Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
ると仮定している $ ^{6} $ 。なお、すべての変数は実質タームで表わされている。

最適化の必要条件を考慮したうえで、（2）式を前向きに逐次代入すると、（3）式のように予算制約式を修正することができる。

$$ E_{t}\sum_{s=t}^{\infty}\left(\frac{1}{1+r}\right)^{s-t}C_{s}=\left(1+r\right)A_{t}+V_{t}x_{t}+d_{t}x_{t}+E_{t}\sum_{s=t}^{\infty}\left(\frac{1}{1+r}\right)^{s-t}W L_{s} $$

（3）式は、「将来にわたる消費支出は、今期保有する株式及び金融資産（以下「非人的資産」と呼ぶ）と、税引後労働所得の将来流列（以下「人的資産」と呼ぶ）の総額によって決定される」と解釈できる。ここで消費支出、税引後労働所得については、将来流列は現時点においては観察不可能であり、確率的に変動する変数と想定できる。そこで、（3）式ではこれらの流列に関して、t期の情報集合に基づく条件付期待値（ $ E_{t} $ ）が施されている。

効用関数を特定化すれば、（3）式をもとにして、以下のような最適消費決定式を導出することができる $ ^{7} $ 。

$$ \begin{aligned}&C_{_{t}}=\alpha\Biggl[\big(1+r\big)A_{_{t}}+V_{_{t}}x_{_{t}}+d_{_{t}}x_{_{t}}+E_{_{t}}\sum_{s=t}^{\infty}\Biggl(\frac{1}{1+r}\Biggr)^{s-t}WL_{_{s}}\Biggr]\\ &\alpha>0\\ \end{aligned} $$

（４）式は、人的資産と非人的資産の総計である恒常所得（Permanent Income）に依存して毎期の消費が決定するという、「恒常所得仮説」の定式化に他ならない。

## 3 –2 企業の行動

企業は、企業価値を最大化すべく、毎期の経常的生産要素（雇用、原材料など）、実物資本ストックの調整を行っている。ここで企業価値とは、将来にわたる収益流列の割引現在価値を意味するが、資本市場が完全なもとでは、同価値は株価（あるいは株式総額）に一致する。Modigliani and Miller (1958)は、このような理想的な資本市場のもとでは、企業価値は資本構成（資金調達手段）の如何に拘わらず同一であることを、「Modigliani - Miller の定理」（以下「MM定理」と略す）として厳密に証明した。

MM定理が成立している状況では、例えば株式発行によって表明される企業価値（株式
総額）も、内部留保の将来流列の割引現在価値にもとづく価値も、本質的には同じであることを意味していることになる。この関係は、（5）式のように描写することができる。

$$ V_{_{t}}=E_{_{t}}\sum_{s=t}^{\infty}\left(\frac{1}{1+r}\right)^{s-t}c a s h_{_{s}} $$

$$ c a s h_{s}=\pi_{s}-d_{s} $$

ここで、 $ V_{t} $ は先に定義した t 期の企業の株式総額を示している。また $ cash_{s} $ は内部留保、すなわち企業貯蓄を示しており、税引後収益 $ (\pi_{s}) $ から配当 $ (d_{s}) $ を控除した額として定義される $ ^{8} $ 。内部留保とは、企業の貯蓄形態に他ならず、MM定理が厳密に成立している状況のもとでは、「将来にわたる企業貯蓄の割引現在価値は、株式総額に等しくなる」というメカニズムを、(5)式は示唆しているのである。

## 3 −3 政府の行動

政府部門では、今期の歳入と歳出の差を、国債の発行によって補填するという形で、異時点間の予算制約が形成されており、（6）式の形で設定することができる。

$$ \begin{aligned}&B_{t+1}^{g}=\left(1+r\right)B_{t}^{g}+G_{t}-T_{t}\\ &\\&T_{t}=TH_{t}+TO_{t}\\ \end{aligned} $$

ここで、 $ G_{t} $ は t 期の歳出、 $ T_{t} $ は t 期の歳入、 $ TH_{t} $ は家計からの租税収入分、 $ TO_{t} $ はそれ以外の歳入分を示している。（6）式を前向きに逐次代入すると、（7）式のように予算制約式を表現することができる。
$$ \left(1+r\right)B_{t}^{g}=E_{t}\sum_{s=t}^{\infty}\left(\frac{1}{1+r}\right)^{s-t}\left(T_{s}-G_{s}\right) $$

（7）式は、「今期までの国債発行残高は、将来にわたる財政黒字、すなわち政府貯蓄によって償還される必要がある」と解釈でき、政府部門の多期間にわたる予算制約式として解釈することができる。ここで歳入、歳出の将来流列は、現時点においては観察不可能であるので、家計部門の場合と同様に、t期の情報集合に基づく条件付期待値（ $ E_{t} $ ）を施しておくことにする。

## 3 -4 部門別貯蓄の代替性

先の設定をもとにして、以下では家計、企業、政府の貯蓄関数を定義し、部門別貯蓄の関係を明らかにしておく。t期における家計貯蓄（ $ S_{t}^{h} $ ）は、定義より可処分所得から消費支出を差し引いた額に他ならない。

$$ S_{_{t}}^{^{h}}=Y D_{_{t}}-C_{_{t}} $$

$$ Y D_{t}=Y L_{t}+d_{t}x_{t}-T H_{t} $$

$$ C_{t}=\alpha\Biggl[\bigl(1+r\bigr)B_{t}^{p}+E_{t}\sum_{s=t}^{\infty}\beta^{s-t}\bigl(TH_{s}+TO_{s}-G_{s}\bigr)+d_{t}x_{t}+E_{t}\sum_{s=t}^{\infty}\beta^{s-t}\bigl(\pi_{s}-d_{s}\bigr)x_{s}+E_{t}\sum_{s=t}^{\infty}\beta^{s-t}\bigl(YL_{s}-TH_{s}\bigr)\Biggr] $$

本モデルでは、可処分所得（ $ YD_{t} $ ）は、労働所得に配当を加えた額から、租税支払分を控除した額（(9)式）として定義される。また毎期の消費支出水準（(10)式）は、先に導出した（4）式を、（5）式、（7）式を考慮した上で再掲している。ここで企業貯蓄（ $ S_{t}^{f} $ ）、政府貯蓄（ $ S_{t}^{g} $ ）は以下のように定義できる $ ^{9} $ 。

$$ S_{t}^{f}=\pi_{t}-d_{t} $$

$$ S_{t}^{g}=T_{t}-G_{t} $$
$$ T_{t}=TH_{t}+TO_{t} $$

まず最初に、家計貯蓄と企業貯蓄の関係を整理してみることにしよう。t期において企業は、株主、つまり家計に配分する配当（ $ d_{t} $ ）を減らすという決定を下したとする。(11)式より、収益に変化がないとすれば、t期の企業貯蓄は配当圧縮分だけ増加する。他方家計部門への配当減少の影響は、株保有比率（ $ x_{t} $ ）が変化しない状況において、次の2つの径路が考えられる。第1は、可処分所得（（9）式で特定化）の減少である。第2は、恒常所得及び消費への影響である。（10）式からも分かるように、配当の減少は、直接的には恒常所得を減少させるように見える。ただし、MM定理が厳密に成立している状況（（5）式）では、配当の減少、すなわち企業貯蓄の増加は、企業の株式価値（ $ V_{t} $ ）の増大を通じて家計の株式資産を拡大させる。つまり（10）式右辺の恒常所得には何ら影響はなく、消費支出も変化しないのである $ ^{10} $ 。言い替えれば、配当減少分に等しい可処分所得、ひいては家計貯蓄の低下が観察されるだけであり、民間貯蓄全体は不変のままである。

このようなメカニズムは、企業の貯蓄政策の変更を、家計がすべて考慮した上での合理的行動の所産であり、「家計は企業のヴェールを見抜く」と表現することもできる。ここで企業貯蓄と家計貯蓄の代替関係が有効であるための条件を再度整理しておこう。すなわち、（1）配当と企業貯蓄は負の相関関係にある、（2）株式市場は効率的に機能しており、内部留保（配当）の変動が、株価に的確に反映される、（3）家計が金融資産としてある程度株式を保有している、（4）株式を恒常所得として認識し、同所得に基づいて消費、貯蓄を決定する、という4点である。

次に家計貯蓄と、政府貯蓄の関係を考えてみよう。t期において政府は、家計からの租税収入（ $ TH_{t} $ ）を削減するという減税政策を行ったとする。（12）式より、歳出に変化がないとすれば、t期の政府貯蓄は減税分だけ減少する。家計部門では、減税によって可処分所得は増加する。他方（10）式からも分かるように、今期限りの $ TH_{t} $ の減少は、（10）式右辺の恒常所得を変化させることはなく、消費支出も何ら影響を与えないのである $ ^{11} $ 。つまり減税による政府貯蓄の減少は、家計部門における減税分と同額の可処分所得及び貯蓄の増加をもたらしており、完全な代替関係が成立していることになる。このような関係は、財政政策において「リカードの等価定理」、「公債発行の中立命題」として、広く知られているメカニズムに他ならない。
## 4 ．データ

本分析の鍵となる変数は、家計貯蓄、企業貯蓄、政府貯蓄である。本稿における「家計」の範疇は、家族、個人企業から構成される（狭義）家計と、対家計民間非営利団体を合わせた広義の家計を意味する。「企業」は、非金融法人企業と金融の合計、「政府」は中央政府、地方公共団体、各種社会保障基金を合わせた一般政府である。わが国では、各部門の貯蓄系列は『国民経済計算年報』において入手可能であるが、若干の注意が必要である。第1に、狭義の家計貯蓄、政府貯蓄以外には、四半期系列は公表されていない点である。そこで本分析では、出来る限り長期の時系列を準備すべく、「68SNA」に基づいて1955年から1998年までの標本期間を設定することにした。わが国では1993年以降、国民経済計算が全面的に改訂され、新たに「93SNA」に移行した。ただし貯蓄系列については同系列の定義等の変更により、単純な接続は難しい $ ^{12} $ 。従って本稿では標本数は限られるものの、「93SNA」（平成7年基準）に基づいて、1980年から2003年までの系列も別途準備している。第2の注意点は、「国民経済計算年報」において公表されている貯蓄系列は、原系列のままでは定義上いくつかの問題点があり、若干の調整、補填が必要となる。本稿ではこの点を精緻に検討したHayashi（1986）、Horioka（1995）の手法を踏襲し、新旧SNAの貯蓄系列に調整を施した。米国の貯蓄系列は「National Income and Product Accounts」（以下「NIPA」と略す）より入手した $ ^{13} $ 。

図 4-1 部門別貯蓄率の推移：日本（68SNA）1955-1998

$ ^{12} $ この点については齊藤・白塚（2003）においても指摘、検討されている。なお理想的には家計主体の個票（ミクロデータのパネル系列）による精緻な分析が望ましい。ただし日米両国での統一的なデータセットが入手困難であるため、今回はマクロデータによる分析を試みている（なおチャールズ・ユウジ・ホリオカ・浜田編（1998）は、日米両国で実施した同一内容のアンケート調査に基づいて、両国の貯蓄行動を精査しており、極めて興味深い試みと言える）。

$ ^{13} $ 調整の詳細、及びその他の変数の出所、加工方法はく付注1＞に整理されている。なおNIPAでは、保有資産の売却、再評価から発生する資本利得（キャピタル・ゲイン）は所得に含まれておらず、同水準を織りこんだ貯蓄系列の再計測が必要かもしれない。この点については、Department of Commerce(2002)の展望が詳しい。
図 4-2 部門別貯蓄率の推移：日本（93SNA）1980-2003

ここで日米両国の部門別貯蓄率（対国民可処分所得比）の推移を予め観察しておくことにしよう。図4-1には68SNAによる系列が描かれている。家計貯蓄率は1970年代半ばまで上昇していたが、その後は低下傾向にある。ただし1990年代に入ると微増している。概念調整を施した貯蓄率は、原系列と比べ、水準自体は70年代以降2％近く小さくなっているものの、変動パターンはほとんど同じである。企業貯蓄率は、高度成長期には潤沢な内部留保の蓄積によってかなり増加している。しかし、第1次石油ショック期には、マイナスの水準にまで落ち込んでいる。その後の安定成長期には5％を超えることはなく、変動も相対的に安定している。1998年には政府からの資本移転が実施されたため、修正系列では貯蓄率は上昇している $ ^{14} $ 。政府貯蓄率は1980年代半ばまでは、概ね企業貯蓄率の動きと似ている。ただしバブル期とバブル崩壊後の増減は、極めて動きが激しい。93SNAの場合（図4-2）も、ほぼ同様の傾向が観察されるが、家計貯蓄率は1990年代以降も低下傾向を辿っている $ ^{15} $ 。以上の観察より、わが国の家計貯蓄と企業貯蓄は、1970年代以降緩やかながら相互に補完的な関係にありそうである。ただし政府貯蓄との関係は確認しにくい。

図 4-3 部門別貯蓄率の推移：米国 1955-2004
米国では1980年代以降急速に家計貯蓄率は低下しており、2004年時点では、ついに2％を切っている（図4-3）。ただし企業貯蓄率には低下傾向は観察されず、家計貯蓄を補完している様子も伺われる。他方政府貯蓄率は80年代以降概ねマイナスであり、家計貯蓄との相関もほとんど観察できない。

ここで、日米両国の部門別貯蓄系列の変動パターンを記述統計によって整理しておく。表4-1に示されているように、わが国では、家計部門と企業部門を統合した民間部門全体の貯蓄率の変動は、いずれの標本期間においても部門別貯蓄の変動よりも小さくなっている。この点はDenison (1958)の観測結果と整合的であり、「デニソンの法則」が、わが国においても成立していることを示唆している。他方、米国ではこのような法則は、いずれの標本期間においても明確には観察しにくい。

さらに、部門別貯蓄系列の時系列特性を予備的に確認しておく。表4-2には部門別貯蓄の単位根検定の結果が要約されている。日米ともに、貯蓄率、一人当たり水準の2系列について検定を行っており、いずれの系列も概ね非定常であることが確認される。個別系列の時系列特性を踏まえた上で、部門別貯蓄の長期的関係が、共和分検定によって検証しておく。表4-3には、家計貯蓄と企業貯蓄、家計貯蓄と政府貯蓄、家計貯蓄と企業貯蓄・政府貯蓄の3ケースの検定結果が要約されている。国民可処分所得で除した貯蓄率系列については、日米両国ともに共和分の関係を見出すことは出来なかった。しかし人口一人当り水準に換算した場合、日米の家計貯蓄と企業貯蓄の間、家計貯蓄と企業貯蓄・政府貯蓄の間には、共和分関係を示唆する結果が観察される。時系列特性を精査するには、標本期間の更なる補充が必要であるが、表4-3の結果は、部門間貯蓄、とりわけ民間部門間の代替性の存在を、間接的に支持する傍証となっている $ ^{16} $ 。
表 4-1 貯蓄率の変動

家計(原系列)	企業(原系列)	民間(原系列)	政府(原系列)
日本	68SNA	1955-1998	0.213	0.236	0.619	1.131	0.192	0.270	0.392
1970-1998	0.234	0.287	0.660	1.553	0.199	0.301	0.484
93SNA	1980-2003	0.256	0.242	0.344	0.302	0.141	0.140	2.157
米国	1955-2004	0.349	0.250	0.248	2.249
1970-2004	0.423	0.199	0.288	0.955

各変動は、標本期間における変動係数で示されている。「修正」は、日本の部門別貯蓄を、償却費の再評価、資本移転によって補正した系列を用いたケース。なお「民間」とは家計貯蓄と企業貯蓄の総和を国民可処分所得で除した貯蓄率を示している。

表 4–2 部門別貯蓄の時系列特性（単位根検定）

変数	家計(原系列)	企業(原系列)	政府(原系列)	(修正)
日本	貯蓄率	1955-1998	-1.450	-1.557	-2.282	-2.080
一人当たり水準	1955-1998	-1.870	-1.844	-2.389	-2.525
米国	貯蓄率	1955-2004	0.029	-2.585
1970-2004	-0.015	-4.205***
一人当たり水準	1955-2004	-0.841	-2.693
1970-2004	-0.473	-2.534

単位根検定は、Augmented Dickey-Fuller test (ADF test)によって行った。いずれのケースも定数項を含んだ形で特定化し、ラグ次数は2次とした。***、*は「単位根が存在する」という帰無仮説が、MacKinnon(1996)の臨界表のもとで、それぞれ1%、10%の有意水準で棄却されることを示している。

表 4−3 部門別貯蓄の時系列特性（共和分検定）

国 標本期間	変 数	家計貯蓄・企業貯蓄(トレース)(最大固有値)	家計貯蓄・政府貯蓄(トレース)(最大固有値)	家計貯蓄・企業貯蓄・政府貯蓄(トレース)(最大固有値)
日本 1955-1998	貯蓄率	原系列 12.615	10.253	3.535	3.287	23.487	13.530
修正 12.667	11.273	8.510	6.405	27.201	16.529
一人当たり水準	原系列 16.350**	15.431**	6.211	5.135	20.372	15.344
修正 23.109***	18.745***	8.165	3.287	32.252**	25.118**
米国 1955-1998	貯蓄率	8.273	8.263	9.017	8.627	19.668	14.062
一人当たり水準	11.760	11.340	11.434	11.359	21.920	13.806
米国 1970-1998	貯蓄率	15.891**	15.890**	12.934	12.622	25.826	14.465
一人当たり水準	17.420**	17.328**	11.670	11.640	30.929**	20.202**

共和分検定は Johansen(1988)の手法に基づいている。「トレース」「最大固有値」は、それぞれトレース検定、最大固有値検定を意味している。なお検定を行う際のラグ次数はいずれも1次を想定している。***、**は「共和分ベクトルは存在しない」という帰無仮説が、Osterwald-Lenum(1992)の臨界表のもとで、それぞれ1%、5%の有意水準で棄却されることを示している。
### 5. 実証分析

## 5 -1 推定方法

前節において紹介したように、貯蓄系列は、その定義、計測方法によって、水準と推移がかなり変化する。従って家計貯蓄を被説明変数とする貯蓄関数を推定した場合には、家計貯蓄系列の選択如何で、結果が変わってくる可能性が高い。このような問題点を考慮し、本稿では家計消費支出を被説明変数とする消費関数を用いて、部門別貯蓄の代替性の程度を間接的に検証していくことにする。

分析の基本となるのは（10）式であるが、推計の際には以下のような4点の修正を施した上で推定式を特定化する。第1に、家計が企業貯蓄の将来値 $ \left(E_{t}\sum_{s=t}^{\infty}\beta^{s-t}\left(\pi_{s}-d_{s}\right)\right) $ を合理的に認識する度合いをθ $ \left(0\leq\theta\leq1\right) $ 、政府貯蓄の将来値 $ \left(E_{t}\sum_{s=t}^{\infty}\beta^{s-t}\left(TH_{s}+TO_{s}-G_{s}\right)\right) $ を認識する度合いをγ $ \left(0\leq\gamma\leq1\right) $ として掛けておく。θ、γがともに1であれば、家計は企業、政府の貯蓄動向を正確に認識しているとみなす。他方θ、γがともに0であれば、両部門における貯蓄の変化を全く認知していないことを意味する。第2に、家計は流動性制約にも直面しており、家計の消費決定は、恒常所得のみならず各期の可処分所得 $ \left(YD_{t}\right) $ にも依存すると想定する。そしてこの割合はλ $ \left(0\leq\lambda\leq1\right) $ で表される。第3に、株保有比率 $ \left(x_{t}\right) $ は単純化のために1と仮定しておく。上記3点の修正によって、（10）式の消費関数は、以下のように書き換えることができる。

$$ \begin{aligned}&C_{t}=\alpha\Bigg[\big(1+r\big)B_{t}^{p}+\gamma E_{t}\sum_{s=t}^{\infty}\beta^{s-t}\big(TH_{s}+TO_{s}-G_{s}\big)+d_{t}+\theta E_{t}\sum_{s=t}^{\infty}\beta^{s-t}\big(\pi_{s}-d_{s}\big)+E_{t}\sum_{s=t}^{\infty}\beta^{s-t}\big(YL_{s}-TH_{s}\big)\Bigg]+\lambda YD_{t}\\&\alpha>0,\beta=\frac{1}{1+\mu}\\ \end{aligned} $$

(14)式右辺には、政府貯蓄、企業貯蓄、人的資産に関する将来値が含まれている。これらの将来値は現時点において観察不可能であるため、(14)式を直接推定することはできない。そこで本稿では、第4の修正として、Hayashi（1982）における手法を用いて、(14)式を以下のように推定可能な形に変形する $ ^{17} $ 。
$$ \begin{aligned}&C_{_{t}}=\big(1+\mu\big)C_{_{t-1}}+\alpha\big[W_{_{t}}-\big(1+\mu\big)\big(W_{_{t-1}}+WL_{_{t-1}}\big)\big]-\alpha\gamma\big(1+\mu\big)S^{^{g}}{_{t-1}}-\alpha\theta\big(1+\mu\big)S^{^{f}}{_{t-1}}\\ &\\ &+\lambda\big[YD_{_{t}}-\big(1+\mu\big)YD_{_{t-1}}\big]+u_{_{t}}\\ \end{aligned} $$

$$ W_{t}=\left(1+r\right)B_{t}^{p}+d_{t} $$

$$ u_{_{t}}=\alpha\Big(e_{_{t}}^{^{h}}+\theta e_{_{t}}^{^{f}}+\gamma e_{_{t}}^{^{g}}\Big)+v_{_{t}}-(1+\mu)v_{_{t-1}} $$

（15）式の右辺は、毎期観察できる説明変数から構成されており、推定は可能である。ただし誤差項の構造に注意しておく必要がある。（15）式の説差項は、 $ v_{t} $ が移動平均の形で入っており、説差項の自己相関が発生している。また $ e_{t} $ は、右辺の説明変数と相関している可能性が高い $ ^{18} $ 。このようなケースでは、推定量の一致性、有効性が保証されていないので、得られた推定値の信憑性が低下することになる。そこで本分析では、説差項の特徴に依存せず、一致性、漸近的有効性が保証される、一般化積率法（Generalized Methods of Moments、以下「GMM」と略す）を用いることにする。ただしGMMでは、各変数の定常性が満たされていることが前提条件である。そこで推定の際には、すべての変数について実質化し、人口一人当たりベースに換算したのちに、成長率（前年比）に変換した変数を用いることする。GMMの特徴は、大標本のもとでの良好な統計的特性にある。ただし日本の場合、企業貯蓄は年次系列でしか公表されておらず、四半期系列による分析は難しい。そこで本稿では、このような点を鑑み、長期の年次系列を用いることにした。具体的にはわが国の場合、1955年から1998年（68SNAを使用）、米国は1955年から2004年までである。なお前節で紹介したように93SNAと68SNAの貯蓄系列は、定義等について多少の違いがあるため、単純な接続はできず、2000年代以降の動きは長期時系列では把握できない。そこで標本数は相対的に少ないが、93SNAを用いて、1980年から2004年までの推定も同時に試みることにする。

（15）式において、推定の対象となるパラメータは、μ、α、λ、θ、γであり、理論的にパラメータ空間は制約されている。ただし（15）式は、パラメータに関して複雑な非線形の特定化となっている。また代表的経済主体の行動様式を示すこれらのパラメータを、本分析ではマクロデータを用いて検証している。したがってすべてのパラメータについて、適切なパラメータ空間の範囲において、妥当な推定結果を得ることは必ずしも容易ではない。そこで5つのパラメータの内、μ（割引率）については、先行研究例等を踏まえ予め値を設定し、α、λ、θ、γを推定の対象とした。μの値は消費の日米比較を分析目的とする羽森（1996）、竹中・小川(1987)を参考に、μ=0.01、0.05の2ケースを設定した $ ^{19} $ 。
## 5 –2 推定結果

表 5-1 には、68SNA に基づく推定結果が示されている。推定の際には、企業貯蓄のみを加えたケース（J-1、J-3）と、両貯蓄を合計して含めたケース（J-2、J-4）に分けている。企業貯蓄が消費（家計貯蓄）に与える影響度（θ）については、水準は 0.002 から 0.003 とかなり小さいものの、有意にプラスに効いている。このような特徴は、企業貯蓄を政府貯蓄と合計した場合でも大差はない。また μ の設定値、操作変数のセットを変更しても、ほとんど変化していない。さらに「θ = 0」という帰無仮説に基づいて係数制約に関する検定（Wald test）を試みたところ、各ケースともに帰無仮説は棄却され、有意にゼロではないことが確認された $ ^{20} $ 。他方、政府貯蓄の影響度（γ）については、θ とは対照的に符号条件すら満たされていない。この結果は、代替的な μ の値を設定したケースにおいても、同様である。恒常所得が消費支出に与える効果（α）、流動性制約の割合（λ）については、各ケースともに有意に効いている。経済企画庁（2000）では、Hayashi（1982）に基づく消費関数を推定している。逐次推定によって、終端期が 1994 年の場合、λ が約 40% 近くであると報告しており、本稿での値より多少低い。

表 5-2 は、93SNA に基づく推定結果である。表 5-1 とは多少標本期間が重複しているものの、より最近時の消費・貯蓄パターンを捉えていると解釈できる。表 5-1 と比較した場合、3 点の顕著な特徴が観察される。第 1 に、θ の水準、有意性が相対的に高くなっている点である。また政府貯蓄に関する感応度（γ）も、係数値は小さいものの、有意に効き始めている $ ^{21} $ 。さらに流動制約家計の割合を示すλの値は大幅に低下しており、概ね 20% 前後となっている。同値は先に紹介した経済企画庁（2000）の分析における、2000 年期のλの値（0.211）とほぼ一致しており、総消費支出のうち、約 2 割が今期の可処分所得に依存していることを示している。なおこの値は、68SNA から得られた値（約 0.6）の 3 分の 1 程度となっている。一般に家計が流動性制約（liquidity constraint）にあるとは、「資本市場から所望の借り入れを十分に行うことができないため、当期の可処分所得、あるいは流動資産、
表 5-1 推定結果（1）日本（68SNA）1959—1998

ケース	式番号	α	λ	θ	γ	J-Stat	Coef-stat1θ=0	Coef-stat2γ=0
μ=0.01	J-1	0.041(1.783)*	0.628(8.291)***	0.002(1.294)	6.091[0.964]	1.676[0.195]
0.081(5.164)***	0.567(11.640)***	0.003(2.623)**	7.404[0.918]	6.881[0.012]
J-2	0.106(5.651)***	0.701(9.944)***	0.004(2.753)***	-0.001(-2.284)	6.481[0.952]	7.582[0.0005]	5.218[0.022]
0.092(7.754)***	0.574(12.896)***	0.003(3.812)***	-0.001(-3.934)	6.673[0.946]	14.538[0.0005]	15.477[0.0004]
μ=0.05	J-3	0.055(2.155)**	0.697(10.110)***	0.003(2.306)**	7.440[0.916]	5.321[0.021]
0.047(2.458)**	0.647(11.420)***	0.002(1.828)*	7.372[0.919]	3.341[0.075]
J-4	0.116(5.549)***	0.705(10.677)***	0.004(3.008)***	-0.001(-2.240)	6.455[0.953]	9.049[0.0026]	5.020[0.025]
0.089(6.727)***	0.569(12.474)***	0.003(4.293)***	-0.001(-4.108)	6.820[0.941]	18.430[0.0001]	16.882[0.0002]

( )内の値は t 値を、[ ]内の値は J 統計量（J-Stat）の p 値を示している。また***、**、*は有意水準 1%、5%、10%で有意であることを記している。

Coef-stat 1 は、「企業貯蓄の係数（θ）=0」という帰無仮説のもとでの、Coef-stat2 は、「政府貯蓄の係数（γ）=0」という帰無仮説のもとでの Wald 検定の統計量（「」内は p 值）を示している。

GMM 推定における操作変数の選択は以下の通り。

J-1,J-3 の上段：定数項、説明変数の2期ラグ、家計貯蓄成長率の1期・2期ラグ、実質貨幣供給（M2+CD）成長率の2期ラグ

J-1,J-3 の下段：定数項、説明変数の2期・3期ラグ（政府貯蓄は2期ラグのみ）、家計貯蓄成長率の1期・2期ラグ、実質貨幣供給（M2+CD）成長率の2期・3期ラグ

J-2,J-4 の上段：定数項、説明変数の2期ラグ、家計貯蓄成長率の1期～2期ラグ、実質貨幣供給（M2+CD）成長率の2期ラグ

J-2,J-4 の下段：定数項、説明変数の2期・3期ラグ（政府貯蓄は2期ラグのみ）、家計貯蓄成長率の1期～3期ラグ、実質貨幣供給（M2+CD）成長率の2期・3期ラグ

表 5–2 推定結果（2）日本（93SNA）1984—2003

ケース	式番号	$ \alpha $	$ \lambda $	$ \theta $	$ \gamma $	J-Stat	Coef-stat1 $ \theta=0 $	Coef-stat2 $ \gamma=0 $
$ \mu=0.01 $	J-7	0.069 (3.085)***	0.204 (7.391)***	0.120 (2.975)***	7.192 [0.844]	8.852 [0.002]
0.014 (0.643)	0.192 (18.752)***	0.058 (2.038)**	7.144 [0.847]	4.156 [0.041]
J-8	0.015 (1.334)	0.202 (11.711)***	0.045 (4.553)***	0.002 (2.071)***	7.081 [0.852]	20.732 [0.000]	4.289 [0.054]
0.039 (4.347)***	0.182 (19.722)***	0.088 (4.259)***	0.002 (2.635)***	6.430 [0.843]	18.142 [0.000]	6.947 [0.008]
$ \mu=0.05 $	J-9	0.080 (2.962)***	0.317 (6.626)***	0.050 (2.735)**	6.231 [0.795]	7.481 [0.006]
-0.006 (-1.178)	0.216 (68.572)***	0.024 (2.895)***	7.080 [0.717]	8.382 [0.003]
J-10	0.069 (3.175)***	0.318 (6.954)***	0.074 (3.940)**	0.002 (1.685)*	4.981 [0.892]	15.529 [0.0001]	2.841 [0.091]
0.056 (4.556)***	0.167 (13.377)***	0.121 (3.881)***	0.003 (2.746)**	6.330 [0.933]	15.063 [0.001]	7.541 [0.014]

操作変数の選択は以下の通り。

J-7 の上段：定数項、説明変数、政府貯蓄率の2期・3期ラグ、家計貯蓄成長率の2期ラグ

J-7 の下段：定数項、説明変数、政府貯蓄率の2期・3期ラグ、家計貯蓄成長率、実質貨幣供給（M2+CD）成長率の2期ラグ

J-8 の上段：定数項、説明変数、家計貯蓄率の2期・3期ラグ

J-8 の下段：定数項、説明変数、家計貯蓄率の2期・3期ラグ、実質貨幣供給（M2+CD）成長率の2期ラグ、実質輸出成長率の1期・2期ラグ

J-9 の上段：定数項、説明変数の2期・3期ラグ

J-9 の下段：定数項、説明変数、政府貯蓄率の 2 期・3 期ラグ、家計貯蓄率の 1 期・2 期ラグ、実質貨幣供給（M2+CD）成長率、実質輸出成長率の 1 期・2 期ラグ

J-10 の上段：定数項、説明変数の2期・3期ラグ、家計貯蓄率の1期・2期、3期ラグ

J-10 の下段：定数項、説明変数の2期・3期ラグ、家計貯蓄率の2期ラグ、実質貨幣供給（M2+CD）成長率の2期ラグ、実質輸出成長率の1期・2期ラグ
銀行からの借り入れの限度額が消費を規定する状態」と定義できる。このような定義に基づくならば、家計にとって借入が可能となるように、資本市場が徐々に整備されていけば、流動性制約の比率は、趨勢的に低下していくと考えられる。本稿で得られたの値の低下は、家計の直面する資本市場が整備されつつあることを、間接的に示唆しているといえる $ ^{22} $ 。

ここで、表 5-2 の結果（J-8 後段）に基づいて、部門別貯蓄の変動と、マクロ経済全体の総貯蓄への影響について、簡単なシミュレーションを試みてみる。2003 年の家計純貯蓄、企業純貯蓄、政府純貯蓄は、それぞれ、23 兆 4800 億円、34 兆 1300 億円、-28 兆 4000 億円であり、総貯蓄は 29 兆 1700 億円である。ここで企業貯蓄、政府貯蓄が 1％ずつ低下した場合（金額では、企業貯蓄の 3400 億円の減少と、政府貯蓄の 2800 億円の減少による、合計 6200 億円の悪化）の、家計貯蓄への影響を試算してみる。推定結果（$\theta=0.121,\gamma=0.003$）より、企業貯蓄、政府貯蓄の 1％の減少は、家計貯蓄を 0.124% 上昇させることになり、その増加額は約 291 億円となる。つまりマクロ経済全体では、約 5900 億円の総貯蓄の減少となり、水準で見た代替性の度合いは、総じて軽微であることが示唆される。

表 5-1、表 5-2 の推定結果、及び上記の試算を要約すると、わが国の消費、貯蓄行動について、以下のようなインプリケーションを得ることができる。わが国では、家計貯蓄は企業貯蓄と幾分代替している可能性がある。ただしその度合いは決して大きなものとは言えない。近年は代替の度合いが多少高まっており、企業貯蓄の1％の減少は、約0.1%程度家計貯蓄を増加させる。他方、政府貯蓄と家計貯蓄の代替性は殆ど観察されない。ただし1980年代以降は、若干の代替が見られるものの、その影響度は、きわめて僅かである。

次に米国の結果（表 5-3）を見ておこう。θについては、日本と比べると相対的に高く、いずれも有意にプラスに効いているが、水準自体は0.02から0.023と小さい。このような特徴は、企業貯蓄を政府貯蓄と合計した場合、μの設定値、操作変数のセットを変更した場合にも、ほとんど変化していない。他方、政府貯蓄の影響度（γ）については、殆どのケースで効いておらず、家計貯蓄との代替性は観察できない。また流動性制約の割合を示すんは約50％という結果を得ている。竹中・小川(1987)では、Hayashi(1987)に基づいて、米国の消費関数も推定している。1980年から1984年（四半期系列）によるλの推定値は、0.621となっており、本稿の推定結果と大差はない。
表 5-3 推定結果（3）米国 1959－2004

ケース	式番号	α	λ	θ	γ	J-Stat	Coef-stat1θ=0	Coef-stat2γ=0
μ=0.01	U-1	0.033(1.700)*	0.584(18.154)***	0.020(2.552)**	6.135[0.941]	6.514[0.010]
0.034(1.790)*	0.577(21.340)***	0.021(2.831)***	7.568[0.974]	8.018[0.004]
U-2	0.029(2.043)**	0.532(12.596)***	0.019(2.368)**	-0.001(-1.868)	6.975[0.935]	5.608[0.017]	3.492[0.061]
0.024(4.347)***	0.520(19.722)***	0.016(4.259)***	-0.001(-2.034)	7.229[0.950]	4.762[0.029]	4.140[0.041]
μ=0.05	U-3	0.031(1.559)	0.583(17.907)***	0.022(2.752)***	6.482[0.926]	7.578[0.005]
0.033(1.664)*	0.574(20.563)***	0.024(3.135)***	7.706[0.972]	9.829[0.001]
U-4	0.030(1.967)*	0.531(12.566)***	0.023(2.755)***	-0.001(-1.837)	7.007[0.934]	7.593[0.005]	3.377[0.066]
0.024(1.691)*	0.517(0.517)***	0.019(2.525)**	-0.001(-2.025)	7.268[0.949]	6.376[0.011]	4.101[0.042]

操作変数の選択は以下の通り。

U-1,U-3 の上段：定数項、説明変数の2期・3期ラグ、家計貯蓄成長率の1期・2期ラグ、政府貯蓄率の2期・3期ラグ

U-1,U-3 の下段：定数項、説明変数の2期・3期ラグ、家計貯蓄成長率の1期・2期ラグ、政府貯蓄率の2期・3期ラグ、実質貨幣供給（M2）・実質輸出成長率の2期・3期ラグ

U-2,U-4 の上段：定数項、説明変数の2期・3期ラグ、家計貯蓄成長率の1期・2期・3期ラグ、実質貨幣供給（M2）成長率の2期ラグ

U-2,U-4 の下段：定数項、説明変数の2期・3期ラグ、家計貯蓄成長率の1期・2期・3期ラグ、実質貨幣供給（M2）成長率・実質輸出成長率の2期ラグ

## 5 -3 解释

## 5 -3-1 家計貯蓄と企業貯蓄の代替性

第3節で提示した理論モデル、第4節で得られた実証結果をもとに、以下では日米両国の部門別貯蓄の関係を、より詳細に考察していくことにしよう。まず家計貯蓄と企業貯蓄の代替性について、理論モデルの成立可能性を再検討してみる。企業貯蓄の家計消費（貯蓄）への影響度は、日米ともに決して大きな値ではなかったが、いずれのケースにおいても有意には効いていた。さらにその影響度は日本の場合、趨勢的に上昇していた。つまり、理論モデルのメカニズムが全く生起していないというわけではなく、若干の成立可能性を示唆していると解釈できる。以下では、（1）理論モデルを保証する経済環境の検討、（2）理論モデル以外の諸要因の整理、という順番で議論を進めていく。

家計貯蓄と企業貯蓄の代替的であるためには、第1に、配当と企業貯蓄が負の相関関係にあることが前提条件であった。図5-1、図5-2には、日米両国の家計部門の配当所得と企業貯蓄（いずれも国民可処分所得比）の推移が描かれている。わが国では、高度成長期には、同時期の旺盛な経済成長を背景として、高い企業貯蓄が蓄積されるとともに、企業の好調な業績を反映して、配当も微増ないしは横ばいを維持していた。ただし石油ショック以降の安定成長期以降は、配当の動きは企業貯蓄と負の相関関係を有している。とりわけ1980年代後半のバブル期には配当が急増しているにもかかわらず、企業貯蓄は殆ど増えていない。1990年代後半においても負の相関が観察される。表5-2では1980年代以降に企業
貯蓄と家計貯蓄の代替性（θ）の値が上昇していたが、このような結果は、同メカニズムを成立させる第1の条件（配当と企業貯蓄の相関）からも、ある程度首肯される。また米国では両変数の相関は概ねマイナス（相関係数値-0.201）となっており、第1の前提条件を満たされている可能性が高い。

図 5-1 配当所得と企業貯蓄：日本（68SNA）1955-1998

図 5–2 配当所得と企業貯蓄：米国 1955–2004

株式市場が効率的に機能していることも重要な条件であった。従来からわが国の株式市場は、株式の持ち合い等によって株式市場は非効率であると指摘されてきた $ ^{23} $ 。しかし羽森(1996)を始めとする最近の実証研究では、必ずしも効率性が棄却できないという結果も報告されている。また村山・渡邊・平井（1990）は、Summers(1986)によって開発された効率性の検定を、1955年から1988年までのわが国の株式市場に適用させてみたところ、ある程度の効率性が認められると報告している。彼らの分析は、高度成長期以降の日本において、企業貯蓄と家計貯蓄の代替性が成立するための基礎的環境は、ある程度は存在していたことを示唆する、貴重な傍証と言える。なお株式の個人金融資産に占める割合は、2000年初
頭においても10%を下回っており、決して高い比率ではない。しかし推定結果からも分かるように恒常所得が消費に与える効果（α）は十分に作用しており、また流動性制約比率（λ）は趨勢的に低下していた。従って株式資産を通じた家計の合理的意思決定の成立可能性は徐々に上昇している可能性がある。

米国の場合には、わが国と比べ株式市場の効率性は高いと言われている。また個人資産に占める株式の割合も2000年時点で約35％となっており、わが国の3倍以上である。企業貯蓄に対する感応度（θ）がわが国よりも高く報告される要因は、このような米国の資産市場、資産保有に関する特徴に起因しているかもしれない。

次に理論モデルでは必ずしも説明し得ない諸要因について、第2節の事実認識（図4-1～図4-3）を考慮しつつ、時系列的に列記してみることにしよう。本分析では、日米ともに流動性制約（ $ \lambda $ ）の影響が有意に確認されていた。これは今期の可処分所得が消費、貯蓄に作用することを意味しており、同効果に注目しておくことの重要性を示唆している $ ^{24} $ 。

我が国では、1970年までの高度成長期には、家計貯蓄と企業貯蓄がともに上昇していた。同時期には、企業収益の増大が、家計部門の可処分所得（さらにポーナス）の増大に結びつき、結果的に家計貯蓄を増加させた可能性が高い $ ^{25} $ 。1970年代の石油ショック期には、企業収益の落ち込みを反映した、企業貯蓄の急激な低下が観察される。同時期には家計貯蓄は急上昇しているが、これは本稿で提示した理論メカニズムが成立していたというよりも、インフレ（およびインフレ期待）の高進に伴う、将来不安等から消費を切り詰め、予備的貯蓄（precautionary saving）を増やしていた可能性が高い $ ^{26} $ 。1980年代の安定成長期に入ると、企業貯蓄は安定した微増傾向を示しているが、家計部門の可処分所得の伸びは概して低調であったため、家計貯蓄率が低減していたと思われる $ ^{27} $ 。1990年代の長期不況期には、家計部門は将来不安等から予備的貯蓄を増やしていた可能性が高く、家計部門の貯蓄率増加、企業部門の貯蓄率低下という負の相関が発生していた可能性がある $ ^{28} $ 。なお2000年代の景気回復局面では、賃金上昇の抑制に伴う家計の可処分所得の低下、企業収益の上昇が生起しており、結果的に代替性を強めていると思われる $ ^{29} $ 。

米国では、1960年代において我が国と同様、家計貯蓄と企業貯蓄が共に上昇していたが、これは同時期の我が国と同じメカニズムが作用していた可能性がある。米国ではインフレ
一ションと不況の共存が、1970年代後半から1980年代初頭に、スタグフレーションとして頭在化していた。この時期には、不況の悪化に伴う企業貯蓄の悪化と、将来不安に伴う家計貯蓄の増加が生起していたと思われる。1980年代の安定成長期に入ると、わが国と同様、企業貯蓄は安定しているが、家計部門の可処分所得の伸びは低調に推移しており、家計貯蓄率が低減していたと思われる。1990年代の所謂「ニュー・エコノミー」と称される好況期には、企業収益の大幅な上昇、可処分所得の増加に伴う旺盛な消費拡大によって、家計貯蓄と企業貯蓄にマイナスの関係が発生していた。なお同メカニズムは、2000年代の好況期においても持続している可能性が高い。このように、日米両国の家計貯蓄、企業貯蓄の相関を分析する際には、第3節で提示した長期的視野に立脚した合理的行動のみならず、短期および中期的な経済変動に依拠した行動も、併せて考慮すべきである。

## 5 -3-2 家計貯蓄と政府貯蓄の代替性

政府貯蓄が、家計消費、貯蓄に影響を与える際には、（1）現在の政府貯蓄がどの程度の水準にあるのか、（2）課税政策等の変化を、家計が通時的な視野に立脚してどのように評価しているのか、といった要因を考慮する必要がある。仮に今期減税政策が施行され、政府貯蓄が減少したとしても、それが将来の増税を予期させるものでなければ、家計は可処分所得の増加に基づいて、今期の消費を増やすであろう。また政府貯蓄が大幅な赤字を趨勢的に計上し続けていない限りは、将来にわたる増税、歳出削減までをも予測するとは思われない。図4-1からも分かるように、長期的に見れば、わが国の政府貯蓄は50年代後半、70年代後半に数年の赤字期間が観察される程度であり、大幅な赤字は計上していない。持続的な赤字を計上し始めたのは、1997年以降である。このような財政状況を鑑みれば、68SNAの標本期間において、政府貯蓄と家計貯蓄の代替性が確認できないのは、納得できる結果といえる。他方93SNAを用いた場合、緩やかながらも代替性が観察される背景には、肥大化する財政赤字の将来への影響を、家計が徐々に認識し始めた証であるとも言える。経済企画庁（2000）は、政府支出を説明変数に補填した民間消費関数、貯蓄関数を用いて、中立命題の検証を試みており、1957～1973年度、および1974～1998年度の2つの標本期間について推計を行っている。推定結果を比較してみると、両期間ともに中立命題が厳密に成立しているとは言えないが、「1974～1998年度についてみれば、一般政府の資金調達手段の変化の影響が消費よりも貯蓄に強く出る傾向があることから、弱いながらも近年では中立命題が成り立ちやすくなっている可能性が示唆されている」と要約している。この報告は本稿の分析結果とも概ね整合的である。

また最近時の分析例としては、近藤・伊藤(2004)がある。同分析は、Normandin（1999）において提示された世代間の利他性を考慮した貯蓄関数をベースとして、わが国の中立命題の妥当性を検証している。1965年から2001年までの標本期間において、90年代末までは、中立命題は成立していないという結果を得ているが、2001年まで推定期間を延長すると、中立命題は必ずしも棄却できないと報告しており、本分析とほぼ同様の結論を下して
いる。

米国の政府貯蓄の推移は、図4-3からも分かるように、1980年代前半、及び1990代後半以降、持続的かつ深刻な赤字を経験している。ただし、本稿の分析結果からは、このような深刻な政府貯蓄の低下が、家計貯蓄の上昇によって代替、相殺するメカニズムを確認することはできない $ ^{30} $ 。代替が成立しないメカニズムを精査することは本稿の範囲を超えるが、考えられる要因としては、（1）将来の財政スタンスに関する家計の予測が比較的近視眼的である、（2）肥大化する財政赤字（政府債務）の償還は、増税よりも物価の調整（インフレによる実質債務の目減り）という形で行われるかもしれないと認識し、今期の消費を増加させる、という可能性が挙げられる。

### 6. おわりに

本稿では、日米両国の長期時系列を用いて、部門別貯蓄の代替性に関する定量分析を試みた。本分析から得られた知見を再度要約すれば、

1．両国ともに、1970年代以降、家計貯蓄と企業貯蓄の間にはマイナスの相関が観察される。この要因としては、家計、企業の異時点にわたる合理的行動に基づくメカニズムとともに、短期および中期的な経済変動に依拠した行動の併存として理解することが妥当であり、複眼的かつ柔軟なアングルからの分析が重要である。

2．家計貯蓄と政府貯蓄については、日米ともに明確な関係を見出すことは難しい。ただし我が国については、近年若干ながら代替性が働き始めている可能性もある。

だし我が国については、近年若干ながら代替性が働き始めている可能性もある。

という2点にまとめることができる。わが国では、少子高齢化という中長期的なスタンスから、各部門の貯蓄動向、とりわけ家計貯蓄と政府貯蓄の趨勢的な低下傾向に注目が集まっている。多くの議論はともすれば個別部門の貯蓄動向の議論に拘泥しがちであるが、本稿のように、部門間の代替性という視点からの分析が蓄積され始めれば、より多面的なアングルからの考察が可能となるはずである。とくに深刻な様相を呈している政府貯蓄の悪化が民間貯蓄に与える影響については、さらなる精査が必要である。また今回の分析では十分に議論していないが、公的年金と家計貯蓄の代替性というより長期的課題も、本分析の理論的枠組みの修正、発展として、考察を進めていくことが不可欠である。

他方米国では旺盛な家計消費、ならびにそれと表裏一体する家計貯蓄の急速な低下によって、マクロ経済全体の貯蓄への影響が危惧されている。しかし本稿から得られた分析結果に基づけば、家計貯蓄の低下は、複数のルートを通じて、ある程度企業貯蓄によって相殺される可能性が高く、民間経済全体の貯蓄率の大幅な低下というシナリオは描きにくい。憂慮すべきは、肥大化する政府貯蓄の赤字、すなわち財政収支の悪化である。政府部門の赤字を、家計あるいは民間部門が代替し得ない状況のもとでは、国民貯蓄は趨勢的に低下
していく可能性が高い。この傾向は貯蓄・投資バランスの側面から捉えれば、経常収支赤字、あるいは「双子の赤字」の発生、持続を意味することになる。昨今喧伝されているように、同国の肥大化する対外不均衡は、大幅なドル安による価格調整を強い危険性も高く、世界経済への影響は無視できない。このような意味からも、部門別貯蓄の代替性というメカニズムは、一国経済のみならず、世界経済全体のマクロパフォーマンスを展望する上でも、きわめて重要な役割を演じることになるのである。

## く付注1＞ データの収集

## 「貯蓄」: 日本『国民経済計算年報』(SNA)

原系列（純貯蓄）は、取得価格（historical price）で評価した固定資本減耗が用いられている。そこで Hayashi(1986)の手法を用いて、取得価格による減耗額と再調達価格（replacement price）減耗額の差額を計算した。具体的には、制度部門別ストック勘定における調整勘定を利用して、固定資産の価格変動（キャピタル・ゲイン）を求めることによって両価格による差額を求めた。そして同差額を原系列から控除することによって、再調達価格ベースの貯蓄系列を作成した。さらに政府からの純資本移転も各部門の貯蓄系列に補填した。資本移転はおもに、相続税、贈与税から構成されている。2003年時点における、純資本移転の家計可処分所得に占める割合は約0.7%程度であるが、高齢化の進展に伴う、各種資産の相続、贈与の増加は、これらに付随する税支払い負担を上昇させることによって、消費にも多少の影響を及ぼすと考えられる。なお相続税・贈与税が消費に与える影響については、国枝（2002）がより詳細に解説している。

## 「貯蓄」：米国『National Income and Product Accounts』（NIPA）

米国の NIPA における系列は、わが国において施された上記 2 つの調整は予めなされているため、原系列をそのまま用いている。

## 「消費支出」: 日本（SNA）・ 米国（NIPA）

家計及び対家計非営利団体の消費支出系列を合算した。

## 「家計可処分所得」「国民可処分所得」：日本（SNA）・米国（NIPA）

家計及び対家計非営利団体の貯蓄系列に両系列の消費支出を合算した。国民可処分所得は、家計可処分所得に、非法人企業、金融機関、政府の貯蓄系列、政府消費支出を合算した。

## 「労働所得」: 日本 (SNA)

<68SNA>

日本の税引後労働所得＝雇用者所得－直接税－社会保障負担＋営業余剰＋

損害保険金+社会扶助金+その他の経常移転(受取)-損害保険純保険料-

罰金および強制的手数料－その他の経常移転(支払)+社会保障給付+

対家計民間非営利団体への経常移転

<93SNA>
- Personal current transfer payments （個人の移転支払）

日本の税引後労働所得＝雇用者報酬－所得・富等に課される経常税－社会負担＋営業余剰・混合所得(純)＋非生命保険金＋社会扶助給付＋

米国の税引後労働所得（YL）=Wage and salary disbursements（賃金・俸給）+ Supplements to wages and salaries（付加給付）

- Contributions for government social insurance （社会保险抛出）

- Personal current taxes （所得税）

「純金融資産」：日本（SNA）・米国『Flow of Fund Accounts』(FRB)

日本では、1968年から2003年までは、SNAにおける「制度部門別ストック勘定」より入手可能である。1955-1967年については、日本銀行『資金循環勘定』より、毎年の純金融資産額の伸び率を求め、同変化率を用いてSNA系列を延長した。米国では、1959年から2003年までは、FRBから入手可能である。1955-1958年については、Mitchell『International Historical Statistics: The Americans 1750-2000』(Finance G4)より入手した。