Discussion Paper No. 701

日本における危険資産保有比率の
決定要因

木成 勇介
筒井 義郎

October 2007

The Institute of Social and Economic Research
Osaka University
6-1 Mihogaoka, Ibaraki, Osaka 567-0047, Japan日本における危険資産保有比率の決定要因 ∗木成勇介（大阪大学）

筒井義郎（大阪大学）

連絡先：
筒井義郎
〒567-0047 茨木市美穂ヶ丘 6-1
大阪大学社会経済研究所
電話 06-6879-6850
ｅメール tsutsui@econ.osaka-u.ac.jp∗

日本郵政公社郵政研究所の加藤美和氏には、アンケート調査の作成と、その結果を使わせて頂く際に大変お世話になった。本研究は、大阪大学 21 世紀COEプログラム「アンケート
調査と実験による行動マクロ動学」から助成を受けている。

要約
本稿は、日本の家計の危険資産保有比率がどのような要因に影響されているかを、アンケ
ート調査結果を用いて明らかにしようとするものである。回答者の危険回避度、危険資産収益率の期待値と分散に関する回答者の主観的なデータ、また自信過剰や楽観主義といった行動バイアスのデータを用いている点に特徴がある。主要な結果は以下の 4 点である。
第 1 に、CAPM が想定するように、危険回避度が低い人ほど、そして危険資産収益率の期待値が大きい人ほど、危険資産保有比率が高いことが明らかになった。第 2 に、自信過剰な人ほど危険資産保有比率が高いという行動バイアスが確認された。第 3 に、危険資産保有比率は CAPM の理論的予想値より小さいことが確認された。第 4 に、証券会社に対する信認や知識程度を向上させることにより、理論的な予測より過少である状態、および危険資産比率の日米格差がある程度解消される可能性を示した。

Determinants of Share of risky assets in Japan
Abstract
This paper investigates the determinants of share of risky assets in Japan using ahousehold survey conducted by Japan Post, focusing on the effect of degree of risk
aversion, subjective expectation on the risky asset return and its variance, as well as
behavioral biases such as overconfidence and optimism. We found the followings. First,
those who expect higher excess return on risky assets show higher share in concordancewith the assertion of capital asset pricing model (CAPM). Second, overconfidence is an
important factor, which raises the share. Third, the observed share is lower than theprediction by CAPM. Fourth, the difference in shares between the observed and thepredicted as well as between the US and Japan would become smaller by establishing
the trust with securities companies and enhancing the educational level in Japan.
JEL Classification Numbers: D81; G11;
Keywords: share of risky assets; household survey; overconfidence; trust with securities
company1．

はじめに

本稿は、2006 年度に郵政公社が実施したアンケート調査結果を用いて、日本の家計の危
険資産の保有比率がどのような要因に影響されているかを、実証的に検討する。
戦後日本においては、銀行が証券よりも優位な状況がつづいてきた。これは、間接金融
優位のシステムと呼ばれ、直接金融が支配的であるアメリカ（そしてイギリス）と対比されてきた（蝋山-木村 1985、Cargill and Royama 1988）。このことは、日本の家計は、アメリカの家計に比べて、預貯金のような安全資産をより多く持ち、株式などの危険資産の保有が少ないことを意味する。
「過少」や「過剰」を議論するには、まずそれを定義する必要がある。人々が、合理的な選択をしたときの保有比率を基準にして、それより多いか少ないかで「過少」や「過剰」を定義するのが適当であろう。具体的には、合理的な個人を前提とした経済モデルで保有比率を記述し、その理論値を作り、その理論値との大小で、過少、過剰を定義する。
このように定義した用語で、アメリカにおいては株式が「過剰」に保有されているのかというと、そうではない。消費資産価格モデル（CCAPM）に基づいて、Mehra and Prescott(1985)は、消費の流列はかなり平準化されており、常識的に考えられる程度の危険回避度と時間割引率によっては、実際に見られる大きなリスクプレミアムを説明できないという「リスクプレミアム・パズル」を発見した。これは、アメリカにおいても、危険資産（株式）保有が、CCAPM の理論的予想より過少であることを意味する。日本においてもリスクプレミアム・パズルが存在するという研究があり（Hamori 1992, 1994, 羽森 1996）、それらが正しければ、日本の家計の危険資産保有は、アメリカとの比較においてだけでなく、
CCAPM の理論的予測との比較においても、「過少」であることになる。
Kinari (2007)は、日米の家計に共通の質問をしている大阪大学COEアンケートの結果を用いて、日米の危険資産保有比率の違いの原因を分析している。それによると、2005 年 2 月
時点の危険資産（株式）保有比率は、アメリカでは 15.4％であるのに対し、日本ではわず
かに 3.6%である。 1 このアンケート調査は、人々の「危険回避度」を明示的に尋ねている点に特徴があり、Kinari (2007)は、そのデータを使って、日米においてもっともらしい危険
資産需要関数を見出したが、日米の保有比率のギャップを生じさせている原因を特定する

1

Kinari (2007)では、危険資産保有比率を「危険金融資産総額が金融資産総額と実物資産総額との和に占める割合」で定義されているのに対し、本稿では「危険金融資産総額が金融資産総額に占める割合」で定義していることには注意が必要である。
1

ことはできなかった。
2007 年度の郵政公社アンケートは、大阪大学 COE アンケートで尋ねているような、危険回避度や時間割引率を計測する質問が加えられているとともに、危険資産保有には重要と考えられるにもかかわらず、COE アンケートでは尋ねられていなかった変数を知るための質問が追加されている。その変数は、回答者の主観的な危険資産収益率の期待値と分散、そして、銀行と証券会社に対する信頼度である。本論文は、このように設計された郵政公社アンケートに基づき、Kinari (2007)を拡張することを試みる。しかし、一方で、このアンケート調査は日本においてのみ実施されているので、Kinari (2007)のように、日米比較を明示的に行うことはできない。
残りの節は次のように構成される。まず、2 節では、分析の枠組みを、すなわち、想定するモデル、変数の定義、使用データなどを説明する。3 節では、実証結果を説明する。4
節では、実証結果に基づいて、日本の危険資産保有が過少である原因について議論する。5
節は結論に当てられる。

2．

分析の枠組み2.1 モデル
本稿では、限定合理的な個人を想定する。まず、合理的な側面として、個人は危険回避的であり、危険資産の超過収益率の期待値とリスクを考慮して、自分の資産を危険資産と安全資産に分散すると想定する。この側面を記述する具体的なモデルは、Samuelson(1969),
Merton(1969), Friend and Blume (1975)などによる静学的なCAPMに基づく危険資産比率決定モデルである。2 すなわち、危険資産比率の理論値は、相対的危険許容度（相対的危険回避度の逆数）と危険資産の超過収益率の期待値に比例し、危険資産の超過収益率の分散に反比例する。
しかし、実際には個人はそれほど合理的ではなく、個人の危険資産保有はその他の多くの要因に影響されると考える。具体的には、まず、危険資産保有から得られる超過収益額の期待値は、その額が小さいときには、取引費用を下回るので、実際には利益をもたらさない。つまり、危険資産の取引費用が安全資産の取引費用より大きいことを考慮すると、資産総額が一定額以上にならなければ、危険資産保有は合理的でない。したがって、危険
2

CCAPMを用いないのは、利用できるアンケート調査が 2007 年度のクロスセクションデータであるためである。
2

資産比率は、資産額の逓増的な増加関数であると考えられる。また、所得も、この資産総額と同様の影響を与える可能性がある変数として、考慮する。
第 2 に、人的資本に関連して、いろいろな変数が影響する可能性が指摘されている（Heaton and Lucas 2000）。つまり、人的資本が生む将来の労働所得には不確実性があるので、人的資本は危険資産であると考えられる。この人的資本のリスクの程度は職業に依存し、たとえば、失業中の人や自営業の人にとっては大きいと考えられる（Heaton and Lucas
2000）。さらに、年齢が高くなるほど人的資本の不確実性は小さくなると考えるのが妥当であろう。したがって、失業中の人や自営業の人は危険資産保有が少なく、年齢が高いほど危険資産保有比率が大きい傾向があると予想する。
第 3 に、持ち家はその資産価格が変動するので、他の危険資産保有にマイナスに作用する可能性がある（Cocco 2004, Flavin and Yamashita 2002）。
第 4 に、多額の買い物をする予定がある場合には、その購入タイミングを自由にするために、流動性需要が生まれるはずである。3 したがって、近々、住宅購入を予定している家計は、危険資産を避けて、流動性の高い安全資産を保有するだろうと予想される（上山・下野 2005）。
第 5 に、投資家の知識水準が影響する可能性がある。たとえば、株式を運用して収益をあげるには情報を適切に入手しなければならず、それらの情報を取得し、理解するためには費用がかかる（Haliasos and Michaelides 2003）。その費用は知識水準に依存するであろう。
実際、Mankiw and Zeldes (1991) は、学歴が危険資産保有に影響するという結果を報告している。
第 6 に、銀行と証券会社に対する信頼感が影響する可能性がある。不適切な運用がされたり、極端な場合には詐取されたりする可能性があると思えば、自分の資産を預託する人はいないであろう。日本の高度成長期においては、証券会社の業務に対する信頼は相当低かったといわれている。証券会社についての不祥事は枚挙にいとまがなく、1990 年には損失補填問題が発生し、証券会社に対する信認は大きく損なわれた。2006 年にも、大手証券会社の不祥事が報道された。銀行においても行員の犯罪は後を絶たないが、人々の金融機関に対する認識の差が、資産運用に影響している可能性は否定できない。
第 7 に、投資家の行動バイアスが影響している可能性がある。株式運用に関連したもの
で、もっとも有名な行動バイアスは、自信過剰である。Barber and Odean(2001)は自信過剰
3

これは、貨幣の予備的保有動機の議論と同じである。
3

が過剰な取引をもたらすことを明らかにしている。ただし、彼らは、自信過剰の代理変数として、男性ダミーを使用しているにすぎない。本稿では、より直截なデータを使用する。
行動バイアスに関するもう一つの変数は、「楽観主義」である。楽観的な人ほど、危険資産を保有する傾向があるであろうと予想される。
このほか、時間割引率と男性ダミーを説明変数として採用する。時間割引率は、CCAPMのEuler方程式の推定では重要である。しかし、本稿では１時点のクロスセクションデータ
を用いているので、有意な影響を与えるという積極的な理由はない。4 男性ダミーの先験的な符号も不明である。Barber and Odean(2001)は男性ダミーを自信過剰の代理変数としているが、本稿の分析では、自信過剰はより直接的なデータで代表されているからである。
危険資産をどの範囲までと定義するかには、いくつかの選択があり得る。本稿では、危険資産として、①株式と債券と投資信託、②株式と債券、③株式、の 3 つの定義を用い、危険資産比率をこれら危険資産の保有額が金融資産総額に占める割合として定義する。

2.2 変数の定義とデータ
本稿の分析に用いられる変数の定義は表 1 および補論に示されている。
本稿で用いるアンケート調査「家計における金融資産選択に関する調査（H18 年度）」は、家計の金融資産の保有・選択や資産の遺贈などの実態を把握することを目的として、郵政公社によって、18760 世帯を対象に 2006 年 10 月 10 日から 11 月 9 日にかけて訪問留置法
で実施された。回収率は 16.7%であった。
変数の記述統計は表 2 に示されている。表 2 から日本の家計の危険資産保有比率の平均
値は、危険資産比率 1 で約 7.7%、危険資産比率 2 で約 5.3%、危険資産比率 3 で約 4.0%となっており、いずれも非常に低い値となっていることがわかる。金融機関に対する信頼度をみると、銀行に対する信頼度の平均値は約 3.4 であり、証券会社に対する信頼度の平均
値 2.8 よりも高くなっている。日本の金融システムが間接金融優位であることの背景には、銀行を信頼し、証券会社を信頼していないという利用者の意識の差も影響しているかもしれない。

2.3 推定方法
4

一方、借入額に対しては、クロスセクションデータを用いた推定でも、有意に正の影響を与える。これは、理論が予想する結果である。筒井他（2007）参照。
4

従属変数である危険資産比率は 0～100%の値であるため、0 と 100 で切断したトービッ
ト推定を用いる。危険資産需要関数を推定する際、まず、危険資産を保有するかどうかの意思決定をし、次に危険資産をどれぐらい保有するかの意思決定をすると想定し、まず、危険資産保有関数を推定し、次に、危険資産保有関数の推定で得られる逆ミルズ比を説明
変数に加えて危険資産需要関数を推定する Heckman の 2 段階推定法を採用することが多い。
この推定方法では、危険資産保有関数の推定における説明変数と、危険資産需要関数の推定における説明変数とが同一ではいけない。関田（2007）はこの保有関数と需要関数とを識別する説明変数として、回答者の居住する都市の規模をあらわす変数を提案している。
これは、都市規模が大きいほど金融機関が多いため、金融資産を保有しやすくなる傾向がある一方、保有量にはそれほど影響を与えないと考えられるためである。著者らは関田(2007)に倣って都市規模ダミーを識別変数として Heckman の 2 段階推定を行ったが、逆ミ
ルズ比は 10%水準で有意ではなかった。したがって、本稿では、トービット法による結果を報告する。

3. 推定結果
3.1 基本定式化の推定結果
まず、危険資産を「株式＋債券＋投資信託」と定義した場合（危険資産比率 1）の結果を見よう(表 3)。
相対的危険許容度は 5%水準で有意に正である。危険資産の主観的期待収益率は 1%水準で有意に正である。この 2 つの変数は、CAPM の理論と整合的な結果を与えている。しかし、危険資産の主観的分散は、10%水準で有意ではないものの、意外にも正である。つまり、人々は収益率の変動が大きいほど危険資産を保有しようと思うことを示唆している。
この奇妙な結果の解釈については、3.3 節で議論する。
金融資産の対数値は非常に高い有意度で正である。すなわち、危険資産保有には「奢侈財」的な性質がある。この結果は、危険資産の取引費用の効果を反映している可能性が強
いが、稼得する金利収入が小さいときには、その金利収入を過小評価するという行動バイ
アスも働いているかもしれない。追加的に含めた所得の対数値も 10%水準で有意に正になっている。
人的資本のリスクに関連した変数のうち、失業ダミーと自営業ダミーは、どちらも符号は正であるものの有意でない。一方、年齢については 1%水準で有意に正である。これは、

5

「年齢が高くなるにつれて人的資本のリスクが減少する」ためであるという解釈も可能であるが、「年齢が高いほど資産が多いという、資産を経由した効果が、線形の資産の項だけでは捉えられていない」ためかもしれない。この解釈の可否については、3.2 節で議論する。
持ち家ダミーについては、予想通り負ではあるが有意でない。
流動性ダミーについては、予想通り負の係数をとっている。ただし、有意ではない。
知識水準の代理変数である「大卒ダミー」は高い有意度で正である。すなわち、知識水準が高い人ほど危険資産を保有する傾向がある。
銀行への信頼度と証券会社への信頼度は、高い有意度で、それぞれ、負、正となっている。すなわち、銀行に対する信頼の高い人ほど危険資産保有が少なく、証券会社に対する信頼感が高い人ほど危険資産保有が多いことを示唆している。どちらの変数に対しても有意度が極めて高いことは、金融機関に対する信頼度が、日本においては、運用先を決定するに当たって、きわめて重要な要因であることを示唆している。 5
自信過剰は 1%水準で有意に正である。すなわち、自信過剰な人ほど、危険資産保有が多い。しかし、楽観主義は、有意ではないものの、予想と逆に負の符号をとっている。この楽観主義の変数は、筒井他(2007)で、借入を説明する推定においても、予想と逆の符号をとっている。6 したがって、この変数は、楽観的な程度を把握するのに失敗している可能性がある。「結果が良いか悪いかはっきりわからない時は、たいてい、最善を予想する。」という記述が自分に当てはまるかどうかを尋ねているが、このような内省的な質問に対しては、自分を反省して、自分の状況をそのまま報告するのではなく、「自分はこうありた
い」と希望する状態を報告する可能性がある。そうであれば、自分が悲観的であることを知っている人は、楽観的でありたいと思って、反対の回答をする可能性がある。
男性ダミーは有意でない。しかし、Barber and Odean (2001)が一例であるが、男性は株式売買に積極的であるとの見方がある。このような傾向が見られるかどうかを調べるために、
危険資産保有比率１～3 を男性ダミー変数と定数項だけに回帰すると、男性ダミーは危険資産保有比率１と 2 では有意ではないが、危険資産保有比率 3 (株式保有比率)では有意で5

株式投資をするなど証券会社を利用した結果として、証券会社への信頼が高まっている
可能性も否定できない。この内生性の問題に適切に対処した分析をすることは将来の課題である。
6 楽観主義と自信過剰のうち、どちらか一方だけを説明変数に含めて推定した場合でも、これらの結果は変わらない。つまり、自信過剰は 1％水準で有意に正、楽観主義は有意ではないものの負の符号をとる。
6

ある（表 6 参照）。男性ダミーの限界効果は 1.679 であり、男性は女性より約 1.68%株式を多く持つことを示唆している。しかし、債券や投資信託まで含めると、男女差はなくなる。
しかし、表 3～表 5 が示唆するように、これは、「男性」という生物学的な特徴による差ではない。いろいろな変数を試行錯誤で除外した結果、男性ダミーは表 5 の定式化から大卒ダミーと所得を除くと有意になることが分かった。しばしば、男性は株式取引に積極的といわれるが、実は、男性の方が平均的に見て教育水準が高い、所得が多いというのが理由かもしれない。 7
表 3 の第 2 列目には、危険許容度を表す変数として、「虎穴にいらずんば虎児を得ず」ということわざに共感するかどうかという質問から作成した「トラ」変数を使っている。トラは高い水準で有意に正である。その他の変数の推定値はほとんど同じである。

危険資産保有比率 2 （株式と債券）
表 4 には、危険資産として株式と債券の合計をとった場合（危険資産比率 2）の結果が記載されている。変数の有意性に関する結果は危険資産比率 1 の場合と変わらない。

危険資産保有比率 3 （株式）表 5 には、危険資産として株式だけをとった場合（危険資産比率 3）の結果が記載されている。このケースの結果も、先の 2 つのケースとほとんど変わらない。ただ一つの違い
は、相対的危険許容度の係数が有意でなくなっていることである。しかし、危険許容度のもう一つの代理変数であるトラは、この場合も、高い有意度で正になっている。
以上の結果を総合すると、危険資産の定義をどのようにとろうと、基本的な結果には変化がない。 8 以下の項では、基本定式化の結果の頑健性を吟味する。

3.2 危険資産保有比率は資産に逓増的に増加するか

表 5 の定式化を用いての分析でも同様の結果を得る。すなわち、危険資産比率 3 を定数
項と男性ダミーのみに回帰した分析において、大卒ダミーまたは所得を説明変数に追加すると男性ダミーは有意ではなくなるが、その他の説明変数を追加しても男性ダミーの有意性は変わらない。
8 表 2 における主観的期待収益率の最大値 900%は非現実的な値であり、異常値と思われる。
しかしながら、サンプルから主観的期待収益率が 100%を超えるサンプルを除いて推定しても、本稿の基本的な結果に変化はない。また同様に、サンプルを主観的期待収益率が-50%
から 50%の間に入る回答者に限って推定しても、基本的な結果に変化はない。
77

2 節で論じたように、危険資産比率は金融資産額の逓増的な関数であると予想される。
それにもかかわらず、線形関数であると仮定した基本定式化の推定結果は定式化の誤りによるバイアスがあるかもしれない。そこで、表 3 の定式化に金融資産額の 2 乗の項を追加して推定した。 9
紙幅を節約するため、従属変数は、危険資産比率 1、危険許容度回避度の変数として、
相対的危険許容度をとった場合の推定結果を表 7 に示している。資産の 1 次の項は、表 3と同じく高い有意度で正であり、係数の値もあまり違わない。資産の 2 次の項も 5%水準で有意に正であり、危険資産保有比率が資産額に逓増的になっているという予想を支持する。
その他の変数の推定結果は表 3 とほとんど同じであり、表 3～5 の結果の頑健性を表している。年齢についても、表 3 と同じく有意に正であり、年齢が資産の増加の効果を拾っているという推測は否定される。したがって、「年齢が高くなるにつれて人的資本のリスクが減少する」という解釈が支持される。

3.3 なぜ、危険資産収益率の分散が正の影響を与えるのか
基本定式化の推定において、危険資産収益率の分散の係数は正であった。これは、危険
資産のリスクが大きいと思っている人ほど、危険資産を保有するという奇妙な結果である。
この結果には 2 つの解釈が可能である。第 1 は、主観的分散は、回答者の判断であるという意味で内生変数であり、それが何らかのバイアスをもたらしている可能性である。たとえば、危険回避的な人ほど危険資産のリスクが大きいと考えているかもしれない。もっとも、その場合は、大きな分散（リスク）は強い危険回避と相関があり、やはり危険資産比率を下げるはずであるから、推定結果を整合的に解釈することはできない。
もう一つの解釈は、回答者が質問の意味を勘違いしている可能性である。アンケートでは、「価格変動が激しいことをリスクが大きいと言います。あなた（世帯主）は株価の変動の大きさについて、どのようにお考えですか。」と尋ねているが、回答者は変動が大きいことを、預貯金と違って値上がり幅が大きいことと、解釈してしまっているかもしれない。
後者の可能性については確認する手段がないので、前者について検討しよう。このため、「危険資産収益率の分散」の変数を、相対的危険許容度、トラ、資産、学歴、年齢、性別、
9

資産とその 2 乗は強い正の相関があるので、多重共線性を避けるために、サンプル平均からの乖離の 2 乗をとった。これはトランスログ関数の推定で通常とられる手法である。
8

自信過剰、および定数に回帰し、その誤差項を「危険資産収益率の真の分散（TVAR）」とする。しかし、この回帰で、相対的危険許容度やトラの変数は少しも有意でなく、「危険資
産収益率の真の分散（TVAR）」は元の変数とほとんど変わらなかった。したがって、前者の想定は支持されない。実際、「危険資産収益率の真の分散（TVAR）」を用いて危険資産保有関数を推定しても、結果は表 3 とほとんど同じであった。また、危険資産収益率の真の分散（TVAR）の係数も有意ではないものの正であった。この結果は、前者ではなく、後者の解釈が妥当であることを示唆している。

4. ディスカッション
4.1 日本の危険資産保有比率は過少である「日本の家計の危険資産は過少である」とのしばしば見られる意見は支持されるであろうか。ここで、過少とは理論予測より少ないことであると定義し、CAPMに基づく危険資
産保有比率の理論値と比較しよう。その理論値は、相対的危険許容度×危険資産超過収益率の期待値／同分散で計算される(Samuelson 1969, Merton 1969, Friend and Blume 1975)。表2 に示したように、相対的危険許容度のサンプル平均は 0.45 であり、危険資産超過収益率の主観的期待値は、0.11 である。しかし、この表に記載した分散の値は質的な質問に基づいて計算したものであるので、理論値の計算に使うのは適切でない。そこで、Kinari (2007)
が報告している、2003 年～2005 年の実際の危険資産収益率の分散を用いることにしよう。
10

その分散の値は 0.27 であり、危険資産保有比率の理論値は約 19%となる。Kinari (2007)は同期間の危険資産超過収益率の期待値を 0.16 と報告しており、アンケート調査の主観的収益率（0.11）の代わりにこれを使うと、危険資産保有比率の理論値は約 27%となる。しかし、どちらの値を用いても、実際の危険資産保有比率、4%～8%より 11%～23%大きく、
日本の家計は、理論予測よりも「過少な」危険資産しか保有していないことが確認される。
日本の家計が、アメリカと比較して、危険資産を過少にしか保有していないかどうかは、郵政公社のアンケート調査からは明らかにできない。一方、大阪大学 COE は日米において同一のアンケートを実施しており、日米比較が可能である。2005 年の大阪大学 COE アン
ケート調査では、株式、社債、投資信託、先物、オプション、外貨預金、外国債を危険資産とし、これら危険資産保有額が金融資産総額に占める割合を尋ねている。これによると、
10

Kinari（2007）では、2003 年 3 月から 2005 年 2 月までの、2000 年の年次株価を 100 として計算された月次株価指数を用いて、この間の危険資産収益率とその分散を計算している。
9

日本の危険資産保有比率は 7.582%である。これは本論文の危険資産保有比率 1 の 7.697%とよく似た値であり、アンケート調査結果が信頼できるものであることを示唆している。
一方、アメリカの危険資産保有比率は 33.281%と報告されており、アメリカとの比較において、日本の危険資産保有比率が小さいことが分かる。

4.2 日米ギャップの原因
日本の家計が危険資産を過少に保有する原因を、われわれの分析結果から解明できるであろうか。本稿では、アメリカと比べて過少である原因として、「日本人が証券会社に低い
信頼しか置いていない」ことを指摘しよう。表２の記述統計を見ると、日本の家計は、銀行への信頼は3.4であるのに対し、証券会社への信頼は2.8と小さいことが見て取れる。この平均値の差は、1%水準で有意に異なる。この質問は「あなたの世帯では、銀行や証券会社
はあなたの世帯の金融資産を運用する機関として信頼できると思いますか。」であり、回答選択肢は
1 十分信頼できる
2 まあまあ信頼できる3 どちらとも言えない
4 あまり信頼できない
5 まったく信頼できないである。すなわち、銀行については、「どちらとも言えない」と「まあまあ信頼できる」の中間であるのに対し、証券会社に対しては、「どちらとも言えない」と「あまり信頼できない」の中間であるので、両者の差は大きい。 11
一方、表 3 における、従属変数として危険資産比率 1、危険許容度を表す変数として相対的危険許容度を用いたケースの「証券会社への信頼」の限界効果は約 3.4 である。もし、証券会社に対する信頼が、銀行と同じ信頼（3.4）に上昇すれば、(3.4-2.8)×3.4=2.04%だけ、金融資産保有比率が増加する。われわれのアンケート調査では、アメリカ人が証券会社に対してどのような信頼感を持っているかは分からないが、もし、アメリカ人が、証券会社と銀行に対して同程度の信頼感を持っているならば、日本人の証券会社に対する信認が高まることによって、日米の危険資産保有比率のギャップは、若干ではあるが、埋まること
になろう。
11

変数は、6 からこの回答を引いていることに注意されたい。
10

理論値に比べて過少である原因としては、どのような点が示唆されるであろうか。表 3の結果では、大卒ダミーが注目に値する。大卒ダミーの限界効果は約 4.09 であり、また、
表 2 の記述統計を見ると、このダミー変数の平均値は 0.27 である。つまり、回答者の約 27%が大卒である。もし、国民全員が大卒になれば、危険資産保有比率は(1-0.27)×4.09=2.99%増加する。日本の危険資産保有比率の理論値は先に述べたように、19%～27%であるので、日米格差を埋める「証券会社の信頼度の向上」による約 2%の増加に、この学歴の上昇による約 3％の増加を加えると、約 5%の増加となり、理論値とのギャップ約 11%～23%はある程度埋まることになる。CAPM では、個人は完全合理的であり、すべての情報を収集し、処理する能力を保有していることを前提としている。しかし、現実には個人はそれほど合理的ではなく、限られた情報しか得ることはできず、またそれを処理する能力にも限界がある。学歴上昇、つまり知識水準の上昇による理論値との乖離の減少は、このような個人の合理性に関する理論と現実との乖離を表しているのかもしれない。
このように、われわれの推定結果からは、日米比較において、日本の金融資産保有比率が低いのは、証券会社に対する信頼が低いことが一つの要因であることが示唆される。また、CAPM の理論値より保有比率が低いことの一つの要因は、知識水準の低さ、もしくは、
完全合理性からの乖離にあることが示唆される。

5. 結論
本論文は、日本の家計の危険資産保有比率がどのような要因に影響されているかを、郵政公社が 2006 年度に実施したアンケート調査の結果を用いて分析した。この分析は、回答
者の危険回避度、危険資産収益率の主観的な期待値と分散のデータを用いている点に特徴がある。また、自信過剰や楽観主義といった行動バイアスに注意を払っている点も本論文の特徴である。
本論文の結果は次のようにまとめられる。第 1 に、日本の家計の投資行動にはある程度合理性が認められる。すなわち、CAPM が想定するように、危険許容度が高い人ほど、そして危険資産超過収益率の期待値が大きい人ほど、危険資産保有比率が高い。本論文の特徴は、危険許容度と危険資産超過収益率の期待値をアンケート調査で把握して、直接、この命題を確認している点である。しかし、危険資産超過収益率の主観的分散については、理論が予想するのと逆の結果が得られた。このことは、分散の概念が難しいものであり、アンケート調査で把握することが困難であることを示唆している。

11

第 2 の結果は、金融資産額、所得、年齢といったその他の変数も、理論的な予想と整合的な影響を与えていることである。とりわけ、自信過剰の程度が強い（弱い）人ほど危険
資産の保有比率が高い（低い）という行動バイアスが確認されたことが興味深い。これは、日本の家計の投資行動には、合理性からの乖離が一定程度みられることを意味している。
第 3 に、日本の家計の危険資産保有比率は、CAPMの理論的予想値より小さいことが確認された。これは、本論文が、回答者の危険許容度と主観的な危険資産収益率の期待値のデータを用いているために可能になったことである。 12
第 4 に、日本の家計の危険資産保有比率が過少である原因を分析し、アメリカより過少である一つの原因は、日本人の証券会社に対する信認が低いことを示唆した。また、知識程度（学歴）が向上することによって、理論的な予測より過少である状態が解消される可能性を示唆した。
本論文の問題点は、アンケート調査が日本に限定されたものであるために、国際比較ができない点である。このため、日米の危険資産保有比率ギャップについての結論は推測の域を出ないものにとどまっている。また、回答者の居住地の詳細なデータがないために、国内での資産運用に関する地域格差の分析も可能でない。分析の有効性を増して政策的な含意を引き出せるようにするためには、思慮深く計画されたアンケート調査を開発・実施
していくことが、今後の重要な課題である。

12

ただし、危険資産収益率の分散のデータとしては、客観的な市場利回りのデータを用
いている。
12

補論

変数の定義

1. 危険資産比率
危険資産比率 1：債券（国債、金融債（ワイドを含む）、社債、外国債を含む）、投資信託（公社債投信、株式投信、MMF、中国ファンド、REIT、外国投資信託を含む）、株式（従業員持ち株制度による株式や外国株式を含む）の保有総額が金融資産総額に占める割合を用いた。
危険資産比率 2：投資信託（公社債投信、株式投信、MMF、中国ファンド、REIT、外国投資信託を含む）、株式（従業員持ち株制度による株式や外国株式を含む）の保有総額が金融資産総額に占める割合を用いた。
危険資産比率 3：株式（従業員持ち株制度による株式や外国株式を含む）の保有総額が金融資産総額に占める割合を用いた。
2. 相対的危険許容度
労働報酬の支払い方法に関する以下の質問「あなた（世帯主）の仕事に対する報酬が以下の 2 つの方法で支払われるとした場合、あなた（世帯主）にとって望ましいのはどちらですか。ただし、仕事の内容は同じとします。当てはまるものを 1 つ選び、番号に○をつけてください。仕事されていない方は、あなたの世帯で 1 ヶ月にかかる生活費を月収としてお考えください。
（○は 1 つ）」
１

２

月収が半々の確率で現在の月収のあなたの現在の月収の５％増しに確定し２倍になるか現在の月収の３０％減になる
ている仕事
仕事

付問 1

付問 2

次の２つの仕事のうち、あなたにとって、次の２つの仕事のうち、あなたにとって、望ましいのはどちらですか。当てはまるも望ましいのはどちらですか。当てはまるものを１つ選び、番号に○をつけてくださのを１つ選び、番号に○をつけてください。

い。

13

１

月収が半々の確率で現在の月収の２
１

月収が半々の確率で現在の月収の２倍倍になるか現在の月収の半分になるになるか現在の月収の１０％減になる
仕事仕事
２

月収が現在の月収の５％増しに確
２

月収が現在の月収の５％増しに確定し定している仕事ている仕事に対する回答から、まず、回答者を最も危険回避的なグループ（最初の質問で 2 を選択
し、付問 2 でも 2 を選択）から、最も危険許容的なグループ（最初の質問で 1 を選択し、付問 1 でも 1 を選択）に分類する。次に、回答者は期待効用理論に従うことと、相対的危険許容度一定型の効用関数を仮定し、グループ間の相対的危険許容度の閾値を計算する。さらに、相対的危険許容度は対数正規分布に従うと仮定し、計算された閾値と各グ
ループの度数を用いて、最尤法で推定することで、各グループの相対的危険許容度を求めた。より詳細な推定方法については、Barsky et al.（1997）及び Kinari（2007）参照の
こと。
3. トラ
質問「『虎穴にいらずんば虎児を得ず』ということわざがあるように、高い成果を期待
するなら危険を冒すべきだという考え方があります。その一方で、『君子危うきに近寄らず』ということわざがあるように、できるかぎり危険をさけるべきだという考え方もあります。あなた（世帯主）の行動は、どちらの考え方に近いですか。
『虎穴～』の考え方に完全に共感する、を 10 点、『君子～』の考え方に完全に共感する、を 0 点として、あなた（世帯主）の行動パターンを評価してもっともあてはまるもとを 1 つ選
び、番号に○をつけてください。」に対する回答を用いた。
4. 主観的期待収益率
質問「今、あなた（世帯主）が株式を運用するとしたら、銀行などで預貯金をしたときと比べて、この先 1 年間に年率何%ぐらい多くの収益を得られると思いますか。な
お、株式運用にかかる取引手数料を収益から引いてお考えください。もし、銀行預金等の利子よりも収益が少ないと思われる場合は、マイナスを付けてご記入ください。」
に対する回答を用いた。
5. 主観的分散
質問「価格変動が激しいことをリスクが大きいと言います。あなた（世帯主）は株価

14の変動の大きさについて、どのようにお考えですか。あてはまる番号に○をつけてください。
1 大変大きい2 比較的大きい

4 比較的小さい

5 大変小さい3 どちらとも言えない
6 その他

」

に対する回答を 6 から引いた値を用いた。6 を回答したサンプルは分析から除外した。
6. 銀行・証券会社への信頼度
質問「あなたの世帯では、銀行や証券会社はあなたの世帯の金融資産を運用する機関として信頼できると思いますか。それぞれ現在のお考えに最も近いものを選んで番号に○をつけてください。
1 十分信頼できる
4 あまり信頼できない

2 まあまあ信頼できる3 どちらとも言えない

5 まったく信頼できない」に対する回答を 6 から引いた値を用いた。
7. 持ち家ダミー
回答者が現在、持ち家（一戸建て、マンション）に居住している場合は 1 を、それ以外は 0 をとるダミー変数である。
8. 失業ダミー
回答者が、以前は働いていたが、現在は働いておらず、また現在求職中である場合に 1を、それ以外を 0 とするダミー変数である。
9. 自営業ダミー
回答者の職業が個人経営・自営業である場合に 1 を、それ以外は 0 をとるダミー変数である。
10. 年齢
世帯主の満年齢を用いた。
11. 男性ダミー
世帯主が男性であれば 1 を、女性であれば 0 をとるダミー変数である。
12. 所得回答者の世帯の給与収入、事業収入、家賃・利子などの資産の収入、公的年金、個人
年金・企業年金、仕送り金、及びその他の収入の合計額を用いている。
13. 金融資産額
預貯金、郵便貯金、生命保険、個人年金、債券、株式、投資信託、財形貯蓄、社内預

15

金、その他（貸付信託、積立型損害保険、金貯蓄口座等）の合計額を用いた。
14. 大卒ダミー
回答者の最終学歴が大卒以上であれば 1 を、それ以外は 0 をとるダミー変数である。
15. 流動性需要ダミー
自宅の取得（建てかえ、買いかえなどを含む）を 1 年以内に予定している人で、かつ新規購入、建てかえ、買いかえによる取得を予定している人を 1、それ以外を 0 とする
ダミー変数である。
16. 時間選好率
質問「1 ヵ月後に 1 万円もらうか、それからさらに 1 年後の 13 ヵ月後にいくらかもら
うかのどちらかを選べるとします。1 ヵ月後に 1 万円もらうこと（A）と 13 ヵ月後に下記の表の a～h の行に指定した金額をもらうこと（B）を比較して、あなた（世帯主）
が好むほうをお答えください。a～h それぞれについて、A なら 1、B なら 2 を○で囲んでください。（それぞれ○は 1 つ）」

選択肢Ａ(円)選択肢Ｂ(円)(１ヵ月後受取)(13 ヵ月後受取)金利(年表示)選択回答欄a10,000

9,500

-5%

1

A

2

B

b

10,00010,000

0%

1

A

2

B

c

10,000

10,200

2%

1

A

2

B

d

10,00010,400

4%

1

A

2

B

e

10,00010,600

6%

1

A

2

B

f

10,00011,000

10%

1

A

2

B

g

10,00012,000

20%

1

A

2

B

h

10,00014,000

40%

1

A

2

B

時間選好率変数は、上記の質問において、全て B を選択した人を 1、a～g まで B を選
択し h では A を選択した人を 2 というように回答者の各回答にしたがって 1～9 までの整数を割り当てた変数である。全て A を選択した人（最も時間選好率が高い人）には 9が割り当てられている。
17. 自信過剰
質問「『自分は盗難にあわないと思う』という考え方は、あなた（世帯主）にあてはま16

りますか。あてはまる番号に○をつけてください。
1 ぴったりあてはまる

2 どちらかというと、あてはまる

3 どちらとも言えない

4 どちらかというと、あてはまらない

5

まったくあてはまらない」に対する回答を 6 から引いた値を用いた。
18. 楽観主義
質問「『結果がよいか悪いかはっきりわからない時は、たいてい、最善を予想する』という考え方は、あなた（世帯主）にあてはまりますか。あてはまる番号に○をつけてください。
1 ぴったりあてはまる

2 どちらかというと、あてはまる

3 どちらとも言えない

4 どちらかというと、あてはまらない

6

まったくあてはまらない」に対する回答を 6 から引いた値を用いた。

17

参照文献
Barber, Brad M. and Terrance Odean (2001) “Boys will be Boys: Gender, Overconfidence, andCommon Stock Investment,” Quarterly Journal of Economics, Vol. 116, No. 1, 261-292.
Barsky, Robert B.,Thomas F. Juster, Miles S. Kimball, and Matthew D. Shapiro (1997) “Preference
Parameters and Behavioral Heterogeneity: An Experimental Approach in the Health andRetirement Study,” Quarterly Journal of Economics, Vol. 112, No. 2, pp. 537–579.
Cargill, Thomas F. and Shoichi Royama (1988) The Transition of Finance in Japan and the UnitedStates: A comparative Perspective: Hoover Institution Press.
Cocco, Joao F. (2004) “Portfolio Choice in the Presence of Housing,” Review of Financial Studies,Vol. 18, No. 2, pp. 535–567.
Flavin, Marjorie and Takashi Yamashita (2002) “Owner-Occupied Housing and the Composition of
the Household Portfolio,” American Economic Review, Vol. 92, No. 1, pp. 345–362.
Friend, Irwin and Marshall E. Blume (1975) “The Demand for Risky Assets,” American Economic
Review, Vol. 65, No. 1, pp. 345–362.
Green, William H (2003) Econometric Analysis 5th edition, Prentice Hall.
Haliassos, Michael and Alexander Michaelides (2003) “Portfolio Choice and Liquidity Constraints,”
International Economic Review, Vol. 44, No. 1, pp. 143–177.
Hamori, Shigeyuki (1992) “Test of C-CAPM for Japan: 1980-1988,” Economics Letters, Vol. 38, pp.
67-72.
Hamori, Shigeyuki (1994) “The Non-Expected Utility Model and Asset Returns: Some Evidence
from Japan,” Japan Journal of Financial Economics,” Vol. 1, pp. 89-99.
Heaton, John and Deborah Lucas (2000) “Portfolio Choice in the Presence of Background Risk,”
Economic Journal, Vol. 110, No. 460, pp. 1–26.
Kinari, Yusuke (2007) “On the Differential in Risky Assets Shares between the United States andJapan,” Osaka University COE Discussion Paper Series No.177.
Mankiw, Gregory N. and Stephen P. Zeldes (1991) “The Consumption of Stockholders andNonstockholders,” Journal of Financial Economics, Vol. 29, No. 1, pp. 97–112.
Mehra, Rajnish and Edward C. Prescott (1985) “The Equity Premium Puzzle,” Journal of Monetary
Economics, Vol. 40, No. 2, pp. 145–161.

18

Merton, Robert C. (1969) “Lifetime Portfolio Selection under Uncertainty: The Continuous-Time
Case,” Review of Economics and Statistics, Vol. 51, No. 3, pp. 247– 257.
Samuelson, Paul A. (1969) “Lifetime Portfolio Selection by Dynamic Stochastic Programming,”
Review of Economics and Statistics, Vol. 51, No. 3, pp. 239–246.

上山仁恵・下野恵子（2005）「住宅購入を考慮した家計の金融資産選択」『金融経済研究』
22 号 pp. 77-94。
関田静香（2007）「マル優制度と家計の資産選択」『金融経済研究』24 号 pp. 24-48。
筒井義郎・晝間文彦・大竹文雄・池田新介 (2007)「上限金利規制の是非：行動経済学的アプローチ」『現代ファイナンス』No. 22, pp. 25-73。
羽森茂之(1996)『消費者行動と日本の資産市場』東洋経済新報社。
蝋山昌一・木村昇平(1985)「金融システムの類型化と日米比較」『大阪大学経済学』第 35
巻、第 1 号～第 3 号。蝋山昌一(1986)『金融自由化』東京大学出版会に再録。

19

表 1 変数の定義
変数名

質問

危険資産比率 1

説明

定式化

投資信託、債券、株式の保 （投資信託＋債券＋11 種の金融商品に分け有額が金融資産総額に占株式）／金融資産額て、世帯の保有額を尋ね める割合
危険資産比率 2ている。合計額も質問し 債券、株式の保有額が金融 （債券＋株式）／金融ている。

危険資産比率 3

資産総額に占める割合

資産額

株式保有額が金融資産総株式／金融資産額額に占める割合
相対的危険許容

あなたの仕事に対する最尤法を用いて推定した

度

報酬の支払い方法とし相対的危険許容度（推定方 いて値を計算てどちらが望ましいで法については Barsky et al.

すかを(1997)参照のこと。）

トラ

4 つのカテゴリーにつあなたの行動は「虎穴に 危険許容度

0:危険回避的～10:危

いらずんば虎児を得ず」

険許容的と「君子危うきに近寄らず」とのどちらの考え方に近いですか
主観的期待収益

株式を運用するとした

危険資産の主観的期待収率

ら、銀行等で預貯金をし 益率

回答の値たときと比べて、この先1 年間に年率何％ぐら
い多くの収益を得られると思いますか
主観的分散

株価の変動の大きさに

危険資産の主観的分散

ついて、どのようにお考

1:分散小さい～5: 分
散大きい

えですか
銀行への信頼銀行はあなたの世帯の銀行に対する信頼度

金融資産を運用する機

1:信頼しない～5: 信
頼する

関として信頼できると思いますか
証券会社への信証券会社はあなたの世

頼帯の金融資産を運用す証券会社に対する信頼度

1:信頼しない～5: 信
頼するる機関として信頼できると思いますか20

持ち家ダミー

失業ダミー

自営業ダミー

現在どのような住居に

実物資産保有の有無

1: 保有する、0: 保有

お住まいですかしない

職業を、民間企業、官公 就業状態

1: 現在働いていない、庁、その他団体、農林漁かつ求職中、0: それ以業、自営業、パート、な外

ど、10 カテゴリーで質

就業状態

問。

1: 個人経営、及び自営業、0: それ以外

年齢

現在の満年齢世帯主の年齢

整数

男性ダミー

性別

世帯主の性別1: 男性、0: 女性

所得（対数値）

昨年１年間の世帯の税所得水準

回答の額（万円）

資産水準

回答の額（万円）

教育水準

1: 大卒以上、0: それ

込み収入
金融資産額（対世帯の金融資産保有額

数値）

を尋ねている。

大卒ダミー

最後に卒業した学校

以外
流動性需要ダミ

自宅の取得等の予定は

ー

ありますか

流動性需要

1: 1 年以内に自宅を購入、建替え、買換え予定、0: それ以外

時間選好率

1 ヶ月後に 1 万円もらう 時間選好率

1: 低時間選好率～9:

か、13 ヶ月後にいくら

高時間選好率かもらうかのどちらが
良いですか
自信過剰

自分は盗難にあわない

自信過剰

と思う

1: 全くあてはまらな
い～5:ぴったり当ては
まる

楽観主義

結果が良いか悪いかは

楽観主義

1: 全くあてはまらな

っきりわからない時は、

い～5:ぴったり当ては

たいてい、最善を予想す

まる

る

21

表 2 推定に用いた変数の記述統計
観測個数

平均値

標準偏差

最小値

最大値

危険資産比率 1

2109

7.697

16.9410100

危険資産比率 2

2115

5.318

13.5710100

危険資産比率 3

2128

3.980

11.8340100

相対的危険許容度

2989

0.455

1.303

0.041

5.829

トラ

3084

3.268

2.354

0

10

主観的期待収益率

1896

11.49351.627

-100

900

主観的分散

2700

3.632

0.854

1

5

銀行への信頼

3103

3.401

0.896

1

5

証券会社への信頼

3035

2.777

0.848

1

5

持ち家ダミー

3111

0.785

0.411

0

1

失業ダミー

3105

0.043

0.203

0

1

自営業ダミー

3105

0.163

0.369

0

1

年齢

3127

55.36814.168

20

88

男性ダミー

3127

0.878

0.328

0

1

所得

2718

621.545538.576010000

所得（対数値）

2711

6.205

0.698

2.303

9.210

金融資産額

2319 1258.383

1381.199

06970

金融資産額（対数値）

2186

6.548

1.371

0

8.849

大卒ダミー

3099

0.270

0.444

0

1

流動性需要ダミー

3044

0.011

0.107

0

1

時間選好率

2619

5.723

2.395

1

9

自信過剰

3078

2.928

0.824

1

5

楽観主義

3090

2.960

0.922

1

5

脚注： 危険資産比率 1 は投資信託、債券、及び株式保有額が、危険資産比率 2 は債券及び株式保有額が、危険資産比率 3 は株式保有額が金融資産額に占める割合である。

22

表 3 基本定式化の推定結果：危険資産比率 1
従属変数：危険資産比率 1係数定数項
相対的危険許容度

限界効果

P-値

P-値

-204.003 0.000

係数

限界効果

P-値

P-値

-202.858 0.000

1.813 0.041

0.453 0.041

トラ

2.729 0.000

0.685 0.000

主観的期待収益率

0.050 0.007

0.013 0.007

0.051 0.005

0.013 0.005

主観的分散

2.224 0.128

0.556 0.127

1.939 0.173

0.487 0.172

銀行への信頼度-6.120 0.000-1.529 0.000-5.809 0.001-1.458 0.000

証券会社への信頼度

13.627 0.000

3.405 0.000

12.525 0.000

3.144 0.000

持ち家ダミー-0.623 0.865-0.156 0.865-1.379 0.701-0.349 0.703

失業ダミー

6.358 0.349

1.670 0.372

6.597 0.320

1.747 0.345

自営業ダミー

2.527 0.480

0.641 0.486

1.581 0.652

0.401 0.655

年齢

0.358 0.003

0.090 0.003

0.440 0.000

0.110 0.000

男性ダミー

1.228 0.796

0.304 0.794

0.401 0.931

0.100 0.931

所得（対数値）

4.182 0.065

1.045 0.064

3.597 0.103

0.903 0.103

金融資産額（対数値）14.135 0.000

3.532 0.000

14.031 0.000

3.522 0.000

大卒ダミー

15.571 0.000

4.085 0.000

14.997 0.000

3.951 0.000

流動性需要ダミー-6.733 0.508-1.593 0.484-7.760 0.443-1.826 0.412

時間選好率

0.545 0.339

0.136 0.338

0.612 0.272

0.154 0.271

自信過剰

4.544 0.003

1.135 0.003

4.007 0.007

1.006 0.007

楽観主義-1.527 0.262-0.381 0.262-2.713 0.045-0.681 0.044σ（誤差項の分散）

33.809 0.000

観測個数

33.106 0.000

1217

1222

危険資産比率 1≦0

807

808

0＜危険資産比率 1＜100

407

411

危険資産比率 1≧100

33-2330.305-2339.169

対数尤度

脚注：従属変数である危険資産比率は 0 から 100 までの値であるため、上限 100、下限 0 の
トービット法で推定を行った。各変数の定義については表 1 を参照のこと。限界効果の標
準誤差はデルタ法を用いて計算した。デルタ法については Green (2003)参照のこと。

23

表 4 基本定式化の推定結果：危険資産比率 2
従属変数：危険資産比率 2
係数
定数項

限界効果

P-値

P-値

-192.831 0.000

相対的危険許容度

係数

限界効果

P-値

P-値

-192.116 0.000

1.711 0.054

0.387 0.053

トラ

2.538 0.000

0.576 0.000

主観的期待収益率

0.054 0.003

0.012 0.003

0.055 0.001

0.013 0.001

主観的分散

1.854 0.204

0.420 0.203

1.479 0.298

0.335 0.298

銀行への信頼度-6.207 0.000-1.406 0.000-5.876 0.001-1.333 0.000

証券会社への信頼度

13.450 0.000

3.046 0.000

12.396 0.000

2.812 0.000

持ち家ダミー-4.901 0.183-1.136 0.193-5.679 0.116-1.325 0.126

失業ダミー

6.161 0.357

1.469 0.381

6.589 0.313

1.582 0.340

自営業ダミー

2.094 0.559

0.481 0.564

1.380 0.693

0.316 0.696

年齢

0.435 0.000

0.098 0.000

0.510 0.000

0.116 0.000

男性ダミー

2.888 0.545

0.641 0.536

1.958 0.674

0.438 0.670

所得（対数値）

4.420 0.052

1.001 0.051

3.932 0.077

0.892 0.076

金融資産額（対数値）11.728 0.000

2.656 0.000

11.664 0.000

2.646 0.000

大卒ダミー

11.802 0.000

2.780 0.000

11.303 0.000

2.665 0.000

流動性需要ダミー-4.731 0.638-1.029 0.624-5.723 0.566-1.235 0.546

時間選好率

0.666 0.246

0.151 0.246

0.756 0.179

0.172 0.178

自信過剰

3.195 0.036

0.724 0.035

2.740 0.065

0.622 0.065

楽観主義-0.629 0.643-0.142 0.643-1.693 0.209-0.384 0.208σ（誤差項の分散）

32.493 0.000

観測個数

31.804 0.000

1219

1224

危険資産比率 2≦0

873

874

0＜危険資産比率 2＜100

343

347

危険資産比率 2≧100

3

3-1992.817-2002.912

対数尤度

脚注：

表 3 の脚注参照。

24

表 5 基本定式化の推定結果：危険資産比率 3
従属変数：危険資産比率 3
係数
定数項

限界効果

P-値

P-値

-179.644 0.000

相対的危険許容度

係数

限界効果

P-値

P-値

-181.408 0.000

0.848 0.364

0.179 0.364

トラ

2.994 0.000

0.631 0.000

主観的期待収益率

0.057 0.002

0.012 0.002

0.058 0.001

0.012 0.001

主観的分散

1.548 0.299

0.328 0.298

0.988 0.494

0.208 0.493

銀行への信頼度-7.680 0.000-1.626 0.000-7.110 0.000-1.498 0.000

証券会社への信頼度

14.307 0.000

3.028 0.000

13.075 0.000

2.755 0.000

持ち家ダミー-4.361 0.249-0.943 0.258-5.334 0.149-1.154 0.159

失業ダミー

5.337 0.446

1.182 0.466

6.106 0.370

1.357 0.395

自営業ダミー

3.832 0.293

0.832 0.305

2.228 0.530

0.476 0.536

年齢

0.353 0.005

0.075 0.005

0.444 0.000

0.094 0.000

男性ダミー

5.979 0.241

1.212 0.220

4.909 0.323

0.997 0.304

所得（対数値）

5.172 0.028

1.095 0.027

4.758 0.038

1.002 0.037

金融資産額（対数値）9.440 0.000

1.998 0.000

9.383 0.000

1.977 0.000

大卒ダミー

11.907 0.000

2.623 0.000

11.220 0.000

2.458 0.000

流動性需要ダミー

0.265 0.979

0.056 0.979-1.198 0.902-0.250 0.901

時間選好率

0.592 0.318

0.125 0.317

0.676 0.242

0.142 0.241

自信過剰

3.387 0.032

0.717 0.032

2.930 0.056

0.617 0.055

楽観主義-1.211 0.384-0.256 0.383-2.296 0.095-0.484 0.094σ（誤差項の分散）

32.287 0.000

観測個数

31.315 0.000

1222

1227

危険資産比率 3≦0

921

922

0＜危険資産比率 3＜100

298

302

危険資産比率 3≧100

33-1763.821-1768.254

対数尤度

脚注：

表 3 の脚注参照。

25

表 6 男性は株式を多く持つ
従属変数：危険資産比率 1
係数
定数項

限界効果

P-値

-28.103

0

男性ダミー

3.049

0.425

σ（誤差項の分散）

44.059

0

観測個数

0.686

従属変数：危険資産比率 2
P-値

0.419

係数

限界効果

P-値

-33.907

0

4.911

0.186

40.14

0

1.056

従属変数：危険資産比率 3
P-値

0.175

係数

P-値

-41.727

0

8.501

0.03

39.051

0

限界効果

P-値

1.679

0.023

2109

2115

2128

1514

1624

1716

100

591

487

408

危険資産比率 1≧100

4

4

4

-3789.429-3158.385-2696.133

危険資産比率 1≦0
0＜危険資産比率 1＜

対数尤度

脚注：危険資産比率 1、危険資産比率 2、及び危険資産比率 3 を定数項と男性ダミーのみに回帰した結果を載せている。従属変数は 0 から 100の値をとる変数のため、下限 0、上限 100 のトービット法を用いて推定した。限界効果の標準誤差はデルタ法を用いて計算した(Green 2003)。
また、危険資産比率 3 のケースに、説明変数として大卒ダミーを追加すると、男性ダミーは 10%水準で有意ではなくなることを確認している。

26

表 7 基本定式化に、資産の 2 乗を追加した推定結果
従属変数：危険資産比率１
係数

P-値

限界効果

P-値

-203.8180.000

相対的危険許容度

1.721

0.051

0.437

0.050

主観的期待収益率

0.051

0.006

0.013

0.006

主観的分散

2.307

0.111

0.586

0.111

銀行への信頼度-5.8210.001-1.4780.001

証券会社への信頼度

13.369

0.000

3.395

0.000

持ち家ダミー-0.1440.968-0.037

0.968

失業ダミー

6.717

0.317

1.799

0.342

自営業ダミー

2.394

0.500

0.617

0.506

年齢

0.333

0.005

0.085

0.005

男性ダミー

1.534

0.744

0.386

0.741

所得（対数値）

4.215

0.059

1.070

0.058

金融資産額（対数値）13.884

0.000

3.526

0.000

金融資産額（対数値）の 2 乗

1.541

0.016

0.391

0.017

大卒ダミー

15.246

0.000

4.063

0.000

流動性需要ダミー-7.5040.460-1.792

0.431

時間選好率

0.487

0.388

0.124

0.388

自信過剰

4.543

0.003

1.154

0.002

楽観主義

-1.5100.263-0.3830.262σ（誤差項の分散）

33.607

0.000

定数項

観測個数

1217
危険資産比率 1≦0807

0＜危険資産比率 1＜100407

危険資産比率 1≧100

3

対数尤度

-2327.886

脚注：従属変数である危険資産比率 1 は 0 から 100 までの値であるため、上限 100、下限 0のトービット法で推定を行った。各変数の定義については表 1 を参照のこと。限界効果の標準誤差はデルタ法を用いて計算した(Green 2003)。また、金融資産の 2 乗項は、多重共線性を避けるために、サンプル平均からの乖離の 2 乗をとってある。

27