老後生活に向けての経済的準備と日本版 401(k)の効果
Ⅰ はじめに

１ 高齢化の人口学的側面
わが国の高齢化は国際的にも歴史的にも高い水準で推移している。社会保障人口問題研究所が 2006 年 12 月に公表した最新の『日本の将来人口推計』によれば、2005 年におよそ258 万人の 65 歳以上の高齢者は、2050 年までに 376 万人と 100 万人以上増加する。その一方で、15 歳から 64 歳までの生産年齢人口は、844 万人から 493 万人まで 350 万人以上減少す吉田 浩（よしだ ひろし）
（東北大学大学院経済学研究科教授）
略歴ると予測されている。

1964 年 東京生まれ

一般的に、先進国では 65 歳以上を高齢者と1995 年 一橋大学大学院経済学研究科博士課程単位修得満期退学

定め、全人口に占める高齢者の割合である高

明海大学経済学部専任講師を経て齢化率を用いて、各国の高齢化の程度を比較

1997 年 東北大学大学院経済学研究科助教授する。国際的な基準では、この高齢化率が７％を越えた時点で高齢化社会(aging society)と呼2007 年

同教授

専攻

ばれる。この aging という表現からわかると加齢経済学（高齢社会の公共政策）

おり、この段階では人口構造が変化しつつあ

主な著書

る社会という印象を受ける。さらに高齢化が「少子化、晩産化の経済分析」野口悠紀雄編『公共政策の新たな展開』（東大出版会 2005 年）

進行し、高齢化率が倍の 14％を越えると高齢「少子・高齢社会の進行と地域社会〜人口構造の高社会(aged society)と呼ばれる。aged の表現か

齢化と地方自治体への影響、出生率差違の要因〜」

らわかるとおり、この段階では、人口学のレ樋口美雄・財務省財務総合政策研究所編『少子化と日本の経済社会』（日本評論社 2006 年）

ベルでは高齢化への移行が完了した社会、あ「世代間不均衡と財政改革―世代会計アプローチにるいは成熟した高齢化社会ということになる。

よる 2000 年基準推計結果―」高山憲之・斉藤修編

では現在の日本社会はどのポジションに位置『少子化の経済分析』（東洋経済新報社 2006 年）

するであろうか。上にあげた『日本の将来人
口推計』によれば、日本の高齢化率は 2005 年

2030 年に 31.8％と 30％を超え、2055 年には時点で 20.2％であり、既に高齢社会に突入し40.5％となり、かつてどの国も経験したことていることになる。さらに最もよく使用されのない、いわば超高齢社会に到ることとなる

る中位推計によれば、今後日本の高齢化率は（図表１）。
ｸｫｰﾀﾘｰ生活福祉研究−1−

通巻 61 号 Vol.16 No.1

図表１

日本の高齢化に関する将来予測

140,000

45.0
40.0

120,000

35.0
100,000
高 30.0人
口80,000 数︵

齢
化 25.0
率
20.0
％
︵
︶

︶

60,000 千
人

15.0

65歳以上
15〜64歳
0〜14歳
高齢化率

10.0
5.0
0.0
2005

2010

2015

2020

2025

2030

2035

2040

2045

2050

40,00020,00002055 年

出所）国立社会保障・人口問題研究所『日本の将来推計人口』(2006)

２ 高齢化の経済的なインパクト
ここまでは、日本の高齢化を人口構造の変化の年金、医療、福祉、介護の社会保障によるの側面のみから概観した。しかし、高齢化そ政府の給付費用が試算されている。これによれ自体が明確に日本の経済、社会に問題をもれば、2006 年度の政府の社会保障給付費は総たらすか否かを検討する必要がある。もし、額で 89.8 兆円であるが、2025 年には 141 兆円

単に人口の内容が変化し、高齢者の比率が高まで増加することが示されている。政府の社

い社会というだけの問題であれば、政策的に会保障の支出は、最終的には国民の拠出する人口問題に介入する必要は見出せないし、税保険料または租税によってファイナンスされ制および経済政策の面での対処も限定的なもているわけであるから、この支出は国民の負のとなる。そこで、以下では人口高齢化の経担になるということができる。高齢化のピー済的影響について検討する。

クにおいてこれらの負担を担うのは、現役労（１）社会保障支出の増大働者として保険料や租税を負担する若年労働

高齢化の社会・経済に及ぼす影響としては、者である。このように考えると、高齢化は将社会保障に関する支出の増大があげられる。

来の世代により大きな負担をもたらすという

厚生労働省が 2006 年５月に公表した「社会保ことができる。この「社会保障の給付と負担

障の給付と負担の見通し」では、2025 年までの見通し」は本稿冒頭に紹介した最新の人口
ｸｫｰﾀﾘｰ生活福祉研究−2−

通巻 61 号 Vol.16 No.1

推計が公表される前に発表された数値である。

吉田(2006)では、この手法に基づき 2000 年

したがって、より強くそしてより早期の高齢時点の日本の世代会計を推計している。その化を予想した最新の人口推計に基づくならば、 結果、政府の教育費支出を政府消費とみなす
将来の社会保障支出とそれをまかなうためのケースでは、将来世代は現在世代の６倍以上

将来世代の負担はより大きなものとなることの生涯純負担を負い、政府の教育費支出を若が予想される。

年世代への移転とみなすケースでは、将来世（２）将来世代の負担

代は現在世代の 17 倍以上の生涯純負担を負う

このような高齢化に伴う将来世代の負担をということがわかっている。吉田(2006)では明確に計測する経済学的な手法としては、

このような世代間の不均衡を解消させるため

Auerbach and Kotlikoff (1999)による世代会計に全ての社会保障、移転支出等の受益の引き(generational accounts)があげられる。この世下げによる場合での改革の規模をシミュレー

代会計は政府に対する負担と政府からの受益ション計算している。この場合、社会保障はを世代別に計測するツールである。世代会計

現行に比して 60％程度の大幅な受益削減が必は、大きく分けて３つのプロセスによって計要であるとの結果を得ている。したがって、測される。第１に、世代会計では現在の財政高齢社会においては老後の生活を保障するた政策をもとに現在世代(生まれ年)別に現在時めの政府支出は抑制的な改変が見込まれ、こ点以降の政府に対する拠出(負担)と政府かられに対応した個々人の経済的準備が必要になの社会保障等の受益を計測し、それらを通算ると考えられる。

して純負担の大きさが算出される。第２に、（３）国民貯蓄の減少

現在の財政政策と将来の人口推計を用いて、(２)では、人口高齢化によって政府部門の社

今後の政府の財政収支を予測する。高齢化に

会保障支出が増加し、それが将来世代の負担

より税金や保険料を拠出する若年労働者が減につながりうることを示した。このため、個

少し、年金や医療などの社会保障給付を受給

人レベルでの経済的な準備が必要であることする退職高齢者が増大するため、この時点で、も指摘された。個人レベルでの経済的な準備

今後の政府の財政収支は大きな資金不足(財の代表的なものとしては、退職後の老後に備政赤字)に直面することが予測される。第３に、 えた貯蓄があげられる。しかし、個々人が老第２のプロセスによって予測される今後の政後の経済的準備を行っている経済においても、府の資金不足額(政府債務)をゼロとするとし

高齢化により経済全体の貯蓄が減少する可能た場合に、将来世代が追加的に負うべき負担性がある。ここでは、このことを検討するたを試算する。このようなプロセスにより世代

め、マクロレベルでの貯蓄が高齢化によりど会計では現在の財政制度と今後の人口高齢化のような影響を受けるかを検討する。

が将来世代にどの程度の負担をもたらすかを知ることができる。

代 表 的 な 個 人 は 若 年 期 (young) と 老 年 期(old)の２期間生存し、それぞれの期の消費 Cy,
ｸｫｰﾀﾘｰ生活福祉研究−3−

通巻 61 号 Vol.16 No.1

Co から効用 u を得ているとする。この個人のため、マクロ経済全体では、Co・Lo＝[βw´ (1+r)／(α+β)] Lo

効用関数は、簡単に
u＝α ln(Cy)+β ln(Co)

(1)

(9)

の貯蓄が引き出されることとなる。式(8)およによって表されるとする。ここで、α,βはそ

び式(9)より社会全体の貯蓄 S は、れぞれ若年期と老年期の消費の主観的な重み

S＝s・Ly−Co・Lo

付けを示すパラメタとする。

＝[βw／(α+β)]Ly−[βw´ (1+r)／(α+β)]Lo＝[β／(α+β){ρ n−(1+r)}] w´Lo

この個人は若年期のみ労働供給を行い、w(10)の所得を得て、これを若年期の消費 Cy と退職となる。ここで、ρ は w＝ρw´と表す際の賃金

後の老年期のための経済的準備としての貯蓄の成長率で表した経済成長率であり、n は Lys に充当するものとする。したがって、この個＝nLo と表す際の人口成長率である。したがっ

人の若年期の収支は、て、高齢化社会でのマクロの貯蓄は、経済成

w＝Cy+s

長率 ρ と人口成長率 n によって規定されるこ(2)と表される。若年期の貯蓄 s は、老年期に利子とになる。ここで、高齢化社会は少子化によとともに、老後の消費 Co に充当されるものとり若年者が減少し、長寿化により高齢者が増する。

加する社会であるから、人口成長率 n は１よ(1+r)s＝Co(3)

り小さくなり、十分な経済成長がない場合は、式(2)および式(3)より、この個人の生涯の

経済全体の貯蓄が減少する可能性が強くなる。

予算制約は、
w＝Cy＋Co／(1+r)

経済全体の貯蓄は、経済全体の投資に充当さ(4)れているため、マクロ的な貯蓄の減少は、経と表される。そこで、代表的個人は式(4)の制

済全体の産出量水準の低下につながることと約のもとで式(1)の生涯の効用を最大化するなる。したがって、高齢化社会においては、とすれば、以下の結果が得られる。

個人レベルで自助努力としての貯蓄の増強とCy＝αw／(α+β)(5)

ともに経済全体の貯蓄の増強が求められる。

Co＝βw(1+r)／(α+β)(6)

この経済全体の貯蓄の減少は、日本国内だけ

これより若年期の個人の貯蓄 s は、の問題ではない。日本は現在多くの貯蓄を資

s＝w−Cy＝βw／(α+β)

本輸出という形で海外に貸し付けている。もし日本の貯蓄が減少することとなれば、日本(7)となる。若年人口を Ly とすれば、マクロ経済の国外への資本輸出が低下し、さらに国内の全体で新たに蓄積される貯蓄は、貯蓄の低下が進めば、海外からの資本輸入(借s・Ly＝[βw／(α+β)]Lyり入れ)が発生することとなる。このことに関(8)となる。同時に、高齢者の人口を Lo、この高

し、Dekle (2004, p.521)では外国人労働者の齢者が若年労働者であった前期の所得を w´と受け入れを仮定しない場合は、2005 年に 26％

すると、高齢者が老年期の消費 Co に充当するである日本の個人貯蓄率は 2040 年には３％まｸｫｰﾀﾘｰ生活福祉研究−4−

通巻 61 号 Vol.16 No.1

で大幅に低下すると予測している。これに伴果について実証的に明らかにする。本稿では、

い貿易収支の赤字は 2015 年に最大で GDP の日本の 401(k)プランである確定拠出年金制度

15％に達するであろうとしている。

の現状について概観した後に、401(k)プラン

以上の前提と背景を踏まえ、本稿では日本のに注目する理由を検討し、最後に日本の『家高齢化の進行に対し、老後生活に対する経済計調査』のデータを用いて確定拠出年金の効的準備の状況と老後のための個人年金への拠果に関して実証分析を行う。

出を税制上優遇する日本版 401(k)プランの効

Ⅱ

問題の所在

１ 確定拠出年金制度に注目する理由
本稿において日本版 401(k)プランに注目する理由は３つある。

ンが直接には対象としていないその他の金融資産とあわせて貯蓄全体に及ぼす効果を確認

第１の理由として、これまで議論してきたよ

する必要がある。なぜならば、401(k)への預

うに、高齢化社会においては退職後の高齢期

け入れの増加が「新規」の貯蓄、すなわち当の生活を経済的にまかなうために、個人のレ

該期の消費水準の低下によってファイナンス

ベルで自助努力が必要であることがあげられされれば、401(k)プランは純粋に効果があっる。またマクロ経済全体としても、高い産出

たということができるが、もし他の金融資産量水準を維持するために、個人貯蓄の充実をを取り崩すことによって 401(k)適格の金融資

通じた資本蓄積が求められる。401(k)プラン

産への預け入れがファイナンスされていたとを通じて個人の貯蓄が充実するか否かはこのするならば、国内全体でのネットのマクロの問題に大きくかかわることになる。

貯蓄は増加していないこととなるからである。

第２に、政策的な観点から 401(k)プランを

そして、もしこのようにネットの効果が確認

分析する意味がある。その単純な意味では、できない場合には、単に経済全体の貯蓄が増

貯蓄奨励制度としてこの税制に効果があるのえなかったということ以外に、もうひとつ新か、すなわち個人貯蓄の増加が認められるか

たな問題を引き起こすことになる。なぜならという問題をあげることができる。さらにこば、401(k)プランは当該制度に適格な年金制の効果の確認も次の２つのアプローチが必要

度への拠出に対して、税制上の恩典を与えるである。直接的な効果としては 401(k)プラン

ものであるから、401(k)プランへの預け入れが対象としている金融資産の残高が増加してが行われれば、たとえ他の貯蓄が減っても、いるかということがあげられる。しかし、よ減税の効果は生じることになるからである。

り広い視点を持ってみるならば、401(k)プラ

この場合は、減税分だけ公共部門の赤字が増
ｸｫｰﾀﾘｰ生活福祉研究−5−

通巻 61 号 Vol.16 No.1

加することになるため、全体としてのネット

論づけることが可能となる。しかし、税制上の効果は無効より悪く、損失が発生することの優遇措置を通じて、政策的には当初の目論になる。

見どおりに、401(k)適格の金融資産が有効に

第３に、資源配分上の観点があげられる。も増加したとしても、経済学的にはなお検討すし 401(k)プラン適格の金融資産への預け入れるべき問題点が残ることになる。それは、こが増えており、かつその資金は他の金融資産の制度によって金融資産における最適な資源をとり崩して転用されたものではないと確認

配分がかく乱されてしまうという点である。

できた場合、401(k)プランは有効であると結２ 最適資源配分の観点
ここでは１の最後で述べた、税制と資本の

π1＝F1(K1)−r1･K1

最適配分の点について説明する。金融市場をとなる。利潤最大化条件より、dF1／dK1−r１＝0

通じた資本の最適配分は、収益率すなわち資本の限界生産性に応じて資本が配分されるこ

r1＝K1(-1/2)／2
r2＝K2(-1/2)／2

によって、401(k)プラン適格の金融資産の投の関係が成立している。

(17)

ここで投資家は手持ちの資金SをK1 とK2 に資家レベルでの収益率が、他の金融資産より配分して投資するものとすれば、
S＝K1＋K2

資本の最適配分が乱されていることになる。

(18)の関係が成立している。

このことを以下のモデルで簡単に確認する。
ここでは資本 K のレベルのみで生産水準が次に社会全体として資本Sの最適配分を考えるとする。式(18)より、K1に配分する資本

決定する生産関数、
Y＝F(K)(16)の関係が成立している。同様にK2についてもばならない。したがって、もし 401(k)プラン

人為的に高くなっていたならば、それにより、

(15)

とおいて

とによって達成される。そして、均衡点では各金融資産の収益率が均等となっていなけれ(14)の額が決まれば、K2に配分される額は、

(11)

を考える。
金融資産はK1，K2の 2 種類が存在し、

K2＝S−K1(19)と決まる。したがって、社会全体の生産総量 Y はそれぞれ
Y1＝F1(K1)＝K1（1/2）(12)

Y＝Y1＋Y2＝K1（1/2）＋K2（1/2）

Y2＝F2(K2)＝K2（1/2）(13)＝K1（1/2）＋(S−K１)（1/2）(20)という形で、資本が生産に投入されているととなる。このときにK1を最適な水準にするこする。第１の金融資産K1を投入して生産が行とによって社会全体の生産量Yを最大化する

われる部門の利潤π１は、その金融資産(借入)ことができる。そこで式(20)をK1について微に対して払う利子率をr1とすれば、

分し、ゼロとおくと、最適なK1の投資水準のｸｫｰﾀﾘｰ生活福祉研究−6−

通巻 61 号 Vol.16 No.1

ここで収益率 r の金融商品に対してτの課税ための条件、
K1 (-1/2)／2−(S−K1)(-1/2)／2＝0が行われているとする。税引き後の収益率は、

(21)

それぞれ

が得られる。これをK1について解くと、
K1＊＝S／2

r1(1−τ1)(22)

r2(1−τ2)が得られる。ここからと変化する｡このときの投資家にとっての税＊

K2 ＝S／2

引き後の収益 TR はも得られる。これは、K1に 1/2、K2に 1/2 と同

TR＝r1(1−τ1)K1+r2(1−τ2)K2

額に配分して投資するべきことを示している。
次にこの状況のもとで投資家レベルの意思決定を考える。手持ちの資金SをK1、K2に投資である。このときK2＝S−K1の条件を用いて、最適なK1***を求めると
K1***＝S (1−τ1) 2／{2−2 ( τ1+τ2) +τ12 + τ22}

したときの、この投資家の得られる収益は
r1K1＋r2K2

(28)

(24)

(29)

である。r1＝K1(-1/2)／2，r2＝K2(-1/2)／2 より、収となる。このときK***はτ1＝τ2＝τの場合のみ

益Rは
R＝K1(1/2)／2＋K2(1/2)／2

K***＝S(1−τ)2／(2−4τ+2τ2)＝S(1−τ)2／2(1−τ)2(25)となる。K2＝S−K1より

＝S／2

(30)

(26)

となり、K*** ＝K* が実現する。したがって、となり、これをK1について微分してゼロとおτ1≠τ2の場合はK***＝K*が実現せず、投資家にいて解くと、

とっては収益を最大化するような資産の配分でR＝K1(1/2)／2＋(S−K1)(1/2)／2

K1**＝S／2＝K1＊

あっても、社会全体の生産を最大とする最適な(27)が得られ、社会全体の生産を最大化するK1、資本の配分となっていないことを意味する。

K2の資源配分は、投資家レベルでも実現していることになる。
次に、資本所得課税 τ を導入し、金融資産部
門で課税の取り扱いが異なるケースを考える。

Ⅲ 日本版 401(k)プランの概要と先行研究

１ 確定拠出年金の概要
ここで日本版 401(k)プラン、正式には確定

確定拠出年金は、給付額が確定していた従来

拠出年金制度の概要について整理する（注１）。

の企業年金等と異なり、口座が個人ごとに区ｸｫｰﾀﾘｰ生活福祉研究−7−

通巻 61 号 Vol.16 No.1

分管理され、拠出額が確定している個人年金

時には給付金(年金)は公的年金等控除が適用である。同制度は、2000 年３月に国会に提出され、一時金は退職所得課税が適用される。

された確定拠出年金法案にもとづき、2001 年

したがって、一般的な金融資産よりも加入者

６月に成立し、同年 10 月１日から施行されてベースでの税引き後の収益率は高くなる。しいる。2007 年２月末日現在、企業型年金の導かし、制度上拠出可能額には上限が設定され入数は 8,232 社、個人型年金の加入者は 78,921ている。2001 年の制度発足時には、一般的な人、運営管理機関(事業主等に代わって、記録被用者(サラリーマン)の場合、個人型年金への管理や運用商品の提示を行う業者)の登録の加入限度額は月額１万５千円、企業型で確は 677 社となっている。

定給付型企業年金が実施されている場合は月この制度には企業型と個人型があり、企業

額１万８千円、実施されていない場合は３万型年金は企業の従業員、個人型年金は自営業６千円となっていた。その後 2004 年 10 月に者等および企業型年金に加入していない企業

それぞれの拠出限度額が、１万８千円、２万の従業員である。いずれも年齢は 60 歳未満の３千円、４万６千円と緩和された。そこで本者が対象となっている。税制上の優遇は、拠

稿では、この 2004 年 10 月の拠出可能額の拡出時には事業主拠出は損金算入が可能であり、 大の改正が、個人年金の拡大につながってい
加入者分の確定拠出年金への拠出金額は加入るかを検証する。

者の所得控除の対象となる。運用時には年金（注１）以下の制度説明は、厚生統計協会(2005)

資産に特別法人税が課税されるが、2007 年度に依拠している。

まではこれが凍結されている。そして、給付２ 先行研究アメリカにおいては、1972 年に導入された増加に伴う他の金融資産の代替的減少は非常

IRAs(個人退職勘定)が 1982 年に全ての雇用者に小さいものであると結論付けている。つづに利用可能になり、その効果に関する実証研

く Venti and Wise (1990) では、1980 年から究も盛んに行われた。ここでは、この 401(k)1985 年の第１四半期までの家計支出の調査を中心とした貯蓄奨励税制の効果を検証した

データを用いて、IRAs への拠出の大部分が純先行研究についてサーベイする。先行研究で粋に新たな貯蓄であるとしている。そしては、大きく分けて Venti and Wise らの有効でPoterva, Venti and Wise(1996)では IRAs およあるとする流れと、Engen らの無効であるとすび 401(k) の大部分が新しい貯蓄を生み出してる流れが対立している。

いると主張している。さらに、Hubbard and

まず Venti and Wise (1986,1987) では、1983

Skinner(1996) は、IRAs の拠出に伴う税制上

年のアメリカの消費者の金融資産に関する調の奨励措置による税収減を考慮に入れてもプ

査データから、IRAs は有効であり IRAs の残高

ラスの資本蓄積が起こると試算している。
ｸｫｰﾀﾘｰ生活福祉研究−8−

通巻 61 号 Vol.16 No.1

これに対し、Engen, Gale and Scholz(1996) で低下し、当初の水準を回復できないとしていは、制度導入後の 70 年が経過した定常状態にる。また、Engen and Gale(2000) では、1987 年

おいて、IRAs で 5.9％ から 6.2％、401(k) でから 1991 年までのアメリカの家計の支出調査

はそれよりもやや強く国全体の資本蓄積が増のデータを用い、所得階級別に分析を行った

加するというシミュレーション結果を得てい結果、新たに生み出される貯蓄は小さく、税る。しかし、短期および移行過程では国全体

収のロスを考慮すれば経済全体の貯蓄に与えのレベルにおける貯蓄は数十年間にわたってる効果は小さいと総括している。

Ⅳ

実証分析

１ データ
本研究では日本型 401(k)プランによる家計部門の資産の返歌を知るため、2002 年から調査結果である貯蓄動向調査の結果との時系
列比較はできないとされている。

2006 年まで四半期ごとの『家計調査』(総務省)

そこで、本稿では時系列比較が可能な 2002の集計データを用いる。かつて、家計部門の年から 2006 年までの各期の『家計調査』の結資産の内容を知るためには『貯蓄動向調査』

果をプールして実証分析をおこなう。ここでが利用可能であった。しかし、2002 年第１四は、農林漁家世帯を除く全国・全世帯および半期分から、『貯蓄動向調査』に代わって『家勤労者世帯の「世帯主の年齢階級別貯蓄及び計調査』の貯蓄等調査票により家計の貯蓄と負債の１世帯当たり現在高」の集計表から、負債が調査されることとなった。総務省によ

年齢、所得、全貯蓄残高、年金型貯蓄残高のれば、家計調査の年平均結果は、各年の１〜集計データを収集した。図表２には全世帯の12 月に家計調査の調査対象となった世帯の貯ケースについて結果表を示している。

蓄・負債額の平均額であるため、年末時点の２ 変数（１）被説明変数（２）説明変数

被説明変数は①年金型貯蓄／総貯蓄の比率

本推計で用いる説明変数は次のとおりである。

と②総貯蓄／所得の比率である。①で確定拠出(a)所得年金が含まれる年金型貯蓄への預け入れが促

所得は図表２に示した各集計値における世進されたかという狭い意味での効果を確認し、帯の所得を用いている。
『家計調査』では、勤②で全体として資本蓄積に有効であったかと

労世帯と非勤労世帯を含む全世帯について世いうマクロ的な効果を確認することとする。

帯の所得の値が公表されているので、ここでｸｫｰﾀﾘｰ生活福祉研究−9−

通巻 61 号 Vol.16 No.1

図表２ 世帯主の年齢階級別貯蓄及び負債の１世帯当たり現在高世帯数分布(抽出率調整)
集計世帯数
世帯人員 (人)18 歳未満人員 (人)65 歳以上人員 (人)うち無職者人員 (人)有業人員 (人)世帯主の配偶者のうち女の有業率(％)
世帯主の年齢 (歳)
持家率(％)
年間収入
貯蓄
金融機関
通貨性預貯金郵便局
銀行等
定期性預貯金郵便局
銀行等
生命保険など
有価証券
株式・株式投資信託
貸付信託・金銭信託
債券・公社債投資信託
金融機関外(再掲)年金型貯蓄(再掲)外貨預金・外債
負債
住宅・土地のための負債
公的
民間
その他
住宅・土地以外の負債
公的
民間
その他
月賦・年賦
調整集計世帯数

平 均〜 29 歳

10,000
6,848
3.21
0.69
0.56
0.45
1.42
34.6
53.7
75.6
677
1,711
1,666
227
62
165
800
317
482
465
173
101
25
48
46
72
10
551
476
178
259
40
62
15
39
8
13
818,817

370
282
2.94
0.90
0.01
0.01
1.35
28.7
26.8
16.1
469
334
308
108
24
83
118
41
77
73
9
6
0
4
26
10
1
246
210
75
119
15
19
3
11
5
17
30,292

30 〜
39 歳
1,619
1,132
3.65
1.55
0.08
0.07
1.36
32.4
34.9
50.5
620
749
698
126
38
89
318
135
184
213
40
25
2
12
51
31
5
740
696
311
334
51
30
7
17
6
15
132,554

40 〜
49 歳
1,879
1,334
3.96
1.52
0.21
0.20
1.60
48.1
44.8
72.1
758
1,105
1,041
138
33
106
445
200
245
395
63
43
5
15
63
49
5
883
787
280
411
96
75
22
40
13
20
153,881

50 〜
59 歳
2,430
1,562
3.33
0.32
0.24
0.23
2.00
48.5
54.4
84.1
866
1,907
1,842
226
58
168
841
332
509
606
169
106
22
40
65
115
9
677
568
199
323
46
93
26
53
13
16
199,009

60 〜
69 歳
2,245
1,491
2.67
0.11
0.76
0.52
1.23
26.8
64.3
88.8
597
2,403
2,374
305
85
220
1,187
447
740
648
234
136
34
64
29
107
17
318
239
76
157
5
72
13
53
6
7
183,844

70 歳 〜
1,456
1,046
2.44
0.08
1.88
1.55
0.62
10.2
75.1
88.6
499
2,521
2,505
365
110
256
1,300
516
784
418
421
218
71
132
15
38
15
142
113
43
64
5
25
2
22
1
4
119,237

注）総務省統計局『家計調査』＜貯蓄・負債編＞平成 14 年 1〜3 月期より転載。全国・全世帯(農林漁家世帯を除く)

は、全世帯のサンプルもデータセットに加えている。確定拠出年金を利用することができ(b)年齢るのは原則として勤労世帯のみであるので、年齢に応じて、貯蓄行動に違いがあるかを確

全世帯は比較のためのサンプルとして用いて認するため、ここでは『家計調査』の調査結いる。所得の上昇につれ、年金型貯蓄および果表に示されている、世帯主の年齢を用いて総貯蓄に関する行動は異なり、かつその影響いる。なお、確定拠出年金は 60 歳以下の勤労が非線型であると考えられるため、ここでは、者のみが利用できるので、本推計は図表２に所得の２乗項も説明変数に加えてある。

示された『家計調査』の結果のうち 60 歳未満
ｸｫｰﾀﾘｰ生活福祉研究−10−

通巻 61 号 Vol.16 No.1

の世帯のデータのみを用いた。

数を作成し、このダミー変数と拠出上限との特に年金型貯蓄は老後の生活を経済的にま積の変数を説明変数に加えた。

かなうために準備されているとすれば、60 歳(e)拠出上限×所得

前で目標金額に到達していることが望ましい。

次に拠出上限の改定が、所得別に異なった影

したがって、若年期に積極的な払込みがなさ

響を及ぼしたかを知るため、拠出上限と所得れ、老年直前期には増加が緩やかになると考の積の変数を作成し、説明変数に加えた。

えられる。したがって、ここでも非線型性を(f)年ダミー

確認するため、年齢の２乗項を説明変数に導本推計では 2002 年から 2006 年までの時系列入している。

データをプールして用いている。そこで、こ(c)拠出上限

れまでにあげた他の説明変数では十分に説明

確定拠出年金の効果を知るため、確定拠出年

できない各時点の家計をとりまく経済環境の金に払い込むことのできる毎年の上限金額を変化を反映させるため、2002 年を基準とし、説明変数として用いている。上限金額は、個2003 年から 2020 年までのそれぞれの年のデー

人型、企業型で異なるが、ここでは、企業型

タであれば１となるような年ダミー変数を作で確定給付型年金を実施している場合の加入成して説明変数に加えた。なお、本推計で用者のケースを用い、2004 年 10 月以前は 1.8 万いたデータは、四半期毎のデータであるため

円、2004 年 10 月の改定以降は 2.3 万円の値を季節調整が必要である。そこで本推計は、①用いることとした。

各期の年金貯蓄額をその期の総貯蓄で除した(d)拠出上限×勤労世帯ダミー

ものや、②各期の総貯蓄をその期の所得で除自営業者を除けば確定拠出年金は勤労者がしたものを被説明変数に用いることで、この用いることのできる制度であるから、拠出上問題をカバーしている。

限の改定の効果は、勤労世帯により大きく出るはずである。そこで、ここでは勤労者世帯＝１、それ以外の全世帯＝０としたダミー変

３ 分析結果以上の準備のもとに行った回帰分析の結果これを見ると、所得に関しては、２乗項で有は図表３および図表４に示されている。

意にプラスの偏回帰係数が推計されているの（１）年金型貯蓄に与えた影響

で、所得の多い世帯ほどその世帯の総貯蓄に

図表３では年金型貯蓄と総貯蓄の比を被説占める年金型貯蓄の比率が高いことがわかる。

明変数として３種類の回帰が行われている。

次に年齢については、そのままの値で有意に初めの回帰１では、全ての所得サンプルにつ

プラス、２乗項で有意にマイナスとなっていいてプールして推計した結果が示されている。 るので、年齢が上昇するにつれ比率は低くな
ｸｫｰﾀﾘｰ生活福祉研究−11−

通巻 61 号 Vol.16 No.1

ることがわかる。これは年金は若年勤労期に大きな世帯では、確定拠出年金により、総貯積極的に払い込みがなされること、年金額が蓄に占める年金型貯蓄の比率を増加させた可目標水準に到れば、他の貯蓄動機(遺産動機や能性があり、狭い意味での効果があったと考

介護等に備えた予備的な動機)にもとづく貯

えられる。

図表３

総貯蓄に占める年金型貯蓄の回帰分析

所得
（
所得２
（
年齢
（
年齢２
（
拠出上限
（
拠出上限
×勤労世帯ダミー
拠出上限×所得（（2003 年ダミー（
2004 年ダミー（
2005 年ダミー（
2006 年ダミー（
定数項（
Adj-R2
サンプル数
被説明変数

回帰１
全サンプル
-0.000633-9.001
3.298E-07
8.358
0.013619.88-0.0001308-19.92-0.0358-3.0730.0009615
1.701
5.985E-05
3.678-0.002978-1.801-0.003599-2.013-0.007691-2.442-0.005099-1.575-0.0131-0.46290.8484
228

***
）
***
）
***
）
***
）
***
）
*
）
***
）
*
）
**
）
**
）

（
（
（
（
（
（

回帰 2
年収＜500 万円
0.00238
0.8992 ）-2.712E-06-0.9535 ）-0.0523 ***-3.07 ）
0.0005131 ***3.075 ）
0.006088
0.6952 ）-0.000697-0.6613 ）-0.0129 ***-4.249 ）-0.016 ***（-4.624 ）-0.0236 ***（-4.405 ）-0.0242 ***（-3.713 ）0.54（
0.7241 ）0.471555①年金型貯蓄／総貯蓄
（

）
）

回帰 3
500 万円≦年収-0.00041 ***（-3.974 ）2.53E-07 ***（3.519 ）
0.0142 ***（19.96 ）
-0.00014 ***（-20.05 ）0.000564（
0.0941 ）0.001143 *（
1.782 ）（（（（（

-0.00043-0.2367-0.00032-0.1605-0.00271-0.77480.000144
0.0400-0.1427-3.6600.8142
173

）
）
）
）
***
）

注）
（ ）内はｔ値。***は 1%水準で有意、**は 5%水準で有意、*は 10%水準で有意であることを示す。

蓄が増大するためと考えられる。

回帰２および回帰３は、回帰１のサンプルを拠出上限については、事前の予測と異なり、年間収入 500 万円未満のサンプルと 500 万円

ここでは有意に負の偏回帰係数が推定されて以上のサンプルに分別し、それぞれのデータいる。しかし、次の拠出上限×勤労世帯ダミー

セットについて総貯蓄に占める年金型貯蓄のでは、10％水準ではあるものの、有意に正の比率を回帰したものである。所得については、値が推計されており、総貯蓄に占める年金型

年収 500 万円未満のサンプルでは、推計され貯蓄の比率に関して効果があることがうかがたそれぞれの偏回帰係数の t 値が小さく、有意える。さらに、拠出上限×所得の偏回帰係数

な結果となっていない。これに対して年収 500は有意にプラスの値が計測されている。これ

万円以上のサンプルでは、所得の２乗項が有らのことを総合すると、勤労者世帯で所得の意にプラスであり、より所得の多い世帯ほど
ｸｫｰﾀﾘｰ生活福祉研究−12−

通巻 61 号 Vol.16 No.1

年金型貯蓄の比率が高いことがわかる。年齢

るためには、確定拠出年金が単に適格の年金については年収 500 万円未満と 500 万円以上

型貯蓄を増やしたかだけでなく、貯蓄全体にでは対称的な結果となっている。500 万円未満

及ぼす影響も知ることが必要である。そこでの世帯では２乗項が正であるから年齢が上昇

回帰５から回帰７は総貯蓄／所得を被説明変するに従って、年金型貯蓄の比率が上昇して数として回帰した結果が示されている。

いくことになる。これに対して年収が 500 万

回帰５は全ての年収のサンプルをプールし円以上のサンプルでは２乗項が有意に負であて行った回帰の結果である。所得および、年

るから、年齢が上昇するに従って、比率が低金についての偏回帰係数の符号は、回帰１の下するという結果が得られている。これは年結果と同様である。拠出上限については５％収の大きな世帯は比較的早く目標年金額に達水準でマイナスの偏回帰係数が推定されておし、他の動機の貯蓄を増加させる行動ととる

り、事前の予測とは異なっている。拠出上限

ことができるが、年収の小さな世帯は、年齢×勤労世帯ダミーでは回帰１の結果と異なり、が上がるまで年金型貯蓄の比率が上昇せず、５％水準で有意にマイナスの偏回帰係数が推老後の資金準備に時間を要している可能性が定されている。
これらのことから、勤労世帯であっても総貯あることを示唆している。
拠出上限については年間収入別にサンプル

蓄の所得比はマイナスとなっており、一般貯を分別した結果、回帰１で有意に負という結蓄の取り崩しにより、年金型貯蓄がファイナ

果とは異なり、回帰２、回帰３ともに有意でンスされた可能性があることを示している。

はなく、影響を確認できないという結果とな

しかも総貯蓄ベースでマイナスの偏回帰係数

った。拠出上限に勤労世帯ダミーを掛け合わが推定されていることは、確定拠出年金の拠せた変数に関する偏回帰係数は、年収 500 万

出金改定が既存の貯蓄を過剰に侵食した可能

円未満のサンプルでは、有意な値が推計され性もあることを示している。回帰６および回ず、その影響を確認できない結果となってい帰７は、年間収入別にサンプルを分別して総る。

貯蓄への影響を調べた結果である。拠出上限

これに対し、年収 500 万円以上のサンプルでの改定に関しては、両サンプルとも有意な結は 10％水準で有意にプラスの偏回帰係数が推果は得られていないが、年収 500 万円未満の定されており、所得の大きな勤労者には、確サンプルでは正、500 万円以上のサンプルでは定拠出年金の拠出上限額改定は効果があった

負の係数が得られていることは示唆的である。

可能性がうかがえる。

次の拠出上限×勤労世帯ダミーでは、所得が（２）総貯蓄に与えた影響

500 万円以上の世帯のサンプルを用いた結果

次の図表４は、総貯蓄を年収で割った比率

で、５％水準で有意に負の結果が得られていに関する回帰分析の結果を示している。先にる。これらのことを総合すると、所得の大き述べたとおり、この制度のネットの効果を知な勤労世帯では、確定拠出年金拠出額の拠出ｸｫｰﾀﾘｰ生活福祉研究−13−

通巻 61 号 Vol.16 No.1

上限額改定により、総貯蓄は減少した可能性いる。これらのことから、確定拠出年金の拠がある。

出上限の改定は

図表４

総貯蓄／年収比の回帰分析

所得
（
所得２
（
年齢
（
年齢２
（
拠出上限
（
拠出上限
×勤労世帯ダミー
拠出上限×所得（（2003 年ダミー（
2004 年ダミー（
2005 年ダミー（
2006 年ダミー（
定数項（
Adj-R2
サンプル数
被説明変数
注）（

回帰 5
全サンプル
-0.0128 **-2.71 ）
2.937E-06
1.081 ）
0.2781 ***10.85 ）
-0.001887 ***-7.696 ）-1.315 **-2.051 ）-0.0469 **-2.027 ）0.001607 *
1.844 ）
-0.0488-0.7444 ）-0.1760 **-2.488 ）-0.1203-0.9575 ）-0.1814-1.407 ）1.269
0.5902 ）0.9432
173

（
（
（
（
（
（

回帰 6
年収＜500 万円
0.1527***3.656）-0.0001699***-3.784）-0.2758-1.025）0.003649
1.386）
0.02540.1834）-0.0101-0.6079）-0.1097**-2.284）-0.0736-1.348）0.007344
0.0869）-0.2062*-2.002）-28.75**-2.442）0.997755②総貯蓄／所得

（
（
（
（
（

（
（
（
（
（
（

（
（
（
（
（

回帰 7
500 万円≦年収-0.00734 **-1.979 ）1.37E-06
0.5259 ）0.2776 ***10.76 ）
-0.00188 ***-7.615 ）-0.2010-0.9262 ）-0.0510 **-2.198 ）-0.0479-0.7247-0.1732-2.432-0.1165-0.9204-0.1784-1.373-1.739-1.231
0.9423
173

）
**
）
）
）
）

）内はｔ値。***は 1%水準で有意、**は 5%水準で有意、*は 10%水準で有意であることを示す。

(３)総合的評価(1) 主として所得の大きな勤労世帯に効果が

ここでは図表３および図表４に示された回
帰分析の結果にもとづいて、日本版 401(k)プ

認められ、(2) 年金型貯蓄／総貯蓄の比率を上昇させたランの効果について総合的に考えるものとすが、る。図表３の結果から、確定拠出年金への拠(3) 同時に総貯蓄／所得比率は低下させた

出金上限の改定により、世帯所得が 500 万円という結果が得られているといえる。

以上の勤労者世帯で、総貯蓄に占める年金型

したがって、日本版 401(k)の効果は所得の貯蓄の割合が増加した可能性が示された。し大きい世帯に限定的でかつ、年金型貯蓄を増かし、図表３の結果からすれば、この所得がやす効果が部分的には認められるものの、総500 万円以上の勤労者世帯で、他の要素をコン

貯蓄を増やす効果は確認できず、むしろネッ

トロールした上で 2004 年 10 月以降で総貯蓄

トでは総貯蓄が減少した可能性もあることがの所得対比が減少している可能性が示されて指摘できる。この結果は Engen らの 401(k)のｸｫｰﾀﾘｰ生活福祉研究−14−

通巻 61 号 Vol.16 No.1

ネットの効果は小さいとする主張と符合するⅤものである。

まとめと残された課題

最後に本稿で明らかになったことおよび残された課題について述べる。

１ まとめ
本稿の目的は、高齢化社会をふまえ、個人
レベルおよび、マクロレベルでの貯蓄の重要が資本輸入(対外借入を行う)国になる可能性も示された。

性と日本版 401(k)に代表される、確定拠出年

これらの前提に立ち、本稿では老後生活に金制度を通じた貯蓄奨励制度の効果を定量的備えるための個人年金の拠出金を税制上優遇に確認することであった。

する日本版 401(k)プランに焦点をあてた。分

本稿では、はじめに日本の今後の高齢化に析に先立ち 401(k)プランが対象となる貯蓄商

ついて、将来人口推計をもとに概観した。そ品を増やす効果があるかという視点に加え、の結果、日本が既に高齢化社会を通り越して、他の貯蓄商品を含めた貯蓄全体を増やす効果

高齢社会に突入していること、そして将来はがあるかも注目しなければならないことを指これまで他のどの国も経験したことのない超摘した。

高齢社会に到達するであろうことを述べた。

以上の問題を定量的に明らかにするため、続いて、それらの人口の高齢化が、政府のここでは『家計調査』の 2002 年から 2006 年

社会保障支出に及ぼす効果を厚生労働省の推までの貯蓄・負債編の公表集計表のデータを計を用いて紹介した。その結果、2006 年度の用いて日本における確定拠出年金制度の家計

89.8 兆円の給付費は 2025 年には 141 兆円ま貯蓄に与えた効果を回帰分析した。

で増大し、それをより少ない若年労働者世代

年金型貯蓄／総貯蓄比率を被説明変数としの税金と保険料でファイナンスする必要が生た回帰では、勤労者でより所得の大きな世帯じることが明らかとなった。そして世代会計

で拠出限度額の改定が総貯蓄に占める年金資の推計によれば、将来世代は現在世代の６〜産額を増やす可能性が示された。しかし、総17 倍の負担を負う予測も紹介された。

貯蓄／所得比率を被説明変数とした回帰では次に高齢化により個々人が老後のための貯勤労者でより所得の大きな世帯で、拠出限度蓄を準備したとしても、老年期の消費に充当額の改定が総貯蓄を侵食している可能性が示するために貯蓄を取り崩す高齢者が増えるた

されている。いずれのケースにおいても、所

め、マクロ経済全体では貯蓄が減少し、資本得の小さな世帯においては確定拠出年金制度不足が生じることを検討した。そこではが年金型貯蓄および、総貯蓄を増加させていDekle(2004)のシミュレーションにより、日本るという効果は確認できなかった。確定拠出
ｸｫｰﾀﾘｰ生活福祉研究−15−

通巻 61 号 Vol.16 No.1

年金制度が老後のための経済的準備を助ける

さな世帯に効果を持つ制度にデザインされるという目的の上にあるならば、より所得の小必要がある。

２

残された課題次に本稿で未解決の点について２点述べることとする。

第２に、ここでは確定拠出年金制度の効果を『家計調査』の年金型貯蓄に注目して分析第１に本稿の推計に用いたデータは、『家している。しかし年金型貯蓄には確定拠出年

計調査』の 2002 年から 2006 年までの集計デー

金制度適格な金融商品だけが含まれているわタである。確定拠出年金制度が導入されたのけではない。より厳密には確定拠出年金制度

は 2001 年 10 月であるから、少なくとも 2000

適格な金融商品だけに焦点をあてた分析が必年以前からの期間を通したデータの整備と比要である。

較が必要である。

本稿の基礎になった研究に対して平成 16〜18 年度日本学術振興会科学研究費補助金「確定拠出年
金が企業財務・家計の貯蓄行動・金融市場に及ぼす影響」（基盤研究(Ｃ)課題番号: 16530202、代表:
鴨池 治 東北大学教授）から研究費の助成を受けた。記して感謝する。
【参考文献】
厚生統計協会(2005)『保険と年金の動向 2005 年』厚生の指標第 821 号.
吉 田 浩 (2006) 「 世 代 間 不 均 衡 と 財 政 改 革 -世 代 会 計 ア プ ロ ー チ に よ る 2000 年 基 準 推計結果-」，高山憲之・斎藤修(編)『少子化の経済分析』，東洋経済新報社, pp.166‐189.
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Issue 4, pp. 506-527.
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通巻 61 号 Vol.16 No.1