「資産の形成 ・円滑な世代間移転と税制の関係に関する研究会」最終報告書 （前編）

「資産の形成 ・ 円滑な世代間移転と税制の関係に関する研究会」
最終報告書 （前編）

２０２０年７月「資産の形成 ・ 円滑な世代間移転と税制の関係に関する研究会」

目次

最終報告書（前編）の取りまとめに当たって

1

＜論文＞

3

相続税・贈与税と株式投資

大野

裕之・林田

実 ……

5

～『個人投資家の証券投資に関する意識調査』による意見形成の要因分析～

資産形成促進税制のあり方について國枝

繁樹 …… 37

相続税改革と家計の貯蓄行動

野村

容康 …… 65

濱秋

純哉 ……101－個票データに基づく効果分析－

世代間資産移転税制が贈与行動に与える影響－先行研究の展望と集計データに基づく分析－i「資産の形成・円滑な世代間移転と税制の関係に関する研究会」
委員等名簿
令和２年３月31日現在
座

長

井堀

利宏

政策研究大学院大学特別教授

委

員

阿南

博之

デロイト トーマツ税理士法人 パートナー大野裕之

東洋大学経済学部教授

國枝

繁樹

中央大学法学部教授

酒井克彦

中央大学商学部教授

竹内

幹

野村

容康

獨協大学経済学部教授・当研究所客員研究員

濱秋

純哉

法政大学経済学部准教授

宮本

佐知子

野村資本市場研究所研究部主任研究員

吉井一洋

大和総研金融調査部制度調査担当部長

山田直夫

日本証券経済研究所主任研究員

田口順一

日本証券業協会政策本部調査部長

石津知則

日本証券業協会政策本部証券税制部長

増井

喜一郎

日本証券経済研究所理事長

大前忠

日本証券経済研究所常務理事

高木隆

日本証券経済研究所特別嘱託・日本証券業協会特別顧問

オブザーバー研究所

一橋大学大学院経済学研究科准教授

［敬称略］

ii

「資産の形成・円滑な世代間移転と税制の関係に関する研究会」
開催状況〇第５回（2017年９月29日）「証券投資による相続税対策に関する意見形成要因の分析」
大野裕之氏（東洋大学経済学部教授）「相続税改革と家計の資産選択」
野村

容康氏（獨協大学経済学部教授・当研究所客員研究員）「優遇措置による歪み：投資相続ゲーム実験からの推定」
竹内幹氏（一橋大学大学院経済学研究科准教授）「2015年相続税増税に対する家計の反応－個票データを用いた実証分析－」
濱秋

純哉氏（法政大学比較経済研究所准教授）〇第６回（2017年11月29日）「引退前後の中高年世帯の貯蓄動向」
北村

智紀氏（ニッセイ基礎研究所主任研究員）「高齢者の資産選択と税制」
國枝

繁樹氏（一橋大学国際・公共政策大学院准教授）〇第７回（2018年２月８日）「相続税制度と家計の遺産行動：日本のデータを用いた分析」
新見陽子氏（アジア成長研究所准教授）「少額投資非課税制度（NISA）の計量経済学分析～平成26年度『個人投資家の証券投資に関する意識調査』個票データを用いて～」
大野

裕之氏（東洋大学経済学部教授）〇第８回（2018年４月６日）「The Intra－Family Division of Bequests and Bequest Motives : Empirical Evidence from a
Survey on Japanese Households（相続財産の分割と遺産動機：我が国の世帯調査に基づく実証分析）」濱秋

純哉氏（法政大学経済学部准教授）「証券税制と家計の資産保有」
山田

直夫氏（日本証券経済研究所主任研究員）

iii

〇第９回（2018年６月20日）「相続税改革と高齢者の資産保有－個票データに基づく効果分析－」野村

容康氏（獨協大学経済学部教授・当研究所客員研究員）「相続税と株式投資～『個人投資家の証券投資に関する意識調査』による意見形成の要因分析～」大野

裕之氏（東洋大学経済学部教授）〇第10回（2018年９月６日）「税制と個人大株主の株式移転」
折原

正訓氏（筑波大学システム情報系社会工学域助教）「2015年相続税増税と贈与行動」
濱秋

純哉氏（法政大学経済学部准教授）〇第11回（2018年11月13日）「世代間資産移転と相続税」
北村

行伸氏（一橋大学経済研究所教授）「高齢者の資産選択と税制：アップデート」
國枝

繁樹氏（中央大学法学部教授）〇第12回（2019年１月29日）「超高齢社会における相続と Decumulation」
野尻哲史氏（フィデリティ退職・投資教育研究所所長）「How Risk Preference change : A case of temporal variations」
竹内幹氏（一橋大学大学院経済学研究科准教授）○第13回（2019年５月27日）「相続税評価等が家計の資産選択に与える影響について（追加報告）」丹生健吾氏（日本証券業協会政策本部証券税制部長）「相続税と株式投資～『個人投資家の証券投資に関する意識調査』による意見形成の要因分析：アップデート～」大野

裕之氏（東洋大学経済学部教授）

iv

○第14回（2019年９月20日）「相続税がもたらす土地住宅市場の歪み」
山崎

福寿氏（日本大学経済学部教授）「世代間資産移転税制と贈与行動－2015年相続税増税に対する家計の反応－」
濱秋

純哉氏（法政大学経済学部准教授）〇第15回（2019年11月１日）「相続税改革と高齢者の貯蓄行動－個票データに基づく効果分析－」野村

容康氏（獨協大学経済学部教授・当研究所客員研究員）「認知能力，自信過剰とリスク回避度の高齢者の資産選択への影響と我が国の租税政策への含意」
國枝

繁樹氏（中央大学法学部教授）v

最終報告書（前編）の取りまとめに当たって

座長

井

堀

利

宏

本研究会は，日本証券業協会の問題意識を受け，投資リスクの軽減を図り，経済成長に寄与する投資を促進するための税制措置や，リスク資産の円滑な世代間移転のための環境の実現に向けた政策体系や方向性等について，実証分析も含めた調査・研究を行い，望ましい政策を提言することを目的として設置された。
平成29年２月の設置後，研究会では，個人の資産形成の現状分析，資産の取得・保有・売却・相続を巡る内外の税制の整理，上場株式に係る税制の中立性に関する検証など，日本証券業協会の問題意識を踏まえた検討課題について，それぞれの分野に通じた委員等から報告を受けて意見交換を行い，その結果を踏まえ，平成29年10月に中間報告書を取りまとめて日本証券業協会に提出した。
研究会では，中間報告書の提出後２年半にわたって，実証分析や実験の経過・結果に関する研究者委員の報告，関連分野の研究成果に関する外部有識者の報告を聴取し，それらを巡って意見交換を重ねてきた。今般，４人の研究者委員から，それぞれの研究成果を整理した論文が提出されたので，これらを取りまとめ，最終報告書（前編）として日本証券業協会に提出するものである。
研究会では，今後，これまでの実証分析・実験の結果を踏まえ，日本証券業協会から提起された問題意識を巡って総括的な意見交換を行いたいと考えており，それを基に座長「最終取りまとめ」を整理した上，残された研究者委員の論文と合わせて最終報告書（後編）を取りまとめ日本証券業協会に提出する予定である。

1

＜論

文＞

相続税・贈与税と株式投資～『個人投資家の証券投資に関する意識調査』による意見形成の要因分析～＊

大
林

要

野
田

裕

之†
実‡

旨

本研究は，個人投資家の株式投資が進まない日本の状況を，相続税と贈与税の観点から検証した。相続税とそれに深く関連する贈与税の現行制度では，株式等は不動産に比して「冷遇」されている。そこで，このことについて個人投資家がどのように考え，どのようなことを望んでいるかを，日本証券業協会実施の『個人投資家の証券投資に関する意識調査』の７年分の個票データを，３種の質的データの分析方法で解析した。
その結果，「株式保有による相続税・贈与税の優遇」を強く求める確率が，金融総資産が多いほど高くなり，株式や投信保有しているほど高くなった。一方，そのための４つの具体的施策については，限界効果を与える要因は３例しかなかった。「上場株式の相続税制」を有利にする具体案への賛否については，不動産同様，「上場株式の相続税評価は，時価の80％とすべき」を選択する確率に対して，全ての説明変数が有意な限界効果を示した。相続財産として残したい資産については，女性は男性に比して，また年齢が高い人ほど「現金・預金」を選ぶ確率が高く，金融総資産が高い人と投信保有者はそれが低い。有価証券（上場株式等）を遺したいという人は収入，年齢が高く，男性で，株式保有者が多かった。金融総資産が増えると「保険」が選ばれる傾向がある。一方，株式保有者は，「有価証券（上場株式等）」を相続財産として増やすことも，逆に減らすこともある傾向が認められたことは興味深い。

Ⅰ．はじめに「貯蓄から投資へ」が叫ばれて久しい。しかし，我が国家計の金融資産の構成は，諸外＊本稿の作成にあたっては草稿の段階から，井堀利宏座長を始め「資産の形成・円滑な世代間移転と税制の関係に関する研究会」参加の各委員から貴重なコメントを頂いた。また，第76回日本財政学会では日本証券経済研究所の山田直夫氏から有益なコメントをもらった。記して謝したい。
†東洋大学経済学部教授‡北九州市立大学経済学部教授

5国と比べて依然として預貯金偏重である。2016年９月末時点で，個人金融資産に占める「株式・債券・投信」の割合は，米国が35.8％，ドイツが19.4％であるのに対し，我が国は11.3％という水準である。反対に，「現金・預金」の割合は，米国が13.9％，ドイツが39.1％であるのに対し，我が国は52.3％もの高水準にある１）。家計の証券投資を税制面からも後押しするために，1990年代末より金融税制の改革が進められてきているが，これをみる限りその成果が表れているとは言い難い２）。
一方，年代別に資産構成割合を見てみると，年代が上昇するに従い株式保有割合は上昇
するが，60代をピークに以降は下がり始める。60代といえば退職年齢であるから，資産を流動性の高いものに変更するということはあろう。しかし，それと同時に相続を考え始める年代であろうから，相続税制の影響と無関係であるかどうかは探求に値する。というのも，相続税制においては，土地・建物などの不動産が，株式などの金融資産に比べて優遇されているという指摘がなされているためである。実際，種類別相続財産の構成比をみると，2010年時点で，土地・家屋などの不動産が50％近くを占めるのに対し，有価証券の割合は10％程度となっている３）。日本証券業協会が2015年に実施した『相続に伴う個人投資家の動向等について』でも，そうした相続財産としての不動産への志向の高さを裏付ける
結果がいくつか報告されている４）。こうした，相続税制における上場株式等を含む金融資
産の不利益的取り扱いが，上場株式等への投資を阻害しているとすれば，これを改めない
限り，「貯蓄から投資へ」の促進は望めないであろう。
相続税制に限らず，税制や広く政策・制度変更一般には世論の後押しが必要であることはいうまでもない。ならば，どういう人が，すなわち人のどういう属性が，彼らの意見形
成や投資行動に影響を与えているかを明らかにすることは，世論形成の取組にとって重要であると考える。本研究はそれを目的とする。相続税に関して，土地・建物などの不動産と，株式等の有価証券との扱いの違いに関する人々の意識に関する学術的研究は，筆者らの知るところ存在しない５）。本稿が初めての試みであると認識している。
より具体的には，日本証券業協会が実施する『個人投資家の証券投資に関する意識調査』（以下『調査』とよぶ）というアンケート調査から，相続税制に関する設問を選び，それに対する回答を，回答者の属性や投資行動で解析する６）。『調査』の設問構成上，目的変数は予め用意された複数の選択肢を選ぶようにデザインされているため，その具体的な内容に応じ，３種類の質的目的変数の解析手法を用いて，そうした分析を行う。
本稿の構成は以下の通りである。まず，次節では，日本の相続税制において，不動産が株式等金融資産に比して優遇されている制度の詳細を説明する。第Ⅲ節では，本研究で用いた『調査』の詳しい内容と，そこから用いる変数の詳細を説明する。第Ⅳ節では，４つの設問の内容に応じた分析手法を説明し，第Ⅴ節で結果を報告する。第Ⅵ節は本稿のまとめであり，本稿で十分に対応できなかった問題点と，それを踏まえた今後の研究の方向性を展望して，本稿を締めくくる。

6

Ⅱ．相続税と株式投資等に関する制度の概要

１．不動産と株式等との扱いの相違
本節では，相続税制における土地・家屋等不動産の扱いと株式等金融資産の扱いの相違を詳述する。相続税の納税額は，課税ベースである財産評価額に適用税率を乗じた額として算出される。財産評価額については，土地の場合には路線価が用いられるが，これは実
勢価格（実際に取引が行われた場合の取引額）の80％程度だといわれている。一方，建物の場合，固定資産税評価額（建築費の50～70％程度）が用いられるが，これもほぼ同程度だといわれている。これは，その適用期間中に価格変動のリスクがあることを考慮しての措置であるとされる。両者とも，改訂は年１回である。
さらに，土地については，2015年相続税改正前は，小規模住宅の宅地は240m2までは相続税評価額が80％減額となった。例えば，地積400m2で評価額4,000万円の土地を相続した
場合，１m2あたりの評価額は10万円であるから，10万円×240m2×0.8＝1,920万円減額となる。その結果，相続税評価額は2,080万円（＝4,000万円－1,920万円）にまで圧縮される。
さらに，特定事業用等宅地７）については，居住用宅地と併せて限度面積が400m2とされていたので，評価額の減額は3,200万円となり，評価額は800万円まで減額される。2015年相続税改正後はこれがさらに拡充されているが，これについては次項に譲る。
一方，株式の場合，相続開始日の取引所終値の100％で評価される。周知のように，株価は短期間で大きく上下動する。したがって，株価が相続発生時に高額であったが，その後大きく下落した場合，多額な納税額に比して実際に売却して得られる金額はずっと小さくなる可能性がある。不動産の場合には納税額の予見可能性が高く，相続人の負担は比較的小さいのに対し，価格変動が考慮されていない株式の場合，相続ではそのリスクを全面的に被ることになる。しかも，前述のように宅地に関しては特例措置があるが，株式等にはそういうものは存在しない。これが，子などの相続人の負担を慮る被相続人は，相続財産として不動産に傾斜しがちで，株式などを選びにくくなる所以である。
２．2015年相続税改正
平成25（2013）年度税制改正では，平成27（2015）年１月１日以降の相続から適用される改正が以下のように定まった８）。改正点は大きく４点ある。ひとつは，基礎控除の変更である。これにより，相続税対象者の範囲が変った。2014年12月31日までは，5,000万円プ
ラス1,000万円に法定相続人数を乗じた額を加えた額であったが，2015年１月１日以降は3,000万円プラス600万円に法定相続人数を乗じた額を加えた額になった。基礎控除額の縮小であり，この結果，相続税納税義務者は大きく増えた。２点目は，相続税の税率構造の多段階化で，改正前は各法定相続人の取得金額が「１億円超～３億円以下」は40％であっ7

たが，これから「２億円超～３億円以下」を分離し，適用税率を45％とした。同様に，これまで「３億円超～」は50％となっていたものを，これから「６億円超」を分離し適用税率を55％とした。一方，未成年者と障害者については控除額を，それぞれ，20歳までの１
年につき６万円から10万円に，85歳までの１年につき６万円から10万円に引き下げられた。
株式による相続との公平性で特に問題になるのは，４点目の小規模住宅等の特例である。
改正前は，240m2までの居住用の宅地面積は評価額の80％が減額対象であったが，これが330m2にまで拡大された。先の数値例を使うと，評価額の減額は10万円 ×330m2×0.8＝
2,640万円になる。評価額は2,080万円から1,360万円にまで減額されることになる。さらに，居住用土地の330m2に加えて，特定事業用等宅地等400m2まで合算が許される。改正前は，両者の合計が400m2まで特例が適用されていたが，改正後は合算が許される結果，合計730m2まで適用可能となる。貸付事業用の宅地についても，200m2を限度に50％の評価額の減額が認められることになった。
このように，2015年税制改正では，それまでに存在していた不動産，特に土地と株式との間の，相続財産としての不公平が拡大された。
３．贈与税と相続時精算課税制度
ここで，相続税と関係の深い贈与税についても簡単に触れておきたい。死亡を原因として納税義務が発生するのが相続税であるのに対し，贈与税は生前での資産の贈与により発生するので，両者は原則的に別個の税制ではある。すなわち，相続税とは別に，贈与時の評価額に対し，年間110万円を限度に控除した残余に，最高税率55％の累進税率で課される９）。しかし，実際のところ，近い将来に自分が死去することを念頭に，死亡前に財産の一部を相続人に贈与する形で贈与が行われることが多い。また，原則的には相続税と切り離して課税されるが，後述する相続時課税清算制度を選択しなくても，３年以内に相続が発生した場合には，相続税の課税価格に加算される。こうした点で，相続税と贈与税は密接な関係にある。実際，次節以降で取り上げる『調査』の２つの設問では，贈与税は相続税と一体的に扱われている。
贈与税についても，相続税と基本的には同じで，「不動産優遇・金融資産冷遇」となっていて，それはその評価額に凝縮されている。すなわち，不動産の場合には実勢価格の80％程度で，年１回の頻度でそれが定められるのに対し，株式の場合は時価の100％で，しかもそれは日々反動する。そのため，死亡（相続開始時点）と納税期限の間で大きな価格変動があれば，納税者は過剰な負担を負いかねない。こうした点は，相続税と同じである。
ところで，贈与税には相続時精算課税制度とよばれる特別な制度がある。その名のとおり，贈与税を相続時に清算する制度である。これは，原則として60歳以上の父母又は祖父
母から，20歳以上の子又は孫に対し，財産を贈与した場合に適用を選択できる10）。この場
合，父母又は祖父母が亡くなった時には，相続財産にかかる相続税額の計算上，複数年にわたり，最大2,500万円まで控除が可能となる。限度額を超えた部分には一律20％の税率8がかかるというものである。端的に言えば，この制度を選択して贈与を受ける場合，相続発生までの間，最大2,500万円まで贈与税を回避できるということである。また，それを超えた部分にかかる，最高55％の累進税率も回避できる。一方で，通常の贈与税の課税で認められている，年間110万円の控除は使えない。
この制度そのものは不動産や上場株式等どちらにも適用可能であるが，価格変動のリス
クの大小という，両資産の特徴の違いがここにおいても際立つ。例えば，2,000万円の贈与を不動産として受けた場合と上場株式等で受けた場合，この制度を選択すれば，ともに相続時までは無税となるが，相続時までの間に価値が大きく下落しても，相続税額の算出にあたっては，どちらも2,000万円が用いられる。先述の通り，不動産価格の変化は小さいため，2,000万円の不動産の価値はそれほどおおきく落ちこむことはないであろうが，株価の場合にはその可能性がある。むろん，上昇する場合には逆に上場株式等が有利になるが，それはあくまでも結果論であり，そうしたリスクを嫌う受贈者は，上場株式等で贈与を受けることを望まないであろうし，贈与者もそれを考慮すると上場株式等を解約して，例えば現金で渡すことを考えるであろう。こうした傾向は，不動産においては生じにくい。このことか
ら贈与や相続を念頭におく人は，資産として，上場株式等より不動産を選択しやすい。

Ⅲ．使用するデータ

１．データの概要『調査』は2006年より毎年実施されている。調査方法は，2016年までは郵送で，2017年
以降はインターネットを用いている。2009年から「相続税と株式投資」関係の質問があり，今回は2009年から2016年までのデータを用いた11）12）。回答数と回答率（カッコ内）は以下のとおりである。
2009年：1,095（51.8％），2010年：992（48.4％），2011年：967（45.0％），2012年：
1,050（47.7％），2013年：1,108（48.2％），2014年：1,143（52.0％），2015年：1,044（47.5％），2016年：2,024（40.5％）。
２．相続税と株式投資に関する設問
これら８年分の調査には，相続税と株式投資に関する設問が４つある。これらへの回答
が次節以降で展開される分析の被説明変数になる。以下，それぞれ敷衍する13）。
①

設問１
まず，設問１は以下の，相続税・贈与税の軽減の是非を問うもので，2009年～2014年の６年分の調査で行われている14）。

9

「若年層へ資産移転を行い，幅広い年齢層の投資を促進させるため，相続税や贈与税を軽減するべきとの意見もありますが，このような意見についてあなたはどのように思いますか。」
これに対して，以下の１～６までの選択肢を選ばせている15）。
１

よいと思う，２はいえない，５

まあよいと思う，３

よいとはいえない，６

どちらともいえない，４

あまりよいとわからない

当該変数の分布は以下の図表１のとおりである。「よいと思う」と「まあよいと思う」
を合わせた肯定者は全体の約63％を占めている。一般に人々は減税を好むことから，この結果は驚くに値しない。
図表１．設問１の回答分布
変数

名

相続・贈与軽減に対する態度

値

内

容

１

よいと思う

2,408

40.4

２

まあよいと思う

1,283

21.5

３

どちらともいえない

1,079

18.1

４

あまりよいとはいえない

387

6.5

５

よいとはいえない

316

5.3

６

わからない

485

8.1

5,958

100

合計

②

実数

割合

設問２
設問２は設問１で是認する人だけに，証券投資促進のための具体的優遇措置を問うものである。2009年～2012年の４年分のデータがある16）。具体的には以下のとおりである。
「証券投資を促進するために相続税・贈与税について一定の優遇を行うことが考えられますが，例えば，以下のうち，どのような優遇があるとよいと思いますか。（１つだけ）」
これに対し，以下の１～４の選択肢をひとつだけ選ばせる。
１ 贈与税の非課税枠の拡充（例えば，現在の110万円までの非課税枠の金額の引き上げ）
２ 相続時精算課税制度の拡充（例えば，現在の2,500万円までの生前贈与の非課税
枠の金額の引き上げ）３ 相続・贈与における上場株式等の評価方法の見直し（例えば，現在，相続・贈与開始の日の最終価格などで評価しているが，現行制度の70％相当額とする）

10

４ 投資額の所得控除（例えば，贈与や相続を受けた資金で投資を行った場合には，その投資額を課税対象の所得から差し引く）
当該変数の分布は以下の図表２のとおりである。半数以上の人が，贈与税の非課税枠の拡充を選択している。相続時精算課税制度の拡充も36％に及ぶ。
図表２．設問２の回答分布
変

数

名

値

内

容

実数

割合

１

贈与税の非課税枠の拡充（例えば，現在の110万円までの非課税枠の金額の引き上げ）

1,136

51.0

２

相続時精算課税制度の拡充（例えば，現在の2,500万円までの生前贈与の非課税枠の金額の引き上げ）

800

35.9

どのような優遇
３
措置が良いか

相続・贈与における上場株式等の評価方法の見直し（例えば，現在，相続・贈与開始の日の最終価格などで評価しているが，現行制度の70％相当額とする）

143

6.4

４

投資額の所得控除（例えば，贈与や相続を受けた資金で投資を行った場合には，その投資額を課税対象の所得から差し引
く）

149

6.7

2,228

100.0

合

③

計

設問３
設問３は，
「上場株式の相続税制について，どのように考えますか。（複数可）」という問いに対して，以下の１～９の９つの選択肢から，いくつでも選ばせる。2015年調査から，設問１および２が消滅し，代わりに設問３が採り入れられた。2016年もこの設問があるので，今回は2015～2016年の２年間分のデータで分析を行っている。
１

上場株式の相続税評価は，現行制度どおりでよい

２ 上場株式の相続税評価は，他の財産の相続税評価との比較から時価から80％程度割り引くべき17）３ 上場株式の相続税評価は，死亡日の前１年程度の期間で判定すべき（死亡日前，直近３か月では判定期間が短い）
４

上場株式の相続税評価は，他の資産（不動産や保険）と比べて不利である

５

上場株式の相続時にも保険のように非課税枠が必要である

６ 上場株式の株価は日々の値動きがあり，死亡日と納税時の間に価格変動リスクが存在するため価格変動リスクを考慮した上で相続税評価がなされるべき18）７ 親子間で上場株式を継続保有することで円滑な資産移転が可能となるような税制

11が必要である８

保有している上場株式を生前に贈与しやすいような課税制度が必要である

９

その他（具体的に）当該変数の分布は以下の図表３のとおりである。この問いにはいくつ回答を選んでもよいので，分布表も選択肢ごとに，選んだ人（「値」が１）と選ばなかった人（「値」が０）の割合を表示した。「７親子間で上場株式を継続保有することで円滑な資産移転が可能となるような税制が必要である」，「８な課税制度が必要である」，「６保有している上場株式を生前に贈与しやすいよう

上場株式の株価は日々の値動きがあり，死亡日と納税時の間に価格変動リスクが存在するため価格変動リスクを考慮した上で相続税評価がなされるべき」の順で選んだ人の割合が高く，それぞれ38.5％，31.6％，28.7％となっている。
逆に，第Ⅱ節で詳述した「４べて不利である」が，「９上場株式の相続税評価は，他の資産（不動産や保険）と比その他」を除けば最低の12.9％となっている19）。
図表３．設問３の回答分布

変

数

名

値

実数

割合

0

2,464

80.3

1

604

19.7

２．上場株式の相続税評価は，他の財産の相続税評価との比較から
時価から80％程度割り引くべき

0

2,603

84.8

1

465

15.2

３．上場株式の相続税評価は，死亡日の前１年程度の期間で判定すべき（死亡日前，直近３か月では判定期間が短い）

0

2,690

87.7

1

378

12.3

４．上場株式の相続税評価は，他の資産（不動産や保険）と比べて
不利である

0

2,671

87.1

1

397

12.9

0

2,186

71.3

1

882

28.7

６．上場株式の株価は日々の値動きがあり，死亡日と納税時の間に価格変動リスクが存在するため価格変動リスクを考慮した上で相続税評価がなされるべき

0

2,577

84.0

1

491

16.0

７．親子間で上場株式を継続保有することで円滑な資産移転が可能となるような税制が必要である

0

1,888

61.5

1

1,180

38.5

８．保有している上場株式を生前に贈与しやすいような課税制度が
必要である

0

2,097

68.4

1

971

31.6

0

2,878

93.8

1

190

6.2

合計（全項目）

3,068

100

１．上場株式の相続税評価は，現行制度どおりでよい

５．上場株式の相続時にも保険のように非課税枠が必要である

９．その他

12

④

設問４
４番目の設問は，相続税対策のために構成を増減させる資産を選ばせるものである。これは，2016年調査の１回だけ行われている。具体的には，以下の２つの問いになる。
「あなたが，もし御自身の相続対策を考え，資産配分の構成を変更しようと考えた場
合，以下のどの財産の構成割合を増加しようと考えますか。（３つまで）」「逆に，財産の構成割合を減少させようと考えるものは以下のなかでどれですか。（３
つまで）」これらの設問に対し，以下の１～９の選択肢を最大３つまで選ばせる。
１ 現金・預金 ２ 不動産 ３ 有価証券（上場株式等） ４ 貴金属 ５ 美術品
６

信託

７

保険

８

特になし

９

その他（具体的に）この設問は大変興味深いが，「３つまで」という条件を取り入れた分析手法が想起できないという難点がある。この点については後述する。
３．説明変数
説明変数には，利用可能なデータから，これまでの類似の分析を踏まえて，以下の，①金融総資産，②年収，③年齢，④性別，⑤株式保有，⑥投信保有の６つを用いた。また，
データが多年度にわたるため，各年の株式市況を示す変数が必要と考えられる。そのため，
東証株価指数（TOPIX）の月末終値の年平均の値でそれを示すこととし，これを⑦ TOPIXとした20）21）。
以下，①～⑥について敷衍する。尚，設問１～３のそれぞれにおいて，推定期間が異なるため，いずれの説明変数の分布表も掲載は巻末付録に譲る。
①

金融資産「あなたが現在保有している金融商品の合計額はいくら位ですか。預貯金以外については時価で計算してください。（１つだけ）」という問いに対する，以下の９段階の値を用いた。
（ⅰ）10万円未満，（ⅱ）10～50万円未満，（ⅲ）50～100万円未満，（ⅳ）100～300万円未満，（ⅴ）300～500万円未満，（ⅵ）500～1,000万円未満，（ⅶ）1,000～3,000万円未満，（ⅷ）3,000～5,000万円未満，（ⅸ）5,000万円以上②

年収
年収を以下の８段階から選ばせる問いへの回答を用いた。

13

（ⅰ）300万円未満，（ⅱ）300万円～500万円未満，（ⅲ）500万円～700万円未満，（ⅳ）
700万円～1,000万円未満，（ⅴ）1,000万円～1,200万円未満，（ⅵ）1,200万円～1,500
万円未満，（ⅶ）1,500万円～2,000万円未満」，（ⅷ）2,000万円以上③

性別
男性を１，女性を２とするダミー変数である。

④

年齢「20歳～24歳」から「70歳以上」までの，５歳刻みの11段階の回答を用いた。
⑤

株式保有
株式保有は「保有」を１，「非保有」を０とするダミー変数である。

⑥

投信保有
投資信託は「保有」を１，「非保有」を０とするダミー変数である。

⑦

TOPIX
各年の月末終値の年中平均を用いた。

Ⅳ．分析手法22）

１．設問ごとの解析方法
前節でみたように，被説明変数となる設問１から設問３までの回答は，いずれも質的変数である。しかも，それらに順序のあるものとないもの，ひとつだけ選ぶものといくつ選
んでもいいものがあり，形式が異なっている。そのため，設問ごとに適切な分析手法を選ぶ必要がある。
設問１は，相続税・贈与税優遇の是非について，ひとつだけ選択肢を選ばせるものであり，しかもその選択肢には，「１望ましい」から「５望ましくない」まで，明確な順序がある。こうした設問では，順序プロビットモデルとその限界効果を用いるのが常套である。ただし，ここでは，「６わからない」は除去して分析することとした23）。

設問２は，証券投資促進のための具体的な優遇措置を問うもので，ひとつだけ選択肢を選ばせるが，設問１と異なり，その数値には順序はない。そこで，多項ロジット（m-logit）とその限界効果を用いることとした。
設問３は，上場株式の相続税制に関する意見を問うもので，９個の選択肢の中から，い14

くつでも選択が可能である。これらの数値にも順序はない。そこで，各選択肢が選ばれる
か選ばれないかを独立に推定することとし，単純プロビットモデルを用いることとした24）。
尚，設問４は，前述のとおり，「３つまで」選ばせる場合に適した分析手法が見つからない。そこで，各変数が独立に選ばれるか選ばれないかの二項データとして扱い，単純プ
ロビットモデルを適用した。詳細は後述する。
２．多項ロジットモデル
ここでは，設問２で用いる多項ロジットモデルについて，紙面を割いて説明する25）。設問１で用いる順序プロビット，設問３で用いる単純プロビットについては，標準的な手法であるため，説明は割愛する。
複数の選択肢を選ぶ多項選択モデルには大きく分けて，多項ロジット（multinomial logit）と多項プロビット（multinomial probit）モデルとがある。多項プロビットモデルは，いわゆる IIA26）問題が生じないので理論的には優れているが，選択肢が増えていくと，推定に当たって必要な積分ができなくなるという大きな問題を抱えている。他方，多項ロジッ
トモデルは推定が簡単であるかわりに，IIA の問題を回避できない。しかし，我々の分析対象となる問の回答肢には IIA 問題が深刻であるようなものは含まれていないので，本稿
では多項ロジットモデルを使って，推定・検定を行うことにした。
被調査者 i が J ＋１個の回答肢から一つの選択肢を選ぶ場合を考える。i が選択肢 j を選
ぶ選択確率を以下のようにモデル化する。
'

p ij =

e xiβ j , β = 0, j = 1,…, J .
0'J∑ r =0e xiβr

この時，以下の式が成立する。これを多項ロジットモデルと呼ぶ。
log

p ij K= b jk xik = xi' β j , j = 1,…, J .
p i0 ∑k =0

推定には最尤法を用いる。また，πij を x ik で偏微分すると次の marginal effect（限界効果）
を得る。
J
∂p ij


= p ij  b jk − ∑p ir b rk 
∂xik


r =0

marginal effect を標本平均から推定したものを，average marginal effect と呼ぶ。本項では，
この average marginal effect を（平均）限界効果として分析を行った。

Ⅴ．分析結果１．設問１
順序プロビットの推定結果は図表４のとおりである。P 値を見ると，株式保有と TOPIX

15

が１％水準で有意，投信保有が５％水準で有意，金融総資産が10％水準で有意となった。
それ以外の収入，年齢，性別はいずれも非有意である。有意となった説明変数の係数推定値の符号はいずれも負である。これらの変数はいずれも，値の小さい回答選択肢を選ばせる方向に働いていることがわかる。すなわち，金融総資産が多い人ほど，株式保有者は非保有者に比して，投信保有者は非保有者に比して，相続税や贈与税の軽減をよいことだと思う傾向が示唆された。人々は概して税の軽減には肯定的な意見を持つ傾向があるが，これらの株式や投信に関する変数がこの傾向を強めているのは，これらの資産が前述のような，相続税，贈与税に関する冷遇があるからこそであると解釈できる。TOPIX については，
シンプルに，株価が上がれば相続財産評価額が上がり，納税額も増えるので税負担が高くなるため，それを忌避して，TOPIX の値が高いときほど肯定的意見の確率を高めると解釈できる27）。
図表４．設問１（株式保有による相続税・贈与税優遇の是非）への順序プロビッ
トモデルのパラメータ推定値（2009年〜2014年）
係数推定値

標準誤差

金融総資産

－0.0197076

0.0110206

－1.79

0.074

収入

－0.0182798

0.0133637

－1.37

0.171

年齢

0.0110066

0.0068488

1.61

0.108

性別

－0.0078092

0.0359126

－0.22

0.828

株式保有

－0.1160310

0.035802

－3.24

0.001

投信保有

－0.0748930

0.0320222

－2.34

0.019

TOPIX

－0.0003411

0.0000815

－4.19

0.000

cut value 1－0.6748739

0.1115326

cut value 2－0.0689344

0.1112489

cut value 3

0.6094656

0.1116303

cut value 4

1.05438

0.1128590

観測数
対数尤度
2

z値

P値

5,289
－7,237.1177
41.72

LRχ

2

疑似 R

0.0029限界効果の結果は，以下の図表５のとおりである。図表４で有意な影響が検出された変数についてだけを掲載している。金融総資産が１カテゴリー上昇すると，「よいと思う」
は0.77％上昇し，それ以外の選択肢の選択確率は全て減少する（有意水準10％）。株式保有者は非保有者に比して，投信保有者は非保有者に比して，「よいと思う」がそれぞれ4.5％，2.9％高く，それ以外の選択肢は全て低い（有意水準，それぞれ１％，５％）。
TOPIX が１ポイント上がると，「よいと思う」の選択確率は0.013％上昇し，他の選択肢の確率は全て減る（有意水準１％）。このように，これらはいずれも，「よいと思う」だけの16

確率を増やし，「どちらかといえばよいと思う。」以下の確率はすべて減らしている。ここにあげたいずれの説明変数についても，中立的意見や否定的意見だけでなく，「どちらかといえばよい」も減って，その分「よいと思う。」の選択確率が高まっていることは特筆に値する。つまり，これらの説明変数の影響は，曖昧な賛意ではなく，強い賛意の表出といえよう。
図表５．設問１（株式保有による相続税・贈与税優遇の是非）への順序プロビット分析の限界効果（2009年〜2014年）
金融総資産 年収 年齢 性別
よいと思う

株式保有

投信保有

TOPIX

0.04541＊＊＊0.02943＊＊0.00013＊＊＊0.00774＊ －－－どちらかというとよいと思う－0.00069＊ －－－－0.00341＊＊＊ －0.00265＊＊ －0.00001＊＊＊

どちらともいえない－0.00293＊ －－－－0.01701＊＊＊ －0.01113＊＊ －0.00005＊＊＊

あまりよいとはいえない－0.00186＊ －－－－0.01111＊＊＊ －0.00706＊＊ －0.00003＊＊＊

よいとはいえない－0.00226＊ －－－－0.01387＊＊＊ －0.00859＊＊ －0.00004＊＊＊（注） アステリスク＊，＊＊，＊＊＊はそれぞれ，10％，５％，１％有意水準で有意であることを示す。

２．設問２
設問２への多項ロジットモデルの限界効果の推定結果は図表６のとおりである。一見してわかるのは，４つの選択肢のいずれについても，係数推定値に有意な値を得た説明変数が少ないということである。統計的に有意な結果は，以下の３つのみである。
（ⅰ）女性は男性に比して，「贈与税の非課税措置の創設」を選択する確率が低い（有意水準５％）。
（ⅱ）収入は「株式等の評価額の見直し」の選択確率を押しあげる（有意水準10％）。
（ⅲ）年齢は「投資額の所得控除」の選択確率を引き下げる（有意水準１％）。
設問２は，設問１で肯定的意見を表明した人のみに答えさせているものであるにもかかわらず，４つの明確な選択肢に対して，それぞれの説明変数があまり効いていないのは意外な結果である。しかし，この「意外な結果」の原因は，肯定的意見を表明した投資家でも，具体的な対策を念頭においてそうしたわけではなく，漠然と減税がよいと考えたにすぎず，そのため具体的な対策を選ばせる段階では，各選択肢に意見が散ってしまうためではないかと考えられる28）。
いずれにしても，上記（ⅰ）～（ⅲ）の解釈を試みよう。まず，（ⅰ）「贈与税の非課税措置の創設」に対して，女性は男性よりも賛成していない。男性に比して，女性はこの選択肢を選択する確率が5.8％低い。これは，不動産や株式等の相続財産の贈与など，高額贈与については，主に男性が意思決定を行っているという我が国の伝統の現れではないか。
すなわち，是非は別として，高額な財産処分は男性主導で行われるため，女性である回答

17

者はこうした措置に関心を持ちにくいということである。次に，（ⅱ）「上場株式等の評価
方法の見直し」については，収入が高いほど賛成者が多い。収入のカテゴリーが１つ上がると，この選択肢を選択する確率が0.7％高くなる。高所得者は様々なポートフォリオを選択可能である。もし，株式がいまより相続に有利になるような税制改正があれば，ポー
トフォリオ選択の幅がさらに広がるので，その改正には賛同すると解釈できよう。最後に（ⅲ）「投資額の所得控除」については，年齢が上がると賛同者が少なくなった。具体的には１歳上昇すると，1.0％小さくなる。これには，選択肢の括弧内の説明が影響を及ぼしている可能性が高いと考える。すなわち，その説明は，財産を受ける相続人（子など）が自己の相続税負担を軽減するための措置を例示している。回答者の年齢が上がるほど，既に自身は相続財産を受け取り終わっている可能性が高いので，この措置は自分自身の問題ではなく，自分の子などが取るべき措置として認識されやすくなる。そのため，この措置がすぐれたものとは認識されにくい。そうしたことの現れと考えられる29）。
図表６．設問２（具体的な改善策）への多項ロジット分析の限界効果（2009年〜2012年）
金融総資産

収入

年齢

性別

株式保有 投信保有 TOPIX

贈与税の非課税枠の拡充（例えば，現在の110万円までの非課税枠の金額の引き上げ）

－

－

－

－

－

－

－

贈与税の非課税措置の創設（例えば，祖父母等が購入した上場株式等で，祖父母等において３年以上保有されたものを子・孫等に贈与した場合には，子・孫等１人につき1,000万円まで贈与税を課さ
ない）

－

－

－

－0.058641＊＊

－

－

－

相続・贈与における上場株式等の評価方法の見直し（例えば，現在，相続・贈与開始の日の最終価格などで評価しているが，現行制度の70％相当
額とする）

－

0.00737＊

－

－

－

－

－

投資額の所得控除（例えば，贈与や相続を受けた資金で投資を行った場合には，その投資額を課税対象の所得から差
し引く）

－

－

－0.01047＊＊＊

－

－

－

－

（注） アステリスク＊，＊＊，＊＊＊はそれぞれ，10％，５％，１％有意水準で有意であることを示す。

３．設問３
本設問に対しては，複数の選択肢を選択可能であることから，各選択肢が選ばれるか選

18

ばれないかの２択の分析を行った。プロビットモデルを推定する多くの研究では，係数推定値の符号だけを報告するが，これは定量的な大きさよりも定性的な方向性にだけ関心があるためと考えられる。しかし，本研究では，他の２つの手法による分析と整合的に，限界効果を算出し論ずることとした30）。なお，「９．その他」は分析対象から外した31）。
① 「上場株式の相続税評価は，現行制度どおりでよい」
図表７．設問３へのプロビット分析の限界効果（2015年〜2016年）〈１〉
金融総資産 収入 年齢
上場株式の相続税評価
は，現行制度どおりでよ
い

－

－

－

性別

株式保有

－0.08613＊＊＊ －0.06387＊＊＊

投信保有

TOPIX

－

－0.0002738＊＊＊（注） アステリスク＊，＊＊，＊＊＊はそれぞれ，10％，５％，１％有意水準で有意であることを示す。

男性に比して女性が「現行通りでよい」を選ぶ傾向が小さい。その差は，8.6％である。
必ずしも明確な解釈が可能なわけではないが，女性のほうが細かな制度についての知識に乏しいため，複雑な現行制度の是非を判断しにくいためということもあり得よう。株式保有者はともに非保有者に比して，「現行通りでよい」を選ばない傾向がある，すなわち「現行通り」を望まない確率が6.8％高い。TOPIX の結果は，TOPIX が１ポイント上昇すると，「現行通り」を望まない確率が0.03％高くなる。株価が上がれば，納税額が増えるため，
このような意見をもつものだと解釈できる。
② 「上場株式の相続税評価は，時価の80％程度とすべき」
図表８．設問３へのプロビット分析の限界効果（2015年〜2016年）〈２〉
金融総資産

収入

年齢

性別

株式保有

投信保有

TOPIX

上場株式の相続
税評価は，時価0.01116＊＊＊ 0.01317＊＊ 0.007450＊＊ －0.03561＊＊ 0.08224＊＊＊ 0.04149＊＊＊ －0.00032＊＊＊の80％程度 と すべき（注） アステリスク＊，＊＊，＊＊＊はそれぞれ，10％，５％，１％有意水準で有意であることを示す。

全ての説明変数が少なくとも10％水準で有意な限界効果を得ており，性別と TOPIX 以
外は，符号は正である。金融総資産が１カテゴリー上昇すると，この選択肢が選ばれる確率は1.1％高まる。年齢が１カテゴリー上昇すると，選択確率は0.7％高まる。株式保有者
は非保有者に比べて，投信保有者は非保有者に比べて，この選択肢を選択する確率が，それぞれ8.2％，4.1％高い。金融総資産が多いほど，収入が多いほど，年齢が高いほど，株式保有は非保有者に比して，投信保有は非保有者に比して，この選択肢を選択する傾向が高い。これは，金融資産が多い投資家や収入の多い投資家ほど，第Ⅱ節で紹介したような
株式等による相続による不利が大きく出る可能性が高いためだと考えられる。年齢につい19

ては，高齢になるにしたがって相続の問題が身近になってくるので，株式等による相続の不利を認識しているのであろう。
一方，女性が男性に比して，これを選択する傾向が3.5％小さい。この傾向は，やはり知識の問題かもしれない。必ずしも明確な解釈が可能なわけではないが，TOPIX の符号が負になるのは，株価が高いほど80％では割に合わないと考えて，この選択肢は選ばない
ようになるということもあるのではないか。
③ 「上場株式の相続税評価は，１年程度の期間で判定すべき（直近３か月では判定期間が短い）」
図表９．設問３へのプロビット分析の限界効果（2015年〜2016年）〈３〉
金融総資産 収入
上場株式の相続税評価は，１年程度の期間で判定すべき（直近３か月では判定期間が短い）

－

－

年齢

性別

0.00726＊＊ －

株式保有

投信保有

0.06976＊＊＊ 0.04139＊＊＊

TOPIX
－

（注） アステリスク＊，＊＊，＊＊＊はそれぞれ，10％，５％，１％有意水準で有意であることを示す。

少なくとも10％水準で有意な限界効果を得ているのは３つであり，いずれもこの選択肢の選択確率を押し上げる。年齢が１カテゴリーあがると選択確率は0.7％上昇する。また，株式保有者，投信保有者はそれぞれの非保有者に比して，それぞれ6.9％，4.1％，選択する確率が高い。このことは，株式や投信の保有者は，非保有者に比して，株価の変動やそれにともなう相続税上のリスクを実感としてよく知っているため，相続時から３か月では短すぎることを知っているからであると解釈できる。年齢の符号が正であるのは，年齢が高いほど，投資経験が長く，株価の上下動による損益の経験が豊富であるためではないか。
④ 「上場株式の相続税評価は，他の資産（不動産や保険）と比べて不利である」
図表10．設問３へのプロビット分析の限界効果（2015年〜2016年）〈４〉
金融総資産

収入 年齢 性別

上場株式の相続税評価は，他の資産（不0.01880＊＊＊ －動産や保険）と比べて不利である

－

－

株式保有

投信保有

TOPIX

0.06934＊＊＊

0.04319＊＊＊－（注） アステリスク＊，＊＊，＊＊＊はそれぞれ，10％，５％，１％有意水準で有意であることを示す。

金融総資産，株式保有，投信保有の３つのみが有意な限界効果を得ている。金融資産の保有額が１カテゴリー上がると，これを選択する確率は1.9％高まる。株式保有者は非保有者に比べて，投信保有者は非保有者に比べて，これを選ぶ確率がそれぞれ6.9％，4.3％
高い。これは，相続財産としての株式の不利さをよく知っているためであろう。

20

⑤ 「上場株式の相続時にも保険のように非課税枠が必要である」
図表11．設問３へのプロビット分析の限界効果（2015年〜2016年）〈５〉
金融総資産 収入 年齢
場株式の相続時にも保険のように非課税
0.01460＊＊ －枠が必要である

－

性別

株式保有

投信保有

0.03546＊ 0.08858＊＊＊ 0.04440＊＊

TOPIX
－

（注） アステリスク＊，＊＊，＊＊＊はそれぞれ，10％，５％，１％有意水準で有意であることを示す。

金融総資産，性別，株式保有，投信保有が有意な影響を示しており，いずれも，この選択肢の選択確率を押し上げる。確率の上昇幅もしくは差は，それぞれ1.5％，3.5％，8.9％，
4.4％である。いずれについても，上述した解釈が全て当てはまるものと思われる。性別について改めて述べれば，性別が正の符号となっているのは，必ずしも明確な解釈が可能なわけではないが「非課税枠」という概念が他の選択肢に比べてわかりやすいため，詳し
い知識は必要ではないためではないかと解釈できる。
⑥ 「上場株式の株価は日々の値動きがあり，死亡日と納税時の時価が乖離することにより，遺産分割において有利・不利が生じるので，遺産分割時の時価でも判定可能とすべき」
図表12．設問３へのプロビット分析の限界効果（2015年〜2016年）〈６〉
金融総資産

収入 年齢 性別

上場株式の株価は日々の値動きがあり，死亡日と納税時の時価が乖離する
ことにより，遺産分割において有利・ 0.02149＊＊＊ －不利が生じるので，遺産分割時の時価でも判定可能とすべき

－

－

株式保有

投信保有

TOPIX

0.06691＊＊＊ 0.03041＊＊ －0.00017＊＊（注） アステリスク＊，＊＊，＊＊＊はそれぞれ，10％，５％，１％有意水準で有意であることを示す。

有意な限界効果を得ている変数は金融総資産，株式保有，投信保有と TOPIX であり，すべて，TOPIX 以外はこの選択肢の選択確率を押し上げる。その上昇幅もしくは差は，2.1％，6.7％，3.0％である。いずれもこれまでに述べてきた解釈が当てはまるものと思われる。TOPIX に関しては，１ポイント上昇するとこれを選ぶ確率が0.02％減少する。
TOPIX が上がっているときは，この選択肢を選ばない傾向が認められるということは，逆に言えば，TOPIX が下がっているときは，選ぶ傾向にあるということである。TOPIXが下がっているときは，相続税納税額が株価を上回ってしまって困っているので，こうした措置に賛成するのだと解釈できる。

21

⑦ 「親子間で上場株式等を継続保有することで相続税負担が軽減できるような課税制度が必要である」
図表13．設問３へのプロビット分析の限界効果（2015年〜2016年）〈７〉
金融総資産

収入 年齢

親子間で上場株式等を継続保有することで相続税負担が軽
0.01679＊＊＊ －減できるような課税制度が必
要である

－

性別

株式保有

投信保有

TOPIX

－

0.00040＊＊＊0.130117＊＊＊ 0.09127＊＊＊（注） アステリスク＊，＊＊，＊＊＊はそれぞれ，10％，５％，１％有意水準で有意であることを示す。

効いている変数は金融総資産，性別，株式保有，TOPIX である。すべて，この選択肢の選択確率を押し上げる。その上昇幅もしくは差は，1.7％，13.0％，9.1％，0.04％である。
金融資産を多く持つもの，株式保有者は，継続保有による軽減を合理的と考える。女性も男性に比してそうである。これは，他の選択肢に比べて，「税負担軽減」という概念がわかりやすいからではないか。TOPIX については，株価が上がると相続人の税負担が大きくなるので，継続して株式を持ちたい，そこで持ち続けることによって，税負担が軽くなることを希望する，ということではないか。
⑧ 「保有している上場株式を生前に贈与しやすいような課税制度が必要である」
図表14．設問３へのプロビット分析の限界効果（2015年〜2016年）〈８〉
金融総資産 収入 年齢 性別
保有している上場株式を生前に贈与しやすいよ
うな課税制度が必要である

－

－

－

－

株式保有

投信保有

TOPIX

0.08989＊＊＊－0.00018＊（注） アステリスク＊，＊＊，＊＊＊はそれぞれ，10％，５％，１％有意水準で有意であることを示す。

有意な限界効果を得ている変数が少ない。株式保有は非保有者に比して，賛成する確率が9.0％高い。TOPIX もここでは符号が正であり，１ポイントの上昇はこの選択肢を選ぶ
確率を0.02％押し上げる。これは，継続して株式を持ちたい，そこで持ち続けることによって，税負担が軽くなることを希望する，ということではないか。
⑨

設問３の分析に関する総括的評価

以上述べたように，一部解釈が容易でないものもあるが，概ね事前予測の範囲内の結果を得た。特筆に値するのは，②に示したように，「上場株式の相続税評価は，時価の80％程度とすべき」の選択肢の選択確率に，すべての説明変数が有意に影響を与えていることが示唆されたことである。これは，土地・建物等の不動産と株式等の金融資産の，相続税
制上の不平等の根本的原因であるので，このことが，投資家には受け入れがたいものであることを示唆していると考えてよい。

22

４．設問４
今後，保有を増やしたい資産，減らしたい資産を問う本設問には，選択肢を３つまで選択することが許されている。この「３つまで」をどのように分析手法に組み入れるかは難しい問題である。ひとつの考えとして，各回答者が９個の選択肢の中からどのような組合せを選んだかを考え，その組合せごとにプロビット分析を行ったり，組合せひとつひとつを選択肢としてとらえて多項ロジットモデルを施したりすることが考えられる。ただし，この手法では回答選択肢が多いと，組合せの個数が大変大きくなる。今回の調査では，選択肢が「１．現金・預金」から「９．その他」まで含めて９個あるから，無回答を含めて，可能な組み合わせの数は130個にも及ぶ32）。実際，今回のデータでこの数を調べてみると50を超えた。そればかりか，その中には観測数が十分に大きくなく，自由度の点で分析に堪えないものも含まれている33）。そこで，本研究においては，各選択肢が選ばれるか選ばれないかという単純プロビット分析を，各選択肢に対して実施することとした。尚，この設問は2016年に１回だけ行われているので，TOPIX は説明変数に入らない34）。
①

増やしたい資産
まず，増やしたい資産について分析を行う。以下の図表15は全て限界効果の推定結果である。これまでの３つの分析に倣い，プロビット分析で少なくとも10％水準で有意な係数推定値を得た説明変数についてのみ，報告している。
図表15．相続税対策で増やしたい資産（プロビット分析の限界効果）
金融総資産

収入

年齢

性別

－

－

－

－0.0105378＊

0.0393262＊＊＊

有価証券（上場株式等）－

0.0124379＊＊

貴金属

－

美術品

－

信託

－

－

－

保険

0.0133809＊＊－－0.0120094＊＊＊

特になし

－

－0.0235753＊＊＊

－

その他

－

－

－

現金・預金
不動産

－
－0.0035558＊

0.007442＊－

株式保有

投資信託保有0.0457709＊－－－0.0376057＊－－0.0476952＊＊－0.0496133＊＊＊ 0.1195434＊＊＊－－0.0014481＊

－

－

－

0.021409＊－0.0090469＊＊

－

－

－

－

0.0502493＊＊＊

－

－

－

－

－

－

－

－

0.0599015＊＊（注） アステリスク＊，＊＊，＊＊＊はそれぞれ，10％，５％，１％有意水準で有意であることを示す。

まず，「現金・預金」を見てみると，性別しか有意な限界効果を得ていない。女性は男性に比して，4.5％これを増やしたいと考えている。「不動産」の結果は，金融総資産のカテゴリーが１高いと，女性は男性に比して，投信保有者は非保有者に比して，これを選ぶ

23

確率がそれぞれ，1.1％，3.7％，4.8％低い。一方，収入が１カテゴリー高いと，年齢が１
カテゴリー高いと，不動産を増やそうという傾向は，それぞれ3.9％，0.7％高い。年齢が高まると，子や孫への相続を意識する可能性が高まるであろうから，相続により有利な「不動産」を選択する傾向が高まると解釈できよう。ついで，「有価証券（上場株式等）」
であるが，金融総資産，年齢と投信保有者は非有意，性別は負で有意，収入と株式保有は，正で有意な限界効果を示している。すなわち，収入が１カテゴリー高まると，株式保有者
は非保有者に比して，それぞれ1.2％，12％，選択確率が高まる。一方，女性は男性に比して5.0％選択確率が低い。
「貴金属」
「美術品」
「保険」
「特になし」「その他」については，
本稿の目的と関連がないため説明は割愛する。
②

減らしたい資産
ついで，減らしたい資産の結果について分析を行う。図表16は図表15と同じ方針で，限界効果の推定結果を報告している。
図表16．相続税対策で減らしたい資産（プロビット分析の限界効果）
金融総資産

収入

現金・預金

0.009939＊＊ －不動産－

有価証券（上場株式等）－

0.0122322＊＊ －

年齢

性別

株式保有

投資信託保有－0.0043189＊－－－0.0078876＊＊

－

－

－

－

－

0.1268816＊＊＊－0.023932＊＊

貴金属

－

－

－0.0058267＊＊－－0.048666＊＊＊－0.0258268＊

美術品

－

－

－0.0053632＊＊－－0.0367192＊＊

－

信託

－

－

－

0.0298755＊＊

保険

－

－

－

－

－0.0244949＊＊＊ －－－－0.054719＊－0.0417109＊－－－0.0219457＊＊

－

特になし
その他

－

－

0.0105553 0.0699259＊＊＊－－（注） アステリスク＊，＊＊，＊＊＊はそれぞれ，10％，５％，１％有意水準で有意であることを示す。

まず，「現金・預金」を見てみると，金融総資産，年齢，投資信託保有が有意な限界効果を得ている。金融総資産が１カテゴリー上がると，投信保有者は非保有者に比して，それぞれ0.99％，2.4％これを減らしたいと考えている。一方，年齢が１カテゴリー上がると，0.4％これを増やしたいと考えている。「不動産」については，年齢のみが有意になっている。すなわち，年齢が１カテゴリー上がると，不動産を「減らしたい」確率は0.79％小さくなる。図表15の結果では，年齢が高まると，子や孫への相続を意識する可能性が高まるであろうから，相続により有利な「不動産」を選択する傾向が高まると解釈できたので，
これは自然な結果である。ついで，「有価証券（上場株式等）」であるが，金融総資産と株式保有者が有意な限界効果を得ているが，ともに符号は正である。金融総資産が１カテゴリー上がると，株式保有者は非有意に比して，これを減らしたいと考える確率が1.2％，

24

12.7％高まる。
ここで，金融総資産の影響を，図表15，図表16双方を用いて考慮してみると，金融総資産が増えると，遺産として「不動産」，「現金・預金」および「有価証券（上場株式等）」
を選ばずに，「保険」を主に選んでいることが明確になっている。「貯蓄から投資へ」の合い言葉とは裏腹な傾向である。
ところで，株式保有者の「有価証券（上場株式等）」に対する限界効果はプラス，マイナスとも相当に大きい。この株式保有者に関する結果については，若干の考察が必要であろう。というのも，図表15において，株式保有者は非保有者に比して，「有価証券（上場株式等）」を相続税対策として選ぶ確率が高かったことと合わせて考えると，これは一見奇妙な結果といえるからである。このような結果となった理由として，次のような解釈が可能と考えられる。すなわち，本問は，９個の選択肢の中で，３つまで選択肢を選ぶ問であった。株式投資で成功した者は，その成功体験をもとにして，相続を「有価証券（上場株式等）」で行おうとすることは自然である。もちろん，これを減らしたいとも考えないであろうから，「減らしたい」を選択する際，３つの中に入れることはない。一方，株式投資で失敗した者は「有価証券（上場株式等）」で遺すことの危険性を承知している。したがって，「減らしたい」選択肢を３つまで選ぶ際にこれを選択するが，「増やしたい」を選ぶ際にこれを３つまでの中に入れることはなかろう。正確なところはさらに精査が必要
ながら，こうしたことから，株式保有者が非保有者に比して，遺産としての「有価証券（上場株式等）」を「増やしたい」の選択確率も，「減らしたい」の選択確率もともに有意に高くなるという結果が得られたのではないかと考えている。
「貴金属」「美術品」「保険」「特になし」「その他」については，本稿の目的と関連がな
いが，「保険」については，「減らしたい」に影響を与える要因がないことは注目に値する。
「保険」の詳しい内容は明らかではないが，当然「生命保険」は含まれる。相続を考える
際は，死亡後の子や孫の生活を慮るわけだから，納税に有利不利は別として，保険を減らそうとは考えにくいということであろうか。

Ⅵ．まとめ
本研究は，「貯蓄から投資へ」の掛け声にも拘わらず，株式等への投資が進まない我が国の状況を，相続税とそれに深く関わる贈与税の観点から検証した。すなわち，相続税と贈与税の現行制度では，株式等は不動産に比して「冷遇」されており，それが株式等への投資を阻んでいる可能性がある。そこで，この「冷遇」について個人投資家がどのように考え，またどのようなことを望んでいるかを，計量経済的手法で明らかにした。具体的には，日本証券業協会実施の『調査』の４つの関連する設問の個票データに対し，金融総資産，収入，年齢，性別，株式保有の有無，投資信託保有の有無，および TOPIX を説明変数に，それぞれ最も適切な３種の質的データの解析方法で分析した。

25

設問１では，「株式保有による相続税・贈与税の優遇」を強く求める確率が，金融総資産が多いほど高くなり，株式や投信保有しているほど同じく高くなることが判明した。設
問２では，さらに「株式保有による相続税・贈与税の優遇」のためのおおまかな施策を問
うたが，その分析結果によれば，４つの具体的な施策の選択確率に対して限界効果を与える要因は３例しかなかった。設問３では，「上場株式の相続税制」を有利にする，さらに具体的な７つの案を提示し賛否を問うた。それによると，「上場株式の相続税評価は，時価の80％とすべき」を選択する確率に対して，全ての説明変数が限界効果をもった。具体的には，金融総資産・収入・年齢が上昇するほど，プラスに働く。また，株式や信託保有者ほどこの施策を支持し，男性の方が女性よりも好意的であった。その他の選択肢の分析
結果は，概ね，事前予想と整合的なものであり，金融総資産，株式・信託保有が証券投資に有利な施策を支持する傾向が顕著であった。設問４では，現金・預金を遺したいとするのは女性で，金融総資産が高い人と投信保有者は明確にこれを避けていることが判明した。
ただ，年齢が上がると現金・預金，不動産を遺したいようであった。有価証券（上場株式等）を遺したい人は収入，年齢が高く，男性で，株式保有者が多かった。また，興味深いことに，金融総資産が増えると相続財産として保険が選ばれる確率が高まること，株式保有者は，「有価証券（上場株式等）」を相続財産として増やすことも，減らすこともある傾向が認められた。
最後に，今後の課題を記述しておく。設問２では，大まかな証券投資優遇策を４つあげたが，その選択確率に対する限界効果をもつ要因は多くはなかったのに対して，より具体的な証券投資優遇策を掲げた設問３では，限界効果をもつ要因が観測された。しかしながら，その結果には必ずしも明確な解釈が可能ではないものも散見された。この一連の分析
結果をより統一的に解釈できるデータないしモデル分析を行っていく必要があろう。
注１）日本証券業協会調べ。資産の形成・円滑な世代間移転と税制の関係に関する研究会［2017］p45参照。
２）1996年４月に有価証券取引税の軽減，1999年４月に廃止，2003年１月に株式譲渡益課
税の簡素化・軽減税率の時限的適用，2003年４月の配当課税の簡素化・軽減税率の時限的適用などを想起されたい。尚，後２者の軽減税率の適用は，2013年末まで逐次延長されている。
３）国税庁統計より野村資本市場研究所作成。資産の形成・円滑な世代間移転と税制の関係に関する研究会［2017］p89参照。
４）大手証券会社５社へのヒアリング調査によるもので非公表。資産の形成・円滑な世代間移転と税制の関係に関する研究会［2017］p66～67参照。
５）『調査』を実施した日本証券業協会自体が，簡単なクロス分析を行っているが，本稿の研究のように，３以上の要因で，他の要因の影響をコントロールしたうえで影響の分

26

析を行うものではない。
６）調査対象者は投資家に限られている。投資未経験者も対象とされていたほうが望ましいことは言うまでもないが，『調査』は2014年に一度だけ投資未経験者を対象とした以外は全て，対象は投資家に限っている。尚，2014年の投資未経験者への調査では相続税に関する設問はない。
７）貸付事業以外の事業および，特定同族会社用宅地等で貸し付け事業に供される土地。
８）詳細は国税庁パンフレット『相続税および贈与税改正のあらまし（平成27年１月１日施行）』を参照のこと。
９）2013年より，10年間の時限付きで，孫等の教育目的への財産贈与が1,500万円まで非課税となる「教育資金の一括贈与に係る非課税措置」が創設されている。また，2015年から2019年までは，結婚や子育てを目的とした類似の非課税制度が設けられた。
10）2015年の改正までは，65歳以上の父母から子への贈与に限られていたが，同改正により60歳に引き下げられるとともに，祖父母から孫への贈与も対象とされた。
11）2017年，2018年調査は，相続に関する質問は2016年までと大きく異なってしまっている。2017年調査は保有財産に占める相続財産の割合，2018年は相続対策セミナー参加経
験の有無や相続税の節税対策として意識している資産についてなどを尋ねており，ここで取り上げた設問と連続性はない。
12）先述のように2015年１月に税制改正が施行されたが，2014年を最後に設問内容が変わり，ここで述べる設問１，２が消滅して，設問３が入ってきている。そのため，税制改正の効果を検証することは，できない。
13）実際の質問番号は調査年によって異なるので，ここでは便宜的に「設問１」から「設問４」とよぶことにする。
14）但し，2014年は表現が少し違い，「高齢者から若年層への…」と「金融資産の移転を…」となっているが，これらの違いはマイナーである判断し，2014年も分析に加えた。
15）ただし2014年は若干，選択肢が異なる。
16）2013年にも類似の設問があるが，選択肢が異なり，「制度創設」になっているため，この年は除外した。
17）2016年は，「80％程度」が「一定程度」となっていて若干違うものの，リード文には80％の言及があるので，同じ設問として扱った。脚注19参照。
18）2015年は，「時価評価でも可能とすべき」で，若干違う。
19）『調査』のリード文には，以下のような説明がある。「【説明６】上場株式の相続税評
価額は，被相続人の死亡日の株価（又は当月，前月，前々月の月平均株価の内，最も低い価額）です。これに他の資産を加算のうえ，最高で55％の相続税が課税されます。一
方，不動産（土地）の相続税評価額は，被相続人が死亡した年の１月１日の路線価（公示価格（＝時価）の80％程度）です。また，保険には，死亡保険金の非課税枠（500万円×法定相続人）があります。」この，いささか誘導的な説明にも拘わらず，４．の選27

択確率が12.9％と低いのは意外である。考えられる理由のひとつには，４．は説明文そのものともいえる，陳腐な選択肢であるのに対し，他の選択肢はもっと具体的で魅力的に見えたということもあろう。
20）各年の調査の回答期間にはかなりばらつきがある。今回用いた2009年～2016年のデー
タの中で，最も調査時期が早いのが2010年で，４月16日発送・５月10日回収締め切り，
最も遅いのが2013年８月１日発送・12日回収締め切りである。また，発送から締め切りまでの期間にもばらつきがあり，最長が2014年の24日間，最短が2014年の７日間である。
こうした差異がなぜあるのか定かではないが，いずれにしても各回答者がいつの時点で回答したかを知る術はない。本文にあるとおり，そもそもこの TOPIX という変数は，各年の株式市況，すなわち投資環境を示すための変数であるので厳密に，回答時点に合わせて値を計算する必要はないと考えた。因みに，各年の回収締め切り日と今回用いた，
月末終値の年間平均の相関係数は0.984，回答期間の中間日の終値と月末終値の年間平均の相関係数は0.974であり，仮にこれらに代えて推定を行ったとしても，結果の定性的な変化はほとんど現れないと思料される。
21）相続・贈与に関する意見形成を論ずる場合，一般論として，子や孫がいるかいないか
は重要な変数である。その意味で，子・孫の有無や人数は説明変数候補となりうる。しかしながら，『調査』には同居家族の人数や20歳未満の子の数はあるが，直接にそれを問うた質問はない。自己が相続人となる父母や祖父母，自己の相続人になる子や孫の有無，人数を，これらの問いへの回答から導き出すのは不可能である。
22）データ解析の前処理のツールとして Python を使用した。Python については McKinney［2018］等参照。
23）「わからない」を「どちらともいえない」と解釈して序列に加えることも不可能ではないが，そういう意味にとらえられているとの確証がないので，ここでは，意見がないと解釈してこのように扱った。
24）当初は，回答者は９個の選択肢を同時に視認して選択することから，独立の仮定を採らず，各推定式を１セットとみなし，それらの攪乱項の非対角要素に非ゼロの仮定を用いた multivariat（多変量）e プロビットの推定を試みた。しかし，選択肢の数が９にも及ぶため，収束しなかったので，単純プロビットを用いることとした。
25）さらに詳しい説明は，例えば，Cameron and Trivedi［2005］第15章などを参照せよ。
26）Independence of Irrelevant Alternatives の略である。例えば，交通手段の選択で，電車，
車，赤いバス，青いバスがあったとしよう。赤いバスと青いバスとの効用には相関があるはずであるが，多項プロビットモデルでは，これを無視していることを言う。
27）多重共線性の可能性に配慮して，各説明変数間の相関係数を推計したところ，最高で0.393（金融総資産と年齢），最低で－0.477（年収と性別）となったため，多重共線性の心配はない。
28）設問２の分析に使用したデータが2009年から2012年のそれであり，設問１の分析は，

28

この４年分のデータに加えて2013年，2014年のデータを加味して行われたことにあるのかもしれない。
29）このデータセットでの各変数間の相関係数は、最大が0.42（金融総資産と年齢）、最小が－0.495（年収と性別）であった。
30）この点を若干敷衍する。プロビットモデルを推定する多くの論文で，プロビットモデ＾ だけを報告している。二値選択のル P (Y = 1) = Φ ( x β ) = ∫ −∞ f ( t ) dt , z = x β のβの推定結果β''z場合，一方の選択肢の選択確率の上昇は，そのまま，他方の選択肢が同じ絶対値での減少することを意味する。この場合，選択確率の増減の「大きさ」はそれほど重要でなく，増えるか減るかという係数推定値の符号と統計的有意性だけが関心事項であることが多い。 一 方， 非 線 形 モ デ ル で あ る プ ロ ビ ッ ト モ デ ル で は， 増 減 の「 大 き さ 」 た る∂Φ( x' β )= Φ ' ( x' β ) b j の値は x ij に依存し一意に決まらない（但し i ＝1，2，…，N は観測∂xij

番号を，j は説明変数が j 番目であることを表す）。本研究では，プロビットモデルについ て も， 他 の ２ 手 法 で の 分 析 と の 整 合 性 を 重 視 し て，Cameron and Trivedi［2005，p467］に倣い，限界効果 N

( −1)

 
Φ ' xi' β b j を算出し論ずる。

()

31）このデータセットでの各変数間の相関係数は，最大が0.360（金融総資産と年齢），最小が－0.464であった。
32）9C3＋9C2＋9C1＋1
33）多項ロジットモデルの推定では収束が深刻な問題になると考えられる。
34）各説明変数間の相関係数は，最大が0.324（金融総資産と年齢），最小が－0.358（年
収と性別）であった。

参

考

文

献

McKinney, W. 著，瀬戸山雅人，小林儀匡，滝口開資訳［2018］『Python によるデータ分析入門

第２版－

NumPy，pandas を使ったデータ処理』，オライリージャパン
資産の形成・円滑な世代間移転と税制の関係に関する研究会［2017］「資産の形成・円滑な世代間移転と税制の関係に関する研究会

中間報告」，日本証券経済研究所（http://www.jsri.or.jp/society/soci-ety_16.html）
Cameron, A.C. and P.K. Trivedi［2005］Microeconometrics : Methods and Application , Cambridge University
Press.

29

巻末付録

A．設問１（2009年～2014年）の各説明変数の分布表
回答者総数6,355。一部の説明変数で合計が異なるのは，無回答者がいるため。
①金融総資産金融総資産

１10万円未満29

0.5

２10～50万円未満

106

1.7

３

50～100万円未満

166

2.6

４

100～300万円未満

898

14.3

５

300～500万円未満

836

13.3

６

500～1,000万円未満

1,294

20.6

７

1,000～3,000万円未満

2,065

32.9

８

3,000～5,000万円未満

557

8.9

９

5,000万円以上

322

5.1

合計

6,273

100

１

300万円未満

2,921

47.1

２

300万円～500万円未満

1,528

24.6

３

500万円～700万円未満

808

13.0

４

700万円～1,000万円未満

575

9.3

５

1,000万円～1,200万円未満

195

3.1

６

1,200万円～1,500万円未満

85

1.4

７

1,500万円～2,000万円未満

53

0.9

８

2,000万円以上

36

0.6

6,201

100

②年収

年収

合計

30

③年齢

年齢

１

20歳～24歳

15

0.2

２

25歳～29歳

97

1.5

３

30歳～34歳

205

3.2

４

35歳～39歳

432

6.8

５

40歳～44歳

540

8.5

６

45歳～49歳

548

8.6

７

50歳～54歳

630

9.9

８

55歳～59歳

778

12.2

９

60歳～64歳

895

14.1

10

65歳～69歳

1,008

15.9

11

70歳以上

1,207

19.0

合計

6,355

95

１

3,584

56.4

２

2,771

43.6

合計

6,355

100

0

非保有

1,789

28.2

1

保有

4,566

71.8

合計

6,355

100

０

3,193

50.2

１

3,162

49.8

合計

6,355

100

2009

777.365

1,050

16.5

2010

822.046

967

15.2

2011

871.491

1,095

17.2

2012

878.107

992

15.6

2013

1,131.036

1,108

17.4

2014

1,275.564

1,143

18.0

④性別
性別

⑤株式保有
株式保有

⑥投信保有
投資信託保有⑦TOPIXTOPIX

31

B．設問２（2009年～2012年）の各説明変数の分布表
回答者総数4,104。一部の説明変数で合計が異なるのは，無回答者がいるため。
①金融総資産金融総資産

１10万円未満190.5

２10～50万円未満

74

1.8

３

50～100万円未満

99

2.4

４

100～300万円未満

592

14.6

５

300～500万円未満

544

13.4

６

500～1,000万円未満

847

20.9

７

1,000～3,000万円未満

1,325

32.6

８

3,000～5,000万円未満

350

8.6

９

5,000万円以上

209

5.1

合計

4,059

100

１

300万円未満

1,862

46.5

２

300万円～500万円未満

993

24.8

３

500万円～700万円未満

531

13.3

４

700万円～1,000万円未満

375

9.4

５

1,000万円～1,200万円未満

129

3.2

６

1,200万円～1,500万円未満

54

1.3

７

1,500万円～2,000万円未満

36

0.9

８

2,000万円以上

21

0.5

4,001

100

②年収

年収

合計

③年齢

年齢

１

20歳～24歳

11

0.3

２

25歳～29歳

72

1.8

３

30歳～34歳

150

3.7

４

35歳～39歳

303

7.4

５

40歳～44歳

351

8.6

６

45歳～49歳

357

8.7

７

50歳～54歳

410

10.0

８

55歳～59歳

506

12.3

９

60歳～64歳

588

14.3

10

65歳～69歳

630

15.4

11

70歳以上

726

17.7

4,104

100

合計

32

④性別
性別

１

男

2,302

56.1

２

女

1,802

43.9

合計

4,104

100

０

非保有

1,164

28.4

１

保有

2,940

71.6

合計

4,104

100

０

非保有

2,032

49.5

１

保有

2,072

50.5

合計

4,104

100

2009

777.365

1,050

25.6

2010

822.046

967

23.6

2011

871.491

1,095

26.7

2012

878.107

992

24.2

⑤株式保有
株式保有

⑥投信保有
投資信託保有⑦TOPIXTOPIX

C．設問３（2015年～2016年）の各説明変数の分布表
回答者総数3,068。一部の説明変数で合計が異なるのは，無回答者がいるため。
①金融総資産金融総資産

１10万円未満140.5

２10～50万円未満

57

1.9

３

50～100万円未満

93

3.1

４

100～300万円未満

417

13.7

５

300～500万円未満

369

12.2

６

500～1,000万円未満

622

20.5

７

1,000～3,000万円未満

982

32.4

８

3,000～5,000万円未満

293

9.7

９

5,000万円以上

188

6.2

3,035

100

合計

33

②年収

年収

１

300万円未満

1,484

49.1

２

300万円～500万円未満

740

24.5

３

500万円～700万円未満

365

12.1

４

700万円～1,000万円未満

267

8.8

５

1,000万円～1,200万円未満

74

2.4

６

1,200万円～1,500万円未満

48

1.6

７

1,500万円～2,000万円未満

22

0.7

８

2,000万円以上

23

0.8

3,023

100

合計

③年齢

年齢

１

20歳～24歳

2

0.1

２

25歳～29歳

21

0.7

３

30歳～34歳

73

2.4

４

35歳～39歳

158

5.1

５

40歳～44歳

243

7.9

６

45歳～49歳

256

8.3

７

50歳～54歳

278

9.1

８

55歳～59歳

327

10.7

９

60歳～64歳

397

12.9

10

65歳～69歳

487

15.9

11

70歳以上

826

26.9

合計

3,068

100

１

男

1,771

57.7

２

女

1,297

42.3

合計

3,068

100

０

非保有

775

25.3

１

保有

2,293

74.7

合計

3,068

100

０

非保有

1,436

46.8

１

保有

1,632

53.2

合計

3,068

100

④性別
性別

⑤株式保有
株式保有

⑥投信保有
投資信託保有34

⑦TOPIX
TOPIX

2015

2,024

66.0

1,044

34.0

D．設問４（2016年）の各説明変数の分布表
回答者総数2,024。一部の説明変数で合計が異なるのは，無回答者がいるため。
①金融総資産金融総資産

１10万円未満13

0.7

２

10～50万円未満

41

2.1

３

50～100万円未満

63

3.2

４

100～300万円未満

290

14.5

５

300～500万円未満

231

11.6

６

500～1,000万円未満

403

20.2

７

1,000～3,000万円未満

657

32.9

８

3,000～5,000万円未満

183

9.2

９

5,000万円以上

116

5.8

1,997

100

合計

②年収

年収

１

300万円未満

981

49.2

２

300万円～500万円未満

487

24.4

３

500万円～700万円未満

230

11.5

４

700万円～1,000万円未満

179

9.0

５

1,000万円～1,200万円未満

54

2.7

６

1,200万円～1,500万円未満

32

1.6

７

1,500万円～2,000万円未満

15

0.8

８

2,000万円以上

16

0.8

1,994

100

合計

35

③年齢

年齢

１

20歳～24歳

2

0.1

２

25歳～29歳

14

0.7

３

30歳～34歳

48

2.4

４

35歳～39歳

95

4.7

５

40歳～44歳

150

7.4

６

45歳～49歳

167

8.3

７

50歳～54歳

181

8.9

８

55歳～59歳

233

11.5

９

60歳～64歳

254

12.5

10

65歳～69歳

312

15.4

11

70歳以上

568

28.1

合計

2,024

100

１

男

1,162

57.4

２

女

862

42.6

合計

2,024

100

０

非保有

498

24.6

１

保有

1,526

75.4

合計

2,024

100

０

非保有

956

47.2

１

保有

1,068

52.8

合計

2,024

100

④性別
性別

⑤株式保有
株式保有

⑥投信保有
投資信託保有36

資産形成促進税制のあり方について＊

國

要

枝

繁

樹†

旨

本稿では，我が国における資産形成促進税制の望ましいあり方について論じた。金
融リテラシーの不足および双曲線割引により，老後の生活のための十分な資産形成が行われないおそれがあり，税制により資産形成を促進することが考えられる。非課税等で税引き後収益率を引き上げ，貯蓄やリスク投資を促そうとする政策の効果は限定的であり，デフォルト設定等の行動経済学に基づくスキームが決定的な効果を有する。
従って，我が国の資産形成促進税制の中核は，デフォルト設定と投資教育を伴う金融スキームである確定拠出年金に対する支援とすべきである。職場積立 NISA についても，同様の効果を持ちうる。
高齢者向けの金融税制については，標準的なファイナンス理論からのアドバイスに加え，認知能力の低下や自信過剰の存在を考慮すれば，高齢者は，リスク資産投資を抑制することが望ましく，高齢者のリスク資産投資を促す必要性は低い。
このように，資産形成促進税制を検討する上で，行動経済学の観点からの検討は不可欠である。我が国の金融税制の検討においては，行動経済学の分析結果や高齢者の認知能力の低下等を勘案した検討はなされてこなかったが，今後の資産形成促進税制の検討においては，他の先進国と同様に，行動経済学に基づく議論が行われることを強く期待したい。

Ⅰ．はじめに日本人の平均寿命が延びたことにより，老後の生活のための資産形成への日本人の関心が高まっている。伝統的なライフサイクル仮説によれば，貧困層を除き，人々は老後の生活に必要な資産を計画的に蓄積し，退職後は，年金給付と併せ，蓄積した資産を用い，安定した生活を送ろうとするはずだが，十分な資産を持たずに退職する家計が少なからず存在するのが事実である。老後の必要資金が２千万円程度必要とした金融庁金融審議会市場＊本稿が依拠する研究は JSPS 科研費17900459の助成を受けている。
†中央大学法学部教授

37

ワーキンググループの報告書は，政治的な反発により，撤回されたが，老後の必要資金が確保されていないのではないかとの問題意識は，広く国民に共有されるようになった。
かつては，そうした家計を，近視眼的な家計として非合理な家計の一類型として取り扱っていたが，行動経済学の進展により，むしろ人間の一般的な行動原理として，直近の効用を遠い先の効用よりも重視してしまうバイアスがあり，自己制御能力の優れた者がそうしたバイアスを克服していることが明らかにされた。
従って，政策的に老後のための資産形成を支援していくことが考えられるが，かつては，貯蓄促進のための政策として，特定の勘定や取引の課税を軽減・廃止し，貯蓄のインセン
ティブを高める政策（マル優制度など）が講じられてきたが，近年の研究では，そうした政策の効果は限られていることが知られている。現実に，資産形成のあり方に決定的な影響を与えるのは，金融商品のデフォルト設定等の行動経済学で重視される要因であることが明らかになっている。こうした認識を受け，欧米では，行動経済学の成果を活かした金融スキームを税制で支援する形の資産形成促進税制が導入されるに至っている。我が国においても，有効性を確認されている行動経済学の成果に基づいた資産形成促進税制が検討されるべきであろう。
また，高齢者の資産選択については，過去より，伝統的なファイナンス理論は，高齢者
はリスク投資を抑制することを推奨してきた。さらに，最近の研究では，高齢者の認知能力の低下と自信過剰の存在，それに伴うリスク回避度の低下等が，資産選択に及ぼす影響が注目を浴びている。我が国の金融税制においては，高齢者の認知能力の低下等の最近の知見を踏まえ，高齢者のリスク投資を促す必要があるかにつき慎重に検討がなされるべきである。
本稿においては，國枝［2019］に基づき，まずなぜ資産形成を促進する必要があるかにつき述べた後，現役世代の資産形成促進税制のあり方につき論じる。その後，高齢者の認知能力の低下，自信過剰の存在およびリスク回避度と，資産選択の関係についての先行研究と筆者による最近の研究の簡単な紹介を行いつつ，高齢者向けの金融税制のあり方につき論じる。最後に，我が国の資産形成促進税制のあり方全般についての結語を述べる。

Ⅱ．なぜ資産形成促進税制が必要か？

１．老後のための金融資産の保有状況
高齢者が安心して暮らすために，どの程度の資産が必要かは，家計を巡る事情にもよる
が，生活保険文化センターの平成28年９月のアンケート結果によれば，アンケート対象者の平均では，夫婦２人で最低日常生活費として月額22.0万円，ゆとりある老後生活費のためには，月額34.9万円が必要との回答であった。金融広報中央委員会の発行している「くらし塾きんゆう塾 秋号」の記事では，人生100年時代には，簡易計算で，「（月額必要額

38

図表１

高齢者世帯の金融資産保有状況〔出所〕 政府税制調査会2018.10.23財務省提出資料－公的年金給付金月額）×12か月×35年」に当たる金額の金融資産が必要になるとのアド
バイスを行っている。これは，大企業からの退職者等で十分な額の年金の受給額が予定されていればともかくも，そうでない者にとっては，かなりの額の金融資産が必要となることを意味している。
しかし，現実には全ての高齢者家計が，最低の日常生活を支えるに足る金融資産を保有しているわけではない。図表１は，高齢者夫婦のみの世帯の金融資産保有額階級ごとの分布状況を示しているが，3,000万円以上の金融資産を保有する家計も多い（2014年で25.2％）一方，900万円未満の金融資産しか保有していない家計も多く（2014年で34.2％），
老後のための金融資産の保有状況は二分化している。
金融広報中央委員会の「家計の金融行動に関する世論調査」によれば，金融資産を保有していない世帯も多い。２人以上世帯では，60歳代では22.0％，70歳代以上では28.6％の世帯が金融資産を保有していないと回答している。また，単身世帯でも，60歳代の26.7％
が金融資産を保有していないと回答している。
このように，高齢者世帯には，安定した老後生活のために十分な金融資産を保有している世帯もいる一方，１/４程度の世帯は，少額の金融資産しか持たないか，金融資産を保有しておらず，安定した老後の生活を送るには全く不足している状況である。Poterba［2014］が，米国の高齢者世帯につき強調するように，高齢者の老後の生活のための金融資産といっても，各家計の貯蓄の習慣等によって状況が大きく異なっており，資産形成促
進税制のあり方を考える際にも，その点に留意する必要がある。

39

２．金融リテラシーと投資教育
本来であれば，合理的な家計は，老後も含んだライフサイクルを勘案して，現役の間に貯蓄を行い，退職時には十分な金融資産を保有し，老後は取り崩して，消費水準を維持す
るはずである。しかし，上述のように，現実の家計の中には，十分な貯蓄を行っていない
家計も少なくない。どうして，そのような家計が存在するのだろうか？
まず考えられるのは，家計の貯蓄行動は合理的だが，非正規雇用等で若い間に十分な所得がないために，退職時までに十分な貯蓄ができない家計が存在することである。こうした家計は，現役の期間のみならず，老後においても貧困に苦しむこととなる。実際に，高齢の生活保護受給世帯は，増加を続けている。もっとも，これらの家計の老後の金融資産が不足する原因は，現役時代の低所得にあり，政策的には，資産形成促進税制よりも，現役時の正規雇用への移行促進，基礎年金・生活保護制度の充実によって対処していくべき問題であろう。
次に考えられるのが，老後資金についても老後の必要額や年金受給金額を認識していな
い金融リテラシーに欠ける家計が多く存在することである。例えば，金融広報中央委員会の「家計の金融行動に関する世論調査」によれば，50代でも，老後の生活費についての必要額を認識していない人が約５割，資金計画を策定していない人が６割となっている。また，公的年金の受取金額を認識していない人が６割いるとされる。
また，資産運用面でも，金融リテラシーの各国比較（Hastings et al.［2012］）によれば，
日本の家計は，特に分散投資の知識に欠けている。金融リテラシーが低いと，リスク資産への投資割合が低くなることが先行研究で確認されており，我が国の現役世代が適切な資産運用を行えないことも，資産形成が不十分である一因と考えられる。
金融リテラシーの低さを是正するためには，広く労働者一般に，投資教育を受けさせることが有効である。投資教育の実施が義務化されている例としては，米国の確定拠出年金
401（k）が先進的である。確定給付年金と異なり，401（k）においては，加入者が自ら運用先を選択することになる。金融リテラシーに欠ける加入者が合理性に欠く運用を行い，老後の資金を失うことを避けるために，401（k）においては，企業が加入者に投資教育を行うことが義務とされている。Bayers, Bernheim and Karl Scholz［2009］の実証研究では，
401（k）の投資教育として，「分散投資」の重要性を強調する投資教育を受けた後，従業員は分散投資を行う意向を示すことが確認されており，職場における投資教育の重要性を明らかにしている。投資教育の効果は，投資教育受講者の401（k）の資産選択だけに留まらない。職場での投資教育で得た知識は，401（k）以外の投資の際にも活用できるはずである。
さらには，直接受講していない職場の同僚にも，会話等を通じて良い影響を与える可能性が指摘している（Duﬂo and Saez［2003］）。その意味では，金融リテラシーを向上させる
投資教育は，外部性を有しており，税制を通じて奨励することが有意義と考えられる。
我が国においても，投資教育の必要性が強調されることが多かったが，学校での金融教

40

育にのみ注目が集まってきた。成人向けには，証券会社等による投資セミナーが行われているが，営業活動の一環のため，中立性が疑われることも少なくない。内容的にも，「貯蓄から投資へ」という，「分散投資」重視のファイナンス理論からは意味不明のスローガンが主張されることが多く，そのため，個人投資家も，長期分散投資ではなく，短期の利益確保目的の証券投資・FX 投資などで，不必要なリスクを取ることも少なくなかった。
金融商品の販売側においても，販売手数料確保のため，短期での投資信託の乗り換えが推奨されるなど，長期の資産形成に役立つような金融商品の販売に注力していなかった。
我が国の確定拠出年金（企業型）においても，加入時投資教育・継続投資教育を行う努
力義務が規定されている。（ただし，罰則がない努力義務である点は，弱点である。）具体
的には，確定拠出年金法第22条は，「事業主は，企業型年金加入者等に対し，運用の指図に資するため，資産の運用に関する基礎的な資料の提供その他の必要な措置を講ずるよう努めなければならない。」とし，改正によって追加された同条第２項においては，「事業主は加入者等が行う運用の指図に資するため必要な措置を講ずるに当たっては継続的に実施するとともに，企業年金加入者等の資産運用に関する知識を向上させ，かつ，運用の指図に有効に活用することができるよう配慮するものとする。」として，継続投資教育についても規定されている。事業主による投資教育の主な内容としては，確定拠出年金制度等の具体的な内容（年金制度の概要，改正等の動向等），金融商品の仕組みと特徴（商品ごとの特徴，種類，期待リターン，リスク等），資産運用の基礎知識（運用に当たっての留意点，
長期運用や分散投資の考え方と効果）等が想定されている。
我が国における確定拠出年金に伴う投資教育の効果については，フィデルティ退職・投資教育研究所［2012］が，確定拠出年金加入者は投資教育の成果から投資に関するリテラ
シーが相対的に高く，その結果，退職後の生活資金の準備が非加入者よりも進んでいることを指摘しており，一定の効果があると考えてよいだろう。
しかし，投資教育の実際の投資行動への影響については，限界もある。米国の例では，
Choi, Laibson, Madrian and Metrick［2002］が，投資教育後，受講者は，分散投資を行いた
いとの意向は示すものの，実際の投資行動につながるケースは多くないことを指摘した。
我が国においても，北村・中嶋［2011］等が，日本企業につき同様の傾向を確認しており，
投資教育の効果にも限界があることに留意する必要がある。
３．行動経済学による理解
金融に関する知識がある場合にも，老後のための貯蓄を十分行わない家計が存在している。かつては，そうした家計は，将来のことを勘案しない近視眼的（myopic）な行動をする非合理的な家計とみなされていた。しかし，行動経済学は，そうした行動はごく一部の者達に限られるのではなく，人間の認知パターンに根源を持つ一般的なものであることを明らかにした。
経済学で従来想定されてきたのは，次の数式で示される指数割引に基づく効用関数で

41

あった。
∞

u (Ct )(
1+ r )tt =0

U =∑指数割引の特徴は，翌期の効用も，数期先の効用も，一定の割引率で割り引くことである。従って，２期先の消費の計画について，現時点で最適化するのと，翌期に再度，最適化を図るのと，他の事情が変わらなければ，最適な消費パターンは変わらないことになる。
これは，経済学者が時間整合性を有する消費計画と呼ぶものである。
しかし，認知心理学において，人間を含む動物について，双曲線割引の想定が適当であることが実験的に確認されている。双曲線割引と同様の性格を持つ効用関数としては，次の効用関数がある（Laibson［1997］）
。
∞

U =∑
t =0

u (Ct )
1+ at

双曲線割引やそれに類する割引においては，短期の割引率は高く，長期の割引率は低くなるという特徴がある。その場合，例えば長期的には将来のことを考え，ダイエットしようとしているのに，短期的には目の前にあるケーキをつい食べてしまい，後で後悔するといった行動が生じることになる。老後の生活のための貯蓄の必要性はわかっていても，短期的には労働所得のうちから過大に消費をしてしまうのも同様である。このように，双曲線割引の下，貯蓄等の選択が，時間的に非整合となることが，過少貯蓄の一因であることを，行動経済学は明らかにした。
もっとも，自らが短期的な誘惑に弱いと認識しながらも，長期的な観点から自制をする
ことができる人々もいる。すなわち，自己制御能力（self-control）がある者は，双曲線割引に基づく近視眼的な行動を自ら抑制し，長期的に望ましい選択を行うことができる。十分な自己制御能力があれば，ダイエット，貯蓄，教育投資等の分野で，長期的に望ましい結果を得ることができよう。しかし，自己制御能力に欠ける者は，十分な貯蓄を行うことができず，老後の生活に困ることとなる。公的年金や資産形成促進税制は，そうした者が老後の備えを行うことを助けることができる。
同時に，自己制御能力に欠ける者は，教育投資を十分行わず，その結果，社会に出ても低所得しか得られていない可能性が高い。その場合，所得再分配の観点からも，政府の介入によって，貯蓄の促進を図ることが必要となる。

Ⅲ．現役世代の資産形成支援税制のあり方

１．現役世代の資産形成支援税制：貯蓄促進
本来，現役期の資産形成は，各家計が合理的に行動するのであれば，自ら将来の生活まで考え，適切な貯蓄を行えばよいのであり，政府が税制を用いて，資産形成の促進を図る

42必要性はない。しかし，上述のように，双曲線割引の下，十分な自己制御能力を持たない家計が，適切な貯蓄を行わないおそれがあるため，政府がパターナリスティックな観点か
ら資産形成を支援する必要がある。また，金融リテラシーの不足が適切な資産形成を阻害することから，投資教育を支援する政策も望ましい。
しかし，退職前の家計の資産形成を政策により促進するとしても，どのような政策が，効果があるかという問題がある。我が国においては，金融所得に対する優遇措置で，資産形成を促進しようという議論が未だ多いが，経済学的にはそうした政策の効果が小さいことが認識されており，行動経済学に基づいたアプローチが有力になってきている。
（１）1990年代までの金融税制を巡る議論
1990年代までは，欧米においても，金融所得を非課税とし，税引き後の利回りを良くすることによって，貯蓄に対するインセンティブを与える形の政策が中心であった。しかし，その効果については，議論もあった。特に有名なのは，米国で導入された IRA，401（k）の効果を巡る論争であった。利子非課税の IRA や401（k）自体の残高は急増しており，Poterba et al.［1996］等の一連の研究は，利子非課税の効果で，新規の貯蓄が大幅に生じたとの認識を示した。これに対し，Engen et al.［1996］は，マクロで見た家計貯蓄は増加していないことを指摘し，IRA や401（k）自体の残高の急増は，既存の貯蓄の振替の結果にすぎず，貯蓄の純増にはつながってないと批判した。両者は，それぞれの主張を支持する論文を次々と発表したが，金融収益の優遇措置が純貯蓄の増加に大きな効果があるとのコンセンサスを得ることはできなかった。
（２）デフォルト設定の効果
金融収益の優遇措置によるインセンティブに貯蓄促進効果があるか，議論がなされている中，Madrian and Shea［2001］は，行動経済学で指摘されていたデフォルト設定が，貯蓄行動に決定的な効果を有することを明らかにした。Madrian and Shea［2001］が調査した企業において，従業員が特に選択しなかった場合に「401（k）に加入し，賃金の３％を拠出する」との選択をデフォルトとする制度変更を行った。デフォルトから非加入や他の拠出率を変更するのは非常に容易なのにもかかわらず，図表２にあるように，多くの従業員はデフォルトに従った。（図表２の中，WINDOW が経過措置中の制度への反応であり，NEW が制度変更後の反応である。）
その後も，401（k）を導入した企業の協力を得て，多くの実証研究が行われ，同様の強力な効果が確認された。ただ，Engen et al.［1996］が，Poterba らを批判したように，401（k）を通じた貯蓄が増加したとしても，他の貯蓄からの振替の可能性も否定できなかった。
これは，実証研究の対象が，401（k）のデータのみなので，他の貯蓄の動向はわからないからである。

43

図表２〔出所〕Madrian and Shea［2001］（３）税制優遇での貯蓄促進とデフォルトによる貯蓄促進の効果の比較
Chetty et al.［2012］は，デンマーク統計局から提供されたデンマークの全納税者のデー
タを用い，優遇税制およびデフォルト設定の貯蓄への効果を分析した。このデータには，課税対象の貯蓄のデータもあるので，課税資産と非課税資産の間の資産の振替の有無も確認できる。
Chetty et al.［2012］は，分析の結果，次のような結論を得ている。
①

税制上の貯蓄優遇措置は効果が小さい（１ドルの租税支出で１セントの貯蓄増加）。
税制上の貯蓄優遇措置に反応するのは，人口の15％にすぎない active savers のみで，残りの passive savers は反応していない。しかも，active savers は他の貯蓄から非課税貯蓄に資金を振り替えているので，貯蓄の純増にはつながっていない。このため，税制上の優遇措置の効果は非常に限られたものである。

②

自動的に拠出を行わせる政策（ただし，拠出を止めることは容易）は，デフォルト効
果を通じて約85％を占める passive savers にも，大きな影響を与えている。
図表３は，自動加入導入前後の企業年金（Employer pensions）と課税貯蓄（Taxable sav-ing）の推移であるが，導入後に企業年金への拠出は大幅に増加しているが，他の貯蓄には変化がない。これは，企業年金への拠出の増加が，他の形態の貯蓄からの振替ではなく，新規の増加であることを示している。
このように，Chetty et al.［2012］は，非課税のインセンティブによる貯蓄促進にはほ

44

図表３

〔出所〕 Chetty et al.［2012］

とんど効果がない一方，デフォルト設定の効果は決定的で，しかも他の形態の貯蓄からの振替ではないことを明らかにした。
（４）デフォルト設定を活用した資産形成促進税制
デフォルト設定が，資産形成促進に決定的な効果を有することを鑑みれば，デフォルト
設定を中心とした行動経済学の成果を活かしたスキームに対し，税制上の優遇措置を講じるのが適当である。そうしたスキームの例としては，次のようなものがある。
① “Save More Tomorrow”（Thaler and Benartzi［2004］）
ノーベル賞を受賞した行動経済学者のセイラー教授らは，貯蓄促進のため，“Save MoreTomorrow”というスキームを提唱した。このスキームでは，賃上げ前の段階で加入し，賃上げ後に拠出率を引上げる。毎回の賃上げごとに，（上限に達するまで）拠出率を引上げていくが，加入者はいつでも制度から離脱可能である。同制度を導入した企業では，多くの従業員が加入し，その後もその80％は拠出率引上げにもかかわらず，加入を継続した。
このため，加入者の貯蓄率は，40カ月で3.5％から13.6％に上昇することになった。
②

Presidential Advisors’Panel on Federal Tax Reform 報告書［2005］の“AutoSave”プラン
米国のブッシュ政権下では，連邦税制改革のための大統領諮問パネルが設置され，望ましい税制改革の方向性につき報告書がまとまられたが，自動的加入，拠出率の自動的引上げ，自動的分散投資，自動的延長等の行動経済学の成果を活かしたスキームが提案されて45

いる。同報告書では，これらのスキームを税制上優遇することで，資産形成促進を図ろうとしている。
③

英国の年金改革
従来の自発的加入に基づくステークホルダー年金への加入が進まなかったことから，2012年10月の英国の年金改革において，職域年金未加入者を対象に「自動加入」制度を導入している。その受け皿として，国家雇用貯蓄信託（National Employment Saving Trust,
NEST）も設立された。財源としては，経過措置の後は，被保険者が税引き後所得の４％の拠出を行い，雇用主が３％の拠出を行うが，加えて政府も１％分の還付金を拠出することとされている。そうした形で，自動加入という行動経済学に基づくスキームに，政府が財政的に支援を行っている。強制加入でなく，自動加入であり，途中での離脱も可能とされているが，行動経済学の指摘するとおり，デフォルトに留まる加入者がほとんどである。
２．EET と TEE を巡る議論
我が国においては，資産形成支援税制につき，EET か TEE かという議論がなされることが多い。E とは Exempt で非課税，T は課税を意味する。貯蓄（拠出）がなされる段階，
運用により金融収益が得られる段階，そして口座から引き出しを行う段階の３つの段階につき，EET では拠出時非課税，収益非課税，引出時課税であり，TEE では拠出時課税，収益時非課税，引出時非課税である。通常の貯蓄の取扱いは，TTE だが，確定拠出年金
は EET であり，NISA は TEE となっている。資産形成促進税制の議論の中では，確定拠出
年金が EET なので，TEE の資産形成促進税制も必要だとする論者も存在する。しかし，
そもそもなぜ EET と TEE の両方が必要なのかについては，きちんとした説明はない。歴史的には，EET と TEE を巡る議論は，ミード報告まで遡る。
（１）ミード報告
ミード報告では，所得から貯蓄を控除することで支出への課税を実現しようとしていたが，その際に，①所得からの控除の対象となり，EET に当たる登録資産と②所得からの控除の対象とならず，TEE に当たる非登録資産の２種類の資産の導入を提案した。２つの資産導入の目的は，累進的支出税の課税の平準化にある。累進的税率を適用するので，一時的に所得が高いときには，登録資産を購入し，「所得－貯蓄」を圧縮し，高い税率を回避することができる。他方，所得が低いときに，非登録資産を購入し，低い税率で税を支払ってしまえば，生涯を通じた税負担を軽減できる。ミード報告での累進的支出税は，生涯消費に対する課税を目指しているので，納税者が登録資産と非登録資産を用いて節税を図ることで，一時的な所得増加による税負担の増加を避けることは望ましいこととみなされていた。

46

（２）マーリーズ・レビュー
マーリーズ・レビューにおいては，ミード報告の伝統を踏まえ，次の提案がなされている。
年金課税：EET
銀行預金：TEE（超過収益がないため）
株式等：RRA（Rate-of-Return Allowance）
TtE（t は，金融収益中の超過収益には課税の意味）
マーリーズ・レビューは，金融商品からの正常収益には課税しないというスタンスなので，超過収益には課税を行う。運用中に超過収益が発生する場合，TEE では非課税になってしまうので，EET の取扱いか，あるいは拠出時課税を行った上，RRA（Rate-of-Return
Allowance）を用いて株式収益の超過収益分には課税を行う TtE の取扱いかのどちらかが必要である。
強制的な拠出が求められる年金に対する課税は EET を選択せざるをえないが，ミード
報告と同様に，課税の平準化のためには，EET と TEE の混在が必要としている。そのため，銀行預金については，TEE の扱いとし，さらに超過収益が生じる株式等については，TtEの扱いとしている。さらに，EET では金融サービスの課税が難しいと主張し，EET のみ
ならず，TEE も必要だと主張している。
（３）Roth IRA への批判
現実に，EET と TEE が共存する制度としては，米国の IRA（EET）と Roth IRA（TEE）
が有名だが，米国の経済学者には，Roth IRA はきわめて評判が悪い。Gruber［2015］やBurman and Slemrod［2012］の教科書は，Roth IRA について，次のような問題点があるとして，批判的である。
①

制度導入時に即時に税収減が生じないことから，政治家が安易に減税措置の拡大等に利用するという深刻な弊害が再三にわたり生じている，② 「TEE 型」は，将来，高い税率が予想される高額所得者を特に優遇する制度であり，所得再分配上の問題がある。
③ 「TEE 型」と「EET 型」の併置は，貯蓄税制をきわめて複雑にし，税制の簡素化に反するのみならず，節税の機会を提供する。
④

若年層の家計の中には流動性制約下にある者も多く，「TEE 型」では拠出金の確保が困難である。

（４）我が国の資産形成支援税制との違い
我が国の税制は，金融所得にも分離課税とはいえ，課税しており，マーリーズ・レ
ビューのように，支出税を目指しているわけではない。従って，EET と TEE の両方を用いた節税を促すことにより，生涯消費への課税を図る必要はない。逆に，２つの課税方式

47

を選択できることは，Roth IRA が厳しく批判されているように，租税回避を助長することになりかねない。また，マーリーズ・レビューで指摘されている金融サービスに対する付加価値税（日本での消費税）の問題は，本来，消費課税その他で対応すべきと考えられる。
（具体的な課税方法については，國枝［2008］を参照されたい。））。また，EET の場合，
実際には，我が国の年金給付の税負担が小さいことから，EEE になってしまっているとの認識から，TEE を導入すべきとの主張がなされることもあるが，年金給付が他の所得に比較して，税制上で優遇されている問題は，本来，年金課税強化で対処すべきであろう。
さらに，資産形成促進に有効かという観点からは，上述のように，収益非課税の資産形成促進効果は限定的であり，デフォルト設定が最も効果的であるが，デフォルト設定により自動拠出を求める場合，拠出分に課税してしまっては，一般の人々の理解を得ることが難しくなる。従って，資産形成促進税制としては，デフォルト設定を伴う確定拠出年金（EET）を中心とし，補完的に職場積立 NISA 等の TEE 型のスキームが存在すれば十分と考える。

Ⅳ．現役世代のための資産形成促進税制：資産選択

１．ライフサイクルでの合理的な資産選択
これまでは，現役世代の貯蓄率を引き上げるための税制を考察してきたが，貯蓄をどのような金融商品に投資するかも，老後のための資産形成のためには重要である。
（１）ライフサイクル仮説に基づく若い時期の資産選択
ファイナンス理論に基づけば，現役世代は相対的によりリスクを取った資産運用を行い，高齢になると，リスク資産での運用を減らしていくことが望ましいと考えられている。その背後には，次のような要因がある。
①

長期的視点
若者は，長期的視点からの投資を行う。

②

リスク投資の必要性
若者は，投資失敗による損失を労働強化（労働時間延長，退職時期の先送り）により，補填できるため，リスク回避度が低い。（他方，高齢者は，リスク投資を抑制するのが合理的になる。）（Bodie, Merton and Samuelson［1992］）
このため，フィナンシャル・アドバイザーの一般的助言では，若いうちは，リスク投資を行い，引退後はリスク投資を抑制すべきとされる。
現役時期は，リスクを積極的に取り，退職期にはリスク運用を減らすのが望ましいとの考え方を反映して，英国国家雇用貯蓄信託（NEST）が提供するデフォルトファンド（図表４参照）やスウェーデンの公的年金の確定拠出年金部分のデフォルト運用ファンドにお48

いても，中年層はリスク運用を増やし，退職直前以降，リスク運用を減らすというリスク
資産比率になっている１）。
また，現実の欧米の家計の資産運用でも，40～59歳当たりをピークにリスク投資を行い，その後は，リスク運用を減らしている（Hurd［2001］）。これに対し，図表５が示すように，
我が国の若い世代によるリスク投資の割合は，欧米と異なり，高齢者層よりも少ない。
図表４

英国国家雇用貯蓄信託（NEST）が提供するデフォルトファンド（リタイアメント・デート・ファンド）のリスク資産比率〔出所〕 NEST より三菱 UFJ ベイリーギフォード・アセットマネジメント作成

図表５

我が国の世代別金融資産保有額とその内訳〔出所〕 金融広報中央委員会

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現役世代のリスク投資を促進するには，どのような政策が有効かを検討する必要がある。

Ⅴ．現役世代のリスク投資促進税制

１．デフォルト設定の効果
我が国においては，未だに，税率を低くし，税引き後収益率を高めることで，リスク投資を促進する税制が論じられているが，2000年代以降の研究により，そうした政策にあまり効果がないことが知られている。投資教育は，非常に重要だが，それだけでは限界もある。行動経済学に基づいた分析では，デフォルト設定は，貯蓄促進のみならず，リスク投資促進に関しても，決定的な効果があることが確認されている。上述の Madrian and Shea
（2001）は，401（k）のポートフォリオについても，多くの従業員はデフォルトに従うことを示した。図表６において，左の３つの資産構成はデフォルト導入前のポートフォリオだが，マネーマーケットファンドをデフォルトとする制度変更により，一番右の New の資
産構成のように，マネーマーケットファンドへの運用が大半を占めることになった。従業員のポートフォリオは，デフォルト設定により決定的な影響を受けるのである。
図表６〔出所〕 Madrian and Shea［2001］

米国の401（k）では，デフォルトをライフルサイクル（またはターゲットイヤー）型の投資信託に設定することが多い。これらの投資信託では，若い時期にリスク投資を多く行い，退職後は，リスク運用のウエイトを減らしていく。特に，ライフサイクル型の投資信託の普及の契機となったのが，2006年に，デフォルトの投資信託がリスク投資の運用で損50を出しても，企業側の責任は問われないことにつき，政府が確認したことである。これにより，ライフサイクル型の投資信託がデフォルトとして普及し，米国の家計が，株式を多く持つようになった。
適切な資産形成を促すためには，デフォルト設定・投資教育を伴う資産形成のスキーム
を税制で優遇することが最も効果的であり，我が国の資産形成促進税制についても，そうしたスキームの優遇税制を中心に考えるべきである。
２．確定拠出年金の活用
我が国におけるデフォルト設定・投資教育を伴うスキームとしては，確定拠出年金がある。確定拠出年金においては，運用方法を特定しない者もいるので，デフォルト設定が不可欠であり，また，投資に詳しくない従業員も多いので，投資教育が不可欠である。デフォルトとして，ライフサイクルの各段階での適切なリスク運用についての配慮がなされたライフサイクル型の投資信託を設定することも可能である。こうしたことから，ライフサイ
クルを通じた資産形成のスキームとしては，確定拠出年金が最適であり，税制上の優遇措
置によりその普及を図ることが望ましい。その際，企業型の場合，企業からの保険料のマッチングもあり，行動経済学の推奨する自動加入導入の可能性に鑑みれば，TEE 型の税制優遇措置は適用が難しい。これは，損金算入ができなければ，企業は保険料のマッチ
ングに消極的になるし，課税後の所得が自動的に拠出金となることには，従業員が抵抗感を持つと懸念されるからである。従って，確定拠出年金については，EET 型の税制優遇措置を取る必要がある。
確定拠出年金については，我が国の税制においても優遇されてきたが，2020年度税制改正においても，確定拠出年金の対象拡大に応じた措置が講じられている。具体的には，企業型確定拠出年金は，65歳未満の者が加入可能だったものを，70歳未満にまで引き上げる。
個人型確定拠出年金（iDeCo）については，60歳未満の者まで加入可能だが，65歳未満の者まで引き上げる。また，中小企業向けの簡易型確定拠出年金や，企業年金の実施が困難な中小企業が個人型確定拠出年金に加入する従業員の掛け金に追加拠出する中小事業主掛金納付制度（iDeCo プラス）につき，制度の対象範囲を，100人以下から300人以下に拡大する等の措置が講じられる。
老後の生活のための資産形成促進に最も有効な確定拠出年金に対するこれらの税制上の優遇措置は望ましいものと考えられる。
なお，確定拠出年金に関する他の税制としては，特別法人税（現在停止中）が存在する。
確定拠出年金は，従業員が自ら運用先を選択し，運用金融商品からの収益を受け取る一方，自ら運用リスクを負うスキームであり，その収益は，従業員の個人資産からの金融所得と変わらない。法人が別途設立されている訳でもないのに，特別法人税の課税対象とすべき
理由は何もなく，早急に廃止することが望まれる。

51

３．我が国のその他の資産形成スキームの評価（１）職場積立 NISANISA のうち，職場積立 NISA は，職場での投資教育の実施，給与天引き又は口座振替などについては，確定拠出年金と同様の効果を一定程度持たせることが可能である。ただし，TEE なので，自動加入等の活用は難しい。従って，確定拠出年金を補完するものとの位置付けで，職場積立 NISA を税制上，優遇することが考えられる。
図表７〔出所〕 金融庁（２）積立 NISA
現在，積立 NISA（職場積立 NISA 含む）は，20～40歳代を中心に販売されている。リス
ク資産での運用が望ましい若い世代の資産形成には，適当なスキームだが，職場積立
NISA と違い，投資教育やデフォルト設定は難しく，効果は限られる。しかし，職場積立
NISA を利用できない層のため，優遇税制の対象とすることは検討に値しよう。なお，その際，現在，ライフサイクル型の投資信託が積立 NISA の対象となっていないので，対象に加えるべきである。
2020年度の税制改正では，積立 NISA が５年間延長されることとなった。
また，一般 NISA についても，2020年度税制改正において，積立 NISA と同様の投資を行った上で，リスク投資も認めるという二階建ての構成とするという重要な改正がなされた。
具体的には，一階分の投資上限額は20万円で，積立 NISA と同様に積立・分散投資に適していると金融庁が認めた一定の公募等株式投資信託への投資が対象となる。二階分の投資上限額は，102万円で，上場株式や公募株式投資信託等が運用対象だが，原則として，一52

階分での投資を行った者にのみ税制優遇が認められる。ただし，例外として，何らかの投資経験がある者が二階部分で上場株式のみに投資を行う場合には，一階部分での投資を必要としないとされる。この二段階の一般 NISA は，非課税措置の適用を５年間延長する。
一階部分については，20年間の非課税期間を持つ積立 NISA に移行可能である。
このように，2020年度の税制改革では，老後のための安定的な資産形成に貢献する積立
NISA を重視する改定が行われた。上述のとおり，積立 NISA は，確定拠出年金のように投資教育やデフォルト設定等の機能は有していないが，職場 NISA 等であれば，給与天引きでの支払いも可能であるという利点もあり，税制優遇の対象とするのは理解できる。
ただし，今後５年間の移行期間のために導入された上記の二階建ての投資スキームは複雑で，一般国民の理解が難しい側面もある。５年後に定められる新しい少額投資非課税制
度においては，ライフサイクルに応じた資産形成を支援することを目的とした，より単純なスキームとすることが求められる。
図表８〔出所〕 財務省『令和２年度税制改正（案）のポイント』

53

Ⅵ．高齢者向けの金融税制

１．高齢者の貯蓄と資産選択の要因
ライフサイクル仮説に基づけば，高齢者は現役時代の貯蓄を取り崩し，自らの消費に充当することになるが，高齢者の中には，さらに貯蓄を行い，資産運用を図る者も少なくない。これらの貯蓄は，どのような目的で行われるのか，検討する必要がある。
（１）予備的貯蓄：長寿（longevity）リスク
医学の進歩により，高齢者の平均余命は長くなってきている。経済的には，予想以上に長生きすることにより，生活資金が枯渇するリスクが生じることを意味する。このリスクに対応するため，退職後の資産取り崩しのスピードが遅くなる（Davies［1981］）。
長寿リスクに備えるために，退職後の資産運用につき，よりリスク資産運用を増やすべきとの主張をする者もあるが，そうした主張は正しくない。もし予想より長生きするのと同時に，資産運用で損失が生じれば，生活資金がより大きく枯渇することになり，リスク
資産運用は，長寿リスクのヘッジにはなっていない。
長寿リスクのヘッジは，リスク資産運用ではなく，終身個人年金（トンチン年金）の役割である。しかし，情報の非対称性等により，終身個人年金は十分普及していないという問題がある（Poterba の一連の研究）。
公的年金は終身年金であり，長寿リスクに対応している。ただし，今後，給付水準は，
マクロスライド等を通じて圧縮の方向で，補完的に，退職時の確定拠出年金等から終身個人年金への転換を政策的に促進することは考えられる。米国では，Gale et al.［2008］等が，確定拠出年金の自動的な終身個人年金への転換（オプトアウト可能）を提案している。
また，米国では，適格長寿年金（Qualiﬁed Longevity Annuity Contract, QLAC）が存在している。米国の401（k）等では，70.5歳以降，最低引出義務が存在しているが，適格な長寿年金については，最低引出義務を免除され，一定の投資上限はあるものの，支給開始時
期は85歳まで課税繰り延べが可能になる。トンチン性は失われるが，遺族による年金受取も認められている２）。
なお，生保協会も「長寿安心年金」（図表９）の提案を行っている。ただし，同提案は，終身年金だが，確定拠出年金の退職後の受け皿ではなく，現役時代からの加入（独リース
ター年金）を想定している。
さらに，報道（日本経済新聞2020.2.14朝刊）によれば，厚生労働省は，企業の確定給
付年金の終身年金について，15～20年程度の保証期間後に平均余命の伸びに応じて，給付額の調整を可能とする改訂を，2021年度にも導入する予定とされる。これまで，終身年金の財務負担は平均寿命が延びた際には，年金債務が増加するおそれがあり，企業が確定給

54

図表９

長寿安心年金構想〔出所〕 生保協会

付根金から確定拠出年金に移行する理由の一つとなっていた。退職後の長寿リスクについては，終身年金を利用することが望ましいことに鑑みれば，報道されている確定給付年金の改定は，終身年金を採用する企業を財務面で支援することとなろう。こうした改定を，税制面でも支援することが考えられる。
また，現役時代には，確定拠出年金を選択していた場合でも，退職後は，余命リスクを考えれば，終身年金に転換することが望ましい。我が国でも，退職後の確定拠出年金から
終身個人年金への転換につき，税制上の優遇措置等により，長寿リスクへの備えを促進す
ることが考えられる。
（２）予備的貯蓄：医療費
高齢者は，現在および将来の医療費の支払いに備え，貯蓄を行っている。その場合，ポートフォリオはリスク資産運用を抑制した形になる。
De Nardi et al.［2016］の米国に関する研究では，健康状態が悪い高齢者が急速に資産を取り崩していることが知られている。また，（自己申告の）健康状態が悪いと自己申告した者の株式保有比率は低い（欧州については，Bressan et al.［2014］，米国については
Yogo［2016］）。
ただし，政府の医療保険が充実している国においては，健康状態がポートフォリオに重要な影響を与えない（Atella et al.［2012］）国民皆保険で，高額治療費もカバーされている我が国の医療保険制度を前提とすれば，我が国においては，健康状態のリスク資産運用への影響は限定的と思われる。
（３）その他の要因
遺産動機がある場合には，視野が長期になり，リスク投資も増加する（Lai［2008］）。

55

また，住宅の保有状況や住宅ローンの残高等も，リスク資産運用に影響を与えよう。また，
キャピタルゲイン税のロックイン効果にも注意する必要がある。実現益に課税されるキャ
ピタルゲイン税は，株式保有の継続で実効税率が低下する。このため，株式を継続して保有する方向にバイアスがかかり，適時の株式売却を阻害され，売買減少により株式市場の効率性が低下するという問題が生じる。ただし，死亡時の相続税課税がきちんとなされれ
ば，株式の継続保有へのバイアスは，抑制される。
（４）高齢者の認知能力の低下とその影響
高齢者の貯蓄・資産選択が他の時期と異なるのは，高齢者は一般に加齢とともに認知能力が低下することである。（ただし，最近のコホートの若いころの認知能力は高くなっているので，高齢者全体の認知能力はそれほど低下しないとの指摘（フリン効果）もあることに留意されたい。）
認知能力が高いと，リスク回避度が低くなる。Bosang and Dormen［2015］は，高齢になるに伴い，リスク回避的になるだけではなく，認知能力の低下も，年齢と独立して，リ
スク回避度に影響を与えると指摘している。
認知能力の低下は，資産選択にも影響を与える。Kim et al.［2012］は，認知能力の低下に伴い，リスク資産を保有している者の割合が減少していることを示している。
（５）自信過剰の影響
高齢者は，認知能力の低下に際し，自分の能力に対する評価を引き下げるが，財務上の判断については，評価を変えない（Gamble et al.［2013］）。その結果，資産運用において，
自信過剰な高齢者が存在することになる。特に，自分で投資を行ってきた高学歴の男性で，しかも引退が近い者の自信過剰（正解率の自己評価と，現実の正解率の差）が高い（Bhandari and Deaves［2006］）。
自信過剰の者は，過度のリスクを取りやすい。詐欺的な投資勧誘にもひっかかりやすい。
自信過剰な高齢者が，過度なリスク資産運用を行わないように，政策的にも配慮する必要がある。
２．我が国の高齢者の資産選択とリスク回避度に関する先行研究等
我が国においては，最近，国際的に注目を集めている高齢者の認知能力，自信過剰およびリスク回避度と資産選択との関係についての研究は少ない。ここでは，いくつかの先行研究について概観する。
（１）2005年度経済財政白書
2005年度経済白書では，高齢化の影響を分析する中で，高齢者の資産選択についても論じているが，我が国では，高齢になるほどリスク資産投資割合が増加すると指摘している。

56

同白書は，リスク資産の投資割合から推計したリスク回避度は，高齢者の方が低いと推計している。さらに，2005年度経済財政白書は，くじに関する質問に基づき推計したリス
ク回避度も，高齢者は低くなっていると指摘する。
同経済白書は，上記の結果から，高齢化が進んでも，リスク資産運用が減少することはないとの結論を得ているが，「高齢者の方が，リスク回避度が低い」との指摘は，欧米での高齢者のリスク回避度の研究結果と正反対である。我が国の高齢者のみ，欧米の高齢者と異なるリスク選好を持つとは考えられず，同白書の分析が妥当かどうか検討する必要がある。
（２）Iwaisako et al.［2016］
リスク回避度や認知能力は考慮していないが，高齢者の資産選択につき，日経リサーチの金融 RADER のマイクロデータを使用して分析した研究として，Iwaisako et al.［2016］がある。我が国の家計ポートフォリオは，60歳代以降も，株式比率が減少していない。また，株式を保有している家計の割合も，高齢者の方が高い。
Iwaisoko et al.［2016］は，高齢者の株式投資が減少していない理由としては，高齢者の資産が増加していること，2000～2014年の間に富裕層が増加していることを指摘している。
しかし，高齢者のリスク回避度や認知能力については考慮していない。
（３）西村・松下・村上［2015］
認知能力まで含めた研究としては，西村・松下・村上［2015］がある。この研究では，
関西大学ソシオネットワーク戦略研究機構の「意思決定に関する意識調査（2014）」の20～69歳の男性577人が対象のインターネット調査のデータを用いている。相対的リスク回避度を，Kimball et al.［2008］に準じた質問への回答から推計し，また，認知能力は，HRS（Health and Retirement Survey）に準じる手法とスコアで測定している。他には，資産額，危険資産比率等，個人の属性（年齢，教育等）のデータが含まれる。

同論文の分析では，認知能力は，20代後半が最も高く，60代で大きな低下が認められる。
また，相対的リスク回避度（RRA）は，20代後半が最も低く，その後，49歳まで上昇する
が，50歳以降は変化が少ない。
認知能力と相対的リスク回避度は，30代では負の相関，50代以上では無相関となっている。また，相対的リスク回避度は，危険資産比率と負の相関にある。
同研究の問題点としては，データの相関を見ているだけ，計量経済学的に十分な分析が行われていないことがある。また，リスク回避度の測定が Kimball et al.［2008］の方法のみだが，最近では，ギャンブル型の質問よりもリスク選好に関する一般的な質問の方が安定的な回答が得られるとの指摘がある。
高齢者の認知能力，リスク回避度および資産選択の関係は，高齢者を対象とした金融税制のあり方を考える上で重要であり，さらなる研究が必要であろう。

57

３．新しいデータでの分析
認知能力，自信過剰，リスク回避度および資産選択の関係を分析するために，新たに45～79歳の男女1,758人に対するインターネット調査を実施し，そのうち，異常値を除いた1758人のサンプルを用い，分析を行った。現在，引き続き分析を進めているが，いくつかの予備的な結果につき，紹介することとする（Kunieda［2019］）。
（１）ニュメラシーの測定と年齢との関係
認知能力のうち，金融取引と特に関係が強いニュメラシー（計数能力）を，Lipkus, et.
al（2001）（日本語訳は広田［2015］を参照），ベルリン・ニュメラシー・テスト（Cokely
et al.（2009））等の質問を活用して，計測する。具体的には，次の７問中の正解数をニュ
メラシーのスコアとする。
Q1．ビッグ・ジャンボ宝くじでは，1,000円の賞金が得られる可能性は１％である。もし
1,000人の人がビッグ・ジャンボ宝くじでそれぞれ１枚ずつくじを買ったら，1,000円の賞金を得られる人は何人いるか推測してください。
Q2．テレビ番組「当たりまショー」の懸賞では，車が当たる可能性は1,000のうち１です。
「当たりまショー」の懸賞ではくじの何％で車があたるでしょうか。
Q3．あるウィルスに感染する可能性は，0.0005です。10,000人のうちでは，約何人が感染すると予想されるでしょうか。
Q4．１から５の数字の付された歪みのない正五面体のサイコロを，50回投げたと考えて下さい。50回のうち，奇数（１，３，５）の目は，平均して何回出ると思いますか。
Q5．小さな町の全住民1,000人のうち，500人が合唱団のメンバーです。この500人のうち，100人が男性です。合唱団に属していない500人のうち，300人は男性です。さて，この村の男性のうち，１人をランダムに選んだ場合，その人が合唱団のメンバーである確率はどれだけでしょう？
Q6．歪みがあって，目の出方が均一でない六面体のサイコロを投げたと考えて下さい。
このサイコロでは，６の目が出る確率が，他の目が出る確率の２倍になっています。このサイコロを70回投げた場合，６の目は平均して何回出ると考えますか。
Q7．ある森に生えているキノコの20％の色は赤で，50％の色は茶で，20％の色は白である。
赤いキノコは，20％の確率で毒を含んでいる。赤くないキノコは，５％の確率で毒を含んでいる。この森の毒キノコが赤色である確率はどれだけでしょう？
回答結果の分布は，図表10のとおりである。
このニュメラシーのスコアを，年齢および年齢の２乗，性別を含めた関数で近似すると，
60.6歳以降，ニュメラシーが低下することがわかる。高齢者のニュメラシーが，年齢とと

58

図表10

〔出所〕 筆者作成もに低下していくのは，欧米の先行研究の結果と整合的である。
（２）自信過剰
自信過剰インデックスは，ニュメラシーの問題につき，「自己申告の正答数－実際の正答数」で測定する。自信インデックスの分布は，図表11のとおりである。
自信過剰インデックスの決定要因としては，一般的に男性の方が，自信過剰の傾向がある。また，興味深いことに，大卒以上の者の方が自信過剰の傾向がある。
図表11〔出所〕 筆者作成

59

（３）リスク回避度の測定と要因
リスク回避度の測定には，いくつかの方法がある。
最近では，自らが主観的にリスクに関する態度を評価したリスク回避度が，リスク資産の選択等への影響を知る上では有用との指摘がなされているため，Dohmen et al.［2011］
を踏まえ，次の質問を行った。
Q1．あなたは，他の人と比較して，どの程度，リスクを取る方だと思いますか？（５段
階の回答より選択）
伝統的には，くじ等を用いて，リスク回避度を測定する方法が取られてきた。絶対的なリスク回避度を測定するための質問としては，大竹・筒井［2012］等を踏まえ，次の質問を行った。
Q2．半々の確率で当たりか外れかになり，当たった場合には20,000円もらえますが，外れた場合には何ももらえない宝くじがあります。あなたはこのくじがギリギリいくらで売っていれば買いますか。
また，相対的リスク回避度を測定するために，Kimball et al.［2008］を踏まえ，次の質
問でαの値を尋ねた。
Q3．あなたが家族の中で所得を得ている唯一の者と想定して下さい。あなたは，家族の事情で引越しをすることになりましたが，引越し先では，次の２つの職があります。あなたは，α％が最低でも何％であれば，２の職を選びますか？
１

現在得ている水準の所得を確実に得られる職

２

50％の確率で現在の２倍の所得を得られるが，50％の確率で現在の所得のα％の所得しか得られない職

これらの方法で測定したリスク回避度の要因を分析すると，男性より女性の方がリスク回避的である。ニュメラシーの高い者ほど絶対的リスク回避度が低く，また自信過剰な者
ほど絶対的なリスク回避度および主観的リスク回避度が低い３）。
（４）リスク投資の有無の要因
サンプルのうち，家計が金融資産を保有していて，回答者が家計の投資判断に関与している者のみにつき，資産選択について質問を行う。サンプル数は，1080人となる。
まず，金融資産保有者のうち，リスク投資（株式，投資信託，外貨預金）を行っている者が600人，リスク投資を行っていない者が480人である。リスク投資を行っている要因に

60

ついて，Binary Probit を用いて分析を行った。その結果，自己評価によるリスク回避度，
絶対的リスク回避度および相対的リスク回避度は全て，リスク投資の有無に有意に影響しているとの結果を得た。また，ニュメラシーの高い者，自信過剰の度合いが高い者はリス
ク投資を行っている可能性が高い。また，大学以上の教育，持ち家，1,000万円以上の資産保有も，統計的に有意にリスク投資の可能性を高める。
（５）リスク投資の割合の要因
次に，金融資産中のリスク投資の割合（％）の決定要因について，リスク投資を行っていない家計も含めての Tobit モデルでの推計を行うと，いずれのリスク回避度の指標も，リスク投資割合に有意に影響を与えている。リスク投資の有無と同様に，ニュメラシーが高い者，自信過剰の度合いが高い者は，保有金融資産のより多くの割合をリスク投資に回している。また，大学以上の教育，持ち家，1,000万円以上の資産保有も，統計的に有意にリスク投資の割合を高くする。
４．高齢世代向けの金融税制のあり方
高齢者の資産選択に関する上記の分析を踏まえれば，我が国における高齢世代向けの金融税制の在り方について，次の点を指摘できる。
１．高齢者向けの金融税制については，標準的なファイナンス理論からのアドバイスに加え，認知能力の低下や自信過剰の存在を考慮すれば，高齢者は，リスク資産投資を抑制することが望ましく，高齢者のリスク資産投資を促す必要性は低い。
２．退職後の確定拠出年金から終身個人年金への転換につき，税制上の優遇措置等を導入することで，長寿リスクへの備えを促進することが考えられる。
３．他方，詐欺的投資勧誘の被害等を防ぐ観点から，高齢者向けの投資教育と資産管理機能を備えたスキームにつき，税制上の優遇を行うパターナリスティクな観点からの措置が求められる。

Ⅶ．終わりに本稿では，我が国における資産形成促進税制の望ましいあり方について論じた。金融リ
テラシーの不足および双曲線割引により，老後の生活のための十分な資産形成が行われな
いおそれがあり，税制により資産形成を促進することが考えられる。非課税等で税引き後収益率を引き上げ，貯蓄やリスク投資を促そうとする政策の効果は限定的であり，デフォ
ルト設定等の行動経済学に基づくスキームが決定的な効果を有する。従って，我が国の資産形成促進税制の中核は，デフォルト設定と投資教育を伴う金融スキームである確定拠出年金に対する支援とすべきである。職場積立 NISA についても，同様の効果を持ちうる。
高齢者向けの金融税制については，標準的なファイナンス理論からのアドバイスに加え，

61認知能力の低下や自信過剰の存在を考慮すれば，高齢者は，リスク資産投資を抑制することが望ましく，高齢者のリスク資産投資を促す必要性は低い。
このように，資産形成促進税制を検討する上で，行動経済学の観点からの検討は不可欠である。我が国の金融税制の検討においては，行動経済学の分析結果や高齢者の認知能力の低下等を勘案した検討は十分なされてこなかったが，今後の資産形成促進税制の検討においては，他の先進国と同様に，行動経済学に基づく議論が行われることを強く期待したい。
注
１）図表４の国家雇用貯蓄信託（NEST）のリスク資産比率で導入フェーズでは，低リス
クでの運用になっているが，これは，若年層が加入してすぐに元本割れに直面すると過剰に反応するおそれがあるとの調査結果に基づき，若年層がすぐに離脱することを避けるために考慮されたものである（神山［2014］）。
２）なお，英国においては，過去には，確定拠出年金を退職時に取り崩す際に，非課税枠
25％以上の引き出しについては，55％というきわめて高い税率が課される一方，終身年
金（アニュイティ）の購入を行うのであれば，そうした課税を行わないという形で，終身年金の購入が事実上求められていた。しかし，2015年４月より，25％以上の引き出しへの55％課税が廃止されるなど，退職時の使途について，いわゆる年金自由化が行われた（神山・富永［2017］）これは，確定拠出年金の退職時の終身年金への転換を促進しようという米国等での議論とは反対の動きである。
３）相対的リスク回避度については，逆の結果になっているが，先行研究等からすると，パズルである。

参

考

文

献

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64

相続税改革と家計の貯蓄行動――個票データに基づく効果分析――＊

野

要

村

容

康†

旨

本稿では，日本における相続税の改定が家計の貯蓄行動にどのような影響を与えたかを，金融広報中央員会の「家計の金融行動に関する世論調査」の2010年から2016年
までの個票データに基づき，difference in difference の手法を使って検証した。分析により明らかにされた主要な点は，以下のとおりである。
第１に，2013年度税制改正で決まった相続税の改定，とりわけ基礎控除の引下げは，その影響を受けると想定される一定の家計の貯蓄にプラスの影響を与えたとみられる。第２に，これら家計について，相続税変更後の生前贈与が貯蓄に有意な影響を与えたという証拠は得られなかった。第３に，相続税に反応した家計は，改革後に債券保有を部分的に外貨建て金融商品にシフトさせた可能性が認められる。
これらの結果は，①今回の相続税の増税により，一定の家計が，子どもが得る将来の税抜き遺産の減少を取り戻すために貯蓄を増大させた可能性があること，②その際，子どもに配慮した遺産動機が作用する一方で，租税回避を目的とした生前贈与は必ずしも一般的でないこと，を示唆しており，その意味で，日本では相続税の引上げが過度の経済的歪みを引き起こすことなく，経済格差の縮小に貢献している可能性を支持するものである。

はじめに
本稿の課題は，2013年度税制改正で実現した相続税の改定が，家計の貯蓄行動にどのような影響を与えたのかについて実証分析を行うことである。より具体的には，課税対象世帯の拡大を含む今回の制度変更が，近い将来に相続税の課税対象となることが予期される＊本研究の遂行にあたり，金融広報中央委員会からは貴重な個票データを提供して頂いた。記して感謝申し上げる。
本稿は，筆者が参加させて頂いた，公益財団法人日本証券経済研究所主催「資産の形成・円滑な世代間移転と税制の関係に関する研究会」における研究成果の一部である。研究を進めるにあたっては，同研究会の座長である井堀利宏先生（政策研究大学院大学）をはじめ，メンバーの先生方から数々の有益なコメントを頂いた。あわせて感謝の意を表したい。もちろん本稿にありうべき誤りは，すべて筆者の責に帰するものである。
†獨協大学経済学部教授・当研究所客員研究員

65

家計の貯蓄に有意な影響を与えたのか，もしそうであれば，その効果がどのようなもので，
そこにはどのような作用が働いたのかを，金融広報中央員会の「家計の金融行動に関する世論調査」の個票データを用いて検証する。
本研究の背景としては，日本の資産移転課税をめぐっての「格差是正」と「資産流動化」の視点を指摘できる。昨今，超高齢社会の到来とともに，所得不平等が進行しつつある日
本で，世代間の資産移転に対する課税の役割はこれまで以上に高まっている（國枝［2007］）。特に少子化の加速は，一人当たり相続資産の増大をもたらすことで，機会の不平等をいっそう拡大させる。相続を通じた不平等化の傾向と格差の固定化は，国内の社会連帯を損なうのみならず，下位所得層に適切な教育が提供されないことで人的資本の蓄積
が 十 分 に 進 ま ず， 長 期 的 な 経 済 成 長 を 押 し 下 げ て し ま う と 懸 念 さ れ て い る（OECD［2015］）。この点で，効果的な資産移転課税の仕組みは，資産保有の分散化を実現するとともに，機会均等の達成を狙いとした社会保障政策の遂行に税収面で貢献する。今般の相続税改定に際しても「富の再分配機能」を回復することが第一の目標に掲げられた１）。
他方で，近年の日本では，家計の消費活性化を図る観点から，資産移転課税を積極的に活用すべきとの見方が強まっている。その背景には，家計資産の大半を高齢者が保有している中で，長寿化により被相続人自身も高齢者である傾向が強まり，若年世代への資産継承が進みにくい現状がある２）。そこで，贈与税の仕組みを利用すれば，高齢者に集中する資産の流動化が促され，若年世代への早期の移転が実現する可能性が生じる。実際，日本
では，こうした狙いから2000年代以降「相続時精算課税制度」，「住宅資金贈与特例」，「教育資金贈与特例」等が相次いで創設され，一定の直系親族間の贈与が非課税の扱いを受けるようになった。
だが，再分配にせよ，経済活性化にせよ，資産移転税が果たす政策的な役割への期待が高まる一方で，日本の資産移転税と現実の家計行動との関係は，必ずしも十分に検証されているとはいえない。特に，租税回避や消費の動向と密接な関係にある，家計の貯蓄に及ぼす効果については，その実態がほとんど明らかでない。上記二つの目標が互いに二律背反的な性格を含んでいることからも，その妥当性は自明とはいえず，より客観的な政策評
価を可能とするように，現状の解明に努める必要がある。本稿は，こうした視角に立って，
この分野での実証研究の蓄積に寄与すべく，相続税と家計の貯蓄行動との関係について検証を試みたい。
結論を先取りすれば，今回の相続税の改定は，近い将来に相続税の課税対象となることが予期される家計の貯蓄に対してプラスの影響を与えた可能性があるということである。
この点は，日本では，遺産動機がある程度働いている状況の下で，租税回避を目的とした
生前贈与は必ずしも一般的でなく，相続税の引上げが過度の経済的歪みを引き起こすことなく，税収増大と資産集中阻止の両面で経済格差の縮小に貢献している可能性を示唆している。
本稿の構成は以下のとおりである。Ⅰで2013年度税制改正における相続税改定の内容に66

ついて概観したうえで，Ⅱで相続税の効果について，貯蓄との理論的な関係および，日本の税制を前提としたときの資産構成への影響について整理する。Ⅲでこの領域での先行研究をサーベイし，本研究の位置づけを明確にする。Ⅳで分析の枠組みを提示し，推定に用いたデータ設定について説明する。Ⅴで推定結果等が示され，その解釈が試みられる。むすびで，分析結果が要約されるとともに，本稿に内在する問題点について言及する。

Ⅰ．2013年度税制改正における相続税改定
まず2013年度税制改正における主要な変更点について確認しておこう。以下にあげる４
つの改定は，すべて2015年１月より施行されることになった３）。
第１に，相続税の課税最低限に相当する基礎控除額が従来の60％に減額された。すなわ
ち，改定前が＜5,000万円＋（1,000万円 × 法定相続人の数）＞であった控除の算定式が，改定後は＜3,000万円＋（600万円×法定相続人の数）＞に変更された。これにより，たとえば，法定相続人が子二人であった場合の基礎控除は，従来の7,000万円から4,200万円まで引き下げられることになった。
第２に，相続税の税率表が部分的に変更された。図表１のとおり，改定後には，法定相続人の取得金額が１億円を超える場合の各ブラケットの金額の範囲が縮小して，限界税率の刻みが細かくなるとともに，６億円を超える金額に対して55％の最高税率が適用されることになった。
図表１．相続税税率表の改定〔出所〕 財務省ウェブサイト

第３に，未成年者控除および障害者控除が引き上げられた。従来では，相続人が20歳未満の場合は，＜20歳に達するまでの年数×６万円＞の税額控除が認められたが，改定後はこの税額控除額が＜20歳に達するまでの年数×10万円＞となった。同様に，相続人が障害者の場合に認められる税額控除が，従来の＜85歳に達するまでの年数×６万円（特別障害者の場合は12万円）＞から，＜85歳に達するまでの年数×10万円（特別障害者の場合は20万円）＞に改定された。

67

第４に，小規模宅地の特例を受けるための要件が緩和された。現行相続税には，一定の要件を満たした居住用の宅地等（特定居住用宅地等）については，一定限度の面積まで宅地等の評価額が20％に減額される特例が設けられているが，改定により，この特例を受けられる限度面積が従来の240m2から330m2に拡大された。
このうち後２者は減税要因となるが，前２者が課税ベースの拡大を伴う大幅な税負担引上げを意味していたことから，このときの相続税改革は，一般には全体として明らかな「増税」として受けとめられた。実際，改定の結果，2015年に課税割合は前年より1.8倍に上昇し，相続税額も同じく1.3倍に増大することになった４）。

Ⅱ．相続税が貯蓄行動に与える効果

１．貯蓄への効果
では，相続税は，理論的に家計の貯蓄にどのような影響を及ぼすと考えられるのか。まず相続税が資本課税としての性格を有している以上，その引上げは，課税後の資本収益率を引き下げることになるが，その貯蓄への効果は明らかでない。このとき，現在消費が将来消費に比べて割安になることによる代替効果（マイナスの貯蓄）と，家計の実質所得が減少することによる所得効果（プラスの貯蓄）が相殺されるからである（Poterba［2000］）。
一方，相続税を納税するのは相続人であることから，相続税が被相続人の貯蓄行動に及ぼす効果は，被相続人がなぜ資産を子どもに残すのかという「遺産動機」の内容によって異なることが知られている（Gale & Perozek［2001］）。理論分析で取り上げられる典型的な遺産動機に関する仮説と，それぞれのケースでの被相続人の貯蓄への効果は，以下のよ
うに整理できる５）。
①

ライフサイクル・モデル
標準的なライフサイクル仮説の下では，家計は自らの生涯消費からの効用を最大化することを目標に，各期の貯蓄（消費）額を決定すると想定される。したがって，子どもの消費水準は親の効用に何ら影響を与えないので，相続税が課せられても，親の生前の貯蓄行
動は影響を受けない。このとき，消費されなかった貯蓄（遺産）は，不確実な死に伴って偶発的に生じたものとみなされる。
②

交換動機（exchange motive）
交換動機仮説によると，親は子どもからのケアや介護等を受けた報酬として遺産を相続させる。この場合，相続課税は，子のケアサービスに対する個別消費税として機能し，当該サービスの税込み価格を引き上げるため，親の貯蓄への効果は，当該サービスに対する需要の価格弾力性で異なる。つまり，親が子どもからのケアをどれほど掛け替えのないものと見ているかで，親の貯蓄行動が変わってくる。もし子のケアサービスへの需要の価格
弾力性が絶対値で１を上回れば，子どもへのサービスの対価としての支払い額（将来の遺68産額）が減少し，その分，民間事業者が提供する代替的なケアサービスへの需要が増加することで，親の貯蓄は減少する６）。反対に，子のケアサービスへの需要の弾力性が低いほど，親の子どもへの支払い額が増加して，貯蓄にはプラスに作用する。
③

joy of giving 動機
joy of giving 動機をもつ親は，遺産を子どもに相続させること自体に喜びを見出すことから，子への相続財産の増加は，自身の効用を引き上げる。したがって，ここでも交換動機のケースと同様に，相続税が「遺贈」という特殊な消費に対する課税として機能するために，それが親の貯蓄に与える効果は，子どもへの遺贈という当該「消費財」に対する需要の価格弾力性の水準によって決まる。
④

利他的動機（altruistic motive）
利他的動機仮説は，親が子の将来の経済状態を心配して資産を遺すものと想定する。そのため，親の効用は，自身の消費額の多寡だけでなく，子の効用にも依存する。したがって，効用最大化の観点から，親は，自身の消費減少に伴う限界費用と，追加的な遺産がもたらす子の消費増加による限界便益がちょうど等しくなるまで貯蓄を増やすのが合理的となる。このとき，相続税が貯蓄に与える効果は，必ずしも明らかでなく，親が子への将来の遺産額を予め決定する力（commitment power）をもつか（子の懇願によって遺産額が左右されないか），子の効用のウェイト付けなど，親の効用関数の具体的な定式化によって決まる。たとえば，尤もらしい仮定の下で親が遺産への commitment power をもたないケースでは，子は意図的な消費の増加によって将来の遺産額の増加を図ろうとするので，相続税の引上げは，課税による遺産の減少を補うように親の貯蓄を増加させることになる７）。
以上，４つの遺産動機に関する仮説の中では，①ライフサイクル仮説を除いた，「意図された遺産動機（intended bequest）」を有する②～④のケースでは，その定性的な効果は
必ずしも判然としないものの，相続税は被相続人の生前の貯蓄に何らかの影響を与える可能性がある。そこで以下の実証分析では，この点を考慮して，相続税の貯蓄への効果が意
図的な遺産動機の有無によって異なるかどうかをポイントの１つとして検証する。
２．資産構成への影響
相続税の変更は，上述のような貯蓄への効果や既存のポートフォリオの組み換えを通じて，家計が保有する資産構成の変化を引き起こす可能性がある。特に資本課税としての相続税の引上げが，どのような金融商品の保有に影響を与えたのかは，リスク負担への効果という観点からも興味深い論点である。
他方，日本の相続税を前提とした場合に想定される資産構成への影響としては，以下の点を指摘できる。第１に，現金や要求払い預金の増大である。それには，相続税支払い時における流動性確保，遺産分割への備えなどの理由が考えられる。第２に，生命保険商品への需要の拡大である。生命保険については，保険契約に係る死亡保険金に対する非課税枠（500万円×法定相続人の数）の存在が知られている。

69

第３に，不動産投資の拡大がある。その背後には，相続資産としての金融資産と不動産との評価上の違いがある。金融資産が原則として時価で評価されるのに対して，宅地については，「路線価方式」などによる割安な評価方法が適用されるほか，前述の小規模宅地等に適用される様々な特例により，財産評価額が時価を大きく下回るのが通例である８）。
第４に，負債の増加である。これは，被相続人の負債残高は，課税遺産額を算出する際の減算項目となるからであり，この点から，租税回避を意図して，借入れを通じた上記金融商品の購入・不動産投資・生前贈与などが行われる可能性が考えられる９）。

Ⅲ．先行研究と本研究の位置づけ

１．資産移転税が貯蓄・資産蓄積に与える効果
この分野での先行研究を振り返ると，限られた研究の中で，アメリカの遺産税などの資産移転税が，家計の貯蓄にマイナスの影響を与えたことが報告されているが，その要因やメカニズムについては必ずしも明らかではない。
たとえば，Chapman et. al.［1996］は，1966年，1983年，1990年の３か年の個人（45－59歳）データ（National Longitudinal Survey of Labor Market Performance of Older Men）から，
アメリカの遺産税率と純資産額との関係について分析している。その結果，遺産税の引上げに対して個人は資産蓄積を減少させることで対応したとして，遺産税率と純資産額にマイナスの関係を見出した。あわせて，そうした資産蓄積の縮小分の多くが，流動性資産の減少であったことを示唆している。
Kopczuk and Slemrod［2001］は，1916～1996年における申告書データをもとに，アメリカの遺産税率の構造が申告遺産額に与える効果を検証した。ここでも，遺産税率の上昇が最富裕層の資産保有額を有意に減少させることが示されるとともに，その主たる要因としては生前贈与の増加と資産蓄積の減少が指摘されている10）。
同様に，Joulfaian［2006］も，アメリカの遺産税を対象として，1951～2001年までの申告書データから，課税遺産額の税率弾力性を推定することにより，遺産税は，課税遺産額にマイナスの影響を与えるとの結果を導いている11）。だが，その要因については，貯蓄への影響なのか租税回避（生前贈与など）を反映したものかは明らかでないとしている。
一方，Jappelli et. al.［2014］は，イタリアにおける資産移転税の廃止に注目して，1993～2006年までのミクロデータを使った DID 推定を通じて，移転税の廃止後に富裕層による不動産の移転確率が２％ポイント有意に上昇したことを示している。しかし，その結果が資産移転総額の増加を意味するのか，あるいは資産構成の変化（金融資産からの振り替えなど）に基づくものなのかは明らかにされていない。

70

２．日本の相続税が家計行動に与える効果
翻って，これまで日本における相続税と家計行動との関係について検証した研究として
Niimi［2019］，濱秋［2019］があげられる。Niimi［2019］は，2013年のゆうちょ財団による「家計と貯蓄に関する調査」の個票データに含まれる，相続税の基礎控除額引下げへの対応に関する質問項目などをもとに，その回答（①資産の一部を消費に回す，②資産の一部を生前贈与に回す，③何もしない）の要因について，多項ロジットモデルによる分析を行った。これにより，利他的動機または交換動機を有する家計は「資産の一部を生前贈与に回す」と有意に回答する一方で，「資産の一部を消費に回す」との回答は有意ではなかったことを見出した。
濱秋［2019］は，慶応義塾大学の「日本家計パネル調査」の個票データを利用し，2015
年の相続税引上げが，将来相続税の対象になると予想される親から子供への生前贈与を増やしたかをイベントスタディー分析と DID 推定により検証した。その結果，相続税増税のアナウンスは，相続税の影響を受けると予想される親からの，子ども（donee）の贈与受取確率と贈与受取額に有意なプラスの影響を与えたとしている。
上記２つの日本に関する研究に対比させると，本研究は，2015年相続税引上げを対象とする点で濱秋［2019］と共通するが，被相続人（donor）の貯蓄行動への効果を検討している点で異なる。また，消費や生前贈与との関係について考察している点では Niimi［2019］とも重なるが，本研究では，濱秋［2019］と同様に現実の家計行動に及ぼす，相続税の因果的影響について検討する。その意味で，本研究は，今回の相続税引上げと現実の家計の貯蓄行動との関係について，個票データに基づき検証した初めての試みである。

Ⅳ．分析の枠組み

１．基本モデル（１）推定式相続税が家計の貯蓄行動に与える影響を分析するにあたって，本稿では，標準的な Difference in Difference（DID）の手法に基づき，以下の仮説を検証する。
【仮説】税制改正の前後で，相続税改定の影響を受けると想定される家計（以下，トリー
トメントグループ）の「貯蓄関連変数（DV ）」が，相続税改定の影響を受けないと想定される家計（以下，コントロールグループ）との比較で，有意に変化した。

DV it＝α＋β1Treatment ＋β2Post13 ＋β3Treatment ＊Post13 ＋ΣβW it＋ΣβX it＋βYear t
＋εit

…（１）式

71

ただし，Treatment ：トリートメントグループ，Post13 ：2014年以降を区別するダミー，

W it：経済変数，X it：世帯属性，Year t：時間効果である。
ここで，注目すべきが，交差項 Treatment ＊Post13 の係数β3（DID 推定量）であり，当該政策介入による平均処置効果を表す。この符号と有意性をみることで，トリートメント
グループが税制改定後にコントロールグループとの比較で貯蓄を変化させたかのどうかを識別する。
（２）目的変数
相続税改定の影響を検証する目的変数としては，以下のとおり，①貯蓄関連変数ならびに，②金融資産関連変数を使用する。
①

貯蓄１）貯蓄率（SVRAT）12），２）貯蓄確率（SVD），３）貯蓄額（SVL）②

金融資産（保有額・保有確率）
１）要求払い預貯金（DDL・DDD）13），２）定期性預金（FTL・FTD），３）生命保険（LIL・LID）14），４）個人年金保険（IAIL・IAID），５）債券（BONL・BOND），６）株式（STL・STD），７）投資信託（ITL・ITD），８）外貨建て金融商品（FCL・FCD）（３）説明変数①

トリートメントグループ
DID 分析にあたって，相続税改定の影響を被ると想定されるトリートメントグループとそうでないコントロールグループを区分する必要がある。本稿では，利用可能な個票デー
タから，50歳以上で，持ち家と金融資産を保有する単身世帯を共通の要素として，２つのグループを設定した。サンプルを50歳以上の世帯に限定したのは，将来の自身の死と子らへの相続を現実的な感覚として意識し始める年齢層であり15），持ち家を有する世帯ほど金融資産と合わせて相続税が課せられる可能性が高まると考えたからである。
この要件を基本として，以下では，図表２のとおり，金融資産保有額への制約によって３通りのグループを設定した16）。
・グループⅠ：金融資産を保有する世帯（金額を問わない）
・グループⅡ：金融資産額が1,000万円以上3,000万円未満の世帯・グループⅢ：金融資産額が3,000万円以上の世帯
これは，金融資産有りの世帯をベースにして，2015年の相続税改定のうち，課税最低限
引下げの効果（グループⅡ）と，それを含む限界税率の引上げの効果（グループⅢ）を検証するためである。

72

前者については，前述のように基礎控除が引き下げられことから，持ち家と合わせて金
0

0

0

0

0

0

融資産が1,000万円～3,000万円程度の世帯が，今回の基礎控除引下げにより新たに相続税
0

0

0

0

0

0

0

0

の課税対象となる可能性が生じたとする想定に基づく。他方，後者については，従来の制度の下で既に将来の相続税を予期していた高額（金融資産3,000万円以上）の資産家が，
0

0

0

0

0

0

0

0

0

0

0

0

0

今回の基礎控除の引下げと限界税率の引上げによって相続税負担の増大に直面するケースを想定している。
次に，遺産動機の影響を考慮するため，各トリートメントグループを（ａ）遺産動機の有無を問わないケース，（ｂ）意図された遺産動機を有するケース（先の遺産動機のうち②③④に該当するとみられる世帯）の２つに区分した（具体的な選定方法は後述）。
他方，コントロールグループは，それぞれのトリートメントグループと金融資産保有の条件でマッチングさせた３通りのものを使用する。したがって，コントロールグループが，それに対応するトリートメントグループと異なるのは，ただ子どもをもたないという条件のみである。
図表２．トリートメントグループとコントロールグループの設定
金融資産保有

意図され
た遺産動
3,000
万円以上 機各グループの設定条件

50歳以上

持ち家
あり

・トリートメントグルー
プⅠ（a）

〇

〇

〇

〇

問わない

・トリートメントグルー
プⅠ（b）

〇

〇

〇

〇

ありのみ

・トリートメントグルー
プⅡ（a）

〇

〇

〇

〇

問わない

・トリートメントグルー
プⅡ（b）

〇

〇

〇

〇

ありのみ

・トリートメントグルー
プⅢ（a）

〇

〇

〇

〇

問わない

・トリートメントグルー
プⅢ（b）

〇

〇

〇

〇

ありのみ

・コントロールグループ
Ⅰ

〇

〇

－

・コントロールグループ
Ⅱ

〇

〇

－

・コントロールグループ
Ⅲ

〇

〇

－

子あり

73

あり（金 1,000万
額を問わ ～3,000
万円
ない）

〇

－
〇

－
〇

－

②

統制変数
その他，統制変数として，以下のものを考慮する。
１）経済変数（Wit）
・Income：可処分所得（年間手取り収入）
・Finasset：金融資産額（対数変換）
・Derat：負債比率（負債残高 / 金融資産額）
２）世帯属性（Xit）
・性別 Female：女性を区別するダミー
・学歴
・Edspe：専修学校・高専・短期大学等を区別するダミー
・Edcol：大学・大学院卒を区別するダミー
・年齢

Under60：60歳以下を区別するダミー

・就労状況
・Wkful：フルタイム労働者を区別するダミー
・Wkpat：パートタイム労働者を区別するダミー
・Selfem：自営業者を区別するダミー
２．使用データ
本稿では，金融広報中央委員会が提供する「家計の金融行動に関する世論調査」の個票
データを使用する。同調査は，家計の資産・負債等の状況を把握することなどを目的として，1963年以降毎年実施されている。調査対象世帯については，国勢調査データにおける
地域別，年代別，男女別の構成比に基づき，層化二段無作為抽出法により選定される。
本稿の目的に照らして，同データベースは「二人以上世帯」と「単身世帯」に分けて調査が実施されている点で有用である。前述のとおり，本稿は，「単身世帯（各年2,500の有効回答数）」を分析の対象とするが，それは，「二人以上世帯」での分析には，いくつかの問題を伴うからである。第１に，金融資産額が世帯単位で計上されているため，相続税が個人所有資産を課税対象とする点で，トリートメントグループの選別が困難である。第２に，両親のいずれかが先に死亡して相続が発生するケース（一次相続）では，配偶者への手厚い負担軽減措置により課税関係がほとんど生じない17）。のちに残されたもう一人の親が死亡するケース（二次相続）で，はじめて課税関係が生じるのが一般的である。第３に，世帯単位では，トリートメントグループに対してコントロールグループの件数が極端に少なくなり，両者のサンプルのバランスが大きく崩れてしまう18）。
また，同調査には，①近年，質問項目の内容がほとんど変化しておらず，複数年度のpooled データとして利用できる，②遺産動機に関する質問が含まれる，③金融資産に関するデータが豊富である，といった利点がある。
一方，本データベースに伴う分析上の制約としては，①パネルデータでないため，時間74不変な家計固有の効果を制御できない，②実物資産，不動産に関する情報が限られている，③生前贈与に関する情報が乏しい，④世帯が有する子どもの数が不明，⑤70歳以上データがカバーされていない，といった点を指摘できる。
３．分析データの選定
DID 分析の観点から，上記個票データを相続税改定前後の２期間に分割するに際しては，
2015年から実施に移された本改定が，先述のとおり，2013年度税制改正の一部として決定された経緯を考慮する必要がある。同年度の改正は，2013年１月に「与党税制改正要綱」
として閣議決定され，同年３月29日の国会で可決・成立した。そこで，本分析では，2013
年を政策の介入年度とみなし，2010～2012年を改革前，2014～2016年を改革後として，前後６年間の pooled cross-section データを使用する。
2013年を除いたのは，本世論調査が例年６月から７月頃にかけて実施されていることと関連する。すなわち，同調査が，貯蓄などのフロー変数については，原則として過去１年間の金融行動に関して設問しているため，仮に2013年１月時点を政策の介入時点とすると，2013年の回答結果は，介入以前と介入以後の双方の影響を被ることになってしまう。相続税改革の決定がアナウンスされたことによるネットの効果を抽出するには，2014年以降の家計行動に注目する必要がある。
トリートメントグループとコントロールグループは，この対象期間をカバーする単身世
帯のデータ（2,500×６＝15,000）から，図表２に基づき，50歳以上，持ち家あり，子どもあり（なし）の世帯を抽出したうえで，欠損値・異常値のあるサンプルを除外し，先に述べた金融資産条件に従って分類した。
トリートメントグループが意図された遺産動機をもつかどうかは，同調査が実施した，以下の遺産に関する設問への回答結果に基づき判断した。
問：あなたは，将来，遺産（不動産などの実物資産を含む）をどのようにしたいと思いますか。一番近い考え方をお選びください。（○は１つ）（注）こどもが現在いない場合でも，将来の予定を考えてお答えください。
１

自分の老後の世話をしてくれるならば，こどもに財産を残してやりたい。

２

自分の家業を継いでくれるならば，こどもに財産を残してやりたい。

３

自分の老後の世話をしてくれるかどうかや，家業を継いでくれるかどうか等に関
わらず，こどもに財産を残してやりたい。

４

自分の財産をこどもが当てにして働かなくなるといけないので，困っている人や
社会・公共の役に立つような使い道を考えていきたい。

５

財産を残すこどもがいないので，自分の財産については，困っている人や社会・公共の役に立つような使い道を考えていきたい。

75

６

財産を残すこどもがいないうえ，自分の人生を楽しみたいので，財産を使い切りたい（使い切れずに財産を残すことはある）。

７

こどもはいるが，自分の人生を楽しみたいので，財産を使い切りたい（使い切れずに財産を残すことはある）。

８その他

上記の８つの選択肢の中では，１と２が交換動機，３が joy of giving 動機，４が利他的動機と解釈できることから，これらを回答した世帯を「意図された遺産動機」を有するもの（＝トリートメントグループ（b））として区別する。これに対して，７がライフサイク
ル仮説に従った，子どもをもつ世帯と理解できることから，これを含めた１，２，３，４，
７のいずれかを回答した世帯を，特に遺産動機を問わない「トリートメントグループ（a）」とした19）。
図表３において，全単身世帯を対象とした，本設問に対する回答結果をみると，近年では，意図された遺産動機をもつ世帯の比率は全体の３割弱で，ライフサイクル仮説に従う
世帯が６～８％の比率で推移している。一方，明確に子どもがいないとみられる世帯の比率は35～40％である。
図表３．遺産に関する考え方の回答結果（単身世帯）

76

以上のようにして抽出した各データの構成を図表４に示している。総サンプル数は，最大がトリートメントグループⅠ（a）を含む1,771から，最小で，トリートメントグループ
Ⅲ（b）を含んだ423である。遺産動機を考慮しないトリートメントグループ（a）とそれに対応するコントロールグループに大きな偏りはない。トリートメントグループは，「意図された遺産動機」の制約を付けることで，サンプル数が約２/３に減少する。
図表４．サンプル数
Pre13（2010－12） Post13（2014－16） カテゴリー合計

サンプル合計

トリートメント・グループ
・グループⅠ（a）

473

406

879

1,771

・グループⅠ（b）

281

263

544

1,436

・グループⅡ（a）

186

149

335

654

・グループⅡ（b）

118

92

210

529

・グループⅢ（a）

123

135

258

515

・グループⅢ（b）

78

88

166

423

コントロールグループ
・グループⅠ
・グループⅡ・グループⅢ

443
142
116

449
177
141

892
319
257

－
－
－

Ⅴ．推定結果と考察

１．家計貯蓄への効果
図表５は，設定したグループごとに貯蓄率，貯蓄確率，貯蓄額を被説明変数にして，（１）
式を OLS 推定した結果を示している。これによると，合計で18通りの推定のうち，グルー
プⅡの貯蓄率についてのみ有意な結果となった。たとえば，グループⅡ（a）では，トリー
トメントグループであることによって，その貯蓄率は，改革後にコントロールグループとの比較で５％ポイント有意に高くなったと解釈できる。以下，いくつかの論点に分けて，その経済的な意味について考察しよう。

77

図表５．各貯蓄指標に関する推定結果
SVRAT
Coef.
グループⅠ（a）－Adjusted R2

0.016

グループⅠ（b）－Adjusted R2

0.013

グループⅡ（a）－Adjusted R2

0.049＊＊

グループⅡ（b）－Adjusted R2

0.042＊

グループⅢ（a）－Adjusted R2－0.005

グループⅢ（b）－Adjusted R2－0.008SVD

P.value

Coef.

0.217

0.046

0.159

SVL
P.value

Coef.

0.290

0.018

0.167
0.376

0.039

0.179
0.023

0.426

0.117

0.043

0.087

0.102

0.121

0.153

0.869

0.138

－0.067

0.087

0.808

0.403

－0.136

0.441
0.535

－0.055

0.184

0.184

0.148
0.494

0.192

0.147

0.582
0.499

0.191

0.171

0.810
0.428

0.186

0.165

P.value

0.785
0.445

0.113

0.080

0.229

0.699
0.542

（注） ＊＊＊は１％水準，＊＊は５％有意水準，＊は10％水準でそれぞれ有意を表す。
P 値は Huber-White 法に基づく頑健標準誤差により算出。

（１）相続税改定の内容
まず，グループⅠ～Ⅲの結果を比較して，グループⅡのみが有意となったことから，
1,000万円～3,000万円の金融資産を保有する世帯が影響を受けているのがわかる。これは，先の想定通り，基礎控除の減額により，今回の改正で新たに課税対象となることが予期されたことの効果が強く表れたものとみられる。これに対して，金融資産額に制約をかけないグループⅠにおいて有意でなかったのは，そこには，課税最低限が引き下げられても，資産額が十分に大きくないために依然として課税対象にならないと予期される世帯が含まれていたからであると考えられる20）。
また，グループⅢ（3,000万円以上の金融資産を保有する世帯）でも同様に有意でなかったことから，今回の改定の中でも，他方で限界税率引上げなどによって生じる相続税負担の増加は，大きな効果をもたなかったことがわかる。この点は，こうした高額資産家は，今回の改定前から既に将来相続税が課せられることは十分予期しており，改定によって新
たな相続税対策を講じたわけではないといったことを示唆している。
（２）意図された遺産動機の効果
遺産動機を問わないグループⅡ（a）と意図された遺産動機を有するグループⅡ（b）を比較すると，とりわけ後者の効果の方が貯蓄への効果が強いという傾向は認められなかった。
グループⅡ（b）が10％水準で有意であった点から，意図された遺産動機は，ある程度ト
リートメントグループⅡの貯蓄を規定する要素として作用しているとみられるが，少なくとも，「子どものことを考慮に入れて将来の遺産を考えたい（先の設問の１～４）」と回答

78

したという事実は，その貯蓄行動を規定する決定的な要因とはなっていない。先の設問で
0

0

0

0

0

0

７と回答した（子どものことは気にかけないという意味で）利己的な家計も，相続税の改定に対して有意に反応している。この点をどのように考えればよいのだろうか。
「家計の金融行動に関する世論調査」には，遺産動機に加えて，金融資産保有の理由について尋ねる設問（３つまで回答可）がある。そこで，これらの結果と遺産動機との関係を検討することで，利己的とみられる家計の真の意図を理解する手掛かりが得られる21）。
図表６は，意図された遺産動機をもつ家計（＝「利他的家計」）とそうでない家計（＝「利己的家計」）が，それぞれ各回答項目を選択した確率を示している。両者を対照すると，どちらも「老後の生活資金」が約８割と最も高く，次いで「病気や不時の災害への備え」，「旅行・レジャーの資金」の順となっている。ここで，「旅行・レジャーの資金」について，「利己的家計」が「利他的家計」よりも10％ポイント高いこと，「遺産として子孫に残す」
について「利他的家計」が20％弱である一方，「利己的家計」が２％であるのは，両者の遺産動機に関する回答と整合的である。
しかし，改革前と改革後の回答確率の変化を比べると，興味深い点が見て取れる。どちらの家計も，ほとんどの項目の回答確率が低下するなかで，①「利他的家計」において「遺産として子孫に残す」，②「利己的家計」について「住宅の取得または増改築などの資金」，
がそれぞれ上昇していることである。①については，相続税の引上げを機に遺産への意識が高まったと解釈でき，意図された遺産動機が貯蓄に影響を与えるとする先の結果を補強する。
他方，②についても，「利己的家計」の貯蓄は，不動産に関連した優遇措置などを利用した相続税対策を目的としたものであるとも捉えられる22）。であれば，このような目的をもった貯蓄は，遺産動機に関する設問への回答（「自分の人生を楽しみたいので，財産を使い切りたい」）と矛盾する面があるのではないか23）。僅かにせよ，「利己的家計」の中に，「遺産として子孫に残す」と回答した家計が存在することも，これら「利己的家計」を単純にライフサイクル仮説に従った，真に利己的な家計とみなすのが必ずしも適当でないことを示唆している24）。

79

図表６．トリートメントグループにおける各貯蓄目的の回答確率意図された遺産動機をもつ
家計（X）

貯蓄の目的

13年以前 13年以後

合計

利己的な家計（Y）
13年以前 13年以後

合計

病気や不時の災害への備え

0.585

0.478

0.538

0.618

0.526

0.576

こどもの教育または結婚の資金

0.076

0.054

0.067

0.059

0.053

0.056

住宅の取得または増改築などの資金

0.076

0.043

0.062

0.059

0.105

0.080

老後の生活資金

0.831

0.772

0.805

0.824

0.807

0.816

耐久消費財の購入資金

0.085

0.076

0.081

0.118

0.105

0.112

旅行，レジャーの資金

0.263

0.239

0.252

0.368

0.333

0.352

納税資金

0.059

0.022

0.043

0.000

0.000

0.000

遺産として子孫に残す

0.169

0.196

0.181

0.015

0.018

0.016

とくに目的はないが，貯蓄していれ
ば安心

0.178

0.196

0.186

0.147

0.088

0.120

サンプル数

118

92

210

68

57

125

（３）貯蓄率と貯蓄確率の動向
では，推定結果が有意であったグループの貯蓄率は，この間どのように推移したのか。
図表７は，グループⅡ（a）について，トリートメントグループとコントロールグループの動きを示したものである。全世帯の貯蓄率をみると，2013年を境にして，トリートメント
グループの水準が上昇し，コントロールグループの水準が低下することで，両者が交差している。次に，図表８で，貯蓄がプラスの世帯のみで同様の動きをみると，両者の差がいくらか縮小する。さらに，図表９から両者の貯蓄確率の推移をあわせみれば，改革前後での全世帯における平均貯蓄率の逆転は，貯蓄確率の動向によって強められたことがわかる。

図表７．平均貯蓄率の推移（全世帯）
0.25
0.2
0.15
0.1
0.05
0
2010

2011

2012

トリートメントグループ

2014

コントロールグループ（注） 各点から延びる縦棒線は95％信頼区間を表している。

80

2015

2016

図表８．グループ別の平均貯蓄率の推移（貯蓄世帯のみ）
0.35
0.3
0.25
0.2
0.15
0.1
0.05
0
2010

2011

2012

2014

トリートメントグループ

2015

2016

コントロールグループ（注） 各点から延びる縦棒線は95％信頼区間を表している。

図表９．グループ別の平均貯蓄率の推移（全世帯）
0.9
0.8
0.7
0.6
0.5
0.4
0.3
2010

2011

2012

トリートメントグループ

2014

2015

2016

コントロールグループ（注） 各点から延びる縦棒線は95％信頼区間を表している。

トリートメントグループが改革前後に，緩やかにその貯蓄確率を上昇させたのに対して，
コントロールグループは，改革後14年から15年にかけて大きく落ち込んだ。
この点を確認すべく，グループⅡ（a）について，貯蓄ありのみの世帯で再び SVRAT を推定したところ，DID 推定量（0.039，P 値：0.204）は有意でなかった。それに対して，
先の SVD の P 値は，0.1と10％有意水準に近い結果であったことを鑑みれば，トリートメ
ントグループⅡ（a）がコントロールグループに比して，改革後に貯蓄率を伸ばした主因は，両者の貯蓄確率の動きにあったとみることができる。
（４）両グループの特性の違いⅡ（a）
このような動きの背後にある，トリートメントグループⅡ（a）とコントロールグループの特性の違いについて確認しておこう。図表10は，推計に使用した変数の記述統計をグ

81

ループ別に示している。両者を比較すると，金融資産額等の経済変数に大きな違いは認められないが，以下の点で異なる。
第１に，50歳代の比率（Under60）は，コントロールグループの方が20％ポイントほど高い。トリートメントグループは60歳代が８割を占めており，それだけ高齢世帯の意思決定が結果に反映されているといえる。
第２に，女性の比率（Female）は，トリートメントグループの方30％ポイントほど高い。
男女間の寿命の差によるものか，子どもがいる当該単身世帯は７割が女性である。この点に関連するとみられるが，学歴が大卒以上の比率（Edcol）は，コントロールグループの方が20％ポイントほど高い。
第３に，就労状況について，どちらも過半が就労しているが，コントロールグループの方がトリートメントグループよりも就労比率は７％ポイント高い。特に，フルタイムで就労している世帯は，コントロールグループの方が10％ポイント高い。経済的に子どもに依存できないために，就労へのニーズが高くなっているものとみられる。
図表10．各変数の基本統計量
トリートメントグループⅡ（a）

MeanMedianMaximum
Minimum
Std. Dev.
Observations

SVRAT SVD

SVL

Finasset Income Derat Under60 Female Edcol Edspe Wkful Wkpat Selfem

0.10
0.05
0.60
0.00
0.14
335

0.39
0.10
4.26
0.00
0.65
335

18.18 2.95 0.07
17.65 2.50 0.00
29.70 15.00 4.74
10.00 0.00 0.00
5.61 2.04 0.38
335
335
335

0.56
1.00
1.00
0.00
0.50
335

0.22
0.00
1.00
0.00
0.42
335

0.71
1.00
1.00
0.00
0.46
335

0.31
0.00
1.00
0.00
0.46
335

0.29
0.00
1.00
0.00
0.46
335

0.25
0.00
1.00
0.00
0.44
335

0.16
0.00
1.00
0.00
0.37
335

0.11
0.00
1.00
0.00
0.31
335

コントロールグループⅡSVRAT SVD
MeanMedianMaximum
Minimum
Std. Dev.
Observations

0.11
0.02
0.80
0.00
0.15
319

SVL Finasset Income Derat Under60 Female Edcol Edspe Wkful Wkpat Selfem

0.54 0.49 17.86 3.12 0.17 0.41
1.00 0.06 17.10 2.50 0.00 0.00
1.00 15.00 29.50 25.00 10.73 1.00
0.00 0.00 10.00 0.00 0.00 0.00
0.50 1.14 5.60 2.58 0.75 0.49
319
319
319
319
319
319

0.48
0.00
1.00
0.00
0.50
319

0.51
1.00
1.00
0.00
0.50
319

0.18
0.00
1.00
0.00
0.39
319

0.35
0.00
1.00
0.00
0.48
319

0.10
0.00
1.00
0.00
0.31
319

0.14
0.00
1.00
0.00
0.35
319

（注） Finasset（金融資産），Income（所得）の単位は100万円。

（５）Tobit モデルと Probit モデルによる推定
本分析で被説明変数とした貯蓄率（貯蓄額）が０以上の値しかとらないことや，同様の貯蓄確率が質的変数であることを踏まえれば，標準的な OLS を用いた分析は必ずしも推定上問題なしとはいえない。そこで，貯蓄率については，潜在変数が０を下回ることを考慮した Tobit モデルを，貯蓄確率については，離散選択に適合した Probit モデルをそれぞれ使用して，改めてグループⅡの SVRAT と SVD について推定を行った。その結果（図表11）は，先の OLS による推定の妥当性を支持するものとなっている。

82

両者の交差項の係数に注目すると，SVRAT が５％水準で有意であり，SVD も10％水準
で有意となった。ただし，SVRAT に与える限界効果は，0.03程度と，OLS のケースに比べて低くなる一方で，SVD に与える限界効果は，0.16と幾分高まっている。
他の統制変数の係数についてみると，概ね経済理論と整合的な結果といえる。貯蓄率に対して，所得（プラス）と負債比率（マイナス）が有意な影響を及ぼしているのは自然であるが，家計特性では，Female（女性ダミー），Wkful（フルタイム労働ダミー），Selfem（自営業ダミー）がそれぞれ有意にプラスであったのも妥当である。特に女性の方が男性よりも貯蓄意欲が高い様子が窺えるのは，女性の平均余命の相対的長さや女性単身者に対する
公的社会保障の脆弱さなどが関係しているものと推測される。
なお，以上の DID 推定の頑健性をチェックする目的から，グループⅡ（a）について，①平行トレンド仮定の検定，②改革前後４年間のサンプルでの推定，③改革前３年と改革
後１年（2014年のみ）のサンプルでの推定，を行ったが，いずれのケースでも上記分析での基本的な結果に対して相反する問題は認められなかった（【付録１】）。
図表11．非線形モデルに基づく推定結果
SVRAT

SVD

Tobit

ProbitCoef.

ME

P.value

Coef.

ME

P.value－0.031－0.037－0.012－0.015

0.226
0.312

－0.161－0.117－0.064－0.047

0.314
0.605

0.078＊＊

0.031

0.028

0.401＊

0.160

0.067

経済変数
Incomel nFinasset
Derat

0.034＊＊＊
0.035－0.038＊＊

0.014
0.014
－0.015

0.000
0.210
0.011

0.281＊＊＊－0.115－0.190＊＊0.112－0.046－0.076

0.000
0.503
0.048

家計属性
FemaleUnder60
Edspe
Edcol
Wkful
Wkpat
Selfem

0.047＊＊
0.009－0.026－0.0280.119＊＊＊
0.020
0.094＊＊＊

0.019
0.004
－0.010－0.010
0.048
0.008
0.038

0.018
0.670
0.270
0.197
0.000
0.478
0.001

0.356＊＊＊
0.050－0.248＊－0.299＊＊0.662＊＊＊
0.258
0.388＊＊

0.142
0.020
－0.099－0.119
0.264
0.103
0.155

0.004
0.718
0.084
0.024
0.000
0.116
0.028

Yes

－

－

Yes

－

－

－0.224＊＊＊－0.0890.009－0.570－0.2270.268

DID
Treatment
Post13Treatment＊Post13

Year
Constant
Log-likelihood (SVRAT)/McFadden R2 (SVD)－121.1

サンプル数：654（注） ＊＊＊は１％水準，＊＊は５％有意水準，＊は10％水準でそれぞれ有意を表す。
P 値は Huber-White 法に基づく頑健標準誤差により算出。
ME は説明変数の平均で評価した限界効果を表す。

83

0.182

２．トリートメントグループの貯蓄の決定要因（１）生前贈与の影響
上記の結果は，トリートメントグループの貯蓄率が改革後において相対的に高まったことを示しているが，その際，生前贈与はどのように作用したのだろうか。改革後に将来の相続税回避を目的として子孫への贈与を増やしたとすれば，そのことは自身の貯蓄に対してマイナスの影響を与えたはずである。この点を以下の（２）式を使って検証しよう。
・DV it ＝α＋β1 INVI it＋β2 INVI it＊ Post13 ＋ΣβW it＋ΣβX it＋βYear t＋εit…（２）式

当該アンケート調査には，「仕送り」の状況について尋ねる設問があるので，その支払い金額（INVI）を生前贈与の代理変数として使用する。そこで上式の INVI と Post13の交差項の係数β2に注目することで，13年以降の生前贈与が貯蓄率に影響を与えたかどうか判定できる。
SVRAT と SVD について推定した図表12は，年度ダミーを含めたかどうかに関わらず，相続税改定に起因した生前贈与による，貯蓄への強い影響はなかったことを示している。
だが，SVRAT のケースで INVI の係数はいずれもマイナスで有意となっており，想定通り，
全期間を通じて，生前贈与が貯蓄率を押し下げていることがわかる。「仕送り額」と「仕送り確率」を被説明変数とした，同様な非線形モデルによる推定でも，当該トリートメン
トグループの生前贈与が改革後に有意に増大した証拠は認められなかった（【付録２】）。
図表12．仕送りの効果に関する推定結果
SVRAT

SVD

Tobit

Probit

INVI－0.039＊＊＊（0.008）［0.015］－0.091＊＊（0.021）［0.036］－0.880＊（0.062）［0.343］－0.790（0.124）［0.308］INVI ＊POST13

0.013（0.499）［0.005］0.004（0.936）［0.002］0.443（0.374）［0.173］0.259（0.626）［0.080］

経済変数

Yes

Yes

Yes

Yes

家計属性

Yes

Yes

Yes

Yes

Year

No

Yes

No

Yes

－42.1

－44.8

0.208

0.217

Log-likelihood (Tobit）/
McFadden R2 (Probit）（注） ＊＊＊は１％水準，＊＊は５％有意水準，＊は10％水準でそれぞれ有意を表す。
（ ）内は P 値（Huber-White 法に基づく頑健標準誤差による），［ ］内は説明変数の平均で評価した限界効果を表す。

84

（２）貯蓄目的との関係
では，そもそもトリートメントグループⅡ（a）の貯蓄は，どのような理由で行われているのだろうか。図表13，図表14は，Ⅴ -１-（２）で取り上げた，当該グループの「貯蓄目的」の回答を説明変数に加えて，それぞれ SVRAT および SVD を推定した結果を示している
25）。
図表13から，調査で提示された目的の中では「病気や不時の災害への備え」のみが貯蓄率に有意なプラスの効果を有している。図表６で最も回答率の高かった「老後の生活資金」
や，本稿が注目するところの「遺産として子孫に残す」は，それぞれ貯蓄との有意な関係は認められなかった。一方，図表14の貯蓄確率への効果では，「病気や不時の災害への備え」に加えて，「住宅の取得または増改築などの資金」と「耐久消費財の購入資金」がプラスに有意な影響を与えている。ここでも，貯蓄率のケースと同様に，意図された遺産動機は，貯蓄を動かす主因とはなっていない。
以上の結果から，これらトリートメントグループの貯蓄は，将来の病気や災害に備えるための「予備的動機」によって強く規定されていることがわかる。しかしながら，これらグループの貯蓄が相続税改革後に有意に反応しているという先の分析結果から，遺産動機が全く働いていないとは考えにくい。というのも，貯蓄目的に関する設問で大半の世帯が複数の選択肢を同時に選んでいることも鑑みれば，いくつかの貯蓄目的が相互に排他的であるわけではなく，個々の目的のかなり部分がオーバーラップした性格を有していると理解すべきではないだろうか26）。Dynan et.al.［2002］が主張するように，貯蓄の目的としては，将来の不確実性に備えた予備的動機が優先されるが，その後，特に不慮の出来事が起きない限り，蓄積された財産はそのまま遺産に転化されるとみた方が理にかなう。
この点で，興味深いのは，住宅取得等の目的が貯蓄確率と有意なプラスの関係にあることである。Ⅴ -１-（２）でみたように，住宅取得等の目的には，租税回避を意図したものが含まれている可能性がある中で，トリートメントグループⅡ（b）に含まれない「利己的世帯」において改革後に当該目的の回答確率が目立って上昇していることは，なぜグループⅡ（b）よりもグループⅡ（a）について，改革後のトリートメントグループの貯蓄への効
果が強く表れたのか，その背景を示唆しているように思われる。いずれにせよ，少なくとも，このような貯蓄確率と住宅取得等目的との強いプラスの関係は，これらグループの改
革後における貯蓄確率の上昇（図表９における SVD の DID 推定量が有意にプラスであったこと）に対して，一定の要因として作用したことは確かであるとみられる。

85

図表13．トリートメントグループの貯蓄率の推定結果（Tobit モデル）（１）
貯蓄目的
病気や不時の災害への備え

（２）

（３）

（４）

（５）

（６）

（７）

（８）

（９）

0.058＊＊（0.014）［0.023］

こどもの教育・結婚資金

0.057（0.407）［0.023］

住宅の取得または増改築な
どの資金

0.049
（0.215）［0.020］

老後の生活資金

0.022（0.500）［0.006］

耐久消費財の購入資金

0.019（0.544）［0.008］

旅行，レジャーの資金

0.024（0.340）［0.010］

納税資金

0.050
（0.450）［0.020］

遺産として子孫に残す－0.004（0.907）［－0.002］

とくに目的はないが，貯蓄していれば安心－0.014（0.700）［－0.006］

経済変数

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

家計属性

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Year

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Log-likelihood

－45.5

－48.0

－48.0

－48.3

－48.5

－48.2

－48.4

－48.6

－48.5

（注） ＊＊＊は１％水準，＊＊は５％有意水準，＊は10％水準でそれぞれ有意を表す。
（ ）内は P 値（Huber-White 法に基づく頑健標準誤差による），［ ］内は説明変数の平均で評価した限界効果。

86

図表14．トリートメントグループの貯蓄確率の推定結果（Probit モデル）（１）
貯蓄目的
病気や不時の災害への備え

（２）

（３）

（４）

（５）

（６）

（７）

（８）

（９）

0.385＊＊（0.012）［0.150］

こどもの教育・結婚資金－0.260（0.458）［－0.101］
0.683＊＊（0.033）［0.272］

住宅の取得または増改築などの資金

老後の生活資金

0.257（0.185）［0.100］0.526＊＊（0.036）［0.265］

耐久消費財の購入資金

旅行，レジャーの資金

0.140（0.396）［0.055］

納税資金

0.131
（0.659）［0.051］

遺産として子孫に残す

0.167（0.659）［0.065］

とくに目的はないが，貯蓄していれば安心－0.074（0.731）［－0.029］

経済変数

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

家計属性

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

0.215

0.204

0.213

0.207

0.210

0.204

0.203

0.206

0.203

Year
2

McFadden R

＊＊＊

（注）
（

＊＊

＊

は１％水準， は５％有意水準， は10％水準でそれぞれ有意を表す。
）内は P 値（Huber-White 法に基づく頑健標準誤差による），［ ］内は説明変数の平均で評価した限界効果。

３．金融資産への効果（１）金融商品別の効果
トリートメントグループは，相続税改定後に金融資産保有をどのように変化させたのか。
相続税は，先述のとおり，貯蓄による資産蓄積（および取り崩し）と資産構成の組み換え（リシャッフル）の両面から金融資産構成に影響を与えた可能性がある。
図表15および図表16は，（１）式の被説明変数に各金融商品の保有額と保有確率（記述統計は【付録３】）を設定して，再び OLS で DID 推定を行った結果をそれぞれ示している。

87なお，このとき株価変動の影響を制御するために，統制変数として Year ダミーに代えて，各年の株価指数を表す Topix を含めたケースも併せて推定した27）。
Treatment の係数をみると，個人年金保険が保有額（IAIL）と保有確率（IAID）のいずれにおいても有意にマイナスとなっており，子どもをもたないコントールグループの同商品に対する高いニーズが反映されたとみられる。Post13については，特にグループを問わず要求払い預金（DDD，DDL）が有意な反応を示しており，2014年以降において全体として流動性選好が強まったことが窺い知れる。
問題となる DID 推定量を表す交差項の係数に注目すると，保有額では債券（BONL）がマイナスに，保有確率では外貨建て金融商品（FCD）がプラスに，どちらも５％水準で有意であった。債券は，保有確率でも，Topix を含めたケースについて10％水準でマイナスに有意となっている。これら２つの金融商品について非線形モデルを使用して推定したケースでも同様な結果となった（【付録４】）。
図表15．金融商品の保有額に関する推定結果
DDL
Treatment

Post13

0.094

FTL
0.043

0.097

LIL
0.057

0.500

IAIL
0.506

BONL

－1.244＊＊＊ －1.243＊＊＊

0.075

STL
0.076

ITL

0.314

0.325

0.382

FCL
0.387

－0.229－0.239（0.789） （0.903） （0.858） （0.917） （0.160） （0.151） （0.001） （0.001） （0.636） （0.630） （0.397） （0.381） （0.242） （0.228） （0.492） （0.479）
1.145＊＊

1.015－0.075－0.679

0.520

0.725

0.359

－0.205

0.046

0.559

0.661

0.696

0.108

－0.091－0.456－0.089（0.027） （0.116） （0.926） （0.492） （0.330） （0.235） （0.493） （0.742） （0.833） （0.104） （0.212） （0.319） （0.830） （0.879） （0.198） （0.842）－0.461＊＊ －0.482＊＊ －0.205

Treatment－0.017＊（0.973） （0.960） （0.741） （0.746） （0.850） （0.852） （0.266） （0.241） （0.049） （0.044） （0.715） （0.721） （0.578） （0.594） （0.421） （0.423）

Post130.258－0.263－0.257

0.093

0.090

0.571

0.612

－0.202－0.253－0.245

0.343

0.341

経済変数

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

家計属性

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Year

Yes

No

Yes

No

Yes

No

Yes

No

Yes

No

Yes

No

Yes

No

Yes

No

Topix

No

Yes

No

Yes

No

Yes

No

Yes

No

Yes

No

Yes

No

Yes

No

Yes

adjusted R2

0.109

0.085

0.091

0.086

0.025

0.028

0.074

0.067

0.044

0.042

0.042

0.045

0.059

0.058

0.006

0.008

（注） ＊＊＊は１％水準，＊＊は５％有意水準，＊は10％水準でそれぞれ有意を表す。
（ ）内は P 値（Huber-White 法に基づく頑健標準誤差による）。

図表16．金融商品の保有確率に関する推定結果
DDD
Treatment

Post13

0.069

FTD
0.058

0.044

LID
0.042

0.096

＊

IAID
＊

0.094

＊＊

－0.140BOND＊＊－0.143

0.027

STD
0.027

－0.026ITD－0.0260.048－0.098－0.102＊0.304＊＊＊

0.198＊＊

0.004－0.070－0.0300.065－0.123－0.139－0.0640.106－0.001

0.061－0.115 －0.187＊＊ －0.134＊－0.069（0.000） （0.012） （0.953） （0.398） （0.700） （0.498） （0.106） （0.149） （0.297） （0.159） （0.991） （0.538） （0.136） （0.047） （0.070） （0.429）－0.103＊－0.070＊（0.273） （0.412） （0.553） （0.574） （0.310） （0.307） （0.334） （0.308） （0.102） （0.088） （0.933） （0.937） （0.823）

Post130.047（0.180） （0.280） （0.343） （0.361） （0.086） （0.096） （0.013） （0.011） （0.551） （0.552） （0.681） （0.647） （0.394） （0.400） （0.062） （0.050）

Treatment

経済変数

FCD
＊

－0.055

Yes

Yes

家計属性

Yes

Year

Yes

－0.038－0.036

Yes

Yes

Yes

Yes

No

Yes

0.077

0.077

Yes

Yes

Yes

Yes

No

Yes

0.075

0.079

Yes

Yes

Yes

Yes

No

Yes

－0.098

Yes

Yes

Yes

Yes

No

Yes

－0.007－0.006

Yes

Yes

Yes

Yes

No

Yes

0.017

0.021

0.157＊＊－0.788（0.025） （0.019）

Yes

Yes

Yes

Yes

No

Yes

0.163＊＊

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

No

Yes

No

Topix

No

Yes

No

Yes

No

Yes

No

Yes

No

Yes

No

Yes

No

Yes

No

Yes

adjusted R2

0.109

0.035

0.022

0.024

0.031

0.031

0.057

0.057

0.030

0.022

0.014

0.016

0.044

0.048

0.040

0.039

（注） ＊＊＊は１％水準，＊＊は５％有意水準，＊は10％水準でそれぞれ有意を表す。
（ ）内は P 値（Huber-White 法に基づく頑健標準誤差による）。

88

（２）資産構成変化の背景
では，上記２つの金融商品に関する有意な変化の背後に，どのようなポートフォリオの組み換えがあったのか。そのことの一端を知るために，トリートメントグループの改革前と改革後における，債券および外貨建て金融商品の構成比率と，他の金融資産および負債の比率との相関係数の変化をみた（図表17）。ここで改革後に相関係数が上昇したこと（［13年以後－13年以前］がプラス）は，当該２つの金融商品間の補完性が高まったことを示す。逆に，当該相関係数の低下（両者の差がマイナス）は，両者の代替性が高まったことを意味している。
まず債券との代替性に注目すれば，両相関係数の差（絶対値）の大きさから，債券保有の縮小の背後に，外貨建て金融商品（FCL），投資信託（ITL），生命保険商品（LIL）の拡大があったことが窺われる28）。また，補完性の観点から，Derat との相関係数の変化がプラスであったことは，負債の返済が債券の売却を通じて行われた可能性を示唆している。
一方，外貨建て金融商品に目を向けると，両相関係数の差がプラスであることから，定期性預金（FTL），個人年金保険（LAIL）との補完性が高まったことが分かる。このことは，外貨建て商品へのプラスの効果が，特にこれら預金や年金保険の拡大として実現した可能性を含意している29）。ここでも外貨建て金融商品と負債との相関係数が改革後にプラスに転じていることから，外貨建て金融商品の購入が負債によって賄われた可能性も考えられる。
いずれにせよ，以上の結果をあわせみれば，トリートメントグループは，今回の相続税改定を機に債券保有から外貨建て金融商品にポートフォリオの構成を部分的にシフトさせた可能性を認めることができる。こうした動きは，当該グループが改革後にリスク選好を強めたことを示唆しており，同じ時期に相続税改定がフローとしての貯蓄にプラスの効果を与えたとするこれまでの分析結果と整合的である。
図表17．債券および外貨建て金融商品と，他の金融商品等との相関係数
債券（BONL）

DDL

FTL

LIL

IAIL

STL

ITL

FCL

Derat

13年以前
13年以後
13年以後－13年以前－0.070－0.0590.011－0.214－0.0220.192－0.034－0.094－0.060－0.106－0.0600.046

0.005－0.045－0.0500.065－0.009－0.0730.097
0.002－0.095－0.055－0.0020.053

外 貨 建 て 金 融 商 品
（FCL）

DDL

FTL

LIL

IAIL

BONL

STL

ITL

Derat

13年以前
13年以後
13年以後－13年以前－0.121－0.0570.064－0.1480.015
0.163－0.116－0.1020.015－0.096
0.055
0.152

0.097
0.002
－0.095－0.002－0.032－0.0300.241
0.176－0.065－0.052
0.049
0.101

89

むすび
本稿では，2013年度税制改正で実現した相続税の改定が家計の貯蓄行動にどのような影響を与えたかを，2010年から2016年までの個票データに基づき，DID の手法を用いて検証した。分析により明らかにされた諸点は，以下のとおりである。
第１に，2013年度税制改正で決定された相続税改定は，一定の条件を満たした家計の貯蓄にプラスの影響を与えている。このとき，金融資産額が一定の範囲内の家計が有意に反応したことから，相続税改定の中ではとりわけ基礎控除の引下げによる効果が強かったとみられる。
第２に，世論調査の回答結果に基づいた「意図された遺産動機」の有無は，必ずしも相続税改定後のこれら家計による貯蓄を規定する決定的な要因となっていない。しかし，これら家計が回答した「貯蓄目的」を併せみれば，将来の消費（貯蓄）計画について利己的とみられる家計でも，「子どもの将来」について配慮するという意味での遺産動機は働いていると推測される。
第３に，生前贈与（仕送り）は分析期間を通じて当該家計の貯蓄にマイナスの効果を与
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えているものの，特に相続税変更後の贈与が貯蓄に有意な影響を与えたという証拠は得られなかった。
第４に，貯蓄目的との関係について，相続税改定に反応した家計の貯蓄率が専ら「予備的動機」で決まる一方で，その貯蓄確率は「予備的動機」だけでなく「住宅取得等目的」などによっても規定されている。現実の貯蓄が複数の目的を同時に満たすように行われている状況を想定すれば，当該家計の貯蓄にとって，予備的動機と遺産動機はある程度オー
バーラップしているとみることができる。
第５に，金融資産構成への効果の点では，当該家計は，改革後に債券保有の一部を外貨建て金融商品にシフトさせた可能性が認められた。この点は，相続税増税によってこれら家計のリスク選好が高まっていることを示唆しており，第１の結果に矛盾しない。
以上の点を踏まえれば，今回の相続税の引上げは，将来その影響を被ると予期される一定の家計に，子どもが得る税抜き遺産の減少を取り戻すために，貯蓄を増大させたと解釈することができる。このことは，理論的に，相続税増税に伴う実質資本収益率の低下に対して，貯蓄供給への所得効果がその代替効果を上回っていることを意味している。こうし
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た点から，日本では子どもに配慮した遺産動機がある程度作用する中で，相続税回避を目
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的とした生前贈与は必ずしも一般的ではない可能性が考えられる30）。本分析で明らかにされた相続税と贈与（仕送り）との希薄な関係は，この点を部分的に裏付けるものである31）。これらの結果は，今回の相続税改定による課税最低限の引下げなどが，少なくとも短期的に大きな租税回避を引き起こすことなく，その税収効果と資産集中阻止の両面で経済格差の縮小に貢献している可能性を示唆している。

90

本稿には数多くの問題点が存在していると思われるが，その中でも特に重要な点を指摘して今後の課題としたい。
第１に，本稿では，相続税が遺贈者の貯蓄や金融資産保有に与える効果について検討するのみで，他方で，データ上の制約から，不動産投資への効果を明示的に分析の対象とすることができなかった。しかし，本稿で言及したように，「住宅取得等」の貯蓄目的には，租税回避を意図したものが含まれる可能性があることから，相続税回避を狙いとした不動
産投資がどれだけ重要なのか，その因果効果について入念な検証が必要である。不動産を通じた租税回避へのルートが大きければ，それだけ税収と再分配面での資産移転税の実効性が弱まることになる。
第２に，「貯蓄率」の経済変数としての妥当性に関する問題である。本稿で指摘した通り，分析で使用した世論調査に示される「貯蓄率」は，プラスの貯蓄率のみで，資産取り崩しの部分（マイナスの貯蓄）が含まれていない。したがって，本分析においては，非貯蓄世帯による資産取り崩しのペースが相続税改定後にどのように変化したか，という意味での貯蓄への効果が捨象されている。相続税が将来の相続資産に与える影響を見極めるには，
特に本分析の対象が50～60歳代に限定されている問題点と併せて，就労していない70歳代
以上の高齢世帯のデータを含め，その資産取り崩しに与える効果を検証する必要があ
る32）。
最後に，マクロ経済的視点から，資産移転税の消費への効果を測るには，本稿が着目した被相続人の貯蓄だけでなく，将来の相続人である子どもの貯蓄との関係についても分析が求められる。この点は，特に現下の政策目標に挙げられる，高齢者資産の流動化が，贈与税の非課税範囲の拡大によってどれだけ促進されているかという問題にとって重要である。たとえ，親から子への特定目的の生前贈与が促されたとしても，それに伴い子の貯蓄が増加することで，消費へのプラスの効果が減殺される可能性があるからである。この問題に接近するには，相続税を対象とした本稿のような方法とは異なり，贈与税の制度変更そのものが相続人の貯蓄に与える因果効果について分析する必要がある。
注１）改革にあたっては，相続税に関して「地価が大幅に下落する中においても，バブル期の地価上昇に対応した基礎控除や税率構造の水準が据え置かれてきた結果，課税割合が低下する等，富の再分配機能が低下している」との政策当局による評価が示された（「平成25年度税制改正大綱」，４頁）。
２）金融資産全体のうち60歳以上の高齢者（二人以上世帯）の保有割合は，1989年の32％から2014年には65％へとほぼ倍増した。また，子どもの年齢が50歳以上と想定される，死亡時の年齢が80歳以上の被相続人の割合は，1989年の39％から2016年の70％に拡大している。財務省「説明資料［資産課税（相続税・贈与税）について］平成30年10月17日」
を参照。

91

３）その他，2013年度税制改正では，相続税・贈与税について以下の改定が加えられた。
①非上場株式に係る相続税や贈与税を猶予・軽減する「事業継承税制」において，適用条件の一部緩和，負担の軽減，手続きの簡素化等が図られた。②子・孫などの直系卑属（20歳以上）への贈与について，これら直系卑属に適用される贈与税の税率構造が緩和されるとともに，一般の贈与税の税率表についても最高税率が引き上げられるなど，一部税率区分等の改定が行われた。③従来の相続時精算課税制度について，贈与者の年齢要件が65歳以上から60歳以上に引き下げられたうえで，受贈者に贈与者の孫が加えられた。④子・孫などの直系卑属（30歳未満）の教育資金に充てるために金融機関に信託等を設定した場合，受贈者一人あたり1,500万円（学校等以外に支払われる場合は500万円）
までの贈与税を非課税とする新たな制度が創設された（2013年４月施行）。
４）財務省ウェブサイト資料を参照。
５）ここでの記述は，Gale & Perozek［2001］，國枝［2002］等を参考にした。
６）この場合，子どもからのケアサービス提供への誘因を維持するために，生前贈与（前払い）ではなく，相続資産という形（後払い）でその対価を支払うのが合理的となるので，子どものケアが他に代替できないものであるとの前提に立てば，相続税は親の貯蓄にプラスの効果を与えることが示唆される。
７）これに対して，親が遺産額について commitment power をもつケースでは，一定の条件の下で，相続税が税引き後遺産額を減らすことが，子の貯蓄にプラスに作用すること
で，親の貯蓄は減少することになる（Gale & Perozek［2001］，pp.227-235を参照）。
８）市街地の宅地が，当該地の面する道路に付された路線価を基に評価する「路線価方式」が適用されやすいのに対して，郊外の宅地は「倍率方式」が適用されるケースが多いとされる。後者の方式では，その土地の固定資産税評価額に一定の倍率を乗じて計算した価額により評価する。一方，家屋は，固定資産税評価額がそのまま相続税評価額となる（以上，国税庁ウェブサイトを参照）。
９）負債金利が十分に低い限り，贈与税の基礎控除（年間一人当たり110万円）を最大限に利用すれば，借入れを通じた第三者への贈与により将来の相続税の効果的な節約が可能となる。
10）アメリカ人口の最上位0.5％の富裕層について，45歳の時に適用される50％の遺産税の限界税率は，後年に申告される純遺産額を10.5％減少させたとしている（Kopczuk &Slemrod［2001］，p.339）。
11）ここで導出された弾力性（－0.094）は，各年の期待資本収益率と遺産税率から変換された所得税率を使って推定された数値に基づいている。
12）「家計の金融行動に関する世論調査」における質問項目「過去１年間に手取り収入（税引き後）の何％（小数点以下は四捨五入）ぐらいを貯蓄しましたか」に対する回答を「貯蓄率」に用いた。
13）預貯金総額から定期性預金額を控除した残額と定義される。

9214）それまでに払い込まれた保険料の総額と定義される。
15）この点で，Kopczuk & Slemrod［2001］は，アメリカでは，45歳時点での遺産税の限界税率が申告遺産の弾力性に最も強い影響を与えたとしている（同，p.339）。本稿では，アメリカ人と日本人の平均寿命の違い，利用可能な個票データの年齢が70歳未満である
こと，サンプル数の問題などを考慮して，50歳以上世帯をトリートメントグループに設定した。
16）金融資産額については，個票データに記載された「金融資産総額（現金を含まない）」に「現金残高（家庭にある現金）」を加えた金額と定義した。
17）被相続人の配偶者には，取得した相続資産が１億6,000万円まで非課税となる「配偶者控除」が適用される（国税庁ウェブサイトを参照）。
18）たとえば，2016年に二人以上世帯で50歳以上・持ち家ありの条件を満たしたサンプルのうち，子どもがいないと回答した世帯の比率は5.0％であった。
19）トリートメントグループの選定にあたって鍵となる「子どもを有するかどうか」もこの質問に対する回答結果に基づき区分した。
20）金融資産が1,000万円未満のトリートメントグループ（a）のサンプル数は286である。
21）選択肢のなかで，「こどもの教育資金にあてるため」と「こどもの結婚資金にあてるため」は合算して，表のとおり「こどもの教育または結婚の資金」としている。なお，「2010年は「あなたは，どのような目的で貯蓄をしていますか。
（○は３つまで）」であっ
たが，2011年以降は「あなたは，どのような目的で金融資産を保有していますか。（○
は３つまで）」と表現が変更されている。
22）これら家計は全て持ち家を保有しているので，この回答結果は，セカンドハウスの購
入，住宅の買い替え，既存住宅の増改築などを意味していると考えられる。
23）Murata［2018］は，家計調査のミクロデータから遺産動機をもつ家計の貯蓄率はそうでない家計の貯蓄率よりも高いことを示しているが，本分析におけるトリートメントグ
ループⅡにおいて，意図された遺産動機をもつ家計（0.102）と利己的な家計（0.101）の平均貯蓄率は，ほとんど同じである。この点も，後者には，実際には子どもへの利他的な遺産動機が働いているケースが相当数含まれている可能性を示唆している。
24）トリートメントグループの範囲を拡大してみると，「７自分の人生を楽しみたいので，財産を使い切りたい」を回答した金融資産保有世帯（336）のうち，なお3.3％が貯蓄目的として「遺産として子孫に残してやりたい」を選択回答している。
25）ここでは多重共線性の問題を避けるために，各貯蓄目的に関する回答結果を取り出し，それぞれの質的説明変数を１つ加えた回帰式の推定を行った。
26）この点で，Murata［2018］は，Dynan et. al.［2002］等に拠りながら，家計の貯蓄が予備的動機と遺産動機の２つの目的を併せもっている可能性を示している。
27）Topix は，各年の調査実施期間における東証株価指数の最高値と最低値の平均として
算出した。

93

28）両相関係数の差（0.053）が負債比率（Derat）でプラスであったことは，このときトリートメントグループが債券を売却して負債を返済したとも解釈できる。
29）このとき注意すべきは，外貨建て金融商品が他の金融資産の中から「外貨建て」の部分のみが抽出される形で計上されている点である。
30）もちろんこうした解釈は，日本では相続税の文脈とは無関係に，広く贈与が行われている可能性を否定するものでなく，すでに日常的に贈与が行われているがゆえに，特に相続税の改定に反応しなかったということも考えられる。しかし，本分析において，当該トリートメントグループのうち仕送りを行った者の割合が僅か7.5％であった点は，上記の可能性を低くするものといえる。
31）この点で，本稿の結論は，相続税が与える生前贈与へのプラスの効果を見出した濱秋［2019］とは異なる一方で，アメリカの遺産税について，生前贈与による租税回避が一
般的でないとする Joulfaian & Mcgarry［2004］や，日本の相続税について家計の節税行動が限定的であるとする Niimi［2019］による含意に近い。
32）ホリオカ・新見［2017］は，ゆうちょ財団の「家計と貯蓄に関する調査」などから，退職後の高齢者世帯による資産の取り崩し率が，ライフサイクル仮説が予測するほど高くないことを見出しており，その主因として予備的動機と遺産動機が働いている可能性を示唆している。
33）濱秋［2019］は，本稿と同様に DID を使って相続税の因果効果を分析するに際して，政策介入のタイミングについて，2013年に加えて2011年も考慮している。その理由としては，Google 検索において相続税改正に関する検索件数が2011年２月に最大であった
ことなどをあげている。

参

考

文

献

國枝繁樹［2002］「相続税・贈与税の理論」『フィナンシャル・レビュー』65号，108-125頁。
國枝繁樹［2007］「経済格差における相続税の役割」『季刊家計経済研究』No. 74，25-33頁。
チャールズ・ユージ・ホリオカ＆新見陽子［2017］「日本の高齢者世帯の貯蓄行動に関する実証分析」『経済分析』（内閣府経済社会総合研究所）第196号，29-47頁。
濱秋純哉［2019］「世代間資産移転税制と贈与行動－2015年相続税増税に対する家計の反応－」日本財政学会第76回大会報告論文（未定稿）。
Brys, B., S. Perret, A. Thomas & P. O’
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Chapman, K., G. Hariharan & L. Southwick Jr.［1996］“Estate Taxes and Asset Accumulation”, Family Busi-

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94

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Slemrod ed. , Rethinking the Estate and Gift Tax , pp.1-64.

95

【付録１】頑健性のチェック（１）平行トレンドの仮定
標準的な DID 推定において政策介入の因果効果を立証するには，政策介入がなかった
ときに，トリートメントグループの平均的結果とコントロールグループの平均的結果が平行に推移するという平行トレンドの仮定が満たされている必要がある。平行トレンドの仮定を直接検定することはできないものの，ここでは2011年に政策介入があった可能性を考慮して，2010年を介入前，2012～2016年を介入後と仮定した場合の DID 推定（１式）を行うことで，この点を間接的に検証したい。これは，相続税改定の内容については2010年
12月の「平成23年度税制改正大綱」ではじめて公表されたので，このタイミングで将来の増税について一般に広く認識された可能性があるからである33）。
図表18の①は，先のグループⅡ（a）の SVRAT，SVD，SVL それぞれのケースにおけるDID 推定量を示している。いずれの結果も有意でないことから，本 DID 分析の枠組みで2011年が政策介入年であった可能性は低く，この点に関して平行トレンドの仮定は崩れていないとみることができる。
図表18．異なる期間設定の下での推定結果（OLS）
SVRAT
Coef.
①
②
③

SVD

P.value

Coef.

0.453

0.036

2010 vs 2012～2016－Adjusted R2

0.021

2010～2012 vs 2014
－Adjusted R2

0.052＊

2011/2012 vs 2014/2015－Adjusted R2

0.020
0.058＊＊
0.166

0.155

SVL
P.value

Coef.

0.692

0.107

0.200
0.087

0.156

0.150

0.409
0.397

0.113

0.031

0.166
0.138＊

P.value

0.825
0.528

0.091
0.184

0.184

0.166
0.507

（注） ＊＊＊は１％水準，＊＊は５％有意水準，＊は10％水準でそれぞれ有意を表す。
P 値は Huber-White 法に基づく頑健標準誤差により算出。

（２）分析期間の変更
本稿で設定した分析期間とは異なる期間パターンを用いて，これまでの推定結果が頑健であるか確認する。そこで，改革前の期間（2010～2012年）は変えずに，2014年のみで改革の効果を検証したケース，介入年の前後２年ずつを分析期間としたケースの２通りで，これまでと同様の DID 推定を行った。
それぞれの DID 推定量を示した図表18の②③は，図表５の結果とほとんど変わらない。
この点も，2013年が政策介入年として妥当であるとともに，推定結果が期間設定によって大きく影響を受けないことを示している。

96

【付録２】仕送りの決定要因
改革後に当該トリートメントグループが生前贈与（仕送り）を増やしているかは，以下の（３）式を推定することで，簡単な検証が可能である。

DV it＝α＋ΣβW it＋ΣβX it＋β1Post13 ＋βYear t＋εit…（３）式

ここで被説明変数に，仕送り額または仕送り確率をおいたとき，説明変数 Post13 の係数の符号と有意性を確認することにより，相続税の効果を判定できる。被説明変数の性質を考慮して，ここでも仕送り額について Tobit モデル，仕送り確率について Probit モデルを使用した。
図表19．仕送り額および仕送り確率に関する推定結果
仕送り額

仕送り確率

Tobit

ProbitIncome＊＊0.227（0.025）［0.090］＊＊0.219（0.021）［0.087］＊＊0.113（0.013）［0.045］0.114＊＊（0.012）［0.045］lnFinasset

0.216（0.634）［0.086］0.005（0.991）［0.002］0.220（0.498）［0.088］0.120（0.707）［0.048］

Derat

0.189
（0.458）［0.075］0.134（0.603）［0.053］0.197（0.304）［0.079］0.136（0.491）［0.054］

Female0.193（0.643）［0.077］0.225（0.574）［0.090］－0.012（0.961）［－0.005］

0.025（0.922）［0.010］Under60

0.761＊

0.738＊＊

0.573＊＊

0.601＊＊（0.051）（0.032）（0.033）（0.017）［0.303］［0.294］［0.228］［0.239］

学歴

Yes

Yes

Yes

Yes

就労状況

Yes

Yes

Yes

Yes

POST130.280（0.441）［0.112］－0.653（0.214）［0.260］0.144（0.450）［0.058］－0.457（0.215）［－0.182］

No

Yes

No

Yes

－94.0

－90.8

0.117

0.151

Year
Log-likelihood (Tobit)/
McFadden R2 (Probit)（注） ＊＊＊は１％水準，＊＊は５％有意水準，＊は10％水準でそれぞれ有意を表す。
（ ）内は P 値（Huber-White 法に基づく頑健標準誤差による），［ ］内は説明変数の平均で評価した限界効果。

97

その結果を示した図表19から，Year ダミーを含めたケースと含めなかったケースのいずれにおいても，Post13 に有意な効果は認められず，この点から当該トリートメントグ
ループの仕送りが相続税改定後に増加した可能性は低いと判断できる。
【付録３】金融資産保有に関する記述統計
図表20．各金融商品の保有額
トリートメントグループⅡ（a）
DDL

FTL

MTL

LIL

IAIL

BONL

STL

ITL

FCL

DCL

Mean
MedianMaximum
Minimum
Std. Dev.

2.35
1.00
25.00
0.00
3.54

5.07
4.00
27.00
0.00
5.11

0.23
0.00
7.00
0.00
0.95

2.86
2.00
20.00
0.00
3.29

1.97
0.00
25.00
0.00
3.15

0.38
0.00
10.00
0.00
1.24

1.99
0.00
20.00
0.00
3.68

1.65
0.00
18.00
0.00
2.92

0.85
0.00
23.00
0.00
2.41

0.20
0.00
8.00
0.00
0.95

Observations

335

335

335

335

335

335

335

335

335

335

DDL

FTL

MTL

LIL

IAIL

BONL

STL

ITL

FCL

DCL

Mean
MedianMaximum
Minimum
Std. Dev.

2.35
1.00
20.00
0.00
3.30

4.92
3.10
27.00
0.00
5.37

0.14
0.00
5.00
0.00
0.67

2.31
1.00
15.00
0.00
2.90

2.63
1.00
20.00
0.00
3.52

0.54
0.00
20.00
0.00
1.88

1.98
0.10
25.00
0.00
3.46

1.40
0.00
16.00
0.00
2.97

0.87
0.00
23.00
0.00
2.64

0.21
0.00
12.00
0.00
1.08

Observations

319

319

319

319

319

319

319

319

319

319

コントロールグループⅡ（注） 金額の単位は100万円。
図表21．各金融商品の保有確率
トリートメントグループⅡ（a）
DDD

FTD

MTD

LID

IAID

BOND

STD

ITD

FCD

DCD

Mean
MedianMaximum
Minimum
Std. Dev.

0.77
1.00
1.00
0.00
0.42

0.81
1.00
1.00
0.00
0.39

0.09
0.00
1.00
0.00
0.28

0.67
1.00
1.00
0.00
0.47

0.47
0.00
1.00
0.00
0.50

0.19
0.00
1.00
0.00
0.39

0.46
0.00
1.00
0.00
0.50

0.43
0.00
1.00
0.00
0.50

0.25
0.00
1.00
0.00
0.43

0.01
0.00
0.54
0.00
0.06

Observations

335

335

335

335

335

335

335

335

335

335

DDD

FTD

MTD

LID

IAID

BOND

STD

ITD

FCD

DCD

Mean
MedianMaximum
Minimum
Std. Dev.

0.75
1.00
1.00
0.00
0.43

0.78
1.00
1.00
0.00
0.42

0.08
0.00
1.00
0.00
0.26

0.56
1.00
1.00
0.00
0.50

0.55
1.00
1.00
0.00
0.50

0.18
0.00
1.00
0.00
0.39

0.51
1.00
1.00
0.00
0.50

0.37
0.00
1.00
0.00
0.48

0.29
0.00
1.00
0.00
0.45

0.01
0.00
0.70
0.00
0.06

Observations

319

319

319

319

319

319

319

319

319

319

コントロールグループⅡ98

【付録４】相続税改定が債券および外貨建て金融商品に及ぼす効果
図表22．非線形モデルに基づく推定結果
債券
保有額（Tobit）

外貨て建金融商品保有確率（Probit）

保有額（Tobit）

保有確率（Probit）＊

Treatment

0.451
0.432
0.095
0.088
－1.324 －1.331 －0.297＊ －0.301＊（0.546） （0.569） （0.572） （0.602） （0.154） （0.166） （0.056） （0.052）［0.159］ ［0.152］ ［0.024］ ［0.022］ ［－0.333］［－0.335］［－0.095］［－0.097］

Post13－0.6962.741＊－0.2480.474－2.193＊ －0.401＊ －0.414＊－0.172（0.511） （0.079） （0.296） （0.130） （0.073） （0.813） （0.058） （0.538）［－0.246］ ［0.967］ ［－0.062］ ［0.120］ ［－0.551］［－0.101］［－0.133］［－0.555］

Treatment ＊Post13－2.061＊ －2.183＊ －0.378 －0.397
2.231＊
2.231＊
0.489＊＊ 0.499＊＊（0.073） （0.060） （0.120） （0.102） （0.094） （0.098） （0.025） （0.022）［－0.727］［－0.770］［－0.095］［－0.100］ ［0.561］ ［0.561］ ［0.157］ ［0.161］

経済変数

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

家計属性

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Year

Yes

No

Yes

No

Yes

No

Yes

No

Topix

No

Yes

No

Yes

No

Yes

No

Yes

－528.7－532.9

0.061

0.047

－761.7－763.0

0.058

0.052

Log-likelihood (Tobit)/
McFadden R2 (Probit)（注） ＊＊＊は１％水準，＊＊は５％有意水準，＊は10％水準でそれぞれ有意を表す。
（ ）内は P 値（Huber-White 法に基づく頑健標準誤差による），［ ］内は説明変数の平均で評価した限界効果。

99

世代間資産移転税制が贈与行動に与える影響――先行研究の展望と集計データに基づく分析――＊

濱

要

秋

純

哉†

旨

本稿では，世代間資産移転税制が人々の贈与行動に与える影響についての実証研究の展望と集計データに基づく分析を行った。まず，先行研究の展望を通じて，遺産税（あるいは相続税）増税により税負担を回避あるいは軽減するための子への贈与が増加するという結果が得られていることが分かった。つぎに，「国税庁統計年報」の集計データに基づき，贈与税や相続税を対象とする過去の税制改正，とくに2015年１月に実施された相続税増税が贈与行動に与えた影響を分析した。具体的には，税制改正に対し，贈与や相続による取得財産額，取得者数，納付税額がどのように変化したか確認した。その結果，2001年の贈与税の基礎控除引き上げ，2003年の相続時精算課税制度の創設，2015年の相続税増税のいずれでも贈与が増加するという結果が得られた。
2015年の相続税増税の直前期（2012年から2014年にかけて）には，贈与税の納付税額の増加が顕著であり，相続税の負担を回避あるいは軽減するために贈与が増加したことが示唆される。

Ⅰ．はじめに2019年９月に公表された税制調査会答申「経済社会の構造変化を踏まえた令和時代の税制のあり方」で，「資産再分配機能の適切な確保と資産移転の時期の選択に中立的な税制の構築」の重要性が指摘された。そこでは，少子化によって相続人数が減少することで一人当たりの相続額が増加し，親世代の資産格差が子世代に引き継がれやすくなる可能性に対して懸念が表明された。その上で，格差の固定化を防ぎながら，若年世代の消費喚起の＊本研究は，日本証券経済研究所「資産の形成・円滑な世代間移転と税制の関係に関する研究会」の成果である。研
究会座長の井堀利宏先生（政策研究大学院大学）をはじめ，研究会委員の先生方から多くの有益なコメントを頂いたことに感謝申し上げる。また，岩本光一郎先生（愛知東邦大学），新関剛史先生（愛媛大学），堀雅博先生（一橋大学），村田啓子先生（東京都立大学）からは，データ分析について多くのアドバイスを頂いた。記して感謝申し上げたい。本研究の実施に当たり，JSPS 科研費19K01703から研究費の助成を受けた。論文に残された誤りについてはすべて著者の責任である。
†法政大学経済学部准教授。E-mail：hamaaki@hosei.ac.jp101

ために高齢層に遍在する金融資産をいかに資産移転していくか検討していく必要があると述べられている。その際に重要な論点として，贈与か相続という資産移転の時期に中立的な税制の構築が挙げられた。
しかし，日本では贈与税や相続税の改正が人々の行動に与える影響について定量的なエビデンスが乏しく，税制改正の内容を検討するための材料が不足していると思われる。そこで，本稿では，まず欧米で行われてきた実証研究の結果を展望し，世代間資産移転税制
が贈与行動に与える影響についての過去のエビデンスを整理する。つぎに，「国税庁統計
年報」の集計データを用いて，2000年代に起こった贈与税や相続税の負担の変化に対し，贈与や相続による取得財産額，取得者数，納付税額がどのように変化したか分析する。
「国
税庁統計年報」の対象となるのは，贈与税や相続税が課されるような高額の贈与や相続を受け取った者であるが，研究機関の行う各種アンケート調査の対象にこれらの人々はあまり多く含まれない。しかし，上記税制改正の影響を強く受けるのはこのような多額の資産を保有する人々であるため，集計データとはいえこれに基づいて過去の税制改正に対する人々の反応を定量的に分析することには価値があるといえよう。
まず，先行研究を展望したところ，遺産税（あるいは相続税）の負担が増加すると贈与が増加するという実証結果が多く得られていることが分かった。しかし，税制が人々の贈与行動に与える因果的影響を識別できているとは言えない研究もあり，結果の解釈には注意が必要である。つぎに，集計データを用いた分析を行ったところ，2001年の贈与税の基
礎控除引き上げ，2003年の相続時精算課税制度の創設，2015年の相続税増税によって，贈与が増加したことを示唆する結果が得られた。2012年から2014年にかけての相続税増税の直前期には，贈与税の納付税額が大きく増えており，増税前に贈与が急激に増えたことが分かった。したがって，相続税の負担増大に対して，人々は贈与を増やすことでそれを回避あるいは軽減しようとしたことが示唆される。これは，諸外国で確認されている，遺産税（あるいは相続税）の負担の変化が贈与行動に影響を与えるという結果と整合的である。
本稿の構成は以下の通りである。Ⅱ節では関連する先行研究を展望する。Ⅲ節では2015
年の税制改正の内容を説明し，Ⅳ節では分析に用いる集計データの概略を説明する。Ⅴ節ではデータを用いた分析結果を示し，Ⅵ節で結論を述べる。

Ⅱ．先行研究の展望
遺産税（あるいは相続税）が家計行動に与える理論的な影響として，（１）遺産税（あるいは相続税）負担の増加が保有資産額や遺産額を減少させること，（２）遺産税（あるい は 相 続 税 ） 負 担 の 増 加 が 贈 与 を 増 加 さ せ る こ と が 主 に 指 摘 さ れ て い る（Gale and１）
Perozek, 2001; Cremer and Pestieau, 2006; Kopczuk, 2013参照）。この節では，（２）についての実証分析の動向を展望する。
遺 産 税 が 贈 与 行 動 に 与 え る 影 響 を 分 析 し た 初 期 の 研 究 と し て，McGarry［2000］，102

Poterba［2001］，Page［2003］，Joulfaian and McGarry［2004］などが挙げられる。アメリ
カでは，1977年以降は贈与と遺産に対する税制が統合されているものの，贈与の方が税制上優遇されているため，贈与を行うことで遺産税の負担を軽減できることが知られている。
贈与に対する優遇の例としては，贈与を行う者と受け取る者一組につき年間約１万ドルまでの贈与は非課税で行えること，遺産よりも贈与に対する実効税率が低いこと，贈与と遺産に対する基礎控除はインフレが進んでも増加しないためインフレ下では早めに贈与した方が税負担を回避できることなどが挙げられる。上記の先行研究ではこの事実を踏まえて，
遺産税の課税対象となるような保有資産額の大きい人々が，実際に贈与を行って税負担を軽減しようとするか分析している２）。
McGarry［2000］は，Health and Retirement Study（HRS）と Asset and Health Dynamics
Study（AHEAD）に基づいて分析した。McGarry の分析では，保有資産額が大きい回答者
ほど贈与を行う傾向が見られるため，遺産税の負担を軽減するために贈与をするという予想と整合的な結果が得られている。しかし，より多くの贈与を税負担なしで行うことが可能であるにもかかわらず，それが行われていないと結論付けられている。Poterba［2001］
は Survey of Consumer Finances（SCF），Joulfaian and McGarry［2004］ は HRS，AHEAD，税務統計（の個票）に基づいて分析を行い，McGarry と同様の結果を得ている。
Poterba と Joulfaian and McGarry は，遺産税節税のための贈与が少ない理由を明らかにするために多くの追加的な分析を行った。Poterba は，子供のいない世帯がデータに含まれることで贈与がそれほど行われていないように見える可能性を指摘し，子供のいる世帯のみに分析対象を限定したが，贈与を行う世帯の割合はほとんど高まらなかった。他に，単年で見れば贈与する世帯の割合が低くても，数年に一度の頻度で定期的に贈与している可能性を排除できないことも指摘した３）。しかし，世帯主が65歳以上で遺産税の（当時の）課税最低限の４倍である240万ドルを超える資産を保有するような世帯は毎年贈与を行わなければ遺産税節税の効果が乏しいにもかかわらず，ある年に贈与する世帯の割合は５割に満たない。したがって，単年のデータを分析対象としていることが，贈与する世帯の割合が低い原因であるとは必ずしも言えない。
一方，Joulfaian and McGarry［2004］は，HRS と AHEAD のパネルデータの特長を活かして分析を行い，ある調査年に贈与すると次回以降の調査年でも贈与する確率が（裕福な回答者については）高いという結果を得た。また，死亡年が近付くほど遺産税を避けるた
めに贈与がより活発に行われるという結果も得ており，遺産税節税の観点から合理的な行動がとられていると結論付けられた。遺産税節税のための贈与が不十分である（ように見える）理由は完全には解明されていないものの，遺産税の節税を目的とした行動がとられているといえる４）。
しかし，これらの結果から直ちに遺産税の負担の増加が子への贈与を増やすという因果関係があると断定することはできない。なぜなら，保有資産額の大きい裕福な親は遺産税の負担がなくても，子にたくさん贈与した可能性があるからである５）。Page［2003］や103

Bernheim et al.［2004］はこのような内生性の問題に対処するために，SCF に基づいて州レベルの遺産税（あるいは相続税）の負担の違いが贈与行動に与える影響を分析した６）。
Page は，各世帯の居住する州，世帯構成，世帯の保有資産額に基づいて，世帯が直面する相続税の限界税率を計算し，これと贈与額の関係を分析した。そして，相続税の限界税率が上がると贈与額が有意に増加し，その効果は世帯主が65歳以上のサンプルの方が25歳以上のサンプルを対象とした場合よりも大きいという結果を得た。
Bernheim et al.［2004］は，1997年に行われたアメリカの税制改正による遺産税の税額控除引き上げの影響が，世帯の保有資産額によって異なることを利用して遺産税が贈与行動に与える影響の識別に取り組んだ。具体的には，世帯を（１）税制改正の影響を受けない（改正の前も後も遺産税非課税）グループ，（２）改正前は遺産税の課税対象だが改正後は非課税のグループ，改正前も改正後も遺産税の課税対象のグループの三つに分けてDifference-in-Differences（DID）推定を行った。二つ目のグループは遺産税の負担がなくなるため，遺産税節税のための贈与が不要となるはずであり，贈与を行う確率が低下する
ことが予想される７）。推定結果によると，予想通り二つ目のグループのみ1997年の税制改正後に贈与を行う確率が約10－14％ポイント低下しており，遺産税負担の外生的な変化に対して贈与行動が反応することが示唆される結果となっている。
最後に日本の先行研究であるが，Niimi［2019］は日本のデータを用いて相続税が贈与に与える影響を分析した。この論文は，ゆうちょ財団が2013年に実施した「家計と貯蓄に関する調査」の横断面個票データを利用し，2015年の相続税の基礎控除引き下げに対する回答者の反応（消費，贈与，何もしない）を，各回答者の遺産動機の違いに着目して分析した。その結果，利他的動機を持つ者は贈与を増やすと答える傾向が見られたが，交換動機を持つ者は消費を増やすと答える傾向が見られた。しかし，この論文では，回答者の実際の行動ではなく，将来の相続税の基礎控除引き下げに際して自分がとると予想される行
動が分析対象となっており，実際にとる行動とは異なる可能性がある。

Ⅲ．日本の世代間資産移転税制とその改正

１．日本の相続税と贈与税の概要
遺産相続への課税方式には遺産税方式と遺産取得税方式があり，前者では遺産総額に課税した後に残った額を相続人の間で分割するが，後者では各相続人が取得した額に個別に課税される。アメリカの連邦税などでは遺産税方式が採用されているが，日本の相続税は両方式のハイブリッド型である。日本の相続税では，まず法定相続通りに遺産分割したと仮定して税の総額を求め，それを実際の相続割合に基づいて按分することで各相続人の納税額が決まる。なお，相続税を計算する際には，法定相続人の人数に応じた基礎控除を遺産から差し引くことができる。また，各相続人の納税額を計算する際には超過累進税率が104

適用される。
贈与税は，贈与を受けた個人（受贈者）に対して課される税で，受贈者が暦年課税と相続時精算課税制度から課税方法を選択できる。暦年課税には110万円の基礎控除があり，贈与の受取額のうち110万円を超える部分に超過累進税率が適用される。相続時精算課税
制度は，贈与と相続でそれぞれ受け取った財産を通算し，親の死亡時に相続税の税率表に基づいて課税額が決められる制度である。親の保有する財産が相続税の基礎控除以下となることが見込まれる子にとっては，同じ税負担で自由に資産移転のタイミングを選べる利点がある。一方，親が相続税の基礎控除を上回る財産を保有する場合，子が相続時精算課
税制度を選ぶと，親から毎年贈与を受け取ることによる相続税の節税ができなくなり税負担が増える。また，いったんこの制度を選ぶと暦年課税に戻すことができなくなるというデメリットもあるため，この制度は広く利用されているわけではない。
２．2015年の相続税と贈与税の改正
この節では2015年１月に実施された相続税と贈与税の改正の概要を説明する。まず，相続税の改正の内容は，（１）基礎控除額の「5,000万円＋1,000万円 × 法定相続人数」から「3,000万円＋600万円×法定相続人数」への引き下げ，（２）相続人の取得金額２億円超の部分に対する限界税率の引き上げ，（３）未成年者と障害者に対する税額控除の引き上げ，（４）小規模宅地等の特例が適用される限度面積の拡大の四つである。このうち（１）と（２）は相続税の負担を増やす改正だが，（３）と（４）は相続税の負担を減らす改正である。しかし，前者の方が後者よりも影響が大きく，両者の影響をトータルで考えれば，相続税増税がなされたと考えられる。実際，死亡者数に占める相続税課税対象者の割合の推移を見ると，2014年から2015年にかけて4.4％から8.0％へとほぼ倍増している８）。
つぎに，贈与税の改正については，（１）相続時精算課税制度を利用して贈与を行う者の年齢要件の引き下げと，同制度を用いて贈与を受け取ることができる者への孫の追加，
及び（２）税率構造の変更である。先述したように，相続時精算課税制度の利用者は元々それほど多くない上に，相続税の課税対象となるほど高額の財産を保有している人々にとっては，贈与・相続が通算されることにより税負担を減らすことができなくなるため，
この制度を利用する誘因は乏しい。したがって，改正により増えた相続税の負担を回避するためにこの制度を利用しようとする者は少ないはずである。（２）の税率構造の変更については，贈与の課税価格が低い部分に対する限界税率は引き下げられた一方，最高税率は50％から55％へと引き上げられたため，増税になるか減税になるかは贈与額に依存する。
したがって，（１）と（２）の改正は必ずしも贈与税減税につながるとは断定できない。
2015年の相続税と贈与税の改正のうち，人々の行動に最も大きな影響を与えるのは相続税の基礎控除額の引き下げと限界税率の引き上げであろう。とくに，保有資産額の大きい人ほど相続税の増加額も大きいため，このような負担の変化を人々が認識していれば，相続税負担を回避するために贈与を増やした可能性がある。

105

Ⅳ．税制改正の影響
本稿のⅥ節では「国税庁統計年報」の集計データを用い，贈与税と相続税の負担が変化するような過去の税制改正に対し贈与がどのように変化したか分析する。対象となる税制改正は，2001年に行われた60万円から110万円への贈与税の基礎控除引き上げ，2003年の相続時精算課税制度の創設，2015年の相続税増税である。これらの改正はすべて贈与税の負担を相続税と比べて軽くするため，（相続税と比べた）贈与税の負担の重さが贈与を抑制していたなら，改正後に贈与の取得額，取得者数，贈与税納付税額に変化が見られるはずである。
しかし，各税制改正が人々の贈与行動に与える影響は同じではない。まず，贈与税の基
礎控除引き上げや相続時精算課税制度の創設はより多くの財産を税負担なしに贈与することを可能にするため，改正以前に贈与税の負担を考慮しながら贈与していた人々は贈与額を増やす可能性がある。しかし，それまで贈与をほとんど行ってこなかった人々は，改正が行われてより多くの贈与を税負担なしに行えるようになっても行動は変わらないはずである９）。したがって，2001年と2003年の改正は，元々贈与していた人々の贈与額を増やす効果を持つが，贈与する人の数には大きな影響を与えないと考えられる。一方，2015年の相続税増税では相続税の課税対象者が増えたため，それまで贈与していなかった人々も相続税を避けるために贈与し始めた可能性がある。したがって，2015年の相続税増税のアナ
ウンス後に贈与する人の数が増えた可能性がある。この相続税増税による贈与額の変化については，「国税庁統計年報」の対象となる贈与は課税対象となるような一定額を超えるものであるため，新たに贈与し始めた人の贈与額と，相続税負担の増加に直面した富裕層の贈与額の変化の大きさに依存して決まる。
一方，贈与と異なり相続は税負担が変化してもタイミングを変えることができないため，もし贈与による相続税負担の抑制や回避が行われなければ，相続税増税によって相続を通じて相続人が取得する財産の一人当たり課税価格が減少，取得者数が増加，納付税額が増加することが予想される。しかし，実際には贈与による相続税の回避や資産価格の変化もこれらの変数の動きに影響を与えるため，それを踏まえて分析結果を解釈する必要があ
る。

Ⅴ．データ
この節では，VI 節の分析で用いる「国税庁統計年報」の集計データについて説明する。
「国税庁統計年報」は国税に関する基礎統計であり，国税の申告，賦課，徴収などに関する計数の情報が提供されている。贈与税については，各年中（１月１日～12月31日）に財産の贈与を受けた者のうち，申告義務のある者について翌年の６月30日までの申告または

106

処理の事情に基づく課税状況が示されている。ただし，贈与税の支払いがない者は除かれている10）。相続税については，各年中に相続または遺贈により財産を取得した者について，翌年の10月31日までの申告または処理の事情に基づく課税状況が示されている。ただし，同一の被相続人から財産を取得した相続人等の全員が納付すべき税額がない場合は除かれている。
「国税庁統計年報」から贈与税と相続税について，取得した財産の価額（相続について
は課税価格），取得した人数，納付税額がそれぞれ分かる。これらの情報は2020年１月現在1953年から2017年までの情報が公開されている。本稿では2000年代の贈与税と相続税の相対的な負担の変化が家計の贈与行動に与えた影響を分析するため，1995年以降のデータを対象として分析を行う。なお，贈与税については，2003年以降は，暦年課税分と（この年に導入された）相続時精算課税分を合算した取得財産の価額，取得者数，納付税額となっている。

Ⅵ．分析結果
この節では，「国税庁統計年報」の集計データに基づいて税制改正に対する贈与と相続の反応を見ることで，税負担の変化が贈与行動に与える影響を明らかにする。税制改正に対する相続の反応も対象とするのは，人々が自らそのタイミングや額を決めることのできる贈与と，それができない相続を比較することで贈与行動と税制の関係についての理解が深まると考えたためである。
１．税制改正に対する贈与の反応
まず，贈与による一人当たり取得財産価額の推移を確認する。一人当たり取得財産価額
は，取得財産価額を取得者数で除して求めた11）。図表１に一人当たり取得財産価額の推移が示されており，贈与税の基礎控除が60万円から110万円に引き上げられた2001年及び相続時精算課税制度が創設された2003年に，この値は大きく増加していることが分かる。このことから，贈与税の負担減少によって人々が贈与を増やしたことが示唆される。2015年の相続税増税の影響については，2012年から増税前年の2014年にかけて取得財産価額が増加しているように見える。
つぎに，贈与税の課税対象となった財産の取得者数の推移を確認する。図表２に取得者数の推移が示されており，2003年から2005年にかけての取得者数の一時的な増加を除けば，1995年から2010年頃まで減少し，その後2015年まで増加している。2003年から2005年にかけての取得者数の増加は，2003年に創設された相続時精算課税制度を利用した贈与が増えたことが理由と考えられる。また，2010年以降の取得者数の増加は，2015年の相続税増税
前に相続財産を減らすために贈与を行う人が増えたためと考えられる。
では，2010年頃までの取得者数の減少トレンドはどのように説明できるだろうか。ここ107

図表１．贈与の一人当たり取得財産価額
7
6

（百万円）

5
4
3
2
1
0

1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016 2017

〔出所〕 国税庁「国税庁統計年報」各年版

図表２．贈与の取得者数
600,000

500,000（人）

400,000

300,000

200,000

100,000

01995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016 2017

〔出所〕 図表１に同じ。

では人口動態と資産価格の変化の影響について考えてみたい。まず，人口動態の影響についてであるが，少子化が進むことで贈与を受け取る者の数が減る可能性がある。この影響を取り除くために，贈与による財産の取得者数を各年の40－59歳人口で除して基準化しても，減少トレンドはやや緩和されるが完全に取り除くことはできなかった12）。ここで40－
59歳人口を用いたのは，親が相続税対策などを目的としてまとまった額の贈与を行うのは年齢が高くなってからであろうと考えたためである。40－59歳人口は，標本期間である
1995年以降に減少するが，団塊ジュニア世代（1971－1974年生まれ）が40歳代にさしかかる2010年以降に少し増加するため，この「減少後に増加」する人口の動きによって，贈与

108

図表３．贈与の取得者数の残差0.00150.00100.00050.0000－0.0005－0.0010－0.0015－0.0020

1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016 2017

〔出所〕 国税庁「国税庁統計年報」各年版等に基づく著者の推定

図表４．贈与税の納付税額
300,000

250,000（百万円）

200,000

150,000

100,000

50,00001995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016 2017

〔出所〕 図表１に同じ。

による財産の取得者数の「減少後に増加」する動きが少し緩和されたと考えられる。つぎに，資産価格の影響についてであるが，贈与が相続税回避のために行われるなら，資産価格の上昇（下落）局面では，贈与のニーズが増大（低下）するため，贈与による財産の取得者数も増加（減少）すると考えられる。すなわち，保有資産の価値が上昇する前に贈与すれば，贈与税と相続税の負担を軽減できる13）。資産価格の影響を取り除くために，取得者数を40～59歳人口で除した値を，各年の宅地（全国）の公示地価と日経平均株価（終値）に最小二乗法で回帰し，その残差を図表３にプロットした14）。図表３によると，標本期間前半の残差の減少トレンドは見られなくなり，相続税増税前の2011年から増税初年の2015

109

年にかけて増加する傾向が見られる。
最後に，贈与税の納付税額の推移が図表４に示されている。これによると，2012年から2014年にかけて納付税額が大きく増えており，相続税増税前に贈与が増えたことが示唆される。一般には相続税よりも贈与税の負担が重いにもかかわらず贈与税の課税対象となる贈与が増えた理由としては，直面している相続税の限界税率の高い人が贈与によって相続財産を減らすことで税負担を軽減しようとした可能性が考えられる。
図表１から図表４の結果をまとめると，人々は贈与税と相続税の負担の軽重を考慮して，贈与の意思決定を行っていることが示唆される。2015年の相続税増税については，税負担の増加を避けるために一人当たりの贈与の受取額と贈与の取得者数が増えた結果，贈与税の納付税額が大きく増加したと考えられる。
２．税制改正に対する相続の反応
税改正に対する相続の反応を確認するために，まず，一人当たり相続価額の推移に着目する。一人当たり相続価額は，相続税の課税価格を取得者数で除して求めた。図表５に一人当たり相続価額の推移が示されており，1995年以降の減少トレンドの後，2015年に大きく下方にジャンプしている。減少トレンドは地価や株価などの資産価格の低下を反映して
おり，2015年のジャンプは相続税の基礎控除の４割引き下げによって課税対象者の範囲が保有資産額の少ない層に広がったことを反映していると考えられる。
つぎに，図表６に相続税の課税対象となった相続財産の取得者数の推移が示されている。
相続税増税前の期間においては取得者数に大きな変動はないが，2015年の相続税の基礎控除引き下げよって大きく増加したことが分かる。相続税増税前の期間の動きを詳細に見ると，取得者数は一定ではなく1995年から2004年にかけて約20％減少し，その後元の水準に

図表５．一人当たり相続価額
100
90
80

（百万円）

70
60
50
40
30
20
10
0

1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016 2017

〔出所〕 図表１に同じ。

110

戻っている。取得者数は被相続人と相続人の数や資産価格の変動などに影響を受ける。厚生労働省「人口動態統計」によれば，1995年から2017年の間に死亡者数は922,139人から
1,340,567人へと約1.5倍となっているが，他方で資産価格（主に地価）は低下を続けていたため，両者の動きが相殺し合って相続税増税までは小幅な動きに留まったのかもしれない。
最後に，相続税の納付税額の推移が図表７に示されている。これによると，相続税増税
によって2014年から2015年にかけて納付税額が大きく増えている。相続税増税前の期間においては，納付税額は減少トレンドの後，2012年頃まではほぼ横ばいで2013年に増加が見
図表６．相続財産の取得者数
350,000
300,000（人）

250,000
200,000
150,000
100,000
50,00001995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016 2017

〔出所〕 図表１に同じ。

図表７．相続税の納付税額
2,500,000（百万円）

2,000,000

1,500,000

1,000,000

500,000

01995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016 2017

〔出所〕図表１に同じ。

111

られる。減少トレンドは資産価格の低下を主に反映していると考えられるが，その後の横ばいの動きと2013年の一時的な増加は資産価格の動きだけでは説明が難しい。他に相続税の納付税額に影響を与える要因として一人当たり相続額や相続による財産の取得者数の動きが考えられる。そこで，図表５と図表６における2004年以降の各変数の動きを詳細に見ると，納付税額が2004年頃から2012年頃まで小幅な動きを示しつつもほぼ横ばいなのは，一人当たり相続価額の動きを強く反映していることが分かった15）。
相続税増税の前後を除くと，贈与と比べて相続は相続価額や財産の取得者数の動きが安定している。相続はタイミングを選べないので，人口動態や資産価格の動きが相続価額や取得者数の動きに反映されやすいのが理由と考えられる。逆に，贈与は各変数の動きが比較的複雑であるが，これは人々が贈与のタイミングや額を自分にとって有利になるように選んでいることを反映しているのが理由と考えられる。

Ⅶ．結論
本稿では，世代間資産移転税制が贈与行動に与える影響に関する実証研究の展望と，集計データに基づく分析を行った。まず，先行研究の展望から，遺産税（あるいは相続税）
増税は税負担回避のために親から子への贈与を増加させるという結果が多くの実証研究で得られていることが分かった。つぎに，贈与税と相続税の負担の変化によって贈与行動が変化するか「国税庁統計年報」の集計データに基づいて分析した。その結果，2001年の贈与税の基礎控除引き上げ，2003年の相続時精算課税制度の創設，2015年の相続税増税により贈与が増加したという結果が得られた。とくに，2015年の税制改正の直前期には，贈与税の納付税額が大きく増えており，相続税増税前に駆け込みで贈与が行われたことが示唆される。この結果は，欧米で得られた過去の実証研究の結果とも整合的である。
最後に，本稿のデータ分析の限界について述べたい。「国税庁統計年報」は集計データであるため，税制改正が贈与行動に与える因果的影響を必ずしも識別できているとは言えない。なぜなら，本文中でも述べたが，取得財産価額，取得者数，納付税額は税制改正以外にも，資産価格の変動や人口動態の影響を受けて変動するからである。この他，税務当局による税徴収に対する態度や手法の変化，納税者の法令遵守の姿勢などが変化することによっても上記の各変数の値は変化する可能性がある。これらの影響を厳密に取り除くた
めには，個票データを用いた因果推論の手法に基づいて分析を行う必要があるだろう。
注１）遺産相続への課税方式には二種類あり，日本の相続税とアメリカなどで採用されている遺産税は異なる課税方式である。アメリカの研究者による先行研究では「遺産税」の影響が理論的に分析されるが，これを「相続税」に変えても議論に大きな影響は無い。
また，税支払後に子供が受け取る遺産相続額を考慮して親が世代間資産移転の額を決定

112

するなら，相続税でも遺産税でも親の行動に大きな変化は無いはずである。
２）未実現のキャピタルゲインを含む資産については，贈与よりも遺産で資産移転した方が税制上有利である。なぜなら，遺産としてその資産を受け取ると，被相続人の取得価格が相続時の価格にステップ・アップされ，その時点までのキャピタルゲインに対する課税を回避できるからである。Poterba［2001］では，キャピタルゲインを含む資産を多く保有している人々が贈与ではなく遺産で資産移転する傾向があるか分析され，予想と整合的な結果を得ている。
３）Poterba［2001］で用いられた SCF は横断面データであるため，各世帯が毎年どれくらいの頻度で贈与しているか分からない。したがって，各世帯の調査年以外の年の贈与の状況を知ることはできない。
４）Joulfaian and McGarry は，遺産税の負担がそれほど大きくない人にとっては，遺産税を回避するために子供に贈与し過ぎると自分の老後の生活費が足りなくなる恐れがあることなどを，遺産税節税のための贈与が活発に行われない理由として挙げている。
５）Poterba［2001，p.253］は，保有資産額が大きいほど贈与を行うという結果は，贈与の資産弾力性が正であることを示しているに過ぎない可能性を指摘している。
６）Page［2003］は，州レベルの税率の違いを分析に用いてもなお内生性の問題を解決できない可能性を指摘している。多額の資産を子供に移転したい人としたくない人がいるとすると，前者のタイプが多い州では人々は相続税が低くなるように投票を行うはずだが，同時に，子供への資産移転を行いたい人が多いため贈与は活発に行われるはずである。すると，相続税率が低い州では贈与が活発に行われるという関係が見られやすくなる。また，たくさん資産移転したい高齢者は相続税の低い州に引っ越すかもしれず，この場合も低い相続税率の州において贈与が活発という関係が得られやすくなる。このような内生性があると，相続税率が高いと贈与が活発に行われるという確認したかった関係が見えにくくなってしまう。また，Bernheim et al. でもほぼ同様の指摘がなされている。
７） 三 つ 目 の グ ル ー プ に つ い て は，EGTRRA（Economic Growth and Tax Relief
Reconciliation Act 2001）による2000年代の段階的な税額控除の増加と2010年に遺産税が一時的に廃止された後の遺産税の復活が贈与行動に影響を与えることが予想される。しかし，EGTRRA がこのグループに与える影響は，このグループに分類される回答者による自分の余命や将来の遺産税負担の変化についての予想に依存する。したがって，このグループの贈与行動の変化について明確な予想を立てるのは難しいと述べられている。
８）2015年の相続税の改正によって相続税の負担が軽減された人がまったくいないとは断定できないものの，軽減されるのはかなり稀なケースであると考えられる。
９）ただし，一定額以上の実物資産を子や孫に渡したいなどの理由で，一度にまとまった額の贈与を行いたい人々は，それまで贈与していなくても基礎控除引き上げや相続時精113

算課税制度の創設を機に贈与するようになる可能性はある。
10）「国税庁統計年報」の注意書きによれば，贈与税がない者は除かれているものの，「災害被害者に対する租税の減免，徴収猶予等に関する法律により税額が免除された者や，贈与税の配偶者控除の適用によって税額がなくなった者等は含まれている。」
11）本稿の分析では取得財産価額を消費者物価指数で実質化していない値を用いたが，実質化しても以下の議論はほとんど変わらない。取得財産価額には物価の動きよりも資産価格の動きが大きな影響を与えると考えられるため，消費者物価指数による実質化は本稿の分析においてそれほど重要性が高くない。また，贈与税と相続税の基礎控除の額はインフレ率によって調整されないため，名目値の動きに着目する方が基礎控除を考慮した贈与行動の分析として適切と考えられる。
12）贈与によって財産を取得した人数は1995年から2010年にかけて約52万人から約31万人
へと約40％減少するが，取得者数を40－59歳人口で除しても同期間の減少幅は約35％にしかならない。
13）たとえば，将来の大幅な値上がりが予想される時価100万円，取得価額50万円の資産を贈与しても，贈与税はゼロである。ただし，贈与の取得者がその資産を売却する際に，取得価額50万円からの値上がり（たとえば，50万円から１億円への値上がり）に対する譲渡所得税を負担することになる。しかし，贈与せずに相続に回すと，値上がり後の資産額１億円に対して相続税が課され，さらに，相続人がそれを売却する時には取得価額50万円から１億円への値上がりに対する譲渡所得税が課される。したがって，大幅な値上がりが予想される資産については，早めに贈与することで贈与・相続の税負担を軽減
または回避することができる。
14）回帰分析の結果では，公示地価と日経平均株価の係数の符号はともに正で，１％水準
で統計的に有意である。
15）図表７の納付税額の動きが図表５の一人当たり相続価額の動きを反映していることは
図表７からは分かりにくいかもしれない。しかし，縦軸のスケールを変えると，標本期間の2004年頃から相続税増税前の期間において両者の動きが強く相関していることが分
かる。

参

考

文

献

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