JILPT Discussion Paper 23-05
2023 年 3 月
就業形態・年収と節約傾向の関係

独立行政法人 労働政策研究・研修機構
研究員

何

芳

《 要

旨 》

本稿は、
「暮らしと意識に関する NHK・JILPT 共同調査」において、回答者が自己評価した消費スタイルの情報を利用して、消費の節約傾向が、就業形態や年収により、どのよ
うに異なるか分析を行った。まず最初に、節約しているか否かのプロビット分析を行い、次に、節約の程度を順序プロビットモデルで分析した。
「生活を切り詰めている」ことを節約していることと定義して分析した結果、以下の傾向が確認された。1）年収の節約傾向への影響をコントロールしない場合、正規雇用者の個人と比べて、非正規・フリーランスの個人が節約する確率は 7.0%ポイント、無業の個人が節約する確率は 11.4%ポイント高い。2）年収の節約傾向への影響をコントロールする場
合、就業形態と節約傾向の関係は、配偶状態によって異なる傾向が見られた。特に、無配偶者の場合、非正規・フリーランスや無業の個人が節約する確率は、正規雇用者の個人と比べて、有意に高い。3）個人年収の節約傾向への影響に関しては、無配偶者の場合、400
万円未満までの年収階級、有配偶者の場合、すべての年収階級において、年収階級が低いほど節約する確率が有意に高い。4）世帯年収の節約傾向への影響に関しては、無配偶者の場合、「800 万円以上」と比べ、「400 万円未満」が節約する確率は有意に高いが、有配偶者の場合、年収階級が低いほど節約する確率が有意に高い。5）その他の個人属性の節約傾向への影響に関しては、男性は女性より、無配偶者は有配偶者より節約する確率が高い。
また、15 歳時の家庭の生活水準が「暮らしに余裕は全くなかった」個人や、無配偶者の場
合は子どもがいる個人も節約する確率が有意に高い。
以上、本稿の分析から、就業形態や年収の節約傾向への影響が確認された。政策的イン
プリケーションとしては、労働市場における就業形態の違いと所得格差は、消費面の格差に直接つながることが確認され、所得格差や貧困問題に取り組むことの重要性が改めて確認された。

(備考） 本論文は、執筆者個人の責任で発表するものであり、独立行政法人 労働政策研究・研修機構としての見解を示すものではない。

目

次

１．はじめに ................................................................................................................ 1
２．先行研究のサーベイ ............................................................................................ 2
３．利用するデータ ..................................................................................................... 4
3.1 データの構造とサンプルの限定 ....................................................................... 4
3.2 分析に利用する消費の変数 .............................................................................. 5
3.3 クロス集計による確認 ..................................................................................... 5

４．実証分析 .............................................................................................................. 7
4.1 計量経済モデルの設定 ..................................................................................... 7
4.2 推計結果 ........................................................................................................... 8
4.2.1 推計結果：就業形態・年収の「生活を切り詰める」確率への影響 ........... 8
4.2.2 推計結果：就業形態・年収の「節約する」確率への影響........................ 11
4.2.3 推計結果：順序プロビットによる確認 .................................................... 14

補論：就業形態・年収と項目ごとの節約傾向 .......................................................... 15
５．結論 .................................................................................................................... 16
参考文献 .................................................................................................................. 18
付表 ......................................................................................................................... 20

１．はじめに
家計の消費支出は、経済社会全体に大きな影響を及ぼしており、OECD 諸国では、家計消費が国内総生産（GDP）に占める割合は 5 割～7 割弱である。日本の場合、近年では、5 割強で推移している 1。家計の消費行動の特徴を把握することは、個人の経済厚生水準の状況のみならず、社会全体の消費支出の変化や景気変動を理解し、公共政策について検討をする際にも非常に重要である。本稿は、「暮らしと意識に関する NHK・JILPT 共同調査」（以下、「共同調査」）において、回答者が自己評価した消費スタイルの情報を利用して、消費の節約傾向が、就業形態や年収により、どのように異なるか分析を行い、消費面から格差問題にアプローチする。
これまでの格差研究は、所得や消費支出の情報を利用するものが多い（Piketty & Saez
2003; Meyer & Sullivan 2023; 大竹 2003; 大竹・斉藤 1996；森口 2017）。しかし、所得や消費支出より、回答者が自己評価した節約傾向に着目して分析することは、以下の利点がある。第 1 に、所得格差の研究の多くは年収情報を利用しており、ある一時点の所得格差の状況を確認している。貯蓄や借入で所得変動の経済厚生水準への影響は調整できるため、フローの所得で計測した格差の状況は実際の経済厚生水準の格差の状況より大きい可能性がある。それに対して、消費は各時点における所得のばらつきの影響を、全期間を通じて平準化させる傾向があり、より長い期間にわたる平均的な所得によって決定された経済厚生水準を反映している。第 2 に、消費支出額の情報を利用して、消費の変動や個人属
性の消費水準への影響を考察する場合、把握した消費支出額の違いと変動は、個人属性による該当項目への需要の違い、代替関係にある財・サービスの選択の変化、消費量の増加・抑制などのうち、どの要因によるかの判断が難しい。それに対して、回答者が自己評価した消費の節約傾向は、本人が望む消費水準と実際の消費水準の乖離の有無や度合いを直接知ることができる。
本稿の分析では、注目変数として就業形態や年収を用いている。就業形態は収入の安定
性、個人年収と世帯年収は予算制約の影響を示すものである。さらに、消費行動は、財やサービスの実際の消費量に関わっており、個人や家計の経済厚生水準に直接関係している。
就業形態や年収の節約傾向への影響を分析することで、属性による経済厚生水準の格差を把握することにもなる。本稿の分析結果は、格差状況に対する理解を深め、労働政策や格差関連対策の検討に有益な情報を与えることができると考える。
本稿の構成は以下のとおりである。第 2 節では、消費に関する先行研究を紹介する。第3 節では、分析に利用するデータを紹介し、クロス集計を用いて、就業形態・年収と節約

1

内閣府「国民経済計算」によると、2022 年の実質国内総生産に占める家計最終消費支出の割合は52.3%である。

－1－

傾向の関係を確認する。第 4 節では、計量分析を行い、就業形態・年収の節約傾向への影響を考察し、その結果について説明する。さらに、補論として、就業形態・年収の項目ごとの節約傾向への影響を確認する。第 5 節では、結論をまとめる。

２．先行研究のサーベイ
本節では、消費行動の決定に関する経済理論を紹介した後、消費関連の格差研究をサーベイする。

消費行動の決定に関する経済理論
消費行動の決定について、ケインズ型消費関数では、その時々の絶対所得額が消費を決定し、限界消費性向は 0 と 1 の間にあり、平均消費性向は所得の増加とともに低下すると考える 2。しかし、Kuznets(1946)は、短期およびクロスセクションデータでは、限界消費
性向は 1 より小さいが、長期的には平均消費性向はほぼ一定であることを確認した 3。短期消費関数と長期消費関数の平均消費性向に関する矛盾を説明する理論として、
Modigliani and Brumberg(1954)はライフサイクル仮説（life-cycle hypothesis）、
Friedman（1957）は恒常所得仮説（permanent-income hypothesis）を提示した。ライフサイクル
仮説では、消費はその人の生涯所得に依存して決定し、人々は貯蓄や借入を通じて生涯にわたって平準化した消費を行おうとすると考える。恒常所得仮説では、現在所得は恒常所
得と変動所得から構成され、消費は恒常所得に依存して決定すると考えている 4。恒常所
得仮説とライフサイクル仮説は、経済学における消費行動を説明する最も有力な仮説であり、それぞれの仮説の結果の含意は同じものであるため、それらを統合して、ライフサイ
クル・恒常所得仮説（LCPIH）と呼ばれている。ライフサイクル・恒常所得仮説は、減税や公共投資の効果、高齢化対策などの様々な政策に関してインプリケーションを持つため、
関 連 の 研 究 が 蓄 積 さ れ て い る （Hall 1978; Shea 1995; Carroll 1997; Gausden and2

限界消費性向とは、追加された１単位の所得のうち、どれだけが消費されるかを表すものである。平

均消費性向とは、消費の所得に対する割合である。
3

Kuznets(1946)は消費と所得の長期時系列データを集め、観察期間には大幅な所得増加があったにもかかわらず、所得に対する消費の割合は 10 年間単位でみると極めて安定しており、所得の増加につれて平均消費性向が低下するというケインズの推論は当てはまらないことを確認した。
4

恒常所得とは、所得のうち、将来にわたって持続すると予想される部分であり、変動所得とは、所得のうち、永続的ではないと予想される部分である。恒常所得仮説によると、時間が経過し、全般的な経済成長があれば、恒常所得が増加し、それに比例して消費が増加するため、平均消費性向が低下するこ
とはない。

－2－

Whitfield 2000; Gourinchas and Parker 2002; Mastrobuoni and Weinberg 2009; 宇南山
2011; 窪田 2010; 塚原 2013）。
本稿は、厳密にはライフサイクル・恒常所得仮説の検証を行っていないが、就業形態によって収入の水準や雇用の安定性に差が存在し、就業形態を恒常所得の高低を表す代理指標の 1 つとして考える場合、就業形態の節約傾向への影響の考察は、恒常所得と節約傾向の関係への理解を深めることにもつながる。

消費を指標とした格差研究
消費を指標とした格差研究や貧困研究の多くでは、消費の不平等度は、所得の不平等度と並行して変動しているのかについて検討を行っている。先行研究において、アメリカでは、所得格差が拡大していることについて合意がなされているが、消費の格差が同じ度合いで拡大しているかについては合意がなされていない。Slesnick (2001)、Fisher et al.,(2013) 5 は消費の不平等度は所得の不平等度ほど上昇していないことを示しているが、Attanasio et al., (2014)や Aguiar and Bils (2015)などの研究では、アメリカにおける消費の不平等度は所得の不平等度と近い動きをしていることが示されている 6。
また、Campos and Reggio (2015)はスペインのデータを利用して、不況期における失業率の 1%ポイントの上昇は、主な稼ぎ手が失業者になっていない世帯において、成人した個人一人当たり 0.7%ポイントの消費の減少をもたらすことを確認している。その上で、失業率の上昇は将来所得の予想額の下方修正をもたらし、それが消費の抑制につながると説明している。
日本では、消費の不平等度に関する研究は、データの利用制約もあり、あまり蓄積されていない。数少ない研究の中で、大竹（2003）や「全国消費実態調査」
を用いた内閣府（2006）『年次経済財政報告』では、消費支出のジニ係数や対数消費分散を年次ごとに計算しており、消費支出の格差は所得格差より小さいが、90 年代後半では、消費のジニ係数の上昇が5

Fisher et al., (2013)は、アメリカの 1985 年～2010 年データを用いて、1985 年～2006 年には所得と消費支出の不平等度は同じような動きをしているが、2007 年～2010 年には、消費支出の不平等度は縮小し、所得の不平等度は拡大したことを確認した。
6

Attanasio et al., (2014)は、アメリカの消費研究によく用いられる「消費者支出調査」（Consumer

Expenditure Survey：CE）の消費総支出情報の測定誤差の問題を意識し、1980 年～2010 年における所得と消費の格差状況に着目し、誤差の小さいカテゴリ情報の利用や保有する自動車の価値に着目した分析、贅沢品（娯楽）と必需品（食料）にかかる支出の比較、他の調査の消費情報を利用した頑健性確認で、アメリカでは、1980 年～2010 年において、消費の不平等度は所得の不平等度と同程度に上昇したことが示された。Aguiar and Bils (2015)は、贅沢品（娯楽）と必需品（食料）への消費支出の相対比率に関する高所得世帯と低所得世帯の差を確認することで、消費の不平等度の拡大状況を計測した。消費の総支出情報より、贅沢品と必需品の相対比率で計測した消費の不平等度の方が所得の不平等度と近い変動をしていることが確認された。

－3－

所得のジニ係数の上昇を上回っていることを示している。大竹・斉藤（1996）は、「全国消費実態調査」（1979 年、1984 年、1989 年）を用いて、コホートと年齢による消費の不平
等度の違いを計測し、40 歳以降、消費分布の不平等度が急速に高まり、新しいコホートほど、ライフサイクルの当初から消費の不平等度が高いことを確認した。さらに、海野（2019）
は、世帯主の雇用形態別にみた消費支出額の違いや妻の就業形態別にみた家計消費と平均
消費性向の違いの確認を通じて、世帯主が正規雇用者、妻が正規雇用者である場合、家計の消費支出が高い一方、平均消費性向が低いことを確認している。

本稿の特徴
本稿は、回答者が自己評価した消費スタイルの情報を利用して、消費の節約傾向が、就業形態や年収により、どのように異なるか分析を行う。節約していることを消費でみる経済厚生水準が低いことを表し、節約の程度は消費でみる経済厚生水準の高低を表していると考えて分析を進める。

３．利用するデータ
3.1 データの構造とサンプルの限定
本稿の分析に利用する「暮らしと意識に関する NHK・JILPT 共同調査」は、日本放送協会と独立行政法人労働政策研究・研修機構が共同で実施した調査である。人々の暮らし
向きと社会についての考え方を把握することを目的としており、調査会社の登録モニターを対象とした WEB 調査である。2022 年 7 月 29 日～8 月 1 日に実施され、2022 年 8 月 1
日現在の状況について調査している。調査対象者は、日本における 20～69 歳の男女であり、サンプル抽出は、「国勢調査」の性別、年齢、就業形態、居住地域の構造に比例するように行った。有効回答数は 5,370 人である 7。
共同調査は 20～69 歳の個人を対象としているが、60 代には労働市場から引退した個人が多く含まれており、これらの高年齢者の消費行動は、年収水準や就業形態より資産や貯蓄から受ける影響の方が大きいと思われる。消費行動の決定要因は、60 代はその他の年齢層と異なる可能性に配慮し、本稿の分析では、59 歳以下の個人のサンプルに限定した推計を行う。また、学生の消費行動の決定要因は、その他の個人と異なるため、在学中の個人のサンプルも分析から除く。

7「暮らしと意識に関する NHK・JILPT 共同調査」の一次集計の結果と調査の詳細については、

JILPT 記者発表『「暮らしと意識に関する NHK・JILPT 共同調査」（一次集計）結果の概要』（2022 年
9 月 16 日）を参照されたい。

－4－

3.2 分析に利用する消費の変数
共同調査において、節約傾向に関して、現在の消費スタイルについて尋ねる形で把握している。具体的には、（A）「あなたの現在の消費スタイルについて、最も近いものをお答えください」という設問に対し、「①節約せず、いまの消費を重視している」、「②節約をあまり意識せず消費している」、「③節約のため、無駄な消費をしない」、「④節約を最優先に、生活を切り詰めている」、「⑤その他」の５つの選択肢が設けられている。①～④は、順序関係にあり、④の場合は、節約傾向がもっとも強く、①の場合は、節約傾向がもっとも弱いと考える。また大きく分けて、③、④は「節約している」、①、②は「節約していない」と分類することができる。

3.3 クロス集計による確認
実証分析を行う前に、クロス集計を用いて、就業形態・年収と現在の消費スタイルの特徴を確認する。表１は、就業形態、個人年収 8、世帯年収 9別にみた現在の消費スタイルである。配偶状態によって、就業形態や年収の節約傾向への影響が異なる可能性があると思われるため、集計は、無配偶と有配偶の別に行った。ここで、特に注目しているのは、節約傾向を表す「④節約を最優先に、生活を切り詰めている」（以下、「生活を切り詰める」）と「③節約のため、無駄な消費をしない」（以下、「無駄な消費をしない」）の属性による割合の違いである。
表 1 をみると、「生活を切り詰める」と「無駄な消費をしない」割合に関する就業形態や年収階級による違いが見られた。就業形態 10に関して、配偶状態を問わず、正規雇用者の個人の「生活を切り詰める」割合が低く、無業の個人の「生活を切り詰める」割合が高い。
無業の場合、無配偶者の 28.9%、有配偶者の 12.2%が、非正規・フリーランスの場合、無配偶者の 17.2%、有配偶者の 8.0%が「生活を切り詰める」と回答している。「無駄な消費をしない」割合に関しては、配偶状態を問わず、非正規・フリーランスの個人がもっとも高く、続いて無業、正規雇用者、その他の就業形態の個人となっている。
個人年収と世帯年収に関しては、年収階級の低下に伴う「生活を切り詰める」割合の上昇が見られた。個人年収が「200 万円未満」の場合、無配偶者の 23.3%、有配偶者の 11.3%
が「生活を切り詰める」と回答しているのに対して、「600 万円以上」の場合、無配偶者の

8

本稿の分析に用いる個人年収は、個人の昨年の仕事による税込み年収を指す。

9

本稿の分析に用いる世帯年収は、家計をともにする家族全員の昨年の税込み年収額の合計を指す。

10

フリーランス（会社と雇用関係のない在宅就労・内職、委託労働・請負（雇用関係にない者））については、就業形態としては自営業主に含まれるが、実態としての就労の不安定性と年収水準が非正規雇用者に近いことを踏まえ、本稿においては、非正規・フリーランスをまとめて集計、分析している。
「その他」の就業形態には、会社等の経営者・役員・自営業者等を含む。

－5－

4.9%、有配偶者の 4.4%が「生活を切り詰める」と回答している。世帯年収が「400 万円未満」の場合、無配偶者の 21.4%、有配偶者の 22.2%が、「400～600 万円未満」の場合、無配偶者の 7.4%、有配偶者の 10.7%が「生活を切り詰める」と回答している。「無駄な消費をしない」割合は、各年収階級では、有配偶者の方が無配偶者より割合が高い。
「共同調査」の 59 歳以下で就学中を除いたサンプルでは、現在の消費スタイルの設問
において、「⑤その他」と回答した割合はわずか 0.4%であり、また、「⑤その他」の回答者の節約傾向は不明のため、第 4 節の実証分析では、「⑤その他」と回答した個人のサンプルを分析から除く。

表 1 クロス集計による確認：就業形態・年収と現在の消費スタイル（単位：%）

現在の消費スタイル

有配偶

無配偶

有配偶

無配偶

有配偶

無配偶

就業形態
正規
非正規・フリーランス
無業
その他
正規
非正規・フリーランス
無業
その他
個人年収
200万円未満200～400万円未満
400～600万円未満
600万円以上200万円未満200～400万円未満
400～600万円未満
600万円以上
世帯年収400万円未満400～600万円未満
600～800万円未満
800万円以上分からない
400万円未満400～600万円未満
600～800万円未満
800万円以上分からない①節約せず、 ②節約をあまり ③節約のた
いまの消費を 意識せず消費 め、無駄な消重視している している
費をしない

④節約を最優
先に、生活を切りつめている ⑤その他

合計

サンプルサイズ

4.2
2.3
1.8
3.6
3.3
1.9
2.1
6.3

31.9
21.9
12.7
25.0
28.5
21.8
22.5
31.0

55.7
58.0
56.1
54.3
60.3
67.7
62.6
53.5

7.8
17.2
28.9
17.1
7.7
8.0
12.2
8.5

0.4
0.5
0.4
0.0
0.2
0.6
0.6
0.7

100.0
100.0
100.0
100.0
100.0
100.0
100.0
100.0

1,090
557
228
140
1,126
486
329
142

2.7
3.3
3.1
6.6
1.9
2.1
3.9
4.6

16.2
24.9
38.2
44.5
21.6
24.6
26.0
35.2

57.2
60.0
53.0
43.4
64.5
64.7
61.5
55.5

23.3
11.5
5.4
4.9
11.3
8.6
8.1
4.4

0.6
0.2
0.3
0.5
0.7
0.0
0.4
0.2

100.0
100.0
100.0
100.0
100.0
100.0
100.0
100.0

636
810
387
182
753
419
457
454

3.8
3.3
2.3
7.5
2.1
2.4
2.1
2.6
3.0
4.4

17.2
33.2
37.4
36.3
28.3
13.2
18.5
28.5
36.8
24.0

57.2
56.2
53.2
49.4
57.9
62.3
68.7
62.9
56.3
61.5

21.4
7.4
6.4
6.3
11.2
22.2
10.7
5.8
3.4
9.2

0.4
0.0
0.6
0.6
0.5
0.0
0.0
0.2
0.5
0.9

100.0
100.0
100.0
100.0
100.0
100.0
100.0
100.0
100.0
100.0

739
365
171
160
580
212
422
431
563
455

注：共同調査の年齢 59 歳以下で学生でない個人のサンプルについて集計。

－6－

４．実証分析
本節の実証分析では、主に下記の 3 つの分析を行う。第 1 に、「④節約を最優先に、生活を切り詰めている」ことを節約していることと定義し、「1＝生活を切り詰める（設問 A の④）、0＝それ以外（①～③）」のプロビット分析を行い、就業形態・年収の節約傾向（「生
活を切り詰める」確率）への影響を考察する。第 2 に、「③節約のため、無駄な消費をしない」、「④節約を最優先に、生活を切り詰めている」ことをまとめて節約していることと定
義し、「1＝節約する（③～④）、0＝それ以外（①～②）」のプロビット分析を行い、就業形
態・年収の「節約する」確率への影響を考察する。第 3 に、①～④の節約の程度を順序プ
ロビットで分析する。推計では、配偶状態によって、就業状態や年収の節約傾向への影響に違いが存在する可能性 11に配慮し、全サンプルを用いた推計の他、無配偶者と有配偶者のサンプルごとの推計も行う。

4.1 計量経済モデルの設定
以下はプロビットモデルに用いる定式化を説明する。
𝑌𝑌𝑖𝑖𝑖𝑖∗ = 𝛼𝛼0 + 𝛼𝛼1 𝑤𝑤𝑤𝑤𝑖𝑖𝑖𝑖 + 𝛼𝛼2 𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼𝑖𝑖𝑖𝑖−1 + 𝑋𝑋𝑖𝑖𝑖𝑖′ 𝜆𝜆 + 𝜖𝜖𝑖𝑖𝑖𝑖
𝑌𝑌𝑖𝑖𝑖𝑖 = �

1,

0,(𝑌𝑌𝑖𝑖𝑖𝑖∗ > 0: 節約する )(𝑌𝑌𝑖𝑖𝑖𝑖∗ ≤ 0: それ以外)(1)

個人 i の𝑡𝑡期（年）における消費の節約傾向𝑌𝑌𝑖𝑖𝑖𝑖 を、𝑡𝑡期の就業形態𝑤𝑤𝑤𝑤𝑖𝑖𝑖𝑖 、前期（昨年）の年

収階級𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼𝐼𝑖𝑖𝑖𝑖−1 12、個人属性の変数列ベクトルX 𝑖𝑖𝑖𝑖 を用いて計測する。X 𝑖𝑖𝑖𝑖 には、15 歳時の家庭の生活水準ダミー、有配偶ダミー、子どもありダミー、子どもの数、男性ダミー、年齢階［級ダミー、学歴ダミー 13、持ち家ダミー、地域ブロックダミー 14を含める。
ルの転置、𝜖𝜖𝑖𝑖𝑖𝑖 は誤差項を表す。

′

］はベクト

就業形態ダミーは収入の安定性の影響、個人年収の階級ダミーと世帯年収の階級ダミーは予算制約の影響、持ち家ダミーは資産 15の影響を測る要素として用いる。15 歳時の家庭

11

特に女性の場合、就業形態が非正規・フリーランスや無業であっても配偶者が正規雇用であれば、家計の余裕度が高まることが想定される。
12

分析には、個人年収階級と世帯年収階級のそれぞれを用いる。

13

学歴の作成に、就学状態の情報も利用した。具体的に、専門学校、短大・高専に通学中・中退の場

合、最終学歴を「高卒以下」、大学に通学中・中退の場合、最終学歴を「高専・短大卒」、大学院に通学
中・中退の場合、最終学歴を「大学卒」とみなしている。
14

地域ブロックダミーの詳細について、付表１の基本統計量を参照されたい。

15

共同調査において、住宅ローンの有無や、預貯金・借金などの資産関連の情報を把握していないた－7－

の生活水準ダミーは、成長期における生活水準が成人後の現在の消費行動に与える影響の可能性を考察している。成長期に暮らしに余裕がなかった場合、成人後の現在の消費生活において節約傾向が強いことを仮説として考えている。有配偶ダミーは、配偶状態による違い、子どもありダミーや子どもの数は子どもの有無や数による消費の必要性の違いによる影響、年齢階級ダミー、学歴ダミーは、これらの属性による消費スタイルの違いの可能性を考察している。地域ブロックダミーは、データから観察できない消費行動に影響を与える地域固有の影響をコントロールする。
順序プロビットモデルを用いた推計において、説明変数の設定は（1）式と同じである。
設問（A）の①～④を節約の程度を表す被説明変数とする。

4.2 推計結果
4.2.1 推計結果：就業形態・年収の「生活を切り詰める」確率への影響
ここでは、「④節約を最優先に、生活を切り詰めている」ことを節約していることと定義
し、プロビット分析を行う。表 2 は係数値の推計結果、付表 2 は限界効果の推計結果を示している。本稿では、平均限界効果（AME :Average marginal effects）を算出している。
平均限界効果は、それぞれのダミー変数を 0 から 1 にした時の確率の変化（%ポイント）のサンプルにおける平均で表している。分析に用いるサンプルの基本統計量は、付表１に掲載している。各変数の分類の詳細や推計におけるレファレンス・グループの設定も付表
1 に記載している。
サブサンプルごとには、1）就業形態のみ、2）就業形態＋個人年収、3）就業形態＋世帯
年収の 3 つの推計を行った。推定式 1（A1, A4, A7）は、年収の節約傾向への影響をコン
トロールしない場合の、就業形態による「生活を切り詰める」確率（節約傾向）の違い；
推定式 2（A2, A5, A8）は、個人年収の節約傾向への影響をコントロールする場合の就業形態による「生活を切り詰める」確率の違い；推定式 3（A3, A6, A9）は、世帯年収の節約傾向への影響をコントロールする場合の就業形態による「生活を切り詰める」確率の違いを考察している。

就業形態の「生活を切り詰める」確率への影響
まず、年収の節約傾向への影響をコントロールしない場合に計測した就業形態による「生活を切り詰める」確率の違いを確認する。全サンプルを用いた推計（表 2：A1）では、
非正規・フリーランスダミー、無業ダミー、その他の就業形態ダミーの係数はプラスで統計的に有意であり、正規雇用者の個人と比べ、これらの就業形態の個人の「生活を切り詰める」確率が高いことが確認された。限界効果（付表 2）をみると、「生活を切り詰める」

め、本稿では持ち家の有無で資産の影響をコントロールする。

－8－

確率は、正規雇用者の個人と比べ、非正規・フリーランスの個人は 7.0%ポイント、無業の
個人は 11.4%ポイント、その他の就業形態は 4.3%ポイント高い。配偶状態に基づき分けた
サンプルごとの推計では、無配偶者（A4）の場合、正規雇用者の個人と比べ、非正規・フ
リーランスの個人は 10.6%ポイント、無業の個人は 17.3%ポイント、その他の就業形態は
7.9%ポイント、有配偶者（A7）の場合、非正規・フリーランスの個人は 3.6%ポイント、無業の個人は 6.8%ポイント「生活を切り詰める」確率が高い。無配偶者の方が就業形態による「生活を切り詰める」確率の差が大きい。
次に、個人年収の節約傾向への影響をコントロールする場合の、就業形態による「生活を切り詰める」確率の違い（A2, A5, A8）を確認する。全サンプルを用いた推計では、無業ダミーの係数のみプラスで統計的に有意であり、無業の個人が正規雇用者の個人と比べ、「生活を切り詰める」確率は 4.7%ポイント高いことが確認された。無配偶者の個人のサンプルを用いた推計では、非正規・フリーランスダミーと無業ダミーの係数はプラスで統計的に有意であり、限界効果を見ると、正規雇用者の個人と比べ、「生活を切り詰める」確率はそれぞれ 5.0%ポイント、9.8%ポイント高い。有配偶者の個人のサンプルを用いた推計
では、就業形態ダミーの係数のいずれも統計的に有意でなく、就業形態による「生活を切り詰める」確率の違いが観察されない。
続いて、世帯年収の節約傾向への影響をコントロールする場合の推計の結果（A3, A6,
A9）を確認する。就業形態について、世帯年収をコントロールする場合、全サンプルと無配偶者の個人のサンプルを用いた推計では、各就業形態ダミーの係数のいずれもプラスで統計的に有意であり、有配偶者の個人を用いた推計では、無業ダミーの係数のみプラスで
統計的に有意である。

年収の「生活を切り詰める」確率への影響
個人年収による違いについて、まず、全サンプルを用いた推計（A2）では、個人年収の各階級ダミーの係数はプラスで統計的に有意であり、「600 万円以上」と比べ、それ以下の年収階級の「生活を切り詰める」確率は有意に高いことが示された。限界効果を見ると、「600 万円以上」と比べ、「200 万円未満」は 14.5%ポイント、「200～400 万円未満」は9.4%ポイント、「400～600 万円未満」は 4.9%ポイント高く、年収階級が低いほど「生活を切り詰める」確率が高い。無配偶者の個人のサンプルを用いた推計（A5）では、個人年収について、「200 万円未満」ダミー、「200～400 万円未満」ダミーの係数は統計的に有意であり、限界効果を見ると、「600 万円以上」と比べ、「200 万円未満」が「生活を切り詰める」確率は 17.1%ポイント、「200～400 万円未満」は 11.5%ポイント高い。「400～600
万円未満」ダミーの係数は統計的に有意でなく、レファレンス・グループの「600 万円以上」との「生活を切り詰める」確率の違いが観察されなかった。有配偶者の個人のサンプルを用いた推計では、個人年収の各階級ダミーの係数はプラスで統計的に有意であり、限－9－界効果を見ると、「600 万円以上」と比べ、「200 万円未満」は 16.3%ポイント、「200～400
万円未満」は 9.1%ポイント、「400～600 万円未満」は 5.6%ポイント、「生活を切り詰める」確率が高い。
世帯年収について、全サンプルを用いた推計では、「400 万円未満」ダミー、「400～600
万円未満」ダミー、「分からない」ダミーの係数はプラスで統計的に有意であり、限界効果
を見ると、レファレンス・グループの「800 万円以上」と比べ、それぞれ 13.9%ポイント、
6.5%ポイント、6.7%ポイント「生活を切り詰める」確率が高い。無配偶者の個人のサンプルを用いた推計では、「400 万円未満」ダミーの係数のみプラスで統計的に有意であり、「800 万円以上」と比べ、「400 万円未満」が「生活を切り詰める」確率は 11.3%ポイント高い。有配偶者の個人を用いた推計では、世帯年収の各階級ダミーのいずれの係数もプラスで統計的に有意である。「800 万円以上」と比べ、「400 万円未満」が「生活を切り詰める」確率は 14.2%ポイント、「400～600 万円未満」は 7.9%ポイント、「600～800 万円未満」は 3.5%ポイント、「分からない」場合は 7.3%ポイント高い。

その他の個人属性の「生活を切り詰める」確率への影響
その他の個人属性による「生活を切り詰める」確率の違いについて、表 2 からは割愛しているが、男性は女性より、無配偶者は有配偶者より「生活を切り詰める」確率が高い。
また、15 歳時の家庭の生活水準が「暮らしに余裕は全くなかった」個人や無配偶者の場合は子どもがいる個人も「生活を切り詰める」確率が有意に高い。
限界効果を見ると、性別の「生活を切り詰める」確率への影響に関して、女性と比べ、男性が「生活を切り詰める」確率は 5.9～8.3%ポイント高い。配偶状態別にみると、無配
偶者の場合、女性と比べ、男性が「生活を切り詰める」確率は 4.7～5.9%ポイント高く、有配偶者の場合、男性が「生活を切り詰める」確率は 4.9～9.8%ポイント高い。子どもの「生活を切り詰める」確率への影響に関して、無配偶者の場合、子どもがいる個人がいな
い個人と比べ、「生活を切り詰める」確率は 7.8～8.4%ポイント高い。配偶状態の「生活を切り詰める」確率への影響に関して、有配偶者と比べ、無配偶者が「生活を切り詰める」
確率は 2.4～6.0%ポイント高い。
15 歳時の家庭の生活水準の「生活を切り詰める」確率への影響に関して、15 歳時の家
庭の生活水準が「暮らしにかなりの余裕があった」個人と比べ、「暮らしに余裕は全くなか。成長期った」個人が「生活を切り詰める」確率は、16.2～17.9%ポイント高い（A1～A3）における家庭の生活水準が成人後の消費スタイルに影響を与えていることが示唆された。
持ち家の「生活を切り詰める」確率への影響に関して、全サンプルと無配偶者の個人を用いた推計 A1～A2、A4～A5 では、持ち家ダミーはマイナスで統計的に有意であるが、世帯年収の節約傾向への影響をコントロールする場合、持ち家ダミーの係数は有意でなくなる。有配偶者の場合、すべての推計において、持ち家ダミーはマイナスで統計的に有意で－10－

あり、持ち家に居住する個人がそうでない個人と比べ、「生活を切り詰める」確率は 2.2～
3.2%ポイント低い。年齢階級の「生活を切り詰める」確率への影響に関して、全サンプルを用いた推計 A3 では、40 代ダミーの係数はプラスで統計的に有意であり、他の年齢階級
より 2.0%ポイント「生活を切り詰める」確率が高い。学歴の「生活を切り詰める」確率への影響に関して、有配偶者の個人のサンプルを用いた推計 A7 では、高卒以下ダミーの係
数はプラスで統計的に有意であり、高卒以下はその他の学歴より 2.5%ポイント「生活を切り詰める」確率が高い。

表 2 推計結果：就業形態・年収の「生活を切り詰める」確率への影響（プロビットモデル）

被説明変数：1=生活を切り詰める
就業形態：正規雇用（ref.）非正規・フリーランス
無業
その他
個人年収：600万円以上（ref.）200万円未満200～400万円未満
400～600万円未満
世帯年収：800万円以上（ref.）400万円未満400～600万円未満
600～800万円未満
分からない

A1
係数値

全サンプル
A2
係数値

A3
係数値

A4
係数値

無配偶
A5
係数値

A6
係数値

A7
係数値

有配偶
A8
係数値

0.410*** 0.105 0.287*** 0.554*** 0.269*** 0.442*** 0.243*-0.195(0.0719) (0.0865) (0.0747) (0.0908) (0.104) (0.0947) (0.138)(0.169)0.672*** 0.279*** 0.526*** 0.909*** 0.528*** 0.785*** 0.467*** -0.0349(0.0813) (0.104) (0.0841) (0.111)(0.137)(0.118)(0.143)(0.176)0.251** 0.0966
0.209* 0.412*** 0.230 0.378*** 0.0648-0.0910(0.110)(0.110)(0.109)(0.146)(0.144)(0.144)(0.171)(0.173)0.874***(0.129)0.566***(0.115)0.295**(0.119)0.918***(0.210)0.616***(0.198)0.208(0.213)0.843***(0.112)0.397***(0.113)0.189(0.123)0.407***(0.111)

A9
係数値
0.0532(0.139)0.244*(0.142)-0.00197(0.171)

1.149***(0.195)0.643***(0.151)0.394***(0.143)0.610***(0.185)0.112(0.200)0.0406(0.231)
0.192(0.192)

1.012***(0.151)0.566***(0.137)0.251*(0.145)0.518***(0.136)

15歳時の家庭の生活水準：暮らしにかなりの余裕があった（ref.）どちらかと言えば暮らしに余裕があった-0.100-0.133-0.110-0.0559-0.124-0.0903-0.152-0.132-0.109(0.116)(0.119)(0.119)(0.155)(0.160)(0.161)(0.173)(0.176)(0.176)
どちらかと言えば暮らしに余裕はなかった 0.0355 0.00870 0.0253
0.153
0.08540.129-0.0997 -0.0718 -0.0749(0.121)(0.123)(0.124)(0.161)(0.165)(0.166)(0.181)(0.184)(0.184)暮らしに余裕は全くなかった
0.738*** 0.684*** 0.717*** 0.912*** 0.813*** 0.889*** 0.546*** 0.547*** 0.561***(0.133)(0.135)(0.135)(0.178)(0.183)(0.183)(0.198)(0.201)(0.201)-1.667*** -2.038*** -2.141*** -1.737*** -2.052*** -2.022*** -1.889*** -2.448*** -2.209***
定数項(0.145)(0.174)(0.172)(0.185)(0.251)(0.240)(0.245)(0.279)(0.256)
サンプルサイズ
4,056
4,056
4,056
1,984
1,984
1,984
2,072
2,072
2,072

注：1）すべての推計では、持ち家ダミー、子どもありダミー、子どもの数、男性ダミー、年齢階級ダミー、学歴ダミー、地域ブロックダミー、全サンプルを用いた推計では有配偶ダミーも説明変数として入れている。
2）括弧には、ロバスト標準誤差を示す。
3）*、**、***は、有意水準 10%、5%、1%を表す。

4.2.2 推計結果：就業形態・年収の「節約する」確率への影響
ここでは、「節約のため、無駄な消費をしない」と「節約を最優先に、生活を切り詰めている」ことをまとめて節約していることと定義し、プロビット分析を行う。表 3 は係数値

－11－の結果、付表 3 は限界効果の結果をまとめている。

就業形態の「節約する」確率への影響
まず、年収の節約傾向への影響をコントロールしない場合に計測した就業形態による「節約する」確率の違いを確認する。全サンプル、無配偶者、有配偶者の個人のサンプルを用いたいずれの推計（表 3：B1, B4, B7 ）においても、非正規・フリーランスダミー、
無業ダミーの係数はプラスで統計的に有意であり、正規雇用者の個人と比べ、非正規・フ
リーランスや無業の個人が「節約する」確率が高いことが確認された。限界効果をみると、全サンプルを用いた推計（付表 3）では、正規雇用者の個人と比べ、非正規・フリーランスの個人が「節約する」確率は 11.6%ポイント、無業の個人が「節約する」確率は 15.2%
ポイン高い。
次に、個人年収の節約傾向への影響をコントロールする場合（B2, B5, B8）、全サンプルと無配偶者の個人のサンプルを用いた推計では、無業ダミーの係数のみプラスで統計的に有意であり、有配偶者の個人のサンプルを用いた推計では、各就業形態ダミーの係数は統計的に有意でない。限界効果をみると、正規雇用者の個人と比べ、無業の個人が「節約する」確率は、全サンプルでは 5.0%ポイント、無配偶者では 12.1%ポイント高い。
続いて、世帯年収の節約傾向への影響をコントロールする場合（B3, B6, B9）、全サンプ
ル、無配偶者、有配偶者の個人のサンプルを用いたいずれの推計においても、非正規・フ
リーランスダミー、無業ダミーの係数はプラスで統計的に有意である。非正規・フリーラ
ンスの個人は正規雇用者の個人と比べ、雇用が不安定で所得リスクが高いと考えられる。
無業の個人は、労働所得がないため、所得不安が大きいことが想定される。非正規・フリーランスや無業であることが、消費を抑制し、消費でみる経済厚生水準の引き下げにつながっていることが示唆された。限界効果をみると、全サンプルを用いた推計（B3）では、正規雇用者の個人と比べ、非正規・フリーランスの個人が「節約する」確率は 8.9%ポイン
ト、無業の個人は 11.8%ポイント高い。
有配偶者の個人のサンプルを用いた「生活を切り詰める」確率に関する推計（表 2：A9）
では、世帯年収の節約傾向への影響をコントロールする場合、無業ダミーの係数のみプラスで統計的に有意であるが、有配偶者の個人のサンプルを用いた「節約する」確率に関する推計（表 3：B9）では、非正規・フリーランスダミーと無業ダミーの係数の両方がプラスで統計的に有意である。有配偶者では、非正規・フリーランスの就業が「生活を切り詰める」確率を上昇させるまでになっていないが、「節約する」確率の上昇にはつながってい
ることが確認された。

年収の「節約する」確率への影響
個人年収の「節約する」確率への影響について、全サンプル、無配偶者の個人のサンプ－12－

ル、有配偶者の個人のサンプルを用いた推計（B2, B5, B8）のいずれにおいても、各年収階級ダミーの係数はプラスで統計的に有意であり、さらに限界効果の値をみると、年収階級が低いほど、「節約する」確率は高いことが確認された。全サンプルを用いた推計（B2）
では、「600 万円以上」と比べ、「200 万円未満」が「節約する」確率は 23.7%ポイント、「200～400 万円未満」は 18.4%ポイント、「400～600 万円未満」は 9.7%ポイント高い。
世帯年収の「節約する」確率への影響について、全サンプルと有配偶者の個人を用いた推計では、各年収階級ダミーはプラスで統計的に有意であり、さらに、限界効果では年収階級が低いほど「節約する」確率が高いことが確認されている。全サンプルを用いた推計（B3）では、「800 万円以上」と比べ、「400 万円未満」が「節約する」確率は 20.9%ポイ
ント、「400～600 万円未満」は 12.5%ポイント、「600～800 万円未満」は 5.8%ポイント高い。無配偶者の個人を用いた推計では、「400 万円未満」ダミー、「分からない」ダミーの係数のみプラスで統計的に有意である。

その他の個人属性の「節約する」確率への影響
その他の個人属性の「節約する」確率への影響に関しては、15 歳時の家庭の生活水準について、全サンプル、無配偶者、有配偶者の個人のサンプルを用いたいずれの推計においても、「どちらかと言えば暮らしに余裕があった」、「どちらかと言えば暮らしに余裕はなかった」、「暮らしに余裕はまったくなかった」ダミーの係数はプラスで統計的に有意であり、「暮らしにかなり余裕があった」と比べ、節約する確率が有意に高いことが示された。限界効果をみると、15 歳時の家庭の生活水準が厳しいほど、節約する確率が高くなっている。
表 3 からは割愛しているが、子どもの「節約する」確率への影響に関して、全サンプルと無配偶者の個人を用いた推計では、子どもありダミーはプラスで統計的に有意であり、子どもがいる個人がいない個人と比べ、「節約する」確率が高いことが確認された。限界効
果をみると、全サンプルでは、子どもがいない個人と比べ、子どもがいる個人が「節約する」確率は 5.1～5.3%ポイント、無配偶者では 12.3～13.6%ポイント高い。性別の「節約する」確率への影響に関して、全サンプルと有配偶者の個人を用いた推計では、男性ダミ
ーはプラスで統計的に有意であり、女性と比べ、男性の「節約する」確率が高いことが確認された。限界効果をみると、女性と比べ、男性が「節約する」確率は、全サンプルでは
3.9～8.1%ポイント、有配偶者の場合 6.9～15.9%ポイント高い。年齢階級の「節約する」
確率への影響に関して、いずれも有意水準 10%であるが、全サンプルを用いた推計（B2）
では、他の年齢層と比べ 30 代が「節約する」確率は低く、有配偶者の場合、20 代が「節約する」確率は高い。学歴の「節約する」確率への影響に関して、全サンプル（B2, B3）と有配偶者の個人のサンプル（B8, B9）を用いた推計では、高卒以下の係数はマイナスで統計的に有意であり、大学・大学院卒と比べ、高卒以下が「節約する」確率が低いことが確認された。限界効果をみると、全サンプルでは、大学・大学院卒の個人と比べ、高卒以－13－下の個人が「節約する」確率は 4.5～4.9%ポイント低く、有配偶者の場合、高卒以下の個人が「節約する」確率は 7.0～7.1%ポイント低い。
表 3 推計結果：就業形態・年収の「節約する」確率への影響（プロビットモデル）

被説明変数：１＝節約する
就業形態：正規雇用（ref.）非正規・フリーランス
無業
その他
個人年収：600万円以上（ref.）200万円未満

B1
係数値

全サンプル
B2
係数値

0.346***(0.0551)
0.453***(0.0695)
0.0343(0.0847)0.101(0.0670)0.152*(0.0874)-0.0507(0.0860)
0.720***(0.0888)
0.559***(0.0734)
0.294***(0.0697)200～400万円未満
400～600万円未満
世帯年収：800万円以上（ref.）400万円未満400～600万円未満
600～800万円未満
分からない

有配偶
B8
係数値

B9
係数値

0.269*** 0.351*** 0.0921 0.260*** 0.414***(0.0568) (0.0728) (0.0845) (0.0760) (0.0891)
0.356*** 0.721*** 0.373*** 0.614*** 0.377***(0.0719) (0.113)(0.131)(0.117) (0.0986)
0.02120.203
0.0931
0.191-0.117(0.0845) (0.126)(0.127)(0.125)(0.118)0.134(0.112)0.0721(0.130)-0.193(0.120)0.314***(0.0913)0.248**(0.102)-0.140(0.118)0.840***(0.132)0.623***(0.113)0.264**(0.117)0.822***(0.138)0.629***(0.108)0.373***(0.0899)

B3
係数値

B4
係数値

無配偶
B5
係数値

0.633***(0.0768)
0.380***(0.0699)0.176**(0.0723)
0.288***(0.0693)

B6
係数値

B7
係数値

0.490***(0.119)0.147(0.123)0.0704(0.142)0.213*(0.119)0.716***(0.125)0.554***(0.0917)0.226***(0.0854)0.289***(0.0887)

15歳時の家庭の生活水準：暮らしにかなりの余裕があった（ref.）どちらかと言えば暮らしに余裕があった
0.228*** 0.211** 0.235*** 0.283** 0.249** 0.277**
0.193
0.198
0.220*(0.0831) (0.0832) (0.0834) (0.116)(0.118)(0.118)(0.121)(0.121)(0.121)
どちらかと言えば暮らしに余裕はなかった 0.416*** 0.406*** 0.412*** 0.428*** 0.391*** 0.424*** 0.419*** 0.437*** 0.424***(0.0870) (0.0871) (0.0874) (0.123)(0.124)(0.124)(0.126)(0.126)(0.126)暮らしに余裕は全くなかった
0.676*** 0.646*** 0.659*** 0.803*** 0.729*** 0.791*** 0.561*** 0.568*** 0.565***(0.112)(0.113)(0.113)(0.158)(0.159)(0.159)(0.162)(0.163)(0.163)定数項-0.0347 -0.351*** -0.368*** -0.109 -0.378** -0.339** -0.0864 -0.488*** -0.241(0.108)(0.117)(0.117)(0.146)(0.163)(0.171)(0.161)(0.173)(0.165)
サンプルサイズ
4,056
4,056
4,056
1,984
1,984
1,984
2,072
2,072
2,072

注：表 2 の注と内容は同じ。

4.2.3 推計結果：順序プロビットによる確認
ここでは、節約の程度を順序プロビットモデルで分析し、就業形態・年収の節約傾向への影響を確認する。推計結果は付表 4 にまとめている。
就業形態の節約傾向への影響について、全サンプルと無配偶者の個人を用いたすべての推計（C1～C6）、有配偶者の個人を用いた C7 と C9 の推計では、非正規・フリーランスダ
ミー、無業ダミーの係数はプラスで統計的に有意であり、正規雇用者の個人と比べ、非正規・フリーランスや無業の個人の節約傾向が強いことが確認された。
個人年収の節約傾向への影響について、全サンプル、無配偶者、有配偶者の個人のサンプルを用いたいずれの推計（C2, C5, C9）においても、各年収階級ダミーの係数はプラスで統計的に有意であり、年収階級の低い個人の節約傾向が強いことが確認された。世帯年
収の節約傾向への影響について、全サンプル（C3）と有配偶者の個人のサンプル（C9）を－14－

用いた推計では、各年収階級ダミーの係数はプラスで統計的に有意であり、無配偶者の個人のサンプルを用いた推計（C6）では、「400 万円未満」ダミーと「分からない」ダミーの係数のみプラスで統計的に有意である。
順序プロビットモデルの推計結果と「節約する」確率に関するプロビットモデルの推計
結果は、個人年収と世帯年収の節約傾向への影響について、定性的に一致した結果が得られた。就業形態の節約傾向への影響については、個人年収の節約傾向への影響をコントロールする B2, B5 の推計では、非正規・フリーランスダミーの係数は統計的に有意でないが、順序プロビットモデルの C2, C5 の推計では、非正規・フリーランスダミーの係数はプラスで統計的に有意であり、正規雇用者の個人と比べ、節約傾向が強いことが示された。

補論：就業形態・年収と項目ごとの節約傾向
共同調査では、（B）「あなたのお宅では、この 2、3 年の間に、何か節約していることがありますか。つぎにあげる費用についてお答えください。」という設問で、5 つの項目の消費行動について調査している。具体的には、（1）食料品を購入する費用（以下、食費）、（2）
衣服を購入する費用（以下、衣料費）、（3）書籍の購入・教育にかかる費用（以下、書籍・
教育費）、（4）交際費、（5）娯楽・レジャーの費用（以下、娯楽費）の項目ごとに、「①節約している」、「②節約していない」、「③もともと支出していない」の 3 つの選択肢が設けられている。
ここでは、項目ごとの消費行動の質問項目の情報を利用して、就業形態・年収による食費、衣料費、書籍・教育費、交際費、娯楽費の 5 つの項目における支出の有無と節約の有無の傾向の違いについて分析を行う。具体的には、次の２つの分析を行う。第 1 に、「1＝
支出しない（③）、0＝それ以外（①、②）」の変数を作成し、これを被説明変数にプロビットモデルで推計し、就業形態・年収の項目ごとの「支出しない」確率への影響を考察する。
第 2 に、各項目の支出している個人（①、②）のサンプルに限定して、「1＝節約する（①）
、0＝それ以外（②）」の変数を作成し、これを被説明変数にプロビットモデルで推計を行う
ことで、就業形態・年収の項目ごとの「節約する」確率への影響を考察する。分析では、配偶状態による消費の選好が異なる可能性に配慮して、配偶状態に基づき分けたサンプルごとに推計を行う。説明変数の設定について、第 4.1 節の（1）式と同じである。ただ、年収変数に関して、無配偶者の個人を用いた推計では、個人年収を利用し、有配偶者の個人を用いた推計では、世帯年収を利用する。分析に用いるサンプルの項目ごとの選択肢の基
本統計量は付表 1 に示されている。付表 1 を見ると、配偶状態を問わず、食費と衣料費を「支出しない」割合が相対的に低く、書籍・教育費、交際費、娯楽費を「支出しない」割
合が相対的に高い。食料品と衣服は必需品である一方、書籍・教育サービス、交際、娯楽・－15－

レジャーは、消費項目として必要度が相対的に低いことが反映されていると考えられる。
就業形態・年収の項目ごとの節約傾向への影響に関するプロビット分析の結果は、付表
5 と付表 6 でまとめている。うち、付表 5 は無配偶者の個人のサンプルを用いた推計の結
果、付表 6 は有配偶者の個人のサンプルを用いた推計の結果である。無配偶者の場合、非正規・フリーランスや無業の個人は、正規雇用者の個人と比べ、交際費、娯楽費を「支出しない」確率が有意に高く（D4, D5）、無業の個人は、食費、医療費、交際費を「節約する」
確率が有意に高い（D6, D7, D9）。有配偶者の場合、無業の個人は、交際費を「支出しない」
確率が有意に高く、非正規・フリーランスの個人や就業形態がその他の個人は、娯楽費を「支出しない」確率が有意に高い（E4, E5）。また、有配偶者の場合、正規雇用者と比べ、非正規・フリーランスや無業の個人は、食費を「節約する」確率が有意に高い（E6）。
年収階級の項目ごとの節約傾向への影響について、無配偶者の場合、個人年収が「600 万円以上」と比べ、「200 万円未満」は、衣料費、書籍・教育費、交際費、娯楽費を、「200～
400 万円未満」は、書籍・教育費、交際費を、「400～600 万円未満」は、書籍・教育費を支出しない」確率が有意に高い（D2～D5）。また、交際費の節約傾向の推計（D9）における「400～600 万円未満」ダミーの係数は有意でないが、その他の推計における個人年収ダミーのすべてはプラスで統計的に有意であり、「600 万円以上」と比べ、低い年収階級では、各項目の「節約する」確率が有意に高いことが確認された。有配偶者の場合、世帯年収「800万円以上」と比べ、「400 万円未満」は、衣料費、書籍・教育費、交際費、娯楽費を、「400～600 万円未満」は、衣料費、書籍・教育費を、「600～800 万円未満」は、書籍・教育費、交際費を「支出しない」確率が有意に高い（E2～E5）。また、「節約する」確率に関する推計では、すべての世帯年収階級ダミーはプラスで統計的に有意であり、「800 万円以上」と比べ、年収階級が低い場合、各項目の「節約する」確率が有意に高いことが確認された。

５．結論
本稿は、
「暮らしと意識に関する NHK・JILPT 共同調査」において、回答者が自己評価した消費スタイルの情報を利用して、消費の節約傾向が、就業形態や年収により、どのよ
うに異なるか分析を行った。まず最初に、節約しているか否かのプロビット分析を行い、次に、節約の程度を順序プロビットモデルで分析した。
「節約を最優先に、生活を切り詰めている」ことを節約していることと定義して分析した結果、以下の傾向が確認された。1）年収の節約傾向への影響をコントロールしない場合、正規雇用者の個人と比べて、非正規・フリーランスの個人が節約する確率は 7.0%ポイン
ト、無業の個人が節約する確率は 11.4%ポイント高い。2）年収の節約傾向への影響をコン
トロールする場合、就業形態と節約傾向の関係は、配偶状態によって異なる傾向が見られ－16－た。特に、無配偶者の場合、非正規・フリーランスや無業の個人が節約する確率は、正規雇用者の個人と比べて、有意に高い。3）個人年収の節約傾向への影響に関しては、無配偶者の場合、400 万円未満までの年収階級、有配偶者の場合、すべての年収階級において、年収階級が低いほど節約する確率が有意に高い。4）世帯年収の節約傾向への影響に関しては、無配偶者の場合、「800 万円以上」と比べ、「400 万円未満」が節約する確率は有意に高いが、有配偶者の場合、年収階級が低いほど節約する確率が有意に高い。5）その他の個
人属性の節約傾向への影響に関しては、男性は女性より、無配偶者は有配偶者より節約する確率が高い。また、15 歳時の家庭の生活水準が「暮らしに余裕は全くなかった」個人や、無配偶者の場合は子どもがいる個人も節約する確率が有意に高い。
また、「節約のため、無駄な消費をしない」、「節約を最優先に、生活を切り詰めている」
ことをまとめて節約していることと定義して分析した結果、以下の傾向が確認された。
1）年収の節約傾向への影響をコントロールしない場合、正規雇用者の個人と比べて、非正規・フリーランスの個人が節約する確率は 11.6%ポイント、無業の個人が節約する確率は 15.2%ポイント高い。就業形態による節約傾向の差は、「節約を最優先に、生活を切り詰めている」ことを「節約している」ことと定義した場合より大きいことが確認された。2）
個人年収の節約傾向への影響をコントロールする場合、無配偶者の場合、無業の個人が節約する確率は、正規雇用者の個人と比べて、有意に高い。世帯年収の節約傾向への影響を
コントロールする場合、配偶状態を問わず、正規雇用者の個人と比べ、非正規・フリーラ
ンスや無業の個人が節約する確率は有意に高い。3）個人年収の節約傾向への影響に関して
は、配偶状態を問わず、年収階級が低いほど節約する確率が有意に高い。4）世帯年収の節
約傾向への影響に関しては、無配偶者の場合、「800 万円以上」と比べ、「400 万円未満」
は有意に高いが、有配偶者の場合、年収階級が低いほど節約する確率が有意に高い。5）その他の個人属性の節約傾向への影響に関しては、節約する確率が有意に高いのは、15 歳時の家庭の生活水準が厳しかった個人、有配偶男性、無配偶者の場合は子どもがいる個人である。
以上、本稿の分析から、就業形態や年収の節約傾向への影響が確認された。政策的イン
プリケーションとしては、労働市場における就業形態の違いと所得格差は、経済厚生水準
としての消費面の格差に直接つながることが確認され、所得格差や貧困問題に取り組むことの重要性が改めて確認された 16。
本稿は、データの制約により、貯蓄や資産情報、家族間の経済的援助の関連情報を把握

16

現在、働き方改革の一環とする「同一労働同一賃金」（正規雇用労働者と非正規雇用労働者との間の不合理な待遇差の解消を目指すもの）や、正社員を希望する非正規雇用労働者（不本意非正規）の正規化といった施策が進められており、本稿の分析から、これらの施策の重要性も改めて確認されたと考え
る。

－17－

しておらず、分析では、これらの要素の影響を考察していない。59 歳以下の個人のサンプルに限定して分析を行ったが、高年齢者とその他の年齢層の消費行動の違いが考えられ、
少子高齢化問題の視点から、高年齢者の消費行動を明らかにすることも重要な課題である。
就業形態・年収の節約傾向への影響に関して、興味深い結果が得られているが、一時点のデータを利用しており、就業形態や年収階級の変化による節約傾向の変化の可能性について分析をしていない。これらを今後の分析課題としたい。

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No. 666.

－19－

付表付表 1 基本統計量
変数名
現在の消費スタイル
節約せず、いまの消費を重視している
節約をあまり意識せず消費している節約のため、無駄な消費をしない
節約を最優先に、生活を切りつめている
食費：節約していない
節約している
支出していない
衣料費：節約していない
節約している
支出していない
書籍・教育費：節約していない
節約している
支出していない
交際費：節約していない
節約している
支出していない
娯楽費：節約していない
節約している
支出していない
就業形態：正規雇用（ref.）非正規雇用・フリーランス
無業
その他
個人年収：200万円未満
200～400万円未満
400～600万円未満
600万円以上（ref.）世帯年収：400万円未満
400～600万円未満
600～800万円未満
800万円以上（ref.）分からない
15歳時の家庭の生活水準
暮らしにかなりの余裕があった（ref.）どちらかと言えば暮らしに余裕があった
どちらかと言えば暮らしに余裕はなかった
暮らしに余裕は全くなかった
持ち家
有配偶
子どもあり
子どもの数
男性
年齢階級：20代
30代
40代
50代（ref.）
学歴：高卒以下
高専・短大卒
大学・大学院卒（ref.）地域ブロック：北海道
東北
関東（ref.）
中部
近畿
中国
四国
九州・沖縄
サンプルサイズ

全サンプル
平均値
標準偏差

無配偶
平均値
標準偏差

有配偶
平均値
標準偏差

0.032
0.265
0.594
0.109
0.311
0.653
0.036
0.217
0.717
0.066
0.345
0.414
0.242
0.323
0.510
0.166
0.341
0.535
0.124
0.543
0.254
0.135
0.068
0.337
0.301
0.207
0.155
0.232
0.194
0.148
0.177
0.250

0.034
0.268
0.565
0.134
0.314
0.626
0.060
0.234
0.677
0.088
0.267
0.422
0.311
0.326
0.463
0.212
0.348
0.493
0.158
0.544
0.277
0.111
0.068
0.314
0.404
0.194
0.089
0.367
0.184
0.085
0.080
0.284

0.030
0.263
0.622
0.085
0.309
0.679
0.013
0.200
0.756
0.044
0.419
0.406
0.175
0.321
0.556
0.123
0.333
0.575
0.091
0.542
0.233
0.157
0.068
0.360
0.202
0.220
0.219
0.102
0.204
0.208
0.270
0.217

0.176
0.442
0.491
0.312
0.463
0.476
0.186
0.412
0.450
0.248
0.475
0.493
0.428
0.468
0.500
0.373
0.474
0.499
0.330
0.498
0.435
0.342
0.251
0.473
0.459
0.405
0.362
0.422
0.396
0.355
0.382
0.433

0.067
0.250
0.504
0.500
0.341
0.474
0.087
0.282
0.618
0.486
0.511
0.500
0.449
0.498
0.852
1.108
0.498
0.500
0.164
0.370
0.234
0.423
0.311
0.463
0.291
0.454
0.331
0.471
0.289
0.453
0.380
0.485
0.047
0.212
0.076
0.266
0.332
0.471
0.168
0.374
0.165
0.371
0.065
0.246
0.038
0.191
0.109
0.311
4,056

－20－

0.181
0.443
0.496
0.340
0.464
0.484
0.238
0.424
0.468
0.284
0.442
0.494
0.463
0.469
0.499
0.409
0.477
0.500
0.365
0.498
0.447
0.315
0.252
0.464
0.491
0.395
0.285
0.482
0.388
0.279
0.271
0.451

0.071
0.256
0.514
0.500
0.322
0.467
0.093
0.291
0.543
0.498
0.000
0.000
0.136
0.342
0.265
0.778
0.524
0.500
0.258
0.438
0.217
0.412
0.291
0.454
0.234
0.423
0.347
0.476
0.281
0.449
0.372
0.484
0.050
0.219
0.081
0.273
0.334
0.472
0.162
0.369
0.169
0.375
0.064
0.245
0.032
0.175
0.107
0.310
1,984

0.170
0.440
0.485
0.280
0.462
0.467
0.111
0.400
0.430
0.206
0.494
0.491
0.380
0.467
0.497
0.329
0.472
0.494
0.288
0.498
0.423
0.364
0.251
0.480
0.401
0.414
0.413
0.303
0.403
0.406
0.444
0.412

0.064
0.244
0.495
0.500
0.360
0.480
0.081
0.273
0.690
0.463
1.000
0.000
0.750
0.433
1.415
1.084
0.472
0.499
0.074
0.262
0.250
0.433
0.331
0.471
0.345
0.476
0.316
0.465
0.296
0.457
0.388
0.487
0.044
0.206
0.072
0.258
0.331
0.471
0.174
0.379
0.160
0.367
0.065
0.247
0.043
0.204
0.110
0.313
2,072

付表 2 限界効果：就業形態・年収の「生活を切り詰める」確率への影響

被説明変数：1=生活を切り詰める
就業形態：正規雇用（ref.）非正規・フリーランス
無業
その他
個人年収：600万円以上（ref.）200万円未満200～400万円未満
400～600万円未満
世帯年収：800万円以上（ref.）400万円未満

A1
限界効果

全サンプル
A2
限界効果

A3
限界効果

A4
限界効果

無配偶
A5
限界効果

A6
限界効果

A7
限界効果

有配偶
A8
限界効果

A9
限界効果

0.0696*** 0.0175 0.0472*** 0.106*** 0.0500***0.0820*** 0.0355* -0.0276 0.00746(0.0122) (0.0144) (0.0123) (0.0172) (0.0193) (0.0175) (0.0202) (0.0239) (0.0195)
0.114*** 0.0465***0.0866*** 0.173*** 0.0982*** 0.146*** 0.0683*** -0.00496 0.0341*(0.0137) (0.0173) (0.0137) (0.0207) (0.0253) (0.0214) (0.0210) (0.0250) (0.0199)
0.0425** 0.0161 0.0344* 0.0786*** 0.0429 0.0701*** 0.00947 -0.0129 -0.000276(0.0187) (0.0183) (0.0179) (0.0279) (0.0267) (0.0265) (0.0250) (0.0247) (0.0239)
0.145***(0.0216)0.0942***(0.0192)
0.0490**(0.0198)

0.171***(0.0391)
0.115***(0.0368)
0.0388(0.0397)

0.163***(0.0281)0.0914***(0.0217)0.0560***(0.0204)

0.139***
0.113***
0.142***(0.0186)(0.0343)(0.0216)0.0652***0.02070.0792***400～600万円未満(0.0187)(0.0372)(0.0196)600～800万円未満
0.03110.00753
0.0351*(0.0203)(0.0429)(0.0204)
0.03560.0726***
分からない
0.0669***(0.0183)(0.0357)(0.0194)
15歳時の家庭の生活水準：暮らしにかなりの余裕があった（ref.）どちらかと言えば暮らしに余裕があった-0.0155 -0.0206 -0.0165 -0.0107 -0.0230 -0.0168 -0.0222 -0.0188 -0.0153(0.0189) (0.0195) (0.0189) (0.0296) (0.0298) (0.0299) (0.0254) (0.0251) (0.0247)
どちらかと言えば暮らしに余裕はなかった 0.00596 0.00146 0.00413 0.0291
0.01590.0239-0.0146 -0.0102 -0.0105(0.0200) (0.0206) (0.0200) (0.0307) (0.0307) (0.0308) (0.0265) (0.0262) (0.0258)
暮らしに余裕は全くなかった
0.179*** 0.162*** 0.167*** 0.174*** 0.151*** 0.165*** 0.0799***0.0777***0.0786***(0.0295) (0.0292) (0.0287) (0.0337) (0.0336) (0.0335) (0.0289) (0.0285) (0.0281)
サンプルサイズ
4,056
4,056
4,056
1,984
1,984
1,984
2,072
2,072
2,072

注：1）平均限界効果（AME :Average marginal effects）を算出している。
2）すべての推計では、持ち家ダミー、子どもありダミー、子どもの数、男性ダミー、年齢階級ダミー、学歴ダミー、地域ブロックダミー、全サンプルを用いた推計では有配偶ダミーも説明変数として入れている。
3）括弧には、ロバスト標準誤差を示す。
4）*、**、***は、有意水準 10%、5%、1%を表す。

－21－

付表 3 限界効果：就業形態・年収の「節約する」確率への影響

被説明変数：１＝節約する
就業形態：正規雇用（ref.）非正規・フリーランス
無業
その他
個人年収：600万円以上（ref.）200万円未満

B1
限界効果

全サンプル
B2
限界効果

B7
限界効果

有配偶
B8
限界効果

B9
限界効果

0.116***(0.0182)
0.152***(0.0230)
0.0115(0.0284)

0.0333 0.0887*** 0.116*** 0.0298 0.0850*** 0.138***(0.0221) (0.0186) (0.0237) (0.0273) (0.0247) (0.0294)
0.0500* 0.118*** 0.239*** 0.121*** 0.201*** 0.126***(0.0288) (0.0235) (0.0366) (0.0420) (0.0375) (0.0326)-0.0167 0.00699 0.0673
0.0301
0.0626-0.0391(0.0283) (0.0279) (0.0416) (0.0411) (0.0407) (0.0392)

0.0441(0.0366)
0.0236(0.0426)-0.0634(0.0391)

0.102***(0.0296)0.0810**(0.0333)-0.0457(0.0384)

0.237***(0.0286)
0.184***(0.0237)
0.0970***(0.0228)

0.269***(0.0441)0.206***(0.0345)0.122***(0.0291)

200～400万円未満
400～600万円未満
世帯年収：800万円以上（ref.）400万円未満

B3
限界効果

B4
限界効果

無配偶
B5
限界効果

0.272***(0.0415)0.201***(0.0357)
0.0854**(0.0378)

B6
限界効果0.209***
0.160***
0.234***(0.0248)(0.0384)(0.0399)400～600万円未満
0.125***
0.04800.181***(0.0228)(0.0403)(0.0292)600～800万円未満
0.0582**0.02300.0739***(0.0238)(0.0465)(0.0278)
0.0698*0.0945***0.0951***
分からない(0.0227)(0.0388)(0.0287)
15歳時の家庭の生活水準：暮らしにかなりの余裕があった（ref.）0.0648 0.0718*
どちらかと言えば暮らしに余裕があった 0.0841*** 0.0763** 0.0848*** 0.0939** 0.0805** 0.0907** 0.0646(0.0314) (0.0308) (0.0310) (0.0383) (0.0379) (0.0384) (0.0404) (0.0395) (0.0393)
どちらかと言えば暮らしに余裕はなかった 0.147*** 0.141*** 0.143*** 0.142*** 0.127*** 0.139*** 0.140*** 0.143*** 0.138***(0.0322) (0.0316) (0.0318) (0.0403) (0.0398) (0.0401) (0.0418) (0.0409) (0.0408)
暮らしに余裕は全くなかった
0.223*** 0.210*** 0.215*** 0.266*** 0.236*** 0.259*** 0.187*** 0.186*** 0.185***(0.0366) (0.0363) (0.0364) (0.0514) (0.0509) (0.0512) (0.0537) (0.0529) (0.0528)
サンプルサイズ
4,056
4,056
4,056
1,984
1,984
1,984
2,072
2,072
2,072

注：付表 2 の注と内容は同じ。

－22－

付表 4 推計結果：順序プロビットによる確認

C1
係数値

被説明変数：節約の程度１＜２＜３＜４
就業形態：正規雇用（ref.）非正規・フリーランス
無業
その他
個人年収：600万円以上（ref.）200万円未満

全サンプル
C2
係数値

C3
係数値

C4
係数値

無配偶
C5
係数値

C6
係数値

C7
係数値

有配偶
C8
係数値

C9
係数値

0.348*** 0.0955* 0.266*** 0.404*** 0.165** 0.316*** 0.318*** -0.000269 0.207***(0.0456) (0.0560) (0.0468) (0.0608) (0.0702) (0.0631) (0.0738) (0.0913) (0.0744)
0.516*** 0.201*** 0.419*** 0.774*** 0.452*** 0.672*** 0.369*** 0.0145 0.235***(0.0580) (0.0739) (0.0594) (0.0889) (0.106) (0.0917) (0.0843) (0.108) (0.0854)
0.0842-0.01190.0647 0.269**
0.154
0.256**-0.104-0.196*-0.136(0.0785) (0.0761) (0.0766) (0.112)(0.107)(0.107)(0.111)(0.109)(0.110)200～400万円未満
400～600万円未満
世帯年収：800万円以上（ref.）400万円未満400～600万円未満
600～800万円未満
分からない

0.719***(0.0780)0.513***(0.0632)
0.269***(0.0596)

0.792***(0.116)
0.551***(0.0971)0.253***(0.0977)
0.625***(0.0672)0.315***(0.0578)0.150**(0.0582)0.256***(0.0579)

0.867***(0.117)0.607***(0.0918)
0.338***(0.0791)0.507***(0.106)0.157(0.106)0.112(0.119)0.227**(0.103)0.759***(0.108)0.474***(0.0763)0.188***(0.0706)
0.258***(0.0770)

15歳時の家庭の生活水準：暮らしにかなりの余裕があった（ref.）どちらかと言えば暮らしに余裕があった
0.183** 0.165** 0.188** 0.231** 0.195* 0.221**
0.135
0.139
0.159
(0.0797) (0.0796) (0.0802) (0.109)(0.112)(0.112)(0.117)(0.114)(0.115)
どちらかと言えば暮らしに余裕はなかった
0.348*** 0.335*** 0.342*** 0.400*** 0.362*** 0.392*** 0.299** 0.313*** 0.303**(0.0824) (0.0823) (0.0828) (0.114)(0.116)(0.117)(0.121)(0.118)(0.119)暮らしに余裕は全くなかった
0.767*** 0.735*** 0.753*** 0.928*** 0.858*** 0.915*** 0.592*** 0.591*** 0.595***(0.110)(0.110)(0.111)(0.151)(0.153)(0.153)(0.162)(0.160)(0.161)/cut1-1.376*** -1.104*** -1.081*** -1.267*** -1.044*** -1.033*** -1.344*** -0.980*** -1.232***(0.102)(0.108)(0.107)(0.135)(0.147)(0.154)(0.155)(0.161)(0.154)/cut2-0.0246 0.266** 0.280*** 0.0880 0.333** 0.331** 0.0167 0.405**
0.145(0.0974) (0.105)(0.104)(0.129)(0.141)(0.148)(0.150)(0.159)(0.151)/cut3
1.821*** 2.141*** 2.161*** 1.835*** 2.115*** 2.105*** 1.989*** 2.417*** 2.170***(0.101)(0.109)(0.109)(0.134)(0.147)(0.154)(0.156)(0.166)(0.157)
サンプルサイズ
4,056
4,056
4,056
1,984
1,984
1,984
2,072
2,072
2,072

注：付表 2 の注と内容は同じ。

－23－

付表 5 限界効果：無配偶者の消費項目ごとの節約傾向（プロビット分析）
被説明変数：１＝支出していない

就業形態：正規雇用（ref.）非正規・フリーランス
無業
その他
個人年収：600万円以上（ref.）200万円未満

交際費
D4
係数値

被説明変数：１＝節約する

食費
D1
係数値

衣料費
D2
係数値

書籍・教育費
D3
係数値

娯楽費
D5
係数値

食費
D6
係数値

衣料費
D7
係数値

書籍・教育費
D8
係数値

交際費
D9
係数値

娯楽費
D10
係数値

0.0712(0.127)0.258(0.167)-0.00411(0.207)0.151(0.112)0.196(0.157)-0.0882(0.182)

0.0610 0.401*** 0.434*** 0.132
0.129(0.0816) (0.0890) (0.0963) (0.0854) (0.0902)
0.136
0.376*** 0.520*** 0.336*** 0.326**(0.116)(0.121)(0.129)(0.128)(0.143)-0.265** -0.0549 -0.0111
0.119
0.0483(0.134)(0.145)(0.153)(0.127)(0.137)0.150(0.0984)
0.223(0.146)-0.0250(0.140)0.08830.0710(0.0939) (0.0896)
0.288**
0.206(0.143)(0.140)0.02310.0353(0.133)(0.131)

0.413
0.528** 0.407*** 0.548*** 0.489*** 0.652*** 0.736*** 0.699*** 0.717*** 0.934***(0.255)(0.211)(0.142)(0.162)(0.177)(0.133)(0.140)(0.148)(0.144)(0.142)200～400万円未満
0.247
0.257
0.444*** 0.352**
0.217 0.622*** 0.545*** 0.655*** 0.488*** 0.671***(0.238)(0.196)(0.126)(0.149)(0.158)(0.115)(0.119)(0.128)(0.122)(0.120)400～600万円未満-0.0186
0.284
0.244*
0.127
0.0274 0.524*** 0.237*
0.329**
0.198 0.327***(0.258)(0.204)(0.133)(0.158)(0.168)(0.120)(0.123)(0.132)(0.126)(0.124)
15歳時の家庭の生活水準：暮らしにかなりの余裕があった（ref.）どちらかと言えば暮らしに余裕があった
0.216-0.204-0.0544 -0.0717
0.0976 0.243** 0.348*** -0.0222
0.0776
0.0587(0.223)(0.164)(0.122)(0.136)(0.151)(0.118)(0.128)(0.141)(0.132)(0.126)
どちらかと言えば暮らしに余裕はなかった 0.274-0.141-0.01070.109
0.229
0.295** 0.431***
0.136
0.116
0.0553(0.234)(0.175)(0.128)(0.141)(0.155)(0.125)(0.135)(0.149)(0.139)(0.132)暮らしに余裕は全くなかった
0.658**
0.208
0.108
0.106
0.292 0.649*** 0.618*** 0.377* 0.557*** 0.436**(0.257)(0.199)(0.153)(0.168)(0.180)(0.161)(0.177)(0.194)(0.177)(0.170)定数項-0.350* -0.444** -0.453***-2.865*** -2.008*** -0.832*** -1.832*** -1.956*** -0.517*** -0.274(0.341)(0.268)(0.174)(0.207)(0.217)(0.167)(0.176)(0.193)(0.182)(0.175)
サンプルサイズ
1,984
1,984
1,984
1,984
1,984
1,865
1,809
1,366
1,564
1,670

注：1）すべての推計では、持ち家ダミー、子どもありダミー、子どもの数、男性ダミー、年齢階級ダミー、学歴ダミー、地域ブロックダミーも説明変数として入れている。
2）括弧には、ロバスト標準誤差を示す。
3）*、**、***は、有意水準 10%、5%、1%を表す。

付表 6 限界効果：有配偶者の消費項目ごとの節約傾向（プロビット分析）

就業形態：正規雇用（ref.）非正規・フリーランス
無業
その他
世帯年収：800万円以上（ref.）400万円未満

食費
E1
係数値

被説明変数：１＝支出していない
衣料費 書籍・教育費 交際費
E2
E3
E4
係数値
係数値
係数値

娯楽費
E5
係数値

0.179
(0.225)0.120(0.266)0.250(0.279)0.206(0.156)-0.0977(0.183)0.203(0.186)0.238** 0.281***(0.119) (0.0918)
0.166
0.228**(0.132)(0.103)0.299*
0.0141(0.157)(0.120)0.0297(0.102)0.0195(0.113)0.0310(0.148)0.0657(0.113)0.212*(0.121)-0.0426(0.153)

食費
E6
係数値

被説明変数：１＝節約する
衣料費 書籍・教育費 交際費
E7
E8
E9
係数値
係数値
係数値
0.0680(0.101)0.147(0.115)-0.153(0.129)-0.00937 0.320* 0.361*** 0.542*** 0.246* 0.531*** 0.889***(0.279)(0.189)(0.134)(0.134)(0.149)(0.118)(0.149)400～600万円未満-0.2900.267*
0.236**
0.169
0.204 0.509*** 0.607***(0.301)(0.153)(0.112)(0.115)(0.127) (0.0901) (0.100)
600～800万円未満
0.125
0.205
0.290*** 0.273**
0.120 0.288*** 0.353***(0.241)(0.154)(0.109)(0.112)(0.128) (0.0850) (0.0915)
分からない
0.509** 0.366** 0.354***0.166
0.200 0.404*** 0.469***(0.232)(0.156)(0.110)(0.116)(0.125) (0.0898) (0.0977)
15歳時の家庭の生活水準：暮らしにかなりの余裕があった（ref.）どちらかと言えば暮らしに余裕があった-0.3000.379
0.225-0.02120.05840.113
0.276**(0.226)(0.242)(0.151)(0.152)(0.181)(0.119)(0.126)
どちらかと言えば暮らしに余裕はなかった -0.153
0.259
0.0984-0.1460.230
0.130 0.340***(0.224)(0.246)(0.156)(0.159)(0.185)(0.124)(0.131)暮らしに余裕は全くなかったNA
0.510*
0.261
0.311* 0.588*** 0.274* 0.545***NA(0.268)(0.183)(0.183)(0.208)(0.159)(0.179)-2.848*** -2.493*** -1.081*** -1.394*** -1.731*** -0.0909 -0.0347
定数項(0.442)(0.312)(0.196)(0.210)(0.241)(0.164)(0.172)
サンプルサイズ
1,810
2,072
2,072
2,072
2,072
2,046
1,980

注：付表 5 の注と内容は同じ。

－24－

娯楽費
E10
係数値

0.09400.03660.0188(0.0970) (0.0967) (0.0949)-0.0105 -0.00421 0.0236(0.108)(0.108)(0.106)-0.103 -0.314** -0.213*(0.129)(0.124)(0.126)1.049***(0.128)0.672***(0.0954)0.431***(0.0922)0.464***(0.0939)0.891*** 1.013***(0.136)(0.135)0.453*** 0.581***(0.0945) (0.0930)
0.206** 0.405***(0.0895) (0.0873)
0.265*** 0.263***(0.0913) (0.0898)

0.116
0.279** 0.222*(0.133)(0.127)(0.121)
0.113
0.388*** 0.387***(0.137)(0.132)(0.127)
0.296* 0.538*** 0.525***(0.173)(0.174)(0.169)-0.445** -0.602*** -0.579***(0.181)(0.173)(0.168)
1,710
1,817
1,883