Discussion Paper No. 716

高齢者の貯蓄行動：
文献サーベイと最新データからの考察

チャールズ・ユウジ・ホリオカ
菅 万理

June 2008

The Institute of Social and Economic Research
Osaka University
6-1 Mihogaoka, Ibaraki, Osaka 567-0047, Japan高齢者の貯蓄行動：文献サーベイと最新データからの考察＊チャールズ・ユウジ・ホリオカ
大阪大学社会経済研究所教授**
菅万理
東京大学社会科学研究所助教***
2008 年 6 月

要旨
本稿では,高齢者の貯蓄･資産の実態について解説する. まず,貯蓄と資産を定義し,高齢者の貯蓄行動に関する経済モデルの考察を行い,これまで行われてきた欧米諸国と日本における高齢者の貯蓄行動に関する研究結果を紹介する.次に,遺産動機が高齢者の貯蓄行動に与える影響に関して理論的考察を行い,欧米諸国と日本における遺産動機と高齢者の貯蓄行動との間の関係に関する研究結果を紹介し,最後に結論および政策的含蓄を述べる.結果を要約すると,高齢者の貯蓄行動の実態と遺産動機の影響について検証し,欧米諸国においても日本においても高齢者（特に退職後の高齢者）は貯蓄を取り崩しており,資産の取り崩し率の水準がほぼ妥当であり,遺産動機が高齢者の資産の取り崩し率を減少させる傾向が見られるものの,遺産は利己的であり,老後の世話･援助に対する見返りの色彩が強いということが分かった.これらの分析結果は欧米諸国においても日本においてもライフ･サイクル・モデル
が成り立っており,利他主義モデルが成り立っていないことを強く示唆する.

* 大内尉義・秋山弘子編、『新老年学』（第 3 版）（東京大学出版会）に「貯蓄・資産」として掲載予定である。この論文の作成に当たり、島田佳代子さんから有益な助言を頂いた。ここで記して感謝の意を表したい。
** 連絡先：〒567-0047 大阪府茨木市美穂ケ丘 6-1, 大阪大学社会経済研究所. メールアド
レス： horioka@iser.osaka-u.ac.jp*** 連絡先：〒113-0033 東京都文京区本郷 7-3-1,東京大学社会科学研究所.メールアドレ
ス：mkan@iss.u-tokyo.ac.jp

1本稿では,高齢者の貯蓄･資産の実態について解説する. まず,貯蓄と資産を定義し,高齢者の貯蓄行動に関する経済モデルの考察を行い,これまで行われてきた欧米諸国と日本における高齢者の貯蓄行動に関する研究結果を紹介する.次に,遺産動機が高齢者の貯蓄行動に与える影響に関して理論的考察を行い,欧米諸国と日本における遺産動機と高齢者の貯蓄行動との間の関係に関する研究結果を紹介し,最後に結論および政策的含蓄を述べる.
1.1. 貯蓄と資産の定義
まず,経済学でいう貯蓄と資産を定義しよう.貯蓄(貯蓄のフロー)とは,ある期間（例えば一年）において稼いだ可処分所得（税引き後の所得）のうち,すぐに消費せず,将来の消費に備えて銀行・郵便局に預けたり,有価証券（債権,株式）,生命保険,土地・住宅などを購入したりするために使った部分のことを指し,貯蓄率とは,可処分所得に占める貯蓄の割合のことを指す.また,資産（貯蓄のストック）とは,ある時点で保有している金融資産（銀行預金,郵便貯金,有価証券,生命保険など）と実物資産（土地・住宅など）の残高のことを指す.貯蓄と資産の関係を示すと,貯蓄はある期間における資産の増減額である.
1.2 高齢者の貯蓄行動に関する理論的考察
家計の行動を理解するために様々な経済モデルが構築されているが,ここでは代表的な２つのモデルを概観し,それぞれのモデルが高齢者の貯蓄行動にどのような含蓄を持つかを述べる.
a. ライフ・サイクル・モデル（life cycle model）.フランコ・モジリアーニ(Franco
Modigliani),リチャード・ブラムバーグ（Richard Brumberg）などが提唱したライ
フ・サイクル・モデル(life cycle model)によると,人々は利己的であり,自分の子にさえも（見返りのない）遺産を残す意思はなく,主に老後の生活に備えるために貯蓄をする. このモデルによれば,人々は若い時に働いて,稼いだ所得の一部を貯蓄に回し,
退職後の生活に備える. そして,老後は仕事を辞めて,以前貯めた貯蓄を取り崩すことによって生活を賄う（Modigliani and Brumberg (1954)）. したがって,このモデルが成り立っていれば,働いている若年層は貯蓄を積み増しているはずであり,退職後の高齢者は貯蓄を取り崩しているはずである.
b. 利他主義モデル（altruism model）.それに対し,ロバート・バロー（Robert Barro）,
ゲーリー・ベッカー（Gary Becker）などが提唱した利他主義モデル（altruism
model）によると,人々は自分の子に対する世代間の利他主義(愛情)を抱いており, その世代間の利他主義に基づいて子に遺産を残したいと考え,主に子に遺産を残すた
めに貯蓄をするので,老後を迎えて退職した後も貯蓄を続け,貯蓄を取り崩さない（Barro (1974),Becker (1974, 1981)参照）. したがって,このモデルが成り立っていれば,高齢者は退職した後も貯蓄を積み増し続け,取り崩さないはずである.
ゆえに,（退職後の）高齢者の貯蓄行動について検証することによって,ライフ・サイクル・モデルが成り立っているのか,利他主義モデル（王朝モデル）が成り立っているのかが分かる. しかし,ここで注意しなければならないことは,ライフ・サイクル・モデルは,すべての高齢者が貯蓄を取り崩すと予言しているのではなく,退職後の高齢者のみが貯蓄を取り崩すと予言しているのに過ぎないということである.ついては,２つのモデルを検証する際は,退職後の高齢者の貯蓄行動に注目しなければならない.

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1.3 欧米諸国における高齢者の貯蓄行動
本項では,欧米諸国における高齢者（特に退職後の高齢者）の貯蓄行動に関する今までの実証分析を概観し,そうすることによって２つの経済モデルのうち,どちらのほうが実際に成り立っているのかを明らかにする.
a. 高齢者全般の貯蓄行動
Hurd (1990)は,米国における高齢者の貯蓄行動に関する実証分析について包括的なサーベイを行っており,まず Hurd (1990)に基づき,米国における高齢者全般に関する研究を概観する.Lydall (1955),Projector and Weiss（1966)など初期の研究では,クロスセクション・データ（横断面データ）を用いて資産所有の年齢別プロファイルを描くことが多く,それらの研究からはしばしば年齢とともに資産が増加することが観察され,高齢者は退職後貯蓄を取り崩すというよりむしろ貯蓄していると結論づけられており,このことは長くライフ・サイ
クル・モデルに疑問を投げかけていた.
後の研究(Wolff, 1988; Radner, 1989 など)ではクロスセクション・データを用いながらも,ライフ・サイクル・モデルと整合的な結果が得られているが,家計のライフ・サイクルに従った資産の蓄積や資産配分に関する研究においては,コホート効果を取り除くためにパネ
ル・データ（追跡調査からのデータ）による分析が不可欠であるという認識が定着してきている.（ここでいうコホート効果とは,成長している経済では,より早く生まれた世代のほうが生涯所得が少なく,資産も少ないと考えられ,年齢と共に資産が低下するとクロスセクショ
ン･データが示したとしても,実際に年齢と共に資産が低下しているとは限らないということを指す.）
米国のパネル・データから得られた知見をあげると,Hurd (1987a)は 1969 年から 1979
年までの Retirement History Survey (RHS)を用いた分析から,この 10 年間で単身家計では
およそ 36 パーセント,夫婦家計でおよそ 15 パーセントの資産の取り崩しが行われていたことを明らかにした. これは単身家計では年 4.5 パーセント,夫婦家計で年 1.6 パーセントの貯蓄の取り崩しが行われていたことを意味する. 資産とは,金融資産,事業資産,不動産資産,自動車から負債を差し引いたもので住宅を含まない. 夫婦家計の資産の取り崩し率が単身家計のそれよりも低いのは,彼らの推定寿命(夫婦の両方が死ぬまでの期間)の方が長いからである.
米国以外の国の実証結果では,Börsch-Supan (1992)が 1978 年と 1983 年の German
Income and Expenditure Survey より構築した疑似パネル・データから,60 歳から 70 歳までの間に資産は減少するものの,その後また増加し,最年長のグループでは資産が取り崩されるよりむしろ蓄積されている事実を確認した. また,Demery and Duck (2006)は,1969 年
から 1998 年の U.K. Family Expenditure Survey から,家計レベルのデータを用いると若年層と高齢者の貯蓄率を過大評価,また 45 歳から 60 歳の中年層のそれを過小評価する可能性が生じることを発見し,それらを調整した場合,英国では個人の貯蓄と貯蓄の取り崩しは
ライフ・サイクル・モデルにうまく当てはまると結論づけた.
b. 退職後の高齢者の貯蓄行動
しかし,今まで紹介した研究は高齢者全般に関するものであり,前述の通り,ライフ・サイク
ル・モデルの妥当性を検証する際,最も重要なのは,高齢者全般の貯蓄行動ではなく,退職後の高齢者の貯蓄行動である.欧米諸国における退職後の高齢者に関する研究は少ないが,少な
くとも２つの例がある.Bernheim (1987)は,退職後の資産の取り崩し率に注目し推定を行ったが,その率は Hurd (1987a)と類似していた. また,Diamond and Hausman (1984)がNational Longitudinal Survey を用いて推定した退職後の資産の取り崩し率は約 5 パーセ
ントで RHS から得た数値よりも高かった.
欧米諸国に関する研究について要約すると,ほとんどの高齢者全般に関する信頼度の高い研究と退職後の高齢者に関する研究のすべてが高齢者(特に退職後の高齢者)が貯蓄を取り

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崩しているといった結果を得ており,ライフ・サイクル・モデルの妥当性を支持するものである.
1.4 日本における高齢者の貯蓄行動
本項では,日本における高齢者の貯蓄行動に関する研究を概観するが,まず高齢者全般の貯蓄行動に関する研究を貯蓄のフローに関するデータを用いた分析と,資産(貯蓄のストック)を用いた分析に分けて紹介する.
a. 高齢者全般の貯蓄行動
高齢者全般の貯蓄行動に関する分析をフロー・データを用いた分析とストック・データを用いた分析に分けることができる.
(i)フロー・データを用いた分析. フロー・データを用いた分析はさらに,独立している高齢者を対象とした分析と,子供の家計に吸収されている高齢者を対象とした分析に大別できる. 前者のうち,石川(1987,1988)は独立している高齢者の金融貯蓄,実物貯蓄,およびそれらの合計についてのフローはすべて正であるが,自営・無業者の場合は,金融貯蓄がわずかながら負であるという結果を得ている. また,安藤ほか(1986)と Hayashi, Ando and Ferris(1988)は,独立している高齢者がある年齢を超えると貯蓄を取り崩すという結果を得ている.
さらに大竹(1991)は,独立している高齢者の貯蓄率は年齢とともに低下し,子供のいない者の場合は 80～84 歳,別居の子供がいる場合は 85～89 歳の年齢から負になるという結果を得ている.
子供の家計に吸収されている高齢者を対象とした分析のうち,Ishikawa (1988)は同居している高齢の親の存在が子供の家計の貯蓄額をわずかながら減少させるという結果を得ているが,その結果は住居形態の影響を除去した場合にのみ有意である. また,Hayashi, Andoand Ferris (1988)では,子供の家計に吸収されている高齢者の貯蓄率を間接的に推定した結果,それが年齢とともに低下し,子供が 65～69 歳,親が 87 歳の年齢階級から負になるという結果を得ている.
フロー・データを用いた分析を総合すると,独立している高齢者も子供の家計に吸収されている高齢者も,遅くとも 80 歳代からは貯蓄を取り崩している.
(ii)ストック・データを用いた分析. ストック・データを用いた分析も,独立している高齢者を対象とした分析と子供の家計に吸収されている高齢者を対象とした分析に分けることができる. 前者のうち,Hayashi, Ando and Ferris (1988)は,コホート効果の影響を除去した
後,(住宅・宅地・耐久消費財を含んだ)資産は 80～84 歳でピークを迎え,その後は減少するという結果を得ている. また,Ohtake (1991)と大竹・ホリオカ(1994)は,独立している高齢者,
および子供と同居しているが家計を別にしている高齢者の資産は,年齢とともに減少するという結果を得ている. 子供の家計に吸収されている高齢者を対象とした分析のうち,Hayashi, Ando and Ferris (1988)は,コホート効果の影響を除去した後の(住宅・宅地,耐久消費財を含んだ)資産は子供が 60～64 歳,親が 85 歳の年齢階級でピークを迎え,その後は減少するという結果を得ている.ストック・データを用いた分析結果を要約すると,コホート
効果の影響を除去すれば,高齢者の資産は 80 歳前半でピークを迎え,その後は減少する傾向があることがわかった. この結果は,フロー・データを用いた分析ともライフ・サイクル・モデルとも整合的である.
b. 退職後の高齢者の貯蓄行動
以上の研究の最大の問題点は,年齢によってのみデータを区分しているという点である.
前述したように,ライフ・サイクル・モデルは,高齢者全般が貯蓄を取り崩すのではなく,退職後の高齢者が貯蓄を取り崩すと予言している.退職後の高齢者の貯蓄行動に関する分析は少4

ないが,いくつかの例はある.例えば,八代・前田(1994)は,年齢と就業状態によってデータを区分し,世帯主が 60 歳以上の無職世帯(単身者世帯を含む)は貯蓄を急速に取り崩していることを明らかにした. また,高山ほか(1989)は,貯蓄から住宅・耐久消費財に対する減価償却を差し引くことによって純概念に直せば,無職の独立している高齢者のかなりの割合が貯蓄を取り崩しているという結果を得ている.さらに,60 歳以上の高齢者を分析対象としたHorioka et al. (1996)およびホリオカほか(1996)は半分以上の退職後の高齢者が貯蓄を取り崩しており,退職後の高齢者の平均貯蓄額は大きく負で,中でも実物資産の取り崩しが特に大きいという結果を得ており,ホリオカほか(2002)は退職前の高齢者の４分の３が貯蓄を取り崩しており,彼らの取り崩し率は 1.32 パーセントであるという結果を得ている.これらの分析結果は,退職後の高齢者は貯蓄を取り崩しており,その傾向は高齢者全般の場合よりもはるかに顕著であり,より早く始まることを示しており,ライフ・サイクル･モデルを強く支持するものである.
c. 最新データ
次に,先行研究からの結論を再確認するため,最新のデータを用いて,日本における高齢者の貯蓄行動について分析し,ライフ・サイクル･モデルの検証を行う（ここで紹介するデータ
は Horioka (2006a, 2006b)で紹介しているデータを更新したものである）. 日本では,戦前から総務省統計局（旧総理府統計局）が「家計調査」を実施しており,家計の消費・貯蓄行動に関するデータを収集・公表している. そしてその一環として,黒字率に関するデータを収集・公表している. 黒字率は,可処分所得（税引き後所得）に占める黒字（貯蓄）の割合として算出されており,経済学者が用いる貯蓄率の概念に近い（「家計調査」の黒字率のデー
タの概念上の欠陥については後述する）.
「家計調査」は世帯主年齢階級別の黒字率（以下,貯蓄率と呼ぶ）に関するデータを収集・公表しているが,残念ながらこの調査は,1994 年までは勤労者世帯（世帯主が勤労者である世帯）についてのみ貯蓄率の収集・公表をしており,自営業者世帯および無職世帯（退職後の世帯を含む）の貯蓄率に関するデータの収集・公表はしていなかった. 幸い,「家計調査」
は 1995 年からは無職（退職後）の高齢者の貯蓄率に関するデータの収集・公表をしているが,未だに自営業者世帯の貯蓄率に関するデータは収集・公表していない.
表１に 1995 年から 2006 年までの期間における「家計調査」からの高齢者の貯蓄率に関するデータが示されている. まず表１の第 1 列には,世帯主が 60 歳以上の勤労者世帯の貯蓄率に関するデータが示されているが,この列から分かるように,世帯主が 60 歳以上の勤労者
世帯の貯蓄率は大きく正であり,8.5 パーセントと 22.6 パーセントの間で推移している. ただし,世帯主が 60 歳以上の勤労者世帯の貯蓄率は顕著な減少傾向を示しており,1995 年から1999 年までの期間においては 21,22 パーセントだったのに対し,2005 年には 10 パーセントの大台を割り込み,2005 年には 8.5 パーセントに過ぎなかった.
しかし前述の通り,高齢の勤労者世帯が正の貯蓄をしているからといって,ライフ・サイク
ル・モデルが成り立っていないとは限らない. ライフ・サイクル・モデルが成り立っているか否かについて判断するためには,無職（退職後）の高齢者の貯蓄率に関するデータが必要であり,上述の通り,1995 年からはこのようなデータが存在する.
1995 年から 2006 年までの期間における「家計調査」からの無職（退職後）の高齢者の貯蓄率に関するデータは表１の第２列から第４列に示されている. 第２列には,世帯主が 60
歳以上の無職世帯,第３列には,無職の高齢者世帯（夫 65 歳,又は女 60 歳以上から成る世帯
で,少なくとも１人 65 歳以上の者がいる世帯）,第４列には,無職の高齢夫婦世帯（夫 65 歳
以上,妻 60 歳以上で構成する夫婦１組のみの世帯）の貯蓄率がそれぞれ示されているが,これらの列から分かるように,無職（退職後）の高齢者は貯蓄を大きく取り崩しているだけではなく,取り崩しの度合は年々より顕著になってきている.
例えば,世帯主が 60 歳以上の無職世帯の貯蓄率は 1998 年までの間は,-10 パーセント前後だったのに対し,1999 年から 2001 年までの間は,-20 パーセントから-15 パーセントまでの間で推移し,2002 年以降は-29 パーセントから-25 パーセントまでの間で推移している. 同

5

様に無職の高齢者世帯の場合は,貯蓄率が 2000 年までの間は,-9 パーセントから-5 パーセン
トまでの間で推移したのに対し,2001 年以降は-22 パーセントから-15 パーセントまでの間で推移している. また無職の高齢夫婦世帯の場合,貯蓄率は 2001 年までは-9 パーセントから-4 パーセントまでの間で推移したのに対し,2002 年以降は-23 パーセントから-14 パーセ
ントまでの間で推移している.
よって日本では,退職後の高齢者はライフ・サイクル・モデルが予言するとおり貯蓄を大きく取り崩しており,ライフ・サイクル・モデルが成り立ち,利他主義モデルが成り立っていないかのように見える.
しかし,今までは「家計調査」からの「黒字率」のデータをそのまま紹介したが,この調査で用いられている「黒字率」の概念は経済学者が用いる貯蓄率の概念に近いものの,いくつかの概念上の欠陥があり,これらの欠陥によって,黒字率のデータがバイアスを含んでいる恐れがある. 「家計調査」の黒字率のデータには少なくとも 3 つの概念上の欠陥がある.
（１）黒字率は粗貯蓄の概念であり,持家住宅などに対する減価償却が分母の可処分所得からも分子の貯蓄からも差し引かれていない. （２）持家住宅,給与住宅に対する帰属家賃が分母の可処分所得に含まれていない. （３）医療・介護サービスの現物支給（保険によって賄われる部分）が分母の可処分所得に含まれていない. 「家計調査」の黒字率は（１）によって過大に評価され（貯蓄率が負の場合は絶対値が過小に評価され）,（２）と（３）によっては過小に評価され（貯蓄率が負の場合は絶対値が過大に評価され）,３つのバイアスをすべて除去すれば,貯蓄率が高くなるのか低くなるのかは一概に言えないが,３つのバイア
スは互いに相殺し合うため,全体のバイアスがそれほど大きくない可能性が高い.
よって,「家計調査」からの「黒字率」のデータが含んでいるバイアスを考慮したとしても,日本では退職後の高齢者はライフ・サイクル･モデルが予言するとおり貯蓄を大きく取り崩しており,ライフ・サイクル･モデルが成り立っているという結論になるであろう.
最後に,日本の高齢者の資産の保有額と取り崩し率に関するデータを示す.今まで用いてきた「家計調査」およびその姉妹調査であった「貯蓄動向調査」は,貯蓄のフローのみならず,貯蓄のストック（資産）に関するデータも収集・公表している.ただし,金融資産に関するデータのみが収集・公表されており,実物資産に関するデータは得られていないが,日本の高齢者は土地・住宅を売却し実物資産を取り崩すことは比較的稀であり,ほとんどの場合,土地・住宅を遺産として残すので,金融資産の水準および取り崩し率に着目しても差し支えないように思われる.また,データが得られるのは,独立している高齢者の場合のみであり,子供の家計に吸収されている高齢者については残念ながらデータが得られない.
表２の第１列と第３列に,1995 年から 2006 年までの期間における日本の退職後の（独立している）高齢者の金融正味資産（金融資産残高から負債残高を差し引いたもの）の金額,
可処分所得に占める割合がそれぞれ示されているが,これらの列から分かるように,日本の退職後の高齢者の金融正味資産は 2107 万円から 2467 万円にものぼり,これは可処分所得の7.63 倍から 11.96 倍にも相当する.したがって,日本の高齢者の蓄えは老後の資金として充分のようである.金融正味資産などの時間的推移について見ると,金融正味資産の金額はほぼ横ばい状態であるが,可処分所得が減少傾向を示しているため,可処分所得に占める割合は少なくとも 1998 年以降は上昇傾向を示している.
表２の第５列には,同じ期間における退職後の高齢者の資産の取り崩し率が示されているが,これらの列から分かるように,日本の退職後の高齢者の資産の取り崩し率は 1.21 パーセントから 3.02 パーセントであり,少なくとも 1997 年から 2004 年までの期間においては上昇傾向を示している.この取り崩し率は,死期に対する不確実性がないとしたら,遅すぎるように見えるが,死期に対する不確実性を考慮したら,ほぼ妥当である.
つまり,日本では,退職後の高齢者は充分な蓄えを持ち,貯蓄を妥当な速度で取り崩しており,ライフ・サイクル・モデルに従って行動しているようである.
これまでの研究成果を総合すると,欧米諸国においても日本においても高齢者（特に退職後の高齢者）は貯蓄を取り崩しており,資産の取り崩し率の水準がほぼ妥当であり,ライフ・
サイクル・モデルが成り立っているといえる.

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1.5 遺産動機と高齢者の貯蓄行動との間の関係に関する理論的考察
次に,遺産動機と高齢者の貯蓄行動との間の関係について解説する.理論的には,遺産動機を持っている高齢者は資産の一部を遺産として残す訳だから彼らの資産の取り崩し率は遺産動機を持っていない高齢者のそれよりも遅いはずである.したがって,遺産動機が高齢者の貯蓄行動に与える影響について検証することによって遺産動機の強さを明らかにすることができる.しかし,利己的な遺産動機もあれば,利他的な遺産動機もあり,遺産動機の強さによってどの理論モデルが成り立っているかについて断言できない.ライフ・サイクル・モデ
ルでは人は生涯で自らの資産を使い切ると考えるので,遺産については,全く残さないか,死亡時期の不確実性から生じる意図せざる遺産のみを残すか,利己的な遺産動機から生じる遺産のみを残す,という 3 つのケースが考えられる. ここでいう利己的な遺産動機とは,老後の面倒を見てもらう見返りとして遺産を残す「戦略的遺産動機」(Bernheim et al., 1985),または老後の生活費に対する援助の見返りとして遺産を残す「家族内の暗黙的年金契約」(Kotlikoff and Spivak, 1981)を指す. 遺産動機が利己的であれば,人々は財産をすべて老後の面倒を見てくれた子や生活費の援助をしてくれた子に残すと考えられる.
1.6 欧米諸国における遺産動機と高齢者の貯蓄行動
ライフ・サイクル・モデルに,高齢者の遺産動機に基づく貯蓄行動を取り入れた拡張モデルの検証は米国を中心にこれまで多く行われてきた. Hurd (1990)のまとめた先行研究の中で最もよく使われている検証法は,子供や近しい身内のいる者とそうでない者の消費や資産の変化を比較する方法である. 強い遺産動機を持つものはそうでない者に比べて貯蓄の取り崩しが少ないはずなので,子供を持たない高齢者の資産減少がより大きいならば,遺産動機の存在が肯定されることになる. この方法を用いた Hurd (1987a)は子供のいる夫婦の取り崩しが 16.8 パーセントであるのに対し,子供のいない夫婦の取り崩しが 1.7 パーセントであるという予想とは逆の結果を得ており,意図された遺産動機を観察していない。遺産動機
が資産の変化率に表れない理由として,資産の初期値が高ければ,その取り崩し率が低くなることが考えられる (Bernheim, 1987; Hurd, 1987b). ,Hurd (1987a)自身も、子供のいる夫
婦の資産の取り崩し率が高かったのは,彼らが退職前に教育費などのような生前贈与を子供に与え,そうしたがために退職時の資産が低くなり,その後の取り崩し率が高くなったからであると解釈している. また,「戦略的遺産動機」(Bernheim et al., 1985)の場合や,「家庭内の暗黙的年金契約」(Kotlikoff and Spivak, 1981)の場合,親たちは子供からの支援が約束されたことによって,より多く資産を取り崩す可能性がある. そもそも遺産動機は資産の取り崩しを遅らせる効果があるので,この 2 つの効果が互いに相殺しあうという可能性も考えられる. しかし,米国では子供から親への経済的な支援は極めて稀である (Kotlikoff andMorris, 1989 )のでそのような相殺効果は小さいとも予測される.
アンケート調査で高齢者の遺産に関する意思を直接聞き,その主観的な遺産動機を使った分析もある. Mirer (1980)が主観的遺産動機の貯蓄額への正の効果を確認したのに対し,Alessie et al. (1999)は統計的に有意な効果を確認できなかった. また,職場の年金プラン
加入者へのアンケート調査から得られたユニークなデータを使った Laitner and Juster(1996) は,遺産動機のある家計とそうでない家計を比較すると,遺産動機のある家計の 65 歳
時点の資産はそうでない家計の資産より 40 パーセント多いことを明らかにしている. また,
ドイツのデータを用い,子供の数と主観的な遺産動機の両方の効果を分析した Jürges
(2001)では,子供の数は家計の資産の増減に影響を与えないが,主観的な遺産動機は資産の増減に影響することを確認している. しかし Hurd and Smith (1999)で,資産の増減が遺産動機に影響を与えるという逆の因果関係も明らかになっており,遺産動機と高齢者の貯蓄行動との間の関係に関して未だに合意が得られていない. 今のところ,多大な資産を持つ層を別として,遺産動機は偶発的なものであり,遺産動機による貯蓄は富裕な高齢者のみに当てはまると見るのが米国を中心に得られた合意である(Menchik and David, 1983; Modigliani,

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1986; Wolff, 1988 参照).
1.7 日本における遺産動機と高齢者の貯蓄行動
日本における遺産動機と高齢者の貯蓄行動との間の関係に関する分析に目を向けると,大竹・ホリオカ(1994）は Hurd(1987a)と同様,子供の有無を遺産動機の代理変数として用い,
子供のいる高齢者の資産の取り崩し率は子供のいない高齢者よりも 3 ポイントから 4 ポイ
ント低いという結果を得ている.また,郵政研究所が行った「貯蓄に関する日米比較調査」および「家計における金融資産選択に関する調査」のデータを用いたホリオカほか(1998),Horioka et al. (2000),ホリオカほか(2002)の比較研究から,日本では遺産動機が,絶対的にもまた米国との比較においても弱く,遺産の大半は死亡時期の不確実性からくる意図せざる遺産であるか,老後に子供から受ける世話・介護や経済的援助への見返りであること,遺産の予定額は高齢者の資産の取り崩し率を有意に引き下げ,親の遺産動機,遺産の分配方法
は子の同居・介護・援助行動に影響し,親と同様子も利己的と考えられることが分かった. この結果は,日本では利己主義を前提とするライフ・サイクル・モデルの適合度が極めて高く,
その適合度は米国と比較して日本の方がはるかに高いことを示唆している（ホリオカ(2008)
も参照）.
1.8

結論および政策的含蓄

本稿では高齢者の貯蓄行動の実態と遺産動機の影響について検証し,欧米諸国においても日本においても高齢者（特に退職後の高齢者）は貯蓄を取り崩しており,資産の取り崩し率の水準がほぼ妥当であり,遺産動機が高齢者の資産の取り崩し率を減少させる傾向が見られるものの,遺産は利己的であり,老後の世話･援助に対する見返りの色彩が強いということが分かった.これらの分析結果は欧米諸国においても日本においてもライフ･サイクル・モデル
が成り立っており,利他主義モデルが成り立っていないことを強く示唆する.Horioka (1993),
ホリオカ(1994),Horioka (2002),ホリオカ(2002)は他の方法を用いてライフ･サイクル･モデルの日本における妥当性について吟味し,同じ結論に達している.
最後に,ここで得られた分析結果の政策的含蓄について考えたい.退職後の高齢者が貯蓄を取り崩しているということは,人口が高齢化するに連れて家計部門（経済全体）の貯蓄率が低下するということを意味する.欧米諸国においても日本においても,人口は高齢化しているが,特に日本において高齢化のスピードが顕著であり,日本は世界一の長寿国になりつつある.したがって,日本において家計部門（経済全体）の貯蓄率の低下が特に顕著であると考えられる.日本の家計貯蓄率はすでに 2006 年までにはピーク時（1974 年および 1976 年）の 23.2 パーセントから 3.3 パーセントにまで低下しており,人口の急速な高齢化に伴ってこの低下傾向は存続又は加速し,日本の家計貯蓄率が数年以内にゼロまたは負になる可能性さえもある（Horioka(1989,1991,1992,1997)参照）.
文献
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10

表１：無職の高齢者の貯蓄率,1995-2006年
(1)
(2)
(3)
(4)
世帯主が65歳以上 世帯主が65歳以上 無職の高齢者 無職の高齢夫
暦年
勤労者世帯
の無職世帯
世帯
婦世帯
1995
22.6
-11.5
-9.2
-9.3
1996
21.8
-10.8
-6.0
-5.8
1997
22.4
-9.9
-6.3
-5.1
1998
22.5
-11.3
-6.1
-5.4
1999
21.0
-14.6
-7.4
-6.0
2000
18.4
-16.2
-5.2
-4.0
2001
19.6
-20.4
-14.5
-14.3
2002
14.5
-26.0
-19.6
-18.3
2003
12.8
-24.6
-16.4
-15.7
2004
10.5
-29.2
-22.0
-21.4
2005
8.5
-27.4
-21.0
-17.4
2006
9.0
-26.8
-21.8
-23.0
備考：「高齢者世帯」とは,男65歳以上,又は女60歳以上から成る世帯で,少なくとも１人65歳以上の者がいる世帯のことを指す. 「高齢夫婦世帯」とは,男
65歳以上,妻60歳以上で構成する夫婦１組の世帯のことを指す.
出所: 総務省統計局,『家計調査年報』（各年）(日本統計協会).

11表２：家計の金融正味資産と貯蓄の取り崩し率,1995-2006年(1)
金融正味資産（期首）（千円）

暦年
1995
1996
1997
1998
1999
2000
2001
2002
2003
2004
2005
2006

22,79522,92722,893
21,40521,07023,91924,66923,45022,23022,74523,33523,415(2)(3)
可処分所得に可処分所得 占める金融正（千円）
味資産の割合（パーセント）2,694.28
8.46
2,765.92
8.29
2,786.22
8.22
2,804.05
7.63
2,751.74
7.66
2,648.63
9.03
2,515.76
9.81
2,439.36
9.61
2,441.46
9.11
2,349.64
9.68
1,998.64
11.68
1,957.74
11.96

(4)

(5)

貯蓄（千円）

貯蓄の取り崩し率（パーセント）-310.78-298.51-276.38-317.51-402.36-429.22-514.15-634.64-599.45-687.05-547.01-525.20

1.36
1.30
1.21
1.48
1.91
1.79
2.08
2.71
2.70
3.02
2.34
2.24

備考: 金融正味資産とは金融資産から負債を差し引いたものを指し,貯蓄とは「家計調査」で用いる「黒字」を指し,貯蓄の取り崩し率とは期首の金融正味資産に占める黒字（貯蓄）の割合を指す.
2000年までは金融正味資産の期末の値しか公表されておらず,2001年までは各年の期首の値として前年の期末の値を代用した. 2002年からは金融正味資産の暦年平均しか公表されておらず,2003年
からは金融正味資産の期首の値を前年の暦年平均と本年の暦年平均の平均として算出し,2002年の値は2001年の値と2003年の値の平均として算出した.
出所：総務省統計局,『家計調査年報』（各年）（日本統計協会）および総務省統計局,『貯蓄動向調査』（各年）（日本統計協会）.

12