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# Does Consumption Respond to Anticipated Income Changes? Evidence from the Start of Pension Benefit Payments in Japan

Junya Hamaaki

## Abstract

This paper examines whether consumption reacts to an anticipated income increase arising from the start of pension benefit payments. Using household-level data, the analysis indicates that although consumption increases significantly in the year that pension benefit payouts start, it falls back to the previous level in later years. Further analysis shows that, consistent with the presence of bounded rationality, the consumption response to the start of pension payments of households for which pension benefits account for a relatively small proportion of their disposable income is more pronounced than for households which rely on pension benefits as their major source of income.

Key words :

Life cycle/permanent income hypothesis, excess sensitivity, public pension system

JEL Classification : E21, H55
### I. はじめに

家計の消費行動の原理を理解することは，経済政策の効果を評価したり，将来の貯蓄率の動向を予測したりする上で不可欠である。恒常所得仮説（LC/PIH: Life Cycle/Permanent Income Hypothesis）は，家計の消費行動のメカニズムを理解する上で基本となる仮説であり，これまでに多くの研究が行われてきた。恒常所得仮説から導かれる一つの帰結として，家計の消費は（恒常所得の変化を伴わない）予期された所得変化には反応しないというものがある。もし，予期された所得変動に対する消費の反応（過剰反応，excess sensitivity）が見られれば，単純な恒常所得仮説への反証となるため，このような現象が観察されるかが研究の対象とされてきた。

1990 年代半ば以降，予期された所得の増加が生じる状況を特定し，それに対して消費が反応するかを，個票データを用いて検証した研究が海外で多く蓄積されている（Shapiro and Slemrod, 1995, 2009; Parker, 1999; Souleles, 1999; Browning and Collado, 2001; Hsieh, 2003; Johnson et al. 2006; Stephens, 2008; Scholnick, 2013）¹。Browning and Collado や Hsieh では，それ以前の研究で，予期された所得変化に対して消費が反応するという結果が得られたことについて，所得の変化額が小さくて不定期な場合には消費を平準化する費用が便益を上回るため，受け取った所得を消費するのが合理的になり得るという解釈が与えられている²。彼らの研究では，スペインでの正規労働者への賞与の支給やアラスカの石油採掘権収入の住民への分配を，定期的で大きな所得増加のエピソードとして分析が行われ，予期された所得の増加に消費は反応しないという結果が得られた。

日本でも近年，Stephens and Unayama (2011)や Hori and Shimizutani (2012)で，『家計調査』の個票を用い，それぞれ公的年金と賞与の支給に対する消費の反応が分析されている。どちらの分析でも，予期された所得の増加に対して消費が有意に反応するという結果が得られている。この結果に対し，Stephens and Unayama では流動性制約や予備的貯蓄の存在を考慮しても，消費の過剰反応は説明できないとされている。一方，Hori and Shimizutani では財の種類別に推定が行われ，耐久財や半耐久財への支出が増加していることから，賞与の支給時にこれらの財に対する支出が増加するものの消費は平準化されており，恒常所得仮説と整合的と解釈されている。したがって，消費の過剰反応が見られることはわが国の複数の研究で指摘されているものの，その原因についてはまだ評価が定まっていないといえる。

本稿では，『農業経営統計調査』（以下，『農経』と略す）の個票を用い，公的年金の支給開始という予期された所得の増加に対し，消費が反応しているか分析する。『農経』は年次パネルであるため，年金の支給開始年以降の所得水準の上昇に対し，消費が支給開始年及びその翌年以降にどのように変化するかを分析できる。年金の支給開始時に消費の過剰反
応が見られても，それが一時的なものか恒常的なものかによって，過剰反応の原因は異なると考えられる。これまでの日本の研究では主に『家計調査』が使われていたため，6か月間の消費の動きしか分からなかった。したがって，賞与や年金の支給に対する世帯消費の平均的な反応の大きさは分かっても，消費が定期的な所得増加に常に反応するのか，それとも初めての支給から時間が経つにつれて消費の反応が見られなくなるのかなどは分析できなかった。

公的年金の支給開始を予期された所得増加のエピソードとして用いる場合，そのタイミングと支給額が正確に人々に知られていることと，タイミングが外生的に決まっている必要がある。Okumura and Usui (2011)の分析によれば，日本では厚生年金の支給開始年齢はかなり正確に予想されている³。また，国民年金の第一号被保険者（自营業者，無職者，農業者など）の基礎年金の支給開始年齢は制度発足当初から一貫して65歳であるため，支給開始年齢の引き上げがたびたび行われてきた厚生年金加入者よりも，支給開始年齢が正確に認識されている可能性が高い。したがって，年金の支給開始による世帯所得の増加は予期された所得の変化と考えられる。一方で，年金の支給額や所得代替率については必ずしも正確な予想がなされていない可能性がある。しかし，多くの研究で，人々の年金予想は支給開始年齢が近づくにつれて精度が高まることが指摘されており，支給開始時に判明する年金の支給額が受給者にとってまったくの予想外の大きさとなることは考えにくい

(Gustman and Steinmeier, 2005; Bottazzi et al., 2006; Dominitz and Manski, 2006; Rohwedder and Kleinjans, 2006) $ ^{4} $ 。また，年金の支給開始年はほぼ外生的に決まる。注意すべきは，国民年金第一号被保険者の基礎年金の繰り上げ支給である。世帯員に入院や介護が必要になるなどして消費ニーズの高まった世帯が，基礎年金の支給開始年齢を本来の65歳から繰り上げている場合，支給開始時の消費の反応は過大に推定される可能性がある。本稿ではこのことに対処するため，第一号被保険者が年金の受給を開始したと考えられる世帯を除いた分析も行う。

本稿の分析結果は以下のようにまとめられる。まず，消費は年金の支給開始時に一時的に有意に増加するが，その後は元の消費水準へと戻っていく。年金の支給開始と同時期に退職金を得たことによる消費増加の可能性や，第一号被保険者が繰り上げ受給を選択することで支給開始のタイミングが内生的に決まっている可能性をコントロールしても，この結果は頑健である。つぎに，予期された所得の増加に対してこのような一時的な消費の増加が見られる原因として，限定合理性や流動性制約の緩和が考えられないか検証した。分析の結果，可処分所得に占める年金給付額の割合が低い場合に年金所得を消費に回す傾向
が見られ，限定合理性の存在と整合的と考えられる。また，流動性制約の緩和によって耐久財への支出が一時的に増加することを示唆する結果も得られたが，データの制約もあるためこの解釈には一定の留保が必要である。

本稿の構成は以下の通りである。まず，Ⅱ節で，分析に用いる『農業経営統計調査』のデータの概要を説明する。Ⅲ節では推定に用いる実証モデルを記述し，Ⅳ節では推定結果とその解釈について述べる。最後にⅤ節で本稿の結論を述べる。

### I I. 『農業経営統計調査』の概要

本稿の分析には，農林水産省が個別農家経済の把握のために毎年実施している『農業経営統計調査』の個票パネルデータを用いる。調査対象の母集団は，経営耕地面积が0.1ha（北海道は同0.3ha）以上の農家，または，この条件を満たさない農家のうち過去一年間の農産物販売金額が15万円以上の農家である。この母集団を販売農家（耕地面积30a以上または過去一年間の農産物販売金額が50万円以上）と自給的農家（耕地面积30a未満かつ過去一年間の農産物販売金額が50万円未満）に分け，層化無作為抽出により対象世帯が決定される。調査項目は(1)世帯員及び労働力，(2)労働時間，(3)経営土地，(4)財産，(5)農産物の作付（飼育）規模・生産量，(6)農業粗収益，(7)農業経営費，(8)農外収入，(9)農外支出，(10)年金・被贈等の収入，(11)租税公課諸負担，(12)家計費，及び(13)財産的収入・支出などである。調査は，調査票（日計簿）を対象世帯に配布して記帳を依頼する記帳調査の方法と，調査員による面接調査によって実施される。

本稿で利用可能なデータの期間は1995年から2003年までで,観測値の総数は各年約4100である。このうち標本期間中に年金の支給が始まっていて，分析に用いる変数に外れ値や欠損値を含まない世帯が延べ2425世帯存在する $ ^{56} $ 。年金の支給開始は，「公的年金給付金」の値がゼロから正の値に変化した年に起こったと考える。表1には主要な変数の記述統計が示されている $ ^{7} $ 。記述統計に記載されている各変数の定義は以下のとおりである。世帯消費支出は「家計費」（農産物などの自家消費を含む）と（「農外支出」に含まれる）「通勤用定期代」を足し合わせた値である。家計費の内訳は，「飲食費」，「住居費」，「家計光熱及び水道料」，「家具・家事用品費」，「被服及び履物費」，「保健医療費」，「交通通信費」，「教育費」，「教養娯楽費」，「雑費」，及び「臨時費」である。世帯可処分所得は，農家所得（農業所得と農外所得の合計）と年金・被贈等の収入の和から租税公課諸負担を差し引いた値として定義される。消費支出，可処分所得，公的年金給付は，消費者物価指数（持家の帰属家質を除く総合）で実質化した上で分析に用いる。公的年金給付金には，国民年金・厚生
年金・共済年金からの給付金の他に，農業者年金に加入している場合にはその給付金も含まれる。世帯消費支出と世帯可処分所得を，世帯人数の平方根で割ったものがそれぞれの等価額となる。また，世帯主と配偶者の就業形態は，『農経』では自家農業，自营兼業，出稼ぎ，臨時的賃労働，恒常的勤務，及び非就業者の六つに区分されている $ ^{8} $ 。表1では，世帯消費支出と等価世帯消費支出は時間の経過とともに減少する傾向が見られるが，これは主に世帯主と配偶者の加齢によるものと考えられる。世帯可処分所得と等価世帯可処分所得はいったん減少した後に横ばいか増加となっている。この動きは世帯主の年齢変化と年金の支給開始によるものと考えられる。世帯主の就業形態の推移をみると，時間の経過とともに世帯主がサラリーマンを辞めて農業に専念するようになる傾向が観察されており，これによっていったん所得が低下する。しかし，その後年金の支給が始まると所得の低下は止まり，横ばいか増加に転じる。公的年金給付金額の平均値が標本期間を通じて増加していることはこのことと整合的である。

『農経』の調査対象がどのような世帯かを確認するために，総務省が実施している『家計調査』の勤労世帯との比較を行う。比較には両統計の2003年の値を用い，『農経』については世帯消費支出，可処分所得，世帯主年齢，世帯人数に欠損のない4017世帯を用いる。『農経』の2003年の家計費（年額の12分の1），可処分所得（年額の12分の1），世帯主年齢，世帯人数の平均はそれぞれ，391,443円，606,920円，60.0歳，4.17人である。一方，『家計調査』の2003年の消費支出（月額），可処分所得（月額），世帯主年齢，世帯人数の平均はそれぞれ，292,217円，401,787円，44.3歳，2.86人である。『家計調査』と比べると『農経』の標本は世帯主年齢が高く，世帯規模も大きいことが分かる。世帯主年齢と世帯人数が異なるので直接の比較は難しいものの，『農経』の調査対象世帯の方がやや裕福と考えられる。

### I II. 実証モデル

年金の支給開始による可処分所得の変化に消費支出が反応しているかを分析するために，本稿では等価世帯消費支出の変化率を被説明変数とする以下の式を推定する $ ^{9} $ 。

$$ \ln\big(\mathrm{C_{i,t}/C_{i,t-1}}\big)=\alpha_{1}+\beta_{1}\mathrm{Pension start}_{i}+\gamma_{1}\mathrm{X_{1i,t}}+\Phi_{1}Z_{t}+\mathrm{v_{1i,t}} $$
ここで， $ C_{i,t} $ は世帯 i の t 年における等価世帯消費支出，Pension start $ _{i} $ は世帯 i の年金支給開始年に 1 となるダミー変数， $ X_{1i,t} $ はその他の説明変数（公的年金給付金を除く世帯可処分所得の等価額の変化率，世帯主年齢とその二乗，配偶者年齢とその二乗，世帯主の就業形態ダミー，配偶者の就業形態ダミー，世帯に 6 歳以下の子供がいる場合に 1 となるダミー変数，世帯に 7 歳以上 18 歳以下の子供がいる場合に 1 となるダミー変数）のベクトルである。また， $ Z_{t} $ は年ダミーを表す。もし年金の支給開始に消費が反応していれば， $ \beta_{1} $ が有意に正に推定されるはずである。

また，年金の支給開始によって実際に可処分所得が有意に増加しているかを確認するために以下の式も推定する。

$$ \ln\left(\mathrm{Y}_{\mathrm{i},\mathrm{t}}/\mathrm{Y}_{\mathrm{i},\mathrm{t}-1}\right)=\alpha_{2}+\beta_{2}\mathrm{Pension start}_{i}+\gamma_{2}\mathrm{X}_{2\mathrm{i},\mathrm{t}}+\Phi_{2}Z_{t}+\mathrm{v}_{2\mathrm{i},\mathrm{t}} $$

ここで， $ Y_{i,t} $ は世帯 i の t 年における等価可処分所得， $ X_{2i,t} $ は $ X_{1i,t} $ から「公的年金給付金を除く世帯可処分所得の等価額の変化率」を除外した説明変数のベクトルである。年金の支給開始後に可処分所得が増加していれば， $ \beta_{2} $ が有意に正に推定されるはずである。

式(1)と式(2)を推定する前に，それぞれの式の被説明変数となっている等価消費支出と等価可処分所得の変化率の動きを確認しておきたい。図1には，年金支給開始年を時点0としてその前後三年間の $ \ln\left(\mathrm{C}_{\mathrm{i},\mathrm{t}}/\mathrm{C}_{\mathrm{i},\mathrm{t}-1}\right) $ と $ \ln\left(\mathrm{Y}_{\mathrm{i},\mathrm{t}}/\mathrm{Y}_{\mathrm{i},\mathrm{t}-1}\right) $ の中央値が示されている。年金支給開始の前年から年金支給開始年にかけての等価可処分所得の変化率がそれ以外の年と比べて大きいことが分かる。等価世帯消費支出については，等価可処分所得の変化率と同調した動きを見せる年もあるが，年金支給開始年に大きくなる傾向ははっきりとは見られない。しかし，この図では他の変数を制御していないため，次節で式(1)を用いて年金支給開始年における消費の変化を推定することを試みる。

式(1)と式(2)の推定によって, 年金の支給開始に対応した消費支出の変化を推定できるが, もし消費が増加している場合, これが支給開始年だけに見られるのか, その後も続くものなのかを分析することで, 支給開始年における消費の反応の原因を分析する。年金支給開始の前年から年金支給開始の1年後, 2年後, 及び3年後にかけての消費支出の変化の大きさは, 以下の式の $ \beta_{3,s} $ を推定することでそれぞれ求められる。

$$ \ln\big(\mathrm{C}_{\mathrm{i},\mathrm{t}}/\mathrm{C}_{\mathrm{i},\mathrm{t}-s-1}\big)=\alpha_{3}+\sum_{\mathrm{u}=0}^{\mathrm{s}}\beta_{3,\mathrm{u}}\mathrm{Pension start}_{\mathrm{i},\mathrm{u}}+\gamma_{3}\mathrm{X}_{1\mathrm{i},\mathrm{t}}+\Phi_{3}Z_{t}+\nu_{3\mathrm{i},\mathrm{t}},\mathrm{~s}=1,2,3 $$

ここで，Pension start $ _{i,0} $ は式(1)と式(2)におけるPension start $ _{i} $ と同一のダミー変数，Pension start $ _{i,1} $ ，Pension start $ _{i,2} $ ，及びPension start $ _{i,3} $ はそれぞれ世帯i の年金支給開始の1年後，2年後，及び3年後に該当する場合に1となるダミー変数である。たとえば，式(3)でs=1 の場合には，Pension start $ _{i,0} $ とPension start $ _{i,1} $ の二つのダミー変数を推定式に加える
ことになる。このうちPension start $ _{i,0} $ の係数 $ \beta_{3,0} $ は年金支給開始の二年前から支給開始年にかけての消費の変化の大きさを表す。これには年金支給開始の効果だけでなく，支給開始の二年前から一年前にかけての消費の変化の効果も含まれる。したがって，本稿ではこの係数には着目せず，Pension start $ _{1} $ の係数を年金支給開始後の消費の変化の大きさを表すものとして解釈する。s=2とs=3の場合も同様である。

同様に，年金支給開始の前年から年金支給開始の1年後，2年後，及び3年後にかけての可処分所得の変化の大きさは，以下の式の $ \beta_{4s} $ を推定することでそれぞれ求められる。

$$ \begin{array}{r}{\ln\left(\mathrm{Y}_{\mathrm{i},\mathrm{t}}/\mathrm{Y}_{\mathrm{i},\mathrm{t}-\mathrm{s}-1}\right)=\alpha_{4}+\sum_{\mathrm{u}=0}^{\mathrm{s}}\beta_{4,\mathrm{u}}\mathrm{P e n s i o n\;s t a r t}_{\mathrm{i},\mathrm{u}}+\gamma_{4}\mathrm{X}_{2\mathrm{i},\mathrm{t}}+\Phi_{4}Z_{t}+\mathrm{v}_{4\mathrm{i},\mathrm{t}},\;\mathrm{s}=1,2,3}\end{array} $$

この式の第二項は式(3)と同様のダミー変数を表し，第三項と第四項は式(2)と同様の説明変数のベクトルである。

### I V. 推定結果

### I V-1. 基本モデルの推定結果

まず，式(2)を用いて年金の支給開始による可処分所得の変化の大きさを推定する。表2に，推定モデル選択の検定の結果選ばれる最小二乘法を用いて推定した結果が示されている。まず，列(A)では Pension start ダミーの係数が有意に正に推定されており，年金の支給開始によって等価可処分所得が15.5%増加することが分かる。退職金の受け取りと年金の支給開始が同時に起こる世帯が含まれる場合，年金の支給開始の効果が過大評価されてしまうので，列(B)には標本期間中に退職金を受け取った世帯を除外して推定を行った結果が示されている。ここでも Pension start ダミーの係数は有意に正だが，列(A)と比べると係数は小さくなっており，退職金の受け取りによって年金の支給開始の効果が過大評価されていたことが示唆される。さらに，列(C)と列(D)にはそれぞれ，標本期間中に世帯主か配偶者の就業形態が無職以外から無職へと変化している世帯を除外した推定結果，及び，標本期間中に世帯員数が変化した世帯を除外した推定結果が示されている。年金の支給が始まることで世帯主か配偶者が仕事を辞めた場合，可処分所得の変化には年金の支給開始の効果と仕事を辞めた効果が含まれることになる。また，世帯員数が大きく変化する場合，世帯員数の平方根で除して調整しても，可処分所得が大きく変動するかもしれない。列(C)と列(D)の推定値は列(B)と大きく変わらず，世帯主や配偶者が仕事を辞めることや世帯員数の変化による可処分所得の変動は，年金支給開始の効果を過小あるいは過大に評価する要因とはなっていない。

つぎに，式(1)を用いて年金の支給開始による消費支出の変化の大きさを推定する。表3に，最小二乘法を用いて推定した結果が示されている。全ての列でPension start ダミーの係数が有意に正に推定されており，年金の支給開始によって等価世帯消費支出が2.8%~6.1%増加する結果となっている。各列の推定結果を比較すると，列(A)から列(C)までの推定では
係数の大きさはあまり変わらないが，それらに比べて列(D)と列(E)の係数は大きく推定されている。列(D)では世帯員数が変化した世帯を除外しているため，年金の支給開始と同じタイミングで子供が独立するなどして世帯員数が減少することによる消費の減少の影響が除去されたことで係数が大きく推定されたのかもしれない。列(E)では，年金の支給を繰り上げることで支給開始年が内生的に決まる可能性のある国民年金の第一号被保険者の世帯を除外して推定を行っている $ ^{10} $ 。第一号被保険者は，基礎年金の支給を繰り上げることで通常の支給開始年齢である65歳よりも早く年金を受け取り始めることができるため，世帯員の入院や介護が必要となった世帯が繰り上げを行う可能性がある。このような消費ニーズの大きい世帯が年金を繰り上げ受給している場合，支給開始のタイミングが内生的に決定され，Pension start ダミーの係数が過大に推定される。『農経』のデータからは各世帯員が加入している年金制度を特定することはできないため，本稿では以下の二つの条件を満たす世帯を第一号被保険者を含む世帯とみなして列(E)で除外した。一つ目の条件は，世帯主と配偶者の就業形態が標本期間を通じて自家農業ということ，二つ目の条件は，標本期間中に一度も「給料・俸給」及び退職金を受け取っていないことである $ ^{11} $ 。列(E)の係数は他の列の係数よりも大きく推定されており，内生性による係数の過大評価は生じていないようである。

表 4 には，式(4)を用いて年金の支給開始の前年から年金支給開始の1年後，2年後，及び3年後にかけての可処分所得の変化の大きさを推定した結果が示されている。これによると，列(A)，列(C)，及び列(D)の s=3 の場合を除き $ \beta_{4,s} $ が有意に正に推定されている。したがって，年金の支給開始によって少なくともその後2年ほどは，それ以前と比べて可処分所得が9%~16%程度増えることが示唆される。このような可処分所得の増加に対応して消費が変化するかを分析するために，式(3)を推定する。表5に推定結果が示されているが，列(A)，列(C)，及び列(D)の s=1 の場合を除き $ \beta_{3,s} $ は非有意となっている。しかも，支給開始から時間が経つにつれて係数値が徐々に小さくなる傾向が見られる。

年金の支給開始による消費支出の変化の大きさ及びその変化を評価するために，年金所得の限界消費性向を計算する $ ^{12} $ 。図2には，表2から表5の推定値に基づいて計算された限界消費性向が示されている。この値は支給開始年においては12〜27%程度の値となるが，(図
2-1 の最初の変化を除き）それ以降は徐々に小さくなる傾向が見られる。このことから，年金の支給開始への消費の反応が非常に短期的なものであることが示唆される。

### I V-2. 年金支給開始時の一時的な消費増加の解釈

IV-1 節では，消費支出が年金の支給開始年とその翌年にのみ有意に増加し，それ以降は元の水準に回帰することが分かった。消費がこのような動きを示す理由としてどのようなことが考えられるであろうか。もし年金の支給開始後の消費水準の増加が一時的でなく，支給開始の翌年以降も増加後の水準が持続するなら，人々が年金額を過小評価していたことによって，予期されない所得の増加があったと考えれば説明が可能である。しかし，この説明では消費が年金の支給開始時に一時的にしか増加しないことは説明できない。以下では，Browning and Collado (2001)やHsieh (2003)で指摘された限定合理性と，流動性制約の緩和による耐久財への支出増加によって，一時的な消費の増加をそれぞれ説明できないか検証したい。

### I V-2-1. 限定合理性

Browning and Collado (2001)や Hsieh (2003)では, Parker (1999)や Souleles (1999)で予期された所得変化に対して消費が反応するという結果が得られていることに対し, 所得の変化額が小さくて不定期な場合には消費を平準化する費用が便益を上回るために, 受け取った所得を消費してしまうのが合理的になり得るという解釈が与えられている。本稿の分析対象世帯のうち, 可処分所得に占める公的年金給付額の割合が低い世帯では, 消費を平準化することの費用が便益を上回るかもしれない。この場合, 可処分所得に占める公的年金給付額の割合が低い世帯では, 年金の支給開始時に消費のジャンプが見られる可能性がある。しかし, 加齢とともに年金以外の所得が減少するため, 年金給付額の可処分所得に占める割合は時間が経つにつれて徐々に上昇する $ ^{13} $ 。したがって, 当初はこの割合が相対的に低かった世帯でも, 支給開始から数年経つと年金給付の所得に占める割合が増していき, 受け取った年金をすぐに消費に回さなくなるかもしれない。この場合には, 年金支給開始時にのみ消費が反応するという現象が見られる可能性がある。

このことを確認するために，表 6 では，年金給付額が可処分所得に占める割合が中央値以上の世帯と中央値未満の世帯に分けて式(1)の推定を行っている。列(A)から列(D)のどの列においても，年金給付額の可処分所得に占める割合が低い世帯を対象とした場合の方が消費の反応が大きく推定されており，予想と整合的である $ ^{14} $ 。また，表 7 には，年金給付額が
可処分所得に占める割合が中央値以上の世帯と中央値未満の世帯に分けて式(3)の推定を行った結果が示されている。ここでも，列(A)から列(C)の全てで，s=1の場合には，年金給付額の可処分所得に占める割合が低い世帯を対象とした場合の方が消費の反応が大きく推定されている。しかも，こちらのグループでのみ係数が統計的に有意に推定されている。一方，s=2の場合には，そのような傾向は見られず，支給開始から時間が経つと年金の重要性が高まるため，受け取った年金をすぐに消費に回すという行動が見られなくなるという予想と整合的である。これらのことから，消費支出が年金の支給開始時に一時的に増加するという結果は，限定合理性によって部分的には説明できるかもしれない。もし過剰反応が年金給付額の可処分所得に占める割合が低い世帯でのみ見られる現象なら，比較的裕福で可処分所得が大きい農家世帯はとくにこの条件を満たしやすい。したがって，本稿の結果が農家以外の一般世帯についても成り立つとは限らないことには注意が必要である。

### I V-2-2. 流動性制約

つぎに，年金の支給開始によって流動性制約が緩和された世帯が，支給開始時に耐久財を購入することで一時的に支出が増加した可能性を検討したい。年金の支給開始前は，年金を担保とする借り入れをできないため，年金の支給開始による所得の増加が見込まれても，他に担保がなければ借り入れの制約に直面すると考えられる $ ^{15} $ 。年金の支給開始によって流動性制約が緩和された世帯では，それまで購入を控えていた耐久財への支出を増加させるかもしれない。耐久財は支出の時点と消費の時点が異なるため，一時的に支出が増加し，その後一定期間にわたってその財から得られるサービスを消費することになる。実際にこのようなことが生じていれば，IV-1節で得られた結果を，恒常所得仮説と流動性制約の組み合わせで解釈できる。

以上のことを検証するために，以下では二つの分析を行う。一つ目の分析では，流動性制約に直面している可能性が高い世帯と低い世帯に標本を分割し，それぞれについて式(1)の推定を行う。流動性制約に直面している可能性が高い世帯で年金の支給開始に対する消費の反応が大きければ，仮説と整合的と言える。二つ目の分析では，消費の費目別に式(1)の推定を行う。年金の支給開始に対し，耐久性のある財が含まれる費目の反応が他の費目よりも大きければ，仮説と整合的である。

表 8 に，流動性制約に直面している可能性が高い世帯と低い世帯に標本を分割して行った推定の結果が示されている。流動性制約に直面する世帯を識別する代理変数として，年金の支給が開始される前年の純金融資産額（現金，貯蓄，売掛未收入金の和から借入金と買掛未払金の和を引いた額）を用いた。なお，流動性制約に直面する可能性が低いグループの純金融資産額の平均は2,234万円（中央値は1,723万円），可能性が高いグループの純金融資産額の平均は405万円（中央値は494万円）である。結果を見ると，退職金の受け
取り経験の有無，世帯主と配偶者の引退，及び世帯員変数の変動をコントロールするか否かに関らず，流動性制約に直面する可能性の低い（金融資産を多く保有する）世帯の消費が年金の支給開始に反応しており，予想と反対の結果になっている。流動性のある資産をあまり持たない世帯では予期された所得の増加に消費が反応しておらず，消費が平準化されていると考えられる。逆に，流動性資産を多く保有する世帯で，予期された所得の増加に消費が反応するという結果は解釈が難しい。

表 9 には，消費の費目別に式(1)の推定を行った結果が示されている。この表を見る際に留意しなければいけないことは，家計費を費目別に答える世帯の数が非常に限られているため，標本サイズがこれまでの推定の十分の一程度になっている点である。『農経』では1999年までは，家計費の総額だけを調査する世帯とその内訳まで調査する世帯の二つが存在したが，後者の世帯が全体に占める割合は12%~20%程度と少なかった $ ^{16} $ 。しかも，本稿では，標本期間中に年金の支給が開始された世帯のみに対象を限定しているため，表9の推定に用いることのできる世帯数は最大でも245となる $ ^{17} $ 。観測値の数が減り自由度を大幅に失った影響もあり，年金支給開始年の消費の変化はいずれの費目でも有意に推定されていない。しかし，住居費，家具・家事用品費，被服及び履物費などの耐久性の高い財を含む費目の係数が正に推定されている。『農経』の住居費は「借地借家料」と「住宅維持修繕」からなり，家具・家事用品費には「家庭用耐久財」，「室内装備品」，「家具類」，及び「家事雑貨」が含まれ，これらは耐久性の高い財への支出と考えられる。被服や履物も半耐久財であり，他の費目と比べて耐久性が高い財である。これらのうち，住居費の増加率が大きいことについては，もともとある程度の流動性資産を保有していた世帯が，年金の支給開始によって住宅の修繕費用を賄えるだけの流動性を確保できたことで支出が増加したと考えることも出来る。このように考えれば表8の結果も整合的に解釈できる。なお，図3は2002年の『家計消費状況調査』の集計データから，世帯主の年齢階級別に「家屋に関する設備費・工事費・修理費（内装）」，「家屋に関する設備費・工事費・修理費（外装）」，「給排水関係工事費」，「庭・植木の手入れ代」の1ヶ月間の支出合計を棒グラフで示したものである $ ^{18} $ 。これによると60歳代で最も活発に住宅の修繕が行われており，流動性制約の緩和によってこれに対する支出が増えても不自然ではないだろう。

### V. 結語

本稿では，『農業経営統計調査』の個票パネルデータを用い，公的年金の支給開始による世帯所得の増加に消費が反応しているかを分析した。公的年金の支給開始のタイミング
は年金の受給者に正確に予想されていると考えられるため，世帯が恒常所得仮説に従って行動するなら，年金の支給開始による所得変化に消費は反応しないはずである。分析の結果，消費は年金の支給開始時に一時的に有意に増加するが，その後は元の消費水準へと回帰していくことが分かった。消費の一時的な増加は，可処分所得に占める年金給付額の割合が小さい世帯で主に見られる。この結果は，たとえ所得の変化が予期されていても，その影響が小さい世帯では消費を平準化する費用がその便益を上回るために所得の変化分を消費に回すという限定合理性の議論と整合的である。また，流動性制約の緩和によって耐久財への支出が一時的に増加することを示唆する結果も得られたが，データの制約もあるためこの解釈には一定の留保が必要である。

## 参考文献

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Dominitz, Jeff., Charles F. Manski. (2006) "Measuring Pension-benefit Expectations Probabilistically." Labour, Vol. 20, No.2, pp. 201-236.

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注：筆者が『農業経営統計調査』の個票に基づいて作成。
図2. 年金支給開始年以降の年金所得の限界消費性向の推移
注：筆者が表2から表5の推定結果に基づいて作成。
図3. 世帯主の年齢階級別一世帯当たり1か月間の支出（総世帯（農林漁家世帯を含む））
表1.記述統計
年	1996	1997	1998	1999	2000	2001	2002	2003	計
世帯消費支出	50.6	49.0	47.6	46.8	45.4	43.6	44.6	44.4	46.4
(24.0)	(24.6)	(23.7)	(23.0)	(21.7)	(20.5)	(22.0)	(22.3)	(22.8)
等価世帯消費支出	26.6	25.7	25.3	24.4	23.9	22.9	23.3	23.3	24.4
(12.5)	(12.3)	(13.0)	(10.6)	(10.4)	(9.6)	(9.6)	(9.8)	(11.0)
世帯可処分所得	81.4	73.1	71.5	69.8	66.9	70.0	70.5	72.8	71.7
(55.2)	(47.8)	(36.9)	(42.8)	(35.5)	(47.8)	(43.6)	(51.2)	(45.5)
等価世帯可処分所得	41.0	35.4	34.3	32.7	30.7	31.0	30.1	31.0	33.1
(28.2)	(24.9)	(17.8)	(21.2)	(17.0)	(23.9)	(20.7)	(26.8)	(23.0)
公的年金給付金	2.7	5.1	5.6	6.2	7.3	9.7	11.2	12.3	7.5
(5.2)	(7.8)	(7.8)	(8.5)	(8.7)	(12.2)	(10.1)	(8.6)	(9.4)
公的年金給付金(未受給の世帯を除く)²	7.6	9.9	10.1	11.3	11.2	12.5	13.4	12.9	11.6
(6.1)	(8.3)	(7.9)	(8.6)	(8.6)	(12.5)	(9.7)	(8.3)	(9.4)
世帯主年齢	56.8	57.5	57.9	58.4	59.1	60.1	60.2	60.8	58.9
(7.1)	(7.4)	(7.9)	(7.8)	(7.8)	(7.9)	(8.4)	(8.6)	(7.9)
配偶者年齢	54.1	54.8	55.2	55.7	56.4	57.3	57.5	58.2	56.1
(7.0)	(7.3)	(7.8)	(7.9)	(8.0)	(8.0)	(8.5)	(8.4)	(8.0)
世帯人数	4.0	3.9	3.9	3.9	3.9	3.9	3.8	3.8	3.9
(1.8)	(1.8)	(1.8)	(2.0)	(2.0)	(2.0)	(2.0)	(2.0)	(1.9)
世帯主の就業形態ダミー
自家農業	0.476	0.519	0.529	0.578	0.584	0.621	0.629	0.624	0.572
恒常的勤務	0.385	0.316	0.292	0.243	0.233	0.188	0.176	0.177	0.249
その他(自营兼業,出稼ぎ,臨時的賃労働,非就業者)	0.140	0.165	0.179	0.179	0.183	0.191	0.195	0.199	0.179
配偶者の就業形態ダミー
自家農業	0.671	0.643	0.626	0.639	0.646	0.646	0.652	0.647	0.646
恒常的勤務	0.098	0.103	0.117	0.092	0.081	0.073	0.067	0.071	0.087
その他(自营兼業,出稼ぎ,臨時的賃労働,非就業者)	0.231	0.254	0.257	0.269	0.272	0.281	0.281	0.282	0.266
7歳以上18歳以下の子供がいる(ダミー変数)	0.241	0.203	0.198	0.182	0.174	0.169	0.142	0.124	0.179
6歳以下の子供がいる(ダミー変数)	0.227	0.244	0.253	0.272	0.267	0.281	0.281	0.286	0.264
観測値数	286	291	257	346	356	356	267	266	2425
世帯数	-	-	-	-	-	-	-	-	502
注1:表中の数値は各変数の平均。括弧内の数値は標準偏差を表す。消費,所得,及び公的年金給付金の単位は十万円。注2:「公的年金給付金(未受給の世帯を除く)」の1996年から2003年までの観測値数はそれぞれ,103,148,143,191,230,277,222,254である。
表2. 年金支給開始に対する等価可処分所得の反応

被説明変数	ln(Yt/Yt-1)
推定方法	OLS
(A)	(B)	(C)	(D)
Coef.	Coef.	Coef.	Coef.
Pension start	0.155 ***	0.126 ***	0.116 ***	0.125 ***
(0.025)	(0.025)	(0.029)	(0.039)
標本期間中に退職金を受け取った世帯を除外	No	Yes	Yes	Yes
標本期間中に無職になった世帯を除外	No	No	Yes	Yes
世帯員数が変化していない世帯に限定	No	No	No	Yes
観測値数	2425	1881	1471	798
F値	3.38 ***	2.8 ***	2.39 ***	1.71 **
自由度修正済み決定係数	0.0183	0.0163	0.0159	0.0113

注: **, ***は, それぞれ5%水準, 1%水準で統計的に有意であることを表す。括弧内の値は不均一分散に頑健な標準誤差。推定には, Pension startダミー以外に, 世帯主年齢とその二乗, 配偶者年齢とその二乗, 世帯主の就業形態ダミー, 配偶者の就業形態ダミー, 世帯に6歳以下の子供がいる場合に1となるダミー変数, 世帯に7歳以上18歳以下の子供がいる場合に1となるダミー変数, 年ダミーが説明変数として含まれる。
注:*，**，***は，それぞれ10%水準，5%水準，1%水準で統計的に有意であることを表す。括弧内の値は不均一分散に頑健な標準誤差。推定には，Pension startダミー以外に，公的年金給付金を除く世帯可処分所得の等価額の変化率，世帯主年齢とその二乗，配偶者年齢とその二乗，世帯主の就業形態ダミー，配偶者の就業形態ダミー，世帯に6歳以下の子供がいる場合に1となるダミー変数，世帯に7歳以上18歳以下の子供がいる場合に1となるダミー変数，年ダミーが説明変数として含まれる。

表3. 年金支給開始に対する等価世帯消費支出の反応

被説明変数	ln(Ct/Ct-1)
推定方法	OLS
(A)	(B)	(C)	(D)	(E)
Coef.	Coef.	Coef.	Coef.	Coef.
Pension start	0.028 *	0.035 **	0.035 **	0.053 **	0.061 **
(0.014)	(0.015)	(0.017)	(0.021)	(0.025)
標本期間中に退職金を受け取った世帯を除外	No	Yes	Yes	Yes	Yes
世帯主か配偶者が無職になった世帯を除外	No	No	Yes	Yes	Yes
世帯員数が変化していない世帯に限定	No	No	No	Yes	Yes
国民年金受給世帯を除外	No	No	No	No	Yes
観測値数	2425	1881	1471	798	503
F値	4.4 ***	3.14 ***	3.24 ***	1.92 **	1.41
自由度修正済み決定係数	0.0288	0.0242	0.0294	0.0153	0.0074
注：*, **, ***は, それぞれ10%水準, 5%水準, 1%水準で統計的に有意であることを表す。括弧内の値は不均一分散に頑健な標準誤差。推定には, Pension startダミー以外に, 世帯主年齢とその二乗, 配偶者年齢とその二乗, 世帯主の就業形態ダミー, 配偶者の就業形態ダミー, 世帯に6歳以下の子供がいる場合に1となるダミー変数, 世帯に7歳以上18歳以下の子供がいる場合に1となるダミー変数, 年ダミーが説明変数として含まれる。

表4. 年金支給開始の翌年以降の等価可処分所得の変化

被説明変数	(A)	(B)	(C)	(D)
推定方法	s=1	s=2	s=3	s=1
Coef.	Coef.	Coef.	Coef.
Pension start1	0.107 ***	-	0.128 ***	0.132 ***
(0.035)	-	(0.036)	(0.042)
Pension start2	-	0.088 **	-	0.120 ***
(0.042)	-	(0.044)	(0.052)
Pension start3	-	0.084	-	0.095 *
-	(0.053)	-	(0.055)
標本期間中に退職金を受け取った世帯を除外	No	Yes	Yes	Yes
標本期間中に無職になった世帯を除外	No	No	No	Yes
世帯員数が変化してない世帯に限定	No	No	No	Yes
観測値数	1913	1462	1466	1104
F值	2.61 ***	2.76 ***	2.91 ***	2.11 ***
自由度修正済み決定係数	0.0150	0.0217	0.0294	0.0155
被説明変数	(A)	(B)	(C)	(D)
推定方法	s=1	s=2	s=3	s=1
Coef.	Coef.	Coef.	Coef.
Pension start1	0.038 *	-	0.035	-
(0.02)	-	(0.022)	-
Pension start2	-	0.025	-	-
-	(0.024)	-	-
Pension start3	-	0.017	-	-
-	(0.032)	-	-
標本期間中に退職金を受け取った世帯を除外	No	Yes	Yes	Yes
標本期間中に無職になった世帯を除外	No	No	No	Yes
世帯員数が変化していない世帯に限定	No	No	No	Yes
観測値数	1900	1450	1066	1458
F值	5.66 ***	8.08 ***	7.00 ***	3.80 ***
自由度修正済み決定係数	0.0520	0.0846	0.1016	0.0391

注：*, ***は，それぞれ10%水準，1%水準で統計的に有意であることを表す。括弧内の値は不均一分散に頑健な標準誤差。推定には，Pension startダミー以外に，公的年金給付金を除く世帯可処分所得の等価額の変化率，世帯主年齢とその二乗，配偶者年齢とその二乗，世帯主の就業形態ダミー，配偶者の就業形態ダミー，世帯に6歳以下の子供がいる場合に1となるダミー変数，世帯に7歳以上18歳以下の子供がいる場合に1となるダミー変数，年ダミーが説明変数として含まれる。
表6. 年金給付額が可処分所得に占める割合別の年金支給開始に対する等価世帯消費支出の反応

表6.年金給付額が可処分所得に占める割合別の年金支給開始に対する等価世帯消費支出の反応
被説明変数
推定方法
年金給付額が可処分所得に占める割合による区分	(A)	(B)	(C)	(D)
中央値以上	中央値未満	中央値以上	中央値未満	中央値以上	中央値未満	中央値以上	中央値未満
Coef.	Coef.	Coef.	Coef.	Coef.	Coef.	Coef.	Coef.
Pension start	0.019	0.033	0.019	0.050 **	0.023	0.044 *	0.053 *	0.054
(0.020)	(0.021)	(0.021)	(0.023)	(0.024)	(0.026)	(0.028)	(0.033)
標本期間中に退職金を受け取った世帯を除外	No	Yes	Yes	Yes
世帯主が配偶者が無職になった世帯を除外	No	No	Yes	Yes
世帯員数が変化していない世帯に限定	No	No	No	Yes
観測値数	1208	1217	945	936	746	725	464	334
F値	2.37 ***	2.34 ***	1.7 **	1.84 **	1.43	2.07 ***	1.73 **	0.87
自由度修正済み決定係数	0.0239	0.0246	0.0183	0.0201	0.0150	0.0319	0.0150	-0.0150

注：*, **, ***は，それぞれ10%水準，5%水準，1%水準で統計的に有意であることを表す。括弧内の値は不均一分散に頑健な標準誤差。推定には，Pension startダミー以外に，公的年金給付金を除く世帯可処分所得の等価額の変化率，世帯主年齢とその二乗，配偶者年齢とその二乗，世帯主の就業形態ダミー，配偶者の就業形態ダミー，世帯に6歳以下の子供がいる場合に1となるダミー変数，世帯に7歳以上18歳以下の子供がいる場合に1となるダミー変数，年ダミーが説明変数として含まれる。
被説明変数
推定方法

注：*, **, ***は，それぞれ10%水準，5%水準，1%水準で統計的に有意であることを表す。括弧内の値は不均一分散に頑健な標準誤差。推定には，Pension startダミー以外に，公的年金給付金を除く世帯可処分所得の等価額の変化率，世帯主年齢とその二乗，配偶者年齢とその二乗，世帯主の就業形態ダミー，配偶者の就業形態ダミー，世帯に6歳以下の子供がいる場合に1となるダミー変数，世帯に7歳以上18歳以下の子供がいる場合に1となるダミー変数，年ダミーが説明変数として含まれる。
注：**, ***は，それぞれ5%水準，1%水準で統計的に有意であることを表す。括弧内の値は不均一分散に頭健な標準誤差。推定には，Pension startダミー以外に，公的年金給付金を除く世帯可処分所得の等価額の変化率，世帯主年齢とその二乗，配偶者年齢とその二乗，世帯主の就業形態ダミー，配偶者の就業形態ダミー，世帯に6歳以下の子供がいる場合に1となるダミー変数，世帯に7歳以上18歳以下の子供がいる場合に1となるダミー変数，年ダミーが説明変数として含まれる。

被説明変数	(A)	(B)	(C)	(D)
推定方法	中央値以上	中央値未満	中央値以上	中央値未満
年金支給の前年の等価融金融資産額による区分	Coef.	Coef.	Coef.	Coef.
Pension start	0.051 **	0.008	0.061 **	0.069 **
(0.021)	(0.019)	(0.024)	(0.028)
標本期間中に退職金を受け取った世帯を除外	No	Yes	Yes	Yes
世帯主分配者が無職になった世帯を除外	No	No	Yes	Yes
世帯員数が変化していない世帯に限定	No	No	No	Yes
観測値数	1266	1159	935	946
F值	3.01 ***	2.15 ***	2.07 ***	1.64 **
自由度修正済み決定係数	0.0281	0.0258	0.0179	0.0242