Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
表 1.4.16 消費関数（消費支出）

係数	变 数	推定值(t值)
α	定 数 項(万円)	-102.4(-2.7)
β	可 処 分 所 得 ダ 三 |	100以上 200未満 200以上 300未満 300以上 400未満 400以上 500未満 500以上 600未満 600以上 800未満 800以上 1000未満 1000以上 (万円)	-227.2(-7.5) -243.6(-8.2) -237.5(-8.0) -229.6(-7.7) -181.6(-5.9) -158.7(-5.2) -115.1(-3.3)
γ	可 処 分 所 得	100以上 200未満 200以上 300未満 300以上 400未満 400以上 500未満 500以上 600未満 600以上 800未満 800以上 1000未満 1000以上 (万円)	0.6000(16.4) 0.6240(29.3) 0.5752(36.3) 0.5358(34.6) 0.4577(27.5) 0.4315(33.7) 0.3883(20.0) 0.2692(11.7)
δ	<世帯主年齢>
24歳以下 变数Z1	63.9(6.8)
25~29 变数Z12	55.0(8.0)
30~34 变数Z13	38.3(5.8)
35~39 变数Z14	36.8(5.7)
40~44 变数Z15	47.4(7.3)
45~49 变数Z16	69.3(10.7)
50~54 变数Z17	70.0(10.9)
55~59 变数Z18	47.8(7.5)
60~64 变数Z19	23.6(3.7)
65~69 变数Z110	5.7(0.9)
70~74 变数Z111	21.0(3.0)
75歳以上 变数Z112	基 準
<世帯主職業·規模別>
常用労務者 Z21	-32.8(-9.3)
臨時·日雇労務者 Z22	-45.4(-4.1)
民間職員 29未満 Z23	-19.4(-4.5)
" 30~499 Z24	-10.4(-2.7)
" 500~999 Z25	-4.7(-0.8)
" 1000以上(人) Z26	10.0(2.5)
" 不 明 Z27	10.9(0.8)
官公職員 Z28	1.1(0.3)
商人及び職人 Z29	-24.8(-7.2)
個人経営者 Z210	-4.8(-0.9)
法人経営者 Z211	67.6(12.7)

自由業者	Z^{2}_{12}	13.3 ( 2.5 )
その他	Z^{2}_{13}	-41.5 (-6.0)
無職	Z^{2}_{14}	基準
<家族類型>
夫婦2人のみ	Z^{3}_{1}	18.1 ( 4.4 )
//+子1人	Z^{3}_{2}	23.1 ( 6.5 )
//+子2人	Z^{3}_{3}	28.8 ( 8.8 )
//+子3人以上	Z^{3}_{4}	29.5 ( 7.8 )
片親+子供	Z^{3}_{5}	11.2 ( 2.1 )
夫婦とその親	Z^{3}_{6}	17.4 ( 3.2 )
//+親+子供	Z^{3}_{7}	19.0 ( 5.2 )
上記以外	Z^{3}_{8}	基準
<土地・住宅取得計画>
持家で住宅取得計画あり
3年以内	Z^{4}_{1}	-22.1 (- 5.3 )
3~5年以内	Z^{4}_{2}	-28.7 (- 6.0 )
5年以上先	Z^{4}_{3}	-14.0 (- 4.3 )
非持家で計画なし	Z^{4}_{4}	-25.6 (- 13.1 )
非持家で計画あり
3年以内に土地	Z^{4}_{5}	-51.1 (- 2.0 )
//住宅	Z^{4}_{6}	-0.9 (- 1.6 )
//両方	Z^{4}_{7}	-33.1 (- 5.6 )
3~5年に土地	Z^{4}_{8}	-44.6 (- 1.8 )
//住宅	Z^{4}_{9}	-16.3 (- 2.0 )
//両方	Z^{4}_{10}	-34.0 (- 5.1 )
5年以上に土地	Z^{4}_{11}	-19.1 (- 1.1 )
//住宅	Z^{4}_{12}	-24.2 (- 4.4 )
//両方	Z^{4}_{13}	-22.4 (- 5.1 )
持家で計画なし	Z^{4}_{14}	基準
実物資産(持家)	Z^{5}	0.01029 ( 33.2 )
ボーナス額	Z^{6}	-0.1335 (- 24.2 )
世帯人員	Z^{7}	15.1 ( 14.0 )
地域別生計費指数	Z^{8}	418.7 ( 17.3 )
決定係数	$ \overline{R}^{2} $	0.5352

消費関数： $ C = \alpha + \sum_{i} \beta_{i} * Ydclass_{i} + \sum_{i} \gamma_{i} * Yd * Ydclass_{i} + \sum_{i} \sum_{j} \delta_{ij} * Z^{i}_{j} $
表 1.4.17 消費関数（消費性向）

係数	变 数	推定值(t值)
α	1/可処分所得(万円)	-113.6(-1.7)
β	1/可処分所得	100以上 200未満 300未満 400未満 500未満 600未満 800以上 1000未満 1000以上 (万円)
γ	可処分所得	100以上 200未満 300未満 400未満 500未満 600未満 800以上 1000未満 1000以上 (万円)
δ	<世帯主年齡>24歳以下 变数Z1125~29 变数Z1230~34 变数Z1335~39 变数Z1440~44 变数Z1545~49 变数Z1650~54 变数Z1755~59 变数Z1860~64 变数Z1965~69 变数Z11070~74 变数Z11175歳以上 变数Z112	-0.0133(-0.6)-0.0121(-0.7)-0.0564(-3.6)-0.0653(-4.2)-0.0455(-2.9)-0.0024(0.2)0.0037(0.2)-0.0258(-1.7)-0.0690(-4.5)-0.0643(-4.1)-0.0185(-1.1)基 準
<世帯主職業·規模別>常用労務者 Z21臨時·日雇労務者 Z22民間職員 29未満 Z23" 30~499 Z24" 500~999 Z25" 1000以上(人) Z26" 不 明 Z27官公職員 Z28商人及び職人 Z29個人經營者 Z210法人經營者 Z211	-0.0238(-2.8)-0.0888(-3.3)0.0045(0.4)0.0265(2.8)0.0444(3.3)0.0638(6.7)0.0568(1.8)0.0467(5.0)0.0061(0.7)0.0447(3.5)0.0144(9.4)

$$ Z^{2}{}_{12} $$
の結果として判明した主要な論点は以下のとおりである。

第 1 に，消費支出と可処分所得の関係は線型ではない。

第2に，金融資産効果は消費性向の高い世帯で観察される。ただし金融資産の取崩しは一部の階層しか行っていない。土地・住宅の取得計画がある世帯では金融資産は消費に対してマイナスの効果をもっている。

第3に，実物資産は土地・住宅の所有を通して消費支出に有意に影響している。土地・住宅取得計画の有無は貯蓄率に大きな影響力を有している。

第 4 に，世帯主の年齢は消費支出と有意に関係している。

第 5 に，世帯人員は基礎的な消費支出水準を規定し，全体の消費支出に大きな影響を与える。とくに，その影響は低所得層において著しい。

第6に，家族のもつリスクプーリング機能は消費支出にも影響していると考えることができる。

第 7 に，世帯の消費支出における地域差は地域ごとに異なる生計費を主たる理由としている。

第 8 に，所得の安定性は消費性向と有意に関連がある。たとえば世帯主の勤務先や企業規模が違うと，それは所得の安定性を通して消費支出の水準を変えることになる。

第9に，ボーナス制度の存在は貯蓄率を上昇させる。ボーナスから消費にまわされる割合は定期収入から消費にまわされる割合よりも有意に低い。ただしボーナスの解釈については慎重でなければならない。

従来の研究において，すでに指摘されてきた点を改めて再確認した点も少なくない。すなわち世帯主年齢・世帯人員・土地および住宅取得計画の有無・世帯主職業等の各属性については，本章の考察結果とほぼ同一の効果を指摘していた研究がすでにあった。またボーナス効果についても Ishikawa=Ueda（1984）の研究成果を再確認した形となっている。

しかし従来の研究では明らかでなかった点，あるいは従来の分析結果とは異なる新たな事実もいくつか本章では判明している。具体的には，まず上述の論点1がそうである。消費支出の非線型性は長期の消費・貯蓄動向を予測するさいには，きわめて重要なポイントとなろう $ ^{注20} $ 。また，その非線型性は所得再分配によって消費総額が変わることを意味している。また金融資産効果に関する上述の論点2も，いささか従来の指摘とは異なっている。さらに上述の論点6および7も今回の分析ではじめて明らかになった点である。くわえてボーナスについては，どのような所得階層をとっても，またどのような職業をとっても限界消費性向をほぼ一様にほぼ半減させるような大きな効果を有していることが本章の分析によってはじめて判明した。

なお上記の事実を踏み台として消費行動に関する理論仮説を提示することは本章では試みない。それは他の機会に譲りたい。

(注 20)非線型性が相対所得についても確認されるか否かについてはさらに究明する必要があろう。アメリカでは Menchik-David (1983)がその点をすでに確認している。
A. 安藤・山下道子・村山淳喜（1986）「ライフ・サイクル仮説に基づく消費貯蓄の行動分析」『経済分析』101.

井原哲夫・新井益洋（1969）「家計貯蓄行動の分析（I）『三田商学研究』12－5.

小川一夫（1985）「恒常所得仮説と住宅投資」『国民経済雑誌』第152巻第2号,61-88頁.

小川一夫・竹中平蔵・桑名康夫（1986）「最近の日本における貯蓄・消費パターンについて」『フィナンシャル・レビュー』第2号.

経済企画庁（1984）『昭和59年経済の回顧と展望』

篠原三代平（1958）『消費函数』勁草書房．

高山憲之・舟岡史雄・大竹文雄・関口昌彦・渋谷時幸（1989）「日本の家計資産と貯蓄率」『経済分析』116.

—— 上野大・久保克行（1990）「家計資産保有額の年次推移と家計貯蓄率の2時点間比較」『経済分析』1

林 文夫（1986）「恒常所得仮説の拡張とその検証」『経済分析』101.

堀江康熙（1985）「家計貯蓄率の動向」『金融研究』4－3.

牧厚志（1983）『消費選好と需要測定』有斐閣.

溝口敏行（1965）「消費支出の地域差」篠原三代平（編）『地域経済構造の計量分析』岩波書店.

(1971)「都市世帯貯蓄行動の分析」『季刊理論経済学』22-2.

___（1988）「日本の消費関数分析の展望」『経済研究』39－3.

___・神田祐一（1962）「職業別貯蓄行動の統計分析」『季刊理論経済学』12－3.

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## 第 2 章 公的年金と消費・貯蓄

### 2.1 はじめに

公的年金給付の充実はどの程度まで家計の消費・貯蓄に影響を与えるか。将来における日本の貯蓄供給に関心をもつ者にとって，この問題は避けて通れない重要な研究テーマの1つである。また財政政策の無効性を主張するR・バローの中立命題が成立するか否かを調べるさいにも，公的年金の世代間所得移転効果が消費にどのような影響をもつかを考察する必要がある。

この問題については，M・フェルドスタインの先駆的な論文以来，アメリカを中心にすでに多くの研究がなされてきた。しかし現在までのところ，この問題についての確定的な実証結果は得られていない。日本のマクロデータを用いた研究には，吉川（1982）橘木・佐々木（1985），本間ほか（1987），Yamada=Yamada（1988），Yamada=Yamada=Liu（1990）等がある。吉川（1982）は社会保障給付のフロー総額が消費に与える影響を計測し，本間ほか（1987）は年金保険料のフロー額が貯蓄に与える影響を検討した。橘木・佐々木（1985）およびYamada=Yamada（1988）はマクロの年金資産額をフェルドスタインとほぼ同様の方法で推計し消費・貯蓄に与える影響を分析した。いずれも年金制度が貯蓄に対してマイナスの影響を与えていたことを報告している。しかし日本におけるこれまでのマクロ時系列分析には，年金の給付改善と狂乱物価の影響を分離することが容易でないこと，年金制度の歴史が浅いため十分なサンプルが得られないこと，マクロデータを用いて正確な社会保障資産額を推計することは困難であること等の問題点が残されていた（麻生（1990）をみよ）。

これらの問題点は個票データを用いることができれば，ある程度まで解決可能である。しかしデータ入手がそもそも困難であるため，この問題について個票データを利用した実証研究は日本では今のところ皆無に近い。唯一の例外として麻生・野口（1988）がある。かれらは『くらしと家計に関するアンケート』を用いて年金資産が金融資産保有額にあたえる影響を年金制度加入者別に推定し，厚生年金加入者に関するかぎり年金資産と金融資産の間に代替性があることを明らかにした。ただしデータに制約があるためフローの消費・貯蓄に対する影響を直接テストすることは試みていない。

本章では，1979年および1984年に実施された『全消』の個票データを用いて家計の消費行動に公的年金資産がどのような影響をあたえるかを検討する。『全消』には，各家計の金融資産ばかりでなくフローの消費支出額も記載されている。また，われわれは高山ほか（1989,1990）において『全消』等を利用しながら宅地・住宅および耐久消費財などの実物資産保有額ならびに生涯賃金・年金資産・退職金などの人的資産保有額の推計を試みた。それらの推計結果を以下では使用することにする。

### 2.2 推定モデル

推定の基礎になる理論モデルとしては，とりあえず最も単純なライフサイクルモデルを想定する。すなわち，いま年齢 s 歳の者（を世帯主とする家計）の生涯効用が

$$ U_{s}=\sum_{t=S}^{T}\beta^{t}u(c_{t}),\qquad0<\beta<1 $$

で与えられていると仮定する。ここでTは死亡年齢である。この家計はこの生涯効用を予算制約式

$$ A_{t+1}=R_{t}(A_{t}+y_{t}-c_{t}) $$

のもとで最大化すると想定しよう。ただし $ c_{t} $ は消費， $ A_{t} $ はt期の期首における非人的資産， $ y_{t} $ はt期における勤労収入（事業所得等を含む。以下同様）， $ R_{t} $ は非人的資産の収益率であ
る。このとき各期の予算制約式を生涯の予算制約式に置き換えると，

$$ c_{t}+\sum_{j=1}^{T}(\prod_{k=0}^{j-1}R_{t+k}^{-1})c_{t+j}= $$

$$ y_{t}+\sum_{j=1}^{T}(\prod_{k=0}^{J-1}R_{t+k}^{\quad^{-1}})y_{t+j}+A_{t} $$

となる。さて効用最大化のための一階の条件は，

$$ u^{\prime}(c_{t})=\beta R_{t}u^{\prime}\left(c_{t+1}\right) $$

である。いま各期の効用関数を $ u(c_t)=\log c_t $ と 持定化すると， $ (t+j) $ 期の消費は，

$$ c_{t+j}+\beta^{j}(\prod_{k=0}^{j-1}R_{t+k})c_{t} $$

で表される。(5)式を(3)式に代入すると，

今期の消費 $ c_{t} $ は

$$ c_{t}=\frac{1-\beta}{1-\beta^{T+1}}[y_{t}+\sum_{j=1}^{T}(\prod_{k=0}^{j-1}R_{t+k}^{-1})y_{t+j}+A_{t}] $$

となる。すなわち今期の消費額は現在および将来における勤労収入の現在価値と今期の期首に保有している非人的資産の関数として各年齢階層別に与えられる $ ^{注1} $ 。

（6）式で与えられた理論式をもとにして，われわれは次式で実際の推定を試みたい。

$$ \begin{aligned}c/y_{d}=a_{0}/y_{d}+a_{1}HW/y_{d}+a_{2}FA/y_{d}\\+a_{3}RA/y_{d}+a_{4}SSW/y_{d}\\+a_{5}RET/y_{d}+d^{\prime}Z+u\end{aligned} $$

ここで HW は現在および将来における勤労収入の現在価値であり，FA は金融資産保有額，RA(実物資産)は耐久消費財および宅地・住宅・賃貸用実物資産の評価額，SSW は公的年金資産の現在価値，RET は退職金の現在価値である。Z はその他の世帯属性を示す変数であり，具体的には年齢ダミー，世帯人員数を考慮する。また，y_{d} は今期の可処分所得であり，u は誤差項である。なお社会保障資産 SSW としては，年金給付額の現在価値（GSSW），および年金給付の現在価値から支払保険料の現在価値を引いた値（NSSW），の2つを検討した。

理論仮説が厳密に成り立てば（7）式における係数の推定値は

$$ a_{1}=a_{2}=a_{3}=a_{4}=a_{5}=(1-\beta)/(1-\beta^{T+1}) $$

という制約を満たすことになる。ただし中立命題が成り立つ場合には年金資産のうち純移転分（NSSW）は資産とみなされないので，

$$ a_{_{4}}=0 $$

となるはずである。

### 2.3 データ

推定に用いたデータは 1979 年および 1984 年に実施された『全消』の個票データである。『全消』は総務庁統計局によって 5 年ごとに行われる大規模な家計の消費行動に関する調査である。サンプル数は 2 人以上世帯については約 5 万世帯である。この資料には消費支出額・金融資産保有額等の詳細なデータが記載されているものの，年間ベースの租税負担額・年金資産保有額・土地住宅資産保有額等の重要な計数については直接に入手することができない。しかし調査票における諸々の情報にもとづいて，これらの計数を推計することは可能である。ここでは生涯勤労所得と年金資産の推計方法についてのみ概説することにする $ ^{注2} $ 。

まず本章における推計では2人以上普通世帯のうち世帯主が60歳未満の世帯（農家を除く）に考察対象を限定した。したがって世帯主60歳以上の世帯は分析していない。また単身者世帯も本章では考察していない。本章で利用したサンプル数は1979年が3万8148世帯，1984年が3万8148世帯。
万 6154 世帯である。推計は勤労者世帯（法人経営者込み）と非勤労者世帯（法人経営者を除く）に分けて行った。

つぎに生涯勤労所得については賃金を 60 歳（の誕生日）まで稼ぐと仮定した上で勤め先収入（年間ベース）に関する生涯賃金プロファイルを求め，その積分値を生涯勤労所得の現在価値とした。割引率は賃金のベースアップ率に等しいと仮定したからである。

年金資産についてはボーナスが算定の基礎からはずされているので,定期収入(月間ベース)に関する生涯賃金プロファイルを推定し,年金の給付算式に基づいて給付額を算定した。一方,年金保険料については推定された賃金プロファイルに年金保険料率を乗じることにより各期の保険料負担額を算定し,現在価値を求めた。将来の保険料率は1984年度における厚生省の年金財政再計算結果を用いた $ ^{注3} $ 。

消費支出額は，『全消』に計上されている金額をベースとして，これに住宅の減価償却分を加えたものを使用した。ライフサイクル仮説を検証するためには，それにふさわしい消費概念に基づいた计数を利用する必要があると考えたからである $ ^{注4} $ 。

推定のさいには第1章と同様に外れ値を有するサンプルを除外した。すなわち消費支出および可処分所得について，それぞれ（4×標準偏差）を超えるサンプルを除外した。また本章にかぎって平均消費性向がマイナスまたは2.0を超えるサンプルを除外して推定した。なお1979年結果との比較も試みたいので，1984年データからは農家世帯を除外した。

### 2.4 推定結果

本章においてわれわれが検証しようとしているのは，次の3点である。

(1) 年金資産は消費支出をふやすか否か。

(2) ライフサイクル仮説は日本で成立しているか否か。

(3) 中立命題は日本で成立しているか否か。

以下，順を追って調べることにしたい。

#### 2.4.1 公的年金と消費の関係

まず（1）はどうか。表2.4.1はその推定結果である。年金資産については年金給付の現在価値（GSSW）を変数として選んだ。勤労者世帯の場合，年金資産の係数は1984年が2.4%，1979年が1.2%となっていた。いずれも正であり，かつ有意である。年金資産の存在は，その保有額の2.4%分または1.2%に相当する金額だけ勤労者世帯における現在の消費支出をふやす効果をもっていた $ ^{注5} $ 。

年金資産額については，その現在価値を求めるさいに割引率を何パーセントにするかが問題となる。本章では，割引率は賃金のベースアップに等しいと仮定している。この仮定が現実的でないおそれもあるので，年金資産・退職金・生涯賃金等については年齢階層別の評価額をそれぞれ説明変数とするモデルについても勤労者世帯を対象にして推計してみた $ ^{注6} $ 。

その結果は表 2.4.2 のとおりである。まず 1984 年データの場合はどうか。年金資産（GSSW）の係数は 50 歳代後半層で 2.6% と高い。50 歳代前半層を別にすると，他の年齢層ではいずれも 1% 台の値となっている。いずれの値
も有意である。一方，1979年データによると年金資産の係数は50歳代後半層のみが3.1％と特別に高い。他の年齢層ではいずれも0.7～1.0％の値となっている。いずれの値も有意である。

50 歳代後半層の年金資産については 50 歳代後半時の賃金データに基づいて，その現在価値を求めている。50 歳代の中頃に転職する者が少ないとすれば，その年金資産は過少推定のおそれがあり，したがって上で紹介した 50 歳代後半層に関する年金資産の回帰係数は過大となる。この点を踏まえると，総じて年金資産の 1% 強（1984 年）または 1% 弱（1979 年）が年々の消費分にあてられていたことになる。この消費分は総じて可処分所得の 12.0%（1984 年）ないし 13.9%（1979 年）に相当している。両年において年金資産の係数は 50 歳未満の年齢層で比較的安定していた（注7,8）。

表 2.4.1 にもどって非勤労者世帯の場合をつぎに検討してみよう。非勤労者世帯には国民年金制度が適用されている。年金は1階の定額部分しかない。勤労者世帯には賃金比例の2階部分がついており，非勤労者世帯はこの点で大きく違っている。この違いは消費行動に異なった影響を与えているだろうか。表2.4.1によると非勤労者世帯の場合，年金資産の係数は1984年が2.1%，1979年が3.5%となっていた。いずれの値も正であり，かつ有意である。年金資産の存在はここでも平均消費性向を高める効果を有していた。

なお参考のため勤労者世帯と非勤労者世帯をあわせた普通世帯全体の推計結果も表 2.4.1 に示しておいた。

以上の考察結果を要約しよう。1979年および1984年の推定結果に関するかぎり公的年金制度の存在は現役世代の平均消費性向を多少とも高めるように作用した。換言すれば公的年金によって現役世代の貯蓄率は低下した。この点は勤労者世帯と非勤労者世帯の違いを問わない。

ただし公的年金制度については今後とも大改革を何回も試みることになるだろう。年金制度が現行どおりに維持されるか否かについては不確実性がきわめて大きい $ ^{注9} $ 。将来の年金改革によって仮に現役世代の年金資産が減ることになれば，推定結果に忠実であるかぎり現役世代の貯蓄率は年金改革で上昇することになる。公的年金との関係で日本の貯蓄率が将来どうなるかについては今もってなお，それほど確定的ではない。今後における年金改革の内容次第である。

#### 2.4.2 ライフサイクル仮説の検証

次に（2）の問題，すなわちライフサイクル仮説が日本で成立しているか否かを調べてみたい。2.2 節で紹介したような単純なライフサイクル仮説が成立しているならば，各資産変数の係数はそれぞれ等しくなるはずである。勤労者世帯を例にとって，この点をまず検証してみよう。表2.4.1の推計結果によると1984年の場合，年金資産の係数は2.4%であり，金融資産2.6%，実物資産0.95%，退職金0.90%，生涯賃金等0.12%となっていた。係数はいずれも正であり，かつ有意であった。係数の大きさをくらべると金融資産が最大であり，以下，年金資産・実物資産・退職金・生涯賃金等の順になっている。また1979年の場合，係数の値はいずれも正であり，かつ有意であったが，係数の値は金融資産・実物資産・年金資産・退職金・生涯賃金等の順になっていた。1984年と比較すると，実物資産の係数値（1.6%）が若干高めであった。

ただし係数の値は必ずしも同じではない。資産項目の間に多少の代替性は認められるものの，消費に与える影響は資産が異なると微妙に
表 2.4.1 消費関数の推定結果（その1）

(ケース 1A : 60 歳未満)

1984年	1979年
勤労者世帯	非勤労者世帯	全世帯	勤労者世帯	非勤労者世帯	全世帯
1/Yd(万円)	89.0(39.5)	130.7(33.8)	126.8(90.4)	87.6(44.4)	90.8(16.5)	106.1(79.4)
HW/Yd	0.0012(4.45)	0.0050(14.2)	0.0041(23.3)	0.0025(11.5)	0.0058(15.9)	0.0038(23.7)
GSSW/Yd	0.0236(29.6)	0.0206(5.29)	0.0100(19.6)	0.0115(21.9)	0.0353(6.58)	0.0070(19.7)
RET/Yd	0.0090(9.38)	-	0.0102(10.2)	0.0042(4.41)	-	0.0067(6.79)
FA/Yd	0.0257(20.1)	0.0278(15.2)	0.0274(27.2)	0.0160(10.4)	0.0329(14.8)	0.0242(19.9)
RA1/Yd	0.0095(24.1)	0.0061(11.5)	0.0080(26.8)	0.0155(27.3)	0.0154(18.4)	0.0151(33.8)
N	0.0485(45.5)	0.0414(16.7)	0.0520(53.7)	0.0493(40.8)	0.0336(12.8)	0.0482(44.5)
D-AGE1	0.0108(0.59)	0.0315(0.41)	-0.1316(-7.96)	-0.0173(-0.98)	-0.1568(-2.23)	-0.0810(-4.74)
D-AGE2	0.0401(3.36)	-0.0199(-0.63)	-0.0705(-7.51)	0.0156(1.47)	-0.1046(-3.97)	-0.0327(-3.45)
D-AGE3	0.0320(3.41)	-0.0282(-1.51)	-0.0498(-6.85)	0.0160(1.75)	-0.1062(-5.51)	-0.0245(-3.06)
D-AGE4	0.0419(5.29)	-0.0013(-0.08)	-0.0178(-2.81)	0.0413(5.05)	-0.0730(-4.31)	0.0081(1.12)
D-AGE5	0.0734(10.8)	0.0641(4.45)	0.0366(6.30)	0.0773(10.1)	0.0075(0.49)	0.0577(8.54)
D-AGE6	0.1376(22.6)	0.0981(7.31)	0.1086(19.9)	0.1387(19.5)	0.0297(2.06)	0.1142(18.0)
D-AGE7	0.1512(26.5)	0.0811(6.54)	0.1267(24.2)	0.1691(24.8)	0.0309(2.17)	0.1371(22.3)
サンプル数	29,078	7,077	36,154	30,501	7,647	38,148
R²	0.9201	0.8981	0.9130	0.9076	0.8842	0.9006

回帰式： $ C/Yd=\alpha_{0}/Yd+\sum\beta_{i}Wi/Yd+\gamma N+\sum\delta_{j}D-AGE_{j}+u $
表 2.4.2 消費関数の推定結果（その2）

(ケース 1A : 60 歳未満)

1984年	勤労者世帯	1979年	勤労者世帯
1/Yd(万円)	84.0	(37.3)	71.6	(35.3)
HW1/Yd	-0.0002	(-0.12)	-0.0020	(-1.50)
HW2/Yd	0.0012	(1.36)	0.0022	(3.91)
HW3/Yd	0.0029	(4.27)	0.0016	(2.84)
HW4/Yd	0.0012	(1.74)	0.0036	(6.57)
HW5/Yd	0.0011	(1.45)	0.0023	(4.01)
HW6/Yd	0.0008	(0.97)	0.0018	(3.12)
HW7/Yd	0.0041	(4.80)	0.0018	(3.23)
HW8/Yd	0.0099	(12.3)	0.0082	(11.1)
GSSW1/Yd	0.0149	(3.07)	0.0077	(2.64)
GSSW2/Yd	0.0134	(6.00)	0.0100	(8.20)
GSSW3/Yd	0.0182	(11.2)	0.0104	(10.4)
GSSW4/Yd	0.0158	(10.6)	0.0089	(9.25)
GSSW5/Yd	0.0147	(9.38)	0.0091	(9.11)
GSSW6/Yd	0.0122	(7.66)	0.0071	(6.82)
GSSW7/Yd	0.0061	(3.75)	0.0085	(7.08)
GSSW8/Yd	0.0263	(19.8)	0.0310	(30.6)
RET1/Yd	-0.0108	(-1.81)	0.0076	(1.33)
RET2/Yd	-0.0010	(-0.37)	-0.0081	(-3.47)
RET3/Yd	-0.0044	(-2.28)	-0.0024	(-1.25)
RET4/Yd	0.0039	(2.00)	0.0008	(0.39)
RET5/Yd	0.0050	(2.21)	0.0054	(2.30)
RET6/Yd	0.0101	(3.68)	0.0102	(3.77)
RET7/Yd	0.0289	(8.90)	0.0196	(5.75)
RET8/Yd	0.0606	(17.1)	——	(——)
FA/Yd	0.0134	(10.3)	0.0022	(1.40)
RA1/Yd	0.0086	(22.2)	0.0140	(25.0)
N	0.0292	(24.5)	0.0298	(22.2)
D-AGE1	0.3137	(5.46)	0.4008	(7.29)
D-AGE2	0.2650	(9.02)	0.2264	(9.32)
D-AGE3	0.1646	(8.43)	0.2312	(11.5)
D-AGE4	0.2332	(13.5)	0.2058	(10.9)
D-AGE5	0.2688	(15.9)	0.2586	(14.0)
D-AGE6	0.3393	(22.4)	0.3373	(19.8)
D-AGE7	0.3187	(21.7)	0.3137	(20.0)
サンプル数	29,078	30,501
$ \overline{R}^{2} $	0.9238	0.9109
変数一覧
C/Yd	: 被説明変数
HW	: 生涯賃金等（将来本人負担の年金保険料控除後，生涯事業所得等を含む）
C（1A）	: 消費支出年額（『全消』ベースの消費支出 + 住宅の減価償却費）
Yd	: 可処分所得（『全消』ベース）
GSSW	: 公的年金給付現在価値
NSSW	: 公的年金資産（本人・事業主拠出分の年金保険料を除く）
PPT	: 本人および事業主拠出の年金保険料（過去拠出分現在価値）
FPT	: 本人および事業主拠出の年金保険料（将来拠出分現在価値）
RET	: 退職金
FA	: 金融資産（土地・住宅ローン以外の借入金控除後）
RA1	: 実物資産（土地・住宅ローン控除後，持家のみ）
N	: 世帯人員
D-AGE1	: 年齢ダミー（~24歳）
D-AGE2	: 年齢ダミー（25~29歳）
D-AGE3	: 年齢ダミー（30~34歳）
D-AGE4	: 年齢ダミー（35~39歳）
D-AGE5	: 年齢ダミー（40~44歳）
D-AGE6	: 年齢ダミー（45~49歳）
D-AGE7	: 年齢ダミー（50~54歳）
(55~59歳：基準)

注：人的資産変数末尾の数字は年齢区分（年齢ダミーの数字と同じ）を表す。

違っていた。とくに 1984 年の場合には金融資産（FA）と持家の実物資産（RA1）では違いが大きかった $ ^{注10} $ 。ちなみに 1984 年における非勤労者世帯の場合，表 2.4.1 によると金融資産の係数は 2.8% 前後となっていた一方，実物資産の係数値は 0.6% であった。1984 年においては金融資産をとり崩すことはあっても，実物資産は最後まで保有され遺産として残された可能性が大きい $ ^{注11} $ 。

また生涯賃金等の係数は単純なライフサイクル仮説が予想するオーダーよりはるかに小さかった $ ^{注12} $ 。人的資産関連の評価額を年齢階層ごとに区分して説明変数とした回帰モデル（表2.4.2）によると，生涯賃金（HW）の係数は1984年の場合には有意でないものの方が多かった（50歳代および30歳代前半層しか有意でない）。1979年の場合には，ほとんどの年齢層で係数の値は有意であったが，50歳代後半層および20歳代前半層を除くと0.2～0.4%にすぎなかった。この値は年金資産の係数値とくらべると，どの年齢層でも小さい（ほぼ4分の1）。一方，表2.4.2によると退職金の係数が有意であるのは1984年の場合には30歳以上の年齢層1979年の場合には40歳以上の年齢層にそれぞれ限られていた。若年層の場合，退職金が消費支出に影響を与えることはなかった。また退職金の係数が有意の場合には，退職時点が近い年齢層ほど係数の値が大きくなっていた。

なお平均消費性向は世帯人員が多いほど高かった。また表2.4.2によると40歳代後半層で年齢別の平均消費性向はピークをうっていた。さらに20歳代の消費は旺盛であった。いずれも第1章の分析結果と基本的に合致している。また表2.4.2によると，自由度修正済み決定係数の値は1984年が0.92強，1979年が0.91強となっている。3万前後の大サンプルで推定した結果としては説明力がきわめて高い $ ^{注13} $ 。

以上の分析結果をみるかぎり，日本で単純なライフサイクル仮説が成立していたとは必ずしもいえない。ライフサイクル的な要素が家計貯蓄にまったくないとは言えないものの，現実の貯蓄をどれだけ説明しうるかという点ではそれ
ほど多くを期待できない。これが目本の現実ではないだろうか $ ^{注14} $ 。なお，この点に関するかぎり欧米でも同様の結果が数多く示されている $ ^{注15} $ 。

#### 2.4.3 中立命題の検証

もう１つの問題，すなわち先に述べた（３）中立命題の検証に移ろう。高山ほか（１９９０）で明らかにしたように現在の公的年金資産は，家計みずからの保険料積立による年金資産と他世代からの移転分とから成り立っている。しかも現時点の中高年齢層にとっては公的年金資産の大部分が移転分である。いま家計がこの資産移転の実態を正しく認識していたとしよう。このとき，いわゆる「中立命題」が成立すれば，家計は自発的に世代間移転を相殺するように消費・貯蓄行動をとるはずである。つまり移転分（NSSW）は消費にはまったく影響を与えない一方，過去の保険料積立分（PPT）および将来保険料負担の現在価値（FPT）の係数が他の資産と同程度の影響力を持つことになる。

実際はどうか。1984年データによると勤労者世帯の場合，NSSWの係数はマイナス0.47%であり，かつ有意であった（表2.4.3参照）。一方，1979年データによると勤労者世帯の場合，NSSWの係数は0.34%であり，これも有意であった。両年とも係数値のオーダーは非常に小さい $ ^{注16} $ 。

しかし，このことから両年において勤労者家計で「中立命題」が成立していたとは言えない。そもそもNSSWの係数値はなぜ小さく推定されたのか。それはPPTの係数が過大に推定されたことと表裏一体の関係になる。ちなみに勤労者家計においてPPTの係数値は27%（1984年）あるいは23%（1979年）であり，著しく高い。

むしろ，われわれが制度にもとづいて推計したPPTと家計が認識している年金保険料払込総額との間には少なからぬ乖離があった，と考える方が自然であろう。家計は年金給付総額については比較的正確な情報をもっており，年金給付水準に対応した消費支出を行っている。他方，年金保険料の払込み分については，われわれが推計したPPTよりかなり過大に認識している。その結果，PPTの係数が過大になり，他方でNSSWの係数が過小になった。このように考える方が妥当ではないだろうか。つまりは家計は年金による世代間移転の実態を必ずしも正しく認識してはいなかったのである。

いずれにせよ日本で中立命題が成立しているという論点については，かなり疑問の余地が多い。PPTの係数値が異常に大きく，中立命題ではこれを説明できないと思われるからである。

### 2.5 むすび

本章では，前節の冒頭に示した3つの問題を考察してきた。『全消』(1979年, 1984年)の個票データを用いながら実証的に分析を試みた結果を要約すると，次のようになる。

まず第1に，公的年金制度の存在によって現役世代（世帯主60歳未満）の貯蓄率は低下した。勤労者世帯の場合には公的年金給付の割引現在価値のほぼ1%前後（1984年には1.2～1.8%，1979年には0.7～1.0%）が消費にまわされた格好である。老後における一定レベルまでの所得保障（公的年金）は老後のための個人貯蓄と多かれ少なか代替関係にある。このことが日本で確認されたのである。

第2に，日本で単純なライフサイクル仮説が成立していたとは必ずしもいえない。それぞれ
表 2.4.3 消費関数の推定結果（その3）

(ケース 1A : 60 歳未満)

1984年	1979年
勤労者世帯	非勤労者世帯	全世帯	勤労者世帯	非勤労者世帯	全世帯
1/Yd(万円)	83.9(38.1)	131.2(31.0)	136.4(88.6)	84.5(45.6)	96.3(14.5)	105.9(84.7)
HW/Yd	-0.0006(-1.78)	0.0050(14.1)	0.0053(28.9)	0.0031(15.1)	0.0060(17.9)	0.0046(30.8)
NSSW/Yd	-0.0047(-4.32)	0.0210(4.55)	-0.0055(-4.91)	0.0034(3.94)	0.0711(1.66)	-0.0002(-0.24)
PPT/Yd	0.2663(41.8)	0.0313(0.33)	0.1225(23.1)	0.2270(17.8)	-0.6159(-0.70)	0.1815(14.6)
FPT/Yd	0.0178(8.59)	0.0149(1.26)	-0.0159(-10.5)	-0.0090(-2.76)	-0.1050(-1.87)	-0.0165(-6.18)
RET/Yd	0.0080(8.38)	-	0.0123(12.1)	0.0080(8.92)	-	0.0106(11.4)
FA/Yd	0.0180(14.1)	0.0277(15.0)	0.0251(25.0)	0.0131(9.52)	0.0230(11.5)	0.0184(16.8)
RA1/Yd	0.0087(22.7)	0.0061(11.4)	0.0083(27.9)	0.0148(28.7)	0.0141(18.3)	0.0145(35.5)
N	0.0426(39.1)	0.0412(16.4)	0.0479(47.7)	0.0486(42.3)	0.0319(13.0)	0.0464(45.5)
D-AGE1	0.1908(9.06)	0.0356(0.45)	0.0068(0.35)	0.0927(4.74)	-0.0673(-0.91)	0.0177(1.00)
D-AGE2	0.1314(9.61)	-0.0154(-0.47)	0.0043(0.37)	0.0645(5.17)	-0.0410(-1.25)	0.0144(1.37)
D-AGE3	0.0780(7.66)	-0.0248(-1.24)	-0.0175(-2.06)	0.0278(2.80)	-0.0604(-2.52)	-0.0089(-1.07)
D-AGE4	0.0559(6.86)	0.0014(0.08)	-0.0109(-1.56)	0.0161(1.92)	-0.0462(-2.65)	-0.0042(-0.58)
D-AGE5	0.0593(8.72)	0.0660(4.41)	0.0263(4.32)	0.0297(3.85)	0.0338(2.29)	0.0325(4.86)
D-AGE6	0.1050(17.4)	0.0990(7.31)	0.0884(15.8)	0.0875(12.1)	0.0620(4.53)	0.0894(14.3)
D-AGE7	0.1122(19.8)	0.0810(6.53)	0.1041(19.7)	0.1132(15.9)	0.0525(3.73)	0.1061(11.3)
サンプル数	29,078	7,077	36,154	30,501	7,647	38,148
R²	0.9239	0.8981	0.9143	0.9207	0.8979	0.9138
の資産の間に多少とも代替関係が認められたものの，それは1対1の完全な代替関係とはなっていない。ライフサイクル的な要素が家計貯蓄にまったくないとはいえないものの，現実の貯蓄については単純なライフサイクル仮説とは別の視点から説明する必要がある。

第3に，中立命題は日本では成立していなかった。家計は公的年金制度による世代間の資産移転分をかなり過少に評価していたようである。

上記の要約 1 については，あくまでも 1979 年および 1984 年に関する推定結果であることに注意する必要がある。公的年金制度が将来の年金改革によってどうなるかはきわめて不確実である。年金改革の内容次第によっては現役世代の貯蓄率がかえって上昇する可能性さえある $ ^{注17} $ 。また世帯主が 60 歳以上の世帯や単身者世帯についても公的年金と消費・貯蓄がどう関係しているかを別途調べなければならない。ただし，それは今後の課題としたい。

（注17）石川（1990）は遺産動機が家計の貯蓄にどう影響するかについても整理している。公的年金制度があっても貯蓄がふえることを理論的可能性として指摘しており，興味深い。
日本語文献〔五十音順〕

麻生良文（1990）「公的年金制度と貯蓄」貯蓄経済研究センター編『人口の高齢化と貯蓄・資産選択』ぎょうせい，第5章。

麻生良文・野口悠紀雄（1988）「公的年金が貯蓄労働供給に与える影響」，1988年度理論計量経済学会報告論文（京都大学9月）。

アルバート安藤・山下道子・村山淳喜（1986）「ライフ・サイクル仮説に基づく消費・貯蓄の行動分析」『経済分析』第101号, pp.25 - 139。

石川経夫（1990）「家計貯蓄と世代間の富の伝達」(石川経夫『所得と富』第7章第1節，岩波書店，近刊)

大沢定順（1990）「貯蓄の理論的分析——ライフサイクル仮説の意義」貯蓄経済研究センター編『人口の高齢化と貯蓄・資産選択』ぎょうせい，第2章。

佐々木基彦・橘木俊詔（1985）「公的年金が世代別貯蓄率と資産形成に与えた影響」『季刊社会保障研究』，Vol.21, No.1。

生命保険文化センター（1990）『老後の生活設計に関する調査』

高山憲之（1985）「年金改正と今後の課題」『経済研究』36（2）。

高山憲之・舟岡史雄・大竹文雄・関口昌彦・滋谷時幸（1989）「日本の家計資産と貯蓄率」『経済分析』第116号。

高山憲之・舟岡史雄・大竹文雄・関口昌彦・滋谷時幸・上野大・久保克行（1990）「人的資産の推計と公的年金の所得再分配効果」『経済分析』第118号。

野口悠紀雄（1982）「わが国公的年金の諸問題」『季刊現代経済』秋号。

深尾光洋編（1986）『日本の財政・金融問題』東洋経済新報社。

本間正明・跡田直澄・岩本康志・大竹文雄（1987）「年金：高齢化社会と年金制度」，浜田宏一・堀内昭義・黒田昌裕編「日本経済のマクロ分析」所収，東京大学出版会。

吉川薫（1982）「公的年金は個人貯蓄を減少させるか」『ESP』4月号。

英語文献（アルファベット順）

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Bernheim, B.D., A. Shleifer and L.H. Summers (1985), "The Strategic Bequest Motive," Journal of Political Economy, Vol.93, pp.1045 - 1075.

Boskin, M., L. Kotlikoff, D. Puffert, & J. Shoven (1987), "Social Security: A Financial Appraisal across and within Generations," National Tax Journal, Vol. XL, No. 1, pp. 19 - 34.

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## 第 3 章 公的年金と男子高齢者の労働供給

### 3.1 はじめに

わが国における高齢者の就業率は国際的にみて非常に高い。ただし最近，わが国でも高齢者の就業率は徐々に低下しつつある。このような就業率の低下をもたらした1つの要因として，公的年金制度の充実がしばしば指摘されている。いったい公的年金によって高齢者の就業行動はどの程度まで影響をうけるか。とくに被用者年金（厚生年金および共済年金）の支給開始年齢を60歳から65歳へ引き上げることによって高齢者の就業行動はどう変わるのか。

定年がようやく 60 歳になろうとしている現在において，支給開始年齢の引上げをおこなうと，65 歳までの雇用は十分に確保されないことになるという不安が労働団体を中心に強く表明されている。この不安の背後にある考え方は，支給開始年齢が引き上げられると労働者は 65 歳までの雇用継続を希望するというものである。日本の労働者は実際に 65 歳まで雇用され働きつづけることを希望しているだろうか。

本章の目的は，高齢者の就業行動とくに被用者（「被雇用者」をここでは単に「被用者」ということにする）選択がどの程度まで年金受給額に感応的であるかを実証的に調べることにある。その給果にもとづいて支給開始年齢引上げのさいに深刻な失業者を増大させないためにはどのような政策手段が必要となるかを示唆したい。

使用するデータは『全消』の個票データである。本章におけるわれわれの関心はあくまでも被用者年金における支給開始年齢の引上げ問題にある。そのため，ここでは高齢者のなかから現役の被用者および過去に被用者であった自営業者・退職者のサンプルを抜き出して分析を行う。

従来の研究においては，公的年金が「就業か退職か」という二者択一にどのような影響をあたえるかという問題が数多く取り扱われてきた。確かに高齢化社会における高齢労働力の活用という観点からみれば，このような問題設定は重要である。しかし被用者年金の支給開始年齢引上げと65歳代前半層の雇用確保との関係を明らかにするためには，公的年金が雇用状態にどのような影響を与えるかを分析する必要がある。高齢者の場合，雇用以外にも自营業・農業等の就業形態がある。被用者と自营業就業者では労働供給行動は大きく異なる可能性がある。したがって本章では就業形態を被用者と被用者以外とに分けて考察してみたい。具体的には公的年金が，被用者就業・被用者以外の就業・非就業の3つの選択行動にどのような影響を与えるかを多項ロジットモデルを用いて定量的に分析する。そのさい公的年金の水準によって，その効果がどのように変化するかをも検討する。

本章で得られた結論をあらかじめ要約しておこう。第1に，公的年金には退職を促進させる効果がある。ちなみに60歳代前半の男子サラリーマンおよびサラリーマンOBの場合，公的年金を受給しながら被用者をつづけているのは30％弱にすぎない。第2に，公的年金の退職促進効果は年金給付水準によって異なる。年金給付水準が高くなるにしたがって限界的な退職促進効果は小さくなる。被用者率の年金弾力性が年金給付水準の上昇とともに低下するからである。第3に，年金給付の就業に与える効果は雇用に対するものと雇用以外の就業に対するものでは，大きく異なっている。すなわち年間120万円以上の年金給付がある場合，被用者率の年金給付に対する弾力性は，自営業就業率の年金弾力性に比べて絶対値が非常に小さい。ちなみに60歳代前半の男子高齢者の場合，年金給付が年間120万円を超えると被用者率の年金給付に対する弾力性はマイナス0.3～マイナス0.1になる。また年金給付が年間300万円以上になると年金給付が限界的に変化しても被用者率は有意