

1

ⅠⅡⅢⅣⅠⅡⅢⅣⅠⅡⅢⅣⅠⅡⅢⅣⅠⅡ（期）
2018
19
20
21
22 （年）

例えば、日本銀行（2021）を参照。海外でも European Central Bank（2022）や Congressional Budget
Office（2022）など、感染拡大下で増加した貯蓄による消費の下支えを期待する議論がある。

- 75 -

（３）平均消費性向の推移
90

（％）

85
80
75
70
65
60

（備考）１．内閣府「国民経済計算」により作成。
２．（２）について「給付金等」は「現物社会移転以外の社会給付」と「その他の経常移転」の合計。
３．（３）について、分母の可処分所得は年金受給権の変動調整を加味したもの。また、分子の家計最Ⅰ Ⅱ Ⅲ Ⅳ Ⅰ Ⅱ Ⅲ Ⅳ Ⅰ Ⅱ Ⅲ Ⅳ Ⅰ Ⅱ Ⅲ Ⅳ Ⅰ Ⅱ（期）
終消費支出は、持ち家の帰属家賃を除く。
（年）
2018
19
20
21
22

（物価上昇下で、低所得層ほど消費性向の戻りが鈍い）
ウィズコロナの取組が進む中で、足下では消費性向が上昇している点をみたが、消費性向の上昇ペースに所得階層間で違いがあるだろうか。ここでは、総務省「家計調査」を用いて、世帯（二人以上世帯のうち勤労者世帯）の所得階層別にみた消費支出と消費性向の足下の動きを確認する。これをみると、①2020 年、2021 年の感染拡大下での消費性向の低下幅（2019年対比）は、高所得世帯でより大きいこと、②2022 年以降の物価上昇下での消費性向の上昇
幅は、低所得世帯でより小さいことが分かる（第２－１－２図（１））
。①については、外食や旅行などの選択的支出への支出割合は高所得世帯ほど高く、感染拡大による消費活動の抑制による下押しが、高所得世帯ほど強く出ていたことを示している。②は、足下の物価上昇に対して、低所得世帯では購入量などを削減して実質支出額を抑えていることを示している。
実際、消費支出を名目・実質に分けてみると、高所得世帯では、名目消費支出が増加する中で実質消費支出も緩やかに増加を続けているが、低所得世帯では、名目消費支出がおおむね横ばい圏内で推移する中で、実質消費支出は弱含んでいる（第２－１－２図（２））
。これらの結果、2022 年の消費性向はどの所得階層でも 2019 年の水準に戻っていないが、高所得世帯では名目・実質のいずれでも消費支出が感染拡大前の水準を回復している一方で、低所得世帯では依然として感染拡大前の水準を下回っており慎重な支出スタンスが続いていることが分かる。

- 76 -

第２－１－２図 所得階層別にみた消費性向と名目・実質消費支出
物価上昇下で、低所得世帯では実質消費を抑制しており、消費性向の戻りが弱い（１）所得階層別の平均消費性向（２）所得階層別の名目・実質消費支出（2019年差、％ポイント）（2019年比、％）

0

0

-2

-2

-4

-4

-6

-6

-8
2019

20

全体平均
高所得世帯

21

22 （年)
低所得世帯

-8
2019

20

全体平均（実質）高所得世帯（実質）低所得世帯（名目）21

22 （年)
低所得世帯（実質）全体平均（名目）高所得世帯（名目）（備考） １．総務省「家計調査」、「消費者物価指数」により作成。
２．二人以上の世帯のうち勤労者世帯。低所得世帯は年収五分位別の第Ⅰ分位と第Ⅱ分位、高所得世帯は第Ⅳ分位と第Ⅴ分位。2022 年は１月～10 月の値を 2019 年同期と比較した。なお、2019
年の平均消費性向は全体平均で 67.9％、低所得世帯で 75.7％、高所得世帯で 63.6％。
３．所得階層別の実質消費支出を求めるにあたっては、家計調査における 10 大品目に相当する消費者物価指数上の系列を用いて実質化した。なお、「その他の消費支出」については「諸雑費」の物価指数を準用した。

（幅広い所得階層で消費者マインドは弱い動きとなっており、その程度は低所得層でやや強い）
上述したとおり、2022 年以降、所得階層により物価上昇への消費支出面での対応が異なっている。こうした所得階層間での消費支出の動向と消費者マインドの動向について、内閣府「消費動向調査」における消費者態度指数2を詳しくみていくと次の点が指摘できる。第一に、消費者態度指数は、いずれの所得階層でも 2022 年初以降に下落傾向にあり、幅広い家計において消費者マインドは弱含んでいる（第２－１－３図（１））
。第二に、消費者態度指数を構成する内訳四項目をみると、「収入の増え方」「雇用」といった、雇用・所得関連の指標の低下は相対的に限られている一方、「暮らし向き」「耐久消費財の買い時判断」の悪化幅が相対的に大きくなっている（第２－１－３図（２））
。第三に、所得階層別の違いに注目すると、特に低所得層で「収入の増え方」が悪化しており、「暮らし向き」の下落幅も相対的に大きい。

2

消費者態度指数は、家計の考える今後半年間の①暮らし向き、②収入の増え方、③雇用環境（職の安定性、みつけやすさ）、④耐久消費財の買い時判断を、質問項目ごとに消費者意識指標として算出した後に、それらを平均して算出される。

- 77 -

第２－１－３図 所得階層別にみた消費者マインド
暮らし向きを中心に低所得層ほど消費者マインドが悪化（１）消費者態度指数45
35.5
22年1月差
-5.6

40
35
30

26.6
22年1月差
-7.4

全体平均
低所得世帯
高所得世帯

25
20
1

2

3

4

5

6

7

8

9

11 （月）
（年）

10

2022
（２）内訳別①暮らし向き

②収入の増え方

50

45

35.5
22年1月差
-7.7

45
40
35

42.5
22年1月差
+0.0

40
35

30
25
20

全体平均
低所得世帯
高所得世帯

15
10
1

2

3

4

5

30

22.3
22年1月差
-10.8
6

7

8

2022

25

20
9 10 11 （月）
（年）

③雇用環境

30.3
22年1月差
-5.6

全体平均
低所得世帯
高所得世帯
1

2

3

4

5

6

7

8

9

2022

10 11 （月）（年）

④耐久消費財の買い時判断

45

50
45

40

24.0
22年1月差
-13.7

40
35

35
40.1
22年1月差
32.7
-1.0
全体平均
22年1月差
低所得世帯
-1.9
高所得世帯

30
25
20
1

2

3

4

5

6
2022

7

8

9

30
25
20
15

10
10 11 （月）（年）

21.3
22年1月差
-11.2

全体平均
低所得世帯
高所得世帯
1

2

3

4

5

6
2022

7

8

9

10 11 （月）（年）

（備考）１．内閣府「消費動向調査」により作成。
２．本調査における所得階層７区分のうち上位２階層（年収 950 万円以上）を「高所得世帯」、下位２
階層（年収 400 万円未満）を「低所得世帯」に分類。

これらの結果を考察すると、2022 年以降、雇用・所得環境は全体として改善方向にあるものの、物価上昇を背景に幅広い家計で生活防衛意識は高まっているとともに、子細にみると、- 78 -

第１章で確認したとおり生活必需品への支出割合の高い低所得者の方が物価上昇に伴う負担増が大きいことなどを背景に、「暮らし向き」や「収入の増え方」の悪化幅も大きくなっている。
「消費動向調査」では、マインドを悪化させた家計に対して直接的にその理由の回答を求めないため、消費者マインドをその背景と共に定点観測する日本銀行「生活意識に関するア
ンケート調査」の結果も活用して、消費者マインドの動きへの考察を深める。まず、「生活意識に関するアンケート調査」の「暮らし向きＤＩ3」の推移をみると、消費者態度指数と同様にこのところ悪化が続いている（第２－１－４図（１））
。次に、「ゆとりがなくなってきた」と回答した者に対して、その理由を訊くと、「物価が上がったから」の割合がこのところ急激に上昇しており、反対に、「給与や事業などの収入が減ったから」の割合が低下している（第２－１－４図（２））
。これらを勘案すると、足下の物価上昇が消費者マインドの悪化を招いていると整理できよう。
第２－１－４図 暮らし向きに余裕がなくなっている背景
物価上昇を背景に暮らし向きの悪化を意識する家計が増加（１）暮らし向きＤＩと消費者態度指数-20（２）暮らし向きにゆとりが無くなった理由（％）
80 100
給与や事業などの収入が減ったから
80
60

-40

40

0
暮らし向きＤＩ

60
40
20

-60
消費者態度指数（目盛右）
-80
2007

10

13

16

19

0
22 （年）

20

物価が上がったから

0
2007

10

13

16

19

22（年）

（備考）内閣府「消費動向調査」、日本銀行「生活意識に関するアンケート調査」により作成。

（物価上昇局面では所得階層間の消費者マインドのばらつきが大きくなりやすい）
足下の消費者態度指数を所得階層別にみると、
低所得者ほど低下幅が大きくなっていたが、次に、所得階層間の消費者態度指数のばらつきは過去のどのような局面で高まってきたのかを考察する。
消費者態度指数は 2004 年４月から七つの年間収入階級別の数値が利用できるため、各月における年間収入階級間での変動係数をばらつきの指標として算出した（第２－１－５図）。
時系列推移をみると、第一に、足下のばらつきの大きさは、既往ピークに達しており、過去に発生した他の経済的なショックと比較しても、最近の物価上昇に対する所得階層間での受3１年前と比較した現在の暮らし向きについて「ゆとりが出てきた」「どちらとも言えない」「ゆとりがな
くなってきた」の３つから回答を聴取し、ＤＩ化したもの。

- 79 -

け取り方の違いが大きい。第二に、エネルギー価格・食料品価格が上昇した 2007 年初以降、消費税率引上げが決定された 2012 年末以降など、物価上昇が予見される時期に所得階層間のばらつきが大きくなる傾向がある4。逆に、大きな物価変動を伴わなかった 2011 年の東日本大震災や、2020 年の感染拡大時にはばらつきは低下している。
第２－１－５図 消費者マインドの所得階層間でのばらつき
物価上昇局面で所得階層間での消費者マインドのばらつきが大きくなる傾向

0.12（変動係数）

0.10（2020年=100）

104
102

消費者物価指数（総合、目盛右）

100

0.08

98
96

0.06

94

0.04

92
0.02
0.00

消費者態度指数の所得階層間での変動係数

90

88
ⅠⅢⅠⅢⅠⅢⅠⅢⅠⅢⅠⅢⅠⅢⅠⅢⅠⅢⅠⅢⅠⅢⅠⅢⅠⅢⅠⅢⅠⅢⅠⅢⅠⅢⅠⅢ
（期）
2005

06

07

08

09

10

11

12

13

14

15

16

17

18

19

20

21 22 （年）（備考） １．内閣府「消費動向調査」、総務省「消費者物価指数」により作成。
２．「消費者態度指数の所得階層間での変動係数」は、各時点における所得階層間での変動係数。

（住宅価格の高騰も消費者マインドに影響を及ぼしている可能性）
最近の物価上昇が家計の生活防衛意識を高めている点を確認したが、家計のインフレ実感
は統計上の物価上昇率と乖離していると指摘する向きもある。第１章で確認したとおり、最近の消費者物価の上昇は食料品や光熱費で目立っており、先行研究によれば、こうした購入
頻度の高い品目の物価上昇は家計のインフレ実感を高める傾向にある5。さらに、最近の研究
では、消費者物価に含まれない住宅価格が家計のインフレ実感に大きな影響を及ぼすことも指摘されている6。
こうした問題意識から、足下の住宅市場の動向を確認すると、感染拡大以降の住宅価格上昇を背景に、持家住宅への需要が抑制されて持家住宅の着工は弱含んでいる7（第２－１－６
4

2012 年後半以降は、我が国の株価が上昇局面に転じたことから、資産効果の恩恵の差によって高所得層と低所得層のばらつきが拡大した可能性も考えられる。
5
鎌田他（2015）、Abildgren and Kuchler (2021)などを参照。
6
髙橋・玉生（2022）などを参照。
7
今次局面で国際的に観察されている住宅価格の上昇は、建設コストの上昇（供給要因）と旺盛な住宅取得需要（需要要因）の双方から生じているとみられる。ただし、日本銀行（2022）では、建設コストの上昇幅を上回って住宅価格が上昇しているアメリカやドイツとは異なり、我が国では住宅価格の上昇が建設コストの上昇におおむね見合っている、すなわち、我が国における住宅価格の高騰は、そのほとんどが供- 80 -

図（１）
、
（２）
）
。実際、住宅ローンの返済ペースや金利・借入期間について一般的な想定をおくことで、戸建住宅の取得のしやすさを示す住宅取得能力指数8を試算すると、住宅価格の高騰を背景に、2021 年入り後に急速かつ大幅に悪化している。今次局面では、消費者物価が約 40 年振りの上昇率となっているが、消費者物価に含まれない住宅価格も上昇しており、特に将来の住宅購入を検討する若年層の消費者マインドへの影響が懸念される。
第２－１－６図 住宅価格と家計の取得能力
住宅価格の上昇もあり持家住宅の着工に弱さ（１）持家着工戸数の動向（２）住宅価格と住宅取得能力指数の推移（年率、万戸）
32

（％）
130

30

120

（万円）
調達可能金額
（目盛右）

5,500
5,000

28

110

4,500

100

4,000

26
24

90

22
20

6,000

住宅価格
（目盛右）

3,500
住宅取得能力指数

3,000

2,500
80
1 5 9 1 5 9 1 5 9 1 5 9 1 5 10（月） 1 5 9 1 5 9 1 5 9 1 5 9 1 5 8（月）
2018
19
20
21
22 （年）
2018
19
20
21
22 （年）（備考）１．国土交通省「住宅着工統計」、「不動産価格指数」、一般財団法人建設物価調査会「建設物価指数月報」、独立行政法人住宅金融支援機構公表資料及び「フラット 35 利用者調査」、
総務省「家計調査」、内閣府「消費動向調査」により作成。
２．（２）の住宅取得能力指数は高いほど住宅取得が容易な環境であることを表す。住宅価格、調達可能額
及び住宅取得能力指数の算出方法は付注２－１を参照。

（消費者マインドはラグを伴って消費支出に影響）以上みてきたような消費者マインドの悪化は、実際の消費支出にどのように影響を及ぼしているのだろうか。2000 年以降の我が国の消費支出と消費者マインドの推移をみると、消費者マインドが悪化する局面では消費支出が下落する傾向が観察され、両者の関係性が示唆される9（第２－１－７図（１））
。
そこで、消費者態度指数、実質国内最終消費支出、家計部門の実質可処分所得から成る３

給要因に起因していると分析している。
8
推計方法は付注２－１を参照。
9
消費者マインドと実体経済に関する海外の先行研究をみると、Carroll et al. (1994)、Bram andLudvigson (1998)、Ludvigson(2004)、Starr(2012) などが、消費者マインドが消費支出などの実体経済に何らかの影響を及ぼすことを報告している。我が国においては、Tsuchiya（2014）が、消費者態度指数
が特に耐久財消費や消費者物価に対して予測力を持つという結果を報告しているほか、小川（2020）が、ＶＡＲモデルを用いて消費者態度指数が消費支出に影響を及ぼすとしている。本稿では小川（2020）のモ
デルを参考にしている。

- 81 -

変数ＶＡＲモデルを構築し、消費者態度指数にショックが生じた場合に、消費支出がどの程度影響を受けるかを、インパルス応答関数によって検証する10。これをみると、消費者態度指数に下落ショックが生じた場合に、翌四半期から消費支出を下押しし、その下押し幅は３四半期後（付図２－１では４四半期後）に最も大きくなる関係が観察される（第２－１－７図（２））
。
第２－１－７図 消費者マインドの消費支出への影響
消費者マインドの悪化はラグを伴って消費支出を下押し（１）消費者態度指数と家計最終消費支出の関係

310

（兆円）

300

60

1,000

50

500

290
40

280

30

270
260
250
240

消費者態度指数（目盛右）
家計最終消費支出230
2000 03

09

12

15

18

（10億円）

0-500-1,00020-1,500
10 -2,000
006（２）消費者態度指数に対する消費支出のインパルス応答関数

21（年）-2,500
1

2

3

4

5

6

7

8

9 10 11 12（四半期）（備考）１．内閣府「国民経済計算」、「消費動向調査」により作成。
２．（１）は 季節調整値。
３．（２）について、実質可処分所得、実質家計最終消費支出、消費者態度指数の３変数による構造
ＶＡＲモデルに基づき、消費者態度指数に加わった１標準偏差分のショックに対する家計最終消費支出の反応を示す。構造ショックの識別は、上記の順のコレスキー分解による。推計期間は、2000 年１－３月期から 2019 年 10―12 月期。ラグ次数はＡＩＣに基づき２を選択した。
実線は点推定量、破線は２標準誤差バンドを示す。詳細は付注２－２を参照。

この結果を踏まえると、現状、消費者マインドが悪化する中においても、ウィズコロナ下での消費支出の回復が続いているが、感染拡大前の過去の平均的な関係をみる限りにおいて、
消費者マインドの悪化はラグを伴って消費支出の下押し幅を強める傾向があり、今後の動向には注意を要する。

10

推計にあたっては、Johansen の共和分検定の結果、「変数間に共和分関係がない」という帰無仮説が棄却されたことを踏まえて、ベクトル誤差修正モデルによるインパルス応答関数も導出したが、推計値に大きな差はなかった。ベクトル誤差修正モデルによるインパルス応答は付図２－１を参照。

- 82 -

２ 超過貯蓄と消費（感染症下で積み上がった超過貯蓄による消費底上げ効果は現時点で限定的）
ここまで確認したとおり、足下の物価上昇は家計の生活防衛意識を高めており、消費支出に影響を与える要因である消費者態度指数が低下している。他方、感染拡大下で生じた貯蓄率の上昇（＝消費性向の低下）は、本来の消費機会を逃したことなどにより生じたことから、感染症が収束に向かう過程でその一部が取り崩される可能性がかねてから指摘されており11、物価上昇による家計負担増加の影響を一部軽減する働きが期待される。
本章では、先行研究を参考に12、2015～19 年の家計の消費性向を平常状態と便宜的にみなし、コロナ禍以降にこれを下回った分と可処分所得の積を累積した金額を超過貯蓄と呼ぶことにする。まず、内閣府「国民経済計算」の家計可処分所得と家計貯蓄率から、マクロでみた超過貯蓄の推移とその規模を確認する（第２－１－８図（１））
。これをみると、足下の超
過貯蓄の水準は約 64 兆円に上るが、超過貯蓄は足下で幾分ペースを鈍化させつつも増加し続けており、足下の物価上昇局面においても、取り崩されている様子は観察できない。すな
わち、超過貯蓄の取り崩しによる消費の押上げ効果は現時点で明確ではないと評価できる。
ちなみに、マクロでみた預金残高について、日本銀行「資金循環統計」でその推移を確認しても、コロナ禍以降に家計部門の預金残高の増加ペースは感染拡大前と比較して加速した状態が続いており、超過貯蓄の存在とそれがまだ取り崩されていない様子が観察できる（第２－１－８図（２））
。
次に、総務省「家計調査」を用いて、2015～19 年の世帯属性別の消費性向を平常状態と便宜的にみなし、世帯属性別に超過貯蓄の推移をみる。具体的には、勤労者世帯について所得
階層別、また年金生活者が多くを占める高齢無職世帯についても所得階層別に超過貯蓄の動向を確認した。これをみると、高齢無職低所得世帯を除き、多くの世帯類型で超過貯蓄は引き続き増加傾向にある（第２－１－８図（３））
。超過貯蓄を生み出す消費性向の水準低下は、
参照時点より可処分所得が増加することによる効果（可処分所得要因）と、消費支出が減少することによる効果（消費支出要因）に分けて解釈することもできる。こうした整理の下で、勤労者世帯について高所得世帯と低所得世帯の超過貯蓄の動向を分解すると、高所得世帯における超過貯蓄は、消費支出の累積効果が直近の 2022 年７－９月期には減少に転じる（すなわち、2022 年７－９月期の消費支出は参照時点である 2015―19 年平均を上回った）中で、可処分所得が更に増えたことで生じている（第２－１－８図（４））
。この間、低所得層ではこうした現象は観察されない。すなわち、高所得層では既存の超過貯蓄と可処分所得の上昇が、一定程度の物価高騰に対するバッファーとして機能し、消費支出を下支えした可能性があるが、低所得層ではそうした効果は限定的にとどまっているとみられる。
11

日本銀行（2021）を参照。
熊野（2022）、日本銀行（2021）では同様の算出を行っている。超過貯蓄は分析上の概念であり、定まった計測方法は現時点ではない。超過貯蓄の金額や変化幅は、利用する統計の違いや基準とする時点や数値の違い等により変動するため十分な幅を持って解釈する必要がある。
12- 83 -

第２－１－８図 感染拡大前の消費性向を前提とした超過貯蓄
超過貯蓄は全体として積み上がり続けている（１）家計全体の超過貯蓄
70
60
50
40
30
20
10
0

（２）資金循環統計からみた家計の預金残高
（兆円）
1,150

（兆円）

1,050
約64兆円
950
850
Ⅰ Ⅲ Ⅰ Ⅲ Ⅰ Ⅲ Ⅰ Ⅲ Ⅰ Ⅲ Ⅰ Ⅲ Ⅰ Ⅲ Ⅰ Ⅲ （期）（年）
2015 16 17 18 19 20 21 22

Ⅰ Ⅱ Ⅲ Ⅳ Ⅰ Ⅱ Ⅲ Ⅳ Ⅰ Ⅱ （期）2020
21
22 （年）（３）世帯属性別にみた超過貯蓄

勤労高所得
約130万円（2020年初からの累積、万円）

40

勤労平均
約93万円

20
00
80
60
40
20
0
Ⅰ

Ⅱ

Ⅲ

Ⅳ

Ⅰ

Ⅱ

2020

Ⅲ

Ⅳ

21

Ⅰ

Ⅱ
22

高齢無職高所得
約90万円
勤労低所得
約58万円
高齢無職平均
約55万円
高齢無職低所得
約12万円
Ⅲ
（期）
（年）

（４）勤労世帯の超過貯蓄の要因分解②勤労低所得（2020年初からの累積、万円）
140
120
100
消費支出要因超過貯蓄（折線）
可処分所得要因
可処分所得要因80※逆符号 消費支出要因
※逆符号
60
40
20
0
Ⅰ Ⅱ Ⅲ Ⅳ Ⅰ Ⅱ Ⅲ Ⅳ Ⅰ Ⅱ Ⅲ（期） Ⅰ Ⅱ Ⅲ Ⅳ Ⅰ Ⅱ Ⅲ Ⅳ Ⅰ Ⅱ Ⅲ（期）
（年）
（年）
2020
21
22
2020
21
22

①勤労平均
（2020年初からの累積、万円）
140
超過貯蓄（折線）
120
100
80
60
40
20
0

③勤労高所得（2020年初からの累積、万円）
140
超過貯蓄（折線）
120
消費支出要因100 可処分所得要因
80
※逆符号
60
40
20
0
Ⅰ Ⅱ Ⅲ Ⅳ Ⅰ Ⅱ Ⅲ Ⅳ Ⅰ Ⅱ Ⅲ
2020

21

22

（期）
（年）

- 84 -

（備考） １．内閣府「国民経済計算」、総務省「家計調査」、日本銀行「資金循環統計」により作成。
２．（１）、（３）及び（４）の超過貯蓄累積額は、2015～19 年同期と当該期の平均消費性向の差と当該期の可処分所得との積で算出した超過貯蓄の 2020 年初からの累積額。
３．（１）で使用した可処分所得及び消費支出は第２－１－１図（３）と同じ。それぞれ、公表の年換算額を４で除した値を用いて超過貯蓄を算出。
４．（２）は、後方４四半期移動平均。
５．（３）及び（４）は二人以上の世帯。勤労各世帯は第２－１－２図と同じ。高齢無職世帯は、男 65
歳以上、女 60 歳以上の者のみからなる無職世帯で、低所得は年収 250 万円未満、高所得は年収 350
万以上の世帯。2018 年以前の数字は家計簿（調査票）変更による断層を補正。なお、詳細属性別の変動調整値は公表されていないため、勤労世帯平均または無職世帯平均の調整計数を各区分に準用している。四半期の超過貯蓄を求めるにあたっては、月次の可処分所得（年金を受給している高齢無職世帯にあっては後方２ヶ月平均）と消費支出の各四半期合計を求めた後、２．の計算方法によって超過貯蓄額を求めた。

（アメリカでは超過貯蓄を取り崩す動きもみられている）
我が国では超過貯蓄を取り崩して消費に回す動きは限定的であるが、比較のため諸外国の動向を確認しよう。具体的には、アメリカとユーロ圏について、日本と同様に 2015～19 年の
消費性向の動向が感染拡大後と比べて安定していることを確認した上で、前掲第２－１－８図と同様に同期間の消費性向との差分を用いることで超過貯蓄を定義した13。これをみると、アメリカでは 2022 年１－３月期に、超過貯蓄が減少に転じている一方で、ユーロ圏と我が国
では超過貯蓄の積み上がりが続いている（第２－１－９図）。アメリカでは雇用環境の大幅な改善を背景に、物価上昇下にあって、家計がより積極的に超過貯蓄を取り崩して消費に振り向けてきたと考えられる。また、超過貯蓄の蓄積を、前掲第２－１－８図と同じ考え方で可処分所得要因と消費支出要因に分解し、消費支出要因が減少に転じたタイミング（すなわち、
消費性向が 2015～19 年平均を上回ったタイミング）をみると、アメリカでは 2020 年７－９
月期、ユーロ圏では 2021 年４－６月期となっているが、我が国では 2022 年４－６月期と大幅に遅れている。こうしてみると、超過貯蓄の蓄積が続いている観点で我が国とユーロ圏は同様であるが、消費支出の回復程度では様相が異なっている点には留意が必要だろう。
なお、
内閣府政策統括官（経済財政分析担当）（2022a）で紹介したとおり、欧州では、家計の期待インフレ率が高まったことで貯蓄が実質的に目減りしていることや、コロナ禍での貯蓄増加
が消費性向の低い高所得層に偏っていること等を背景に消費下支え効果が限定的となる可能

13

内閣府政策統括官（経済財政分析担当）（2022a）では 2019 年の可処分所得と消費支出を基準として貯蓄超過額を計算している。本章の試算では、2019 年に消費増税等による変動が生じたことから 2015～19
年を便宜的に平常状態とみなした我が国の動向との比較を重視し、アメリカとユーロ圏についても同期間を平常状態としている。なお、アメリカとユーロ圏について、2019 年を平常状態とした場合の超過貯蓄の寄与度分解については、付図２－２として掲載している。両地域において、2015～19 年の消費性向は我が国同様に安定していたため、超過貯蓄全体の動向には第２－１－９図と大きな差はない。他方で、両地域
では我が国と異なり、分子の消費支出と分母の可処分所得がともに増加トレンドにあったことから、寄与度分解の結果は異なることには注意が必要である。もっとも、ここで注目した消費支出要因が減少に転じたタイミングについては、アメリカでは 2021 年１－３月期、ユーロ圏では 2021 年７－９月期となり、消費回復が我が国よりも早いという含意には変わりがない。

- 85 -

性も指摘されている。超過貯蓄の下支え効果の有無とその程度については、現時点で国際的なコンセンサスが確立している訳ではないが、我が国の消費の先行きを考える上では、諸外国における動向や分析事例も注視していくことが重要である。
第２－１－９図 超過貯蓄の国際比較
超過貯蓄の動向は日米欧間で差（１）日本（２）アメリカ（2020年初からの累積、兆ドル）（2020年初からの累積、兆円）

70

超過貯蓄（折線）

60

63.6

1.8

8

超過貯蓄（折線）

6

消費支出要因50

10

440 可処分所得要因
※逆符号
30

2
0
-2

20

-4

10

-6

0

-8
Ⅰ Ⅱ （期）
（年）
22

Ⅰ

Ⅱ

Ⅲ

Ⅳ

2020

Ⅰ

Ⅱ

Ⅲ

Ⅳ

21

可処分所得要因※逆符号
消費支出要因Ⅰ Ⅱ Ⅲ Ⅳ Ⅰ Ⅱ Ⅲ Ⅳ Ⅰ Ⅱ Ⅲ （期）
（年）
2020
21
22

（３）ユーロ圏
2.0
1.5
1.0

（2020年初からの累積、兆ユーロ）
1.0
超過貯蓄（折線）
可処分所得要因
※逆符号

0.5
0.0
-0.5

消費支出要因（備考） １．内閣府「国民経済計算」、アメリカ商務省、ユーロスタットにより作成。
２．日本の可処分所得及び家計最終支出は第２－１－
８図（１）と同じ。アメリカの超過貯蓄の計算の前提となる家計可処分所得と家計最終消費支出
は、公表の年換算額を４で除した値。また、家計可処分所得は、日本の家計可処分所得の定義に合わせ、当局公表値から個人の利子支払及び経常移転支出を除いた数値を使用。
３．超過貯蓄の計算方法は第２－１－８図を参照。

-1.0
Ⅰ Ⅱ Ⅲ Ⅳ Ⅰ Ⅱ Ⅲ Ⅳ Ⅰ Ⅱ （期）
（年）
2020
21
22

（超過貯蓄水準は、足下の物価上昇による年間負担増の 10 倍に相当）
次に、足下の超過貯蓄の水準を、物価上昇により見込まれる家計の負担増加分と簡便的に比較してみよう。ここでの負担増加額は、総務省「家計調査」の実際の消費支出を基に、同量の消費支出を行う上で、仮に物価上昇率の前年比が０％だった場合に必要だった支出と、現実の支出額との差分として定義した。まず、足下の物価上昇による負担増加額（家計調査の直近値である 2022 年 10 月）が同年末まで継続した場合の、二人以上勤労者世帯の 2022 年の負担増加額は 9.6 万円程度、可処分所得の 1.6％と試算できる（第２－１－10 図（１））
。
これを高所得・低所得世帯別にみると、高所得世帯の方が負担増加額は大きいが、可処分所- 86 -

得対比でみれば影響は相対的に軽微である。また年金生活者におおむね相当する高齢無職世
帯でも所得階層間の差は同様に観察される。さらに、前掲２－１－８図で確認した超過貯蓄とこの負担増加額の比率をみると、二人以上勤労者世帯の平均的な超過貯蓄額は、年間の負担増加額の 10 倍程度に相当し、現状の物価上昇をカバーするのに十分な規模であることが分かる14（第２－１－10 図（２））
。ただし、以下の点には留意が必要である。まず、今般の物価上昇は、長年、デフレや低インフレを経験してきた我が国の家計にとっては、不慣れな物価上昇局面であり、先行きの物価上昇幅や物価上昇期間の持続性への見通しは家計によって異なると考えられる。したがって、来年度以降の所得と支出の環境に対する不安感から予
備的な貯蓄動機が増大している家計も相応に存在する可能性がある。
実際、上述したとおり、感染症下の行動制限が緩和される中で超過貯蓄を消費に振り向けようとする積極的な消費ス
タンスは観察されない。さらに、所得階層別の集計値でみると、属性間の超過貯蓄の水準差は大きく、高所得の勤労世帯では現下の年間負担増の 11 倍に相当する額が保有されている
一方、低所得の高齢無職世帯では、1.5 倍程度にすぎない（２年目中には消費水準を切り下げる必要）。また、個別の家計をみれば更に大きなばらつきがあると考えられる。以上を踏まえると、試算結果は幅をもって解釈する必要がある。
第２－１－10 図 超過貯蓄と物価上昇による負担増加額の比較
超過貯蓄の規模は足下の物価上昇による負担増加額と比べても相応に大きい（１）世帯属性別にみた2022年の物価上昇による負担増加額
14
12
10

（万円）

（％）

負担増加額

負担増加額の可処分所得比（目盛右）
11.2

4.1

3.4

9.6

9.5

8.4

8.2
8

5
4
3.2
3

6.7

6

2.0

1.6

2

1.4

4

1

2
0

0
平均

低所得

高所得

平均

勤労世帯

低所得

高所得

高齢者無職世帯14

負担増加額について、2022 年の実績見込み額ではなく、フォワードルッキングな年間負担増加見通し額を試算する観点から、直近値（2022 年 10 月）が１年間続く想定での年間負担増加額と超過貯蓄の比率を計算しても、勤労者世帯平均では 6.6 倍（年間負担増加額は約 13 万円）、高齢無職世帯平均では 4.7 倍（年間負担増加額は約 11 万円）となっており、結論に大きな変化はない。

- 87 -

（２）世帯属性別にみた物価上昇による負担増加額に対する超過貯蓄の比率
14 （倍）
1210

超過貯蓄累積額(20年1月～22年10月まで)／22年の物価上昇による負担増加額
11.3
9.5
9.4

8

6.9

6.5

6
4
1.6

2
0
平均

低所得

高所得

勤労世帯

平均

低所得

高所得

高齢者無職世帯（備考） １．総務省「家計調査」、「消費者物価指数」により作成。世帯区分及び超過貯蓄累積額の計算方法は
第２－１－８図（３）、（４）と同じ。
２．負担増加額については、まず、世帯類型別に、家計調査の 10 大費目の支出割合で消費者物価の前年比を重みづけした物価上昇率を計算し、2022 年の各月の消費支出と前述の物価上昇率を用いて、各月の前年対比の負担増加額を算出。その後、11 月～12 月の負担増加額が、10 月の実績から横ばいであると仮定して 2022 年の負担増加額を算出。
３．家計調査と消費者物価指数の 10 大費目の対応は総務省の基準による。なお、家計調査における 10
大費目のうち、「その他の消費支出」については「諸雑費」の物価指数を準用した。

（預貯金増加の消費押上げ効果は限定的であり、ベースアップや将来不安の解消が重要）
消費性向が引き続き感染拡大前の水準を下回っている状況を踏まえ、感染拡大以降に積み上がってきた超過貯蓄が消費支出に及ぼす効果を考察することを目的に、消費関数を推計した。具体的には、総務省「家計調査」の調査票情報を活用し、可処分所得のほか世帯主年齢等の属性情報に加え、住宅ローンを含む負債額などをコントロールした上で15、預貯金額の増
加が消費支出を押し上げるのかを確認した16。さらに、政府からの給付金等の一時的な可処分所得の変動ではなく、生涯を通じた所得見通しの変化こそが消費スタンスに影響を及ぼすとの見方である恒常所得仮説を踏まえ、個人の恒常所得への見通しと関係が強いとみられる定期収入比率（＝定期給与／世帯主収入）の違いによる消費支出への影響もみた。消費支出とこれらの変数との関係は時期により異なると推察されるが、今回は推計期間を 2012～21 年の直近 10 年間とした。
推計結果の特徴は以下の点である。第一に、預貯金額による消費支出の押上げ効果を、所

15推計式など詳細は付注２－３参照。消費関数の定式化に際しては、世帯レベルのデータを活用し資産変動が消費に及ぼす効果を推計した Caceres(2019)などを参考にしている。
16
マクロデータの時系列分析では、消費と資産間の直接的な関係と、両者への共通ショックを通じた影響の識別が困難である。そのため、世帯ごとの家計調査の調査票というミクロデータへの回答を活用した主体間（クロスセクション）のばらつきを利用している点が本分析の特徴である。本稿同様に、ミクロデー
タを活用して資産変動が消費に及ぼす効果を推計した先行研究として、Caceres(2019)がある。なお、
Caceres(2019)では、アメリカの家計パネル調査（PSID）の調査票情報を活用して、住宅資産価格の上昇による消費押上げ効果が大きいこと、また、株等のその他資産の場合には資産価格上昇による消費押上げ
効果が小幅にとどまることを指摘している。

- 88 -

得階層別にみると、いずれの所得階層でも統計的に有意に押上げ効果が確認されるがその規模は１万円の預貯金額の増加に対して、100～250 円程度である（第２－１－11 図（１））
。第二に、定期収入比率が高い世帯ほど、消費支出額が大きい傾向が確認できる（第２－１－11
図（２））
。具体的には、定期収入比率が 70％未満の家計を基準にすると、70～90％の世帯では、統計的には有意ではないが約５～６万円程度、90％を超える世帯では統計的に有意に約13 万円消費支出が大きい。この結果は、恒常所得仮説と整合的である。第三に、こうした諸要素をコントロールした上でもなお残る年次ダミーによる消費支出への影響（2012 年対比で、他の属性が同じ場合にみられる消費支出額の差）を、年齢階層別・配偶者の就業形態別にみると、34 歳以下の若年層や共働き世帯を中心に幅広い世帯類型と年次ダミーの交差項は、下押し方向に寄与してきた（第２－１－11 図（３）、（４））
。この結果は、今回の推計では考慮されていない、世帯共通の消費支出の押下げ要因が存在している可能性を示唆しており、具体的には次項でみていくこととしたい。
第２－１－11 図 消費関数の推計
預貯金の消費押上げ効果は限定的であり、定期収入の上昇や構造的な下押しの解消が重要（１）預貯金額と消費支出の押上げ効果

350（２）定期収入比率と消費支出の押上げ効果（年間消費支出の預貯金１万円の増加に対する感応度、円）
90％信頼区間300

25（70％未満と比較した差、万円）

20

250

90％信頼区間

15

200

10

150

5

100

0

50

-5

0
200万円

400万円

600万円

800万円

1,000万円

70～80％
80～90％
90～100％（世帯主収入に占める定期収入比率）（年間可処分所得）（３）属性等を調整した年齢階層別の消費支出の推移
20（2012年差、万円）
50～64歳35～49歳（４）属性等を調整した配偶者の就業形態別の消費支出の推移（2012年差、万円）
20

10

10

0

0

-10

専業主婦
（主夫）

-10
～34歳

共働き

-20

-20

-30

-30
-40

-40
2012 13

14

15

16

17

18

19

20 21
（年）

2012 13

14

15

16

17

18

19

20 21
（年）

（備考）１．総務省「家計調査」により作成。
２．調査票情報を用いて世帯属性等をコントロールした消費関数を推計し、（１）については預貯金額、（２）については定期収入比率（定期給与／世帯主収入）、（３）、（４）については年次ダ
ミーと属性の交差項が消費支出に与える影響を図示した。詳細は付注２－３を参照。消費支出や可処分所得は年間の累計額に換算している。

- 89 -

以上の結果を踏まえると、超過貯蓄の存在は家計の消費支出を下支えする効果が期待されるものの、これまでみられてきた預貯金と消費支出の関係からは、その規模は限定的である
可能性が示唆される。感染拡大下で積み上がった預貯金は、行動制限下などでの消費の先送り部分が含まれ、平時に家計が目的をもって増加させた預貯金とは性質が異なっているものの、超過貯蓄が消費支出をどの程度下支えするかをみる上では過度な楽観視は控えるべきであろう。他方で、定期収入比率の上昇が消費支出の増加に効果があることを踏まえれば、ベースアップの実現など、家計が中長期的にみて所得上昇期待を抱くことができる形で賃上げを進めていくことが個人消費を促進していく観点からは重要である17。さらに、第３項で詳述
するとおり、生涯所得への期待が高まらない中で老後の生活資金への不安の高まり等の構造的な要因により消費支出への下押しが存在する場合には、こうした課題を解決することも引き続き重要である。
３ 個人消費の活性化に向けた構造的な課題（近年、特に若年層と高齢層の消費性向が低下傾向）
前項では、構造的な消費下押し要因の解消が引き続き重要であることを確認した。これを踏まえ、感染拡大前の我が国の景気回復局面である 2012～18 年を振り返ると、諸外国と比較して我が国のＧＤＰの伸びに対する個人消費の寄与は小さく、またＧＤＰの成長率も低かった（第２－１－12 図）。
第２－１－12 図 直近の我が国景気回復局面におけるＧＤＰと個人消費
最近の景気回復局面においても我が国の個人消費は力強さを欠いてきた（１）日本のＧＤＰと個人消費110（２）主要国のＧＤＰ成長率と個人消費寄与度（2012年=100）

18（2012年→2018年、％）
その他項目の寄与度
民間最終消費支出寄与度 14.5
実質ＧＤＰ成長率

16

実質ＧＤＰ

14

105

10.4

12
10

8.2

7.1

8
100

6
2

95
14

16

18

20

（年）

3.9

10.8

英国

アメリカ

4.8
1.3

0
フランス ドイツ（備考）内閣府「国民経済計算」、OECD.Stat により作成。

17

11.3

4

個人消費

2012

14.5

構造的な賃上げに向けた論点は本章第２節で取り扱う。

- 90 -

日本ここで、年齢階層別に 2010 年代の消費性向の推移をみると、34 歳以下の若年層と 65 歳以上の高齢層の消費性向が低下しており、これらの世帯において所得対比でみた消費支出が伸びなかったことが、個人消費の勢いが乏しい一因となってきた可能性がある（第２－１－13
図（１））
。共働き世帯の増加や、少子化等の進行による構成変化の要素も考慮し、総務省「家計調査」の調査票情報を活用して、同一の有業人員・世帯人数ベースで測った消費性向の変化（2010～12 年平均→2017～19 年平均）をみても、34 歳以下や 65 歳以上の家計では幅広く低下傾向がうかがえる（第２－１－13 図（２））
。
第２－１－13 図 年齢階層別にみた消費性向
2010 年代以降では高齢層や若年層の消費性向は低下傾向にある- 91 -

（備考）１．総務省「家計調査」により作成。
２．二人以上の世帯のうち勤労者世帯。2018 年以前の数字は家計簿（調査票）変更による断層を補正。
なお、年齢階層別の変動調整値は公表されていな
いため、世帯平均の調整係数を各年齢区分に準用している。
３．（１）は、後方 12 か月移動平均値。偶数月に公的年金を受給しているため、65 歳以上の平均消費性向の算出には可処分所得の後方２か月移動平均値を用いた。公表系列にない年齢階層は、公表されている年齢階層の世帯数分布（抽出率調整）を用いて加重平均することで計算した。
４．（２）は、家計調査の調査票データを利用して作成。各年齢階層に占める構成比の合計が 15％に満たない分類は表示していない。

（非正規雇用比率の高まりや社会保障制度への懸念から若年層の老後への不安は上昇）
若年層の消費性向が低下傾向にある背景18については、少子高齢化の進行などを受けて、公的な社会保障制度の持続可能性や将来の給付水準に対して不安が高まっている可能性が懸念される。具体的には、給付側として被保険者数が減少した場合に年金受給額を減額するマク
ロ経済スライド19が 2004 年に導入されている。負担側では、保険料の引上げに加え、2014 年、2019 年と社会保障制度の維持を目的として消費税率が引き上げられた。こうした負担増と受益減が実施されてもなお、人口動態の変化に対応した制度の持続性について、将来不安が残っている可能性がある。こうした観点から、まず、金融広報中央委員会「家計の金融行動に関する世論調査」を用いて、若年層の貯蓄理由の変化を確認する。2019～21 年平均をみると「こどもの教育資金」を選ぶ割合が最も高いが（第２－１－14 図（１））
、2007～09 年からの変化に注目すると「老後の生活資金」の回答割合の増加幅が最も大きくなっている（第２－１－14 図（２））
。この結果から、老後の生活への不安感の高まりが若年層の消費性向の低下につながっている可能性が懸念される。

18

この点、三浦・東（2017）にあるとおり、共働き世帯の増加が消費性向を押し下げている可能性が指摘されているが、同分析の中でも老後への不安の高い世帯ほど共働きを選択しやすいことが示されているほか、付図２－３のとおり、共働き世帯、片働き世帯別にみても、消費性向は低下傾向にあったことから、以降の議論には影響が生じない。
19
具体的には、賃金や物価による改定率から、現役世代の被保険者の減少と平均余命の伸びに応じて算出した「スライド調整率」を差し引くことによって、年金の給付水準は将来にわたって調整されていく。

- 92 -

第２－１－14 図 若年世帯における貯蓄行動の背景
若年層では老後の生活資金のために貯蓄する世帯が増加（１）2019～21年平均
0

20

40

（％）
60
80

（２）2007～09年平均→2019～21年平均の増減（％ポイント）-20 -100
10 20 30

こどもの教育資金

老後の生活資金

老後の生活資金

こどもの結婚資金

病気や災害への備え遺産として子孫に残す

旅行、レジャーの資金

旅行、レジャーの資金

住宅の取得など

納税資金

とくに目的はない

こどもの教育資金

耐久消費財の購入資金

病気や災害への備え

こどもの結婚資金

耐久消費財の購入資金

納税資金

住宅の取得など遺産として子孫に残す

とくに目的はない（備考） １．金融広報中央委員会「家計の金融行動に関する世論調査」により作成。
２．金融資産を保有する二人以上世帯、世帯主の年齢 20～39 歳の計。なお、調査方法・調査対象の変更に伴い、2019 年調査と 2020 年調査の間、2020 年調査と 2021 年調査の間はデータが不連続となっている。
３．金融資産の保有目的について３つまで複数回答可。

少子高齢化を背景に、現役世代が負担する社会保険料は段階的に引き上げられてきたことに加えて、上述したとおり社会保障の充実を目的として、数次の消費税率の引上げが実施されてきた。この結果、租税負担と社会保障負担の合計を所得で割り算して算出する国民負担率は上昇を続けている（第２－１－15 図（１））
。
他方、年金給付水準は今後も低下が見込まれる下で、金融広報中央委員会のアンケートによれば、老後を心配する世帯の割合は、2000 年代前半にかけて上昇した後に、高水準で推移
している20（第２－１－15 図（２））
。

20Morikawa(2017)は、2016 年に 1 万人を対象に実施したアンケート調査を用いて、家計が認識する制度・政策への不確実性とそれが生活に及ぼす影響に関する認識を調査し、両者の関係を分析している。その結果、①対象となった九つの制度・政策のうち家計が最も不確実性が高いと感じているのが年金制度であること（７割が「非常に不確実性が高い」と回答）、②制度・政策の不確実性が生活に及ぼす影響度が最も大きいと認識されているのも年金制度であること（６割が「非常に大きい影響がある」と回答）を報告している。

- 93 -

第２－１－15 図 国民負担率の上昇と老後不安の高止まり
国民負担率が上昇する一方で老後を心配している世帯の割合は高水準（１）国民負担率の推移（２）老後を心配している世帯の割合
心配していない

60

（％）

100

（％）

90
50

租税
負担

40

80
70
60

30

50

20

社会保 40
障負担
30

10

20

心配で
ある

10
0
2000 03

06

09

12

15

18

21 （年度）0
1992 96 2000 04

08

12

16

20 （年）（備考）１．財務省資料、金融広報中央委員会「家計の金融行動に関する世論調査」により作成。
２．（１）は、2020 年度までは実績、2021 年度は実績見込み、2022 年度は見通し。
３．（２）は、老後の生活への心配に関する質問。二人以上世帯のうち世帯主が 60 歳未満の世帯の数値を用いて作成。無回答者がいるため、回答比率の合計は必ずしも 100％にならない。なお、調査方法・調査対象の変更に伴い、2003 年調査と 2004 年調査の間、2006 年
調査と 2007 年調査の間、2019 年調査と 2020 年調査の間、2020 年調査と 2021 年調査の間はデータが不連続となっている。

こうした老後の生活への不安の背景の１つとして、1990 年代の後半から 2010 年代半ばにかけて続いてきた労働市場の低迷の中で、働き方の選択肢も多様化する一方、若い世代の雇用環境が悪化してきたことが指摘できる21。例えば、年齢階層別にみた非正規雇用者の割合をみると、若年期に非正規雇用に就く雇用者の割合は、生まれ年が若い世代ほど増えており、
1973～82 年に生まれた雇用者のおよそ３割は 20～30 代を非正規雇用者として過ごしており、
1983～92 年生まれについても足下で３割が 25～34 歳の若年期を非正規雇用者として過ごしている（第２－１－16 図）。非正規雇用は柔軟な働き方を可能にする一方、雇用契約期間に定めがあるほか、賃金面でも正規雇用との格差があると指摘されているが22、５年を超えて契約が反復更新される有期雇用者が希望すれば無期転換できるよう定める 2013 年の労働契約法の改正や、同一労働同一賃金を定める 2020 年のパートタイム・有期雇用労働法の施行などの施策が講じられており、今後もこうした処遇差の縮小を後押しすることを通じて、若年非212010 年代半ば以降には、若年層（25～34 歳）の非正規雇用比率は減少に転じているが、2000 年初の水準と比較すると依然として高い。詳しくは内閣府（2022）を参照。
22
非正規雇用は初職で就くとその後長期にわたり固定化しやすい点については第２節を参照。

- 94 -

正規雇用者の将来不安の軽減につなげていくことが重要である23。
第２－１－16 図 出生年代別にみた各年齢階級時点での非正規雇用割合
近年は非正規雇用に就く若年層が増加
50（％）
1983～92年生まれ

40

1973～82年生まれ

30
1943～52年生まれ
20
10
1963～72年生まれ

1953～62年生まれ

0
15～24歳25～34歳35～44歳45～54歳

55～64歳（備考）１．総務省「就業構造基本調査」により作成。
２．調査票情報を集計し作成。
３．就業者は「就業構造基本調査」における有業者の数値を使用。

さらに、将来の社会保障制度の持続性への懸念を軽減する観点からは、以下の点が重要である。第一に、家族内扶助の役割が後退する中で社会的な世代間扶助である社会保障制度への依存が高まっていることを再認識し、世代間・所得階層間での給付と負担の割合に関する国民の理解の下で、全世代型社会保障制度改革を進めていくことである。第二に、社会保障制度の支え手を増やすために、若年女性が継続就業しやすい雇用環境の整備と高齢者の就労促進を図ることである。第三に、希望出生率の実現を目指して少子化対策を拡充することである。第四に、高齢者の一人当たり可処分所得は低下傾向にある中で、一人当たりの医療・介護費用は上昇傾向にあることを踏まえれば24、デジタル技術などを活用して、サービスの質の劣化を避けながら、社会保障関連の支出額自体を削減していくことである25。
23

小川（2020）は、慶応義塾大学パネルデータ設計・解析センター「日本家計パネル調査」を用いて、夫婦の雇用形態（正規雇用・非正規雇用・自営業・無業の組合せ）が「貯蓄の取り崩しに慎重である」と回答する確率に及ぼす影響を確認している。推計では、世帯収入をコントロールしているが、その下でも「夫婦ともに正規雇用」であれば、どちらかが非正規雇用や無業である場合と比較して「貯蓄の取り崩しに慎重である」と回答する割合が低下する傾向を報告している。
24
付図２－４を参照。
25
金融広報中央委員会「家計の金融行動に関する世論調査〔二人以上世帯調査〕令和元年調査結果」（全
国の 20 歳以上が対象）によれば、老後の生活にゆとりがないと考える世帯が「年金ではゆとりがない」と考える理由として、「高齢者への医療費用の個人負担が増えるとみているから」の回答が 26.6％、「高齢者への介護費用の個人負担が増えるとみているから」の回答が 25.9％を占めている（六つの項目から二つまでの複数回答。なお、直近の令和３年、令和４年調査では「物価上昇等により費用が増えていくとみて- 95 -

（持家比率の高まりを背景に若年層の純金融資産はマイナスに）さらに、家計の資産・負債の動向について、年齢階級別にみると、若年層では住宅ローン
残高の増加を背景に、2000 年代には平均的な純金融資産がマイナスに転化し、マイナス幅も拡大傾向にある（第２－１－17 図（１）～（３））
。低金利環境や住宅ローンの優遇税制の下で、若年層の住宅取得が進んだとみられるが（第２－１－17 図（４））
、若年期の金融資産・負債のバランスがこの 20 年間に急速に負債超過方向に変化したことも、若年層の予備的動機を背景とした消費性向の低下につながっている26。
第２－１－17 図 年齢階級別にみた純金融資産
若年世帯では近年住宅ローン負担の増加を背景に純金融資産のマイナス幅が拡大（１）若年世帯(～39歳)の金融資産
（万円）
1,000

（２）中年世帯(40～59歳)の金融資産
（万円）
2,000
1,500

500

1,000

0

500

-500

0
-500

-1,000-1,000-1,500
2005

10

15
預貯金

20

金融機関外貯蓄
純貯蓄-1,50021 （年）

2005

10

生命保険など住宅土地負債（３）高齢世帯(60歳以上)の金融資産
（万円）
3,000

（４）持家率
（％）
100

2,500

90

2,000

15

20

21（年）

20

21 （年）

有価証券
その他負債

60歳以上

80

1,500
70

1,000
500

60

0

50

-500
2005

10

15

20

21 （年）

40～59歳
～39歳

40
2005

10

15

（備考）１．総務省「家計調査」により作成。
２．二人以上の世帯、世帯主年齢別。預貯金は、通貨制預貯金及び定期制預貯金の計。その他負債は、住宅・土地以外の負債及び月賦・年賦の計。

いるから」の割合が急激に高まった結果としてこれら二項目の回答が 10％台まで低下しているが、2010年代を通じてこれら二項目の選択割合は 20％～30％台で推移している）。また、内閣府「令和元年度高齢者の経済生活に関する調査結果」（全国の 60 歳以上が対象）によれば、「経済的な面で不安なこと」として 30.8％が「自分や家族の医療・介護の費用が掛かりすぎること」を選択しており、不安の理由として最も高い。
26
なお、本稿における消費支出は、国民経済計算の定義を踏まえて、住宅ローンの返済額は含んでいない。持家比率の上昇を踏まえて、消費支出に住宅ローンの返済額を加えたものを分子とした消費性向も確認したが、若年層の消費性向が低下傾向にあるという結論は変わらなかった（付図２－５）。

- 96 -

（子・孫世代への不安も高齢層の消費スタンスの慎重化に寄与）
次に高齢者の消費性向をみる。前掲第２－１－13 図をみると、65 歳以上の高齢者層の消費性向も、近年は緩やかな低下傾向にあった。伝統的な経済理論であるライフサイクル仮説によれば、若年期に所得の一部を貯蓄に振り向けた個人は、高齢期には貯蓄を取り崩して所得を上回る消費を行うとされる。では、足下の高齢者の貯蓄の取り崩しペースは慎重と言えるであろうか。この点を確認するため、総務省「全国消費実態調査」27を用いて、資産階級別に高齢世帯の貯蓄の取り崩しペースを検証する。これをみると、貯蓄の取り崩し額は保有している資産が大きい世帯ほど大きいが、保有資産対比でみた取り崩し率では、保有資産が大きい世帯ほど低いことがわかる（第２－１－18 図（１））
。更に、世帯別の構成割合を加味した
平均的な貯蓄取り崩し率は近年緩やかに低下しており、感染拡大以降はさらに落ち込んでいる（第２－１－18 図（２））
。仮に貯蓄取り崩し額が、「家計調査」における全高齢世帯の平均である２％程度相当とすると、貯蓄を取り崩すのに掛かる年数は約 50 年である。あくまで平均値ではあるものの、平均年齢が 70 歳を超える高齢世帯の取り崩しペースとしては保守的であるとともに、近年はその保守性がより強まっていると評価できる。ただし、前掲第２－１－18 図（１）でみたとおり、保有資産の規模間で取り崩し率の違いが大きく、特に保有資産 300 万円を境に、取り崩し率からみる余力には大きな差が生じている点には留意が必要である。
第２－１－18 図 高齢者の貯蓄取り崩し率
平均してみれば高齢者の貯蓄取り崩しペースは慎重（１）高齢夫婦無職世帯の貯蓄年間取り崩し率（貯蓄現在高階級別）
バブルの大きさは世帯割合(貯蓄年間取り崩し率、％）

14

貯蓄現在高
300万円未満

12
10

600～
900万円

8

1,500～3,000万円
900～1,500万円

6

3,000万円以上

4
300～
600万円

2
0
0

10

20

30

40

27

50

60

70
80
90
（貯蓄年間取り崩し額、万円）

ここでは、2014 年調査を用いている。2019 年調査（
「全国家計構造調査」と名称変更）は消費増税後の反動減や自然災害などの影響で、マクロの消費支出が大きく落ち込んでいる 10～11 月に実施されているため、消費支出をみる上では実勢との乖離が大きいと判断し、一つ前の調査回を用いた。

- 97 -

（２）高齢無職世帯の貯蓄年間取り崩し率の推移
（％）
2.5
2.0
1.5
1.0
0.5
0.0
-0.5
2014

15

16

17

18

19

20

21 （年）（備考）１．総務省「平成 26 年全国消費実態調査」、「家計調査」により作成。
２．（１）は、夫 65 歳以上、妻 60 歳以上の夫婦で有業者がいない世帯（世帯主の平均年齢：74.5 歳）が対象。
公表系列にない貯蓄現在高階級は、公表されている階級の世帯数分布（抽出率調整）を用いて加重平均することで算出。貯蓄年間取り崩し率は、以下のとおり。
（実支出－実収入）×12 か月／（貯蓄現在高－負債現在高）×100
３．（２）は、65 歳以上の二人以上無職世帯が対象。2018 年以前の数字は家計簿（調査票）変更による断層を補正。
なお、年齢階層別の変動調整値は公表されていないため、世帯平均の調整係数を準用している。
年間取り崩し率は、以下のとおり。
（消費支出－可処分所得）×12 か月／（貯蓄－負債）×100
負の年間取り崩し率は、消費支出が可処分所得よりも少なく、純貯蓄を取り崩していないことを示す。

次に、若年層と同様に、高齢者についても金融広報中央委員会のアンケート調査により、貯蓄をする理由の回答割合をみると、2019～21 年平均では「老後の生活資金」や「病気や災害への備え」の割合が高く、自らの生活資金を補填する意識が高い点が指摘できるが、回答
割合について 2007～09 年から 2019～21 年への変化でみると、「遺産として子孫に残す」の割合の上昇幅が最も大きい（第２－１－19 図（１））
。この点、同アンケートの調査票を用いた先行研究によれば、自分よりも子供の将来の暮らし向きが悪くなると予想する高齢者ほど、貯蓄率が有意に高まる傾向が指摘されている28（第２－１－19 図（２））
。

28

濱秋・堀（2019）を参照。

- 98 -

第２－１－19 図 高齢世帯の貯蓄動向の背景
遺産動機の貯蓄が増加し、子供世代の生活悪化への意識が高い高齢者ほど貯蓄をする傾向（１）貯蓄の動機①2019～21年平均②2007～09年平均→2019～21年平均の増減
0

20

40

60

80

（％）
100

-20

老後の生活資金

遺産として子孫に残す

病気や災害への備え

旅行、レジャーの資金

とくに目的はない

耐久消費財の購入資金

旅行、レジャーの資金

老後の生活資金

耐久消費財の購入資金

こどもの教育資金

遺産として子孫に残す住宅の取得など

住宅の取得など

こどもの結婚資金

納税資金

納税資金

こどもの教育資金

とくに目的はない

こどもの結婚資金

病気や災害への備え（％ポイント）010-10（２）子孫の将来への不安が貯蓄率に及ぼす影響
各条件該当者の貯蓄率（非該当者との差） （％ポイント）
-20

-10

0

10

20

30

遺産を残すのが当然条件付きで遺産を残す

遺産を残すのが当然かつ子供の方が自分（達）より貧しくなりそう（備考）１．金融広報中央委員会「家計の金融行動に関する世論調査」、濱秋・堀（2019）により作成。
２．（１）は二人以上世帯、世帯主の年齢 60 歳以上の計。金融資産の保有目的について３つまで複数回答可。
３．（２）は内閣府「家族とくらしに関するアンケート」を用いた回帰分析における推定値及びその95％信頼区間。詳細は濱秋・堀（2019）を参照。

（賃上げ・多様な労働参加の促進・少子化対策等を通じた将来不安の軽減が鍵）
本節の内容をまとめると以下のとおりである。アフターコロナに向けて個人消費を力強く引き上げていくためには、第１項で論じたように足下の物価高騰への対策を講じていくことに加えて、構造的に消費を下押ししてきた将来不安を解消することも重要である。特に、若年層の消費性向が近年低下傾向にあったこと、子・孫の世代の雇用・所得環境への懸念が高齢者の消費支出への足かせとなっていることも考えれば、①現役世代の賃金が構造的に上昇する社会に変えていくこと、②多様な働き方による労働参加を促す中で高齢者が働き続けら- 99 -

れる環境を整備29することにより、現役世代の生涯賃金に対する見通しを改善させる取組がまず重要である。さらに、社会保障制度の持続性への懸念を払拭するために、③デジタル技術の活用による医療・介護費用の抑制等や少子化対策を進めるべきである30。なお、世代間の再分配を促して消費支出を促すための相続や贈与に関する税制上のインセンティブ措置も検討材料となろう。

29

Niimi and Horioka (2019)では、日本の高齢者の資産取り崩し率が低い背景として予備的動機と遺産動機の両方があると論じ、前者について親の介護が生じる年齢が 60 代以降とより高まっていることや、我が国の介護保険制度に何らかの不具合があり得ることを指摘している。
30
例えば、高齢化の進展が顕著なフィンランドにおいては、ロボット化により介護労働者の業務の約２割が代替可能になるとの推計も存在する（内閣府政策統括官（経済財政分析担当）（2022a））。

- 100 -

コラム２－１ 金利上昇時の住宅ローン保有世帯への影響
歴史的なインフレの抑制に向けて、欧米の中央銀行は 2022 年以降、数次にわたり政策金利の引上げを実施している。我が国でも消費者物価上昇率は約 40 年振りの水準となっているが、需給ギャップが依然としてマイナスで推移するなど、コストプッシュインフレの側面が強く、日本銀行における長短金利操作付き量的・質的金融緩和の下で、低金利が維持されている。他方、2022 年４月の住宅金融支援機構の調査によると、2021 年 10 月時点の調査と比較して、1 年後の住宅ローン金利が現在よりも上昇すると予想する家計が、約２割から約４割へと高まっている（コラム２－１－１図）。
コラム２－１－１図 金利上昇を予想する家計の割合
今後１年間の住宅ローン金利は現状よりも上昇すると見込む家計が増加
見当がつかない
現状よりも上昇する

2021年10月調査

ほとんど変わらない23.1

2022年4月調査

63.1

39.2

0

10

現状よりも低下する

20

46.1

30

40

50

60

70

80

4.3

9.5

4.1

10.6

90

100
（％）

（備考）１．独立行政法人住宅金融支援機構「住宅ローン利用者の実態調査」により作成。
２．今後１年間の住宅ローン金利見通しに関する質問。
３．「2021 年 10 月調査」は、調査対象は 2021 年４月から９月までに住宅ローンの借入れをした 20 歳上
上 60 歳未満の者。ただし、学生及び無職を除く。サンプル数は 1,577、調査時期は 2021 年 10 月 28
日～11 月４日。「2022 年４月調査」は、調査対象は 2021 年 10 月から 2022 年３月までに住宅ローンの借入れをした 20 歳以上 60 歳未満の者。ただし、学生及び無職を除く。サンプル数は 1,500、調査時期は 2022 年４月 28 日～５月６日。

我が国では金融自由化や住宅金融公庫（現住宅金融支援機構）の改革によって、住宅金融市場は大きな変容を遂げており、必要な頭金が少額になっているほか、新築だけでなく中古住宅も融資対象となるなど、家計にとって住宅ローンの選択肢が広がってきた31。また、住宅ローンの 10 年固定金利は 2022 年以降に幾分上昇しているが、やや長い目で 2000
年代以降をみると、長期金利が低下する中で、住宅ローン金利も変動・固定共に低下傾向

31

家森・上山（2015）を参照。

- 101 -

にある（コラム２－１－２図（１））
。こうした緩和的な資金調達環境を背景に、我が国家計部門の住宅ローンの負債残高は増加傾向にある。
コラム２－１－２図 我が国の各種金利の動向
我が国の各種金利は低水準で推移（１）長期金利・政策金利・住宅ローン金利
3.5

（％）

3.0
住宅ローン金利（変動）2.5

住宅ローン金利（10年固定）

2.0
1.5
1.0

長期金利
政策金利

0.5
0.0
-0.5

1 7 1 7 1 7 1 7 1 7 1 7 1 7 1 7 1 7 1 7 1 7 1 7 1 7 1 7 1 7 1 7 1 7 1 7 1 7 1 7 1 7 1 7 1 12（月）
2000 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 （年）（２）普通預金金利・定期預金金利
0.8
0.7
0.6

（％）

定期預金金利

0.5
0.4
0.3
0.2
0.1

普通預金金利0
1 7 1 7 1 7 1 7 1 7 1 7 1 7 1 7 1 7 1 7 1 7 1 7 1 7 1 7 1 7 1 7 1 7 1 7 1 7 1 7 1 7 1 7 1 12（月）2000 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 （年）（備考）１．日経 NEEDS、都市銀行各行公表資料、日本銀行「預金種類別店頭表示金利の平均年利率等」、「定期預金の預入期間別平均金利」により作成。
２．（１）は、長期金利は 10 年国債利回り、政策金利は無担保コールレート翌日物を使用。日次
数値の月平均値。2022 年 12 月は、12 月 28 日までの値の平均値。住宅ローン金利（変動、10 年
固定）は都市銀行５行の最優遇金利の平均。
３．（２）は、普通預金金利は、2007 年 9 月以前は月末営業日を含む週の平均レートの月平均値、
2007 年 10 月以降は、月末営業日を含む週の週初レート(ただし、月末営業日を含む週の営業
日が２日以内の場合は、その前週の週初レート)の月平均値、2022 年 4 月以降は、毎月 15 日
（休日の場合は翌営業日）のレートであり、調査対象が異なるためデータが連続していな
い。定期預金金利は、預入期間が３か月以上６か月未満、月中新規受入高を 0.1％刻みで集計の上、下限金利を加重平均したもの。直近は、2022 年 10 月の値。

また、消費者信用等も含めた家計の負債残高は全体として増加傾向にあるが（コラム２－１－３図（１））
、金利低下は家計の支払利子負担を抑制してきた。実際、家計の月々の- 102 -

住宅ローンの返済負担は対可処分所得対比でみると低下傾向にある32（コラム２－１－３図（３））
。他方で、低金利環境は、前掲コラム２－１－２図（２）のとおり、預金金利も低下させ、家計の受取利子を押し下げてきた。実際、2006 年のゼロ金利解除時33の金利上昇局面の受取利子と支払利子の動きをみると、負債サイドの住宅ローン金利と資産サイドの預金金利がいずれも小幅に上昇する中で、純受取利子（＝受取利子－支払利子）のマイ
ナス幅が縮小した（コラム２－１－４図）。前掲コラム２－１－３図（１）と（２）の比較から明らかなように、家計部門全体としてみると、預貯金残高が負債残高の約２倍の規模であり、金利上昇局面における預金金利と負債金利の上昇幅に大きな開きがなければ、受取利子の増加幅が支払利子の増加幅を上回ることになる。
コラム２－１－３図 家計の負債・預貯金残高と月々の返済負担
住宅ローン負債残高が増加する中で金利低下もあり返済負担は低下（１）家計の負債残高の内訳
1,000（２）家計の預貯金残高の内訳

（兆円）

1,000

800

（兆円）
その他

800
住宅ローン

600

600

その他

消費者信用
400

400

200

200

0
2005 07

09

11

13

15

17

19

流動性
預金

2122 （年）02005 07

定期性
預金

09

11

13

15

17

19

2122 （年）（備考）１．日本銀行「資金循環統計」、総務省「家計調査」により作成。
２．（３）は、二人以上の世帯のうち勤労者世帯かつ住宅ローン返済世帯。住宅ローンの返済額対可処分所得割合は、以下のとおり。
39歳以下
土地家屋借金返済／可処分所得×100
可処分所得の 2018 年以前の数字は家計簿（調査票）変更による断層を補正。なお、詳細属性別の変動調整値は公表されていないため、勤労世
帯平均の調整係数を各年齢区分に準用している。公表系列にない年齢階層は、公表されている年齢階層の世帯数分布（抽出率調整）を用い
50～59歳40～49歳て加重平均することで算出した。土地家屋借金
返済の値は変動調整値が公表されていないた
07
10
13
16
19 21 （年）め、未補正。

（３）住宅ローンの月々の返済額対可処分所得割合
23

（％）

22
21
20
19
18
17
16
15
14
2001

04

32

「家計調査」における収支項目分類の基本原則によると、住宅ローン返済額のうち、利子分は「土地家屋借金返済」に含まれないが、利子と元本の区分は事実上困難であることに加え、調査票上に利子を明示的に分類する項目がないことから、宇南山（2008）で指摘されているとおり、元利ともに計上されている可能性が高い。
33
金融システムの不安定性が解消し、長期にわたる景気回復の過程で構造調整が進展したことを背景に日本銀行は 2006 年 3 月に量的緩和政策を解除し、7 月にはゼロ金利を解除した。

- 103 -

コラム２－１－４図 家計の支払利子と受取利子
金利上昇局面で家計の純受取利子のマイナス幅は縮小

5

（兆円）
支払利子

受取利子

4
3
2
1
0
-1
-2

純受取利子
-3
ⅠⅢ ⅠⅢⅠⅢⅠⅢⅠⅢⅠⅢⅠ ⅢⅠⅢⅠⅢⅠⅢⅠⅢⅠⅢⅠ ⅢⅠⅢⅠⅢⅠⅢⅠⅢⅠⅢⅠ ⅢⅠⅢⅠⅢⅠⅢⅠ（期）2000 01

02

03

04

05

06

07

08

09

10

11

12

13

14

15

16

17

18

19

20

21 22（年）（備考）１．内閣府「国民経済計算」により作成。
２．FISIM 調整前。後方４四半期移動平均値。
３．2012 年Ⅱ期以前は、投資信託投資者に帰属する投資所得及び投資信託に係るインカム
ゲインを原資とした分配金が受取利子に計上されている。

ただし、預貯金残高と負債残高を年齢階層別にみると、前掲第２－１－17 図のとおり、高齢世帯では預貯金超過となっているが、若年世帯では負債超過となっており、預金金利と負債金利が同様に上昇した場合には、若年世帯の純受取利子を悪化させるが、高齢世帯では純受取利子を改善させるといった形で、世帯属性によって受ける影響が大きく異なることには留意が必要である。また、こうした年齢階層間での構造的な影響の差に加えて、最近の家計の住宅ローンの組成状況の変化を踏まえると、以下の点にも注意が必要だろう。まず、住宅価格が上昇傾向にあることもあり、中長期的な返済負担を示す負債残高対年収倍率は、39 歳以下を中心に顕著に上昇している（コラム２－１－５図）。さらに、家計の住宅ローンを金利タイプ別にみると、変動金利型の割合が高まっており（コラム２－１－６図）、金利が上昇した場合の返済負担が大きく変動する世帯が増えていると考えられる。こうした中で、住宅金融支援機構の調査によれば、変動型金利を選択したローン利用者のうち、商品特性について十分に理解していない層が相応に存在している（コラム２－１－７図）。

- 104 -

コラム２－１－５図 家計の負債残高の対年収倍率
若年層を中心に負債残高対年収倍率が上昇
4.0

（倍）
39歳以下

3.5
3.0

40～49歳

2.5
2.0
1.5
1.0
0.5

50～59歳

60歳以上

0.0
2002 03

04

05

06

07

08

09

10

11

12

13

14

15

16

17

18

19

20

21 （年）（備考）１．総務省「家計調査」により作成。
２．二人以上世帯のうち負債保有世帯。公表系列にない年齢階層は、公表されている年齢階層の世
帯数分布（抽出率調整）を用いて加重平均することで算出した。

ラム２－１－６図 住宅ローンの金利タイプ別割合の推移
変動金利型の割合が増加①新規貸出額
（％）
100
90
80
70
60
50
40
30
20
10
0

②貸出残高
証券化ローン

全期間固定金利型（％）

全期間固定金利型

証券化ローン

100
90
80
70

固定金利期間選択型

6050

固定金利期間
選択型

40
30
20

変動金利型

2001 03

05

07

09

11

13

15

17

10
0
19（年度） 2001 03

変動金利型

05

07

09

11

（備考）１．国土交通省「民間住宅ローンの実態に関する調査」により作成。
２．新規貸出額には、資金の借換えを含む。

- 105 -

13

15

17

19 （年度）コラム２－１－７図 住宅ローンの商品特性への理解度
変動型金利のリスクについて十分に理解していない住宅ローン利用者が相応に存在十分に理解理解している
か少し不安

ほぼ理解

よく理解
していない

全く理解
していない

将来の金利上昇に伴う返済額増加への対応策
優遇金利の適用ルール（延滞があれば適用されなくなるなど）
金利タイプが異なる住宅ローンと比較した特徴
将来の金利上昇によって返済額がどれくらい増えるか
適用金利や返済額の見直しルール
0

20

40

60

80

（％）
100

（備考）１．独立行政法人住宅金融支援機構「住宅ローン利用者の実態調査」により作成。
２．調査対象は 2021 年 10 月から 2022 年３月までに変動型金利で住宅ローンの借入れをした 20 歳以上
60 歳未満の者。ただし、学生及び無職を除く。サンプル数は 1,108、調査時期は 2022 年４月 28 日
～５月６日。

これまでのところ、住宅ローンの延滞率に著しい変化はみられていないほか、金融機
関にとっても、企業向け貸出対比では貸出先が分散していることを背景としたリスク分散効果から信用コストの増大にはつながりにくく、我が国の金融仲介機能を大きく損なうリスクとはみられていないが34、住宅ローン保有者の債務特性の変化を踏まえると、変動金利型でローンを組んでいるが金利上昇時のリスクについて十分に備えていない世帯
や負債残高対年収倍率が高い若年世帯など、一部の家計における金利上昇への脆弱性が高まっている可能性があり、今後の動向を注視していく必要がある。政府は、「新しい資本主義のグランドデザイン及び実行計画」35の中で、金融リテラシーの向上に向けた情報発信の強化を掲げており、こうした取組等を通じて家計のリスク管理をサポートすることが重要である。

34
35

日本銀行（2022）を参照。
令和４年６月７日閣議決定。

- 106 -

コラム２－２ 感染拡大を契機とした生活時間の変化
2020 年以降、感染症への対応が進む中でテレワークの増加等、働き方や消費スタイルに変化が生じている。こうした変化のうち、構造的な変化として定着するものがどの程度存在するのか不確実性が伴うが、本コラムでは、５年ごとに国民の生活時間の配分と過去１年間における活動状況を調査している総務省「社会生活基本調査」（2021 年調査36）の結果
を、前回調査（2016 年）と比較することで、感染症の拡大がもたらした生活時間・活動状
況の変化の特徴を考察する。
まず、年齢階層別に生活時間の配分の変化を概観すると以下のことが分かる（コラム２－２－１図）。第一に、現役世代（20～50 代）では、「仕事・学業」や「通勤・通学」の時間が大幅に減少している。これは感染拡大下におけるテレワークの拡がり等の働き方の変化を反映した動きであると推察される。第二に、「交際・付き合い」や「移動（通勤通学を除く）」が減少している。これは、感染症下の移動制限措置や自粛行動を反映した変化であると推察される。第三に、こうした家の外で過ごす活動の減少の裏で、「睡眠」や「休養・くつろぎ」の時間が増えている。この間、働き方改革による就業時間の削減の効果として期待されていた「学習・自己啓発・訓練」の時間は微増にとどまっている37。
コラム２－２－１図 年齢階層別にみた生活時間の変化
家の外での活動時間が減少した一方で休息や睡眠の時間が増加（2016年から2021年の生活時間の変化幅、分）80

休養・くつろぎ

60

睡眠
趣味・娯楽

40

家事、育児、介護・看護、身の回りの用事

20

学習・自己啓発・訓練

0

テレビ・ラジオ・新聞・雑誌
仕事・学業

-20

交際・付き合い-40

移動（通勤通学を除く）

-60

通勤・通学

-80

その他

20～30代40～50代

60歳以上（備考）総務省「社会生活基本調査」により作成。週全体平均による１日の生活時間。

36

生活時間の調査は 2021 年 10 月 16～24 日を対象としており、同期間の一日当たりの新規陽性者数は 348
人と比較的落ち着いていた期間に実施されている。ただし、コラム２－２－２図で用いている「行動者率」は 2020 年 10 月 20 日～2021 年 10 月 19 日の間の実施の有無によって回答されている。
37
このほか、「テレビ・ラジオ・新聞・雑誌」が減少しているが、これは感染拡大以前からのトレンドである。

- 107 -

次に 20～30 代の生活時間として増加が目立つ「趣味・娯楽」について、具体的な活動内
容別に実施者割合の変化をみると、「スマートフォン・家庭用ゲーム機などによるゲーム」の割合が最も上昇しており、次いで「ＣＤ・スマートフォンによる音楽鑑賞」となっている（コラム２－２－２図）。他方で、「カラオケ」「遊園地、動植物園、水族館などの見物」などの外出と出費を伴う活動の実施割合は大きく減少している。サブスクリプションサー
ビスや広告収入で運営される無償のデジタルサービスは、現行の経済統計では未計測の付
加価値を生んでいると指摘されており38、こうした活動内容の変化は、感染拡大以降に消費性向の低下が計測される一因となっている可能性がある。
コラム２－２－２図 趣味・娯楽の行動者率の変化
屋外での娯楽が減り、スマートフォンによる娯楽が増加
15（2016年から2021年の行動者率の変化、％ポイント）10

全体

20～30代40～50代

60歳以上

5
0
-5
-10
-15
-20
カラオケ

遊園地、動植物園、水族館などの見物

映画館での映画鑑賞

美術鑑賞

演芸・演劇・舞踊鑑賞

コンサートなどによるポピュラー音楽・歌謡曲鑑賞

スポーツ観覧・観戦

コンサートなどによるクラシック音楽鑑賞

写真の撮影・プリント

編み物・手芸

楽器の演奏

日曜大工

園芸・庭いじり・ガーデニング

映画館以外での映画鑑賞

趣味としての料理・菓子作り

ＣＤ・スマートフォンなどによる音楽鑑賞

スマートフォン・家庭用ゲーム機などによるゲーム-25（備考） １．総務省「社会生活基本調査」により作成。過去１年間の自由時間において該当する活動を行った状況について調査したもの。
２．2016 年調査における行動の実行者が１割以上の活動に限定して、行動者率（＝実行者／調査対象者）の変化を算出。
３．2021 年調査において、「趣味としての読書」から「マンガを読む」が質問項目として分離されたため「趣味としての読書」を含めていない。

38

内閣府（2020）を参照。

- 108 -

最後に、我が国の男性の育児・家事参加の促進は、女性の就労促進の観点から課題の一つとなっているが、子供がいる者の生活時間の変化をみると、末子が未就学の場合には、男性が「家事、育児、介護・看護、身の回り用事」に費やす時間が増加した一方で、女性の「仕事・学業」の時間が増加しており、男女間の家事・仕事の分担の偏りが是正方向にある（コラム２－２－３図（１））
。こうした傾向は、末子の年齢が上がるほどに縮小し、中学生・高校生となると、2016 年との差はほとんど生じていないが、テレワークの拡がりによる男性の在宅時間の増加が 2021 年入り後の変化を促した可能性がある。他方、2021
年においても、家事や育児と仕事の時間を子供がいる者で比較すると、依然として男女間の格差は大きく、男性側の働き方改革や男性が育児参加をするためのインフラの整備等39を進め、男女間の役割の偏りを小さくしていく取組が重要である（コラム２－２－３図（２））
。
コラム２－２－３図 子供がいる男性・女性の生活時間の変化
男性の仕事時間の削減と家事の参加が促されている（１）2016年から2021年の生活時間の変化幅
（分）
100
80
60
40
20
0
-20
-40
-60
-80
-100

①末子が就学前

男性
（分）
100
80
60
40
20
0
-20
-40
-60
-80
-100

女性

100
80
60
40
20
0
-20
-40
-60
-80
-100

②末子が小学生

男性③末子が中学生

男性
休養・くつろぎ
趣味・娯楽
学習・自己啓発・訓練
仕事・学業
移動（通勤通学を除く）
その他

（分）

100
80
60
40
20
0
-20
-40
-60
-80
-100
女性

（分）

女性

④末子が高校生

男性
女性
睡眠
家事、育児、介護・看護、身の回りの用事
テレビ・ラジオ・新聞・雑誌
交際・付き合い
通勤・通学

39

例えば、
「女性活躍・男女共同参画の重点方針 2022（女性版骨太の方針 2022）」では、男性用トイレへのベビーベッドやベビーチェア等の設置推進等が記載されている。

- 109 -

（２）2021年の種類別生活時間
600
500

（分）

①末子が就学前

家事､育児､介護･看護､
身の回りの用事

400
仕事･学業

300

300

200

200

100

100

0
（分）

②末子が小学生

500

400

600

（分）

600

0
男性
③末子が中学生

女性
600

500

500

400

400

300

300

200

200

100

100

0

（分）

男性
女性
④末子が高校生

0
男性

女性

男性

女性

（備考）総務省「社会生活基本調査」により作成。週全体平均による１日の生活時間。

第２節 労働市場の変化と賃上げに向けた課題
我が国は 1990 年代半ば以降の長引くデフレの下で、名目賃金が上がらない状況が継続してきた40。2000 年代半ばまでには、企業部門はバブル崩壊後の課題であった三つの過剰（過剰債務、過剰設備、過剰雇用）を解消し財務体質の改善が進んだことや、2012 年末以降のマ
クロ経済政策の転換を契機として、雇用環境の改善が進んだ。その結果、家計所得の低下に歯止めがかかり、各分野で良好な経済状況がみられるようになった41。しかしながら、前項で確認したとおり、我が国の家計消費は力強さに欠けており、コロナ禍以降の回復も緩やかである。さらに、足下の物価上昇を踏まえれば、消費の回復を継続していくためには、雇用・所得環境の更なる改善が不可欠である。本節では、こうした状況を踏まえ、感染拡大以降の我が国の労働市場の動向を整理するとともに、構造的な賃上げ環境の醸成に向けて検討する
べき雇用政策を議論する。

40

吉川洋（2013）を参照。
こうした状況を踏まえ、内閣府（2015）では、冒頭の「はじめに」の中で「我が国経済は、デフレ状況
ではなくなる中で、およそ四半世紀ぶりの良好な状況に達しつつある」と評価している。
41- 110 -

１ 足下の労働市場の動向（経済社会活動が正常化に向かう中で、雇用環境は回復）
最近の労働市場の状況を概観するに当たり、まず、就業者数の動向を確認する。2020 年の感染拡大以降、対面型サービス消費の減少等を背景に、非正規雇用者を中心に就業者が大きく減少したが42、その後、経済社会活動が回復する中で、人手不足感の強い医療・福祉業や情報通信業等を中心に就業者数は緩やかに増加している43（第２－２－１図）。非正規雇用者数についても 2022 年初以降は、対面型サービス業の業績の持ち直しもあり、緩やかに増加している。
第２－２－１図 就業者数の推移
就業者数は回復傾向（１）就業者数
6,900（２）正規雇用者数

（万人）

3,700

6,800

（万人）

3,600

6,700
6,600

3,500

6,500

3,400

6,400
3,300

6,300

3,200

6,200
1 6 1 6 1 6 1 6 1 6 1 6 1 6 1 6 1 6 1 6 （月）1 6 1 6 1 6 1 6 1 6 1 6 1 6 1 6 1 6 1 6 （月）2013 14 15 16 17 18 19 20 21 22（年）2013 14

15

16

17

18

19

20

21 22（年）（３）非正規雇用者数
（万人）
2,300
2,200
2,100
2,000

（備考）総務省「労働力調査」により作成。内閣府による季節調整値。

1,900
1,800
1 6 1 6 1 6 1 6 1 6 1 6 1 6 1 6 1 6 1 6 （月）2013 14

42
43

15

16

17

18

19

20

21 22（年）

内閣府（2021）の第３章を参照。
厚生労働省（2022a）を参照。

- 111 -

次に、労働需給の状況を確認する。まず、労働供給面の指標である労働力率の動向から確認する。労働力率は、我が国の 15 歳以上人口に占める労働力人口44（労働市場に参加している人口）の比率を示す。我が国の労働力率は、感染拡大を機に一時的に下落したが、2022 年
入り後は上昇傾向がみられる（第２－２－２図）。このように、労働供給が回復傾向にある中で、労働需要の改善に応じて上述のように就業者数が回復している。こうした推移の下で、労働力人口に占める失業者を示す完全失業率をみると、感染拡大後のピークでは３％を超える水準まで上昇したが、足下では振れを伴いつつも２％台半ばまで低下している。
第２－２－２図 労働力率と失業率
労働力率に上昇傾向がみられる中で失業率も低下傾向
64

（％）

（％）

5

完全失業率（目盛右）
63

4

62
3

61
60

2

59
1

58

労働力率

57

0

1 4 7 10 1 4 7 10 1 4 7 10 1 4 7 10 1 4 7 10 1 4 7 10 1 4 7 10 1 4 7 10 1 4 7 10 1 4 7 10
2013

14

15

16

17

18

19

20

21

22

（月）
（年）

（備考）厚生労働省「労働力調査」により作成。いずれも季節調整値。労働力率は内閣府による季節調整値。

ここまでは人数ベースで労働市場の回復を確認してきたが、一人当たりの労働時間も加味した労働投入量の推移についても常用労働者を一般労働者とパートタイム労働者に分けて確認する。まず、一般労働者の労働投入量を雇用者数要因と一人当たり労働時間要因に分解す
ると、雇用者数は感染拡大下においても増加を続けた一方で、一人当たり労働時間が大きく
減少したことから、2020 年の労働投入量は減少した（第２－２－３図（１））
。その後、2021
年は一人当たり労働時間が持ち直すもとで、労働投入量は 2019 年を超える水準まで持ち直し、2022 年は前年と同水準となっている。パートタイム労働者では、2020 年以降は雇用者数の伸びが鈍化したほか、一人当たり労働時間も 2020 年に大きく減少した後にほとんど回復

44

より厳密には就業者と完全失業者（働く意思を持ち求職活動を行っているが就業していない者）の合計である。

- 112 -

していないことから、労働投入量は 2022 年も感染拡大前を下回る状況が続いている（第２－２－３図（２））。
このように人数ベースでみると回復が鮮明な一方で、労働時間まで加味すると労働投入の回復ペースは緩慢である。一人当たり労働時間の減少は、ワークライフバランスの改善や労働生産性改善を企図して感染拡大前から推し進められてきた動きだが、感染拡大を機に労働時間が大きく減少し、その後の戻りも小幅にとどまっている。
感染症による影響を除いても、労働時間の減少傾向が続いていると考えられるが、こうした労働時間の削減は、労働者の厚生や労働生産性の改善を伴って進むことが望ましい。
第２－２－３図 労働投入量の推移
雇用者数は増加傾向にあるが、労働時間の回復は緩慢となっている（１）一般労働者（２）パートタイム労働者（2013年からの変化率、％）（2013年からの変化率、％）

25

10
労働投入量（折線）8

雇用者数要因20

労働投入量（折線）

15

6

10
4

5

2

0

0

-5

-2

雇用者数要因

-10
-15

-4

一人当たり労働時間要因

一人当たり労働時間要因

-20
2013
15
17
19
21 （年）
2013
15
17
19
21 （年）（備考） １．厚生労働省「毎月勤労統計調査」により作成。
２．月次の労働投入量の年間平均値の変化（2022 年の値は１月から 10 月までの平均値）。
３．労働投入量は、マンアワーベース。一人当たり労働時間（時間）×労働者数（人）で算出。

-6（労働需給が改善する中で、賃金も持ち直している）
上述したとおり、労働市場が全体として回復傾向にある中で、現金給与総額（労働者一人当たりの平均賃金）も持ち直している（第２－２－４図（１））
。現金給与総額を、一般労働者の賃金の伸び、パートタイム労働者の賃金の伸び、パートタイム労働者の比率の三つの要因に寄与度分解すると、一般労働者とパートタイム労働者のいずれの賃金も上昇傾向にある
中で、パートタイム労働者の比率の高まりがやや下押ししている（第２－２－４図（２））
。
一般労働者の現金給与総額の動きを内訳別にみると、2021 年以降は、経済社会活動の回復を反映し労働時間が持ち直していることから、残業代に相当する所定外給与の前年比プラ
ス傾向が続いてきた。さらに、2022 年入り後は、堅調な企業業績を反映して、所定内給与- 113 -

の前年比プラス幅が高まる中で、ボーナスを含む特別給与も伸びを高めている（第２－２－
４図（３）
）
。
次にパートタイム労働者についてみると、度重なる感染拡大による影響から労働時間の回
復が遅れていることから、残業代に相当する所定外給与は 2020 年に下落した後に目立った回復がみられないが、2022 年入り後には、休業等の影響を受けてきた所定内給与を中心に
前年比プラス傾向が続いている（第２－２－４図（４））
。
第２－２－４図 賃金の動向
一般労働者・パートタイム労働者の賃金はいずれも持ち直し（１）現金給与総額（季節調整値）（２）現金給与総額（（前年同月比、％）（６か月移動平均、2020年＝100）
月
4.0
104
） 一般労働者
パート比率
3.0
103
（
2.0
102
年
1.0
101
）
0.0
100
-1.0
一般労働者
99
-2.0
パートタイム労働者
98-3.0
現金給与総額（折線）97-4.0
パートタイム労働者-5.0
96
1 4 7 10 1 4 7 10 1 4 7 10
1 4 7 10 1 4 7 10 1 4 7 10 1 4 7 10（月）
（年）
2020
21
22
2019
20
21
22

（３）現金給与総額（一般労働者）
3.0
2.0
1.0
0.0
-1.0
-2.0
-3.0
-4.0
-5.0

（４）現金給与総額（パートタイム労働者）（前年同月比、％）

7.0

所定外給与

（前年同月比、％）
現金給与総額（折線）

5.0

特別給与

3.0
1.0

所定内給与

特別給与

-1.0
所定内給与

-3.0

現金給与総額（折線）

所定外給与

-5.0
1

4

7 10 12020

4

7 10 121

4

7 10 （月）
22

1

（年）

4

7
2020

10 1

4

7
21

10 1

4

7
22

10 （月）（年）（備考）１．厚生労働省「毎月勤労統計調査」により作成。
２．（１）の一般労働者およびパートタイム労働者は、内閣府による季節調整値。後方６カ月移動平均値。

（実質賃金への交易条件の下押しが大きい中、労働生産性の引上げが急務）
このように、労働需給が改善する中で名目賃金は上昇傾向にあるものの、物価上昇を背景に実質賃金はこのところ弱含んでおり、第１章で論じたように、景気回復の足取りを確かなものとしていくためには実質賃金が上昇していくことが重要である。実質賃金の引上げに向けて重要な施策を考えるために、実質賃金（時間当たり）の変動を、労働生産性、労働分配- 114 -

率、交易条件、海外からの所得の純受取に要因分解してみよう（第２－２－５図）。足下の大きな動きとして、2021 年後半～2022 年にかけて、エネルギー・食料を中心とした輸入物
価の上昇を背景に、実質賃金に対する交易条件悪化の下押し幅が拡大している点が指摘できる。すなわち、エネルギー・食料といった輸入品価格が我が国の生産する財・サービス対比で上昇したため、賃金の原資となる国内における付加価値への下押しが強まっている。また、企業収益が堅調に回復する中にあって、労働分配率要因も 2021 年以降は緩やかに下押し幅を拡大し、2022 年には横ばいとなっている。この間、労働生産性要因は振れを伴いつつも横ばい圏内で推移しているほか、海外からの所得の純受取は緩やかにプラス方向に寄与を拡大させている。エネルギー輸入国である我が国は、資源価格が高騰する局面で交易条件の悪化が実質賃金の下押しに働くことは避けられず、中長期的にはエネルギー輸入依存度を下げていくことが肝心であるが、あわせて、こうした局面で賃金上昇率を高めていくには、
人的資本投資の強化や労働移動の活性化を通じた労働生産性の引上げを図ることに加えて、物価動向や企業の事業環境とのバランスをみながら賃上げに向けた労使交渉が進められていくことも重要である。
第２－２－５図 時間当たり実質賃金の要因分解
足下で交易条件悪化による実質賃金への下押し圧力が高まる
30（2000年比寄与度、％）海外からの所得の純受取

25
労働生産性

20
15

時間当たり実質賃金
（折線）

10
5
0
-5
-10
-15

労働分配率

交易条件

-20
Ⅰ Ⅳ Ⅲ Ⅱ Ⅰ Ⅳ Ⅲ Ⅱ Ⅰ Ⅳ Ⅲ Ⅱ Ⅰ Ⅳ Ⅲ Ⅱ Ⅰ Ⅳ Ⅲ Ⅱ Ⅰ Ⅳ Ⅲ Ⅱ Ⅰ Ⅳ Ⅲ Ⅱ Ⅰ Ⅳ Ⅲ（期）2000 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 （年）（備考）１．内閣府「国民経済計算」、総務省「労働力調査」、厚生労働省「毎月勤労統計調査」により作成。
２．時間当たり実質賃金の寄与分解は以下の式による。
ቀ௉

ௐ
ು಴ಶ

ௐ/ா

ቁൗ‫ܧ‬ଶ ݄ ൌ ூ/ா మ ൈభ௒/௉ಸವುாభ ௛௉ூൈ ௉ಸವು ൈ ௒ ൌ労働分配率ൈ労働生産性ൈ交易条件×海外からの所得の純受取ು಴ಶ

ただし、ܹは雇用者報酬、ܻは名目ＧＤＰ、‫ܫ‬は名目ＧＮＩ、‫ܧ‬ଵ は就業者数、‫ܧ‬ଶ は雇用者数、݄は労働時間、ܲீ஽௉ はＧＤＰデフレーター、ܲ௉஼ா 家計最終消費支出（除く持家の帰属家賃）デフレーターを表す。

- 115 -

（幅広い世帯の賃上げの実現に向けて、非正規雇用者の増加も踏まえた施策が重要）
前述した賃上げ環境の整備においては、前掲第２－２－２図のとおり労働力率が高まる中で、非正規雇用者の割合が高まるなど働き方の多様化が進んでいることにも留意する必要がある（第２－２－６図（１））
。非正規雇用者の割合は、感染拡大後に幾分低下しているが、依然として雇用者の４割弱を占めている。非正規雇用者比率を年齢階層別にみると、高齢者（60 歳以上）では感染拡大前の 2019 年まで上昇傾向がみられる中で、若年層（20～39 歳）や中年層（40～59 歳）では、2013 年以降は低下傾向となっているが、こうした現役世代でも引き続き３割弱が非正規雇用者となっている（第２－２－６図（２））
。さらに、世帯主の雇用形態の推移をみると、非正規雇用者の比率は上昇傾向にあり、2021 年には二人以上世帯の世帯主で２割弱、単身世帯で３割弱を占めている（第２－２－６図（３））
。非正規雇用に初職で就くと、40～50 代になっても男性では３割以上、女性では７割以上が非正規雇用形態にあるなど、非正規雇用に一度就くと、スキルの蓄積が進みにくいこともあり、固定化
しやすい傾向がある45（第２－２－６図（４））
。
こうした状況を踏まえ、第３項では、構造的な賃上げに向けた課題について、正規雇用者
だけではなく非正規雇用者も併せて分析対象としている。
第２－２－６図 非正規雇用者割合の高まり
感染拡大後は若干低下したが、非正規雇用者の割合は４割弱の水準で推移（１）非正規雇用者数と非正規雇用者比率（２）年齢階層別にみた非正規雇用者比率

（％）
（万人）
60
6,000
50
5,000
非正規雇用者
40
4,000
30
3,000
20
2,000
非正規雇用比率
正規雇用者
10
1,000
（折線、目盛右）
0
0
1994
99
04
09
14
19
（年）

40
35

（％）

（％）
60歳以上（目盛右）40～59歳

75
70

30

65

25

20～39歳

20

60
55

2002

05

08

11

14

17

20（年）

（３）世帯類型別にみた世帯主の雇用形態割合

40
35
30
25
20
15
10
5
0

（％）

①二人以上世帯の世帯主（％）
正規雇用（目盛右）

70
65
60

自営・役員等

55

非正規雇用
2002

05

08

11

14

17

50
20（年）

40

（％）

②単身世帯者
（％）

70
60
30
50
正規雇用（目盛右） 40
20
非正規雇用
30
10
20
自営・役員等1002002 05
08
11
14
17
20（年）

45

平田・勇上（2011）は、日本・ドイツ・英国の個票データを活用し、初職の一時雇用（Temporary
Worker、日本では多くが非正規雇用に相当）から、常用雇用への移行は、英国で最も起こりやすく、日本
で最も起こりにくいことを確認し、国際比較の観点からも日本における初職の重要性を指摘している。

- 116 -

（４）年齢階級別にみた初職が非正規雇用である者のうち現職が非正規雇用である者の割合
（％）
90
80
70
60
女性
50
40
30
男性
20
10
0
20～24歳30～34歳40～44歳

50～54歳

60～64歳（備考）１．（１）～（３）は総務省「労働力調査（特別集計）」及び「労働力調査（詳細集計）」により作成。
２．（４）はリクルートワークス研究所「全国就業実態パネル調査」により作成。個票により特別集計を行い、集計にあたってはウエイトバックを行っている。2016～2022 年に実施された調査について、利用可能な個人の最新の状況に基づいて計算している。

（賃金の水準について、同一雇用形態の中でのばらつきの拡大はみられない）
本項の最後に、賃金分布の推移について、正社員・短時間労働者別に確認する。具体的には、正社員の所定内給与、短時間労働者の所定内時給について、2010 年以降、90％分位点（上位から数えて 10％に位置する労働者の賃金）と 10％分位点（下位から数えて 10％に位置する労働者の賃金）の幅に拡がりがあるか、また両端の分位点と 50％分位点（中央値）の距離に変化がないかという観点から分布の形状をみると、正社員・短時間労働者とも分布の拡がりは確認されない46（第２－２－７図）。
第２－２－７図 賃金の分布の推移
同一雇用形態での賃金のばらつきに広がりはみられない（１）正社員・正職員計
600（２）短時間労働者（所定内給与月額、千円）
90％分位点500
400
50％分位点300
200
100
10％分位点
0
2010

12

14

16

18

2,000
1,800
1,600
1,400
1,200
1,000
800
600
400
200
0
20（年）

（所定内時給、円）90％分位点
50％分位点

10％分位点
2010

12

14

16

18

20（年）

（備考）１．厚生労働省「賃金構造基本統計調査」により作成。
２．短時間労働者については、2020 年以降の調査対象変更により連続性が保たれていないことに留意が必要。
46

子細にみると、上位・下位の賃金比率（＝90％分位点の賃金／10％分位点の賃金）は、正社員では 2010
年以降下落傾向にある。また、短時間労働者については、2010 年からデータの断絶がある 2019 年まで同比率は下落傾向にあるほか、2020 年から 2021 年においても同比率は下落している。

- 117 -

２ 労働需要・労働供給別にみた構造変化の可能性（省人化による労働需要の変化の可能性）
上述したとおり、労働市場は全体として持ち直しが続いているが、その様態はコロナ禍を経て、少なくとも一部で変化している可能性がある。本項では感染拡大を受けた企業（労働需要側）、家計（労働供給側）の労働市場における行動変化について、今後の持続性に留意しつつ整理する。
まず、企業の新たな労働需要を示す新規求人数をみると、製造業・非製造業供に 2020 年
以降は回復が続いてきたが、足下では一服感がみられる（第２－２－８図（１））
。特に、製造業では既に感染拡大前（2020 年初）を上回る水準を回復しているが、非製造業では感染拡大前を依然として下回る水準にある。足下の新規求人数と各産業の労働集約度（ここでは、就業者一人当たりの経常利益で計測。
）の関係でみると、緩やかではあるが労働集約度が高いほど新規求人の減少幅が大きい傾向があり、特に小売業や飲食サービス業などの労働集約度の高い一部の非製造業で新規求人の水準が感染拡大前を大きく下回っている（第２－２－８図（２））。小売業や飲食サービス業などの労働集約度の高い産業は、利益ベースでみたシェア対比で、就業者ベースでみたシェアが大きい（第２－２－８図（３））
。また、一部
の接客業務などは雇用者に事前に求められる専門的なスキルが比較的少なく、アルバイトな
どの非正規雇用の受け皿となってきた。すなわち、こうした業種・職種は、労働需要量が大
きく、相対的に低賃金の雇用機会を供給してきたことから、そうした業種や職種の労働需要に変調が生じた場合には、高齢者・学生や短時間労働を望む主婦パート等の労働参加機会への影響が特に大きいと考えられる。
第２－２－８図 産業別にみた新規求人の動向
労働集約的な一部の非製造業の新規求人の戻りが弱い（１）製造業・非製造業別にみた新規求人数
（万人）

（万人）
非製造業（目盛右）

20
15
10
5

製造業

0

100
95
90
85
80
75
70
65
60
55

1 7 1 7 1 7 1 7 1 7 1 7 1 7 （月）2016 17

18

19

20

21

22 （年）- 118 -

（新規求人の増減率、％）

25（２）労働集約度と新規求人の関係
25
電気・ガス・熱供給・水道業
その他サービス業
製造業

医療，福祉

15
5

建設業
卸売業
全産業
不動産業，物運輸業，郵便業
品賃貸業

-5

-15
-25

小売業
宿泊、飲食業

-35
0

200

情報通信業
その他

400

600

（就業者当たり経常利益、全産業平均＝100）

（３）産業別にみた就業者シェアと経常利益シェア（2019年度時点）（％）
就業者シェア

経常利益シェア

その他

建設業

その他サービス業

医療，福祉

宿泊、飲食業

小売業

不動産業，物品賃
貸業

卸売業

運輸業，郵便業

情報通信業

電気・ガス・熱供
給・水道業

製造業

35
30
25
20
15
10
5
0

（備考）１．厚生労働省「職業安定業務統計」、財務省「法人企業統計」、総務省「労働力調査（基本集計）」により作成。
２．（１）は、内閣府による季節調整値。後方３カ月移動平均値。
３．（２）の縦軸は 2022 年第３四半期の 2019 年同期比。横軸は 2019 年度の経常利益を就業者数で除した値を、全産業平均を 100 として指数化。
４．（３）は 2019 年度におけるシェア。

こうした労働集約度の高い業種には、2020 年以降、感染拡大による業績の下押しが繰り返し強まってきた企業が多く、感染の影響が完全には収束しない中で採用スタンスが他業種に比べ保守化している可能性も考えられる。また、非製造業の店舗における省人化投資等の拡大により、労働需要が変化している可能性も指摘できる。例えば、スーパーマーケットにおけるセルフレジの導入は、感染症に対する防疫手段として急速に進んだ（第２－２－９図（１））
。こうした中で、中堅・大企業の従業員一人当たりの経常利益をみると、小売業や飲食サービス業を含む非製造業で幅広く改善がみられており、足下では感染拡大前を上回っている（第２－２－９図（２））
。
第２－２－９図 店舗での省人化の進捗と経営効率の改善
店舗でのセルフレジの導入など非製造業で省人化が進んでいる可能性（１）スーパーのセルフレジの導入企業割合30（２）中堅・大企業の従業員１人当たり経常利益（％）（2019年度＝100）（2019年度＝100）
120

小売業

180

25

100

20

80

15

60

10

40

-140

5

20

飲食サービス業（目盛右） -220

0-300
Ⅰ Ⅱ Ⅲ Ⅳ Ⅰ Ⅱ Ⅲ Ⅳ Ⅰ Ⅱ Ⅱ （期）
2020
21
22
（年）

0
2017

18

19

20

21

22

（年）

100
20
非製造業

-60

（備考）１．一般社団法人全国スーパーマーケット協会「年次統計調査」、財務省「法人企業統計」により作成。
２．（１）は国内にスーパーマーケットがある企業が対象。2022 年度調査は 977 社が対象（回答率は 30.2％）。
セルフレジの導入店舗があると回答した企業の割合。
３．（２）は資本金 1 億円以上の企業の後方４四半期平均値。2020 年第１四半期（＝2019 年度平均）を 100 として指数化。

- 119 -

ここでみた労働需要の変化が構造的なものであるのか断定するには時期尚早と考えられる。しかし、コロナ禍を契機に比較的定型的な業務の一部が機械に置き換わったこと等により、労働需要の動向が変化していく場合には、労働者に求められるスキルも変化すると考えられる。
（雇用調整助成金による雇用保蔵が求人に影響を及ぼしている可能性）
また、労働需要の面では、休業措置により雇用維持を図る企業に対する雇用調整助成金の特例措置の導入等の政策支援の効果もあって、感染拡大の影響が大きかった業種でも雇用が一定程度維持され、失業率の抑制につながってきた（前掲第２－２－２図）。実際、雇用調整助成金の支給決定件数を業種別にみると、「飲食店」や「宿泊業」など、感染症による売上減少の大きい業種を中心に活用されてきた（第２－２－10 図（１））
。こうした政策は、
感染拡大以前から存在した構造的に人手不足が継続することへの企業の意識もあいまって、感染拡大以降の企業の雇用保蔵47につながっていたと考えられる。ただし、ウィズコロナの取組が進む下で制度利用の申請件数は減少傾向にある。雇用調整助成金の毎月の支給決定額を毎月勤労統計の定期給与で除すことにより、簡易的に支給対象延べ人数を試算すると、2020 年８月のピークと比較して、足下の人数はおよそ１割程度まで低下している（第２－２－10 図（２））
。支給延べ人数の試算値が労働力人口に占める割合をみると、2020 年のピークである８月には 3.6％と相応に失業率の抑制に寄与してきたが、2021 年を通じて１％台で推移し、直近の 2022 年９月では 0.4％となっている（第２－２－10 図（３））
。既に本制度の支給人数から試算される直接的な失業率の押下げ効果は相当小さく、特例措置の終了も2023 年 1 月末に予定されているが、感染症下で続いてきた雇用保蔵が、上述した一部の非製造業の求人の水準が感染拡大前に届かない背景の一つとなっている可能性がある。一方、
前掲第２－２－９図（２）でみたように、非製造業の中堅・大企業の一人当たり経常利益水準は既にコロナ前を超えており、今後の労働需要の動向が注目される。

47

企業活動に必要となる雇用者数と実際の雇用者数の差を雇用保蔵と定義。例えば、内閣府（2020）では、過去の労働生産性の動きから、活動に必要な雇用者数の水準を推計し、感染拡大下で生じた雇用保蔵の規模について議論している。

- 120 -

第２－２－10 図 雇用調整助成金と失業率抑制効果
雇用調整助成金による雇用保蔵は相当程度縮小（１）業種別にみた雇用調整助成金の支給決定件数
8,000

（件）

（件）
飲食店(目盛右)7,000

50,00040,000

6,000

宿泊業

5,000

30,0004,000
20,000

3,000
2,000

10,000

航空運輸業

1,000

道路旅客運送業

輸送用機械器具製造業

0
1

2

3

4

5

6

7

8

9

10 11 12 1

2

3

2021

4

5

6

7

8

9

0
10 （月）（年）

22（２）雇用調整助成金の支給対象延べ人数
（万人）
（万人）
300
雇用調整助成金支給対象延べ人数（試算）2020年８月：248万人
250
完全失業者数
2022年10月：29万人
200
150
100
50
0
4 5 6 7 8 9 10 11 12 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 （月）
（年）
2020
21
22
（３）雇用調整助成金の支給対象人数が労働力人口に占める割合（％）
4.0
2020年８月：3.6％
3.5

2022年10月：2.6％

3.0
2.5

2020年８月：3.0％

2.0

完全失業率

1.5

2022年10月：0.4％

1.0
0.5
0.0

雇用調整助成金支給対象延べ人数
が労働力人口に占める割合
4 5 6 7 8 9 10 11 12 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 （月）
2020

21

22

（年）

（備考）１．厚生労働省「毎月勤労統計調査」、「オープンデータ 雇用調整助成金」、「アフターコロナ期の産業別雇用課題に関するプロジェクトチーム」提出資料、厚生労働省資料、総務省「労働力調査（基本集計）」により作成。
２．雇用調整助成金支給対象延べ人数は、月ごとの雇用調整助成金支給額を毎月勤労統計調査の定期給与で除したもの。
３．（２）の完全失業者数及び（３）の完全失業率は、季節調整値。

- 121 -

（正規・非正規間での処遇面での差は拡大）
非正規雇用者と正規雇用者間の処遇差については、同一労働同一賃金を義務付けるパート
タイム・有期雇用労働法が 2020 年４月から大企業で、2021 年４月から中小企業で適用されるなど、縮小に向けた取組が進んできたことにより、賃金面では縮小傾向にある48。他方、賃金以外の面では、感染拡大を契機に正規雇用者を中心にテレワークなどの柔軟な働き方が広がったことを受けて、正規雇用の優位性が高まった可能性がある。民間アンケートの結果をみると、感染拡大前と比較した勤務日の柔軟性は、非正規雇用者では多くの業種・職種で改善したと回答した割合が低下しているが、正規雇用者では総じて低下幅が軽微であり、むしろ改善した業種も散見される（第２－２－11 図（１））
。さらに、勤務時間の柔軟性・働く場所の柔軟性についても、非正規雇用者では改善したと回答した割合が低下した業種・職種が目立つが、正規雇用ではむしろ改善したと回答した割合が上昇した業種・職種が多い（第２－２－11 図（２）、（３））
。テレワークの導入状況の差をみても、正規・非正規の間
で開きがあり、上述したような働き方の柔軟性の差につながった可能性がある（第２－２－
11 図（４））。
第２－２－11 図 正規・非正規間の処遇面の差
テレワークなど非賃金面の正規・非正規間の処遇差がコロナ禍で拡大分類不能 の職業専門職・ 技術職

事 務職- 122 -

生産工程 ・労務 職

内閣府政策統括官（経済財政分析担当）（2022b）を参照。

運輸・通 信関連 職

サービス 職

その他

公務

サービス 業

教育・学 習支援

医療・福 祉

飲食店、 宿泊業

金融・保 険業

卸売・小 売業

運輸業

48

情報通信 業

製造業（１）勤務日の柔軟性（2019年→21年の変化）（％ポイント） ①業種別（％ポイント） ②職種別
4
2
1
2
0
0
-1
-2
-2
-3
-4
-4
非 正規
-5
-6
正規
非
正規
-6
正規
-8
-7

分類不能 の職業専門職・ 技術職

事務職

生産工程 ・労務 職

運輸・ 通 信関 連 職

サービス 職

その他

公務

サービス 業

教育・学 習支援

医療・福 祉

飲食店、 宿泊業

金融・保 険業

卸売・小 売業

運輸業

製造業

情報通信 業（２）勤務時間の柔軟性（2019年→21年の変化）（％ポイント） ①業種別（％ポイント） ②職種別
12
6
9
4
正規
正規
非 正規
6
2
3
0
0
-2
-3
-4
-6
非 正規
-6
-9

（３）働く場所の柔軟性（2019年→21年の変化）（％ポイント） ①業種別
正規

非 正規

（％ポイント） ②職種別
正規

非 正規

専門職・ 技術職

分類不能 の職業専門職・ 技術職

分類不能 の職業

事務職

生産工程 ・労務 職

運輸・通 信関連 職

10
5
0
-5
-10
-15

サービス 職

その他

公務

サービス 業

教育・学 習支援

医療・福 祉

飲食店、 宿泊業

金融・保 険業

卸売・小 売業

運輸業

情報通信 業

製造業

25
20
15
10
5
0
-5
-10

（４）テレワーク制度の導入・適用（2019年→21年の変化）（％ポイント） ①業種別
正規

非 正規

（％ポイント）

②職種別
正規

非 正規

事務職

生産工程 ・労務 職

運輸・通 信関連 職

25
20
15
10
5
0
-5

サービス 職

その他

公務

サービス 業

教育・学 習支援

医療・福 祉

飲食店、 宿泊業

金融・保 険業

卸売・小 売業

運輸業

情報通信 業

製造業

50
40
30
20
10
0
-10

（備考）１．リクルートワークス研究所「全国就業実態パネル調査」により作成。
２．各問に対し、「あてはまる」「どちらかというとあてはまる」の回答結果を集計した。
３．「非正規雇用」は、非正規、派遣社員、契約社員、嘱託、その他の合算。

（ミスマッチを背景とした長期失業者の滞留）
厚生労働省「職業安定業務統計」を用いて、求人・求職の動向をみると、感染拡大を受け
有効求人数は大きく下落した後に持ち直す中にあって、有効求職者数は高止まりしている（第２－２－12 図）。この間、求人の充足率が低下する中で、求職者の就職率も感染拡大以降低下したまま推移し、求人と求職のミスマッチが大きくなっている可能性が示唆される（第２－２－13 図）。

- 123 -

第２－２－12 図 求人・求職の動向
有効求人数が増加する中で有効求職者数は高止まり

3,000

(千件)

2,800

有効求人数

2,600
2,400
2,200
2,000
1,800
1,600
1,400

有効求職者数1,200
1,000
Ⅰ Ⅱ Ⅲ Ⅳ Ⅰ Ⅱ Ⅲ Ⅳ Ⅰ Ⅱ Ⅲ Ⅳ Ⅰ Ⅱ Ⅲ Ⅳ Ⅰ Ⅱ Ⅲ Ⅳ Ⅰ Ⅱ Ⅲ Ⅳ Ⅰ Ⅱ Ⅲ Ⅳ Ⅰ Ⅱ Ⅲ Ⅳ Ⅰ Ⅱ Ⅲ Ⅳ Ⅰ Ⅱ Ⅲ （期）
2013

14

15

16

17

18

19

20

21

（年）

22

（備考）厚生労働省「職業安定業務統計」により作成。季節調整値。

第２－２－13 図 就職率・充足率の動向
充足率が低下傾向にある中で就職率の水準は感染拡大後の切り下がりから未回復
40

(％)

35
30
25

就職率

20
15
10

充足率

5
0
Ⅰ Ⅱ Ⅲ Ⅳ Ⅰ Ⅱ Ⅲ Ⅳ Ⅰ Ⅱ Ⅲ Ⅳ Ⅰ Ⅱ Ⅲ Ⅳ Ⅰ Ⅱ Ⅲ Ⅳ Ⅰ Ⅱ Ⅲ Ⅳ Ⅰ Ⅱ Ⅲ Ⅳ Ⅰ Ⅱ Ⅲ Ⅳ Ⅰ Ⅱ Ⅲ Ⅳ Ⅰ Ⅱ Ⅲ（期）
2013

14

15

16

17

18

19

20

21

22

（年）

（備考）厚生労働省「職業安定業務統計」により作成。季節調整値。

実際、失業者数の水準が足下でも感染拡大前を上回っている（第２－１－14 図（１））
。
失業期間別にみると３カ月未満の短期失業者数では感染拡大前と比較して大きな変化はみられないが、１年以上の長期失業者数は幅広い年齢層で増加が顕著であり、2022 年の水準は感染拡大前を２割以上上回っている（第２－１－14 図（２））
。

- 124 -

第２－２－14 図 失業期間別にみた失業者数の推移
幅広い年齢層で１年以上の長期失業者数が高止まり（１）失業期間別にみた失業者数
300（２）年齢階層別・失業期間別にみた増加率

（万人）

30

（2019年対比の増加率、％）
65歳以上

25

250

55～64歳20

200

45～54歳

15
3カ月未満

150

35～44歳10
5100
3カ月以上1年未満

050

25～34歳-5

15～24歳1年以上

02013 14

15

16

17

18

19

20

21

-10
22（年）

3カ月未満

3カ月以上
1年未満

1年以上

（備考）１．総務省「労動力調査（詳細集計）」により作成。
２．（２）は 2022 年１－３月期～７－９月期平均の 2019 年対比の増加率。

失業者が仕事を見つけられない理由について、総務省「労働力調査」を用いて、2019 年
からの変化をみると、「賃金・給料が希望とあわない」や「勤務時間・休日などが希望とあわない」の割合が低下している。その一方で、「希望する種類・内容の仕事がない」の増加が顕著であり、待遇ではなく職務内容のミスマッチが失業増加の要因となっている可能性がある（第２－２－15 図）。
また、求職活動をしていない者にその理由を尋ねた結果についても感染拡大前からの変化をみると、「健康上の理由のため」と感染リスクを考慮した動きや「今の景気や季節では仕事がありそうにない」と景気動向を挙げる声もあるが、「自分の知識・能力にあう仕事があ
りそうにない」とミスマッチを理由に非労働力化した層も増加していることが分かる（第２－２－16 図）。

- 125 -

第２－２－15 図 失業者が仕事につけない理由の変化
希望する種類・内容の仕事がないことを理由に仕事につけない失業者が増加（2019年の構成比からの増減率、％ポイント）
4
3
2
1
0
-1
-2
-3
勤務時間・休日などが希望とあわない

賃金・給料が希望とあわない

求人の年齢と自分の年齢とがあわない

自分の技術や技能が求人要件に満たない

条件にこだわらないが
仕事がない

その他

希望する種類・内容の仕事がない-4（備考）１．総務省「労働力調査（詳細集計）」により作成。
２．2022 年１－３月期～７－９月期の平均構成比を 2019 年と比較した結果。

第２－２－16 図 求職活動をしない理由の変化
健康上の理由のほか、能力のミスマッチを理由に非労働力化している層の割合も増加（2019年の構成比からの増減率、％ポイント）（備考）１．総務省「労働力調査（詳細集計）」により作成。
２．2022 年１－３月期～７－９月期の平均構成比を 2019 年と比較した結果。

- 126 -

出産・育 児のた め

その他

介護・看 護のた め

勤務時間 ・賃金 などが希望に あう仕 事がありそう にない

自分の知 識・能力にあ う仕事 がありそう にない

近くに仕 事がありそう にない

今の景気 や季節
では仕事 があり そうにない

健康上の 理由の ため

4
3
2
1
0
-1
-2
-3
-4
-5
-6

（高齢者の雇用者数の増加ペースの鈍化）
さらに、働き方改革等を背景に、高齢者の雇用機会の確保が進む中49、2010 年代以降は65 歳以上の高齢者の労働参加が進んできたが、感染拡大以降は増加ペースに鈍化が見受けられる。まず、同一世帯を２か月連続で調査する総務省「労働力調査」のデータを活用し、全年齢で就業状態の変化の割合を示す遷移確率を算出する（第２－２－17 図）。様々な状態
遷移パターンの感染拡大前と足下の水準の乖離をみると、特に「就業者から非労働人口」の遷移確率の上昇が目立つ。これは、高齢者就業が促されたことから感染拡大前は低下傾向にあった同遷移確率が、高齢者の継続就業などが鈍化したことで、感染拡大以降は上昇に転じていることによるとみられる50。また、「失業者から就業者」の遷移確率は感染拡大前対比で低下しており、前述したミスマッチによる失業増加を背景とした動きとみられる。
これを踏まえて、65 歳以上の高齢者の労働力率をみると、感染拡大後の増勢鈍化が目立つ（第２－２－18 図（１））
。ただし、65 歳以上の高齢者を「65 歳～69 歳」「70 歳以上」別に分けて労働力率をみると、こうした鈍化は明確には観察されず、年齢階級別の構成変化の影響が大きいと推察される。実際、高齢者の年齢階級別の構成割合の推移をみると、60 代の割合が低下する中で、70 歳以上の人口の割合が高まっている（第２－２－18 図（２））
。
こうした中で、雇用形態別に 65 歳以上の雇用者数の推移をみると、「パート・アルバイト」
を中心に、2020 年以降増勢鈍化がみられる（第２－２－18 図（３））
。ただし、前掲第２－２－18 図（１）でみたとおり、高齢者についても年齢階級を子細にみれば労働力率は高ま
り続けており、引き続き就業を希望する高齢者の雇用確保を進めることが重要である。

49

高年齢者雇用安定法の改正により、65 歳までの希望者全員の雇用が確保されるよう、継続雇用制度の対象者を限定できる仕組みが 2013 年４月から廃止された。さらに、2021 年４月１日から施行された改正高年
齢者雇用安定法により、65 歳から 70 歳までの労働者に対し、事業主は就業確保措置を講じることが努力義務となった。就業確保措置とは、①70 歳までの定年引上げ、②定年制の廃止、③70 歳までの継続雇用制度の導入、④希望する場合は 70 歳まで継続的に業務委託契約を締結する制度の導入、⑤希望する場合は 70 歳まで継続的に、事業主が自ら実施する社会貢献事業あるいは事業主が委託、出資等する団体が行う社会貢献事業に従事できる制度の導入のいずれかをいう。
50
本調査の公表データでは、「15～34 歳」「35～54 歳」「55 歳以上」の３区分でしか遷移確率を確認できな
いが、これらの動きは付図２－６を参照。これをみると、特に「55 歳以上」で「就業者から非労働力人口」の遷移確率の上昇が目立っている。

- 127 -

第２－２－17 図 労働状態のフロー
就業者から非労働力人口の遷移確率が上昇

1.4

（％）

就業者から非労働力人口
2.0

非労働力人口から就業者

1.9

感染拡大

1.3

（％）

感染拡大

1.8
1.7

1.2

1.6
1.1
14

0.5

（％）

16

18

20

22 （年）

1.5
14

就業者から失業者
16

18

20

22 （年）

失業者から就業者

（％）

14

感染拡大

0.4

16

感染拡大

12
0.3

10

0.2

8
14

16

16

18

20

22 （年）（％） 失業者から非労働力人口

14

0.7

12

0.5

10

0.4

8
16

18

16

（％）

非労働力人口から失業者

20

22 （年）

1820

22 （年）

感染拡大

0.6

感染拡大

14

14

0.3
14

16

18

20

（備考) １．総務省「労働力調査」により作成。
２．遷移確率 ＝（t 月のフローデータ）÷（t-1 月のストックデータ）
３．フローデータ、ストックデータは 12 か月累計値。男女計の値。
４．シャドーは新型コロナウイルスの感染拡大初期（2020 年４－６月）を示している。

- 128 -

22 （年）

第２－２－18 図 高齢者の労働参加の変化
70 歳以上の高齢者が増加する中で 65 歳以上の雇用者数の増勢も鈍化（１）労働力率（２）60歳以上人口に占める各年齢層の割合の推移
（％）

（％）
100
65～69歳（目盛右）
90
80
70
60

25～64歳
65歳以上（目盛右）70歳以上（目盛右）

50

60
55
50
45
40
35
30
25
20
15
10
（年）

30

（％）
80歳以上

60～64歳25
20

70～74歳
65～69歳15
75～79歳
10（年）（３）雇用形態別雇用者数（65歳以上）

契約社員

女性
（2014年１月差、万人）
140
その他 嘱託 契約社員
120
パート・
100
アルバイト
80
60
40
20
0
-20
（年）
（年）
派遣

派遣
正規

正規

男性
（2014年１月差、万人）
140
その他
パート・
120
100 アルバイト
嘱託
80
60
40
20
0
-20

（備考）１．総務省「労働力調査（基本集計）」により作成。
２．（１）、（３）の各系列は 12 か月後方移動平均。

３ 構造的な賃上げに向けた課題（国際的には労働移動の円滑度が高い国ほど実質賃金上昇率が高い傾向）
労働生産性の伸びを高め構造的な賃上げを実現していく手段の一つとして、適材適所を推し進めながら、成長産業の雇用が拡大していく形で労働移動を促す必要性は高いと考えられる。
先行研究では、国際的にみると、労働移動の円滑化が高い労働生産性などの良好な経済パ
フォーマンスにつながる傾向が報告されている51。ここでは、ＯＥＣＤが公表している各国の「短期失業者数（求職期間１年未満）／長期失業者数（求職期間１年以上）」を、労働移動の円滑度を表す指標として、実質賃金上昇率との関係を確認する（第２－２－19 図）。こ51

Engbom（2022）では、欧米で実施された調査をもとに、過去１年間に雇用されていた者のうち、11 カ月
以内に現在の雇用者の下で働き始めた者の割合を、労働移動の円滑度の指標と定義し、労働移動の円滑度の高い国では労働生産性の水準が高い傾向を報告している。

- 129 -

の指標は、失業者に占める長期失業者の割合が低いほど、失業を介した労働移動が円滑であると評価するものであり、労働市場のミスマッチの大小を測る概念の一つと考えられる。結果をみると、長期失業割合の高低でみた労働移動の円滑度が高い国ほど、実質ベースで賃金が上昇しやすい傾向が緩やかながらも観察された。こうした中で、我が国の労働移動の円滑度と実質賃金上昇率はいずれもデータが入手可能なＯＥＣＤ加盟国の平均を下回っているものの、両者の関係はおおむねＯＥＣＤ諸国並みと評価できる52。
第２－２－19 図 労働移動の円滑度と実質賃金上昇率の関係
労働移動の円滑度が高いほど、実質賃金が上昇しやすい傾向
2（実質賃金上昇率、％）
アメリカ

1.5

ドイツ

1

フランス

0.5

ベルギー

デンマーク

ニュージーランド

スウェーデンカナダ

ルクセンブルク
英国

オーストラリア

日本
0
オランダ
イタリア スペイン

-0.5
-1
0

1

2

3

4

5

6

7

8

9

（労働移動の円滑度）（備考）１．OECD.Stat により作成。
２．労働移動の円滑度は失業期間１年未満の失業者数/失業期間１年以上の失業者数で算出。賃金は年収ベース。
３．2010～21 年の平均値。

（感染拡大後に若干弱まった正規間転職、非正規の正規化には持ち直しの動き）
では、足下で、我が国の労働移動は活発化しているのであろうか。労働移動の円滑度には
様々な指標が存在するが、以下の分析では主に転職者割合を用いる。具体的には、総務省「労働力調査」を用いて、過去１年以内に勤め先の変更を行った者が雇用者全体に占める割合を、転職者割合と定義する。2012 年以降の転職者割合を総数でみると、2019 年にかけて緩やかに上昇した後に、2020 年から 2021 年にかけて低下し、2022 年入り後は横ばいで推移
しており、全体としては活発な状況にあるとは言い難い（第２－２－20 図（１））
。ただし、年齢階級別にみると、25～34 歳や 35～44 歳といった若年層の転職者割合では、2022 年
入り後に持ち直しの動きがみられている。
次に、労働移動の内訳をみるため、主要な就業形態である正規雇用者・非正規雇用者・自52

内閣府（2015）は、就業者が失業する確率と、失業者が就業する確率のいずれも我が国はＯＥＣＤ諸国
平均対比で低く、失業するリスクは低いものの、一度失業するとそれが長期化しやすいと我が国の労働市場の特徴を結論づけている。

- 130 -

営業者別に、就業形態内及び就業形態間の移動の動向をみる。正規間転職は 2010 年代には緩やかに増加傾向にあったほか、非正規雇用の正規化の動きは同期間に横ばい傾向で推移したが、2020～21 年にかけて、正規間転職・非正規雇用の正規化の動きは若干弱まった（第２－２－20 図（２））
。2022 年入り後は、いずれも持ち直しの動きがうかがわれており、こうした労働移動の回復が、雇用者の処遇改善につながっていくことが期待される。
第２－２－20 図 転職者割合の推移
感染拡大後に若干弱まった正規間転職や非正規雇用の正規化に、2022 年以降は持ち直しの動き（１）転職者割合の推移
10

（％）
全年齢

8

25～34歳 35～44歳

55～64歳

6
4
2
65歳以上

45～54歳0Ⅰ Ⅲ Ⅰ Ⅲ Ⅰ Ⅲ Ⅰ Ⅲ Ⅰ Ⅲ Ⅰ Ⅲ Ⅰ Ⅲ Ⅰ Ⅲ Ⅰ Ⅲ Ⅰ Ⅲ Ⅰ Ⅲ （期）
2012
13
14
15
16
17
18
19
20
21
22 （年）（２）雇用形態間の移動経路別にみた転職者割合①前職正規②前職非正規③前職自営業
（％）
（％）
（％）
8
2
5
非正規→非正規
正規→正規
自営業→正規7
4
正規→自営業
自営業→自営業
6
非正規→正規53
1
4
自営業→非正規
非正規→自営業23
2
1
正規→非正規
1
0
0
0
17
19
21（年）
17
19
21（年） 2013 152013 1517
19
21（年） 2013 15（備考）１．総務省「労働力調査（詳細集計）」により作成。
２．（１）の転職者割合は、「転職者数（過去１年間に就業した就業者数）／雇用者数」より求めた。（２）の雇用形態間の移動経路別にみた転職者割合は、「過去１年間に離職かつ前職の雇用形態が正規（・非正規・自営業）であり、現職の雇用形態が正規（・非正規・自営業）である雇用者
数／現職の雇用形態が正規（・非正規・自営業）である雇用者数」より求めた。

（若年層を中心に転職後に賃金が増加した労働者の割合は増加傾向）
次に、転職者の賃金動向をみていく。まずは、公的統計や民間データから確認できる転職
者へのアンケート調査を基に、転職前後で賃金が上昇した雇用者の割合の推移を確認する。
- 131 -

厚生労働省「雇用動向調査」で、「転職により賃金が増加したと回答した雇用者の割合－転職により賃金が低下したと回答した雇用者の割合」として計算されるＤＩの推移をみると、リーマンショックが発生した 2008 年から 2011 年頃まで「減少」超過で推移した後に、2014
年以降は 2018 年頃まで「増加」超過で推移し、2019 年以降は「減少」超過となっている（第２－２－21 図（１））
。ただし、各年齢階層別に推移をみると、20～40 代では 2018 年にかけて「増加」超幅が拡大し、その後は「増加」超幅を縮小させつつも、「増加」超を維持している。50 代も、2000 年代以降をならしてみると「減少」超過幅が縮小傾向にある。
「雇用動向調査」の転職者の賃金の動向は 2021 年までしか確認できないことを踏まえて、より足下の動向については民間データも活用して確認していく（第２－２－21 図（２））
。このデータでは、転職により賃金が１割以上増加した者の割合しか把握することができず、賃金上昇率が１割未満の転職者の動向を把握できない等の留保条件があるものの、2022 年入り後については、「接客・販売・店長・コールセンター」を除く幅広い職種において、賃金が１割以上上昇した転職者の割合が高まっており、景気が緩やかに持ち直す中で、転職を通じた所得上昇の動きは進んでいると考えられる53。
第２－２－21 図 転職者の賃金動向
若年層を中心に転職によって賃金が増加した者の割合は増加傾向（１）転職による賃金変動3020（２）賃金が 1 割以上増加した転職決定者の割合（％）
45
IT 系エンジニア
接客・販売・店⾧・コー
40
ルセンター
35
全体
30
25
機械・電気・化学20
事務系専門職
営業職 エンジニア
15
Ⅰ Ⅱ Ⅲ Ⅳ Ⅰ Ⅱ Ⅲ Ⅳ Ⅰ Ⅱ Ⅲ（期）

（ＤＩ、増加割合―減少割合）
30代
40代
29歳以下

10
0

全年齢

-10
-20

50代

-30
2000

03

06

09

12

15

18

21（年）

（年）
2020
21
22
（備考）１．株式会社リクルート「転職時の賃金変動状況」、厚生労働省「雇用動向調査」により作成。
２．（１）は転職により賃金が増加したと回答した割合と、減少したと回答した割合の差分。
３．（２）は、株式会社リクルートが提供する転職支援サービスリクルートエージェントにおいて、「転職決定者数の合計」に占める「前職と比べ賃金が１割以上増加した転職決定者数」の割合を算出したもの。
53

Becker（1964）の「人的資本理論」によれば、「一般的人的資本（企業を問わず有効なスキル）」と「企業特殊的人的資本（特定企業でのみ有効なスキル）」の蓄積により、賃金上昇が起こると考えられている。この下では、転職による「企業特殊的人的資本」の喪失は、賃金下落に結び付く。他方、Javanovic（1979）の「ジョブマッチング理論」では、仕事内容と自身のスキルの相性が悪い労働者が転職をし、仕事とスキルがマッチした労働者は勤続年数が長くなる傾向を指摘し、こうした中で企業の生産性向上と賃金上昇が起こると仮定している。
「ジョブマッチング理論」で想定されるマッチングは、非自発的な転職の場合に発生する可能性が完全に否定される訳ではないが、多くは自発的な転職の中で発生すると考えられる。これらの代表的な理論を踏まえれば、平均的な転職者の賃金の動向は、①自発的な転職の活発度、②自発的な転職時に発生する仕事とスキルのマッチングの改善度、③転職が発生した企業における企業特殊的人的資本の重要度、といった複数の要素によって決まると考えられる。

- 132 -

（環境改善を目的とした自発的な転職は賃金やモチベーションにプラス）
上記でみたアンケートの結果は転職者に対する賃金の変動についての単純な集計結果であるが、転職効果を測る上では、転職しなかった場合との比較の視点が重要である。そこでまず、リクルートワークス研究所「全国就業実態パネル調査」を活用し、正規雇用者の転職者
54の転職前年から転職 1 年後にかけての年収変化率の分布を、転職をしなかった者の分布と比較する（第２－２－22 図（１））
。本調査では、転職理由についても確認していることから、転職者が自発的に環境改善を目的に転職したケースを「環境改善目的転職者」と呼び、それ以外の家族都合や会社都合などによる転職者である「その他理由による転職者」と区別した。これをみると、まず、「その他理由による転職者」の賃金変化率の中央値は「非転職者」を下回っているが、「環境改善目的転職者」では「非転職者」を上回っている。次に、前職が非正規雇用だった者については転職に伴って正規転換を果たした「正規雇用への転職者」と、それ以外の転職者である「非正規雇用間転職者」に分けて、「非転職者」との比較を同様に試みた（第２－２－22 図（２））
。この結果をみると、「正規雇用への転職者」では「非転職者」と比べて、賃金上昇率が大幅に高い傾向があるほか、「非正規雇用間転職者」
であっても「非転職者」と比べて賃金変化率の中央値は高い。
ただし、こうしたデータベースでは、転職した労働者が転職しなかった場合の仮想的な賃金変動を観察できるわけではないので、転職による賃金への効果を探る上では、おおむね同質とみなせる労働者について、転職した者と転職しなかった者のペアを作り出し、その後の動向を比較することが有効である55。結果をみると、処置群（環境改善改善目的転職者）と対照群（属性の近い非転職者）の賃金の伸び率は、（処置群の時間軸でみて）転職前年から転職年にかけてはおおむね等しいが、転職翌年にかけての処置群の年収の伸びは対照群を上回り２年累計で約７％程度上昇し、そのうち転職による効果は３％ポイント程度と推計された（第２－２－22 図（３））
。
さらに、転職の効果は、転職直後の短期的な賃金変動にとどまらず、労働者のモチベーシ
ョンの改善につながる可能性も示唆される。同データベースの仕事の満足度に関する指標（仕事への熱心さ）について、転職者の転職前年と転職から１年後にかけての変化を、同期間の非転職者と比較すると、非転職者では平均的に僅かに低下した一方で、転職者では改善傾向がうかがえる（第２－２－22 図（４）)。

54

ここでは正規雇用者間の転職に限定している。
こうした手法を、傾向スコアマッチングを用いた差の差分析（Difference in Difference、ＤＩＤ）と呼ぶ。ここでは、個人の属性を踏まえた環境改善目的転職への至りやすさを傾向スコアとして算出し、実際に環境改善目的転職者を行った者（処置群）と傾向スコアが近しい非転職者（対照群）をマッチング
し、属性が等しくなるように調整された両群間の賃金変化率を比較することで、環境改善目的の転職が年収に与える効果を検証する。傾向スコアマッチングにあたっては、マッチングされた全てのペアに関して
平均絶対距離が最も小さくなるように「最適ペアマッチング」を行っている。推計の詳細は付注２－４を参照。
55- 133 -

第２－２－22 図 労働移動による賃金・モチベーションへの効果
労働移動は賃金やモチベーションの改善に効果（１）正規雇用労働者における転職に伴う賃金変動の分布
環境改善目的
非転職者の転職者の中央値：4.5％（密度、％） 中央値：1.4％
12
非転職者
10

8
6
4
2
0

環境改善目的
転職者

その他の理由による転職者

-60

-40

-20
0
その他の理由による転職者の中央値：0.0％

20
40
60
（転職前年→翌年の２年累計の賃金変化率、％）（２）非正規雇用労働者における転職に伴う賃金変動の分布
非転職者の（密度、％）
中央値：0.0％
6

正規雇用への転職者の中央値：10.7％

5
4
3

非転職者
非正規雇用間転職者

2
1
0
-100

-80

正規雇用への転職者

-60

-40
-20
0
20
40
60
80
100
非正規雇用間転職者（転職前年→翌年の２年累計の賃金変化率、％）
中央値：2.0％（３）傾向スコアマッチングを用いた（４）転職と仕事への姿勢の関係
環境改善目的転職の賃金押上げ効果

8（年収伸び率、％）（％ポイント）

環境改善目的転職者

6

***

非転職者

3

1

0

0
転職効果(目盛右）

-2
転職前年

転職年

転職翌年

-1

非転職者

2

その他の 理由による転職 者2（熱心度の変化、ポイント）
0.12
0.08
0.04
0
-0.04
環境改善 目的転 職者

44（備考）１．リクルートワークス研究所「全国就業実態パネル調査」により作成。2016～22 年に実施された調査の調査票を使用している。
２．直近一年以内に離職（出向等を除く）と就職を経験した者を転職者としている。「環境改善目的転職者」とは、転職理由を尋ねる設問に対して「賃金への不満」「労働条件や勤務地への不満」「会社の将来性や雇用安定への不安」と回答した転職者であり、それ以外の転職者を「その他の理由による転職者」としている。
３．（３）では傾向スコアマッチングによる推計を行っている。詳細は付注２－４参照。
***は１％水準で有意であることを示す。
４．（４）は、仕事に熱心に取り組んでいるかを尋ねる設問への５段階自己評価を５（あてはまる）～１（あてはまらない）で点数化し（熱心度）、各群の２年間の変化幅の平均を比較している。
比較にあたっては、転職者の転職前年から転職翌年にかけての変化と、同期間に回答している非転職者を比較している。

- 134 -

民間調査による国際比較では、我が国の労働者は、現在の就労先での勤続を希望する割合が低く、仕事への熱意も低いという調査結果がある（第２－２－23 図）。我が国では中途労働市場の流動性が低く、雇用者が転職を通じて自らの能力を最大限発揮できる環境に移りにくいことが、現在の仕事に対するモチベーションの低下につながっている可能性が懸念される。労働移動の活性化を促すことにより、こうしたモチベーションの低下を防ぎ、社会全体の生産性を引き上げる効果も期待できる。
第２－２－23 図 従業員のモチベーションに関する指標の国際比較
我が国の労働者は現職への士気やエンゲージメントが低い傾向（１）現在の勤務先での勤続希望（２）従業員エンゲージメント（士気・熱意）

インド

86

ベトナム

83.5

中国

82.8

フィリピン

79.9

オーストラリア

75.5

タイ

世界

21

米国／カナダ

33

南アジア

27

東南アジア

24

74.3

ラテンアメリカ

23

マレーシア

73.7

サハラ以南のアフリカ

21

ニュージーランド

73.1

ＣＩＳ

20

香港

69.4

韓国

67.7

シンガポール

67.5

台湾

67.3

インドネシア64.2

日本

ｵｰｽﾄﾗﾘｱ／ﾆｭｰｼﾞｰﾗﾝﾄﾞ

17

東アジア

17

中東／北アフリカ

15

ヨーロッパ

14

日本

52.4

0

50

100（％）

5

0

20

（％）
40

（備考）１．パーソル総合研究所「APAC 就業実態・成長意識調査（2019 年）」、GALLUP「State of the Global
Workplace2022」により作成。
２．（１）は勤続希望者割合。対象地域は、中国、韓国、台湾、香港、日本、タイ、フィリピン、インドネシア、マレーシア、シンガポール、ベトナム、インド、オーストラリア、ニュージーランド（各国 1,000 サンプル）。調査対象は、20～69 歳男女で、就業しており、対象国に３年以上在住している者。
３．（２）について、調査対象は、15 歳以上の雇用者（通常、各国または各地域の 1,000 サンプル）。
調査期間は、2021 年から 2022 年３月までに取得されたデータ。仕事への士気・熱意に関する
下記の 12 の質問から「熱意・士気の高い雇用者」を GALLUP が独自に定義し、その割合を比較。
Q01. 仕事で何を求められているのかが分かる。Q02. 自分の仕事に必要な材料や機材が揃っている。Q03. 仕事では、毎日、自分の得意なことをする機会がある。Q04. 最近７日間に、良い仕事をしたと認められたり、褒められたりしたことがある。Q05. 私の上司や職場の人
は、私を一人の人間として大切にしてくれているようだ。Q06. 職場に、私の成長を促してくれる人がいる。Q07. 職場では、自分の意見が通用しているようだ。Q08. 会社の使命や目的が、自分の仕事を重要だと感じさせてくれる。Q09. 私の同僚は、質の高い仕事をしようと努力している。Q10. 職場に親友がいる。Q11. 過去６カ月間に、職場の誰かが私の成長について話してくれた。Q12. この１年、私は職場で学び、成長する機会を得た。

- 135 -

（最低賃金の引上げは時給格差の縮小に効果）
賃金は、使用者と被用者の二者間で決定されることが原則と考えられるが、賃金の低い労働者の生活の安定や労働力の質的向上、競争の確保等の観点から、我が国を始め多くの国で最低賃金制度が設けられている56。最低賃金制度は、国が賃金の最低限度額を定め、使用者に最低限度額以上の賃金の支払いを義務付ける制度であり、最低賃金近傍の賃金で働く労働者、例えばパートタイム労働者の賃金への影響が大きいと考えられる。
まず、我が国における最低賃金とパートタイム労働者の平均時給の推移をみると、最低賃金が毎年引き上げられる中で、パートタイム労働者の平均時給も連動して上昇している（第２－２－24 図）。パートタイム労働者の平均時給の上昇は、この間の景気回復や生産年齢人
口の減少を背景とした人手不足によってもたらされている面もあるが、最低賃金制度も一定程度の底上げに寄与してきた可能性がある。
第２－２－24 図 最低賃金とパート時給の動向
最低賃金の上昇とともにパート時給も上昇してきた
1,400

（円）
パート時給

1,300

最低賃金

1,200
1,100
1,000
900
800
700
600
2010

11

12

13

14

15

16

17

18

19

20

21（年）

（備考）１．厚生労働省「毎月勤労統計調査」、「地域別最低賃金改定状況」により作成。
２．パート時給は、所定内給与と所定内労働時間より試算。

これを確かめるために、リクルートワークス研究所「全国就業実態パネル調査」を用いて、非正規雇用者の時給の最低賃金からの乖離額の分布の変化を観察する。2015 年以降、最低賃金を幾分上回るところの山が徐々に盛り上がっていることから、賃金分布の左端の裾野が圧縮され最低賃金近傍で働く労働者の割合が高まってきている（第２－２－25 図（１））
。すなわち、分布の形状から、最低賃金引上げによって直接的に最低賃金の影響を受ける雇用者は増えていることが推察される。最低賃金の改正後に、改正後の最低賃金を下回る労働者の割合である「影響率」の推移をみても、2019 年にかけて年々上昇している（第562015 年時点で、ＩＬＯに加盟している 186 か国のうち、最低賃金制度を導入している国は 171 か国にのぼる。

- 136 -

２－２－25 図（２））
。
第２－２－25 図 最低賃金との乖離でみた時給の分布
最低賃金の上昇の影響を受ける非正規雇用者は増加傾向（１）非正規雇用者の賃金の最低賃金との乖離額分布（密度、％）
0.6
2018～19年
0.5

2020～21年

0.4
0.3
0.2
0.1
2015～17年
0.0
-200

0

200

400

600

800

1000
1200
1400
（最低賃金との乖離額、円）（２）影響率と最低賃金平均引上げ額の推移
18

（円）

（％）
影響率（折線）

16
14

35
30

最低賃金平均引上げ額（目盛右）
25

12
10

20

8

15

6

10

4
5

2
0
2011

12

13

14

15

16

17

18

19

20

21

0
22
（年）

（備考）１．リクルートワークス研究所「全国就業実態パネル調査」、厚生労働省資料により作成。
２．時給を回答している非正規雇用労働者について、都道府県及び年度別に、最低賃金との乖離額を計算した後、2.5％点を下回る値及び 97.5％点を上回る値については外れ値として除外している。
３．影響率は、当年の最低賃金の時給を下回る前年時点の非正規雇用者の割合。

次に、視覚的に確認された最低賃金の引上げによる非正規雇用者の賃金分布の左裾近くの圧縮について、どの範囲の賃金水準の雇用者にまで及ぶのか、統計的に確認する。ここでは先行研究を参考に、70％分位点（下位から数えて 70％に位置する雇用者の賃金）を基準- 137 -

に、他の分位点の動きを検証する57。結果をみると、①基準点より低賃金の場合、広範にわたり統計的に有意に時給の上昇が起こること、②低分位点ほど基準点へ近づく効果が大きいことが確認できる58（第２－２－26 図）。
先行研究でも指摘されている通り、最低賃金の引上げは、介入の影響を直接受ける労働市
場だけでなく、周辺の労働市場へのスピルオーバー効果を有しており、その効果は労働力としての代替性の強さに応じて最低賃金に近づくほど大きくなることが確認される59。また、そのスピルオーバー効果は、非正規雇用者の中では 60％分位点まで統計的に有意に及び、
最低賃金水準を上回る雇用者の賃金にも幅広くプラス効果がみられる。
第２－２－26 図 最低賃金上昇による時給分布への影響
最低賃金の上昇は統計的に有意に下位の賃金分布を圧縮

1（弾性値、％）

0.8
0.6
0.4
0.2
0
-0.2
-0.4
-0.6
10%

20%

30%

40%

50%

60%

80%

90%
（分位点）

（備考）１．リクルートワークス研究所「全国就業実態パネル調査」及び厚生労働省「地域別最低賃金改定状況」により作成。リクルートワークス研究所の調査は、2016 年から 2022 年に実施された調査の調査票を使用している。
２．アンケート調査において時給を回答している非正規雇用労働者のデータを用いて、最低賃金の引き上げが時給の各分位点に与える影響を、70％分位点を基準として分析した。詳細については付注２－５を参照。
３．推定値の上下のバーで挟まれた区間は、95％信頼区間を表す。

ただし、こうした時給の上昇が、非正規雇用者の所得の上昇につながっているかという観点からは留保を要する。過去の経済財政白書でも指摘した通り、社会保障制度や企業の福利57

具体的には、賃金分布の分位点間距離の変化を、地域別最低賃金の相対水準に回帰した。詳細は付注２－５を参照。Lee (1999)は、アメリカにおいて、最低賃金引上げの効果を、賃金の中央値を基準に分布の圧縮効果として計測したが、中央値を超える水準の賃金に対する影響も指摘した。これを受けて、Boschand Manacorda（2010）は、70％分位点を基準に計測する方法を提示した。日本では、Kambayashi et al.
(2013) が厚生労働省「賃金構造基本統計調査」を用いて 70％分位点を基準に時給の分布圧縮効果を計測している。
58
第２－２－26 図は、結果のサマリーとして、10％分位点から 90％分位点までの 10％分位点ごとの弾性値（最低賃金と 70％分位点の距離の変化に対する、各分位点と 70％分位点の距離の変化）の点推定値とその 90％信頼区間を示した。例えば、最低賃金と 70％分位点の距離が１％縮まると、10％分位点と 70％
分位点の距離が 0.8％縮まることを示している。
59
神林（2017）を参照。

- 138 -

厚生制度が、世帯の非主稼得者（主稼得者の配偶者等）の就業調整のインセンティブを高めており60、時給が上昇した場合に就労時間を調整する労働者が存在している可能性がある。
実際、非主稼得者の週当たり労働時間の分布をみると、20 時間前後と比較的労働時間の短い部分に分布の山が存在する（第２－２－27 図）。さらに、2015 年以降時系列で分布の変化をみると、上述した通り時給の上昇が実現する中で、20 時間前後に存在する山の左側の裾野が年々厚くなっており、上述した「壁」を意識した労働時間の調整が生じている可能性が示唆される。
第２－２－27 図 非主稼得者の週当たり労働時間の分布
非主稼得者では、週の労働時間を 20 時間未満に抑える層の割合が増加（密度、％）
4.5
42020～21年
2015～17年

3.5
3
2.5
2018～19年

2
1.5
1
0.5
0
0

10

20

30

40

50

60

70
80
（週当たり労働時間時間）（備考）１．リクルートワークス研究所「全国就業実態パネル調査」により作成。
２．労働時間は 12 月の平均的な週当たり就業時間を聞いている。

（リスキリングと労働移動の円滑化を促す取組が重要）
本節で確認した事項を基に、構造的な賃上げに向けて必要な施策について整理したい。第一に、感染拡大以降に１年以上の長期失業者が増加するとともに、ハローワークでの求人充足率の低下傾向が続いている。また、この間のデジタル化の進展を含め、企業の労働需要に変化の兆しがうかがわれ、今後求人と求職のミスマッチが拡大する可能性も考えられる。こ60

内閣府（2022）では、短時間労働者に対する被用者保険の適用が年収 106 万円以上の要件を満たすこと
や、健康保険及び国民年金の被扶養者認定基準が年収 130 万円未満であることによる「106 万円・130 万円の壁」を指摘している。内閣府（2021）では、これに加えて、税制における配偶者控除・配偶者特別控除の適用基準となる 103 万円、150 万円を基準に、企業の福利厚生として配偶者手当を支給する事例が多い点も指摘している。

- 139 -

「公共職業訓練62」といった諸制度の量・質の強化を通うした中で、「求職者支援訓練61」
じ、ＩＴ関連など人手が不足している専門分野での訓練受講機会を増やす工夫などを行うとともに、前職とは異なる分野の仕事にも関心を持てるような仕組みを設けるなどリスキリン
グの更なる充実63によって、失業者が可能な限り早期に希望する仕事に就けるようにし、その後の就業継続につなげることが重要である。
第二に、テレワークの実施割合などの賃金以外の面での非正規雇用と正規雇用の働き方の差が広がっている可能性も指摘した。これらが両雇用形態間の不合理な処遇差の残存に起因するものなのか、タスク内容・スキルの差に起因するものなのか定かではないが、この結果を踏まえると、前者であれば同一労働同一処遇の推進の余地が、後者であればリスキリング
による非正規雇用の処遇改善の余地が残されていることを示唆しており、こうした取組を進めていくことが重要である。
第三に、賃上げ・モチベーションの改善に効果が確認された、環境改善を目的とした自発的な転職を後押しする観点からも、リスキリングによる成長産業への労働移動の促進が重要である。例えば、官民双方の訓練機関が連携して、教育訓練がどう就業に結び付いているか明らかにするとともに、成長分野で求められるスキルニーズに合うように訓練メニューを見直していくことに加えて、主体的な能力開発を支援することを目的に、企業ニーズに合った訓練を受講する個人に費用を補助するなど、労働者のリスキリングへの支援を強化することが重要である。また、こうした新たな制度の創設に加えて、労働移動を阻んできた旧来の制度を見直すことも重要である。例えば、現行の退職給付制度の下で、退職金の給付額は一般に勤続年数に比例して上昇し、税制面においても受給時の退職所得控除の算定額が勤続年数20 年を境に大幅に増えるような設計となっており、転職のディスインセンティブになっている64。加えて、労働移動の円滑化には官民双方の職業紹介機関の仲介機能を一層高めることが鍵となると考えられる。なお、こうした労働移動の円滑化や、労働市場での人材配置の最適化においては、労働市場に存在する、又は新たに生まれる様々な仕事や職業の内容について、求職者や仲介機関の担当者などに対して幅広い情報提供が行われることが望ましいことから、我が国でも 2020 年から厚生労働省が公開している職業情報提供サイト65の拡充も重要と考えられる。
第四に、最低賃金の引上げ効果については、我が国ではこれまで継続的に最低賃金を引き
61

主に雇用保険を受給できない求職者に対するセーフティネットとして、訓練受講機会と受講期間中の生活支援給付を行い、再就職、転職、スキルアップを目指す制度。
62
主に雇用保険を受給している求職者を対象とした職業訓練制度。
63
厚生労働省（2022b）では、ＩＴ専門訓練を受けても情報技術者としての就職につながっていない場合も多いことから、企業実習を通じて情報技術者として働くことのイメージづくりを行うことや、訓練受講後の具体的な求人情報の提供などを提案している。また、福祉・介護分野については、前職が異なる場合
でも仕事内容の共通点を紹介するなどの工夫の必要性を指摘している。
64
内閣府（2021）の第３章を参照。
65
アメリカの職業情報提供サイトである O*NET OnLine の日本版として開発・公表されている。

- 140 -

上げる中にあっても相対的に賃金の低い層の失業率の著しい変化は確認されておらず、賃金格差縮小に効果を発揮したと考えられる。また、最低賃金引上げを家計の所得増加につなげていく観点からも、就労を阻害する社会保障制度等の改善を早急に図る必要があろう。

第３節 まとめ
本章では、物価上昇下で実質所得が減少していることを踏まえて、我が国の個人消費が今後も回復を続けていくための課題を整理した。まず、第１節の分析によれば、物価上昇に対する家計の生活防衛意識は所得階層間で差が出ており、特に低所得者層では、消費性向の改善ペースに鈍化がみられる。物価上昇による家計負担の増加に伴い、消費者マインドの悪化が続き、今後ラグを伴って消費の下押し圧力となる可能性がある。こうした影響を軽減する
観点からは、感染拡大下の行動制限等により蓄積した超過貯蓄も、そのマクロ的な規模を踏まえれば一定の下支え効果が期待されるが、①過去の平均的な預貯金増加が消費支出を押し上げる効果は限定的であること、②超過貯蓄の水準は世帯の所得規模等に応じて異なっており下支え効果は一律には期待できないことなどを踏まえると、景気の腰折れを未然に防ぐには、短期的には家計負担の軽減策が有効と考えられる。政府は、累次の対策に加え、「物価高克服・経済再生実現のための総合経済対策66」を閣議決定し、エネルギー・食料品に重点を置いた物価高騰対策を実施している。こうした施策は、基礎的支出割合が高い低所得層ほど恩恵が相対的に大きいと考えられ、消費者マインドの悪化が特に顕著だった低所得者層に重点を置きながら67、国民生活を広く下支えする効果が期待される。他方、感染拡大前から消費性向が構造的に低下傾向にあるなど、我が国の個人消費はコロナ禍以前の景気拡大局面
でも力強さを欠いてきた。そうした構造的な下押しの背景には、若年層を中心に、期待される生涯所得が伸び悩むなど雇用・所得環境の将来的な見通しが明るくない中で、老後への不安の高まりがあった。すなわち、コロナ禍以降の個人消費の回復をより息の長く力強いものへとしていくためには、構造的な賃上げ環境の構築を通じて、先行きに対する懸念を軽減していく取組が重要である。あわせて、将来不安の軽減に向けて、高齢者の就労促進やデジタ
ル技術の活用を通じた医療費・介護費の抑制を含め、社会保障制度の持続可能性を高めていく取組も同様に進めていく必要がある。
第２節では、こうした背景を踏まえて、労働市場の概観と、労働移動や最低賃金の役割に注目し、構造的な賃上げの実現に向けた施策の効果や課題について議論を行った。足下、我が国の労働市場はウィズコロナの新たな段階への移行が進められる中で総じて改善してきたが、感染拡大を経た変化の兆候も観察された。特に、①デジタル化を進める企業が求めるス
66

令和４年 10 月 28 日閣議決定。
物価上昇抑制策に加え、物価高から生活を守る支援策として、2022 年春以降、住民税非課税世帯への給付金や低所得子育て家庭に対する給付金の支給等が行われている。
67- 141 -

キルが変質する中で長期失業者が増加するなど、労働市場におけるミスマッチが発生し、②
自発的な転職による賃金・モチベーションへのポジティブな効果は確認できる一方で、労働移動は足下で持ち直しの動きがあるものの、依然として感染拡大前と比較して活発な状況には至っていない。他方で、企業側ではコロナ禍以降、従業員のモチベーションやエンゲージ
メントの向上を狙いとして賃金制度を見直す動きもみられており、自社の人材を活かすための賃金のあり方に関する意識の高さがうかがえる68。こうしたことを背景に、リスキリングの強化を通じて、失業者の就業支援や成長産業への労働移動を活性化させる取組を強化する
必要が高まっている。政府は、「物価高克服・経済再生実現のための総合経済対策」の柱として、上述の物価高対策に加えて、構造的な賃上げに向けた人への投資の強化を掲げた。具
体的には、５年間で 1 兆円の支援パッケージを用意し、非正規雇用を正規雇用に転換する企
業、転職・副業を受け入れる企業、労働者の訓練を支援する企業への支援を新設・拡充する
ほか、転職支援に向けてリスキリングから転職までを一気通貫で専門家に相談できる制度を新設する方針となっている。コストプッシュ型インフレが進み、交易条件の悪化が実質賃金の押下げにつながっている状況を踏まえれば、こうした施策を通じて労働移動の活性化を促し、一国全体の労働生産性をより高めていく必要がある。さらに、労働分配率を引き上げ、賃金格差を是正していく観点から最低賃金の引上げや、労働供給を阻害する社会保障制度の在り方の見直しも引き続き重要である。

68

日本生産性本部が 2022 年 11 月に行ったアンケート調査結果によれば、回答した 155 社のうち 2020 年
度から 2022 年度に賃金制度を変えたか変える予定の企業の割合は４割を超え、その狙いとして６割近くが「社員のモチベーション・エンゲージメント向上」を挙げている。

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