Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
## 付注2－1 「追い貸し・金利減免」を受けていた企業の割合の推計について

### 1. 概要

「追い貸し・金利減免」を受けていた企業とは、銀行の追い貸しや金利の減免などにより、業績が悪化しているにもかかわらず倒産処理などを先延ばしし、生き延びていた企業のことである。先行研究によれば、1990年代の日本の経済停滞の要因として「追い貸し・金利減免」を受けていた企業の増加があげられている。例えば、「追い貸し・金利減免」を受けていた企業の生産性が低いことや、「追い貸し・金利減免」を受けていた企業の増加が健全な企業に不利な競争環境をもたらすことで、全体としての生産性の向上を抑制してきたことなどが報告されている。

### 2. 「追い貸し・金利減免」を受けていた企業の割合の推定方法

「追い貸し・金利減免」を受けていた企業の割合は、中村・福田（2008）に基づき推定を行った。これはCaballero et. al.（2006）を改良した方法で、最低限支払うべき利息をカバーできない収益状況にある企業が金利減免や追加貸出を受けた場合に、「追い貸し・金利減免」を受けたとするものである。

具体的には、次のような収益性基準と金融支援基準の双方を満たす企業を「追い貸し・金利減免」を受けた企業と考える。収益性基準とは、①営業損益＋受取利息配当金、②利払前税引前損益、のいずれかが「最低支払利息」を下回る場合に満たすものである。一方、金融支援基準とは、実際に支払った利息が「最低支払利息」よりも低い場合（金利減免などを受けたとみなせる場合）、または、前年度の借入金残高（1年以内返済長期借入金残高を控除したもの）に対して当年度の借入金残高が増えている場合（新規貸出があったとみなせる場合）に満たすものである。

ここで、「最低支払利息」とは以下の式より計算されるもので、健全な企業（金利減免などを受けていない企業）が支払うべき利息の下限を表す。

$$ R^{*}_{i,t}=rs_{t}\times BS_{i,t-1}+\left(\frac{1}{5}\sum_{j=0}^{4}rl_{t-j}\right)\times BL_{i,t-1}+rcb_{\min overlast5year,t}\times Bonds_{i,t-1} $$

i：企業を表す添字、t：時間を表す添字、 $ R^{*} $ ：「最低支払利息」

BS：短期借入金、BL：長期借入金、Bonds：社債·転換社債

$r_{s}$ : 短期プライムレート、$rl$ : 長期プライムレート

$ rcb_{min overlast5year} $ ：過去5年間に観察可能な全転換社債のクーポンレートの最低値

以上の式は、次のような考え方に基づいている。第一に、借入金については、健全な企業は借入時点におけるプライムレート以上の利子を支払うはずである。従って、短期借入金については、短期借入金に短期プライムレートをかけた額を、健全な企業が支払
うべき利息の下限とした。一方、長期借入金については、そのうちいくらの額が何年前に借入されたものかという期間構成がわからないという問題がある。ここでは、長期借入金は過去5年間にわたって1/5の額ずつ借入されたと仮定した。

第二に、社債・転換社債については、長期借入金と同様に期間構成が分からないという問題がある。ここでは、企業は過去5年間のうち自己の有利な時点で社債・転換社債を発行したと仮定した。また、社債・転換社債のクーポンレートは、普通社債よりもクーポンレートが低いと考えられる転換社債で統一した。

### 3. 参考文献

中村純一・福田慎一（2008）、「いわゆる「ゾンビ企業」はいかにして健全化したのか」、『経済経営研究』Vol.28（1）、日本政策投資銀行設備投資研究所

Caballero, R., Hoshi, T., and A. Kashyap (2006) "Zombie Lending and Depressed Restructuring in Japan," NBER Working Paper No.12129.
## 付注2－2 財政再建等に関する先行研究

### 1. 財政再建の方法について

## Alesina and Ardagna (1998)

60～94年のOECD20か国のデータを用いて、財政再建築の成功例と失敗例を定義し、その要因を分析。金融政策のスタンスの違いによる財政再建の成否への影響は見られないものの、成功した財政再建築では、歳入の増加よりも、移転支出や人件費を中心とした歳出削減が積極的な役割を果たしたと指摘している。また、財政再建の成功は、その後の経済成長率の上昇にも寄与したとしている。Ardagna（2007）も、1970-2006年のOECD25か国のデータに基づき、Alesina and Ardagna（1998）と類似の分析を行ない、ほぼ同様の結論を得ている。

## Lambertini and Travares (2003)

デンマークやスウェーデンの財政再建の試みを分析。財政再建が成功した例では、公共投資の削減や公共部門の民営化努力といった歳出削減と、租税や社会保障負担の増加といった歳入の増加の両者が同時に起こっている。また、自国通貨の減価を背景とする経常収支の改善が国内産業の競争力を高めたことも、財政再建の成功を後押しする重要な要因であったとしている。

## Leigh, Plekhanov and Kumar (2007)

OECD諸国の14の事例を用いて、短期・長期の財政再建が経済活動に与える影響や、最近の財政再建の成功例において重要であった要因などを分析。財政再建は短期的には経済活動を縮小させる効果があるものの、政府の効率性を失わせるような過度の歳出削減は行なわないとの前提の下、長期的には経済活動を拡大させることができるとしている。

## McDermott and Wescott (1996)

70年～95年の工業国における財政拡大と財政再建の経験に基づき、財政動向と経済動向との相互作用を分析。財政再建努力は、特に中期的に見て、景気の下押し圧力とはならないこと、移転支出や公務員給与といった歳出の削減に特化した財政再建は、税制改革による歳入重視の財政再建よりも公的債務の削減に有効であることなどを指摘している。
### 2. 財政制度と財政再建の関係

## V on Hagen and Harden (1994)

財政制度において、予算担当大臣の他の閣僚に対する権限の優位性の程度が財政運営に及ぼす影響を分析。フランスと英国では、予算担当大臣が他の閣僚に対して支配的な権限を持つ制度となっており、両国は大規模な公的部門を抱えながらも、フランスでは財政赤字の問題に直面することなく、また、英国では過去20年間にわたって、相対的に低位な成長率にとどまることもなかったと指摘。反対に、予算担当大臣が他の閣僚と比べて特別な権限を与えられていない国として、アイルランド、イタリア、ベルギー、ギリシャ、ポルトガルを例示しており、最初の3か国では90年代の初期まで債務残高のGDP比率が高水準であり、他の2か国では債務残高のGDP比率が急速に高まっていると指摘している。

## Perotti, Strauch and von Hagen (1998)

欧州通貨同盟の維持に当たって課題となるEU加盟国の財政の持続可能性について分析。過去25年間におけるOECD20か国の大規模な財政拡大の事例に基づいて、予算編成に係る意志決定過程を管理する財政の制度面が財政収支や財政赤字の動向にとって重要であるとしている。

### 3. 財政運営の経済に及ぼす影響

## Ardagna, Caselli, and Lane (2007)

OECD16か国の数十年間のデータを用いて、政府債務残高及び財政赤字の水準が長期金利に与える影響を分析。財政赤字の増加は長期金利の上昇をもたらし、単年の財政赤字が長期金利の上昇に及ぼす効果よりも、持続的な財政赤字が長期金利の上昇に与える効果の方がはるかに大きなものとなるとしている。また、債務の水準が平均的な水準を上回っている国において、長期金利上昇の効果がより大きく見られていることから、財政赤字の長期金利に与える影響は非線形であるとしている。加えて、OECD諸国全体としての債務の増加が加盟各国の長期金利の上昇をもたらす効果も確認しており、また、債務残高や財政赤字の水準を欧州通貨同盟のように国際的に管理した場合においても、個別の政府の財政政策は当該国内の金利水準に影響を及ぼし続けるとしている。

## Alesina, Ardagna, Perotti, and Schiantarelli (2002)

OECDの60～96年のデータを用いて、財政政策の効果を分析。財政支出は、政府部門の雇用の増加を通じて、民間部門の労働コストを上昇させることで、民間企業の利益や投資に対して大きなネガティブの効果をもたらすとしている。その効果は、政府部門の雇用者への賃金支払い額が大きい財政支出の場合において、より大きなものとなり、ま
た、このネガティブな効果は、中期に渡って影響があるとしている。加えて、財政支出がもたらす効果よりは小さいものの、租税負担の増加についても、利益に対してネガティブな効果を与えるとしており、租税政策の中でも、特に労働者に対する税負担の増加は、より大きなネガティブな効果を生むと指摘している。

## (参考文献)

Alesina, A. and S. Ardagna (1998) "Tales of Fiscal Adjustments," Economic Policy, vol.13 (27), p487-545, October

Ardagna, S. (2007) “Determinants and Consequences of Fiscal Considerations in OECD Countries”

Lambertini, L., and J. Tavares (2003) “Exchange Rates and Fiscal Adjustments: Evidence from the OECD and Implications for EMU”

Leigh D., A. Plekhanov and S. Kumar (2007) “Fiscal Adjustments: Determinants and Macroeconomic Consequences,” IMF Working Papers No.178

McDermott, C. John and F. Wescott (1996) “An Empirical Analysis of Fiscal Adjustments” IMF Staff Papers, vol.43, p725-53, December

Von Hagen and Ian H. Harden, (1994), “National Budget Processes and Fiscal Performance,” European Economy, Report and Studies, 3, p311-418

Perotti, R., R. Strauch and H. Hagen (1998) “Sustainability of Public Finances,” CEPR Discussion Paper No.1781

Ardagna S., F. Caselli, T. Lane (2007) “Fiscal Discipline and the Cost of Public Debt Service: Some Estimates for OECD Countries” The B.E. Journal of Macroeconomics, Vol.7

Alesina, A., S. Ardagna, R. Perotti and F. Schiantarelli (2002) “Fiscal Policy, Profits, and Investment” The American Economic Review, vol.92, No.3, p571-589, June
## 付注3－1 非正規雇用者が家計に与える影響の推計について

### 1. 貯蓄関数の推計について

二人以上の世帯のうち、世帯主の年齢が25～40歳の勤労者世帯について次の貯蓄関数を推計し、非正規雇用ダミー（ $ D_{NONR} $ ）に係る係数を図示した。これは世帯主が非正規雇用とみられる世帯について、それ以外の世帯と比べてどの程度多めに貯蓄を行うかを試算したものである。

(貯蓄関数)

○実際の収入が理論値よりも15％以上低い世帯主を非正規雇用者とみなした場合

$$ \begin{aligned}\frac{S}{Y}=&1.02+0.06\times D_{-}\text{NONR}-163.3\times\frac{1}{Y}-0.002\times\frac{ASSET}{Y}-0.003\times\frac{DEBT}{Y}\\&-0.05\times HEADS-0.04\times WORKERS+0.01\times AGE-0.02\times\frac{AGE^{2}}{100}\\&(-7.38^{***})(-2.93^{***})(0.30)(-0.54)100\\&-0.10\times D_{-}MAN-0.02\times D_{-}PARENTS+0.21\times D_{-}OWNER\\&(-3.01^{***})(-0.32)(13.0^{***})\end{aligned} $$

+企業規模ダミー＋産業ダミー＋時間ダミー

括弧内の数値はt値。

t値横の***は1％、**は5％水準で有意であることを示す。

○実際の収入が理論値よりも25％以上低い世帯主を非正規雇用者とみなした場合

$$ \begin{aligned}\frac{S}{Y}=&1.04+0.08\times D_{-}NONR-163.5\times\frac{1}{Y}-0.002\times\frac{ASSET}{Y}-0.003\times\frac{DEBT}{Y}\\&-0.05\times HEADS-0.04\times WORKERS+0.01\times AGE-0.02\times\frac{AGE^{2}}{100}\\&-0.10\times D_{-}MAN-0.02\times D_{-}PARENTS+0.21\times D_{-}OWNER\\&(-2.92^{***})(-0.26)_{(13.1^{***})}\end{aligned} $$

+企業規模ダミー＋産業ダミー＋時間ダミー

各変数の定義は以下の通り。

S：貯蓄額（黒字額）、Y：可処分所得、C：定数項、

D_NONR：非正規雇用ダミー、ASSET：金融資産残高、DEBT：負債残高、

HEADS：世帯人員数、WORKERS：有業人員数、AGE：世帯主の年齢、

D\_MAN：男性ダミー（世帯主）、D\_PARENTS：両親同居ダミー、

D\_OWNER : 持ち家ダミー

また企業規模ダミーと産業ダミーは、世帯主の勤め先企業の規模と産業に関するダミー変数群。時間ダミーは調査時点に関するダミー変数群。
### 2. 非正規雇用ダミーについて

上記貯蓄関数の説明変数に用いた非正規雇用ダミーは、実際の世帯主収入が、次の賃金関数より推計される理論値よりも一定率以上低い場合に1、それ以外の場合に0の値をとるダミー変数である。なお、賃金関数は男女別（世帯主）に推計した。

(賃金関数)

○世帯主が男性

$$ \ln\left(W\right)=11.5+0.04\times AGE-0.02\times\frac{AGE^{2}}{100} $$

+企業規模ダミー＋産業ダミー＋時間ダミー

○世帯主が女性

$$ \begin{aligned}\ln\left(W\right)=&13.8-0.08\times AGE+0.12\times\frac{AGE^{2}}{100}\\\left(10.4^{***}\right)&(-1.06)\\\end{aligned} $$

+企業規模ダミー+産業ダミー+時間ダミー

ただし、W：世帯主の定期収入。

### 3. その他の事項について

(1) 図の数値は、実際の世帯主の収入が理論値よりも、15％以上（図左）、および25％以上（図右）低い場合に、当該世帯主を非正規雇用者であるとみなした場合の非正規雇用ダミーに係る係数の推計値。この基準によると、世帯主の約3割（図左）および約2割（図右）が非正規雇用者とみなされる。

(2) 推計に用いた個表は2007年10月～2008年9月の1年間分である。

(3) 推計対象世帯の貯蓄率の平均値は21.6%。

### 4. 参考文献

阿部修人・山田知明（2004）「ライフサイクルにおける消費水準の決定：予備的動機とライフサイクル動機に関する構造推定」Hi-Stat Discussion Paper Series, No.37.

斎藤光雄（1971）「クロス・セクション・データによる貯蓄関数の計測」神戸大学『国民経済雑誌』124巻5号pages 82-102

松浦克己（2000）「家計調査、貯蓄動向調査からみた家計の貯蓄と消費、分配の動向」

郵政研究所『郵政研究所月報』2000年8月号
## 付注3－2 ジニ係数について

所得が完全に平等に分配されている場合に比べて、どれだけ分配が偏っているかを数値に示したもの。完全平等であればゼロであり、完全不平等（世の中の所得を一人の人が独占し、それ以外の者の所得がゼロ）であれば、ほぼ1となる。このジニ係数は、幾何的には、累積世帯比率と累積所得比率をプロットした「ローレンツ曲線」と対角線で囲まれた三日月形の部分の面積の、対角線を斜辺とする直角二等辺三角形の面積に対する比率として表現される。ローレンツ曲線は所得が平等に分布されているほど対角線に接近し、不平等に分布されるほど下にたわむことになる。中所得層における所得分布の変化に比較的敏感である。

計算式であらわすと、以下のとおり。

$$ GC{\begin{aligned}&\frac{1}{2n^{2}\mu}\sum_{j=1}^{n}\sum_{i=1}^{n}\left|y_{i}-y_{j}\right|\end{aligned}} $$

$ y_{i} $ は第i世帯の所得、μはその平均、nは世帯数

（備考）「人口減少時代の社会保障改革」（小塩隆士、2005）を参考。
## 付注3−3 平均対数偏差（MLD）について

平均所得に対する各人の所得の比の対数値を計算し、その社会全体における平均を求めたもの。この平均対数偏差の値は所得が完全に平等に分布していればゼロになり、不平等度が大きいほど大きくなる。低所得層における所得分布の変化に比較的敏感である。

数式であらわすと以下のとおり。

$$ MLD=\frac{1}{n}\sum_{i=1}^{n}\ln\left(\frac{\overline{y}}{y_{i}}\right) $$

（備考）「人口減少時代の社会保障改革」（小塩隆士、2005）を参考。
## 付注3－4 異時点間の平均対数偏差変化の要因分解

所得分布の格差を把握する指数である平均対数偏差（以下、MLDという。）は、母集団の格差を、母集団を何らかのグループ別にわけたグループ内の格差とグループ間の格差に要因分解できる性質をもつ。例えば、母集団が全部でmのグループで構成され、第g階層の所得平均と平均対数偏差及び全体に占める比率をそれぞれYg, MLDg, αgとすると、

$$ MLD=\sum_{g=1}^{m}\alpha_{g}\cdot MLD_{g}+\sum_{g=1}^{m}\alpha_{g}\cdot\ln\left(\bar{Y}\big/\mathrm{Y}_{g}\right) $$

と表現することができる。

この性質を用いて、Mookherjee and Shorrocks（1982）に基づきMLDの変化について要因分解を行うと、時点0から時点1にかけてのMLDの変化ΔMLDは、

$$ \begin{aligned}\Delta M L D=&\sum_{g=1}^{m}\overline{\alpha}_{g}\cdot\Delta M L D_{g}&…… 第 1 項 \\ &+\sum_{g=1}^{m}\overline{\alpha}_{g}\cdot\{\ln\left(\overline{Y}^{01}/Y_{g}^{1}\right)-\ln\left(\overline{Y}^{0}/Y_{g}^{0}\right)\}&…… 第 2 項 \\ &+\sum_{g=1}^{m}\overline{M L D}_{g}\cdot\Delta\alpha_{g}&…… 第 3 項 \\ &+\sum_{g=1}^{m}\overline{\ln}\left(\overline{Y}/Y_{g}\right)\cdot\Delta\alpha_{g}&…… 第 4 項 \\ &+\ln\left(\overline{Y}^{1}/\overline{Y}^{01}\right)&…… 第 5 項 \end{aligned} $$

と表される。ここで、母集団をm年齢階層に区分したとして、$\bar{Y}^{01}=\sum_{g=1}^{m}\alpha_{g}^{0}\cdot Y_{g}^{1}$は、年齢構成を時点0で固定した上での時点1における第g年齢階層の平均所得を表し、式中のバーは、それぞれの値の時点0及び1における平均値を表すものとする。

この式における、

①右辺第1項は、同一年齢階層内部の格差変化による全体の所得格差変化の寄与度（年齢階層内効果）

②右辺第2項は、異なる年齢階層間の格差変化による全体の所得格差変化の寄与度（年齢階層間効果）

③残り3つの項の合計は、0時点における格差を固定したとして、人口構成が変化することによる全体の所得格差変化の寄与度（人口動態効果）

を意味している。
## 付注3－5 ジニ係数の改善度の分析方法の見直し

所得再分配調査においてジニ係数の改善度の分析が公表されているが、平成17年調査より分析方法の見直しを行った。新しい分析方法による結果は平成5年調査分まで公表されており、それ以前については従来の分析方法による公表値のため、第3－2－11図では、両方の推移を示している。

分析方法の違いは、以下の通り。

〈従来の分析方法〉

①当初所得

②税による再分配所得＝①－税金

③社会保障による再分配所得＝①＋現物給付＋社会保障給付金－社会保险料
④再分配所得＝①＋現物給付＋社会保障給付金－社会保险料－税金

税による改善度＝1－②のジニ係数／①のジニ係数

社会保障による改善度＝1－③のジニ係数／①のジニ係数

再分配による改善度＝1－④のジニ係数／①のジニ係数

〈今回調査の分析方法〉

①当初所得

②(当初所得に社会保障給付金を加え、社会保险料を控除したもの)
=①＋社会保障給付金－社会保险料

③可処分所得＝②－税金

④再分配所得＝③＋現物給付

税による改善度＝1－③のジニ係数／②のジニ係数

社会保障による改善度

=1－②のジニ係数／①のジニ係数×④のジニ係数／③のジニ係数

再分配による改善度＝1－④のジニ係数／①のジニ係数

（備考）厚生労働省「平成17年所得再分配調査報告書」より。
## 付注3－6 所得再分配による平均対数偏差変化の要因分解

社会保障や税など再分配政策を行った後の所得である再分配所得によれば、その格差拡大の度合いは当初所得にかなり小さくなっており、格差拡大の抑制に貢献している。しかしながら、年金を中心とした社会保障制度は現役層が高齢層の給付を負担するという賦課方式的な仕組みで運営されている度合いが高く、人口高齢化が進めば年齢階層間の所得再分配の規模が自然と大きくなってしまう。このように年齢階層間の所得再分配によって説明できる部分が大きくなるほど、年齢階層間の公平性の観点からすると、所得再分配効果の評価は難しくなる。

そこで、以下のように、年齢階層内格差縮小効果を、年齢階層間の所得移転による効果と年齢階層内の純粋な格差縮小効果に分けることで、これらのバイアスを排除することとし、各世代内の再分配効果の影響を推計した。

### 1. 要因分解の方法

「所得再分配調査」を当初所得と再分配所得を用いて、所得再分配が当初所得のMLDに与える影響をOshio（2005）に基づき、分析する。

いまMLD変化を通常の分解方法に従って分解すると、

$$ \begin{aligned}\Delta M L D=&\sum_{g=1}^{m}\alpha_{g}\cdot(M L D_{g}^{d i s}-M L D_{g}^{i n})&\quad\cdots\cdots 第 1 項 \\ &+\sum_{g=1}^{m}\alpha_{g}\cdot\{\ln\left(\bar{Y}^{d i s}/Y_{g}^{d i s}\right)-\ln\left(\bar{Y}^{i n}/Y_{g}^{i n}\right)\}&&\cdots\cdots 第 2 項 \end{aligned} $$

となる。ここで、inとdisの添え字は、それぞれ当初所得と再分配所得を意味する。ところが、このような要因分解は、上に述べたように、年齢階層間の所得移転を考慮しておらず、第1項の年齢階層内効果を過大評価することとなる。

そこで、これらのバイアスを排除するために、ここでは、第g年齢階層に属する各世帯がその層の当初所得（ $ Y_{i} $ ）の平均と再分配所得（ $ Y_{g} $ ）の平均の差額を一律に受け取ったとした場合に、年齢階層内の格差がどの程度縮小される分を年齢階層間の所得移転効果とみなし、通常のMLDの年齢階層内効果（第1項）から年齢階層間の所得移転効果を除いた分を第g年齢階層内における所得再分配に起因した純粋な格差縮小効果とみなして、上の式の第1項を変形すると、

$$ \begin{aligned} 第 1 項 =&\sum_{g=1}^{m}\alpha_{g}\cdot\left(1/n_{g}\right)\{\sum_{i\in g}\ln\left(Y_{g}^{dis}\big/\left(Y_{i}^{in}+Y_{g}^{dis}-Y_{g}^{in}\right)\right)-\sum_{i\in g}\ln\left(Y_{g}^{in}\big/\left.Y_{i}^{in}\right)\right\}\\&-X( 純粹な年齢階層内効果 ) となる。\end{aligned} $$
1983

1986

### 2. 要因分解の結果

1980

再分配所得によるMLD変化	=	年齢階層内効果	うち所得移転効果	うち純粋な効果	年齢階層間効果
35歳未満	-0.032	-0.036	0.004	0.005
35～44歳	-0.005	0.004	-0.009	0.008
45～59歳	-0.018	0.000	-0.018	0.013
60歳以上	-0.060	-0.039	-0.021	-0.028
-0.116	=	-0.115	-0.071	-0.044	-0.002

再分配所得によるMLD変化	=	年齢階層内効果	うち所得移転効果	うち純粋な効果	年齢階層間効果
35歳未満	-0.002	0.003	-0.005	0.010
35～44歳	-0.006	0.003	-0.009	0.015
45～59歳	-0.029	-0.011	-0.019	0.022
60歳以上	-0.164	-0.157	-0.007	-0.058
-0.211	=	-0.201	-0.161	-0.040	-0.011

再分配所得によるMLD変化	=	年齢階層内効果	うち所得移転効果	うち純粋な効果	年齢階層間効果
35歳未満	-0.003	0.003	-0.007	0.013
35～44歳	-0.008	0.002	-0.010	0.017
45～59歳	-0.032	-0.013	-0.019	0.029
60歳以上	-0.217	-0.207	-0.010	-0.072
-0.274	=	-0.261	-0.215	-0.046	-0.013

再分配所得によるMLD変化	=	年齢階層内効果	うち所得移転効果	うち純粋な効果	年齢階層間効果
35歳未満	0.000	0.004	-0.004	0.012
35～44歳	-0.004	0.002	-0.006	0.016
45～59歳	-0.024	-0.013	-0.011	0.030
60歳以上	-0.243	-0.228	-0.014	-0.070
-0.283	=	-0.271	-0.235	-0.036	-0.012

1992

再分配所得によるMLD変化	=	年齢階層内効果	うち所得移転効果	うち純粋な効果	年齢階層間効果
35歳未満	-0.002	-0.008	0.005	0.013
35～44歳	-0.006	0.001	-0.006	0.016
45～59歳	-0.020	-0.007	-0.013	0.036
60歳以上	-0.285	-0.266	-0.019	-0.081
-0.330	=	-0.313	-0.280	-0.033	-0.017

1995

再分配所得によるMLD変化	=	年齢階層内効果	うち所得移転効果	うち純粋な効果	年齢階層間効果
35歳未満	-0.001	0.003	-0.004	0.017
35～44歳	-0.005	0.004	-0.009	0.020
45～59歳	-0.013	-0.001	-0.012	0.040
60歳以上	-0.325	-0.321	-0.003	-0.102
-0.369	=	-0.344	-0.316	-0.028	-0.025

1998

再分配所得によるMLD変化	=	年齢階層内効果	うち所得移転効果	うち純粋な効果	年齢階層間効果
35歳未満	-0.003	0.005	-0.008	0.021
35～44歳	-0.004	-0.001	-0.003	0.022
45～59歳	-0.016	-0.009	-0.007	0.047
60歳以上	-0.389	-0.396	0.007	-0.124
-0.445	=	-0.412	-0.401	-0.012	-0.033

再分配所得によるMLD変化	=	年齢階層内効果	うち所得移転効果	うち純粋な効果	年齢階層間効果
35歳未満	-0.004	0.005	-0.010	0.026
35～44歳	-0.006	0.002	-0.008	0.026
45～59歳	-0.022	-0.013	-0.009	0.058
60歳以上	-0.480	-0.505	0.025	-0.159
-0.561	=	-0.513	-0.511	-0.002	-0.048

再配分所得によるMLD変化	=	年齢階層内効果	うち所得移転効果	うち純粋な効果	年齢階層間効果
35歳未満	-0.002	-0.003	0.001	0.021
35～44歳	-0.004	0.000	-0.004	0.032
45～59歳	-0.024	-0.021	-0.003	0.069
60歳以上	-5.79	-0.623	0.045	-0.200
-0.687	=	-0.609	-0.647	0.038	-0.078
## 付注3－7 税制・社会保障制度のモデルについて

所得再分配効果の経年変化を観察する場合は、調査時点間の税・社会保障制度の改正も考慮する必要がある。そこで、先行研究（西崎・山田・安藤（1998）等）に倣って、国民生活基礎調査及び所得再分配調査の個票を用いたマイクロシミュレーションによってモデル化された税制・社会保障制度の下でのジニ係数を試算した。

世帯人員数で調整した等価再分配所得によるジニ係数を試算するために、個人の所得に応じた税・社会保障負担額を推計した後、世帯単位の再分配所得を推計した。個人単位での推計においては、個票から得られる情報を基に属性や所得金額を推計して、モデル化した税率・社会保险料等から負担額を推計することとする。税については、所得税及び個人住民税をモデルとしている。社会保障給付については、個人の履歴が必要になるなど個票から推計する事が困難であると考えられるため、個票から得られる給付額を用いた。

具体的には以下の手順によって推計した。

### 1. 世帯・個人の属性

扶養親族の人数や就業状態など、所得控除や適用する保険料率の種類に関わる属性を推計する。

### 2. 所得金额

国民生活基礎調査の個票データから、所得金額を以下の式により推計する。

$$ \begin{aligned}所得金額 &= 雇用者所得 + 公的年金 \cdot 恩給 + 事業所得 + 農耕 \cdot 畜產所得 \\&\quad+ 家内労働所得 + 財産所得 \ ( 家賃 \cdot 地代 \emptyset 所得、利子 \cdot 配当金 )\\&\quad- 給与所得控除 - 公的年金等控除 \end{aligned} $$

### 3. 社会保险料负担额

適用する社会保险制度に応じて、モデルによる保険料率等を用いて社会保险料負担額を推計する。

### 4. 課税所得

所得税・個人住民税ごとに配偶者控除、生命保険料・損害保険料控除等の控除を適用して所得金額から課税所得を推計する。

### 5. 税额

所得税・個人住民税ごとにモデルによる税率を用いて税額を推計する。
## 付注3－8 「雇用リスク」の計測について

雇用リスクは家計の雇用環境に対する不確実性を表しており、消費者態度指数の構成項目である雇用環境DIから、カールソン・パーキン法によって求めている（計測方法については小川（1991）、土居（2001）を参照）。カールソン・パーキン法による期待値と分散の計測は、2つの仮定を基づいている。

（仮定1）各家計は、t期において雇用環境（ここでは有効求人倍率の逆数）の善し悪しを感知しうる共通の臨界点（ $ \delta_{t} $ ）を有する。臨界点は期間を通じて一定（ $ \delta_{t}=\delta $ ）。

（仮定2）各家計が雇用環境に対して持つ主観的確率分布の中央値の全家計についての分布は、正規分布 $ N(\mu_{t},\sigma_{t}^{2}) $ に従う。

雇用環境に対する予測の平均値 $ \mu_{t} $ 、分散 $ \sigma_{t}^{2} $ は、①～④式によって計算することができる。

$$ \textcircled{1}\phi\bigg(\frac{u_{t}+\delta-\mu_{t}}{\sigma_{t}}\bigg)=1-A_{t} $$

$$ \textcircled{2}\phi\bigg(\frac{u_{t}+\delta-\mu_{t}}{\sigma_{t}}\bigg)=B_{t} $$

$$ \textcircled{3}\mu_{t}{=}u_{t}{-}\delta\frac{\alpha_{t}{+}\beta_{t}}{\alpha_{t}{-}\beta_{t}} $$

$$ \textcircled{4}\sigma_{t}=u_{t}-\frac{2\delta}{\alpha_{t}-\beta_{t}} $$

ただし

$$ \alpha_{t}{=}\phi^{-1}(1{-}A_{t})、\beta_{t}{=}\phi^{-1}(B_{t}) $$

$$ \begin{aligned}&\left\{u_{t}: 有効求 人倍数 の逆数 \quad\phi\left(\cdot\right): 累積標準 正規 分布関数 \right.\\&\left.A_{t}:\left[ 悪 \left< なる \right.\right]、\left[ やや悪 \left< なる \right.\right] と回答した人 の割合 \right.\\&\left.B_{t}:\left[ よくなる \right]、\left[ ややよくなる \right] と回答した人 の割合 \right.\end{aligned} $$

臨界点（δ）の計算は合理的期待仮説を仮定しており、下記の式に基づいている。

$$ E(q_{t}\mid\Omega_{t-1})=\mu_{t}、Var(q_{t}\mid\Omega_{t-1})=\sigma_{t}^{2} $$

$ q_{t} $ は今後半年間（1991年3月までは今後1年間について）の雇用環境の予測の平均値で、 $ \Omega_{t-1} $ は過去の雇用環境からなる情報集合を表している。これは、過去の情報に基づいた各世帯の予想の平均値は、今後半年間の雇用環境の平均値に合致し、分散もまた同様に過去に基づいたものと合致していることを示している。

δは⑤～⑦式によって計算することができる。mは、Ω_{t-1}にどこまで過去の雇用環境の情報が含まれるかによって決定され、実際の計算では、Ω_{t-1}を過去3年間（つまりm=t-11）として求めた。
$$ \textcircled{5}\delta=\frac{C_{t}+\sqrt{C_{t}^{2}+16D_{t}}}{8} $$

$$ \textcircled{6}C_{t}=\frac{\displaystyle\sum_{k=m}^{t}\left(q_{t}-p_{k}\right)\left(\alpha_{t}^{2}-\beta_{t}^{2}\right)}{t-m+1} $$

$$ \textcircled{7}D_{t}=\frac{\displaystyle\sum_{k=m}^{t}(q_{t}-p_{k})^{2}(\alpha_{t}-\beta_{t})^{2}}{t-m+1} $$

実際に、カールソン・パーキン法によって求めた雇用環境の予測の平均値（$\mu_{t}$）と分散（$\sigma_{t}^{2}$）を用いて貯蓄率（家計調査ベース、二人以上・勤労者世帯）を推計すると、$\mu_{t}$や$\sigma_{t}^{2}$の上昇は貯蓄率に対してそれぞれ有意に押し上げる結果となった。

$$ \begin{aligned}\left(\frac{S}{Y}\right)_{t}=&68.399-0.716\times\left(\frac{1}{Y_{t}}\right)+1.044\times\mu_{t}+0.017\times\sigma_{t}^{2}-8.512\times NH_{t}\\ &(-24.37^{**})(-6.63^{**})+(3.94^{**})+(2.31^{*})(-11.87^{**})\\ &\quad\\ &-9.365\times Dum_{-}1-3.476\times Dum_{-}2-3.004\times Dum_{-}3\\ &(-9.39^{**})(-5.72^{**})(-4.36^{**})\end{aligned} $$

推計期間：1985年1-3月～2008年7-9月

修正済み $ R^{2} $ ：0.966、DW值：2.024

括弧内の数値はt値。1%有意水準には**、5%有意水準には*を付けている。

$\left(\frac{S}{Y}\right)_{t}$ ：貯蓄率、$Y_{t}$ ：実質可処分所得、$\mu_{t}$ ：雇用環境の予測の平均値、$\sigma_{t}^{2}$ ：雇用環境の予測の分散、$NH_{t}$ ：世帯当たり人員

Dum_1～3：季節のダミー

（備考）1．内閣府「消費動向調査」、総務省「家計調査」、「国勢調査」、「人口推計」、厚生労働省「職業安定業務統計」により作成。

2. 雇用環境の実績は有効求人倍率の逆数。予測の分散は1000倍している。実質可処分所得の単位は万円で、逆数にして1000倍している。
## 付注3－9 「家計の生活と行動に関する調査」について

### 1. 調査時期

平成21年2月27日～平成21年3月19日にかけて実施

### 2. 調査手法

郵送法

### 3. 調查対象

全国における15歳以上79歳以下の男女

調査会社のモニターとして登録されている5,057人

有効回答数4,201人（有効回収率83.1%）

計	10～20代	30代	40代	50代	60代	70代以上
計	4201	767	755	672	826	723	458
男性	2083	392	378	333	397	355	228
女性	2118	375	377	339	429	368	230

注：調査対象者数は、「国勢調査（平成17年）」を用いて算出。性、年齢階級、地域の割合を参考にした。

### 4. 調査項目

この調査では、①消費に対する意識、②資産運用について、③対象者属性、④世帯主属性、⑤世帯状況、⑥社会保障の認知について調査した。

### 5. 高額療養費制度の認知

よく知っている	聞いたことがある	聞いたことがない
全体（回答数4193）	29.6%	58.5%	11.9%
# 付注3－10 老後に対する不安が必要貯蓄額に及ぼす影響の推計方法と結果

老後や年金に対する不安が必要貯蓄額に及ぼす影響については、下記のとおり推計した。

target\_o= $ -783.14+198.22\times DUM_{-1}+284.62\times DUM_{-2}+178.64\times DUM_{-3} $
$ (-0.66) $ $ (2.15^{**}) $ $ (2.74^{***}) $ $ (1.88^{*}) $
$ +0.69\times income+0.43\times stock+11.33\times target\_m+69.97\times age-0.83\times age^{2} $
$ (4.85^{***}) $ $ (11.68^{***}) $ $ (4.10^{***}) $ $ (1.25) $ $ (-1.37) $

括弧内の数値はt値

***は1％水準、**は5％水準、*は10％水準で有意であることを表す

target_o：老後に必要な貯蓄額

DUM_1：「非常に心配である」と回答したダミー

DUM_2：「年金や保険が十分ではないから」と回答したダミー

DUM_3：「年金支給額が切り下げられると見ているから」と回答したダミー

income：1年間の手取り収入額

stock：現在の貯蓄残高

target_m：老後における1ヶ月の予想生活費

age：世帯主の年齢

(備考)

1. 「非常に心配である」は、「あなたのご家庭では、老後の暮らし（高齢者は、今後の暮らし）について、経済面でどのようになるとお考えですか。」という質問に対して「非常に心配である」と回答したもの。「年金や保険が十分ではないから」は上記質問に対して「多少心配である」あるいは「非常に心配である」と回答した人にその理由を質問した上で、「年金（公的年金、企業年金、個人年金）や保険が十分ではないから。」と回答したもの。「年金支給額が切り下げられると見ているから」は、「あなたのご家庭では、年金（公的年金・企業年金を含み、個人年金は除きます）で老後の必要資金をまかなえると思いますか。」との質問に「ゆとりはないが、日常生活費程度はまかなえる。」あるいは「日常生活費程度もまかなうのが難しい。」と回答した人にその理由を質問した上で、「年金が支給される金額が切り下げられると見ているから。」と回答したもの。

2. 不安がある人の必要貯蓄額における上乗せ額は、上記の回帰式により推計。なお、必要貯蓄額（「老後の生活資金として、主に家計を支えている方の年金支給時に準備しておけばよい貯蓄残高は、最低どれくらいだとお考えですか。」に対する回答）の平均は2033万円（ただし1億円以下かつ60歳未満）。
国会、裁判所、会计検査院、内閣、内閣府、復興庁、総務省、法務省、外務省、財務省、

所 管 · 組 織 · 項	事 项	目 0 区 分	予 定 额 (千円)	積 算 内 訳
21 (国 立 国 会 図 書 館)	95 ( 国 立 国 会 図 書 館 業務 に 要 な ) 經費	平 成 26 年 度 支 出 予 定 額 平 成 27 年 度 支 出 予 定 額 2. 平 成 26 年 度 国 庫 債 務 負 担 行 為 限 度 額

内 間 府
内 間 本 府
06 沖縄教育振興事業費
14 公立文教施設整備に必要な經費	941,678	公立小中学校施設整備費地方 公共 团体 8.5/10 国庫債務負担行為の歳出化平 成 26 年 度 国 庫 債 務 負 担 行為 (参 考)1. 国庫債務負担行為限度額総計平 成 26 年 度 支 出 予 定 額平 成 27 年 度 支 出 予 定 額2. 平 成 26 年 度 国 庫 債 務 負 担 行為 限 度 額
防災対策推進公立学校施設整備費負担金	163,740
所 管 · 組 織 · 項	事 项	目 の 区 分	予 定 額 (千円)	積 算 内 訳
01 (復 興 庁 共 通 費)	95 (復興庁一般行政に必要な経費)	(参 考) 国庫債務負担行為限度額総計 平成26年度支出予定額 平成27年度以降支出予定額 復興庁地理情報システム 運用等 平成26年度国庫債務負担行為 (参 考) 国庫債務負担行為限度額総計 平成26年度支出予定額 平成27年度以降支出予定額 雑 役 務 費 国庫債務負担行為の蔵出化 平成26年度国庫債務負担行為 (参 考) 国庫債務負担行為限度額総計 平成26年度支出予定額 平成27年度支出予定額 借 料 及 び 損 料 9台 内 閣 共 济 組 合 長 期 負 担 金 短 期 負 担 金 介 護 負 担 金 事 務 費 負 担 金 払 栄 金
所 管 · 組 織 · 項	事項	目の区分	予定額(千円)	積算内訳
48(総務省共通費)	95(総務省一般行政に必要な経費)	95063-111-04 超過勤務手当	1,374	時間外手当
95089-111-05 子どものための金銭の給付	660	職員厚生経費
95063-123-09 庁費	63	総務省共済組合長期負担金短期負担金介護負担金事務費負担金
95016-115-16 国家公務員共済組合負担金	5,038

49法務省共通費
95法務省一般行政に必要な経費	519,550	一般職行政職俸給表(一) 67人
95014-111-02 職員基本給	300,545
02-01 職員俸給	277,813

02-02 扶養手当	14,111	44人
02-03 地域手当	8,621	32人
95014-111-03 職員諸手当	128,916	61人
03-03 通勤手当	11,520	67人
03-07 期末手当	68,574	67人
03-08 勤勉手当	35,604	12人
03-10 寒冷地手当	1,219	10人
03-11 住居手当	5,304	7人
03-12 单身赴任手当	3,768	19人
03-17 広域異動手当	2,927	時間外手当
95014-111-04 超過勤務手当	20,341	職員厚生経費
95089-111-05 子どものための金銭の給付	10,305
95014-123-09 庁費	548
所 管 · 組 織 · 項	事 项	目 の 区 分	予 定 額 (千円)	積 算 内 訳
13 生活基盤行政復興事業費	地方 公共 団 体 2/3
95 消防災災体制等の整備に必要な経費	3,648,473
95014-825-16 消防災災設備災害復旧費補助金	108,341	地方 公共 団 体 2/3
95014-825-16 消防災災施設災害復旧費補助金	3,540,132
54 法務行政復興政策費	1,700,706
95 保護観察等に必要な経費	28,870	通信 運 搬 費 1,138千円
95014-123-09 更生保護業務庁費	24,863	光 熱 水 料 515
電 気 料 427
水 道 料 42
ガ ス 料 46
借 料 及 び 損 料 392
償 金 17,318
保 険 料 2,869
児 童 手 当 拠 出 金 27
雑 役 務 費 546
自 動 車 維 持 費 1,679
燃 料 費 379
うち国庫債務負担行為の歳出化
平成25年度国庫債務負担行為(參 考)
国庫債務負担行為限度額総計
平 成 25 年 度 支 出 額 26,264
平 成 26 年 度 支 出予定額
平 成 27 年度以降支出予定額
95014-123-09 土地 建 物 借 料	3,744	借 料 及 び 損 料 8台
95199-133-09 自 動 車 重 量 税	263
95 登記事務処理に必要な経費	1,671,836
95014-122-08 登 記 業 務 旅 費	36,678	内 国 旅 費
事 務 応 援 旅 費
95014-123-09 登記情報処理業務庁費	20,736	借 料 及 び 損 料
文部科学省、厚生労働省、農林水産省、経済産業省、国土交通省、環境省及び防衛省所管 東日本大震災復興特別会計 21

所 管 · 組 織 · 項	事 項	目 の 区 分	予 定 額 (千円)	積 算 内 訳
54 (法務行政復興政策費)	95 (登記事務処理に必要な経費)	うち国庫債務負担行為の歳出化平成23年度国庫債務負担行為(參 考)国庫債務負担行為限度額総計[うち 国庫債務負担行為を実行しなかった額平成25年度以前支出額平成26年度支出予定額消 耗 品 費通 信 運 搬 費光 熱 水 料電 気 料水 道 料借 料 及 び 損 料賃 金保 陰 料児 童 手 当 拠 出 金雑 役 務 費自 動 車 維 持 費うち線越明許費登記所備付地図修正経費うち国庫債務負担行為の歳出化平成25年度国庫債務負担行為(參 考)国庫債務負担行為限度額総計[うち 国庫債務負担行為を実行しなかった額平成25年度支出額平成26年度支出予定額平成27年度以降支出予定額借 料 及 び 損 料内 国 旅 費
国会、裁判所、会计检查院、内阁、内阁府、复興厅、総務省、法務省、外務省、財務省、

28 文部科学省、厚生労働省、農林水産省、経済産業省、国土交通省、環境省及び防衛省所管 東日本大震災復興特別会計

所 管 · 組 織 · 項	事項	目の区分	予定額(千円)	積算内訳
15 (教育・科学技術等復興) (政策費)	13 (海洋分野の研究開発の推進に必要な経費)	海洋生態系研究開発拠点機能形成事業費補助金	1,301,311	民間団体等定額
95 文化財の保存及び活用に必要な経費	2,559,642
95072-122-08 職員旅費	385	内国旅費被災ミュージアム再興事業美態調査等旅費所有者又は管理団体等地方公共団体定額

95072-715-16 国宝重要文化財等保存整備費補助金	2,096,786
95072-715-16 文化芸術振興費補助金	462,471
16 教育・科学技術等復興事業費	26,292,429	独立行政法人日本学生支援機構学校法人等1/2
16 育英事業に必要な経費	16071-959-23 育英資金貸付金	6,794,304
15 私立学校の振興に必要な経費	15074-925-16 私立学校建物其他災害復旧費補助金	363,201
14 公立文教施設整備に必要な経費	19,134,924
14074-825-16 公立諸学校建物其他災害復旧費補助金	3,159,962	地方公共団体4/5·2/3
14071-825-16 福島原子力災害避難区域教育復興施設整備費補助金	33,445	福島県2/3
14074-825-16 公立社会教育施設災害復旧費補助金	2,010,868	地方公共団体2/3
14074-825-16 公立諸学校建物其他災害復旧費負担金	13,930,649	地方公共団体基本率4/5·2/3
17 東日本大震災復興独立行政法人国立高等専門学校機構運營費	独立行政法人国立高等専門学校機構定額(末尾記載の年度計画予算見積)
15 東日本大震災復興に係る独立行政法人国立高等専門学校機構運營費交付金に必要な経費	15071-305-16 独立行政法人国立高等専門学校機構運營費交付金	33,354
71 東日本大震災復興国立大学法人施設整備費	教育研究施設整備費施設費国立大学法人定額
15 東日本大震災復興に係る国立大学法人施設整備に必要な経費	15071-305-16 国立大学法人施設整備費補助金	2,905,716
国立大学法人定額(末尾記載の年度計画予算見積)
18 東日本大震災復興国立大学法人運營費	国立大学法人北海道大学3,497千円
15 東日本大震災復興に係る国立大学法人運營費交付金に必要な経費	15071-305-16 国立大学法人運營費交付金	705,146
国立大学法人北海道大学
所 管・組 織・項	事項	目の区分	予定額(千円)
20(社会保障等復興政策費)	04(子ども・子育て支援対策に必)要な経費	04088-815-16 社会福祉施設等設備災害復旧費等補助金	16,456
04083-815-16 子育て支援対策費補助金	4,028,854
地域社会におけるセーフティネット機能の整備等に必要な経費	04083-715-16 セーフティネット支援対策等事業費補助金	689,462

04 障害者の自立支援等に必要な経費	755,506
04088-815-16 社会福祉施設等設備災害復旧費等補助金	100,000
04083-865-16 障害者等災害臨時特例補助金	15,506
04083-815-16 障害者総合支援事業費補助金	640,000
05 精神保健事業に必要な経費	05086-845-16 精神保健対策費補助金	1,817,032
04 介護保険制度の適切な運営等に必要な経費	6,219,623
04088-815-16 社会福祉施設等設備災害復旧費等補助金	169,500
04081-305-16 介護保険災害臨時特例補助金	4,207,657
04081-305-16 国民健康保険災害臨時特例補助金	272,492
04081-305-16 国民健康保険組合災害臨時特例補助金	21,884
04083-865-16 介護支援体制緊急整備等臨時特例交付金	1,548,090
13 厚生労働科学研究に必要な経費	13087-715-16 厚生労働科学研究費補助金	1,047,000
21 社会保障等復興事業費	4,240,107
05 保健衛生施設等施設整備に必要な経費	05088-825-16 保健衛生施設等災害復旧費補助金	731,231
04 児童福祉施設等施設整備に必要な経費	04088-825-16 社会福祉施設等災害復旧費補助金	551,628
04 社会福祉施設等施設整備に必要な経費	04088-825-16 社会福祉施設等災害復旧費補助金	700,000

積算	內	訳
県、指定都市、中核市	定額
都道府県、指定都市、中核市	定額
寄り添い型相談支援事業費	497,127千円
厚生労働大臣が認める者	10/10
福祉・介護人材確保事業費	192,335
福島県	10/10
県、指定都市、中核市	定額
県、市町村	定額
道	10/10·2/3
岩手県、宮城県、福島県	定額
県、指定都市、中核市	定額
保険者(市町村)	定額
保険者(市町村)	定額
保険者(国民健康保険組合)	定額
岩手県、宮城県、福島県	定額
研 究 者	定額
地方公共団体等	2/3·1/2·1/3
県、指定都市、中核市	2/3·1/2
県、指定都市、中核市	2/3