Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
コラム 1－3－①図 短時間雇用労働者数の推移

資料出所 総務省統計局「労働力調査」

（注）1）休業者は除いている。

2）2011 年の数値は、2010 年国勢調査の確定人口に基づく推計人口（新基準）に切替え集計した、岩手県、宮城県及び福島県を除く全国の数値。

コラム 1－3－②図 短時間雇用労働者の内訳（2014年・対前年増減）

資料出所 総務省統計局「労働力調査（詳細集計）」をもとに厚生労働省労働政策担当参事官室にて作成

（注）月末1週間の労働時間が1～34時間の従業者を本図では短時間雇用労働者としている。また、調査が異なることから合計値はコラム1-3-①図の数値と合致しない。

## ●不本意非正規雇用労働者は減少傾向

このように生活スタイルに合わせた働き方として非正規雇用を選択する人がいる一方で、正規雇用の仕事がないという理由で非正規雇用を選択せざるを得ない「不本意非正規雇用労働者」といわれる人もいる。2014年平均では、男女計で不本意非正規雇用労働者は331万人おり、非正規雇用労働者のうち、男性では27.9％が、女性では13.6％が不本意非正規雇用労働者となっている $ ^{1} $ 。

それでは、経済情勢の改善を受けて、不本意非正規雇用労働者の数はどのような動きとなっ
ESRI Discussion Paper Series No.61

SNA概念による高齢者の所得・資産分布

一世帯所得・資産と等価尺度（equivalence scale）による分析一

by

浜田 浩児

September 2003

Economic and Social Research Institute

Cabinet Office

Tokyo, Japan
# SNA概念による高齢者の所得・資産分布

- 世帯所得・資産と等価尺度（equivalence scale）による分析 -

浜田浩児 $ ^{*} $
# SNA概念による高齢者の所得・資産分布

# - 世帯所得・資産と等価尺度（equivalence scale）による分析 （要旨）

浜田浩児（経済社会総合研究所）

### I. 趣旨

高齢者の所得・資産分布については多くの分析がなされているが、所得等の概念は分析に利用される統計等によってさまざまである。SNA（国民経済計算）は、所得等について客観的、体系的、かつマクロ経済と整合的な概念定義を与えるものである。また、SNAでは、賃金、財産所得等の各所得要素や消費、貯蓄、資産・負債等を家計勘定の中に体系的に位置付け、結びつけて分析できる。

したがって、全世帯合計がSNAの家計部門の計数に見合うような資産・負債等の分布統計（家計の所得階層別等の統計）に基づき、SNAベースで高齢者の所得・資産分布を分析することには重要な意義がある。国民経済計算の国際基準である93SNA自体も、分布統計が必要であると述べている。

## I I．分析手法

分布統計に基づき、分布尺度を用いて高齢者の所得、資産等の格差の把握やその構成要素による要因分解を行った。対象は高齢者（65歳以上）のいる世帯とし、高齢者個人単位の分布を見るため、世帯所得が世帯員に均等に享受されるものと考え、高齢者のいる世帯の所得等を等価尺度（equivalence scale）で除すことにより高齢者の所得等を求めた。等価尺度は、世帯人員や世帯員の年齢といった世帯の構成の相違が世帯員の生活水準に及ぼす影響に配慮したもので、等価尺度で世帯所得を除した等価所得は、世帯人員1人当たりの生活水準を表すと考えられる。等価尺度は生活保護基準に基づいて推計した。

## I II．分析結果の主要なポイント

1．1999年における高齢者の第1次所得の格差は、混合所得（総）賃金・俸給といった稼得所得や営業余剰（持ち家）（総）を中心に、1994年より拡大した。これに対し、可処分所得、調整可処分所得の格差は横ばいまたは低下している。これは、現金による社会保障給付（公的年金等）現物社会保障給付（医療保険給付）の所得再分配効果が
高まったことから、第1次所得の格差上昇の効果が相殺されたためである。また、正味資産の格差は縮小している。これについては、金融資産がウェイト（正味資産に対する構成比）の上昇により格差拡大に働いたものの、有形非生産資産（土地）が格差縮小に働いたことによる。

2．高齢者の所得・資産格差を高齢者以外も含む全体のものと比較すると、高齢者の第1次所得の格差は、営業余剰（持ち家）（総）混合所得（総）を中心に、上昇幅、水準とも全体の場合より大きい。これに対し、高齢者の可処分所得、調整可処分所得の格差の水準は全体の場合と同様であり、上昇幅が第1次所得よりかなり小さい点も同じである。これは、現金による社会保障給付のウェイト（第1次所得に対する構成比）が、高齢者では全体の場合よりも大きいことから、その所得再分配効果が拡大幅、水準とも大きいこと等による。また、高齢者の正味資産格差の縮小幅は、全体の場合よりも大きい。これは、有形非生産資産が格差縮小に働く程度が大きく、金融資産が格差拡大に働く程度が小さいこと等による。

### I V. 結び

以上のように、1999 年の第 1 次所得の格差は、稼得所得を中心に 1994 年より拡大した。これに対し、可処分所得、調整可処分所得の格差は横ばいまたは低下している。これは、現金による社会保障給付（公的年金等）と現物社会保障給付（医療保険給付）の所得再分配効果が高まったため、第 1 次所得の格差拡大が相殺されたためである。この社会保障給付の所得再分配効果には、公的年金給付の少ない高齢者が子供との同居や稼得労働を行うといった逆の因果関係の影響も含まれている可能性があるが、その影響を除いても、社会保障給付の所得再分配効果は高まっているといえる。
# Size Distribution of Income and Wealth of the Elderly on SNA (Abstract)

As the household sector as a whole is very heterogeneous, it is necessary to separate more homogeneous groups within the sector (United Nations et al. "System of National Accounts 1993" 19.9). In this paper by sub-sectors of elderly households according to size of income the income and outlay account and the balance sheet account in 1994 and 1999 are estimated on SNA.

According to these elderly sub-sector estimates, the inequality of primary income in 1999 spread from 1994, but the inequality of disposable income and adjusted disposable income did not spread so much because the redistribution effect of social security benefits increased. The differential of net worth reduced because land assets decreased.

JEL Classification: C81, D31

Keywords: SNA, elderly, distribution
# SNA概念による高齢者の所得・資産分布

- 世帯所得・資産と等価尺度（equivalence scale）による分析 -

浜田浩児（経済社会総合研究所）

## はじめに

高齢化に伴い、所得・資産格差における高齢者内格差の重要性が高まっている。また、社会保障給付の多くを高齢者向けが占めているため、高齢者の所得・資産分布の把握は社会保障を考える際にも重要である。

高齢者の所得・資産分布については多くの分析がなされているが、所得等の概念は分析に利用される統計等によってさまざまである。SNA（国民経済計算）は、所得等について客観的、体系的、かつマクロ経済と整合的な概念定義を与えるものである。また、SNAでは、賃金、財産所得等の各所得要素や消費、貯蓄、資産・負債等を家計勘定の中に体系的に位置付け、結びつけて分析できる。

したがって、全世帯合計がSNAの家計部門の計数に見合うような資産・負債等の分布統計（家計の所得階層別等の統計）を推計し、SNAベースで高齢者の所得・資産分布を分析することには重要な意義がある。国民経済計算の国際基準である93SNA自体も、分布統計が必要であると述べている（国際連合等（1993）「1993年改訂国民経済計算の体系」4.152 - 157、19.9）。

分布統計については、経済企画庁経済研究所国民所得部（現内閣府経済社会総合研究所国民経済計算部）において、1989年の所得支出について、国民経済計算の旧国際基準である68 SNAに基づく推計が行われた（浜田、佐藤（1992）、佐藤（1993））。現行国際基準である93 SNAに基づく分布統計については、浜田（2003）において、最近時点（1994年、1999年）の所得支出及び資産・負債について推計している。しかし、分布統計に基づいて、SNAベースで高齢者の所得・資産分布を分析した研究はない。

そこで、本稿では、浜田（2003）で推計した分布統計に基づいて、93 S N A ベースで高齢者の所得・資産分布の分析を行った。高齢者の所得等については、世帯所得が世帯員に均等に享受されるものと考え、高齢者のいる世帯の所得等を等価尺度（equivalence scale）で除すことにより求めた。

以下、第1章で分布統計の推計方法、推計範囲、推計結果の概要を示し、第2章で分布統計に基づいて高齢者の所得、資産等の分布を分析する。最後に、結論と課題を述べる。
分布統計は、SNAの家計勘定のうち、所得支出勘定、貸借対照表勘定について推計している。所得支出勘定は、さらに第1次所得の配分勘定、所得の第2次分配勘定、現物所得の再分配勘定、所得の使用勘定の4つの勘定に分かれる。第1次所得の配分勘定は、雇用者報酬、営業余剰、混合所得（個人企業の営業余剰のことで、事業主の労働報酬の要素も含まれるためにこう呼ばれる）財産所得等、生産に貢献した結果として受け取る所得を示す。所得の第2次分配勘定は、医療保険給付や政府の教育支出といった現物で給付される現物社会移転を除く経常移転（所得税、社会保障負担、現金による社会保障給付等）の受払を示す。現物所得の再分配勘定は、現物社会移転の受払を示す。所得の使用勘定は、所得、消費とその差としての貯蓄を示すもので、現物社会移転を除く可処分所得の使用勘定と、現物社会移転を含む調整可処分所得の使用勘定の2つからなる。

分布統計の推計方法の概要は以下のとおりであるが、できる限りSNAの概念に近づくように行っており、たとえば帰属計算項目（金銭的な受払は行われないがそれと同様の実態があるため、金銭的な受払が行われたとみなして擬制的な取引計上を行う項目）についても、営業余剰（持ち家）（帰属家賃）雇主の強制的現実社会負担（社会保障負担）現物社会移転（公的医療保険給付、政府の教育支出や保育支出）等を含めて推計している。しかし、基礎資料の制約等により推計できない項目がある等、SNAとの概念の相違がある。

## 1 ．分布統計の推計方法

分布統計の推計は、総務省「全国消費実態調査」の個票の概念的に対応する項目を当てはめることにより行う。「全国消費実態調査」に基づくのは、この調査が所得、消費、住宅資産、土地、金融資産・負債など、分布統計に必要な調査項目を最も力バーし、サンプル数も6万世帯程度と大きいためである。

ただし、他の統計や国民経済計算（SNA）の家計部門の計数も利用して、該当する全国消費実態調査の項目がない場合に対応したり、分布統計の全世帯計とSNAの計数との乖離を縮小するようにしている。たとえば、「全国消費実態調査」の調査期間は9月～11月の3か月であるため、消費等について「家計調査」の集計値（「家計調査」の調査世帯は毎月6分の1ずつ入れ替わり、同一世帯の調査期間は6か月であるため、個票レベルでの年間消費額は得られない）を用いて年額換算する等、他の統計やSNAの家計部門の計数を利用して補正を行う。また、財産所得の受払については、「全国消費実態調査」の全世帯計でSNAの計数より大幅に過小であるため、金融資産・負債に対応する利率を乗じて推計している。さらに、住宅借入を除く金融資産・負債については、「全国消費実態調査」の全世帯計でSNAの計数より大幅に過小であるため、SNAをコントロール・トータルとし
て推計（全世帯計でSNAに合うように各世帯の計数を比例的に拡大）している。

こうした方法によることから、分布統計の推計は、推計時点で93 S N Aに基づく家計勘定が得られる1990年以降における「全国消費実態調査」の調査年である1994年及び1999年を対象としている。

## 2 ．分布統計の推計範囲と推計結果 - SNAとの相違 -

分布統計には、推計の困難さによるSNAとの概念差がある。所得については、企業年金等の年金基金に関する負担と給付（自発的現実社会負担、年金基金による社会給付）及び退職一時金等の雇主の帰属社会負担が、分布統計には含まれていないことが概念差の主な要因である。ただし、これらの除外は93SNAの取扱いに沿っている面がある。すなわち、年金基金に関する負担と給付については、93SNAでは、移転取引ではなく金融取引とみなしている（「1993年改訂国民経済計算の体系」9.14～9.16）ため、本来は所得支出勘定ではなく資本調達勘定に計上されるべきであり、分布統計で所得支出勘定に計上しないのは、これに沿ったものともいえよう。また、雇主の帰属社会負担のほとんどを占める退職一時金についても、SNAの計数が、基礎データの制約から、給付時点の計上であり当年発生したものになっていないため、分布統計でこれを所得支出勘定に計上しないのは、その経常勘定としての性格に沿っているという面がある。

消費の概念差は、生命保険、損害保険のサービス、証労手数料といった金融機関の帰属サービスや不動産あっせん料が含まれていないことによるところが大きい。貯蓄（総）は、所得支出勘定の最終的なバランス項目であるため、所得、消費の概念差が反映され、雇主の自発的現実社会負担、雇主の帰属社会負担が除かれていること、金融機関の帰属サービス、不動産あっさん料が控除されていないことの影響が大きい。

資産・負債については、その統合項目といえる正味資産（純資産）の概念差は、主に、住宅地以外の土地、保険・年金準備金のうち年金基金に係る分が除かれていることによる。

また、以上のような概念差以外にも、分布統計の集計値とSNAとの相違（推計誤差）があるが、開差率は、所得で約2％以下、最終的なバランス項目で開差がしわ寄せされる貯蓄で2％台と小さく、内訳項目や資産・負債でもおむね10％程度以下である。

（付1）は、このような分布統計のうち、高齢者（65歳以上）のいる世帯についての所得・資産10分位階層別の推計結果である。参考表1、2は第1次所得（生産に貢献した結果として受け取る所得）の10分位階層別の所得支出勘定及び期末貸借対照表勘定、参考表3は正味資産（純資産）の10分位階層別の期末貸借対照表勘定である。
分布統計によって、所得等についてのSNAの客観的、体系的な概念定義に基づき、賃金、財産所得等の各所得要素や消費、貯蓄、資産・負債等を家計勘定の中に体系的に位置付け、結びつけて分析できる。このため、分布尺度により、高齢者の所得や資産の格差を見るだけでなく、所得・資産格差を構成要素により分解することを通してその要因を探ることができる。

### 1 \. 分析手法

高齢者は一般的な定義にしたがって65歳以上の者とし、高齢者のいる世帯を対象とする。すなわち、世帯主（世帯の主たる収入を得ている者）である高齢者だけでなく、子供と同居して扶養されているような高齢者も含め、全ての高齢者を対象とする。これに対して、別居の高齢者だけを対象とすれば、高齢者以外の世帯員の所得、消費等の影響を除くことができるが、別居の高齢者は高齢者全体の半分程度に過ぎない。しかも、その割合は時点によって異なるため、所得・資産分布の時系列比較において問題となる。

ただし、同居・別居等で世帯人員等の世帯の構成が違えば、世帯員の生活水準も異なる。そこで、こうした影響に配慮して高齢者個人単位の所得・資産分布を見るため、下記（1）のような等価尺度（equivalence scale）を用いるとともに、世帯数ではなく高齢者の人数をウェイトとする。これに対して、同居についても高齢者の所得、資産等だけを抜き出すことも考えられるが、分布統計では、世帯員ごとの財産所得、資産等を推計することが難しい。また、分布統計における同居は、住居だけでなく生計も共にしていることをいうため、世帯員ごとよりも世帯の所得、資産等に等価尺度を適用する方法のほうがふさわしいと考えられる。

所得格差については、所得の源泉（営業余剰・混合所得、雇用者報酬、財産所得等）や所得再分配の効果をみる観点から、第1次所得（生産に貢献した結果として受け取る所得）の格差とその構成要素による分解を中心とする。資産格差は、分布統計における統合項目といえる正味資産（純資産）の格差による。分布尺度は、主に準ジニ係数を用いる。

## (1) 等価尺度 (equivalence scale)

世帯員の生活水準は、世帯人員をはじめ、世帯の構成によって異なる。高所得でも世帯人員が多いと、世帯所得の高さほど豊かなわけではないと考えられる。ただし、世帯員の生活水準は世帯人員に反比例するわけではない。家計支出は単なる世帯員の個人的支出の和ではなく、世帯としての支出がある。このため、世帯人員の増加に対しては、家計内公共財の存在等により、消費に関する規模の経済性があると考えられる。たとえば、世帯員共用のテレビ、冷蔵庫等については、混雑が生じるまでは世帯人員の増加とともに利用効
率が高まる。また、世帯員の生活水準に影響するのは世帯人員だけではなく、世帯の構成に係る他の要素も影響を及ぼす。その中でも、Atkinson et al.（1995）に述べられているように、特に世帯員の年齢が重要である。たとえば、大人と子供ではニーズ（生計費）が異なるであろう。

等価尺度（equivalence scale）はこのような点に配慮した1種の世帯規模であり、この等価尺度で世帯所得を除した等価所得は、世帯人員1人当たりの生活水準を表すと考えられる。

具体的な等価尺度としては、浜田（2003）と同じく、表1のような生活保護基準に基づく尺度を用いる。同表は、生活保護基準の第1類と第2類の基準額により、平均年齢に見合う41～59歳の1人世帯に係る両基準額の和を1とした指数であり、等価尺度は、各世帯員の第1類と世帯の第2類を加えて求められる。このうち、第1類は規模の経済性がない世帯員の個人的支出に対応し、第2類は世帯としての支出に対応しているとみなせる。第2類は、世帯人員に比例するほどは増加せず、規模の経済性にそっている。また、第1類は、世帯の構成に係る重要な要素である世帯員の年齢を考慮したものとなっている。

表1 等価尺度 (生活保護基準から計算)

世帯員の年齢	第1類
1994年	1999年
0歳	0.19	0.18
1～2歳	0.27	0.27
3～5歳	0.34	0.33
6～8歳	0.40	0.39
9～11歳	0.45	0.45
12～14歳	0.55	0.54
15～17歳	0.59	0.58
18～19歳	0.52	0.52
20～40歳	0.50	0.49
41～59歳	0.47	0.47
60～69歳	0.45	0.44
70歳以上	0.40	0.40

世帯人員	第2類
1994年	1999年
1人	0.53	0.53
2人	0.58	0.59
3人	0.64	0.65
4人	0.70	0.71
5人以上
1人追加	0.006	0.005

## （２）使用する分布尺度

所得（第1次所得）、資産（正味資産）の格差をその構成要素により分解するためには、分布尺度がこれらにより分解できなければならない。また、正味資産等は負になり得るため、格差の尺度は負値についても定義できなければならない（この点は、タイル尺度やアトキンソン尺度では満たせない。）。こうした観点から、分布尺度としては、準ジニ係数を用いる。

ジニ係数 G は、最も弱い価値判断に基づく格差の順序づけであるロ - レンツ曲線とその完全平等線の囲む面積が、完全平等線の下の面積に占める割合を表わす。各世帯が所得・資産の少ない順に番号付けられているとすると、
$$ \begin{aligned}\mathsf{G}=[1/2-1/\left(2\mathsf{n}^{2}\mathbf{u}\right)\{\mathrm{A}_{1}+\mathsf{\Sigma}\quad\left(\quad\mathsf{\Sigma}\mathrm{~A}_{\mathrm{i}}+\mathsf{\Sigma}\mathrm{~A}_{\mathrm{i}}\quad\right)\}]/\left(1/2\right)\\\mathrm{j}=1\quad\mathrm{i}=1\quad\mathrm{i}=1\end{aligned} $$

( $ A_{i} $ : i 番目の世帯の所得・資産、u : 同全世帯平均、n : 世帯数)

である。これに対し、各所得・資産構成要素の分布についても所得・資産の低い順に並べ、同様の計算を行ったものが準ジニ係数 $ G_{m} $ （ $ m=1\sim M $ ，Mは所得・資産構成要素の数）であり、

$$ \begin{array}{c c c c}{{{\mathrm{G}_{\mathrm{m}}}}}&{{{\mathrm{=}}}}&{{{\left[\begin{array}{c c c c}1/2}}}&{{{-1/\left(2\mathrm{n}^{2}\mathbf{u}_{\mathrm{m}}\right)}}}&{{{\left\{\mathrm{A}_{1\mathrm{m}}+\sum\mathrm{~\boldmath~\left(\begin{array}{c}\sum\mathrm{~A}_{\mathrm{i m}}+\sum\mathrm{~\boldmath~\left(\begin{array}{c}\sum\mathrm{~A}_{\mathrm{i m}}\end{array}\right)}\end{array}\right)\right\}\right\}/\left(\begin{array}{c}1/2\end{array}\right)}}}}&{{{}}&{{{}}&{{{}}}\\{{{}}&{{{}}&{{{}}&{{{}}}}\end{array} $$

$ \left( A_{im} : i 番目の世帯の所得・資産構成要素 m の値、u_{m} : 同全世帯平均 \right) $

ここで、準ジニ係数にその所得・資産構成要素の所得・資産に占めるシェア $ u_{m}/u $ を乗じた $ u_{m}/u \times G_{m} $ を合計すると、所得・資産のジニ係数 G に等しくなるから、準ジニ係数で所得・資産構成要素による分解ができる。したがって、 $ u_{m}/u \times G_{m} $ は、所得・資産格差に対する当該所得・資産構成要素の寄与度であり、準ジニ係数 $ G_{m} $ は、所得・資産格差に対する当該所得・資産構成要素のシェア 1 単位当たりの貢献度である。

## 2 ．高齢者の所得・資産格差の状況と要因

表 2 ~ 4 は、等価尺度（equivalence scale）で除した個人単位の分布統計の所得支出勘定と貸借対照表勘定から、準ジニ係数を分布尺度に用いて、高齢者の所得（第 1 次所得）資産（正味資産）の格差とその構成要素の寄与度を計算したものである。なお、表における 1994 年から 1999 年への寄与度の変化に対する分布尺度の影響は、各構成要素の構成比を 1994 年のままとして分布尺度の変化の影響をみたものである。また、構成比の影響は、各構成要素の分布尺度を 1994 年のままとして構成比の変化の影響をみたものである。寄与度の変化は、両者の変化の交差項も含むため、分布尺度の影響と構成比の影響の和にはならない。

## 所得格差

表 2（1）は、第1次所得の配分勘定に基づき、営業余剰・混合所得（総）、雇用者報酬、財産所得等の所得構成要素による所得格差の分解を行い、高齢者の所得格差の源泉を見たものである。

1999 年における高齢者の第 1 次所得の分布尺度（ジニ係数）は 1994 年より上昇（格差が拡大）している。これは、主に、混合所得（総）賃金・俸給といった稼得所得や営業余剰（持ち家）（総）の寄与度の高まりによる。このうち、営業余剰（持ち家）（総）については、分布尺度の変化（格差拡大）よりも構成比上昇の影響が大きい。混合所得（総）につ
いては分布尺度の拡大によるが、これは主に、分布尺度の大きい高齢世帯員の混合所得（総）の構成比上昇による。これに対して、賃金・俸給については、高齢者以外の世帯員の賃金・俸給の格差拡大によるところが大きい。一方、財産所得は、主に構成比の下落により寄与度が低下した。

また、水準を見ると、賃金・俸給の寄与度が大きく、混合所得（総）の寄与度もかなりある。これらは、分布尺度（格差）も第1次所得よりかなり大きい。

表 2（2）（3）は、所得の第2次分配勘定、現物所得の再分配勘定に基づき、所得に課される税、強制的現実社会負担（社会保険料）、現金による社会保障給付（公的年金等）、社会扶助給付、現物社会保障給付（医療保険給付）等の所得構成要素による所得格差の分解を行い、これらの所得再分配効果を見たものである。

第 1 次所得の分布尺度（ジニ係数）が上昇したのに対し、可処分所得、調整可処分所得の分布尺度（準ジニ係数）は横ばいまたは低下しており、さらに、表の注のように、可処分所得、調整可処分所得自体のジニ係数は、より大きく低下している。これは、現金による社会保障給付が主に構成比の上昇から、現物社会保障給付が分布尺度の低下（格差縮小）から、ともに寄与度が低下（絶対値では上昇）して所得再分配効果が高まったため、第 1 次所得の格差上昇の効果が相殺されたためである。一方、所得に課される税は寄与度が低下し、所得格差拡大の方向に働いた。これは、構成比低下のためであり、分布尺度はやや上昇して所得格差縮小に働いている。

また、所得再分配効果を寄与度の絶対値で見ると、1994年は所得に課される税の寄与度が大きいが、上記のような寄与度の変化により、1999年では現金による社会保障給付の寄与度のほうが大きくなっている。ただし、分布尺度の絶対値では、1999年でも、所得に課される税が現金による社会保障給付を上回り、シェア1単位当たりの所得再分配効果は大きい。

表 2（4）は、所得の使用勘定等に基づき、消費や貯蓄といった構成要素による所得格差の分解を行い、所得格差の表れ方を見たものである。消費の分布尺度が低下しているのに対し、貯蓄の分布尺度は上昇しており、第1次所得の格差拡大は貯蓄のほうに表れている。

また、水準を見ても、寄与度、分布尺度は貯蓄のほうがはるかに大きく、所得の格差は消費より貯蓄に強く表れている。消費の目的別には、食料・飲料、住居・光熱・水道・家具の分布尺度が小さく、格差の表れ方が比較的弱い。

以上のように、1999年は主に稼得所得の寄与度の高まりから、第1次所得の格差が1994年より拡大した。これに対し、可処分所得、調整可処分所得の格差は横ばいまたは低下している。これは、現金による社会保障給付（公的年金等）と現物社会保障給付（医療保険給付）の所得再分配効果が高まったことから、第1次所得の格差拡大が相殺されたためである。

なお、はじめに述べたように高齢者の所得・資産分布について 93 S N A の概念に基づい
て分析した研究はないが、本稿と同様に全ての高齢者について所得格差を分析したものとしては、西崎他（1998）がある。すなわち、西崎他（1998）では、世帯主（世帯の主たる収入を得ている者）である高齢者だけでなく、子供と同居して扶養されているような高齢者も含めた高齢者のいる世帯を対象とし、等価尺度を用いて全ての高齢者について、「全国消費実態調査」に基づく等価可処分所得のジニ係数が計算されている。そのジニ係数は、1994年で65～75歳0.305、75歳超0.307となっており、分布統計の0.3159に近い。

しかし、本稿の分布統計に基づく等価可処分所得は、西崎他（1998）よりも新しい1999年時点の計数が得られるとともに、SNAに基づく客観的、体系的な概念や推計方法によっている。特に、高齢者の生活には持ち家の有無が重要であるが、分布統計では、こうした持ち家の帰属家賃等の帰属計算項目（金銭的な受払は行われないがそれと同様の実態があるため、擬制的な取引計上を行う項目）を含めている。また、高齢者の所得の中でかなりのウェイトを占める財産所得については調査対象者の過少回答の問題があるが、分布統計では、金融資産・負債に対応する利率を乗じて財産所得を推計すること等によりこの問題に対処している。

## （2） 資產格差

まず表3は、第1次所得間の正味資産格差を、生産資産（住宅）有形非生産資産（土地）、金融資産等の資産構成要素により分解し、資産格差の源泉を見たものである。1999年の正味資産の分布尺度は1994年より低下（格差が縮小）している。これについては、有形非生産資産の寄与度が、構成比下落により低下したことが大きく影響している。

また、水準を見ると、有形非生産資産と金融資産の寄与度が大きいが、これは構成比が大きいためであり、分布尺度はおおむね正味資産より小さい。ただし、有形非生産資産のうちの土地（その他：現居住地以外）と金融資産のうちの株式以外の証劵、株式については、分布尺度が大きい。また、控除項目である負債の分布尺度は正味資産よりかなり小さく、その格差を大きくする方向に働いている。

次に、表4は、正味資産自体の格差を資産構成要素により分解したものである。正味資産の分布尺度（ジニ係数）は、やはり有形非生産資産（土地）の寄与度下落により、低下（格差が縮小）している。しかし、第1次所得間とは異なり、預金を中心とした金融資産の寄与度が上昇したほか、控除項目である負債の寄与度が低下し、正味資産の格差を拡大する方向に働いている。金融資産の寄与度上昇は主に構成比の上昇により、負債の寄与度低下は主に分布尺度の低下による。

また、水準を見ると、第1次所得間と同様に、有形非生産資産と金融資産の寄与度が大きいが、これは構成比が大きいためであり、分布尺度はおおむね正味資産より小さい。ただし、土地（その他：現居住地以外）と株式以外の証券、株式の分布尺度は大きい。また、控除項目である負債の分布尺度は正味資産より非常に小さく、その格差を大きくする方向に働いている。
## 3 ．全体の所得・資産格差との比較

表 5 ~ 7 は、2．で述べた高齢者の所得（第 1 次所得）、資産（正味資産）の格差とその構成要素の寄与度を、高齢者以外も含む全体の所得・資産分布と比較したものである。

## （1） 所得格差

まず第1次所得については、表5（1）において、高齢者の第1次所得の分布尺度は、上昇幅、水準とも、全体の場合より大きい。これは、主に、営業余剰（持ち家）（総）混合所得（総）の寄与度の上昇幅、水準が高いことによる。これについては、営業余剰（持ち家）（総）では分布尺度よりも構成比の影響が大きいのに対し、混合所得（総）では分布尺度の影響が大きい。

このように高齢者の第1次所得の分布尺度が上昇幅、水準とも、全体の場合より大きいのに対して、表5（2）（3）における高齢者の可処分所得、調整可処分所得の分布尺度の水準は全体の場合と同様であり、上昇幅が第1次所得よりかなり小さい点も同じである。さらに、表の注のように、可処分所得、調整可処分所得自体のジニ係数は、全体についてはやや上昇しているが、高齢者については低下している。これは、現金による社会保障給付、現物社会保障給付の寄与度の低下幅が、高齢者では全体の場合よりも大きいためである。これらの寄与度の水準を見ても、高齢者のほうが全体の場合よりもかなり低い（絶対値では大きい）が、これは構成比が大きいためであり、分布尺度の水準を見ると、現金による社会保障給付では高齢者は全体の場合よりもかなり高い（絶対値では小さい）。

消費、貯蓄については、表 5（4）において、高齢者の消費の分布尺度が低下しているのに対して貯蓄の分布尺度が上昇しており、水準を見ても貯蓄の分布尺度のほうが大きい点は、全体の場合と同じであるが、その程度は高齢者のほうがかなり大きい。

## （2） 資產格差

まず表 6 の第 1 次所得間の資産格差については、高齢者の正味資産の分布尺度は、全体の場合と同じく低下（格差が縮小）しているが、低下幅はかなり小さい。これは、主に、有形非生産資産（土地）の寄与度の低下幅が全体の場合よりも小さいことによる。

次に表 7 の正味資産自体の格差については、高齢者の正味資産の分布尺度（ジニ係数）は、やはり低下（格差が縮小）している。しかし、その低下幅は、第 1 次所得間とは異なり、全体の場合よりも大きい。これは、有形非生産資産（土地）の寄与度の低下幅が、第 1 次所得間とは逆に全体の場合よりも大きいこと、預金を中心とした金融資産の寄与度の上昇幅が全体の場合よりも小さいこと等による。

## 4 ．社会保障給付の所得再分配効果と同居等の影響

２.（１）で述べたように、社会保障給付の所得再分配効果が高まっているが、これには、
公的年金給付の少ない高齢者が子供との同居や稼得労働を行うといった逆の因果関係の影響も含まれている可能性がある。

## （１）同居の影響

社会保障給付の再分配効果に対する同居の影響を見るため、高齢者の所得(第1次所得)の格差に対する現金による社会保障給付（公的年金等）の寄与度を、同居・別居間のものと同居内及び別居内のものに分解する。同居・別居といった区分による構成集団は所得順に分けられているのではないから、その間の格差について準ジニ係数は適用できないため、分布尺度としては準相対分散（準平方変動係数）を用いる。準相対分散は、（付2）のように、所得構成要素による分解可能で所得格差に対する寄与度が得られるとともに、構成集団による分解ができ、さらに、負値についても定義できる。また、別居は高齢者世帯（高齢者のみまたはこれに18歳未満の者が加わった世帯）同居はそれ以外である。

表 8 のように、同居は別居よりも第 1 次所得が高く、現金による社会保障給付が低い（現金による社会保障給付が低いのは同居の世帯人員、等価尺度が大きいことの影響もあるが、等価尺度で除さない世帯単位の現金による社会保障給付で見ても、同居が別居より低い）これを反映して、高齢者の所得格差に対する現金による社会保障給付の寄与度は、同居・別居間で 1994 年 - 0.0294、1999 年 - 0.0502 と負であり、1999 年の寄与度は 1994 年より 0.0208 低下している。このように、社会保障給付の所得再分配効果の高まり（現金による社会保障給付の寄与度の低下）には、公的年金給付の少ない高齢者が子供と同居する傾向の影響も含まれていることがうかがえる。

しかし、こうした同居・別居間の寄与度を除いても、現金による社会保障給付の寄与度（同居内及び別居内）は、1994年の0.0299から1999年に-0.0137と負になり、0.0436低下している。さらに、同居・別居間の社会保障給付の寄与度は、公的年金給付の少ない高齢者が子供と同居することのみによるわけではない。たとえば、表8のように持ち家率は同居のほうが別居よりかなり高く、持ち家のあることが同居選択に影響している可能性がある。

このように、公的年金給付の少ない高齢者が子供と同居するという逆の因果関係の影響を除いても、社会保障給付の所得再分配効果は高まっているといえよう。

## （２）社会保障給付と稼得所得の関係

表 9 は、同居の影響を除くため、別居高齢者について、世帯主が有職の世帯と無職の世帯の現金による社会保障給付と稼得所得を比較したものである。

有職世帯は無職世帯に比べて、現金による社会保障給付が少なく、混合所得（総）賃金・俸給という稼得所得が多い。これからは、公的年金給付の少ない高齢者が稼得労働を行う傾向がうかがえる。しかし、有職世帯が無職世帯より社会保障給付で下回る分よりも、稼得所得で上回る分のほうがはるかに大きい。さらに、有職世帯は、無職世帯より正味資産
や金融資産がかなり多く、持ち家率が高い等の点では、稼得労働を行う必要性は小さいと考えられる。

したがって、高齢者の稼得労働については、公的年金給付の少ないのを補うというよりは、稼得機会の有無という外的な要因によるところが大きいといえよう。これは、定年がなく高齢まで働ける自営業者（商人・職人、農林漁業従事者、個人経営者）が有職世帯の半数を占める（高齢者以外も含む全世帯では有職世帯の15%程度にすぎない）ことからもうかがえる。

以上のように、社会保障給付については、公的年金給付の少ない高齢者が稼得労働を行うという逆の因果関係より、稼得所得に対応して所得再分配を行う面のほうが強いと考えられる。制度上も、高齢者（65歳以上）には、その労働供給に影響する公的年金の収入制限（賃金収入に応じた年金減額）がない（2001年度以前）。
## 結論

高齢者の所得・資産分布の分析は、どのような所得等の概念に基づくかが重要であるが、SNA（国民経済計算）は、所得等について客観的、体系的、かつマクロ経済と整合的な概念定義を与えるものである。また、SNAでは、賃金、財産所得等の各所得要素や消費、貯蓄、資産・負債等を家計勘定の中に体系的に位置付け、結びつけて分析できる。

したがって、全世帯合計がSNAの家計部門の計数に見合うような資産・負債等の分布統計（家計の所得階層別等の統計）を推計し、SNAベースで高齢者の所得・資産分布を分析することには重要な意義がある。国民経済計算の国際基準である93SNA自体も、分布統計が必要であると述べている。

そこで、分布統計に基づき、分布尺度を用いて高齢者の所得、資産等の格差の把握やその構成要素による要因分解を行った。対象は高齢者（65歳以上）のいる世帯とし、高齢者個人単位の分布を見るため、世帯所得が世帯員に均等に享受されるものと考え、高齢者のいる世帯の所得等を等価尺度（equivalence scale）で除すことにより高齢者の所得等を求めた。等価尺度は、世帯人員や世帯員の年齢といった世帯の構成の相違が世帯員の生活水準に及ぼす影響に配慮したもので、等価尺度で世帯所得を除した等価所得は、世帯人員1人当たりの生活水準を表すと考えられる。等価尺度は生活保護基準に基づいて推計した。

1999 年における高齢者の第 1 次所得の格差は、混合所得（総）賃金・俸給といった稼得所得や営業余剰（持ち家）（総）を中心に、1994 年より拡大した。これに対し、可処分所得、調整可処分所得の格差は横ばいまたは低下している。これは、現金による社会保障給付（公的年金等）、現物社会保障給付（医療保険給付）の所得再分配効果が高まったことから、第 1 次所得の格差上昇の効果が相殺されたためである。また、消費の分布尺度が低下したのに対し、貯蓄の分布尺度は上昇しており、第 1 次所得の格差拡大は貯蓄のほうに表れている。次に、正味資産の格差は縮小している。これについては、金融資産がウェイト（正味資産に対する構成比）の上昇により格差拡大に働いたものの、有形非生産資産（土地）が格差縮小に働いたことによる。

こうした高齢者の所得・資産格差を高齢者以外も含む全体のものと比較すると、高齢者の第1次所得の格差は、営業余剰（持ち家）（総）、混合所得（総）を中心に、上昇幅、水準とも全体の場合より大きい。これに対し、高齢者の可処分所得、調整可処分所得の格差の水準は全体の場合と同様であり、上昇幅が第1次所得よりかなり小さい点も同じである。これは、現金による社会保障給付のウェイト（第1次所得に対する構成比）が、高齢者では全体の場合よりも大きいことから、その所得再分配効果が拡大幅、水準とも大きいこと等による。また、高齢者の消費の分布尺度が低下しているのに対して貯蓄の分布尺度が上昇しており、水準を見ても貯蓄の分布尺度のほうが大きい点は、全体の場合と同じであるが、その程度は高齢者のほうがかなり大きい。次に、高齢者の正味資産格差の縮小幅は、全体の場合よりも大きい。これは、有形非生産資産が格差縮小に働く程度が大きく、金融
資産が格差拡大に働く程度が小さいこと等による。

以上のように、1999 年の第 1 次所得の格差は、稼得所得を中心に 1994 年より拡大した。これに対し、可処分所得、調整可処分所得の格差は横ばいまたは低下している。これは、現金による社会保障給付（公的年金等）と現物社会保障給付（医療保険給付）の所得再分配効果が高まったため、第 1 次所得の格差拡大が相殺されたためである。この社会保障給付の所得再分配効果には、公的年金給付の少ない高齢者が子供との同居や稼得労働を行うといった逆の因果関係の影響も含まれている可能性があるが、その影響を除いても、社会保障給付の所得再分配効果は高まっているといえる。
表 5 等価第 1 次所得の格差と要因に関する高齢者と全体との比較（準ジニ係数）

(1) 第1次所得の配分勘定

1994年	1999年	専与度の変化	分布尺度の影響	構成比の影響
寄与度	分布尺度	構成比	寄与度	分布尺度	構成比
1. 財産所得(支払)	-0.0070	-0.1434	0.048	-0.0084	-0.1859	0.045	-0.0014	-0.0021	0.0005
-0.0078	-0.1316	0.059	-0.0031	-0.0635	0.049	0.0046	0.0040	0.0013
2. 第1次所得バランス(総)	0.4092	0.4092	1.000	0.4551	0.4551	1.000	0.0459	0.0459	0.0000
0.3189	0.3189	1.000	0.3487	0.3487	1.000	0.0298	0.0298	0.0000
支払	0.4022	0.3836	1.048	0.4468	0.4275	1.045	0.0446	0.0461	-0.0013
0.3111	0.2938	1.059	0.3456	0.3295	1.049	0.0345	0.0377	-0.0029
3. 営業余剩・混合所得(総)	0.1090	0.2911	0.374	0.1437	0.3111	0.462	0.0348	0.0075	0.0255
0.0461	0.2091	0.221	0.0551	0.2250	0.245	0.0090	0.0035	0.0051
(1) 営業余剩(持ち家)(総)	0.0329	0.1550	0.212	0.0538	0.1805	0.298	0.0209	0.0054	0.0133
0.0173	0.1430	0.121	0.0233	0.1560	0.149	0.0060	0.0016	0.0040
(2) 混合所得(総)	0.0761	0.4695	0.162	0.0900	0.5486	0.164	0.0140	0.0128	0.0010
0.0288	0.2892	0.100	0.0319	0.3324	0.096	0.0031	0.0043	-0.0011
4. 雇用者報酬	0.2249	0.5015	0.448	0.2433	0.5740	0.424	0.0185	0.0325	-0.0123
0.2330	0.3185	0.732	0.2724	0.3657	0.745	0.0394	0.0345	0.0042
(1) 賃金・俸給	0.2150	0.5038	0.427	0.2307	0.5748	0.401	0.0157	0.0303	-0.0128
0.2208	0.3221	0.685	0.2539	0.3684	0.689	0.0331	0.0318	0.0012
(2) 雇主の強制的現実社会負担	0.0098	0.4555	0.022	0.0128	0.5599	0.023	0.0030	0.0023	0.0006
0.0122	0.2652	0.046	0.0185	0.3323	0.056	0.0062	0.0031	0.0025
5. 財産所得(受取)	0.0684	0.3029	0.226	0.0597	0.3751	0.159	-0.0087	0.0163	-0.0202
0.0319	0.3003	0.106	0.0181	0.3057	0.059	-0.0138	0.0006	-0.0142
受取	0.4022	0.3836	1.048	0.4468	0.4275	1.045	0.0446	0.0461	-0.0013
0.3111	0.2938	1.059	0.3456	0.3295	1.049	0.0345	0.0377	-0.0029
表6 等価第1次所得間の正味資産格差と要因に関する高齢者と全体との比較(準ジニ係数)(上段:高齢者、下段:全体)

1994年	1999年	寄与度の変化	分布尺度の影響	構成比の影響
寄与度	分布尺度	構成比	寄与度	分布尺度	構成比
1. 非金融資産	0.1186	0.1995	0.595	0.1057	0.2190	0.483	-0.0129	0.0116	-0.0224
0.1330	0.1991	0.668	0.0990	0.1774	0.558	-0.0340	-0.0145	-0.0219
(1) 生産資産	0.0175	0.2239	0.078	0.0182	0.2413	0.075	0.0006	0.0014	-0.0007
0.0210	0.1752	0.120	0.0260	0.2108	0.123	0.0050	0.0043	0.0006
(2) 有形非生産資産	0.1011	0.1958	0.516	0.0875	0.2149	0.407	-0.0136	0.0099	-0.0214
0.1120	0.2043	0.548	0.0731	0.1680	0.435	-0.0390	-0.0199	-0.0231
2. 金融資産	0.1384	0.3009	0.460	0.1365	0.2381	0.573	-0.0020	-0.0289	0.0340
0.1493	0.3065	0.487	0.1336	0.2172	0.615	-0.0156	-0.0435	0.0393
期末資産	0.2571	0.2437	1.055	0.2421	0.2294	1.056	-0.0149	-0.0151	0.0002
0.2823	0.2444	1.155	0.2327	0.1983	1.173	-0.0496	-0.0532	0.0045
3. 負債	-0.0057	-0.1036	0.055	-0.0054	-0.0977	0.056	0.0002	0.0003	-0.0001
-0.0147	-0.0945	0.155	0.0008	0.0048	0.174	0.0155	0.0154	-0.0017
4. 正味資産	0.2628	0.2628	1.000	0.2476	0.2476	1.000	-0.0152	-0.0152	0.0000
0.2970	0.2970	1.000	0.2319	0.2319	1.000	-0.0651	-0.0651	0.0000
期末負債・正味資産	0.2571	0.2437	1.055	0.2421	0.2294	1.056	-0.0149	-0.0151	0.0002
0.2823	0.2444	1.155	0.2327	0.1983	1.173	-0.0496	-0.0532	0.0045

（注）寄与度の変化に対する分布尺度の影響は構成比を1994年のまま、構成比の影響は分布尺度を1994年のままとして計算。

表7 等価正味資産の格差と要因に関する高齢者と全体との比較（準ジニ伝数）
1994年	1999年	寄与度の変化	分布尺度の影響	構成比の影響
寄与度	分布尺度	構成比	寄与度	分布尺度	構成比
1. 非金融資産	0.3481	0.5853	0.595	0.2351	0.4872	0.483	-0.1130	-0.0583	-0.0656
0.3788	0.5670	0.668	0.2776	0.4973	0.558	-0.1013	-0.0466	-0.0624
(1) 生産資産	0.0257	0.3281	0.078	0.0239	0.3179	0.075	-0.0017	-0.0008	-0.0010
0.0372	0.3099	0.120	0.0344	0.2793	0.123	-0.0027	-0.0037	0.0010
(2) 有形非生産資産	0.3224	0.6243	0.516	0.2112	0.5186	0.407	-0.1112	-0.0546	-0.0682
0.3417	0.6232	0.548	0.2432	0.5590	0.435	-0.0985	-0.0352	-0.0706
2. 金融資産	0.2280	0.4955	0.460	0.2881	0.5026	0.573	0.0601	0.0033	0.0560
0.2472	0.5076	0.487	0.3311	0.5382	0.615	0.0839	0.0149	0.0651
期末資産	0.5761	0.5461	1.055	0.5232	0.4956	1.056	-0.0529	-0.0533	0.0005
0.6261	0.5419	1.155	0.6087	0.5187	1.173	-0.0174	-0.0268	0.0099
3. 負債	-0.0199	-0.3621	0.055	-0.0249	-0.4465	0.056	-0.0050	-0.0046	-0.0003
-0.0482	-0.3106	0.155	-0.0655	-0.3773	0.174	-0.0172	-0.0104	-0.0057
4. 正味資産	0.5959	0.5959	1.000	0.5481	0.5481	1.000	-0.0479	-0.0479	0.0000
0.6743	0.6743	1.000	0.6742	0.6742	1.000	-0.0001	-0.0001	0.0000
期末負債・正味資産	0.5761	0.5461	1.055	0.5232	0.4956	1.056	-0.0529	-0.0533	0.0005
0.6261	0.5419	1.155	0.6087	0.5187	1.173	-0.0174	-0.0268	0.0099

（注）寄与度の変化に対する分布尺度の影響は構成比を1994年のまま、構成比の影響は分布尺度を1994年のままとして計算。
表 8 同居・別居別の高齢者の等価社会保障給付

(千円)

1994年	1999年
同居	別居	同居	別居
第1次所得バランス（総）	3615	2582	3510	2176
現金による社会保障給付	717	1927	912	2132
現金による社会保障給付（世帯単位）	1957	2389	2207	2750
高齢者数の割合（母集団ベース）（%）	59.6	40.4	49.8	50.2
世帯主の年齢（歳）	55.0	72.2	58.9	72.9
世帯人員（人）	4.48	1.61	3.94	1.72
等価尺度	2.73	1.24	2.42	1.29
有業人員（人）	1.98	0.36	1.71	0.35
持ち家率（%）	95.3	82.2	93.8	84.5

表 9 有職・無職別の別居高齢者の等価社会保障給付・稼得所得

(千円)

1994年	1999年
有職	無職	有職	無職
混合所得(総)	1324	138	1248	104
賃金・俸給	1407	59	1284	45
現金による社会保障給付	1576	2053	1746	2256
高齢者数の割合(母集団ベース)(%)	26.4	73.6	24.3	75.7
世帯主の年齢(歳)	71.1	72.6	71.7	73.3
世帯人員(人)	1.75	1.56	1.84	1.68
等価尺度	1.30	1.22	1.35	1.27
有業人員(人)	1.28	0.03	1.28	0.05
持ち家率(%)	83.9	81.6	86.4	83.9
生産資産	5909	3284	5207	2989
有形非生産資産	42545	28340	29837	19281
金融資産	34473	27912	37560	30478
正味資産	80073	58770	67030	52326