Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
パネル C：前提 2 (国内債券の期待リターンを市場金利益みに引き下げた場合)での結果 (所得代替率が 50% に達した場合に給付調整を終了する場合)

基本P候補	P2-1	P2-2	P2-3	P2-4	P2-5
債券のみ	分科会の基本P類似	厚労省試算前提利回り	P32同じ期待リター
給付調整終了年τ	平均標準偏差1%タイル5%タイル25%タイル75%タイル95%タイル	2033920132016202720392051	2032920132016202620382049	202910201420362047	2024122010201320332044	2022122010201220312043
給付調整終了時モデル所得代替率φ(τ)	平均標準偏差1%タイル5%タイル25%タイル75%タイル95%タイル	49.6%1.3%47.5%48.3%49.1%49.8%50.2%	49.8%1.5%47.6%48.3%49.1%49.9%52.9%	50.8%2.5%47.6%48.4%49.3%52.0%55.9%	52.3%3.3%47.9%48.7%49.6%54.7%58.4%	53.0%3.5%48.0%48.8%49.8%55.4%58.9%
積立度合(2015年)ψ(2015)	平均標準偏差1%タイル5%タイル25%タイル75%タイル95%タイル	3.60.62.32.73.13.94.41.11.82.73.13.24.25.0	3.70.72.32.73.13.24.25.0	3.91.11.82.33.14.65.9	4.01.51.41.94.96.9	4.11.81.22.85.07.4
積立度合(2030年)ψ(2030)	平均標準偏差1%タイル5%タイル25%タイル75%タイル95%タイル	4.41.11.82.73.75.16.3	4.91.41.82.73.95.87.4	5.32.21.42.33.86.59.3	5.63.10.91.93.57.111.8	5.73.70.71.63.37.312.9
積立度合(2050年)ψ(2050)	平均標準偏差1%タイル5%タイル25%タイル75%タイル95%タイル	2.01.4-1.10.01.12.84.4	2.82.0-1.20.11.53.96.3	3.53.2-1.9-0.41.35.09.5	4.05.1-2.4-1.00.75.613.9	4.26.2-2.6-1.40.45.916.2

注：上記図表は、短期資産の期待リターンを1%とし、国内債券の期待リターンを市場金利並みに引き下げた前提2を利用し、所得代替率が50%に達した場合に給付調整を終了する場合での、本稿ALMモデルによる分析結果である。給付調整期間終了年(単位年)は式(15)、給付調整期間終了時モデル所得代替率 $ \phi(\tau) $ は $ \tau $ 時点の式(11)の値。積立度合(単位倍)は式(14)。シミュレーション回数は3000回。厚労省試算では、給付調整終了年は2023年、給付調整終了時の所得代替率は50.2%、積立度合は3.9倍(2015年)、5.2倍(2030年)、4.5倍(2050年)と試算している。
図表 3-1 のパネル A とパネル B でも明らかなように、P1（債券のみ）と、P3（運用分科会の基本 P）を比較した場合、この2つの所得代替率と積立度合の差はそれほど大きくない。P1 での給付調整期間終了時の所得代替率の平均値は 50.7%、積立度合の平均値は 3.9 倍（2015 年）、5.5 倍（2030 年）であり、リスクの少ない国内債券のみの運用でも、所得代替率の 50% 確保は可能であるし、積立度合は P3 と比較して大差はない。P1 の積立度合 5% タイル値は 3.0 倍（2015 年）、3.5 倍（2030 年）であり、財政状態に関するリスクも P3 と比較して大きな違いはない。しかし、運用収益が少ないため、給付調整期間の終了は、2023 年（P3）に対して 2030 年（P1）に遅れ、2050 年の積立度合の平均値も低下する。P1（債券のみ）で運用した場合には、マクロ経済スライドによる給付調整期間の終了が遅れること、所得代替率が 50% を上回る可能性は低いこと、株価上昇や為替の円安などの時に高いリターンが獲得できなくなること、を受け入れれば、国内債券のみで運用したとしても、所得代替率 50% 確保や、財政の健全性などの目標は達成できる可能性が高い。しかし、この結果は、債券の期待リターンを 3.0% とした場合の結果であり、期待リターンがこれよりも低い場合には結果は異なる（後述） $ ^{34} $ 。

P4 や P5 では、リスクをとって運用した分、平均的には給付調整期間の終了が早くなり、所得代替率や積立度合を高く維持できるが、積立度合の変動性は大きくなる。予想を上回る運用收益を獲得できた場合は、所得代替率は現在とそれほど変わらない水準を維持し $ ^{35} $ 、積立度合は現在より高まる可能性がある。しかし、運用が低迷した場合などには、積立度合の1％タイル値は、P4は-0.3倍（2050年）P5は-1.0倍（2050年）となり、積立金が枯渇する可能性もある。

今回の改革では、所得代替率の50%確保が明言され、財政が均衡する前に所得代替率が50%を下回った場合は、財政健全化の途中であっても給付調整が終了する。本稿では、積立金を取り崩すことによって支出を補うと仮定しているため、所得代替率の50%確保は、積立度合のリスクとして観察される。これに対して、図表3-2のパネルBは、前提1の下で、所得代替率が50%以下となっても、財政バランスが均衡するまで給付調整を続けた場合の結果である。分析したどのポートフォリオでも、平均的には所得代替率は50%が確保
される見通しであるが、所得代替率にもリスクがあることがわかる。所得代替率の1％タイル値は、43.1%(P1)、43.9%(P3)となり、50％を大幅に下回る可能性がある。2030年程度までは、所得代替率が50％に達していないので、給付調整を継続するか、あるいは50％で停止するかの違いで、積立度合に大きな変化はない。しかし、年金財政が均衡するまで給付水準が引き下げられる分、支出が減少するので、長期的な積立度合はパネルAと比較して改善する。

前節で指摘したとおり、運用分科会で前提とした国内債券の期待リターン(=3.0%)と短期資産の期待リターン（=2.0%）は、現在の市場金利と比較して高めである。そのため、積立度合等のリスクを過少評価している可能性がある。そこで、前提2として、短期資産の期待リターンと国内債券の期待リターンを市場金利並みに引き下げて分析を行った。短期資産の期待リターンは物価上昇率（=1%）と等しいと仮定した。短期資産のリターンと物価上昇率とのスプレッドは、歴史的には2%前後であったが、最近の10年間では、短期金利と物価上昇率は、共にゼロ近辺で低位安定していることから、スプレッドはゼロに近い。物価上昇率と短期資産の期待リターンが等しいという仮定は、現実的なものと言える $ ^{36} $ 。これ以外の資産の期待リターンは、ビルディング・プロック方式を利用し、短期資産の期待リターンに運用分科会の前提（前提1）から算出した $ ^{37} $ リスクプレミアムを上乗せする方法で推計した $ ^{38} $ 。図表3-2のパネルCは、前提2を用いて有効フロンティアを導出し、その上にある4つの基本P候補(P2-2～P2-5)と、債券のみで運用した場合（P2-1）について給付調整終了年τ、所得代替率φ(τ)、積立度合ψ(t)を分析した結果である。

P2-2（運用分科会の基本 P とほぼ同じ資産配分）は、各証券の期待リターンが低下するため、パネル A の P3（運用分科会の基本 P）と比較して、2015 年や 2030 年の積立度合は約 1 倍程度低下する。また、給付調整期間の終了が平均で 9 年遅れることにより、所得代替率が 50% を上回る可能性は低下する。また、長期的な積立度合（2050 年）は、さらに低下する。P2-1（債券のみ）も同様な結果となった。積立度合は中期的（2015 年、2030 年）には、パネル A の P1（債券のみ）と比較して大差は無いが、長期的（2050 年）に見ると、1.5～2.0 倍程度低下する。また所得代替率が 50% を上回る可能性は非常に低くなる。このように、運用リスクを排除して国内債券のみで運用したとしても、期待リターンが市場金利並みであった場合には、財政的な健全性の確保は難しいことがわかる。十分な運用収益が得られ
ないため、物価上昇率や賃金上昇率の変動によって支出が増加した場合には、財政状態が悪化する可能性が残る。前提2（パネルC）では、国内債券の期待リターンが引き下げられた分、前提1（パネルA）と同じ期待リターンを達成するためには、国内株式や外国株式などのよりリスクのある証券への配分比率を高める必要がある。そのため、同じ期待リターンを達成するP2-4とP2や、P2-5とP3を比較した場合、給付調整期間終了年や積立度合の平均値には大きな違いはないが、下方リスクはかなり高まる。例えば、P2-5では、積立度合の1%タイル値は、1.2倍（2015年）、0.7倍（2030年）、-2.6倍（2050年）となり、P3と比較して1.0～2.5倍程度低下し、健全性に関するリスクが高まることがわかる。特に、厚生労働省年金局数理課(2005)のp.17では、「今回の年金改革で、概ね100年における財政の均衡を確保できる」とあるが、本稿の推計結果は、2015年の積立度合は2倍程度に低下する可能性があり、また、2050年の積立度合の1%タイル値や5%タイル値がマイナス、すなわち、積立金が枯渇する可能性もあることを示している。そのため、比較的早い時期に、再び大きな年金改革（給付削減や保険料引き上げなど）を行わざるを得ない場合もありうることが示唆される $ ^{39} $ 。

年金改正法では、所得代替率が50％に達した場合に給付調整を終了することになっている。しかし、実際には、所得代替率が50％近くまで低下した場合の対応策については十分に検討されていない。積立金運用にP3（運用分科会の基本P）を採用した場合、図表3-1のパネルAにある所得代替率の5％タイル値を見ると、所得代替率が50％に達するのは、早ければ2015年頃だと推計される。また、このような場合には、年金財政状態が悪化していると考えられる。所得代替率が50％近くに達した際の対応策としては、図表3-2のパネル1で仮定した積立金の取り崩し以外に、(1)保険料率上限の引き上げ、(2)国庫負担率の引き上げ、(3)支給開始年齢の引き上げ、(3)リスクはあるが期待リターンが高い資産配分への変更、(4)給付水準の引き下げ、などが考えられる。このうち、保険料率の引き上げ（引き下げ）が、給付調整期間や財政状態に与える影響を分析したのが図表3-3である。これは、各基本Pで段階保険料率の上限を1％引き上げた場合の影響を分析したものである $ ^{40} $ 。保険料の上限を1％引き上げ19.3％とした場合には、給付調整の終了年は10～12年程度早くなり、給付調整終了時の所得代替率は高止まりする。ほとんどの場合、所得代替率が50％に達する前に給付調整は終了する。一方、積立度合は、上限を法律どおり（18.3%）とした場合と比較して大きな差はない。保険料率の上限を1％引き上げることは、現在の受給者に有利である。
図表 3-3：保険料の上限を±1%した場合の分析結果

(前提 1を利用、所得代替率が 50% に達した場合に給付調整を終了する場合)

P1	P3	P5
保険料率の上限	目標	指標	債券のみ	分科会の基本P	リスキー配分
上限をプラス1%(19.3%)	給付調整終了年τ	平均標準偏差95%タイル	20189.82038	20126.82031	20115.12014
給付調整終了時所得代替率φ(τ)	平均標準偏差5%タイル	54.12.3%50.2%	55.72.4%52.3%	56.12.5%52.6%
積立度合(2050年)ψ(2050)	平均標準偏差5%タイル	4.11.61.9	4.42.51.3	5.34.10.5
上限は法律どり(18.3%)	給付調整終了年τ	平均標準偏差95%タイル	20309.42047	202311.12043	201710.62041
給付調整終了時所得代替率φ(τ)	平均標準偏差5%タイル	50.72.3%48.5%	52.52.9%48.9%	54.23.0%49.3%
積立度合(2050年)ψ(2050)	平均標準偏差5%タイル	3.91.81.4	4.42.31.4	4.73.70.3
上限をマイナス1%(17.3%)	給付調整終了年τ	平均標準偏差95%タイル	20339.32049	20319.42048	202711.12046
給付調整終了時所得代替率φ(τ)	平均標準偏差5%タイル	49.61.4%48.3%	50.22.1%48.4%	51.52.9%48.6%
積立度合(2050年)ψ(2050)	平均標準偏差5%タイル	2.41.8-0.1	3.42.40.1	4.03.7-0.5

注：上記図表は、保険料固定方式での保険料率の上限をプラス1%（上限保険料率を19.3%）マイナス1%（上限保険料率を17.3%）とした場合の結果である。前提1（運用分科会と同じリスク・リターンの仮定）を利用し、所得代替率が50%に達した場合に給付調整を終了する場合での結果である。保険料率の上限を引き上げた場合、給付調整終了年は早くなり、給付調整終了時の所得代替率は高止まりする。ほとんどの場合に所得代替率が50%に達する前に給付調整は終了する。積立度合は、上限を法律どおり（18.3%）とした場合と比較して大きな差はない。
## 4 ．結論と政策インプリケーション

本稿は、保険料固定方式とマクロ経済スライドの下で、積立金運用での基本 P の選択により、給付調整期間、所得代替率、積立度合に生じるリスクの程度を明確にした。運用分科会が選定した基本 P は、平均的には、給付水準と財政の健全性に関する目標を達成できるが、積立度合は 2 倍前後に低下する懸念もあり、財政の健全性は予想より悪化する可能性もある。その場合には、給付削減や保険料率上限の引き上げなどの年金改革を再び行わざるを得ない。積立金をリスクの低い債券のみで運用した場合、給付調整の終了が遅れることなどの一定の条件を受け入れれば、給付水準や健全性の目標は達成可能であることが確認できた。しかし、国内債券や短期資産の期待リターンが現在の市場金利並みであると考えた場合には、国内債券のみによる運用は、積立金変動のリスクは低まるが、運用収益が低いために、財政の健全性を損なう可能性もある。積立金運用の中心となる国内債券の期待リターンが低いため、厚労省試算の前提利回りを達成するには、よりリスキー資産配分を行う必要があり、積立度合の下方リスクは高まる結果となった。

運用リスク管理においては、まず、リスクの所在を明らかにし、リスクの負担と、リターンに対する期待を明確にすることが重要である。これまでの年金改革では、このようなリスク管理の側面が不十分であった。そのため、被保険者や受給者はリスクに過剰反応し、年金制度が破綻するのではないかという不安が高まった。今後、公的年金に関するリスクをどのように情報公開していくのか、環境整備が望まれる。

これまでは、年金制度の設計、年金財政の検証とともに、株式等への資産配分の決定（基本 P の選定）は、審議会への諮問・答申を経て厚生労働大臣が決定し、実際の運用は年金資金運用基金が行っていたが、2006 年の 4 月より年金積立金運用の改革が実施され、年金制度の設計や年金財政の検証はこれまでどおり厚生労働大臣が行うが、基本 P の選定は、年金積立金管理運用独立行政法人の中にある運用委員会で行われることになった。基本 P の選定プロセスは、まず、年金制度の設計段階で、積立金の運用利回りや給付調整期間を仮定して財政検証を行い、その後、基本 P を選択するという、これまでと同様な 2 段階方式の選定プロセスとなることが予想される。しかし、本稿が指摘したように、基本 P の選定自体が、給付水準や財政の健全性に大きな影響を与える。年金制度の設計、基本 P の選択、年金財政の検証は、同時に行われるべきものであり、2 段階方式では適切なリスクの分析は行えない。積立金管理運用独立行政法人による基本 P 選定と、厚労省による年金制度設計とが、密接に連携できる仕組みを構築することが非常に重要である。

マクロ経済スライドは、財政悪化時に給付水準を引き下げることにより、財政を自動的に安定化させる機能が内在されている。しかし、年金財政が一旦均衡しマクロ経済スライドが終了すると、このような安定化機能は失われる。そのため、リスクの高い運用を行う場合には、マクロ経済スライド終了後の方が財政の健全性への影響が大きいことも考えられる。そこで、給付調整期間の終了前後に資産配分を変更する方法も考えられる。この場
合には、資産配分を変更しても、財政が均衡するかを判断して、給付調整期間の終了を決定しなければならない。マクロ経済スライド終了前後の積立金運用によって、どのように年金財政を安定させるかを検討することも、新しい課題の一つである。

## 5 ．補論

#### 5.1. モデルの補足

性別を g 、年齢を表す添字を k とする。モデルでは時刻 t における被保険者の年齢の下限を 15 歳、上限は $ \bar{k}_{h}(t) $ 歳 $ ^{41} $ とする。厚生年金の被保険者数 $ H_{e}(t,g,k) $ は、2 号被保険者数 $ H_{2}(t,g,k) $ から、共済被保険者数 $ H_{m}(t,g,k) $ を控除して推計する。 $ H_{2}(t,g,k) $ は、人口 $ O(t,g,k) $ 、労働力率 $ \delta_{L}(t,g,k) $ 、労働力人口に占める 2 号被保険者率 $ \delta_{2}(t,g,k) $ より $ ^{42} $ 、

$$ H_{2}\big(t,g,k\big)\equiv O\big(t,g,k\big)\cdot\delta_{L}\big(t,g,k\big)\cdot\delta_{2}\big(t,g,k\big) $$

厚生年金の被保険者数 $ H_{e}(t) $ は、式(17)より、

$$ H_{e}(t)\equiv\sum_{g}\sum_{k=15}^{\overline{k}_{h}(t)}\big[H_{2}(t,g,k)-H_{m}(t,g,k)\big] $$

ここで、 $ H_{m}(t,g,k) $ は、厚生省年金局数理課(2000)の前提で推計する。

モデルでは時点 t における受給者の年齢の下限を $ k_{j}(t,g) $ 歳 $ ^{43} $ 、上限を 108 歳とする。受給者数 $ J(t,g,k) $ は、死亡率 $ d(t,g,k) $ を使い、

$$ J(t,g,k)\equiv J(t-1,g,k-1)\cdot(1-d(t,g,k)) $$

時点 t での新規受給者数 $ J(t,g,\underline{k}_{j}(t,g)) $ は、性別と生年により受給開始年齢が段階的に引き上げられることを考慮するため、待機者 $ T(t,g,k) $ という変数を利用する。待機者は 60～65 歳までのうち受給開始年齢に達していない者で、上限を $ \underline{k}_{j}(t,g)-1 $ 歳とする。 $ T(t,g,k) $ は、

$$ T(t,g,k)\equiv T(t-1,g,k-1)\cdot(1-d(t,g,k)) $$

$ f(t) $ を厚生年金の全受給者のうち、老齢年金受給者の割合とする。60歳の待機者は、

$$ T(t,g,60)\equiv f(t)\cdot H_{e}(t-1,g,59)\cdot(1-d(t,g,60)) $$

とする。従って新規受給者数は、受給開始年齢1歳前の待機者Tと死亡率dを利用して、

$$ J(t,g,\underline{k}_{j}(t,g))\equiv T(t-1,g,\underline{k}_{j}(t,g)-1)\cdot(1-d(t,g,\underline{k}_{j}(t,g))) $$

$ W(t,g,k) $ を被保険者の一人当たり報酬額とする。 $ W(t,g,k) $ は、1 時点前の報酬額に、加斷による定期昇給を表す昇給指数 $ I(g,k) $ と、名目賃金上昇率 $ z(t) $ より、

$$ W(t,g,k)\equiv W(t-1,g,k-1)\cdot(1+z(t))\cdot I(g,k)/I(g,k-1) $$

$ R(t,g,k) $ を新規裁定年金額 $ P(t,g,\underline{k}_{j}(t,g)) $ を算出するために利用する累積報酬額とする。

$ R(t,g,k) $ は、退職以前では昨年度の累積報酬額 $ R(t-1,g,k-1) $ を新規裁定スライド率 $ \beta(t) $
で再評価し、今年度の報酬額 $ W(t,g,k) $ を加える。退職後は報酬額をゼロとする。つまり、

$$ R(t,g,k)\equiv\left\{\begin{aligned}R(t-1,g,k-1)\cdot\left(1+\beta\big(t\big)\right)+W\big(t,g,k\big),\quad&k=21,\cdots,\overline{k}_{h}\left(t\right)\\ R(t-1,g,k-1)\cdot\left(1+\beta\big(t\big)\right),\quad&k=\overline{k}_{h}\left(t\right)+1,\cdots,\underline{k}_{j}(t,g)-1\end{aligned}\right. $$

式(23)の上段は退職以前、下段は退職後の累積報酬額である。20歳の累積報酬額は20歳の報酬額とし、20歳未満はゼロとする。新規に裁定される一人当たり年金単価$P(t,g,\underline{k}_{j}(t,g))$ は、法令によって既定された給付乗率$\kappa(t,g,\underline{k}_{j}(t,g))$ と、式(23)より、

$$ P(t,g,\underline{k}_{j}(t,g))\equiv R(t,g,\underline{k}_{j}(t,g))\cdot\kappa(t,g,\underline{k}_{j}(t,g)) $$

式(12)の保険料収入 $ U(t) $ は、式(22)の報酬額 $ W\left(t,g,k\right) $ 、式(18)の厚生年金の被保険者数 $ H_{e}(t,g,k) $ 、今回の改正による段階保険料率 $ h(t) $ より、

$$ U(t)\equiv h(t)\cdot\sum_{g}\sum_{k=15}^{\overline{k}_{h}\left(t\right)}W(t,g,k)\cdot H_{e}(t,g,k) $$

式(19)の受給者数 $ J\left(t,g,k\right) $ 、一人当たり年金単価を $ P\left(t,g,k\right) $ 、老齢年金以外の（通算、障害、遺族）年金を考慮するための調整率を $ j\left(t\right) $ とすると $ ^{44} $ 、年金給付支出 $ B(t) $ は、

$$ B(t)\equiv j(t)\cdot\sum_{g}\sum_{k=\underline{k}_{j}(t,g)}^{108}P(t,g,k)\cdot J(t,g,k) $$

ここで $ P(t,g,k) $ は、既裁定スライド率 $ \alpha(t) $ より、

$$ P(t,g,k)\equiv P(t-1,g,k-1)\cdot(1+\alpha(t)) $$

式(12)の基礎年金拠出金 $ K(t) $ を推計するため、3 号被保険者数 $ H_{3}(t) $ 、1 号被保険者数 $ H_{1}(t) $ 、基礎年金の総給付額 $ B_{K}(t) $ を定義する。 $ H_{3}(t) $ は、異性 $ g^{c} $ の 2 号被保険者数 $ H_{2}(t,g^{c},k) $ に、異性の 2 号被保険者に対する 3 号被保険者率 $ \delta_{3}(g,k) $ を乗じて累計した、

$$ H_{3}(t)\equiv\sum_{g}\sum_{k=15}^{60}H_{2}(t,g^{c},k)\cdot\delta_{3}(g,k) $$

1 号被保険者数 $ H_{1}(t) $ は、

$$ H_{1}(t)\equiv\sum_{g}\sum_{k=20}^{60}H_{1}(t,g,k) $$

ただし、 $ H_{1}(t,g,k) $ は、人口 O より 2 号被保険者数 $ H_{2} $ 、3 号被保険者数 $ H_{3} $ を控除したものに、未加入率 $ 1-\delta_{1}(t) $ を乗じて、

$$ H_{1}(t,g,k)\equiv(O(t,g,k)-H_{2}(t,g,k)-H_{3}(t,g,k))\cdot(1-\delta_{1}(t)) $$

基礎年金の総給付額 $B_{K}(t)$ は、基礎年金の一人当たり単価 $P_{K}(t)$ に、基礎年金の受給者数を
乗じて推計する。 $ P_{K}^{(n)}(t) $ を新規裁定分の基礎年金の単価とすると $ ^{45} $ 、

$$ \begin{aligned}&P_{K}^{(n)}(t)\equiv P_{K}^{(n)}(t-1)\cdot(1+\beta(t))\\&P_{K}(t)\equiv0.95\cdot P_{K}(t-1)\cdot(1+\alpha(t))+0.05\cdot P_{K}^{(n)}(t)\\ \end{aligned} $$

基礎年金の支給開始年齢の段階的引き上げを考慮するため、時点tにおける基礎年金受給者の年齢の下限を $ k_{K}(t) $ 歳 $ ^{46} $ 、上限は108歳とする。基礎年金の受給者数は、人口Oに基礎年金受給者比率 $ \delta_{K}(t) $ を乗じて推計を行う。 $ B_{K}(t) $ は、

$$ B_{K}(t)\equiv P_{K}(t)\cdot\sum_{g}\sum_{k=\underline{k}_{K}(t)}^{108}O(t,g,k)\cdot\delta_{K}(t) $$

従って、基礎年金拠出金 $ K(t) $ は、式(18)、式(28)-(31)より、

$$ K(t)\equiv(H_{e}(t)+H_{3}(t))/(H_{1}(t)+H_{e}(t)+H_{3}(t)+H_{m}(t))\cdot B_{K}(t) $$

また、基礎年金の国庫負担額 $ G(t) $ は、既定の基礎年金国庫負担率を $ \delta_{G}(t) $ とすると、

$$ G(t)\equiv\delta_{G}(t)\cdot K(t) $$

式(13)の有限均衡方式に基づく厚生年金の収支バランス差 $ F(t) $ を算出する際に必要な、有限均衡方式における年金給付現価 $ B^{(PV)}(t) $ は、

$$ B^{(PV)}(t)\equiv\sum_{j=t}^{t+96}\overline{B}(j)/\left(1+\mu_{i}\right)^{j} $$

ここで、$\bar{B}(t)$ は、物価上昇率を $\theta_{x}(=1.0\%)$ 、実質賃金上昇率を $\theta_{y}(=1.1\%)$ として推計される確定的シミュレーションでの年金支出で、具体的には、式(26)の $B(t)$ で、受給者数 $J(t,g,k)$ は同じものを利用し、年金単価 $P\left(t,g,k\right)$ は、既裁定スライド率 $\alpha(t)$ や新規裁定スライド率 $\beta(t)$ を使うのでなく、既裁定スライド率として $\theta_{x}$ 、新規裁定スライド率として $\theta_{y}$ を利用して再評価する。$\mu_{i}$ は基本 P 候補 $i$ の期待リターンである。ネット基礎年金拠出金現価 $K^{(PV)}(t)$ は、

$$ K^{(P V)}(t)\equiv\sum_{j=t}^{t+96}(1-\delta_{G}(t))\cdot\overline{K}(j)/(1+\mu_{i})^{j} $$

ここで、\delta_{G}(t) は基礎年金国庫負担率であり、\bar{K}(j) は、式(30)の \alpha(t) の代わりに \theta_{x}、\beta(t) の代わりに \theta_{y} を利用して推計した確定的な基礎年金単価に基づく基礎年金拠出金である。保険料収入現価 $ ^{47} $ は、

$$ U^{(P V)}(t)\equiv\sum_{j=t}^{t+95}U(j)/(1+\mu_{i})^{j} $$
本稿では、毎年、ロール・オーバー $ ^{48} $ しながら財政が均衡するか確認している。

#### 5.2. 使用したデータ

人口 $ O(t,g,k) $ は、厚労省試算に従い、国立社会保障・人口問題研究所『日本の将来推計人口(平成14年1月推計)』の中位推計を用いた。このデータは2100年までの推計なので、それ以降2150年までは筆者が推計した $ ^{49} $ 。労働力率 $ \delta_{L}(t,g,k) $ は、2001年は総務省統計局『労働力調査報告』、2005年以降は厚労省職業安定局『労働力人口の推移推計(2002年7月)』による。この推計は2025年までのものであるが、それ以降は一定とした。だだし、このデータは年齢が5歳刻みであるため、企業年金の数理計算で一般的に用いられる方法で、5歳ごとを1歳ごとデータに補完して使用している。また、実績データが2000年、見通しが2010年、2025年の3時点の推計しかないため、1年ごとのデータに補完している。労働力人口に対する第2号被保険者率 $ \delta_{2}(t,g,k) $ は、社会保障審議会年金数理部会資料にある、2000年、2001年の厚生年金と各共済の被保険者数を、上記の人口と労働力率から推計した労働力人口（5歳刻み）で除して求めている $ ^{50} $ 。2002年の被保険者数は1999～2001年の平均を用いて推計した。2003以降は、厚生省(1999)のp142-143と同様に、第2号被保険者率が次第に高まると仮定した。具体的には、男性は35歳までは2003年の率が継続し、35歳以降は2003年の35歳の率が継続すると仮定した。女性は、男性の改善分だけ率が改善する（最大50%）と仮定した。異性の第2号被保険者数に対する第3号被保険者率 $ \delta_{3}(t,g,k) $ は、上記の数理部会資料にある2002年の第3号被保険者数を、上記で求めた異性の2号被保険者数で除して推計した。この時、夫婦は同じ年齢階級と仮定した $ ^{51} $ 。2003年以降は、各年齢で2003年の率が続くと仮定した。共済被保険者数 $ H_{m}(t,g,k) $ は、厚生省(1999)のp144に従い、2025年までは一定とし、2025年以降は被用者年金全体の被保険者数と同じ傾向で変化すると仮定した。報酬額 $ W(t,g,k) $ の初期値は、労働政策研究機構の2001年賃金構造基本統計調査（賃金センサス）の「きまって支給する現金給与額（2000年、産業計・学歴計）」を、5歳刻みを1歳ごとに補完している。累積報酬額 $ R(t,g,k) $ の初期値は、まず、1985～2000年の賃金センサスの「きまって支給する現金給与額（産業計・学歴計）」を法令で決まる評価率で2000年価格に再評価し $ ^{52} $ 、再評価後の報酬額（5歳刻み）を1歳ごとに補完して、20～59歳まで各年齢で累積を行う。この59歳の累積報酬額に、法令で既定される給付乗率 $ \kappa(t,g) $ を乗じて算出される2000年の60歳の年金額が実績値と一致するように、上記で推計した累積報
酬額を定数倍した $ ^{53} $ 。昇給指数 $ I(k) $ は、上記 2001 年賃金センサスの「きまって支給する現金給与額（2000 年、産業計・学歴計）」を 1 歳ごとに補完したものを、20 歳を 1 として指数化した。保険料率 $ h(t) $ は 2004 年より毎年 0.354% 増加し、2017 年以降は 18.3% で固定する。受給者 $ J(t,g,k) $ の初期値は、社会保险庁『事業年報(平成 12 年度)』に掲載の年齢別受給者数を用いた。年金額 $ P(t,g,k) $ の初期値は、社会保险庁『事業年報(平成 12 年度)』に掲載の年齢別平均年金額を用いた。ただし、 $ P(t,g,k) $ は報酬比例部分の年金単価であるので、ここから基礎年金平均月額を控除している $ ^{54} $ 。

#### 5.3. パラメータ推定

物価上昇率は消費者物価指数、実質賃金上昇率は名目賃金上昇率（製造業、現金給与）から物価上昇率を引いた 1981～2005 年までの年次データを利用した。式(3)の物価上昇率 $ x(t) $ は、AR(1)モデル

$$ x(t)=a_{x}+b_{x}\cdot x(t-1)+c_{x}\cdot\varepsilon_{x}(t) $$

で表せる。ただし、

$$ a_{x}\equiv\theta_{x}\cdot\frac{1-\exp\left(-\lambda_{x}\right)}{\lambda_{x}},\quad b_{x}\equiv\exp\left(-\lambda_{x}\right),\quad c_{x}\equiv\sigma_{x}\left(\frac{1-\exp\left(-\lambda_{x}\right)}{\lambda_{x}}\right)^{1/2} $$

同様に、式(4)の実質賃金上昇率 $ y(t) $ は、

$$ y(t)=a_{y}+b_{y}\cdot y(t-1)+c_{y}\cdot\varepsilon_{y}(t) $$

ただし、

$$ a_{y}\equiv\theta_{y}\cdot\frac{1-\exp\left(-\lambda_{y}\right)}{\lambda_{y}},\quad b_{y}\equiv\exp\left(-\lambda_{y}\right),\quad c_{y}\equiv\sigma_{y}\left(\frac{1-\exp\left(-\lambda_{y}\right)}{\lambda_{y}}\right)^{1/2} $$

まず、物価上昇率、実質賃金上昇率が定常であることを確認するために、帰無仮説 $ b_{x}=1 $ 及び $ b_{y}=1 $ を検定するDickey-Fullerテスト $ ^{55} $ を行ったが、物価上昇率、実質賃金上昇率とも帰無仮説は棄却 $ ^{56} $ され、定常であることが確認された。そこで、過去25年の年次データ $ ^{57} $ を利用し、OLSで式(37)及び(39)のパラメータを推定した。ただし、定数 $ a_{x} $ と $ a_{y} $ は有意ではなかったので、定数なしのOLSで推定した。次に、式(37)及び(40)より、
$$ \begin{aligned}\lambda_{x}&=-\exp(b_{x}),\quad\sigma_{x}=(2\ln(b_{x})/(1-b_{x})\cdot c_{x}^{2}\\\lambda_{y}&=-\exp(b_{y}),\quad\sigma_{y}=(2\ln(b_{y})/(1-b_{y})\cdot c_{y}^{2}\end{aligned} $$

としてパラメータを推定した。

## 参考文献

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北村智紀（2004），『年金ALMとリスク・バジェッティング』，朝倉書店．

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ジョン・ハル，東京三菱銀行金融商品開発部訳（2001），『ファイナンシャル・エンジニアリング』，金融財政事情研究会

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高山憲之，山口光太郎（1998），「年金財政の将来予測」，『経済研究』，Vol.50 No.3，pp.249-258.

八田達夫，小口登良（1999），『年金改革論 - 積立方式へ移行せよ -』，日本経済新聞社
# 雇用主の性別役割意識に関する実証分析 $ ^{*} $

一雇用主が持つのは「好みによる差別」意識か、「固定観念」か

安田 宏樹**

## <要約>

本稿では、我が国で女性の活躍が進展しない背景に関して、雇用主の女性に対するどのような嗜好がその背景に存在するのかについて検証を行った。

まず、「知事候補の女性に投票するか否か」という設問を基に雇用主の女性に対する「好みによる差別」意識を検証したところ、雇用主（経営者・役員）は女性に対する「好みによる差別」意識を持っているわけではなく、むしろ、「好みによる差別」意識は持っていない可能性を示唆する結果を得た。

次に、雇用主の女性に対する「固定観念による差別」を検証したところ、雇用主（経営者・役員）は、他の職位にある者に比べて固定観念を強く持っていることが示された。また、雇用主は特に「夫は外で働き、妻は家庭を守るべきだ」、「妻にとっては、自分の仕事をもつよりも、夫の仕事の手助けをする方が大切である」という固定観念を強く持つ傾向にあることが分かった。

最後に、雇用主の固定観念と実際の女性割合との相関関係を算出したところ、「夫に充分な収入がある場合には、妻は仕事をもたない方がよい」、「夫は外で働き、妻は家庭を守るべきだ」、「母親が仕事をもつと、小学校へ上がる前の子どもによくない影響を与える」という固定観念を強く持つ雇用主がいる企業ほど女性割合が低く、雇用主が持つ固定観念が女性の過少雇用につながっている可能性がうかがえた。

本稿の分析結果から、我が国で観察される雇用主の女性に対する非合理的差別は、雇用主の女性に対する「固定観念による差別」から生じている可能性が示唆される。

JEL Classification Number : J16、J70、J71

Key Words：雇用主、性別役割意識、嗜好による差別
# Empirical Analysis of Employer’s Gender Role Attitudes

By Hiroki YASUDA

## Abstract

In this paper, we examine employer’s sex discrimination. Especially, we try to distinguish employer’s discrimination between employer’s taste-based discrimination and stereotypes of gender role attitudes. Using Japanese General Social Surveys (JGSS), this paper examines whether employer (executive of a company or a corporation) has taste-based discrimination or gender role attitudes. From our analyses, we provide some evidence as follows. First, employer does not have a taste-based discrimination measuring by a questionnaire “if a woman runs for governor, will you vote for her if she is qualified for the job?” Second, employer has strong stereotypes of gender role attitudes. Third, employer has strong gender role attitudes that are “a husband’s job is to earn money; a wife’s job is to look after the home and family” and “it is more important for a wife to help her husband’s career than to have one herself.” Finally, it has strong relationship between employer’s gender role attitudes (“if a husband has sufficient income, it is better for his wife not to have a job,” “a husband’s job is to earn money; a wife’s job is to look after the home and family,” and “it is more important for a wife to help her husband’s career than to have one herself”) and proportion of female employees at employer’s workplace. This paper implies that background of sex discrimination in Japanese labor market exists on employer’s gender role attitudes.

JEL Classification Number : J16, J70, J71

Key Words : Employer, Gender Role Attitudes, Taste-based Discrimination
### 1. はじめに

本稿の目的は、我が国で女性の活躍が進展しない背景に関して、雇用主の女性に対するどのような意識がその背景に存在するのかについて検証することである。

日本の労働市場において女性の活躍が進展していないことは広く知られている。まず、内閣府『平成22年版男女共同参画白書』から女性の男性に対する相対賃金と役職別管理職に占める女性割合を見ると、2009年時点で男性一般労働者を100とした場合の女性一般労働者の給与水準は69.8であり（一般労働者のうち、正社員・正職員に限ると72.6）、年々日本の男女間賃金格差は縮小傾向にあるものの、依然大きな水準である $ ^{1} $ 。

また、役職別管理職に占める女性割合を見ると、2009年において民間企業の係長相当職が13.8%、課長相当職が7.2%、部長相当職が4.9%となっており、こちらも長期的には上昇傾向にあるものの、女性が労働市場で充分に活躍できているとは言い難い状況にある $ ^{2} $ 。次に、国連開発計画（UNDP）が1995年から発表しているジェンダー・エンパワーメント指数（Gender Empowerment Measure : GEM） $ ^{3} $ を見ると、日本のGEM（2009年）は0.567で測定可能な109カ国中57位であった。これは1995年の調査開始以来、最も低い順位であった2008年の58位からは1つランクが上昇したものの、国際比較で見ると日本における女性の活躍は相対的に低下傾向にある $ ^{4} $ 。

このように日本の労働市場において女性の活躍の度合いが低い背景を経済学的に考察すると、労働市場における女性へのさまざまな差別が影響していると考えられる。具体的には、雇用主の嗜好による差別 (Employer Discrimination) $ ^{5} $ 、統計的差別 (Statistical Discrimination) $ ^{6} $ などである。そして、この中でも近年研究の中心を担ってきたのは、Becker (1971) に基づく雇用主の嗜好による差別の検証である。

2 章で詳しく見るように、近年の先行研究からは、雇用主の嗜好による差別の存在を示
唆する実証結果が蓄積されている。しかしながら、雇用主の嗜好による差別で我が国の男女間の経済格差を説明することに懐疑的な研究もある。児玉・小滝・高橋（2005）、Kodama, Odaki and Takahashi（2009）は、女性の過少雇用は企業固有の風土に起因する可能性を指摘しており、川口（2008b）は「固定観念による差別」も嗜好による差別と同じ枠組みで説明できると述べている。

このように、雇用主の非合理的な女性差別の存在は多くの研究から指摘されているが、非合理的な差別が雇用主のどのような嗜好から発生しているのかについては議論の余地がある。そこで、本稿では、我が国における女性の非合理的な差別の背景には、雇用主の「好みによる差別」意識が存在するのか、それとも「固定観念による差別」意識が存在するのかについて考察していきたい。

なお、「好みによる差別」と「固定観念による差別」に関する定義の詳細は2章で行うこととし、以下では、雇用主が女性を雇用することを嫌うことから生じる差別を「好みによる差別」、雇用主が固定観念を持っていることから生じる差別を「固定観念による差別」、そして「好みによる差別」と「固定観念による差別」の両者を合わせた雇用主の差別を「嗜好による差別」と定義することにする。

本稿で特に「好みによる差別」と「固定観念による差別」の識別に着目する理由は、川口（2008b）で指摘されているように、Becker（1971）の雇用主の嗜好による差別の理論では、「好みによる差別」と「固定観念による差別」がどちらも女性を雇用すると雇用主の効用が下がるという、同じ枠組みで説明できるためである。これまでの研究では、雇用主の嗜好による差別の存在が明らかにされているが、「好みによる差別」と「固定観念による差別」の両者は識別されてこなかった。しかしながら、「好みによる差別」と「固定観念による差別」の両者を識別することは、政策立案上、非常に大きな意義を持つ。

すなわち、女性の雇用に対する非合理的な差別が雇用主の「好みによる差別」から発生している場合、同一の賃金や能力であれば雇用主は女性を雇用することはないため、政策的な対応としては割り当て制度（quota制）の導入など、法律による数量的な女性雇用数を定めなければ雇用主による（雇用するか否かという意味での）女性差別を撤廃することは難しいと考えられる。しかしながら、quota制を導入することは、能力に関わらず女性を一定数雇用することが義務付けられるため、市場機能を歪めてしまうという副作用が生じる可能性がある。

一方、女性の雇用に対する非合理的な差別が雇用主の「固定観念による差別」から発生している場合、quota 制を導入する前に雇用主の固定観念を弱める法的措置や非合理的な固定観念を弱める教育、研修、広報活動などが有効に機能する可能性があり、市場機能を歪める可能性がある quota 制導入の議論を行う必要性を低下させることができると考えられる。このように雇用主の「好みによる差別」と「固定観念による差別」の両者を識別する
ことは、非常に大きな政策的意義を持つ。

ただし、厳密な意味で両者を識別することは困難であるため、次善の策として、本稿では、雇用主は「好みによる差別」意識を持つ傾向が強いのか、それとも雇用主は「固定観念による差別」意識を持つ傾向が強いのかについて全国規模のミクロデータを基に検証していきたい。

具体的には、「好みによる差別」に関しては、「知事候補の女性に投票するか」という意識を変数として使用する。また、「固定観念による差別」に関しては、性別役割意識 $ ^{8} $ に関する固定観念に着目し、雇用主は他の職位にある者と比べて固定観念を持つ傾向が強いのかについて検証する。

本稿は以下のように構成される。次の2章では、これまでの雇用主の嗜好による差別に関する先行研究を概観し、本稿の位置づけを明らかにする。続く3章では、データの紹介を行い、4章では雇用主の「好みによる差別」意識について検証する。そして、5章で雇用主の「固定観念による差別」について検証し、6章では得られた分析結果に関する考察を行う。最後に7章において本稿の分析から得られた結果についてまとめる。

### 2. 先行研究と本稿の位置づけ

本章では、雇用主の嗜好による差別に関する先行研究を概観し、さらに先行研究に対する本稿の位置づけを明らかにする。

雇用主の嗜好による差別に関しては、企業データ等を用いた市場テストによる検証と経済実験による検証の2つの方法を中心に実証研究の蓄積がある。まず、市場テストによる検証を行ったSzymanski（2000）は、イギリスのプロサッカーリーグのデータを用いて黒人差別について検証している。また、Hellerstein, Neumark and Troske（2002）は、米国の企業データを用いて企業利潤と女性比率について考察し、いずれの研究においても雇用主の嗜好による差別を示唆する結果を得ている。

次に、経済実験によって差別の検証を行った研究がある。Goldin and Rouse（2000）は、オーケストラのブラインド・オーディションが女性の合格率を高める可能性を見出しており、Fershtman and Gneezy（2001）は、イスラエルにおける人種差別の存在を明らかにしている。また、Bertrand and Mullainathan（2004）は、採用に関する黒人差別について実証している。

日本における研究では、主に市場テストによる研究が蓄積されてきており、佐野（2005）、Kawaguchi（2007）、Sano（2009）などの先行研究で、雇用主の嗜好による差別を示唆する
結果が得られている。

佐野（2005）、Sano（2009）は、日経 NEEDS に就職四季報・女子版をマッチさせたパネルデータを用いて分析を行い、中央値回帰や固定効果モデルによる推計において雇用者の嗜好による差別の存在を確認している。また、Kawaguchi（2007）は、企業活動基本調査を用いて分析した結果、OLS による推計でも固定効果推計のいずれにおいても雇用主の嗜好による差別の存在を示唆する結果を確認している。

一方、児玉・小滝・高橋（2005）、Kodama, Odaki and Takahashi（2009）は、クロスセクションデータによる分析では、雇用主の嗜好による差別が支持されるように見えるものの、固定効果モデルで企業の固有要因を除去した推計を行うと女性比率と利益率の相関が消えるため、結論としては企業固有の要因が女性比率と利益率をともに引き上げているとしている。

このように、国内外を問わず、先行研究の多くで雇用主の嗜好に基づく差別の存在が示唆されているが、女性への非合理的な差別が雇用主の好みに基づいて行われているかに関しては議論の余地がある。

川口（2008b）では、Beckerの嗜好による差別理論の実証分析では、差別が非合理的であることを証明しているものの、雇用主の好みに基づいて差別が行われていることを証明したことにはならないことや利潤を犠牲にしてでも女性を雇うことを嫌う経営者が多いとは思えないことなどを指摘している。そして、川口（2008b）では企業による非合理的な女性差別の類型として、「固定観念による差別」、偏った認識による差別、セクシャル・ハラスメント、不十分なWLB（ワーク・ライフ・バランス）施策による差別、情報不足による差別（統計的差別）の5つを挙げ、特に「固定観念による差別」はBeckerの理論モデルと同じ枠組みで説明できるとしている。すなわち、これまでの嗜好による差別の実証分析では、雇用主の「好みによる差別」と「固定観念による差別」の識別がなされてこなかったといえる。

そこで、本稿では、我が国における女性の非合理的な差別の背景には、雇用主の「好みによる差別」意識が存在するのか、それとも「固定観念による差別」意識が存在するのかについて考察していきたい。

表 2－1 雇用主の嗜好による差別の類型

好みによる差別	固定観念による差別
共通点	女性を雇用することにより雇用主の効用水準が低下する
相違点(1):差別の原因	雇用主が女性の雇用を嫌うために、女性を雇用することによって雇用主の効用水準が低下する	女性を雇用することが性別役割に関する固定観念に反する行為であるために、固定観念を持っている雇用主の効用水準が低下する
相違点(2):政策的対応	割り当て制度(quota 制)の導入	教育、研修、広報活動

(出所)筆者作成