特集論文

低所得世帯とその属性について
坂口 尚文（財団法人 家計経済研究所 研究員）

1. はじめに対的な所得状態の関係について、家計研パネル調査を用い、明らかにする。

政治的な課題としても、またメディアの関心事

本稿の構成は、以下の通りである。続く第２節

としても、所得格差の議論が近年、注目を集めてでは、これまでの先行研究と今回使用するモデルきている。特に昨今の議論の中で注目すべき現象の解説を行う。以降、第３節では使用するデータの一つとして、一時点の所得格差だけではなく、の解説を、第４節では推計結果とその解釈を、第格差の固定化を懸念する声が高まっていることが５節は本稿のまとめと課題について述べる。

あげられる。
データを用いてこの固定化の傾向を示すには、所得をいくつかの分位に分けて、各分位に所属する世帯がその後どの分位にどの程度移動するかを

2. 先行研究と使用するモデル（1）先行研究

追跡することにより固定化を計測する方法があ

日本では、個々の世帯レベルで、経時的に所得る。このような方法を用いた先行研究としては、状態がどのように推移しているかといった、動学

財団法人家計経済研究所の「消費生活に関するパ的な視点からの分析例は多くはない。その大きな

ネル調査」（以下、家計研パネル調査）を用いた

理由の一つが、個人レベルでの動学分析を可能に

樋口他（2003）、太田・坂口（2004）などがあげするパネル調査が、長い間、実施されてこなかっられる。このような分析は直感的でわかりやすい

たことにある。

長所がある半面、どのような属性をもつ世帯が所

一方、比較的早い時期からパネル調査を実施し得階層間を頻繁に出入りしているのか、あるいはてきた欧米では、動学的に分析した事例は数多く留まったままでいるのかが、依然、ブラックボッ存在する。低所得層の分析については貧困の問題

クスになったままという問題が残っている。属性とリンクして記述されることが多い。Aassve et al.

について何も情報を与えないことは、この分析方（2006）では、貧困に関する研究の分析手法を次法の大きな欠点といえる。なぜならば、低所得状の５ つに大 まかに分 けている。 それは（a）

態にとどまる層に対する効率的、かつきめ細かい

Components of varianceモデル（b）ハザード関数対策を検討する場合には、低所得層に陥りやすい

モデル（c）マルコフ推移モデル（d）動学的離散選のはどのような属性をもつ層なのか、あるいは低択モデル（e）要因分解、である。各分析の簡単な所得層から抜け出しにくいのはどういった属性を説明は以下の通りである。

もつ層なのかといったことを的確に把握する必要（a）Components of variance モデルは、個人のがあるからである。そこで本稿では、これらの問

所得の変動を永続的な部分と一時的な部分に分解

いに答えるべく、個人およびその世帯の属性と相し、一時的なショックによらない個々の世帯所得
49

季刊家計経済研究 2006 AUTUMN No.72の分布上の位置を評価するものである。低所得層の所得状態で構成される。これらの意味では、動に関する実証分析では低所得状態に陥るかどうか

学的離散選択モデルは上記のマルコフ推移モデル

といった二値データに情報を集約してしまうことも包含している。

が多いが、この分析では実際の所得額の変動を描

近年の動学的離散選択モデルで特筆すべき分析

写できるという利点がある。ただ一方で、この分として、各状態間の依存性を考慮したBiewen

析では所得額そのものの変化しか捕捉できず、異（2004）のものがある。ある時期にいったん貧困

時点間で異なるであろう各世帯の特性値や世帯構状態に陥ってしまうと、その人の雇用状況や世帯成の変化をモデルに組み込めないという欠点があ形成にも少なからず影響が及ぶことになる。これる。

らの間接的な影響を通じて、過去に貧困であった（b）ハザード関数モデルは、低所得状態にあること自体が、今現在、貧困であるか否かといった世帯が貧困から抜け出すまでの期間を推定するモ状態にも大きな影響を及ぼしていることが考えらデルである。ただ、低所得に関する問題点の一つれる。Biewenのモデルでは、今期の貧困状態を、は、その世帯が一度は低所得状態を抜け出して

過去の貧困状態に依存する部分と個々人の属性のも、程なくしてまた再び低所得状態に陥りやすい

違いによって説明できる部分とに分け、より正確ことにある。単純なハザード率モデルでは、低所なパラメーターの値を推定しようとしている。

得状態を抜け出すまでの期間に焦点をあてていた（e）要因分解による手法は、貧困率の変化をいため、このような状態間の相互移動は考慮されてくつかの要因（世帯構成および人口動態の変化、いなかった。Stevens（1999）のモデルでは、こ賃金構造の変化、労働力率、給付水準等の福祉政の貧困および非貧困状態の継続期間、およびその策の内容）に分け、それらが貧困率の変化にどの状態間の出入りについて複数の方程式を用いるこ程度寄与しているかを評価するものである。さらとで、貧困状態への再度の出入りを含む複数期間には、他の条件を一定としたもとで、例えば給付に及ぶ状態のダイナミクスを記述している。

水準を変化させたとき、それが貧困率にどの程度（c）マルコフ推移モデルは、来期の所得状態がの効果を有するかといった政策的含意を導くこと

今期の状態のみに依存する、異時点間の状態推移も可能である。直感的に把握できるものの、このの関係に単純マルコフ性を仮定したモデルである。

手法ではその要素間自体の関係が不変であるといこのような比較的、条件の強い単純マルコフ性のった強い前提が強いられる。世帯構成の変化は労仮定を置くことにより、ある時点での個人の所得

働力率の変化に影響を与えるであろうし、労働力状態および異時点間での所得状態の推移に、年齢率の変化はまた賃金構造の変化にも影響を与えるや学歴といった個人属性がどのような影響を与えことにもなる。ただ要因分解による分析では、そているか具体的に推計することが可能となる。この算出方法上、分解した要因が互いに独立なものの分析の代表的な例はCappellari and Jenkinsとして扱われることになる。

（2004）によるものである。ただし、１期前の状態に依存するといった単純マルコフ性の強い仮定（2）使用するモデル

は、共変量の２期、３期前の影響といった貧困のどのような属性を持つ人が低所得状態に陥りやラグを伴う構造を表出できず、また逆に即時的なすいのか、あるいは低所得状態のままでいるのか。

影響も考慮できないという制約がつきまとうこと

本稿ではこれらの問いに回答するために、所得状になる。

態のダイナミズムを記述する上記の既存モデルの（d）動学的離散選択モデルは、動学と離散選択

うち、マルコフ推移モデルを用いて分析を行うこの名前が示す通り、異時点間（＝動学）の状態とにする。確かに単純マルコフ推移モデルには上（＝離散選択）変化の推移に着目したものである。

にあげた２期以前の状態をモデルに組み込めない

また離散選択であるため、その状態空間は有限個といった欠点もある。ただ本稿の目的としては、

50

低所得世帯とその属性について

家計研パネル調査を用いた既存の階層間移動の分移の状況である。

析について、どのような属性をもつ世帯が低所得

そこで基本となる状態推移式に加えて、前期の層を出入りしているかを明らかにすることも含ま

状態、すなわち状態推移の条件にあたる初期状態れている。このとき、各年度の各所得分位を状態

式を連立させ、両方程式の誤差項の相関を考慮す空間と捉えれば、各年別にみた世帯の階層間移動ることにより、プーリングしたデータの使用に伴の図式は単純マルコフ過程の枠組みにそのままあう推計値のバイアス問題を回避する。

てはまる。よって、所得の階層間移動を説明するにはマルコフ推移モデルが他の手法よりも自然で二本の方程式の具体的な記述は、おのおのの潜在変数に対して以下の通りに設定する。

あり、また直感的にも分かりやすいものになる。
なお、今回使用するモデルの基本的な構造は

初期状態式

Cappellari and Jenkins（2004）に倣っている。
さて、基本となる方程式は、任意の世帯が低所

‐

‐

‐

得状態に移行する確率に対して、年齢や学歴とい

i=1,…,Nは各世帯を示す添字であり、った属性や世帯員の就業状態といった要因がどの変数ベクトル、およびβはその係数のベクトルで程度の影響を与えているかを示すプロビット方程ある。μi は観測されない各世帯固有の効果で、δ式である。今回の分析では、低所得状態を所得を

it- 1 は（直交）ホワイトノイズである。この２つを５つの分位に分けたときの最下位分位（第Ⅰ分

足し合わせたものと誤差項u it - 1として推計では扱位）と設定する。よって、状態空間はその世帯所
得が第Ⅰ分位に位置するか否かの２つの状態からう。またuは正規分布に従うものと仮定する。潜
在変数р*it- 1が０を超えたとき、前期の状態は低所構成される。また単純マルコフ性の仮定から、当得状態であるとする。

it - 1は説明期の所得状態に位置する確率、例えば低所得に位置する確率は、全確率の公式からその状態を前期

状態推移式の状態で条件付けした確率の総和になる。この性
質から状態推移を表すプロビット方程式は、前期の状態（本稿の場合は低所得に位置したか、そう

初期状態式と同様、i=1,…,Nは各世帯を示す添字でなかったか）によって係数を変える方程式としであり、zit は説明変数ベクトル、およびγ１、γ2はて記述する。

その係数ベクトルである。今期の所得状態を前期

家計研パネル調査は対象数が3,000弱と大きな調の所得状態の条件付き確率として考えるため、前査ではない。サブグループに分けてデータを作る

期の所得状態（低所得状態のときPit -1=1）で異な場合、一定数のデータを確保ができないことがある係数を持たせるようにしている。τi は観測される。そのため、今回はある隣接２年度だけのデー

ない各世帯固有の効果で、ζit は（直交）ホワイト

タを用いるのではなく、複数年度の２カ年データ

ノイズである。この２つを足し合わせたものと誤をプールして、それをあたかも同一時点での隣接差項εitとして推計では扱う。またεは正規分布に従うものと仮定する。初期状態と同様、р*it が２期間データとみなして扱う。
しかしながら、プーリングしたデータを用いる
場合、異時点の同じ対象世帯のデータを同一の俎

０を超えたとき今期の所得状態は低所得状態であるものとする。

上で扱うことになる。つまり、同一世帯ばかりがそして初期状態式の誤差項 u it - 1と状態推移の誤

第 I 分位に集まり、バイアスのかかった条件付き

差項εit の相関は、δit - 1、ζit をホワイトノイズと推移を算出してしまう可能性を考慮しなければな仮定したため、両方程式での観測されない世帯固らない。推計したいものは、あくまで他の条件を有の効果同士の相関にほかならない。この相関の一定としたもとでの、任意の世帯における状態推

値が高いほど、式の関係から、観測されない世帯
51

季刊家計経済研究 2006 AUTUMN No.72

節で提示した階層の水準

図表--1 記述統計量
平均値

最小値

最大値

第１四分位

第３四分位

を決める初期状態の方程

夫の年齢

40.5

27

60

37

44

式とその推移方程式を構

世帯所得（万円）

696.7

60

2,729

496

854

等価所得（万円）

362.8

40

1,768

250

445

成することができる。そ貯蓄（万円）

430.4

0

6,000

50

500

こで、今回の分析におけ

2

0

7

2

2

る主要な説明変数は、従

子ども数

割合

来ながらの賃金関数の推

夫自営業率

13%

妻有職率

52%

計に依拠して、年齢およ

妻正規従業員12%

妻非正規従業員

32%

びその２乗、学歴、職種

対象数

1,220

妻自営業

9%

といったものを変数とし子ども3人以上

23%て取り入れる。これらの東京23区および政令指定都市 25%11%
町村

変数は世帯の主な稼得者であると予想される夫の値を用いる。また分析の対象が世帯所得であるこ

図表--2 分位間の移動数とから、妻の就業状態についてもコントロール変前期

当期

数として組み込むことにする。詳しい説明を必要

第Ⅰ分位

第Ⅰ分位以外

第Ⅰ分位

129

90

第Ⅰ分位以外83918とする主要データの特性、および分析の対象期間については、以下に小節を設けて簡単な記述をしておく。また、使用するデータの記述統計量は図

固有の効果が前期の所得状態と推移確率に強い影

表−１に示している。さらに、全体としてどのく響を与えていることになる。

らい低所得層への流出入があるのか。基本的な情報として使用データから得られる状態推移の概要

なお、このような多方程式プロビットモデルかも図表−２に表記しておく。

ら得られる尤度関数の積分値を、解析的に解くこ

なお、初期状態式および状態推移式とも1期のとはやや複雑であり、また従来の最尤法では推計時間差がある以外、基本的には同じ説明変数を用値にバイアスが発生することが知られている。

いるが、初期状態式については子ども数（３人以Cappellari and Jenkins（2004）による改良した最

上いるかどうかの２値データ）、貯蓄残高を別途

尤推定を用いた分析も存在するが、本稿では確率加えている。子どもの数と世帯所得の関係についシミュレーションによるモンテカルロ積分、いわては、家計研パネル調査を用いた岩田・濱本

ゆるマルコフ連鎖モンテカルロ法を用いて、解の（2004）において、子ども数が３人以上いる世帯

算出にまつわる問題を回避することにする。そのに貧困率が高いという結果が示されている。そのため、推計は事後分布を最大化させるベイズ推定ため有用なコントロール変数と判断して導入する。

の枠組みで行われる。

本分析では世帯人数の平方根で除した等価所得を用いているために、式へ組み込むことに推計上問

3. 使用データ

題がないわけではない。ただ、世帯所得と子ども数の関係については、政策的含意も高いことか

今回の分析の焦点となる各世帯で見た所得分位

ら、今回あえて導入することにした。また、貯蓄間の移動は、世帯所得の水準決定、およびその変残高については、これを今までの所得のストック動の構造を、全体の所得分布との相対で評価しての一部であるとみなし、２期以前の収入履歴の代

いるにすぎない。そのため、人的資本理論等を背理変数として扱う。

景に持つ素朴な賃金決定理論の類推を用いて、前52

低所得世帯とその属性について（1）対象とするコーホートと調査年度

場合、年収が高いほど脱落すると指摘されてい家計研パネル調査を用いた分析では、対象者のる。そこで今回の分析では全期間のデータを用い

年齢をコーホートA（1959〜1969年生まれ）、コ

るのではなく、やや恣意的ではあるが、直近５カーホートB（1970〜1973年生まれ）、コーホートC

年のデータを用いることにする。

（1974〜1979年生まれ）の３つの年齢層で便宜的

なお、所得について家計研パネル調査では調査に区切ることが多い。これは調査の開始年度の違実施時の９月に、前年１年間の所得を尋ねていいに起因するものである。今回の分析では、所得る。そのため、同じ調査において年間所得と他のの第 I 分位に出入りするサンプルに焦点をおくが、調査項目の間には１年のラグがある。所得は１カ分位とはあくまでデータから構成される所得分布

年のスパンであり、他の調査項目の多くは９月のに依存して決まる相対的な概念である。家計研パ

一時点であるという制約は残るものの、所得を他

ネル調査では対象者である妻が20歳代から40歳代の調査項目に回帰させるにあたっては、やはり両であるため、世帯の主な稼得者である夫もほぼそ者を年度の上で統一させたほうが自然である。よれに対応する年代となっている。20歳代から40歳って本稿の執筆時では、家計研パネル調査は2005

代までの所得を比較すると、20歳代の対象の多く年まで調査が行われているが、今回、直近の５カが所得分布の下位に集まることは避けられない。

年を分析するにあたって、対象年は2004年からまた後述するように、今回の分析では等価所得を2000年までの５カ年となる。

使用する。通常ならば若い世代ほど単身世帯が多いために、そのことで所得の順位が相殺される可（2）世帯

能性もあるが、既婚世帯という制約がつくために夫婦２人、あるいはその子どもからなる世帯に比較的若い層が下位に位置する状況に変わりはな

対象を限定している。家計研パネル調査は女性をい。さらに、所得分布の裾が重ければ、年齢によ対象にした調査であるため、男性の単身世帯は含らない一定数の当該対象を確保できるが、家計研まれない。そのため、家計研パネル調査では無配

パネル調査のサンプルサイズは対象者レベルで偶の対象者の世帯所得を、有配偶の対象者と同じ

3,000未満であるため、分布の裾は大規模な横断面

所得分布の上で論じることはできない。よって、調査に比べれば軽いものである。このような年齢

結婚および離婚による所得変化を今回の分析の枠が相対所得の位置に与える強い影響を極力除外す

組みの中では取り扱うことができない。また、親るために、今回は上記３つの年齢コーホートのうと同居している世帯を取り扱うことは可能である

ちコーホートAのみを用いる。

ものの、所得額の決定および変動の要素を多岐にまた、前述したように、今回は所得階層間の出わたらせることになり、過度にモデルを複雑化さ入りについて単純マルコフ連鎖を仮定するため、せてしまうため、今回は対象から除外することに分析を行うためには各対象につき連続２カ年のデした。

ータをそろえればよい。そのため、使用する連続
２期間のデータがすべてそろう対象者について、 （3）所得そのデータをプーリングして分析を行う。もちろ

所得の単位は１年間の税込み年収である。妻にん、分析の期間が長いほうがデータ数は確保できも収入がある場合は、それを合算した世帯年収をる。ただし長期のデータを分析する場合は、サン用いる。所得の源泉は勤め先の年収ないし事業収プル脱落の影響が無視できなくなる。特に今回の入であり、財産収入、社会保障給付等は含めてい場合は分位という相対概念を用いるために、高所ない。なお分析では、夫が有職者である世帯に限得、あるいは低所得に偏った脱落が続いた場合定している。また、世帯人数の影響を調整するた

は、推計値に大きな影響を与える。実際、坂本

め、所得を世帯人数の平方根で除した値で評価し（2006）では家計研パネル調査では有配偶世帯のている。推計では、モデルの節で言及したとお53

季刊家計経済研究 2006 AUTUMN No.72

図表--3 初期状態式の推計結果れない個々の世帯の異質

説明変数

事後分布中央値

90％信用下限

90％信用上限性の相関を意味してい

夫の年齢

0.00

−0.04

0.04

夫の年齢2乗

0.00

0.00

0.00

た。すなわち、説明変数

中学

0.28

0.07

0.50 *

専門・専修、短大・高専

0.25

0.06

0.43 *

−0.54

−0.70

−0.39 *

−0.18

−0.39

0.01

自営業

−0.34

−0.58

−0.10 *

常勤の職員・従業員

−0.55

−0.78

−0.33 *

意味している。特に、今パート・アルバイト、嘱託・その他

−0.11

−0.26

0.03

回はプーリングしたデー

東京23区および政令指定都市

−0.22

−0.37

−0.07 *

町村

−0.32

−0.54

−0.10 *

向が強く表れたものと思

貯蓄額（百万円）

−0.04

−0.06

−0.03 *

子ども３人以上

0.33

0.18

0.47 *

われる。この結果から

定数項

0.05

−0.60

0.72

学歴（高校卒を基準）

大学・大学院
自営業（夫）
妻の就業状況（無職を基準）

都市規模（下記以外の市を基準）で表される他の条件をコ
ントロールした上でも、当初第 I 分位にいた世帯
は、次の期もまた第 I 分位に位置しやすいことをタを用いたため、その傾は、所得階層間の移動について状態推移式のみの年次ダミーあり*は90％信用区間が0をまたがないもの

単一方程式で推計することは、推計値にバイアスを発生させることにつな

図表--4 学歴別の所得状態
最終学歴がることが理解できる。

対象数

第Ⅰ分位

第Ⅰ分位以外

中学

115

36%

64%

高校

445

16%

84%

専門・専修、
短大・高専

170

30%

70%

図表−３は初期状態式の推計結果を示したもの

25

44%

56%

である。係数の値が正に大きいほど、その属性を

120

32%

68%

短大・高専

25

8%

92%

大学・大学院

490

10%

90%

専門・専修
（入学資格 要件なし、
無回答）
専門・専修
（入学資格 高校卒）

（1）初期状態式持つ対象が第 I 分位に位置している確率が高いことになる。逆に負に大きい場合は、位置する確率が低いことになる。
年齢については、係数の値がほぼ０であり、第I 分位に位置する確率にほとんど影響を与えていり、所得５分位の第 I 分位を低所得層と設定し、ない。同一世帯が重複して扱われるプーリングデ

この層に含まれる場合を1、その他の分位に含まータであること、また、第１四分位が36歳、第３れる場合を０とする２値データに置き換える。各四分位の間が43歳と対象者の年齢分布の幅が小さ分位の設定は、調査年度ごとに使用サンプルのみ

いことに起因しているものと思われる。
次に学歴２）についてみてみると、大学・大学院で設定する。

卒業の場合、係数が−0.54と高校卒に比べて第 I
１）

4. 推計結果

分位に位置する確率が低くなる結果が得られている。また逆に、中学卒では0.28と確率が高くなっ

まず両方程式の推計結果を見る前に、得られたている。これらの結果は修めた学歴の高さに沿っ両方程式間の相関係数について言及しておく。相て、第 I 分位に位置する確率がより低くなること

関係数の推計結果は、事後分布の中央値で0.61、を示している。ただ、専門・専修、短大・高専卒

90％信用区間が（0.53 , 0.69）であった。両方程式に関しては、高校卒業よりも第 I 分位に位置して間には正の相関があることが確認できる。この値いる確率が高い結果となっている。なお、この結は、方程式に表れる各種説明変数だけでは捉えき果を実数としてより具体的に把握するため、図54

低所得世帯とその属性について

図表--5 状態推移式の推計結果 １期前が第 I 分位

いことになる。

説明変数

事後分布中央値

90％信用下限

90％信用上限

最後に、３人以上子ど

夫の年齢

0.01

−0.05

0.07

夫の年齢2乗

0.00

0.00

0.00

もがいる世帯について

0.52

0.08

0.98 *

学歴（高校卒を基準）
中学

は、その係数が0.33と他の係数と比較して大きな

0.69

0.27

1.15 *

−0.20

−0.54

0.16

−0.51

−0.94

−0.08 *

自営業

−0.64

−1.25

−0.05 *

常勤の職員・従業員

−0.38

−0.92

0.14

すく、これは前述した岩

パート
・アルバイ
ト、
嘱託・その他

−0.31

−0.63

0.02

田・濱本（2004）の結

東京23区および政令指定都市

−0.02

−0.42

0.38

町村

−0.05

−0.54

0.46

ろん、等価所得で評価し

定数項

−0.02

−1.09

1.02

ているため子ども数が多専門・専修、
短大・高専
大学・大学院
自営業（夫）
妻の就業状況
（無職を基準）都市規模（下記以外の市を基準）

年次ダミーあり*は90％信用区間が0をまたがないもの

ものになっている。すな
わち、子どもが多い世帯
ほど第 I 分位に位置しや果と符合している。もちいほど、その世帯所得は小さくなることには留意する必要がある。

表−４では学歴別の位置階層の割合を示している。
図表−４を見ると、専門・専修、短大・高専卒の（2）状態推移式

中でも特に高校卒業の要件を必要としない専門・

この方程式では、前節で示したように、第 I 分

専修学校のカテゴリーで第 I 分位に位置する割合

位とその他の分位の２つの状態間の移動を、１期が大きくなっている。逆に、短大・高専卒では第前の状態別に分けて係数を推定している。係数がI分位に位置する割合は低い。

正に大きいほど、前期の状態が第 I 分位だった場

就業に関連する変数ついては以下のことが示さ

合は、引き続き第 I 分位とどまる確率が高いといれている。夫が自営業の場合、90％信用区間は０うことであり、また前期の状態がそれ以外の分位をまたいでいるものの、おおむね第I分位に位置すであった場合は、第 I 分位に下がる確率が高いとる確率は低いと評価してよいようである。一方、いうことである。推計結果は１期前が第Ⅰ分位の妻の就業状況に目を向けると、妻が正規の従業員

場合は図表−５に、第 I 分位以外の場合は図表−６として就業している場合は、妻が無職である場合にそれぞれ示している。

よりも第 I 分位に位置する確率が低いことがわか

まず、年齢に関しては、初期状態の推計値と同る。また妻が自営業に従事している場合も、係数様、前期の状態がいずれの場合も、推移についての値は−0.34と第 I 分位に位置する確率を押し下

大きな影響を与えていなかった。年齢幅が狭いこげる効果があるようである。夫と妻、両方の所得と、そして所得が分位という相対的な位置で評価が合わさるため、それだけ世帯所得の相対的な位されていることに起因していると考えられる。

置が高まることは容易に予想できる。ただし、妻３）夫の学歴については、初期状態のときと同様、がパート・アルバイト、嘱託・その他 といった

中学、専門・専修、短大・高専の学歴で前期の状形態で就業している場合は、係数の90％信用区間

態にかかわらず係数が正になっている。これらのが０をまたぎ、他の就業状態に比べて、その効果

学歴では、高校卒に比べて第Ⅰ分位に残留する確が若干弱いものとなっている。

率も第Ⅰ分位に下がる確率も高いということであ

貯蓄残高の係数は−0.04であり、90％の信用区る。一方、大学・大学院卒業の場合は、中央値で間も0をまたいでいない。この結果からは、貯蓄評価した係数がいずれも負の値となっている。た

残高の多い世帯ほど、第I分位に位置する確率は低だし、１期前が第 I 分位に位置していた場合は、55

季刊家計経済研究 2006 AUTUMN No.72

図表--6 状態推移式の推計結果 1期前が第 I 分位以外て弱いものの、第Ⅰ分位

説明変数

事後分布中央値

90％信用下限

90％信用上限に下がりにくくする効果

夫の年齢

0.01

−0.04

0.06

夫の年齢2乗

0.00

0.00

0.00

は有しているようである。

中学

0.40

0.14

0.66＊

専門・専修、
短大・高専

0.28

0.05

0.50＊

大学・大学院

−0.81

−1.00

−0.63＊

自営業
（夫）
ダミー

−0.13

−0.37

0.11

−0.50

−0.79

−0.21＊

第 Ⅰ 分位に位置しやす

学歴（高校卒を基準）

妻の就業状況
（無職を基準）自営業

5. おわりに
今回の分析では、所得を５分位に分けたとき、常勤の職員・従業員

−0.79

−1.06

−0.53＊

パート
・アルバイ
ト、
嘱託・その他

−0.16

−0.33

0.01

くなる属性、ならびに、

東京23区および政令指定都市

−0.23

−0.40

−0.05＊

第Ⅰ分位からの移動およ

町村

−0.22

−0.47

0.02

び残留に影響を与えてい

定数項

0.13

−0.87

1.19

る要因を明らかにした。

都市規模（下記以外の市を基準）

年次ダミーあり＊は90％信用区間が０をまたがないもの

主として、夫の学歴、妻の就業状態、子どもの数が、その世帯の所得分位

90％信用区間が０をまたいでおり、初期状態式の間の推移に影響を与えているようである。

ときほど高校卒との違いがはっきりと出ているわ（1）夫の学歴に関しては「高校卒」を基準としけではない。ただ、前期が他分位のときの係数がたとき、「大学・大学院卒業」の層で第Ⅰ分

中央値で−0.81と高い値を示していることから、位に位置しない、また下がらない確率が高

そもそもが大学・大学院卒の場合は第Ⅰ分位になく、逆に「中学卒」、「専門・専修、短大・高る確率自体がかなり低いといえる。

専卒」で第Ⅰ分位に下がる確率、および第Ⅰ夫の職業が自営業である場合は、１期前が第Ⅰ分位に残留する確率が高くなっていた。

分位に属していた場合、今期は他の分位に移る確（2）妻の就業に関しては、妻が自営業、あるい率が高い。これは自営業者の所得が雇用者のそれは常勤の職員として働いている場合は無職のに比べて変動が高いことを反映しているものと考場合に比べて第Ⅰ分位に下がる確率が低い。

えられる。一方で、前期が他分位であった場合パート等による就業についても、その効果はは、係数の信用区間は０をまたぐものの、中央値

上記２つに比べて弱いものの、無職の場合にでは−0.13であり、第Ⅰ分位に下がる確率が雇用比べれば下がりにくい結果となっている。ま者に比べれば若干、低いようである。

た、妻が就業していた場合ある時期に第Ⅰ分

妻の就業状況については、まず前期が第Ⅰ分位位に位置したとしても、次の期には他の階層であった場合は、中央値ですべて負値になっておに移りやすい傾向が概してあるといえる。

り、妻が無職の場合よりは第Ⅰ分位から他分位へ（3）子どもが３人以上いる場合は、第Ⅰ分位に上昇する確率が高い。ただ、90％信用区間はすべ位置する確率が高い。必ずしも所得の高い層て０をまたいでおり、上方移動に対して強い効果が多くの子どもをもうけているわけではないが認められるわけではない。他方、前期が第Ⅰ分

ようである。

位に位置しなかった場合、妻が自営業あるいは正最後に、今回の分析の問題点を指摘して本稿を

規の従業員であれば安定した世帯所得の源泉が２閉じることにする。今回の分析では所得分位といつあるために、そのような世帯が第Ⅰ分位に下がう相対的な所得の概念を用いたが、低所得層の問る確率はかなり低いといえる。パート等による就業題を論じるにおいて、より重要と考えられるのは、形態においても、その効果は他の就業状態に比べ最低限の生活水準を維持するのに必要な絶対的な56

低所得世帯とその属性について

所得水準である。実際、第Ⅰ分位に位置する世帯の多くは生活に困窮するレベルにまではないと考えられる。さらに相対所得を用いたときの問題点
は、分位間の移動の多さが流動性という側面をもつ一方、所得変動が大きいという不安定さをも表していることである。これは社会的にみて望ましいことではないのかもしれない。特に、１ないし２年という短期の場合は所得変動の色彩が色濃く出る。
そのような問題を和らげるためにも、所得の絶対水準を用いた分析を並行して行う必要がある。
ただ、家計研パネル調査では、1）サンプルの主体が女性である、2）年齢幅に制限がある、3）サン
プルサイズが比較的小さい、といった標本設計上の制約により、所得絶対水準の分析を行う上で一定の対象数を確保することが難しい。今後、日本においても他の様々なパネルデータが整備、拡充
されるにつれ、絶対水準での所得ダイナミズムに焦点をあてた分析が行われることが期待される。
注1）ベイズ推計の事前分布には以下のものを使用した。係、分散共分散行列Σには、数βにはβ〜N（0 , 0.01 I）。ここで、Iは単位行列、Nは正規分
Σ〜IW（5 , 5 I ）布、IWは逆ウィッシャート分布を示している。また事
後分布からのサンプリングでは、最初の1,000個を捨てて残り10,000個の標本を採用している。
2）
中退は卒業に含めない。
3）家計研パネルでの正規の従業員、パート・アルバイト、
嘱託・その他の定義は、すべて自己申告によるものである。
文献「
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ほか編『女性たちの平成不況』日本経済新聞社，2004，
共著）。労働経済学専攻。

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