証券経済研究第101号（2018.3）

証券税制の改正に関する知識と家計の資産保有
山
要

田

直

夫

旨

本稿の目的は，証券税制の改正に関する知識と家計の資産保有の関係を明らかにすることである。分析に用いるデータは，株式会社日経リサーチの金融総合定点調査「金融 RADAR」（以下，金融 RADAR）の2002年のデータである。この調査には，「あなたは来年 1 月から証券税制が大きく変わることをご存知でしたか（ 1 つだけ）。」という，2003年 1 月からの証券税制の変更に関する知識を問う
質問がある。そこでこのアンケート結果を利用して，2003年 1 月から証券税制が大きく変わることを知っているかどうかが家計の株式保有や投資信託保有に影響を与えているかどうかを検証した。なお，2003年 1 月から実施された上場株式等の譲渡所得等に対する軽減税率の実施は2003年度税制改正によるもので，このアンケートでは考慮されていない。
本稿では，先行研究のサーベイを行ったうえで，2002年の金融 RADAR のデー
タを用いて当時の家計の資産保有の実態を概観した。そして，株式の保有の有
無，投資信託の保有の有無を被説明変数とするロジットモデルを推計した。分析
の結果から，証券税制の改正に関する知識を持つ家計の方が株式や投資信託を保有する傾向があることが明らかになった。
目
Ⅰ．はじめに次
Ⅳ．分析方法と推計結果

Ⅱ．先行研究１ ．分析方法

Ⅲ．家計の資産保有の概要

２ ．推計結果

１ ．データの概要

Ⅴ．おわりに

２ ．家計の資産保有の実態＊本研究は，公益財団法人石井記念証券研究振興財団の助成を受けている。ここに記して感謝致します。

121

証券税制の改正に関する知識と家計の資産保有

析 し た も の と し て， 井 上・ 上 條［2011］， 井

Ⅰ．はじめに上・上條［2012］，大野・林田［2012］などがある。また，金融 RADAR を用いてわが国の本稿の目的は，証券税制の改正に関する知識

家計の資産保有について分析したものとして，と家計の資産保有の関係を明らかにすることで祝迫［2012］，祝迫・小野・齋藤・徳田［2015］，ある。より具体的には，2003年 1 月から証券税

上 坂［2017］ な ど が あ る。 さ ら に， 金 融制が大きく変わることを知っているかどうかがRADAR 以外のアンケート調査を用いた分析と家計の株式保有や投資信託保有に影響を与えてして土村・吉田［2013］，竹田［2015］などがいるかどうかを検証する。分析に用いるデータある。また，学術的な分析は行っていないが，は，株式会社日経リサーチの金融総合定点調査

フィデリティ退職・投資教育研究所［2013b］「金融 RADAR」（以下，金融 RADAR）の2002

が証券税制に関するアンケート調査を行ってい年のデータである。

る。以下では各文献の概要を紹介する。

Ⅱ節で紹介するようにわが国では，証券税制

井上・上條［2011］は1978年から2007年の利改革が家計の資産保有に与える影響についての子，配当，株式の譲渡所得に対する実効税率を研究はいくつか蓄積がある。また金融 RADAR

年 間 収 入 階 級 別 に 計 算 し，Friedman andやその他のアンケート調査を用いた家計の資産

Roley［1979］の資産需要関数を年間収入階級

選択に関する研究も蓄積されている。しかし，別に推定している。さらに軽減税率廃止の影響

証券税制改正に関する知識という観点から分析についてシミュレーションしている。しかし，したものは筆者の知る限りない。したがって，

井上・上條［2011］には資産収益率として事後データが若干古いが本稿の分析には一定の意義的収益率を用いている点，ストックデータを用があるといえるだろう。

いている点に問題があることから，井上・上條

本稿の構成は以下のとおりである。次のⅡ節［2012］では，株式について期待収益率を用い

では先行研究を紹介する。続くⅢ節ではデータてフローベースの資産需要関数に基づく分析をの概要を説明し，当時の家計の資産保有の実態している。そして，軽減税率の廃止は預貯金のについて概観する。そしてⅣ節では実証分析を

シェアを増加させるが，その大きさはわずかで行う。最後のⅤ節では本稿の議論をまとめ，今あるという，井上・上條［2011］と整合的な結後の課題について言及する。

論を得ている。
大野・林田［2012］の第 3 章では株式譲渡益

Ⅱ．先行研究課税と個人投資家の株式取引について 3 つの方向から分析を行っている。 1 つ目は，一般に利家計の資産保有に関する研究は海外でも多く用可能な集計データを用いて行った時系列分析

行われているが，本稿はわが国の家計を分析対である。 2 つ目は， 5 つの匿名の証券会社から象としているため，ここではわが国を対象とし提供されたデータを用いて行った回帰分析であた先行研究について取り上げる。わが国の証券る。そして 3 つ目は，値上がり株の売買の価格

税制が家計の資産保有に与える影響について分

変化感応性が税制改革後に増大したかどうかに

122

証券経済研究第101号（2018.3）

ついての分析である。この 3 つの分析の結果増やしたり，保有を始めてみようと具体的に考は，譲渡益課税は個人投資家の売買にネガティ

えている金融商品があれば，その番号に〇をつ

ブに影響を与えるというものである。そして，

けてください」という内容の質問があることか

ここから2003年の減税は個人投資家の売買を拡ら，この質問に対して株式投資信託を選択した

張し，その後数年にわたってみられた市場の拡かどうかを被説明変数とするプロビットモデル

大に貢献したことを示しているとしている。まを推計している。さらに多数ある選択肢を同時た第 4 章では，社団法人証券広報センターのに選ぶ形式の質問であることから，多変量プロ「証券貯蓄に関する全国調査」（平成12年度版）

ビットモデルによる推計も行っている。株式投1）のデータを用いて配当課税と家計の株式投資資信託の課税については2004年から大きく変更

行動について分析を行っている。具体的には株されたので，2004年以降を 1 ，それ以外を 0 と式投資需要と保有期間について順序型トービッ

するダミー変数が分析に用いられている。そしトモデルを推計し，配当税率がそれらに影響をて，2004年 1 月施行の新税制が株式投資信託の与えるかどうか検証している。そして検証結果

拡大に影響を及ぼしたという結果を得ている。

から配当税率の上昇は株式需要を押し下げ，保祝 迫［2012］ の 第 3 章 で は， 金 融 RADAR

有期間を引き延ばすという示唆を得ている。

の1987年，1990年，1993年，1996年，1999年の「証券貯蓄に関する全国調査」（2003年以降「証データを用いて1980年代後半から1990年代の家券投資に関する全国調査」）は 3 年ごとに実施

計のポートフォリオについて分析を行っていされているので，第 5 章では平成 3 年度版からる。この研究では，データをグラフ化して家計

18年度版のデータを利用して，第 4 章と同様にのポートフォリオについて概観した後，ライフ配当税率の影響を分析している。具体的には購

サイクルモデルの視点から分析し，さらに不動入意欲についてプロビットモデルを推計し，さ産保有の観点からも考察を加えている。そしらに保有期間について順序型トービットモデルて，家計の株式保有と金融資産に占める株式のを推計している。なお，データの都合により株シェアに関する式の推計もしている。推計方法

式需要の分析は行われていない。主な結論は，はヘキット（ヘックマンの 2 段階推定法）であ

配当税率は株式購入意欲にマイナスの影響を与る。なお推計には，使用する変数の問題からえること，配当課税は保有期間を長くする効果

1999年と2000年のデータをプールしたものが用を持つことである。保有期間に関する結果は第いられている。分析では富の水準をコントロー

4 章の結果と整合的である。

ルする変数として金融資産総額を用いたり総資

本稿では株式だけでなく，投資信託の保有に産や純総資産を用いたりしている。分析結果についても分析を行っているが，投資信託と税制

ついては，例えば金融資産総額を用いた分析でについての先行研究として，大野・林田［2012］

は，年齢，所得水準，金融資産総額は株式保有の第 7 章がある。この研究では金融広報中央委に強い影響を与えていることが示唆されるが，員会の「家計の金融資産に関する全国調査」の

株式のシェアに関してはあまり有意義な結果が2001年から2008年のデータが用いられている。

得られなかったとしている。

この調査の中に「今後， 1 ～ 2 年の間に貯蓄を

祝迫・小野・齋藤・徳田［2015］は2000年か123

証券税制の改正に関する知識と家計の資産保有

ら2010年の金融 RADAR のデータを用いて，投資行動へは有意な影響は見られないこと，将家計のポートフォリオ選択について分析を行っ

来住宅購入資金を借り入れる予定の家計はそうている。この研究の特徴は居住用不動産と株式した予定のない家計に比べて危険金融資産の保保有との関係に着目して分析している点にあ有を避けたり保有比率を引き下げる傾向がある

る。この研究では，2000年代の日本の家計のこと，住宅購入資金の調達手段として借入のみ

ポートフォリオ選択を概観した後，株式保有のを検討している家計の方がそれ以外の手段も同有無を被説明変数とするプロビットモデルを推時に検討している家計より危険金融資産投資を計している。さらに株式を保有している世帯を抑制することである。さらに定期預金と貯蓄預対象に，株式シェア（金融資産に占める株式の金の合計が金融資産残高に占める割合を被説明シェア）を被説明変数とした OLS 推計も行っ変数とする上下両側に制約を設けたトービットている。分析は多岐にわたっているが，主な結モデルを推計し，現在の住宅ローン負担が安全

果をまとめると以下のようになる。まず，家計

資産需要を増やすことが無いのに対して将来のが保有する居住用不動産額，住宅ローンをもつ

住宅購入のための借入予定は安全資産需要を増

世帯の割合が2000年代を通じて減少する一方，

やすという結果を得ている。

株式を保有している世帯の割合は2000年代半ば

土村・吉田［2013］は，日本ファイナンシャに上昇しその後高止まりしていることである。

ル・プランナーズ協会が2010年 1 月に実施した

続いて，居住用不動産の総資産に対する比率がアンケート調査（働き盛り（30代・40代）のラ高い家計は株式を保有する確率が低く，こうしイフプランニング意識調査）の個票データを用た関係性は住宅ローンのある世帯において強い

いて，家計の資産運用の特性を実証的に分析しことである。さらに，株式保有世帯では居住用ている。なお，このアンケート調査は調査会社

不動産の総資産に対する比率は株式の金融資産の保有パネルよりインターネット経由で回答を全体に占めるシェアと正の相関関係があること得ている。まずこの研究では，リスク資産比率などである。

を被説明変数とするトービットモデル（より具上坂［2017］は住宅ローン借入に注目して家体的には途中打ち切り回帰モデル）を推計して計の危険金融資産投資について分析を行っていいる。そして，リスク資産比率はリスク選好にる。分析に用いられているのは金融 RADAR

基づいて決定されているといえることを明らかの2007年から2009年の 3 年間のデータである。

にした。さらに老後の生活設計に積極的である

家計は危険金融資産を保有するかどうか，保有ほど資産運用にもリスクを考慮していることなするのであればどれだけ保有するかという 2 段

ども明らかにしている。他にも，住宅所有の決

階 の 意 思 決 定 を 行 う の で， 分 析 方 法 は 祝 迫

定要因を順序プロビットモデルにより推計し，［2012］と同じくヘキット（ヘックマンの 2 段

収入が多く，老後の生活設計を考慮し，年齢が階推定法）である。主な結果は，年収に占める高く，子供が多い家計ほど住宅所有の確率が高住宅ローン返済額の割合が高い家計ほど危険金くなっていることを明らかにした。また，老後融資産の保有を避ける傾向があること，その一の生活設計について順序プロビットモデルで分方ですでに危険金融資産を保有している家計の析し，収入や資産が多いほど早い時期から意識

124

証券経済研究第101号（2018.3）

している一方で，本人の年齢が高く子供が多いるという結果などから，投資家は思ったほど税ほど遅くなる傾向があることを示した。

率引き上げに反応していないと評価し，投資優竹田［2015］は独自に全国の620世帯を対象

遇税率の廃止は投資の需給に対してそれほど大にインターネット調査を行い，家計の資産運用

きな影響を与えないのではないかと思われるとに関する問題について考察している。より具体指摘している。なお，投資優遇税率が廃止され的には，持ち家・賃貸志向に追認バイアスはあることに対する認知度は高く，「変更されるこるか，住居形態によって金融資産総額は異なる

ともその内容もよく知っている」と「変更されか，年収が高い世帯ほど金融資産総額は大きい

ることは知っているが内容まで知らない」の割のか，リスク資産の投資経験が豊富なほど金融

合はそれぞれ40.3％と40.1％であった。さらに資産総額は大きいのか，持ち家・賃貸志向のう

NISA についても調査し，その認知度が86.5％

ち金融資産総額が大きいのはどちらの世帯か，で，同年 4 月に実施したサラリーマンを対象と

NISA の認知度が高い世帯ほど金融資産総額はした調査（フィデリティ退職・投資教育研究所

大きいのか，という ６ 点について仮説検定を［2013a］）と比較して認知度が一気に上がった行っている。ちなみにここでの追認バイアスととしている。

は，持ち家世帯は持ち家が有利だと考え，賃貸や社宅の世帯は賃貸が有利だと考える傾向があⅢ．家計の資産保有の概要

ることを指している。そして分析の結果，持ち家世帯は賃貸や社宅の世帯に比べて持ち家の方が有利だと考える傾向があること，持ち家世帯1．データの概要の方が賃貸や社宅の世帯に比べて金融資産総額

本稿の分析で用いたデータは，先述のとおりが大きいこと，世帯年収が高いほど世帯の金融

株式会社日経リサーチの金融総合定点調査「金資産総額は大きいこと，リスク資産の投資経験

融 RADAR」の2002年のデータである。金融が豊富な世帯ほど金融資産総額が大きいこと，

RADAR は貯蓄・投資商品の取引残高だけでな持ち家志向の世帯の方が金融資産総額が大きい

く，不動産の時価評価額や住宅ローンの残高とこと，NISA の認知度が高い世帯ほど金融資産

いった実物資産に関する項目についても調査し総額が大きいことを明らかにしている。

ている。さらに，金融機関や貯蓄・投資商品に

フィデリティ退職・投資教育研究所［2013b］

対する考え方や制度に関する知識の有無についは，上場株式等に適用されていた10％の軽減税ても聴取している。金融 RADAR の調査地域

率が2014年 １ 月から本則の20％に戻ることに合は全国ではなく，東京駅を中心とする首都圏

わせて，投資家がどのように行動するのかを確40㎞圏である。調査対象者は調査地域に居住す

認するために実施したアンケート調査の結果をる25歳から74歳の個人である。なお，対象者が報告している。アンケート調査は2013年 9 月に有配偶者で，しかも本人が世帯の貯蓄・投資，

インターネット調査により行われており，3,297

借入の決定に関与していない場合は，配偶者に名から回答を得ている。そして，年内に資産を回答を依頼している。したがって，調査単位は売却すると回答した投資家は 4 分の 1 ほどであ世帯（家計）であるといえる。データセットの125

証券税制の改正に関する知識と家計の資産保有

サンプル数は2,893であるが，欠損値を含むサ

ら投資へ」という政策的スローガンのもと，証ンプルもあるため，分析では必要に応じてサン

券税制の改革が頻繁に行われ，2003年 1 月から

プルの絞り込みを行っている。

上場株式等の譲渡所得等に対して時限的に10％金融 RADAR では貯蓄・投資商品の取引残（所得税 7 ％，住民税 3 ％）の軽減税率が適用

高などについては，「100万～200万円未満」とされることになった。しかし，この改正は2003

いったカテゴリーを選択する形で調査を行って年度税制改正の内容である。それに対してアンいる。データセットではカテゴリー値を数量値

ケートは2002年10月から11月にかけて行われてに変換したデータも提供されているが，変換にいるので，回答者はこの軽減税率について回答

あたっては各カテゴリーの中央値を与えるといをしているわけではないという点に留意が必要

う方法が採られている（したがって，「100万～である。軽減税率以外の2003年 1 月からの変更

200万円未満」というカテゴリーの場合は150万をまとめると以下のようになる。ただし，④は円）。また，カテゴリー番号最小のものには 0

2003年度税制改正により廃止されている。

2）と域値の最大値との中央値 ，カテゴリー番号
最大のものには域値の最小値を与えている3）。
さらに単位は10万円であるため，中央値に万円① 株式等の譲渡益に対する源泉分離課税を廃止することの位が発生する場合は四捨五入している。な② 上場株式等の譲渡益に対する申告分離課税

お，現在居住している土地の時価評価額と住宅の税率を26％（所得税20％，住民税 6 ％）か

ローン残高は100万円単位で聴取している。しら20％（所得税15％，住民税 5 ％）へ引き下たがって，金額のデータは正確な金額ではな

げること

い。
本稿で注目している証券税制に関しては，③ 上場株式等の譲渡により生じた損失に対して繰越控除制度を導入すること「あなたは来年 1 月から証券税制が大きく変わ④ 長期（ 1 年超）保有上場株式等に対してることをご存知でしたか（ 1 つだけ）。」とい2003年から2005年までの間に譲渡した場合のう，2003年 1 月からの証券税制の変更に関する

税率が10％（所得税 7 ％，住民税 3 ％）にな

知識を問う質問がある。そしてこの質問に対しることて「 1 ．変更の内容まで知っている」，「 2 ．税

⑤ 2001年 9 月30日以前に取得した上場株式等制が変わるということだけは知っている」，

を2003年 1 月から2010年12月末までに譲渡す「 3 ．知らない」という 3 つの選択肢が用意さる場合の取得費の額を，実際の取得費との選れている。そしてこの質問に １ ．あるいは 2 ．

択により2001年10月 1 日における終値の80％と回答した個人に対しては，さらに特定口座を相当額とすることが可能になること

開設すれば確定申告不要制度を利用できること⑥ 特定口座の導入とそれに伴い上場株式等のを知っているかどうか，特定口座を開設したか

譲渡による所得について申告不要制度を選択（したいか）どうか，証券税制変更に対する考することが可能になること

え方について聴取している。
周知のように2000年代に入ってから「貯蓄か126

証券経済研究第101号（2018.3）

ロス資産額とした。より具体的には，現在居住

2．家計の資産保有の実態している土地の時価評価額を加えている。土地

図表 1 は当時の家計の資産保有の実態を示しの時価評価額が欠損値となっているサンプルはた も の で あ る。 金 融 RADAR で は，「 普 通 預

除いているので，サンプル数は2,277とより少金」，「通常郵便貯金」，「定額貯金・定期貯金」，

なくなっている。平均は2,634万円で中央値は「定期預金・大口定期預金」，「貯蓄預金・貯蓄

1,350万円である。グロス資産額の最頻値と最貯 金 」，「 ビ ッ グ 」，「 信 託 貯 蓄（ ビ ッ グ を 除

小値がともに10万円になっているが，これは居く）」，「各種債券」，「MMF・MRF・中期国債

住用不動産を保有せずグロス金融資産額が10万ファンド」，「外貨預金」，「抵当証券・商品ファ円である個人，つまり「貯蓄・投資総額」につンド等」，「社内預金・財形貯蓄・ミリオン」のいてカテゴリー番号が最小の「20万円未満」と残高，および「株式」と「投資信託」の時価総回答した個人が多かったためである。また，グ額を尋ねる項目があり，その後にそれらの合計

ロス金融資産額から住宅ローン残高を差し引いである「貯蓄・投資総額」を尋ねる項目があたものをネット金融資産額とした。住宅ローンる。ここでは「貯蓄・投資総額」をグロス金融

残高が欠損値となっているサンプルは除いて，資産額としている。グロス金融資産額のサンプ

サンプル数は2,597になっている。平均は301万

ル数が2,686と総サンプル数（2,893）より少な

円で中央値は250万円である。最後にグロス資

いのは，分析に必要なデータについて欠損値が産額から住宅ローン残高を差し引いたものをあるサンプルを除き，さらに「貯蓄・投資総ネット資産額とした。現在居住している土地の額」と各金融資産額の合計とのかい離が大きい

時価評価額と住宅ローン残高が欠損値となって両端 1 ％ずつのサンプルをやや恣意的ではあるいるサンプルは除いて，サンプル数は最も少な

が外れ値と捉えて除外したためである。図表 1

い2,229になっている。その平均は2,038万円でよりグロス金融資産額の平均は914万円で，中中央値は650万円である。図表 1 から全ての資

央値が450万円であることがわかる。このグロ産について平均が中央値を上回っていることがス金融資産額に実物資産の額を加えたものをグ

わかる4）。

図表 １

家計の保有資産額
単位：10万円

グロス金融資産グロス資産

ネット金融資産

ネット資産

平均

91.4

263.4

30.1

203.8

標準偏差

132.8

365.8

192.9

365.8

中央値

45

135

25

65

最頻値

25

1

1

1

最小

1

1

－1,692

－965

最大

1,000

6,135

1,000

6,135

サンプル数

2,686

2,277

2,597

2,229

〔出所〕 金融 RADAR より筆者作成

127

証券税制の改正に関する知識と家計の資産保有
図表 ２

家計の不動産，住宅ローン保有
単位：10万円

現在居住している土地の時価評価額

住宅ローンの残高全体（平均）

186.4

61.6

保有世帯（平均）

387.5

206.8

保有率（％）

55.7

31.8〔出所〕 金融 RADAR より筆者作成

図表 ３

家計の資産保有（年齢階層別）
単位：10万円

グロス金融資産

グロス資産

株式

投資信託

サンプル数

平均

サンプル数

平均

サンプル数 保有率（％）サンプル数 保有率（％）

30歳未満

344

28.3

318

62.2

21

5.9

11

3.1

30～39歳

655

47.7

583

131.0

115

17.0

29

4.3

40～49歳

583

74.1

489

232.8

151

24.9

43

7.1

50～59歳

529

122.1

434

381.3

201

34.2

52

8.9

60～69歳

444

162.0

353

494.0

183

35.5

62

12.0

70歳以上

131

189.1

100

499.1

44

28.9

17

11.3

全体

2,686

91.4

2,277

263.4

715

24.7

214

7.4

〔出所〕 金融 RADAR より筆者作成

図表 2 は家計の不動産保有と住宅ローンの実

況は，全体の保有割合は7.4％で，最も保有割態を表している。現在居住している土地の時価合が高いのが60歳～69歳の12.0％で，次いで70

評価額の平均は1,864万円で，保有世帯のみに歳以上の11.3％，50～59歳の8.9％となってい限定すると平均は3,875万円になる。保有率はる。なお，株式や投資信託の保有についてのア

55.7％で，半分強の個人が保有していることにンケートは現時点で保有しているかどうかなのなる。住宅ローン残高の平均は616万円で，同で，保有していないと回答した個人に投資経験様に保有世帯のみに限定すると2,068万円にながないとは限らないことに留意する必要があるる。また，保有率は31.8％になっている。

だろう。

図表 3 は家計の資産保有を年齢階層別にみた図表 4 は家計の不動産保有について年齢階層ものである。グロス金融資産，グロス資産とも

別にみたものである。現在居住している土地のに金額が最も少ないのは30歳未満の個人で，年時価評価額が最も高いのは60歳～69歳の3,486

齢が上がるにつれて額が増えていくことがわか

万 円 で， 最 も 低 い の は30歳 未 満 の349万 円 でる。株式の保有状況をみると，全体の保有割合あった。保有者だけに限定してみると，60歳～は24.7％で，最も保有割合が高いのが60歳～69

69歳が4,603万円と最も高く，次いで30歳未満

歳の35.5％で，次いで50～59歳の34.2％，70歳の4,064万円，50～59歳の4,063万円となってお以上の28.9％となっている。投資信託の保有状

り，わずかな差ではあるが30歳未満が 2 番目に128

証券経済研究
図表 ４

第101号（2018.3）

家計の不動産保有（年齢階層別）
単位：10万円

現在居住している土地の
時価評価額

現在居住している土地の時価評価額（保有者）
サンプル数

保有率（％）

サンプル数

平均

平均

30歳未満

326

34.9

28

406.4

8.6

30～39歳

599

82.3

165

298.7

27.5

40～49歳

506

158.7

248

323.8

49.0

50～59歳

480

282.8

334

406.3

69.6

60～69歳

408

348.6

309

460.3

75.7

70歳以上

118

298.6

88

400.5

74.6

全体

2,437

186.4

1,172

387.5

55.7

〔出所〕 金融 RADAR より筆者作成

図表 ５

家計の住宅ローン（年齢階層別）
単位：10万円

住宅ローン

住宅ローン（保有者）

保有率（％）

サンプル数

平均

サンプル数

平均

30歳未満

339

17.1

25

232.4

7.4

30～39歳

648

76.5

213

232.8

32.9

40～49歳

578

111.7

287

222.7

49.7

50～59歳

570

60.5

214

161.1

37.5

60～69歳

507

31.0

80

196.8

15.8

70歳以上

149

11.0

9

182.2

6.0

全体

2,791

61.6

831

206.8

31.8

〔出所〕 金融 RADAR より筆者作成

高い水準になっている。また，保有率が最も高

2 ．と回答した個人は証券税制の改正に関する

いのは60歳～69歳の75.7％である。

知識があるとみることができるが，その割合は

図表 5 は住宅ローン残高について年齢階層別

39.4％であった。年齢階層別にみると高齢になにみたものである。最も多いのが40～49歳のるほど １ ．と回答する個人の割合が高くなって

1,117万円で保有率も最も高くなっている。しいるが， 1 ．と 2 ．を合わせた割合が最も高い

かし，保有者のみに限定してみると，残高が最のは50～59歳の44.9％である。グロス金融資産も多いのは30～39歳（2,328万円）で，次いで別でみると，額が大きくなるほど 1 ．と回答すわずかな差で30歳未満（2,324万円），そして40

る個人の割合が増加し， 1 ．と 2 ．を合わせた～49歳（2,227万円）という順になっている。

回答についても同様の傾向がみられる。また，

図表 6 は証券税制の改正に関する知識につい株式や投資信託の保有別にみると，株式や投資ての回答をまとめたものである。 1 ．あるいは信託を保有していない個人よりも保有している

129

証券税制の改正に関する知識と家計の資産保有
図表 ６

証券税制の改正に関する知識単位：％

１ ．変更の内容まで知っている

２ ．税 制 が 変 わ る と い
うことだけは知っている

３ ．知らない

全体

6.8

32.6

60.6

30歳未満

4.0

21.8

74.2

30～39歳

6.4

31.4

62.3

40～49歳

6.9

32.3

60.7

50～59歳

7.5

37.4

55.1

60～69歳

7.9

36.8

55.2

70歳以上

7.9

31.1

60.9

グロス金融資産：300万円未満

5.7

31.1

63.1

300万～600万円未満

15.2

49.7

35.2

600万円～1,000万円未満

21.9

47.9

30.1

1,000万円以上

27.3

45.5

27.3

株式保有者

21.0

53.6

25.5

株式非保有者

2.1

25.7

72.2

投資信託保有者

27.6

55.1

17.3

投資信託非保有者

5.1

30.7

64.2

（注） 四捨五入のため合計が100にならない場合がある〔出所〕 金融 RADAR より筆者作成

個人の方が 1 ．と回答する割合が増加し， 1 ．

いて簡単に検証する。より具体的には，株式のと 2 ．を合わせた回答についても同様の傾向が保有の有無，投資信託の保有の有無に関するロみられる。

ジットモデルを推計した。被説明変数は株式を保有している場合に 1 をとり，保有していない

Ⅳ．分析方法と推計結果

場合に 0 をとる変数，および投資信託を保有している場合に 1 をとり，保有していない場合に

1．分析方法0 をとる変数である。
説明変数は，証券税制改正の知識の有無，年

ここでは2002年の金融 RADAR のデータを

齢，年収，資産である。証券税制改正の知識の用いて，証券税制の改正に関する知識の有無と有無については，「あなたは来年 1 月から証券株式の保有あるいは投資信託の保有の関係につ税制が大きく変わることをご存知でしたか（ 1130証券経済研究
図表 ７

第101号（2018.3）

記述統計量（グロス金融資産を用いた分析）

平均

標準偏差

中央値

最小

最大

標本数

株式保有

0.24

0.43

0

0

1

2,686

投資信託保有

0.07

0.25

0

0

1

2,686

年齢

46.32

13.56

45

22

75

2,686

年収

64.09

43.44

55

5

500

2,686

グロス金融資産91.39

132.77

45

1

1,000

2,686

証券税制改正の知識

0.39

0.49

0

0

1

2,686

〔出所〕 金融 RADAR より筆者作成

つだけ）。」という質問に，「 1 ．変更の内容また。さらに負債が株式や投資信託の保有に影響で知っている」，あるいは「 2 ．税制が変わるを与える可能性も考慮してネット金融資産とということだけは知っている」と回答した個人

ネット資産を用いた分析も行っている。

を知識がある，「 3 ．知らない」と回答した個

分析にあたってはデータセットから欠損値を人を知識がないと捉えた。そして 1 ．および除いたので，サンプル数は図表 1 に示したとお2 ．と回答した場合に 1 をとり， 3 ．と回答しりで，最も多いのがグロス金融資産を用いた分た場合に 0 をとる変数を用いた。また資産につ析の2,686である。また，グロス金融資産を用いては，グロス金融資産のほか，実物資産の影

いた分析の記述統計量を図表 7 に示した。

響もみるためグロス資産を用いた分析も行っ
図表 ８

株式保有の分析結果

定数項－4.3482***（0.2496）－4.729***（0.2744）－4.4550***（0.2505）－4.6215***（0.2778）

証券税制改正の知識

1.8603***（0.1096）

1.9040***（0.1181）1.8945***（0.1098）

1.8942***（0.1189）

年齢0.0262***（0.0044）0.3649***（0.0049）

0.0312***（0.0043）0.0345***（0.0050）

年収0.0088***（0.0012）0.0094***（0.0013）0.0111***（0.0012）0.0101***（0.0013）

グロス金融資産0.0035***（0.0004）
0.0365***（0.0049）

グロス資産0.0018***（0.0003）

ネット金融資産0.0345***（0.0050）

ネット資産
McFadden R2
対数尤度
サンプル数

0.24110.23340.22830.2325－1,120.193－969.121－1,112.176－954.951

2,686

2,277

2,597

2,229

（注） 上段の値は係数，カッコ内は標準誤差で，***，**，* は１％，５％，10％水準で有意であることを表す。

131

証券税制の改正に関する知識と家計の資産保有
図表 ９

投資信託保有の分析結果

定数項－5.0919***（0.3962）－5.577***（0.4256）－5.0874***（0.3943）－5.436***（0.4294）

証券税制改正の知識

1.8745***（0.2019）

1.9378***（0.2161）

1.8980***（0.2011）1.9172***（0.2162）

年齢0.0109（0.0070）0.0246***（0.0075）

0.0135**（0.0068）

0.2230***（0.0076）

年収0.0047***（0.0015）

0.0065***（0.0016）0.0070***（0.0015）

0.0066***（0.0016）

グロス金融資産0.0035***（0.0005）
0.0004**（0.0002）

グロス資産

0.0024***（0.0004）

ネット金融資産

0.0005**（0.0076）

ネット資産
McFadden R2
対数尤度
サンプル数

0.19580.16170.18250.1595－543.646－491.943－543.139－485.926

2,686

2,277

2,597

2,229

（注） 上段の値は係数，カッコ内は標準誤差で，***，**，* は１％，５％，10％水準で有意であることを表す。

2．推計結果Ⅴ．おわりに

図表 8 は株式の保有についての推計結果を示したものである。説明変数は全て 1 ％水準で有本稿では，証券税制の改正に関する知識に注意である。証券税制の改正に関する知識につい目し，わが国の家計の資産保有について分析をては，係数はプラスで有意という結果であっ行った。具体的には，株式の保有の有無，投資た。また図表 9 は投資信託の保有についての推信託の保有の有無を被説明変数とするロジット

計結果を示したものである。グロス金融資産をモデルを推計した。そして証券税制の改正に関用いた分析では年齢が有意でないなど，資産のする知識を持つ個人が株式や投資信託を保有す

種類によって結果に若干の違いがあるが，証券る傾向があることを明らかにした。

税制の改正に関する知識については，いずれも最後に本研究に残された課題について言及す

係数はプラスで有意という結果であった。これる。まず，分析の精緻化である。ロジットモデ

らの分析は理論モデルに基づいて行われている

ルの推計で明らかにしたのは係数のみで限界効

わけではないが，証券税制の改正に関する知識果については明らかになっていない。また，分を持つ個人が株式や投資信託を保有する傾向が析に用いたのは2002年のデータのみであるが，あることが確認できたといえよう。

2003年の金融 RADAR においても同様の質問がある。2003年のデータでは，上場株式等に対する軽減税率の導入も考慮されている。証券税

132

証券経済研究

制の改正に関する知識の影響をより詳しく検証するには，2003年のデータを用いて同様の分析を行って結果を比較する必要があるだろう。

第101号（2018.3）

35－50頁
大野裕之・林田実［2012］『株式税制の計量経済分
析』，勁草書房
竹田聡［2015］「我が国の家計のリスク資産運用を

注1） この調査は 3 年ごとに行われており，2003年から「証券投資に関する全国調査」という名称になっている。また，社団法人証券広報センターは2005年 ４ 月に日本証券業協会に統合されており，2006年の調査から日本証券業協会が実施している。
2） 例えば「20万円未満」というカテゴリーの場合は10万円になる。
3） 例えば「 1 億円以上」というカテゴリーの場合は 1 億円になる。
4） なお，各貯蓄・投資商品の残高から家計の保有金融資

巡って―世代別インターネット調査による検証―」『証券経済学会年報』第50号，57－66頁
土村宜明・吉田靖［2013］「30代・40代家計の資産選
択：ライフプランニング意識調査における実証分析」『ファイナンシャル・プランニング研究』
No. 13，35－48頁
フ ィ デ リ テ ィ 退 職・ 投 資 教 育 研 究 所［2013a］

産の割合をみると，普通預金が19. 4 ％，通常郵便貯金が「NISA，若年層の期待に応えられるか

6 . 9 ％，定額貯金等が17. 8 ％，定期預金等が25. 2 ％，アンケートにみるサラリーマンの NISA 活用意

各種債券が 2 . 7 ％，株式の時価総額が10. 8 ％，投資信託の時価総額が 2 . 5 ％，その他14. 8 ％であった。

1 万人向」，フィデリティ退職・投資教育研究所レポート（https://www.fidelity.co.jp/static/invest_

参

考

文

献

navi/survey-report/20130618.pdf 最 終 閲 覧 日
2018年 2 月25日）
フィデリティ退職・投資教育研究所［2013b］「投資井上智弘・上條良夫［2011］「家計の金融資産選択に与える課税の影響―推計実効税率に基づく実証

優遇税率廃止で投資家はどう動くか

投資家

3 ,000人アンケートにみる投資家の投資行動」，

分析―」『早稲田経済学研究』第70号，37－70頁

フィデリティ退職・投資教育研究所レポート，

井上智弘・上條良夫［2012］「金融所得税制の改正が（https://www.fidelity.co.jp/static/invest_navi/

家計の金融資産選択に与えた影響―フローベー

survey-report/20130927.pdf 最終閲覧日2018年

ス需要関数を用いた実証分析―」証券税制研究

2 月25日）会編『証券税制改革の論点』日本証券経済研究所，218－249頁
祝迫得夫［2012］『家計・企業の金融行動と日本経済』，日本経済新聞出版社
祝迫得夫・小野有人・齋藤周・徳田秀信［2015］「日本の家計のポートフォリオ選択―居住用不動産

Friedman, B. M.［1985］“The Substitutability of
Debt and Equity Securities”, in Friedman, B. A.
ed., Corporate Capital Structures in the UnitedStates, University of Chicago Press, pp. 197238.
Friedman, B. M. and V. V. Roley［1979］“A Noteが株式保有に及ぼす影響―」『経済研究』第66巻

on the Derivation of Linear Homogeneous As-

第 3 号，242－264頁

set Demand Functions”, NBER Working Papers

上坂豪［2017］「住宅ローン借入が家計の危険金融資
産投資に及ぼす影響」『証券経済研究』第99号，Series, No. 345（当研究所主任研究員）

133