借り入れ制約とお金の援助で頼る人：『生活と支え合いに関する調査（2017年）』を使って

287

特集：人々の生活実態・困難の多面的分析

借り入れ制約とお金の援助で頼る人：『生活と支え合いに関する調査（2017年）』を使って
暮石

抄

渉＊

録

本論文では，どのような世帯が借入れ制約に直面しているのか，また，借入れ制約に直面している世帯の方が所得の変化と生活水準の変化に関連があるのかを，国立社会保障・人口問題研究所が実施した『生活と支え合いに関する調査（2017年）』を用い調べる。本論文では借入れ制約の指標として，「いざという時のお金の援助で頼る人がいない」を用いる。
分析の結果，「いざという時のお金の援助で頼る人がいない」世帯は，男性，独身や離別，低学歴，不健康という特徴を持っていた。また，年齢階級に関して年齢が高いほど頼る人がいないという結果を得た。また，借入れ制約に直面している世帯の指標を「世帯の預貯金が世帯所得の2か月分未満」に変えて分析した場合は，上記指標を用いた借入れ制約に直面している世帯の特徴とほぼ同じだったが，年齢階級に関しては若いほど，また，世帯所得階級に関しては低いほど，預貯金所得比でみた借入れ制約に直面する割合が高という逆の傾向があった。
キーワード：借り入れ制約，いざというときのお金の援助，生活と支え合いに関する調査
社会保障研究2019, vol. 4, no. 3, pp. 287-299.

する。これは，個人は各時点の消費の限界効用のⅠ

イントロダクション

期待値を等しくしたいと望み，個人は所得の変化に対して貯蓄や借入れによって対応するからであ

所得や資産が限られている世帯では，予期せぬる。多くの実証分析が恒常所得仮説を検証してき

支出や収入の下落に対処するために，たとえそれたが，予想される所得の変化に対して消費が反応が一時的な下落であったとしても，必要な資金のすることがあることから恒常所得仮説の妥当性は流動性を確保するのに苦労することが多い。借入

未だ結論付いていない1)。恒常所得仮説の最も重れは，このような一時的な経済的ショックへの対要な仮定の一つに，資本市場の完全性がある。つ

処策の一つとして機能し，個人や家族に対する困まり，貸し借りが自由におこなえるはずだという難のリスクを低減することができる。

ことである。もし資本市場が不完全であるのな

さて，恒常所得仮説では，ある時点における個

ら，将来の所得を担保とした借入れができず，借人の消費はその個人の生涯にわたる総所得に依存

入れに制約がかかるということになる。そのた＊

国立社会保障・人口問題研究所

0104_社会保障研究_【暮石】_SK-1.smd Page 1

室長

19/12/19 10:53 v3.40

288

社 会 保 障 研 究Vol. 4 No. 3

め，消費者は将来に予想される所得の一時的な変に利用している。彼らによると，日本の若年既婚化に対して，消費を調整せざるを得なくなるかも

女性の8-15％が借入れ制約に直面しており，家計しれない。したがって，資本市場が完全かどうか

資産と夫の教育水準が借入れ制約に直面するか否によって，個人の消費行動についてのインプリ

かの最も重要な決定要因だということである。

ケーションが異なるので，貸し借りを自由におこWakabayashi and Horioka（2005）は，1995年に金融

なえるかどうかを検証することは重要である。

広報中央委員会が実施した『貯蓄と消費に関する借入れ制約が消費行動に影響を与えているかど

世論調査』を用いて，借入れ制約のある世帯がどうかを分析した研究で最も重要なZeldes（1989）のような特徴を有しているか，また，借入れ制約

は，アメリカのPanel Study of Income Dynamics

が世帯の消費行動に及ぼす影響を検証している。

（PSID）を用いて，非住宅資産の所得に対する比

彼らは世帯が借入れ制約のあるに直面しているか率を使った借入れ制約の定式化のもとで消費者がどうかの指標として，金融機関の審査に不満があ

最適化を行っているという対立仮説に対して，恒るかどうか，家計の非住宅資産が所得の2か月分

久的所得仮説を検証している。同論文では，非住未満かどうか，家計がクレジットカードを利用し宅資産の所得に対する比率が低いグループは借入ているかを用いており，前者が良い指標であるとれ制約を受ける可能性が高く，高いグループは借述べている。

入れ制約を受ける可能性が低いであろうとの理由

本論文では，どのような世帯が借入れ制約に直から，非住宅資産と所得の比率に基づいてPSIDの面しているのか，また，借り入れ制約に直面してサンプルを二つに分け，借入れ制約が人々の消費いる世帯の方が所得の変化と生活水準の変化に関に重要な影響を及ぼすという結果を得ている。

連があるのかを，国立社会保障・人口問題研究所

Jappelli（1990）は，消費者が借入れ制約を受けてが2017年7月に実施した『生活と支え合いに関すいるかどうかは直接には観察できないということる調査（2017年）』を用い調べる。本論文では借入

か ら，1983 年 の Survey of Consumer Finances

れ制約の新たな指標として「いざという時のお金（SCF）における，家計の信用供与の要請が金融機の援助で頼る人がいない」を主な指標として用い

関によって拒絶されたかどうかを直接の借入れ制ている。加えて，Zeldes（1989）が考案し，先行研約の情報として用いて分析している。

究で用いられることの多い「家計の非住宅資産が日本のデータを用いて借入れ制約と消費行動に所得の2か月分未満」を借入れ制約の指標として

つ い て 分 析 し た 論 文 に は，Kohara and Horioka

用い，前者と比較を行う。この背景には，従来用（2006）がある。彼らは家計経済研究所による『消いられてきた指標である「非住宅資産と所得の比

費生活についてのパネル調査』の若年女性のデー

率や借入れを断られた経験があるか，また断られタを用い，借入れ制約と家計消費の変化についてるとの予想のもとで申し込みをしなかったか」の分析している。同パネル調査の借入れを断られた

質問と異なる側面から，「いざという時のお金の経験があるか，また断られるとの予想のもとで申援助で頼る人がいない」といった社会とのつながし込みをしなかったかの質問を借入れ制約の指標りを基にした情報借入れに制約があるかの指標と消費が退職後に低くなることは，多くの実証研究によって報告されている（退職消費パズル）。例えば，
Bernheim et al（2001）は，アメリカの1978年から1990年のPanel Study of Income DynamicsとConsumer Expenditure
Surveyを用いて，資産の蓄積と消費プロファイルの形状の関係を分析し，退職のときに消費に顕著な不連続があること，またこの不連続の大きさは，退職時の貯蓄とも所得代替率とも負の相関をしていることを見つけている。
また，Banks et al（1998）は，イギリスのFamily Expenditure Surveyを用い，家計の世帯主が退職したときに消費が下落することを見つけている。退職者の消費と失業者の消費を比較することで労働市場への参加をコントロールしたとしても，退職時の消費の下落が観察されると報告している。日本においてもWakabayashi（2008）が，日本のマイクロデータである家計における金融資産選択に関する調査を用い，退職後に消費が下落することを確認している。
1)

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借り入れ制約とお金の援助で頼る人：『生活と支え合いに関する調査（2017年）』を使って289して用いることに意義があると判断したからであ

どのような人が公的な支援を必要としているのかる。実際，イタリアにおける社会資本の差を用などを調べることを目的としたもので，厚生労働

い，金融選択に対する社会資本の影響を分析して省が実施した『平成29年国民生活基礎調査』で全いるGuiso et al（2004）は，社会資本が多い地域ほ国を対象に設定された調査地区（1,106地区）から

ど，消費者金融への借入の申込が断られにくく，

無作為に選ばれた調査地区（300地区）内に居住す

友人や家族から貸付を受けているという結果を示

る世帯主および18歳以上の個人を対象として平成している。つまり，金融契約を結ぶかどうかは，

29年7月1日現在の世帯の状況（世帯票）および個

法的拘束力のみならず，契約相手をどの程度信頼

人の状況（個人票）について調べられている。調できるかに依存しているということである。ま

査は，配票自計，密封回収方式で実施されており，た，ベトナムにおける社会的ネットワークを調べ

16,341の世帯票配布数に対して，有効回収数はたNewman et al（2014）は，情報ギャップが存在す

10,369票であった（有効回収率63.5％）。また，対るもとでの社会的ネットワークが制度的な貯蓄に象世帯の18歳以上の個人に配布された26,383の個与える影響を分析している。ベトナム女性組合と人票に対して，有効回収数は19,800票であった

いった社会的ネットワークへの参加による金融情（有効回収率75.0％）。この調査では，家族や地域報の共有が，草の根レベルでの制度的な貯蓄を増

社会との繋がりが弱い人々の出現が社会問題となやすことに有効であるとの結果を得ている。さらるなか，友人・知人，別居の家族，親戚，地域社には，Gries and Dung（2014）も，ベトナムにおけ会の人々の共助機能の実態を明らかにするため，る社会的ネットワークによる繋がりと保険による日本社会において，どのような人がどのような社繋がりが家計貯蓄や資産蓄積に与える影響を見て会なネットワークに包摂され，もしくは，排除さいる。これらの先行研究が示唆することは，社会れているのか，人々が共助機能を果たせないので的なつながりのある世帯の方が，借入れに制約をあれば，その理由は何か，社会ネットワークで補受けずに消費や貯蓄の決定を行うことができるとえない公的な社会保障の機能はどこにあるべきかいうことで有り，本研究において借入れ制約の指などについて尋ねられている。9種類の事柄ごと標として「いざという時のお金の援助で頼る人がに，頼れる人がいるかが複数回答で聞かれていいない」を用いることの妥当性を示している。

る。

本論文の構成は以下のとおりである。第2節でとりわけ，金銭の借り入れに関連するものとしは使用するデータを紹介する。第3節では記述統ては，「いざという時のお金の援助」についての質計を示す。第4節では推定モデルを示す。第5節で問がなされている2)。頼れる人がいるかどうかを

は結果を示す。第6節で得られた結果を考察し， 「いる」，「いない」，「そのことでは人に頼らない」
で尋ねられ，「いる」場合の頼れる相手の選択肢

結論を述べる。

（複数回答）は，（1）家族・親族，（2）友人・知人，

Ⅱデータ（3）近所の人，（4）職場の人，（5）民生委員・福本論文で使用するデータは，国立社会保障・人は，この情報を利用し，どの家計が借入れ制約に口問題研究所が2017年7月に実施した『生活と支陥っているのかを定義する。なお，この調査でえ合いに関する調査』からのマイクロデータであは，家族・親族，友人・知人，近所の人，およびる。この調査は，人々の生活困難の状況や，家族

職場の人がいざという時のお金の援助を必要としや地域の人々との間の支え合いの実態を把握し，ている時に，手助けを行なうかどうかが尋ねられ祉の人，（6）その他の人の6つである。本研究でそのほかの8つの事柄は，子どもの世話や看病，（子ども以外の）介護や看病，重要な事柄の相談，愚痴を聞いてくれること，喜びや悲しみを分かち合うこと，日頃のちょっとした手助け，家を借りるときの保証人を頼むこと，
成年後見人・補佐人を頼むことである。
2)0104_社会保障研究_【暮石】_SK-1.smd Page 3

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290

社 会 保 障 研 究Vol. 4 No. 3

40

36.24

35
30

％

25
20.14

20

17.33

15
10
5
0
いざという時のお金の そのことでは頼らない
援助で頼れる人がいない

家計の貯蓄が所得の 2 か月分未満

注：『生活と支え合いに関する調査』2017年より著者作成。「いざという時のお金の援助で頼る人がいない」についてはn = 3,694，家計の貯蓄が所得の2か月分未満についてはn = 3,778。

図1

借入れ制約に直面する世帯ている。
本論文では，先に述べたように，借入れ制約の表1指標として（1）「いざという時のお金の援助で頼いざという時のお金の援助で頼る人と家計の貯蓄が所得の2か月分の関係
家計の貯蓄が所得の2か月分る人」がいないと（2）2ヶ月分の世帯所得を超えた世帯貯蓄を保有していないを用いる。所得に関以上しては，退職世帯の所得の場合，年金所得が主となるため現役所得と比較することが難しい。そこで，現役世帯と考えられる60歳未満の世帯主に限定する（サンプルの大きさは4,308人）。さらに，分析に使用する変数の情報があるものに限定したいる
いざという時の いない
お金の援助で頼る人そのことでは人に
頼らない
Total

3,694人を分析の対象とする。

Ⅲ

未満

Total

1,512

798

2,310

65.45

34.55

100

318

322

640

49.69

50.31

100

524

220

744

70.43

29.57

100

2,354

1,340

3,694

63.72

36.28

100

記述統計

注：
『生活と支え合いに関する調査』2017年より著者作成。上は実数，下は％。

この論文で使用する『生活と支え合いに関するの2か月分未満である世帯主は36.2％であり，3割調査』における3,694人のデータから，いざという半ばの世帯主が借入れ制約に直面しているといえ時のお金の援助で頼る人はいますかに「いない」

る。

と答えた世帯主は17.3％おり，2割弱の世帯主が本論文で用いる借り入れ制約の二つの指標をク

借入れ制約に直面しているといえる（図1）。「そロスで見たのが表1である。いざという時のお金のことでは頼らない」と答えた世帯主は20.1％での援助で頼る人がいない640人のうち，約50％のある。先に述べた通りKohara and Horioka（2006）

世帯の貯蓄が所得の2か月分未満であり，どちらでは，日本の若年既婚女性の8-15％が借り入れ制の指標においても借入れ制約に直面している。ま約に直面していることから，本論文の指標の方がた，いざという時のお金の援助で頼る人がいると高い。Zeldes（1989）など先行研究で用いられる

答えた2,310においても，三分の一強が家計の貯ことが多い指標の一つである，家計の貯蓄が所得

蓄が所得の2か月分未満であり，従来の借り入れ

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借り入れ制約とお金の援助で頼る人：『生活と支え合いに関する調査（2017年）』を使って

291

制約の指標では借り入れに直面していることにな

では，40歳代後半でピークを打ち，その後50歳代る。このように，従来の指標と本研究で新たに提後 半 で 低 下 す る（最 も 高 い の は 40 歳 代 後 半 の案する指標との間には重ならない個人がかなりい

21.0％）。女性では，30歳代後半で急激に上昇しることが分かる。そのことでは人に頼らないと答（40歳代前半で23.1％），その後も20％台のままでえた744人には家計の貯蓄が所得の2か月分以上を「頼らない」とある。30歳代前半までは「いない」

保有している個人が7割強おり，資産が多いため答えている世帯主は男性の方が多いが，30歳代後人には頼る必要がないようだ。

半以降は女性の方が多い。
（女性の20歳未満と20

つぎに年齢階級ごとの「いざという時のお金の援助で頼る人はいますか」に「いない」や「頼らない」と答えた世帯主の割合を見てみよう。男性

歳代前半は「いない」が0％であり，20歳未満の「頼らない」が0％であることに注意。）
頼らないに関しては，男性ではおおむね「いな

30
25
20
% 15
10
5
0
いない：男性~20 歳

頼らない：男性

20 〜 24

25~29

30~34

いない：女性
35~39

40~44

頼らない：女性

45~49

50~54

55~59

注：
『生活と支え合いに関する調査』2017年より著者作成。男性でn = 3,004，女性でn = 690。

図2 いざという時のお金の援助で頼る人がいない割合の年齢プロファイル
60
50
40
% 30
20
10
0

男性
~20歳

20〜24

女性
25~29

30~34

35~39

40~44

45~49

50~54

55~59

注：
『生活と支え合いに関する調査』2017年より著者作成。n = 3,778。

図3 家計の貯蓄が所得の2か月分未満の個人の割合の年齢プロファイル

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社 会 保 障 研 究Vol. 4 No. 3

い」よりも割合は高く，20歳代後半と30歳代前半ている。分析に用いるサンプルは，世帯主に限定

で急に高まっているものの，年齢とともに上昇ししているため男性が81％と多く，年齢に関してもている。女性に関してもおおむね年齢とともに上40歳代と50歳代が多い。20％が独身で，離別と死昇している。

別はそれぞれ10％と2％である。中学校卒が少な

家計の貯蓄が所得の2か月分未満を借入れ制約

く，大学卒が42％で最も多く，高卒が次いで多いの指標としてみた場合（図3），男性では20歳代前（37％）。6割が持ち家で，子供の数は平均すると半から40％を越え，その後低下していき，50歳代

1.34人，世帯人員数は2.8人である。8割が勤めで，後半で3割である。女性では20歳代後半で35％を

自営業は8％である（無職の世帯主が8％いる）。

越え，40歳代前半では50％に達している。

Ⅳ

さらに，世帯所得（十分位）別に見たのが次の推定モデル図である。どちらの指標でみても，世帯所得が高
いほど，借入れに制約がかかる世帯主の割合は下（ア） 借入れ制約に直面している世帯主の特徴についてがっている。いざという時のお金の援助で頼る人はいますかに「いない」と答えた世帯主の割合は，どのような特徴を持つ世帯主が借入れ制約に直第1十分位で最も高く32.6％で，第9十分位で最も面しているのかを調べるため，次の式（1）を用い低く17.1％である。家計の貯蓄が所得の2か月分て多項ロジットモデルで推定を行う：

未満の個人の割合では，第3十分位で最も高く
59.1％で，第10十分位では21.2％である。とはいえ，家計の貯蓄と所得による指標の場合，世帯所
得が第1十分位の世帯では，借入れ制約に直面する世帯がいないことになっている。貯蓄に比べて所得が低いためであろう。「頼らない」について

P(Borrowing_f (a1 age_c + a2 single + a3 divorced + a4 （1）Constrained=j) = widowed + a5 educ_c + a6 own_house + a7
health + a8 #children + a9 #households +a10 salaried + a11 selfemployed + a12 e_
income_c +u),
j= 1,2,3は世帯所得が高いほど割合が高い。
表2に，『生活と支え合いに関する調査』の本分式（1）において，Borrowing_Constrainedは，2

析に使用するサンプルについて，記述統計を示しつの指標を用いる。1つ目は，いざという時のお

70
60
50
%

40
30
20
10
0
いざという時のお金の援助で頼る人がいない
第1十分位
第6十分位

そのことでは
頼らない
第2十分位
第7十分位

第3十分位
第8十分位

家計の貯蓄が所得の2か月分未満
第4十分位
第9十分位

第5十分位
第10十分位注：『生活と支え合いに関する調査』2017年より著者作成。「いざという時のお金の援助で頼る人がいない」についてはn = 3,694，家計の貯蓄が所得の2か月分未満についてはn = 3,778。

図4 世帯所得（十分位）別にみた借入れ制約に直面する個人の割合

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借り入れ制約とお金の援助で頼る人：『生活と支え合いに関する調査（2017年）』を使って変数age_cは5歳ごとの年齢階級変数で，20歳未

表2 記述統計
平均
男性

293

標準偏差

0.813

0.390

年齢階級

満から55〜59歳までを入れてある（ベースライン
は40〜44歳）。二値変数single，divorced，およびwidowedはそれぞれ独身，離別，死別を示してい

20歳未満

0.006

0.079

20〜24歳

0.027

0.162

る（ベースラインは既婚）。変数educ_cは教育水

25〜29歳

0.045

0.208

準（中卒，短大卒，大学卒，大学院卒）を 表し

30〜34歳

0.086

0.281

35〜39歳

0.120

0.325

（ベースラインは高卒），own_houseは持ち家かど

40〜44歳

0.161

0.368

45〜49歳

0.184

0.388

までの5段階の主観的健康観であり，値が大きい

50〜54歳

0.187

0.390

55〜59歳

ほ ど 良 い 健 康 状 態 を 示 す。連 続 変 数 で あ る

0.183

0.387

独身

0.200

0.400

離別

0.097

0.296

死別

0.017

0.129

教育

うかを表す二値変数である。変数healthは1から5#childrenと#householdsはそれぞれ世帯内の子どもの数と世帯人員数を示し，常勤で働いていればsalariedは1を，自営業であればselfemployedは1をとる（ベースラインは無職）。世帯の所得として，

中卒

0.025

0.155

高卒

0.366

0.482

短大卒

0.071

0.258

を入れている。uは誤差項である。

大卒

0.415

0.493

（イ） 借入れ制約と家計の生活水準の変化

大学院卒

0.122

0.328

持ち家

0.613

0.487

次に，借り入れ制約に直面している世帯の方

主観的健康

3.815

1.034

子どもの数

1.341

1.124

して，生活水準が変化しているかどうかを検証す

世帯員数

2.811

1.380

勤め

0.842

0.365

る。本論文で使用する『生活と支え合いに関する

自営業

0.084

0.277

第Ⅰ十分位

0.058

0.234

目はない。そこで，本分析では，消費の変化では

第Ⅱ十分位

0.064

0.244

第Ⅲ十分位

0.066

0.247

なく主観的な家計の生活水準の変化を分析に用い

第Ⅳ十分位

0.079

0.270

第Ⅴ十分位

0.095

0.293

うかは，消費の観点から検証するよりは，生活水

第Ⅵ十分位

0.099

0.298

準や暮らし向きといった限界効用により近い主観

第Ⅶ十分位

0.115

0.319

第Ⅷ十分位

0.129

0.335

的指標の観点から検証されるべきとの指摘も多

第Ⅸ十分位

0.146

0.353

第Ⅹ十分位

0.151

0.358

世帯所得階級注：『生活と支え合いに関する調査』2017年より著者作成。
n = 3,694

世帯の等価可処分所得の十分位を示すe_income_cが，直面していない世帯よりも，所得の変化に対調査』には，世帯の支出に関しては世帯票で尋ねられているものの，消費の変化についての質問項

る。ライフサイクルモデルにしたがっているかどい。例えば，退職後に仕事に関係する支出が終了していたり，余暇時間と代替的な財の消費が減っていたり，世帯構成が変化していたりするのであれば，退職後の消費の低下は見せかけであり，限界効用は平準化されているにもかかわらず退職後金の援助で頼る人がいない場合（借入れ制約に直に消費は減るかもしれない（暮石［2011］）。

面している場合）は1，頼る人がいる場合（借り入つまり，消費の変化の代理として，家計の生活れ制約に直面していない）は2，そのことでは人に水準の5年前の状況と比べた現在の状況を用いる。

頼らない場合は3をとるカテゴリー変数である。

その上で，収入における5年前の状況と比べた現

また，2つ目の指標として，家計の貯蓄が所得の2在の状況とどの程度関連しているのかが，個人がか月分未満であれば1，そうではない場合0をとる

借り入れ制約に直面しているかどうかによって異二値変数を用いる。

なるのかを調べるということであり，次の式の推0104_社会保障研究_【暮石】_SK-1.smd Page 7

19/12/19 10:53 v3.40

294

社 会 保 障 研 究

定を行う：

Vol. 4 No. 3

いということである。年齢に関しては，20歳未満
から30〜34歳までが負で有意であった。つまり，ΔStandard of living = a1 + a2 borrowing constrained + a3 Δ （2）income+ a4 borrowing constrained xΔ
income + a5 single + a6 divorced + a7
widowed + a8 educ_c + a9 own_house +a10 health + a11 #children + a12#households + a13 salaried + a14
selfemployed + a15 e_income_c +u

40〜44歳をベースラインとして，それよりも若いと借入れ制約に直面する確率は低いということである。45歳より老いているかは有意ではなかった。独身や離別は正で有意なので，独身者や離別を経験すると借入れ制約に直面する確率は高い。
中卒は正で，大卒は負で有意なので，学歴が低い

被説明変数ΔStandard of livingは，5年前にくらほど借入れ制約に直面する確率は高い。主観的健べて現在の生活水準がどうなっているかを示す順

康観は負で有意なので，健康水準が高いほど借入

序変数である。5が「かなり悪くなった」，4が「悪れ制約に直面する確率は低いということである。

くなった」，3が「ほとんど変わらない」，2が「よ子どもの数や世帯人員数に関しては有意ではなくなった」，1が「かなりよくなった」である。説かった。世帯主本人の就労については，自営業が明変数のΔincomeは過去5年の間の収入の変化を負で有意である。所得水準に関しては，第5十分

しめす変数で，1が「増えた」を，2が「変わらな位をベースライトすると，第7十分位と第9十分い」，3が「減った」を示す。資本市場が不完全で位，第10十分位が負で有意であった。つまり，世あり，将来の所得を担保とした借入れができず，

帯所得階級が第7十分位や第9十分位，第10十分位

借入れに制約がかかるのであれば消費者は，収入に属する世帯の世帯主は，借入れ制約に直面するの変化に対して，消費（つまり生活水準）を下げ

確率が3~6％ポイント低いということである。低ざ る を 得 な い。し た が っ て，交 差 項 borrowing

い世帯所得階級については有意ではなかったの

constrained xΔincomeの係数は正となると予想さで，この指標を用いた場合，世帯所得が低いかられる。

といって借り入れ制約に直面する割合が高いというわけではない。

Ⅴ

分析結果

列（3）のいざという時のお金の援助で「人に頼らない」の限界効果についてみておくと，男性や（ア） 結果：借入れ制約に直面している世帯の特徴
表3に式（1）の分析の結果，つまり，「いざという時のお金の援助で頼る人がいない」と「家計の50歳代，死別，大卒，勤めや自営業といった属性の世帯主がいざという時のお金の援助で人に頼らないことがわかる。世帯所得階級については第1と第3，第10十分位が正で有意であった。

貯蓄が所得の2か月分未満」のそれぞれに関して，

列（4）は，被説明変数を借入れ制約の指標をさまざまな社会経済的な特徴との関係を示した。

「家計の貯蓄が所得の2か月分未満」に変えて行っまず「いざという時のお金の援助で頼る人がいた分析の結果を示している。多くの変数においてない」を借入れ制約の指標とした場合の結果を見列（1）の頼れる人が「いない」の場合と結果は似てみよう。同表の列（1）には，
「いない」
，列（2）

通ってはいるものの，例えば，年齢階級についてには「いる」，そして列（3）には「そのことではは大きな違いがある。年齢階級に関しては20〜24

人に頼らない」についての限界効果がそれぞれ示

歳，25〜29歳の係数が正で有意であり，45〜49歳してある。（1）列において「いざという時のお金と55〜59歳の係数が負で有意であった。つまり，の援助で頼る人がいない」と性別の間には，統計40〜44歳をベースラインとして，それよりも若い的に有意な正の相関関係があることがわかった。

と借入れ制約に直面する確率は8.7％ポイントか

つまり，平均的な属性の世帯主で評価して，男性

ら23.2％ポイント高く，老いていると借入れ制約

は借入れ制約に直面する確率は7.5％ポイント高に直面する確率は4.9％ポイントから8.1％ポイン

0104_社会保障研究_【暮石】_SK-1.smd Page 8

19/12/19 10:53 v3.40

借り入れ制約とお金の援助で頼る人：『生活と支え合いに関する調査（2017年）』を使って295

表3 結果（借入れ制約に直面している世帯主の特徴，限界効果）
いざという時のお金の援助で頼る人がいない
多項ロジットによる推定（1）頼れる人がいない
男性

0.075 ***

（2）頼れる人がいる

家計の貯蓄が所得の2か月分未満
ロジットによる推定（3）そのことでは人に頼らない（4）家計の貯蓄が所得の2か月分未満（0.014） −0.114 ***（0.024）0.039 ***

（0.020）0.137 ***

（0.026）

年齢階級
20歳未満

−0.138 ***（0.019）0.310 ***

（0.038） −0.172 ***（0.032）0.124（0.323）20〜24歳−0.136 ***（0.014）0.258 ***

（0.033） −0.123 ***（0.030）0.232 ***

（0.076）25〜29歳−0.072 ***（0.024）0.100 **

（0.039） −0.028（0.034）0.087 ***

（0.050）30〜34歳−0.043 *（0.022）0.058 *

（0.033） −0.014（0.028）0.004（0.036）35〜39歳−0.024（0.021）

0.032（0.030） −0.008（0.026）0.001（0.032）45〜49歳

0.033（0.022） −0.057 **（0.028）0.024（0.025）−0.049 ***（0.028）50〜54歳

0.029（0.022） −0.074 **（0.029）0.045 *

（0.025）0.008（0.029）55〜59歳

0.015（0.022） −0.072 **（0.030）0.057 **

（0.027）−0.081 ***（0.029）独身

0.123 ***

（0.028） −0.160 ***（0.031）0.038（0.025）0.089 ***

（0.033）離別

0.116 ***

（0.033） −0.115 ***（0.037） −0.001（0.029）0.163 ***

（0.039）（0.041） −0.093（0.069）（0.068）死別−0.0480.141 **

−0.067（0.068）

教育
中卒

0.092 **

（0.044） −0.061（0.056） −0.031（0.045）0.214 ***

（0.064）

短大卒

0.003

（0.023）0.007（0.033） −0.010（0.028）−0.115 ***（0.030）大卒−0.060 ***（0.014）0.030（0.019）（0.016）−0.227 ***（0.019）

大学院卒−0.005（0.018）0.017（0.026） −0.012

0.030 *

（0.023）−0.053 ***（0.026）

持ち家−0.006（0.014）0.001（0.019）0.005（0.016）−0.062 ***（0.020）

主観的健康−0.034 ***（0.006）

0.031 ***

（0.008）0.003（0.007）−0.049 ***（0.009）0.033 ***

（0.012）

子どもの数

0.010

（0.008）0.001（0.011） −0.011（0.009）世帯員数−0.001（0.007）0.013（0.010） −0.012（0.008）

勤め−0.035（0.030） −0.040（0.039）0.074 **

（0.030）0.114 ***

（0.043）

自営業−0.048 *（0.025） −0.045（0.054）

0.093 *

（0.054）0.076（0.060）0.104 *

（0.055）−0.005（0.010）

世帯所得階級
第Ⅰ十分位

0.053

（0.041） −0.157 ***（0.055）

第Ⅱ十分位

0.038

（0.033） −0.020（0.044） −0.018（0.038）0.138 ***

（0.046）

第Ⅲ十分位−0.005（0.028） −0.075 *（0.045）0.081 *

（0.044）0.130 ***

（0.044）

第Ⅳ十分位

0.004

（0.027） −0.047（0.041）

0.043（0.039）0.061（0.040）

第Ⅵ十分位−0.029（0.023）（0.038）0.027（0.035）−0.021（0.036）

0.001

第Ⅶ十分位

−0.037 *（0.021） −0.015（0.037）0.052（0.035）−0.046（0.034）

第Ⅷ十分位−0.033（0.022） −0.005（0.036）0.038（0.034）−0.079 ***（0.033）

第Ⅸ十分位−0.058 ***（0.019）0.012（0.035）0.047（0.033）−0.066 ***（0.033）

第Ⅹ十分位−0.055 ***（0.020） −0.005（0.037）0.060 *

（0.035）−0.152 ***（0.031）

注：『生活と支え合いに関する調査』2017年より著者作成。括弧内は標準誤差。*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1。

ト低いということである。また，所得階級に関して，低い所得階級で正で有意，高い所得階級で負（イ） 結果：借入れ制約と家計の生活水準の変化についてで有意であり，所得が低いほど借り入れ制約に直次に，表4に式（2）の分析の結果を示してある。

面する割合が高く，「いざという時のお金の援助

列（1）では，借り入れ制約の指標として「いざとで頼る人がいない」の場合と異なっている。

いう時のお金の援助で頼る人がいない」を用いている。その結果，借入れ制約（つまり，いざという時のお金の援助で頼る人がいない）と収入の変化の交差項は有意ではなく，むしろ「そのことで0104_社会保障研究_【暮石】_SK-1.smd Page 9

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296

社 会 保 障 研 究

表4 結果（借入れ制約と家計の生活水準の変化について，係数）（1）
変数（2）

いざという時のお金の援助で頼る −0.0324
人がいない（＝1）（0.0782）
そのことでは人に頼らない（＝1）−0.0350

（1）
変数
持ち家

（0.0780）−0.141−0.140（0.0942）（0.0944）

いざという時のお金の援助で頼る
0.0107
人がいない（＝1）×収入の変化 （0.0385）（0.0384）

そのことでは人に頼らない（＝1） 0.132***
×収入の変化（0.0417）（0.0418）0.01440.125***

家計の貯蓄が所得の2か月分未満（＝1）（0.0648）（0.0657）

家計の貯蓄が所得の2か月分未満（＝1）×収入の変化（0.0308）（0.0312）

収入の変化

表4 結果（借入れ制約と家計の生活水準の変化について，係数）（3）

被説明変数：生活水準の変化（OLSによる推定）−0.0230
0.0764**0.00775
0.0566*0.490*** 0.486*** 0.464***0.03450.03470.0223

主観的健康−0.140 −0.271*−0.175

子どもの数−0.0652−0.138 −0.0906

世帯員数−0.104* −0.116* −0.116*

勤め−0.116** −0.124*** −0.120**

自営業−0.0914** −0.0948** −0.0940**

第Ⅰ十分位−0.00831 −0.00412 −0.00451

第Ⅱ十分位

0.03950.03370.0402

第Ⅲ十分位−0.00747 −0.00350

0.00317

第Ⅳ十分位

0.0947**0.103** 0.0868**（0.0406）（0.0401）（0.0405）
離別

0.101** 0.0974**

0.0875*（0.0480）（0.0476）（0.0479）
死別

0.01140.00218−0.212*** −0.226*** −0.221***0.03400.137**

0.09400.177*** 0.169*** 0.163***
0.05530.02830.03890.0501

0.04400.0414（0.0538）（0.0536）（0.0537）
第Ⅵ十分位

0.01060.008430.0140（0.0509）（0.0505）（0.0507）
第Ⅶ十分位−0.00642 −0.00933 −0.00251（0.0492）（0.0490）（0.0491）

第Ⅷ十分位−0.00400

0.00175

0.00398（0.0484）（0.0482）（0.0483）
第Ⅸ十分位−0.0916* −0.0911* −0.0853*（0.0481）（0.0479）（0.0479）

第Ⅹ十分位−0.145*** −0.140*** −0.131***（0.0494）（0.0493）（0.0494）

定数項

2.322*** 2.319*** 2.326***（0.108） （0.108） （0.111）（0.0408）（0.0404）（0.0407）
独身−0.0295 −0.0567 −0.0448（0.0575）（0.0572）（0.0574）（0.0390）（0.0386）（0.0389）
55〜59歳0.0336** 0.0307** 0.0338**（0.0589）（0.0584）（0.0588）（0.0382）（0.0379）（0.0381）
50〜54歳0.00471（0.0690）（0.0680）（0.0698）（0.0429）（0.0426）（0.0428）
45〜49歳0.00659（0.0669）（0.0662）（0.0667）（0.0483）（0.0478）（0.0482）
35〜39歳0.00825（0.0565）（0.0560）（0.0564）（0.0624）（0.0620）（0.0622）
30〜34歳−0.0891*** −0.0893*** −0.0858***（0.0135）（0.0133）（0.0135）（0.0846）（0.0840）（0.0846）
25〜29歳−0.0195 −0.00403 −0.0125（0.0155）（0.0153）（0.0155）（0.171） （0.164） （0.171）
20〜24歳（3）（0.0114）（0.0113）（0.0114）（0.0368）（0.0366）（0.0368）
20歳未満

（2）

被説明変数：生活水準の変化（OLSによる推定）（0.0261）（0.0259）（0.0261）（0.0200）（0.0202）（0.0229）
男性

Vol. 4 No. 3

観測数

3,666

3,746

3,666

R-squared

0.333

0.331

0.337

注：
『生活と支え合いに関する調査』2017年より著者作成。括弧内は標準誤差。*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1。

0.0169（0.0914）（0.0915）（0.0911）
中卒

0.02190.04680.00650（0.0738）（0.0725）（0.0737）
短大卒

0.0876* 0.0947** 0.0980**（0.0463）（0.0462）（0.0462）

大卒
大学院卒

は人に頼らない」との交差項が正で有意であった。つまり，いざという時のお金の援助で頼る人がいない世帯主であっても，5年前の状況と比べ0.0527*

た現在の収入の変化が，5年前の生活水準と比べ（0.0270）（0.0272）（0.0274）

た現在の生活水準は変化とリンクしていないとい

0.03020.0500*0.0681* 0.0746** 0.0747**（0.0372）（0.0368）（0.0371）

0104_社会保障研究_【暮石】_SK-1.smd Page 10

うことである。「そのことでは人に頼らない」とする世帯主の方が，5年前と比べて収入が減少す

19/12/19 10:53 v3.40

借り入れ制約とお金の援助で頼る人：『生活と支え合いに関する調査（2017年）』を使って297

ると，5年前と比べた生活水準が低下している。

の相関をしていることが分かった。借り入れ制約

年齢に関しては，25〜29歳と30〜34歳，35〜39の変数を，従来用いられることが多かった「家計歳が負で有意であった。つまり，40〜44歳をベーの貯蓄が所得の2か月分未満」に変えて分析したスラインとして，それよりも若いと5年前の生活場合，借入れ制約に直面している世帯の特徴はほ水準と比べた現在の生活水準は高いということでぼ同じだったが，年齢階級に関して若いと借入れある。独身や離別は正で有意なので，独身者や離制約に直面しやすく，所得が低いほうが借入れ制

別を経験すると5年前の生活水準と比べた現在の約に直面しやすいという違いがあり，「いざとい

生活水準は低くなるということである。教育水準

う時のお金の援助で頼る人がいない」の場合と逆に関しては，短大卒と大学院卒の変数が正で有意であった。すなわち，年齢階級が若いと「いざとなので，学歴が高いほど5年前の生活水準と比べいう時のお金の援助で頼る人がいる」一方，「家計た現在の生活水準は低くなっている。主観的健康の貯蓄が所得の2か月未満」である傾向が高く，年観は負で有意なので，健康水準が高いほど5年前齢が高いと「いざという時のお金の援助で頼る人の生活水準と比べた現在の生活水準は高くなってがいない」一方，「家計の貯蓄が所得の2か月以上」いる。世帯人員数に関しては正，自営業に関してである傾向が高いということだろう。ほかの社会は負で有意であった。所得水準に関しては，第5経済変数が同じ傾向を示すことから，年齢と借入十分位をベースラインすると，第2十分位の係数

れの議論は今後の課題である。

が正で有意，第9十分位と第10十分位の係数がど

また，借り入れ制約に直面している世帯の方ちらも負で有意であった。つまり，低い所得十分

が，所得の変化に対して生活水準が変化している位に属する世帯の世帯主は，5年前の生活水準とのかについても分析を行った。いざという時のお比べた現在の生活水準は低くなり，最も高い第9金の援助で頼る人がいない世帯主が，5年前の状十分位や第10十分位に属する世帯の世帯主は，生況と比べた現在の収入が減ったとしても，5年前

活水準は高くなるということである。

の生活水準と比べた現在の生活水準は変化しない

式（2）において，借り入れ制約の指標を「家計ということであった。むしろ，いざという時のおの貯蓄が所得の2か月分未満」に変更して分析金の援助で人に頼ろうとしない世帯において，5行った結果を列（2）に示している。借り入れ制約

年前の状況と比べた現在の収入が減ると，5年前と収入の変化の交差項は正で有意である点が大きの生活水準と比べた現在の生活水準が低下していな違いであり，係数の大きさは0.076である。まるということであった。いざという時のお金の援た，列（3）には「いざという時のお金の援助で頼助で頼る人がいない世帯よりも，そのことでは人る人がいない」と「家計の貯蓄が所得の2か月分未に頼らない世帯において，経済的ショックへの対満」を両方とも加えた推定の結果を示してある。

処として必要な資金の流動性を確保するのに苦労

係数および有意水準に大きな違いは無い。

しているという結果は，そもそもお金の援助で人に頼ろうとしても断られることを予想して頼ろう

Ⅵ

結論としなかったり，人に頼ることがスティグマとなっていたりすることから借入れ制約に直面する

本論文では，国立社会保障・人口問題研究所が度合いが強いことがあるのかもしれない。

2017年7月に実施した『生活と支え合いに関する調査（2017年）』を用い，まず，どのような世帯が借入れ制約に直面しているのかを検証した。
その結果，借り入れ制約を示す変数である「いざという時のお金の援助で頼る人がいない」との間には，男性，独身や離別，低学歴，不健康が正

0104_社会保障研究_【暮石】_SK-1.smd Page 11

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299

The Borrowing Constraints and Social Network
for the Financial Assistance: Using¤The National Survey
on Social Security and People¥s Life (2017)¥
Wataru KUREISHI＊
Abstract
This paper examines which households face borrowing constraints and whether those facing
borrowing constraints are related to changes in income and living standards using ‘The National Survey on
Social Security and People’s Life (2017)’ conducted by the National Institute of Population and Social Security
Research. In this paper, we use “there is no one to rely on the financial assistance” as an index of borrowing
constraint.
As a result of the analysis, households who have “no one to rely on the financial assistance” arecharacterized by male, single, divorced, low educational background, and unhealthy. And, as for the age class,the result is that the older the age is, the less people have someone to rely on the financial assistance. Whenthe borrowing constraint index is changed to “households’ deposits and savings are equal to or less than twomonths’ household income” , the characteristics are almost the same as those of households facing theborrowing constraint using “there is no one to rely on the financial assistance”, but the opposite trend isobserved: the younger the age group, and the lower the household income group, the higher the proportion ofhouseholds facing the borrowing constraint with “households’ deposits and savings are equal to or less than
two months’ household income”.
Keywords：Borrowing Constraints, Financial Assistance, The National Survey on Social Security and People¥
s
Life

＊

Senior Researcher Department of Empirical Social Security Research

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