特集論文

贈与・遺産格差の計測――所得格差と比較した動向
浜田 浩児（財団法人 家計経済研究所 研究部長）

1. はじめに寄与度等を求めるとともに、贈与・遺産の格差を贈与・遺産を受けたことの有る集団内の格差

親からの贈与・遺産は、補論のように資産と関係が深く、下野（1991）、高山・有田（1996）、と贈与・遺産の有る集団・無い集団の間の格差に分解した。

橘木（1998）、浜田（1998）等において、資産以下、第２節で分析手法について述べ、第３格差との関連で贈与・遺産の分析がなされてい節で贈与・遺産の格差の計測、第４節でその所る。
「消費生活に関するパネル調査」（財団法人

得格差との比較等を行う。最後に、第５節で結家計経済研究所）に基づくものとしても、浜田論を述べる。

（2005）において資産格差と贈与・遺産の関連が分析されているが、所得格差と比較した贈2. 分析手法

与・遺産格差の分析は行われていない。
そこで、本稿では、贈与・遺産格差について、 （1）基礎データ
本稿の贈与・遺産および所得のデータは、財所得格差と比較した分析を行う（ただし、贈与・遺産は過去から蓄積された資産の移転であ団法人家計経済研究所「消費生活に関するパネるのに対し、所得は年々の経常的なものであるル調査」のパネルデータの個票に基づいている。

ため、パネルデータの特性を生かして、過去かこのため、その対象範囲である、2005年に36〜らの累積所得を用いる）。すなわち、本稿では、46歳の女性のパネルの中で、有配偶継続の者パネルデータ（「消費生活に関するパネル調査」） （対象期間中継続して有配偶であった女性）を対象としている。
「消費生活に関するパネル調に基づき、2005年で36〜46歳の有配偶女性とその夫に関し、親からの贈与・遺産の格差につい査」は、1993年に24〜34歳の若年層の女性を全て、相対分散（平方変動係数）等の不平等度に国規模で抽出し、留置法で毎年行われており、よる計測を行い、稼得所得の格差と比較した。

妻（本人）と夫について、双方の親からの贈これに基づき、同一の世代（コーホート）につ与・遺産、前年の年収等が調査されている。

いて2005年と2000年の間の動向をみるととも2005年までの継続サンプル数は約900であるが、に、加齢に伴いより多くの者が遺産を受けるよ

このうち、有配偶継続で本稿の推計に必要な贈うになるといったライフステージ要因の影響を与・遺産や所得のデータが揃っているのは、約除くべく、同年齢階層（36〜40歳の女性）につ200サンプルである。また、調査１年目の1993

いても両年を比較した。

年については、２年目以降と調査項目がかなりまた、相対分散による贈与・遺産格差の要因異なるため、除外した。

分解を行い、夫婦の贈与・遺産の世帯間格差に所得については、前年の勤め先収入、事業収対する夫、妻それぞれの親からの贈与・遺産の入、財産収入、社会保障給付等の年収や税金・6

贈与・遺産格差の計測

社会保険料の年額が調査項目となっている。し差の構成要素による分解ができるから、夫婦のかし、財産収入の支払や仕送りの支払（年額）

贈与・遺産の世帯間格差は、夫、妻それぞれのが把握できず、税金・社会保険料についても無贈与・遺産の格差による分解ができる。すなわ

回答が多いため、財産収入等について支払を控

ち、22222除した純額が得られない。このため、所得の範v =（xu/zu ）vx +（yu/zu ）vy

囲は、勤め先収入と事業収入を合わせた稼得所+2（ xu/zu ）（ yu/zu ）vxvyrxy

得とした。また、贈与・遺産は、過去から蓄積（rxy : 夫、妻の贈与・遺産の相関係数）された資産の移転（資本移転）であるため、そとなり、夫婦の贈与・遺産の格差は、夫、妻それに合わせて、稼得所得も、パネルデータの特れぞれの贈与・遺産の格差にその構成比に基づ

１）性を生かして過去からの累積値を用いた 。対くウェイトを乗じた寄与度と、両者の交差項

象年次は過去10年程度であるが、36〜46歳といvxvyrxyにウェイトを乗じた相互効果に分解できう年齢層から過去の稼得所得のかなりの部分がる。

把握できると考えられる。

さらに、Shorrocks（1980）のように、相対分散で贈与・遺産の構成集団による分解もでき（2）不平等度るから、夫婦の贈与・遺産の格差は、贈与・遺夫婦の贈与・遺産の世帯間格差について、不産を受けたことの有る集団内の格差と贈与・遺平等度による要因分解を行い、夫、妻の親から産の有る集団・無い集団の間の格差による分解の贈与・遺産の寄与度等を計測するとともに、ができる（贈与・遺産の無い集団内の格差はな稼得所得の格差との対比や相関をみた。

い）。すなわち、

この要因分解を行うためには、不平等度がこれらの構成要素に分解できるようなものでなければならない。また、贈与・遺産や稼得所得は

na
̲ 2 2
V=（za/zu｛）1/naΣ
（zi za ）/za ｝
i=1̲z+1/n｛n（zaa222/zuu ）+nbzu ｝

０の場合があるため、格差の尺度は０について（na , nb : 贈与・遺産の有る夫婦、無い夫婦の数、も定義できなければならない。

za : 贈与・遺産の有る夫婦の贈与・遺産の平均、こうした観点から、不平等度としては、相対贈与・遺産の無い夫婦の贈与・遺産は0より分散（平方変動係数）を用いた。夫婦の贈与・n/na＝za/zu）

遺産の相対分散は変動係数vの２乗、すなわち、となり、贈与・遺産の格差は、贈与・遺産の有る集団内の格差にその平均値比（贈与・遺産のn2̲zv =1/nΣ（zii=122有る集団の平均の全体平均に対する比率）に基u ）/zuづくウェイトを乗じた寄与度と、贈与・遺産の（z i : i 番目の世帯の贈与・遺産、zu：同全世帯有る集団・無い集団の間の格差に分解できる。

平均、ｎ : 世帯数）

このような格差の分解は、夫、妻それぞれの贈である。同様に、夫、妻それぞれの贈与・遺産与・遺産の格差についても、同様に行える。
また、贈与・遺産と稼得所得との格差の対比の相対分散vx2 , vy2 は、は両者の平均値の比を考慮して行う。両者の相2n̲xvx =1/nΣ（xii=1222n̲y（yiu ）/xu , vy =1/nΣi=122u ）/yu

関に関しては、上記の交差項や相互効果を両者について計測する。

（xi，yi : i番目の世帯の夫、妻それぞれの贈与・遺産、xu , yu : 同全世帯平均）

3. 贈与・遺産格差の状況と要因分解となる。
Shorrocks（1982）のように、相対分散で格図表−１は、同一の世代（2005年で36〜46歳
7季刊家計経済研究 2006 AUTUMN No.72

図表--1 贈与・遺産の格差の分解（2005年）
夫婦寄与度

構成比平均（万円）相対分散 夫の親 妻の親 相互効果 夫の親
2005年

13216.888

16.2150.405

0.2680.831

夫の親 妻の親交差項 相関係数
妻の親 相対分散 相対分散
0.169

23.46914.2210.9550.052

注: 1）対象は2005年に36〜46歳の女性（有配偶継続）の夫婦でサンプル数は197である
注: 2）夫の親、妻の親の寄与度＝それぞれの構成比の2乗×相対分散注: 3）相互効果の寄与度＝2×夫の親の構成比×妻の親の構成比×交差項

図表--2 贈与・遺産の有無による格差の分解（2005年）
贈与・遺産平均（万円） 相対分散

贈与・遺産有の集団内寄与度
平均（万円） 相対分散

同有無間寄与度

遺産有の割合

双方の親

2005年

13216.888

13.411

590

2.995

3.477

22.3%

夫の親

2005年

11023.469

15.926

879

1.986

7.543

12.5%

妻の親

2005年

2214.22112.316

182

1.510

1.905

12.3%

注: 1）対象は2005年に36〜46歳の女性（有配偶継続）の夫婦でサンプル数は197である
注: 2）寄与度＝贈与・遺産有の平均／全体の平均×相対分散注: 3）双方の親からの贈与・遺産有：少なくとも夫婦どちらかの親からの贈与・遺産がある場合の女性のコーホート）について、相対分散に基贈与・遺産についても同様である。なお、贈づき、2005年における夫婦の贈与・遺産の世帯

与・遺産は、夫の親からのほうが妻の親からよ間格差と夫、妻の親からの贈与・遺産の寄与度りも多い。

等を計算したものである。

なお、贈与・遺産の無い夫婦も含めた平均遺贈与・遺産の格差（相対分散16.888）への寄産は132万円であり、高山・有田（1996）、橘木与を見ると、夫の親からの贈与・遺産の寄与度（1998）等で平均遺産が1000万円を超えているが16.215とほとんどを占め、妻の親からの贈のに比べてかなり小さい。これについては、高与・遺産の寄与度は0.405にすぎない。これは構山・有田（1996）では1992年の郵政省郵政研究成比の差によるところが大きく、格差は、夫の所「家計における金融資産選択に関する調査」、親からの贈与・遺産が23.469、妻の親からの贈橘木（1998）では1990年の同調査によっており、与・遺産が14.221で、寄与度ほど著しい差はな

地価がピークに近い時期を対象としているこい。また、両者の相関係数は小さく、関連は薄と、本稿の対象が36〜46歳でまだ贈与・遺産をいと考えられ、交差項、相互効果も小さい。

受け取っていない者が多く含まれることの影響

次に、図表−２は、やはり相対分散に基づき、が考えられる。

贈与・遺産の格差を、贈与・遺産を受けたことの有る集団内の格差と贈与・遺産の有る集団・無い集団の間の格差に分解したものである（贈4. 所得格差と比較した贈与・遺産格差の動向

与・遺産の無い集団については、贈与・遺産は０であるから集団内の格差はない）。双方の親

図表−３、４は、贈与・遺産の格差の動向を稼の少なくともどちらかから贈与・遺産がある夫得所得（累積）の格差との比較でみたものであ婦は22％と割合が低い一方、その贈与・遺産のる。ただし、贈与・遺産格差が変わらなくても、平均は590万円であり、贈与・遺産がない夫婦稼得所得に比べて贈与・遺産の水準が大きくなとの差は大きい。しかし、贈与・遺産の有る夫

れば、稼得所得の格差に比べて贈与・遺産の格婦の中でも格差があり、贈与・遺産の格差に対差の問題が深刻になる。このため、贈与・遺産する寄与度は、贈与・遺産の有る集団・無い集の対稼得所得比を反映させて、稼得所得の格差団の間よりも、贈与・遺産の有る集団内の格差に換算した所得ベースの贈与・遺産の格差を計のほうが大きい。この点は、夫、妻の親からの算し、稼得所得の格差と比較した。また、稼得8贈与・遺産格差の計測

図表--3 贈与・遺産と累積稼得所得の格差の対比（同世代）
累積所得相対分散

所得ベースの格差
贈与・遺産 相互効果

贈与・遺産 贈与・遺産 累積所得
同左
対所得比 相対分散 との交差項 相関係数

2000年

0.126

0.031

0.016

0.034

26.736

0.232

0.126

（双方の親） 2005年

0.129

0.024

0.006

0.038

16.888

0.081

0.055

夫

2000年

0.129

0.034

0.023

0.026

50.304

0.447

0.175

（夫の親） 2005年

0.135

0.029

0.008

0.035

23.469

0.118

0.066

妻

2000年

2.370

0.264

0.041

0.102

25.207

0.202

0.026

（妻の親） 2005年

1.885

0.041

0.026

0.054

14.221

0.244

0.047

夫婦

注: 1）対象は2005年に36〜46歳の女性（有配偶継続）の夫婦でサンプル数は197である
注: 2）所得ベースの贈与・遺産格差＝贈与・遺産の対所得比の2乗×相対分散注: 3）相互効果＝2×贈与・遺産の対所得比×交差項

図表--4 贈与・遺産と累積稼得所得の格差の対比（同年齢階層）
累積所得
相対分散
0.111

所得ベースの格差
贈与・遺産 相互効果

贈与・遺産 贈与・遺産 累積所得
同左
対所得比 相対分散 との交差項 相関係数
0.350
27.832
0.199
0.043

0.051

0.030

（双方の親） 2005年

0.184

0.074

0.016

0.066

16.859

0.119

0.068

夫

2000年

0.120

0.062

0.043

0.039

39.859

0.546

0.250

（夫の親） 2005年

0.215

0.090

0.028

0.067

19.850

0.206

0.100

妻

2000年

2.084

0.086

−0.0660.072

16.507−0.456−0.078（妻の親） 2005年

2.272

0.055

0.123

0.055

18.143

1.1150.174

夫婦

2000年

注: 1）対象は36〜40歳の女性（有配偶継続）の夫婦でサンプル数は2000年93、2005年81である注: 2）所得ベースの贈与・遺産格差＝贈与・遺産の対所得比の2乗×相対分散注: 3）相互効果＝2×贈与・遺産の対所得比×交差項

所得の多い者が贈与・遺産も多ければ格差が増幅されることになるが、この観点から、両者の相関もみた。

正ではあるが小さい２）。
なお、夫婦の稼得所得の世帯間格差は、ウェイトの大きい夫の稼得所得の格差が拡大したことから、2000年の0.126から2005年の0.129へ拡大（1）同世代の格差の動向している。ただし、大竹・齊藤（1999）、総務

図表−３は、同一の世代（2005年で36〜46歳

省（2002）、浜田（2003）等に示されているよの有配偶女性とその夫のコーホート）について、

うに、所得格差には加齢とともに拡大する面が相対分散に基づき、2000年、2005年における贈ある。一方、妻の稼得所得の格差は縮小してい与・遺産の格差を稼得所得（累積）の格差とのるが、これには、子の成長に伴う妻の就業増加比較でみたものである。の影響が考えられる。

夫婦、夫、妻の親からの贈与・遺産とも、相対分散は稼得所得よりはるかに大きいものの、 （2）同年齢階層における格差の変化
贈与・遺産の対稼得所得比がわずかなため、稼（1）のように、同世代（コーホート）の贈得所得の格差に換算した所得ベースの贈与・遺与・遺産格差の動向については、加齢に伴いよ産格差は小さい。この格差の動向をみると、贈り多くの者が遺産を受けるようになるといった与・遺産の相対分散の動向を反映して、夫婦、ライフステージ要因の影響も考えられる。そこ

夫、妻の親からの贈与・遺産とも、2000年の各で、このような加齢による影響を除くべく、0.031、0.034、0.264から2005年の各0.024、0.029、2000年と2005年の同年齢階層（36〜40歳の女性0.041に低下している。ただし、これには、加齢とその夫）について、相対分散に基づき、贈に伴いより多くの者が遺産を受けるようになる

与・遺産の格差を稼得所得の格差との比較でみといったライフステージ要因の影響も考えられたものが、図表−４である。

る。また、贈与・遺産と稼得所得の相関係数は、稼得所得の格差に換算した所得ベースの贈9季刊家計経済研究 2006 AUTUMN No.72

与・遺産格差の動向をみると、夫婦、夫の親か層（36〜40歳の女性）について2005年と2000年らの贈与・遺産については、2000年の各0.051、を比較した。

0.062から2005年の各0.074、0.090へと、同世代分析結果をみると、贈与・遺産の格差に対しの場合とは逆に格差が高まっている。これは、ては、夫の親からの贈与・遺産の寄与がほとん

贈与・遺産の相対分散は低下したものの、贈どを占め、妻の親からの贈与・遺産の寄与は小与・遺産の増加によりその対所得比が上昇した

さい。両者の相関係数、相互効果は小さく、関ためである。この贈与・遺産の増加については、連は薄いと考えられる。また、贈与・遺産の格

少子化に伴い後の世代のほうが親からの配分が差に対する寄与度は、贈与・遺産の有る集団・高まっている可能性等が考えられる。一方、妻無い集団の間よりも、贈与・遺産の有る集団内の親からの贈与・遺産については、相対分散はの格差のほうが大きい。

上昇したものの、贈与・遺産の対所得比の低下

稼得所得との関連では、贈与・遺産の対稼得により、所得ベースの贈与・遺産格差が2000年所得比がわずかなため、稼得所得の格差に換算の0.086から2005年の0.055に低下している。ました所得ベースの贈与・遺産格差は小さい。また、贈与・遺産と稼得所得の相関係数はやはりた、贈与・遺産と稼得所得の相関も小さい。贈小さい。

与・遺産格差の動向については、加齢に伴いよなお、夫婦の稼得所得の世帯間格差が夫の稼り多くの者が遺産を受けるようになるといった得所得の格差を反映して拡大している点は同世

ライフステージ要因の影響を除くべく、2000年代の場合と同様であり、加齢の影響を除いてもと2005年の同年齢階層について、稼得所得の格これらの格差は拡大しているといえる。しかし、差に換算した所得ベースの贈与・遺産格差を比妻の稼得所得については、同世代の場合とは逆較すると、贈与・遺産の対所得比の上昇によりに、格差が拡大している。これについては、同格差が高まっている。これは、後の世代のほう世代の場合のような子の成長に伴う妻の就業増が親からの贈与・遺産が増加したためである。

加の影響がないことが要因として考えられる。

（補論）
贈与・遺産を受けたことの有る夫婦と無い夫婦の2005年における資産等を比較すると、下表のとおりである。

5. まとめ
本稿では、パネルデータ（財団法人家計経済

贈与・遺産の有無別の資産（2005年）研究所「消費生活に関するパネル調査」）に基づき、2005年で36〜46歳の有配偶女性とその夫に関し、親からの贈与・遺産の格差について、相対分散（平方変動係数）等の不平等度による計測を行い、夫婦の贈与・遺産の世帯間格差に平均（万円）

贈与・贈与・

遺産有遺産無不動産

480877366

金融資産240315218

預金236311215

343−450−552−421

有価証券
借入

対する夫、妻それぞれの親からの贈与・遺産の住宅ローン−428−520−402

寄与度等を求めるとともに、贈与・遺産の格差

他のローン−22−33−19

正味資産270640163

贈与・遺産1325900

夫の親から1104910

妻の親から

22

100

00.470.640.42を贈与・遺産を受けたことの有る集団内の格差と贈与・遺産の有る集団・無い集団の間の格差に分解した。また、贈与・遺産の対稼得所得比を反映させて、稼得所得の格差に換算した所得ベースの贈与・遺産の格差を計算し、稼得所得（累積）の格差との対比や相関をみた。これに基づき、同一の世代（コーホート）や同年齢階
10持家率

注: 1）対象は2005年に36〜46歳の女性（有配偶継続）の夫婦でサンプル数は197である
注: 2）持家率は夫または妻が住宅の名義人に含まれる者の割合であり、住宅の名義が親等である場合も含む通常の持家率（総務省「家計調査」等）
よりも低い

贈与・遺産格差の計測

贈与・遺産の有る夫婦は贈与・遺産の無い夫婦より、正味資産（純資産）が多い。その内訳をみると、贈与・遺産の有る夫婦は不動産が大きく、持家率も高い。
一方、金融資産は多いものの、住宅ローンを中心に借入も大きいため、相殺されている。このように、贈与・遺産の有無は、持家等の不動産に反映されている。
注
１）
ただし、「消費生活に関するパネル調査」では、贈与・遺産は調査時点（10月）、稼得所得は前年の数値を調査しているため、調査対象期間の相違によるタイミングのずれがあるが、累積値では最初と最後の年次への影響のみとなる。
２）
夫婦の贈与・遺産を累積稼得所得に単回帰させると、下表のように、回帰係数のt値の絶対値は各期とも小さく、有意ではない。

夫婦の贈与・遺産を累積稼得所得に単回帰させた分析結果
係数

標準誤差

t値

P値

2000年

0.058

0.040

1.464

0.144

2005年

0.024

0.031

0.769

0.443

注: 1）対象は2005年に36〜46歳の女性（有配偶継続）の夫婦でサンプル数は197である

文献
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主な著書に『93SNAの基礎』（東洋経済新報社，2001）。
社会保障論・経済統計専攻。
（hamada@kakeiken.or.jp）

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