Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
考えられるが，その場合には逆に貯蓄率を増大させる傾向が生じる。

（６）実質所得変化率の増大は，恒常所得仮説の意味で貯蓄率を高める。また，勤労者の臨時収入が定期・臨時の収入合計に占める割合を変動所得部分の指標とみなすならば，この（７）変動所得比率の増大は貯蓄率の増大をもたらすであろう。

貯蓄率，とくにその住宅投資部分については，住宅ローンの拡大が影響を持つと考えられる。すなわち，住宅ローンの拡大は住宅投資率を増加させる。この場合，金融資産貯蓄率はむしろ低下するであろう。建築価格の下落も住宅ローンの拡大と同様の効果を持つとみられる。住宅ローン変数については，住宅金融公庫ローンと全国銀行住宅ローンの2時系列が利用可能である。最近では後者の重要性が高まっているが，この時系列は残高は昭和40年，新規貸出は41年以降しか存在しない。したがって，40年以前については，（9）住宅金融公庫ローン，それ以後については，（10）全国銀行住宅ローンの2変数を併用し，それぞれ新規貸出の前年末残高に対する比率を独立変数とした。

（11）実質利子率は金融資産貯蓄率には正，消費率には負の効果を持つと考えられる。ここでは，利子率として定期預金利子率を用いるが，一般に金利の低下と物価の上昇は住宅投資率を刺激すると考えられる。

(12)消費者物価変化率の上昇は金融資産貯蓄率に対して負，住宅投資率に対して正の効果をもつと考えられる。また，消費者物価変化率の上昇は消費者に対し，買い急ぎを促すという意味では消費率に正の影響をもつ。ただし，消費者物価の上昇率の増大は，消費者に将来の実質所得の減少を予想させ恒常所得の減少，したがって消費率の減少をもたらす効果も考えられる。

最後に，(13)実質所得水準の上昇は貯蓄率の上昇と消費率の低下をもたらすであろう。これは，貯蓄関数および消費関数を線形1次式であらわしたとき切片がそれぞれ負および正の値をとることを根拠としている。

方程式（2 - 3）—（2 - 6）は，多数の説明変数を含み，やく20年の時系列という限られた情報量からそのおのおの頁献度を推定することは，困難である。すなわち，（2 - 3）—（2 - 6）式を時系列データにより直接に最小二乘法を試みる場合には，多重共線性のため，係数推定値が著しく不安定になる恐れがある。したがって，他の研究でも試みたように，ここでもクロス・セクション・データと時系列データをプールするPooling methodを適用することにする。すなわち，筆者らはすでに昭和45—49年の貯蓄動向調査の勤労者世帯の個票を用いて，つぎの方程式を推定している。

$$ \begin{aligned}&SF_{r}/Y_{r}=\alpha_{1}+\beta_{1}\Bigg(\frac{W_{-1},_{r}}{P}/Y_{r}\Bigg)\\&+\gamma_{1}(C_{-1,r}/Y_{r})+\pmb{\delta}_{1}N_{r}+\pmb{\varphi}_{1}(1/Y_{r})+\nu_{1r}\\&SR_{r}/Y_{r}=\alpha_{2}+\beta_{2}\Bigg(\frac{W_{-1},_{r}}{P}/Y_{r}\Bigg)\\&+\gamma_{2}(C_{-1,r}/Y_{r})+\pmb{\delta}_{2}N_{r}+\pmb{\varphi}_{2}(1/Y_{r})+\nu_{2r}\\&SO_{r}/Y_{r}=\alpha_{3}+\beta_{3}\Bigg(\frac{W_{-1},_{r}}{P}/Y_{r}\Bigg)\\&+\gamma_{3}(C_{-1,r}/Y_{r})+\pmb{\delta}_{3}N_{r}+\pmb{\varphi}_{3}(1/Y_{r})+\nu_{3r}\\&C_{r}/Y_{r}=\alpha_{4}+\beta_{4}\Bigg(\frac{W_{-1},_{r}}{P}/Y_{r}\Bigg)\\&+\gamma_{4}(C_{-1,r}/Y_{r})+\pmb{\delta}_{4}N_{r}+\pmb{\varphi}_{4}(1/Y_{r})+\nu_{4r}\\ \end{aligned} $$

ここで，rは各家計を示す添字である。この推定結果は，第1表のとおりである $ ^{7} $ 。この表の係数推定値の下の括弧内の数字はt-統計量であり， $ \bar{R}^{2} $ は自由度調整ずみの重相関係数，Seは方程式の標本推定誤差である。さて，この方程式の推定値を $ \hat{\alpha}_{i} $ ， $ \hat{\beta}_{i} $ ， $ \hat{\gamma}_{i} $ ， $ \hat{\delta}_{i} $ であらわし，(2-3)—(2-6)式をまず次のように書直す。

$$ SF_{\tau}^{*}/Y_{\tau}=\alpha_{1}^{\prime}+\sum_{k=1}^{\infty}\varepsilon_{1k}X_{k,k} $$
第1表 貯蓄動向調査による貯蓄・消費関数推定結果¹

番号	被說明变数	$ \frac{W_{-1}}{P}/Y $	C.1/Y	N	1/Y	常数項	$ \overline{R}^{2} $ (Se)
a	SF/Y	-0.0954(14.8)	-0.1286(6.38)	-0.0169(2.85)	-43.4672(1.88)	0.3606(11.2)	0.0501(0.4855)
b	SR/Y	0.0194(4.45)	0.0155(1.13)	0.0038(0.94)	-48.0176(3.05)	0.0377(1.72)	0.0056(0.3296)
c	SO/Y	0.0150(4.72)	0.0126(1.26)	-0.0073(2.49)	-36.1250(3.15)	0.0520(3.26)	0.0070(0.2399)
d	CI/Y	0.0610(14.4)	0.1005(7.56)	0.0204(5.21)	127.6098(8.34)	0.5496(25.8)	0.0734(0.3202)

1）昭和45，46，47，48，49年の貯蓄動向調査の勤労者世帯の個票データをすべてプールし，各年に対し常数項シフトをあらわすダミーを加えて推定した結果である。標本数は合計5793。ダミー変数の係数推定値は略す。

$ (2-12) $

$$ S R_{\tau}^{*}/Y_{\tau}=\alpha_{3}^{\prime}+\sum_{k=1}^{\infty}\varepsilon_{3k}X_{k,t}\quad, $$

$$ \mathcal{S O}_{\tau}^{\ast}/Y_{\tau}=\alpha_{3}^{\prime}+\sum_{k=1}^{\infty}\varepsilon_{3k}X_{k,\tau}\quad, $$

$$ C_{f}^{*}/Y_{f}=\alpha_{4}^{\prime}+\sum_{k=1}^{m}\varepsilon_{4k}X_{k,f}\quad, $$

ただし，$SF_{t}^{*}$，$SR_{t}^{*}$，$SO_{t}^{*}$，$C_{t}^{*}$はつぎのように定義する。

$ (2 - 15) $

$$ {S F_{t}}^{*}/Y_{t}=S F_{t}/Y_{t}-\hat{\alpha}_{1}-\hat{\beta}_{1}\Bigg(\frac{W_{t-1}}{P_{t}}/Y_{t}\Bigg) $$

$$ \hat{\gamma}_{1}(C_{t-1}/Y_{t})\hat{-\delta_{1}}N_{t}\quad, $$

$$ \begin{align*}{S R_{t}}^{*}\left/Y_{t}\right.&={S R_{t}}\left/Y_{t}-\hat{\alpha}_{2}-\hat{\beta}_{2}\right(\frac{W_{t-1}}{P_{t}}\left/Y_{t}\right)\\&-\hat{\gamma}_{2}(C_{t-1}\left/Y_{t}\right)-\hat{\mathcal{S}}_{2}N_{t}\end{align*}, $$

$$ \begin{align*}{S O_{t}}^{*}\left/Y_{t}\right.&={S O_{t}}\left/Y_{t}\right.-\hat{\alpha}_{3}-\hat{\beta}_{3}\Bigg(\frac{W_{t-1}}{P_{t}}\left/Y_{t}\right.\Bigg)\\&-\hat{\gamma}_{3}(C_{t-1}\left/Y_{t}\right)-\hat{\pmb{\delta}}_{3}N_{t}\end{align*}, $$

$$ \begin{align*}C_{t}^{\star}/Y_{t}=C_{t}/Y_{t}-\hat{\alpha}_{4}-\hat{\beta}_{4}\Bigg(\frac{W_{t-1}}{P_{t}}/Y_{t}\Bigg)\\-\hat{\gamma}_{4}(C_{t-1}/Y_{t})-\hat{\mathcal{S}}_{4}N_{t}\end{align*}, $$

上記のように，すでにクロス・セクション・データにより$\alpha_{j}$の推定値をえているが，ここでさらに常数項$\alpha_{j}$を加えたのはクロス・セクション・データと時系列データの間の経済主体の範囲の相違を考慮したためである$^{8})$。また，$\varphi_{j}$は貯蓄関数（または消費関数）を貯蓄額（または消費額）の1次式であらわした場合の常数項に当る。この部分もクロス・セクション・データによる推定値がえられているが，クロス・セクション・データと時系列データの間の経済主体の範囲の相違はこの$\varphi_{j}$にもあらわれると考える。したがって，後述のように，1/Yを時系列回帰方程式の独立変数に加え$\varphi_{j}$は時系列データから推定することにする。

さて，第1表に示した推定値$\hat{\alpha}_{i}$，$\hat{\beta}_{i}$，$\hat{\gamma}_{i}$，$\hat{\delta}_{i}$と$Y_{t}$，$W_{t-1}/P_{t}$，$C_{t-1}$，$N_{t}$の時系列データを$(2-15)\text{—}(2-18)$式に代入することにより，$(2-11)\text{—}(2-14)$式の左辺の時系列を算出しうる。したがって，これらの時系列を$X_{k,t}$の時系列の上に回帰させることにより，$\varepsilon_{ik}$および$a_{j}$（$j=1,2,3,4,k=1,2,\ldots,m$）の推定値を求めることができるのである。

### 3. 推定結果

昭和29～50年の国民所得統計の暦年時系列により（2-11）—（2-14）式を推定した。上記のように，$\frac{W_{t-1}}{P_{t}}/Y_{t}, C_{t-1}/Y_{t}$，および$N_{t}$以外の説明変数は，$X_{k,t}\quad(k=1,2,\ldots,13)$の13であ
第2表 貯蓄・消費関数推定結果（1）

番号	被說明变 数	1/Yt	πt	ωt	gt	Prd/Pt	l t	l t′	常数項	R²/(Se)	D.W.
Ia	SFt*/Yt	112.3(2.56)	2.1008(3.55)	-0.2636(3.62)	-0.0521(4.41)	-0.2880(2.89)	0.7354(0.0125)	1.46
Ib	SRt*/Yt	-133.0(12.0)	-1.2923(8.63)	0.0268(1.45)	0.0043(1.44)	0.2422(9.59)	0.9805(0.0032)	2.28
Ic	SOt*/Yt	-29.69(2.40)	-0.6502(3.90)	0.0140(0.68)	0.0044(1.33)	0.0990(3.52)	0.6229(0.0035)	2.37
Id	Ct*/Yt	50.40(1.20)	-0.1583(0.28)	0.2229(3.19)	0.0433(3.83)	-0.0531(0.56)	0.8897(0.0120)	1.31
IIa	SFt*/Yt	68.70(1.77)	1.5573(2.23)	0.1403(1.89)	-0.3867(3.34)	0.5504(0.0163)	0.73
IIb	SRt*/Yt	-128.7(20.5)	-1.3689(12.1)	0.0379(3.15)	0.2153(11.5)	0.9865(0.0026)	2.31
IIc	SOt*/Yt	-31.06(3.79)	-0.6257(4.24)	-0.0223(1.42)	0.1234(5.05)	0.6419(0.0034)	2.03
IId	Ct*/Yt	91.09(2.78)	0.4347(0.74)	-0.1559(2.49)	0.0482(0.49)	0.8545(0.0137)	0.60
Ⅲa	SFt*/Yt	37.56(0.76)	-0.9277(1.55)	-0.1657(1.94)	-0.0422(2.63)	0.7676(1.69)	0.5959(0.0154)	0.99
Ⅲb	SRt*/Yt	-103.2(5.86)	0.7818(3.68)	-0.0362(1.20)	-0.0041(0.73)	-0.5673(3.51)	0.9415(0.0055)	1.10
Ⅲc	SOt*/Yt	-7.408(0.51)	0.2981(1.72)	-0.0164(0.66)	0.0012(0.27)	-0.2361(1.79)	0.3916(0.0045)	1.76
Ⅲd	Ct*/Yt	73.06(1.90)	-0.1522(0.33)	0.2183(3.30)	0.0450(3.63)	0.0359(0.10)	0.8898(0.0119)	1.22
IVa	SFt*/Yt	109.9(3.32)	-1.7293(3.92)	0.2124(3.64)	1.1205(3.28)	0.6906(0.0135)	1.06
IVb	SRt*/Yt	-114.0(8.52)	0.8031(4.50)	-0.0182(0.77)	-0.5644(4.09)	0.9418(0.0055)	0.97
IVc	SOt*/Yt	-28.69(3.13)	0.4288(3.51)	-0.0486(3.00)	-0.2800(2.96)	0.5744(0.0037)	1.78
IVd	Ct*/Yt	32.77(0.99)	0.4973(1.13)	-0.1456(2.50)	-0.2759(0.81)	0.8600(0.0135)	0.56
Va	SFt*/Yt	-50.07(3.23)	1.0983(3.80)	-0.2437(3.53)	-0.0538(4.70)	-0.1441(2.58)	0.7505(0.0121)	1.49
Vb	SRt*/Yt	-35.31(5.56)	-0.5306(4.47)	0.0058(0.20)	0.0052(1.11)	0.1263(5.51)	0.9518(0.0050)	1.33
Vc	SOt*/Yt	18.47(3.29)	-0.2014(1.92)	-0.0005(0.02)	0.0048(1.16)	0.0282(1.39)	0.4135(0.0044)	2.24
Vd	Ct*/Yt	66.91(4.60)	-0.3663(1.35)	0.2384(3.68)	0.0438(4.07)	-0.0103(0.20)	0.8999(0.0114)	1.43
VIa	SFt*/Yt	-46.83(2.19)	0.8036(1.98)	0.1299(1.65)	-0.2704(3.08)	0.5286(0.0167)	0.80
番号	被說明变
数	1/Yt	πt	ωt	gt	Prt/Pt	l t	l t′	常数項	R2/(Se)	D.W.
VIb	SRt* /Yt	-28.83
(4.80)	-0.6673
(5.85)	0.0438
(1.98)	0.1093
(4.43)	0.9573
(0.0047)	1.07
VIC	SOt* /Yt	9.944
(1.73)	-0.1940
(1.77)	-0.0286
(1.35)	0.0644
(2.73)	0.3904
(0.0045)	1.90
VID	Ct* /Yt	65.71
(3.67)	0.0576
(0.17)	-0.1452
(2.20)	0.0968
(1.32)	0.8503
(0.0139)	0.56

る。このうち， $ X_{k,t} $ の選択については次のような方法をとることとした。第1に，1/Yおよび常数項はどの方程式に対しても含めることにする。第2に，（1）分配効果をあらわす変数（ $ \pi $ ， $ \omega $ およびg）および，（2）住宅投資に影響を与える変数（ $ P_{r}/P $ および $ l-l' $ ）の中からそれぞれ1変数ずつを選ぶ。第3に，上記の説明変数に加えて，その他の変数（u，d，y，v，r，および $ \dot{P} $ ）から1ないし2を方程式に含めてその説明力を観察する。

なお，以下の推定結果の評価においては，その他投資の方程式の結果には，ほとんど触れないことにする。それは次に述べるように，この研究では，とくにその他投資のための独立変数の選択を行なっておらず，方程式型の意味づけもあまり理論的といえないからである。すなわち，第2節の初めでみたように，その他投資は個人企業の設備投資額および在庫投資額から個人部門より法人部分への土地の売却額を差引いた額である。しかし，ここでの貯蓄関数は主として個人の金融資産蓄積と住宅投資に関する動機にもとづいて構成したものであり，その他投資に対する方程式としては必ずしも適切ではない。ただ，個人企業の設備投資および在庫投資を説明するうえでもっとも重要と思われる所得変数が含まれているため，ここで用いたその他投資関数も，以下で示すように，かなりの程度までの現実説明力を持っている。

第2表は，上記の方針にしたがい，まず分配効果をあらわす変数と住宅投資に影響を与える変数のうちからそれぞれ1変数を選んで最小二乘法を行なった結果を表示したものである。この場合独立変数の組合わせは計6通りあるが，その組合わせをあらわす記号としてローマ数字Ⅰ，Ⅱ等を用いる。従属変数は，金融資産貯蓄率，住宅投資率，その他投資率，および消費率であるが⁹)，そのそれぞれをa，b，cおよびdであらわす。たとえば，Iは分配効果の独立変数からはπ，住宅投資に関する独立変数からはlおよびl'を選んだ組合わせをあらわすことにする。したがって，Iaはこの独立変数を持つ方程式のうち，金融資産貯蓄率を説明する方程式である。また，諸統計量の表示形式は第1表と同様であるが，D.W.はダービン・ワトソン比である。

分配効果に関する独立変数ではπおよびgはほぼ同程度の説明力を持つが，ωはやや説明力が劣ると考えられる。たとえば，IとIIIを比較するとき，Iのπのt値はIIIのωのt値とくらべてa，b，cのいずれにおいても高く，dについてはどちらも同程度に値が低い。

また，$\overline{R}^{2}$ は $a, b, c$ のいずれについても，I の方がIIIよりかなり高い値を示し，dではIとIII はほとんど等しい。VとIIIを比較した場合も，ほぼ同様の意味で，VがIIIよりすぐれているといえる。

IとVを比較したとき，金融資産貯蓄率と消費率に関しては，VがIよりも，t値， $ \overline{R}^{2} $ ともに若干すぐれている。しかし，住宅投資率とその他貯蓄率については，IがVより説明力が高いといえる。

次に，住宅投資率に対する説明変数について
は， $ P_{r}/P,\ l-l' $ のいずれも，住宅投資率に対する説明要因として満足すべき変数とはいえないが，全般的にみて， $ l-l' $ の方が説明力も高く，効果の方向も妥当であると思われる。まず，IbとIIbを比較した場合，Ibにおいてもlのt値は1.45， $ l' $ のt値は1.44で必ずしも高くはないが，IIbにおける $ P_{r}/P $ は符号条件を満さない。VbとVIbの比較においても，ほぼ同様のことがいえる。ただし，IIIbとIVbを比較したときは，IIIbでは $ l $ と $ l' $ がともに符号条件を満さず，IVbでは $ P_{r}/P $ が符号条件を満すが，t値からみた有意性は低い。

住宅投資率の説明変数として選んだこれらの変数は，間接的に金融資産貯蓄率および消費率にも影響を与えているから，この角度からも推定結果を検討しておかねばならない。すなわち，lおよび $ l' $ の増大は住宅投資を刺激するとともに，純額での金融資産貯蓄率を減少させる。また，借入金が増大したときは，そうでなかったときよりも，支出しうる金融資産残高に余裕が生じるため消費を刺激するであろう $ ^{10} $ 。他方， $ P_{r}/P $ の低下は住宅投資を刺激すると同時にこれに必要な資金繰りのため金融資産残高を減少させるであろう。また， $ P_{r}/P $ を住宅投資と消費支出という2つの代表的支出項目に対する価格変数とみなすならば， $ P_{r}/P $ の低下は消費支出を減少させると考えられる。推定結果によれば，金融資産貯蓄率については，いずれの方程式においても， $ l-l' $ と $ P_{r}/P $ はともに符号条件を満足し，t値も大体において高い。ただし， $ \overline{R}^{2} $ についてみるかぎり，Ia，VaはそれぞれIIa，VIaよりも $ \overline{R}^{2} $ がかなり高いが，IIIaはIVaより $ \overline{R}^{2} $ が若干低いことがわかる。消費率については，Id，IIId，Vd，ではすべて $ l\not\sim l' $ が符号条件を満足し，t値も高い。これに対し，IId，IVd，VIdでは $ P_{r}/P $ の符号はすべて負となっている。

上述のように， $ P_{r}/P $ を代替的支出に対する価格変数とみなすならば，代替効果に関するかぎり $ P_{r}/P $ の低下は消費率を減少させる効果を持つと考えられる。ただし， $ P_{r}/P $ の低下は住宅が支出費目として非常に大きいため，大きな所得効果を持つはずであるから，これが代替効果を上回るならばかえって消費支出を増大させる効果を持つとも考えられる。 $ P_{r}/P $ の消費率への影響については，このような解釈も可能であるが， $ \overline{R}^{2} $ が $ l\;\stackrel{\rightharpoonup\;l}{} $ を用いた方程式の方が高い点も考慮すれば， $ P_{r}/P $ よりも $ l\;-l^{\prime} $ を採択する方が妥当であろう。

上記の理由で，一応方程式IおよびVを採用することにした。すなわち，まず，分配効果に関してはπまたはgをとり，住宅投資への影響に関してはl-l'をとることにした。そのうえで，その他の変数が，貯蓄率の決定に関し，有意な効果を持ち説明力を高めるかを検討した。その結果は第3表に示すとおりである。方程式VII～XIIは，方程式Iに失業率u，有効求人倍率d，所得変化率y，変動所得比率v，実質利子率r，および物価上昇率Pをそれぞれ加えた方程式であり，方程式XIII～XVIIIは，方程式Vに上記の変数をそれぞれ加えた方程式である。また，a，b，c，dの意味については，第2表と同じである。

前節でも記したように，失業率の効果については2つの解釈があり，分配効果をあらわすとみれば，失業率の上昇が貯蓄率の低下と消費率の上昇をもたらす。しかし，すでに分配効果に関してはπまたはgを説明変数に用いているからその意味では重複することになる。また，事実VIIおよびXIIIの推定結果は消費率に対する係数が負，貯蓄率に対する係数が正であって，分配効果で考えられる符号とは逆の符号を示しているからこの解釈をとることはできない。失業率を労働者が自己の就業状態に対してもつ信頼感に関する変数とみなすならば，失業率の上昇は将来所得に対する信頼感を減じ，いわゆる恒常所得の低下を意味する。すなわち，失業率の上昇は貯蓄率を上昇させ，消費率を減
第3表 貯蓄・消費関数推定結果（2）

番号	被說明变数	1/Yt	πt	gt	l t	l t′	Xk,t	常数項	R²/(Se)	D.W.
VII a	SFt* /Yt	104.5(2.28)	2.2351(3.56)	- 0.2239(2.43)	- 0.0460(3.15)	ut	0.0100(0.72)	- 0.3198(2.90)	0.7278(0.0127)	1.50
VII b	SRt* /Yt	- 133.8(11.4)	- 1.2794(7.93)	0.0306(1.29)	0.0049(1.30)	ut	0.0010(0.27)	0.2392(8.44)	0.9794(0.0033)	2.29
VII c	SOt* /Yt	- 28.48(2.18)	- 0.6710(3.74)	0.0078(0.30)	0.0035(0.84)	ut	- 0.0016(0.39)	0.1039(3.30)	0.6031(0.0036)	2.33
VII d	Ct* /Yt	57.77(1.32)	- 0.2847(0.47)	0.1854(2.10)	0.0376(2.69)	ut	- 0.0094(0.71)	- 0.0231(0.22)	0.8863(0.0121)	1.37
VIII a	SFt* /Yt	133.2(2.58)	2.2870(3.56)	- 0.2712(3.65)	- 0.0540(4.43)	dt	0.0113(0.79)	- 0.3345(2.86)	0.7294(0.0126)	1.44
VIII b	SRt* /Yt	- 117.6(10.6)	- 1.1555(8.41)	0.0212(1.33)	0.0029(1.10)	dt	0.0083(2.71)	0.2081(8.33)	0.9858(0.0027)	2.06
VIII c	SOt* /Yt	- 32.89(2.22)	- 0.6786(3.69)	0.0152(0.71)	0.0047(1.36)	dt	- 0.0017(0.42)	0.1061(3.17)	0.6037(0.0036)	2.35
VIII d	Ct* /Yt	17.28(0.36)	- 0.4529(0.76)	0.2348(3.41)	0.0464(4.12)	dt	- 0.0179(1.35)	0.0205(0.19)	0.8947(0.0117)	1.23
IX a	SFt* /Yt	109.7(2.37)	2.0791(3.39)	- 0.2481(2.57)	- 0.0492(2.98)	yt	- 0.0346(0.26)	- 0.2844(2.75)	0.7200(0.0128)	1.47
IX b	SRt* /Yt	- 132.5(11.3)	- 1.2879(8.27)	0.0236(0.97)	0.0037(0.89)	yt	0.0071(0.21)	0.2415(9.20)	0.9793(0.0033)	2.30
IX c	SOt* /Yt	- 25.07(2.09)	- 0.6122(3.89)	0.0605(1.73)	- 0.0006(0.14)	yt	0.0605(1.73)	0.0926(3.45)	0.6625(0.0033)	2.38
IX d	Ct* /Yt	47.88(1.08)	- 0.1790(0.30)	0.2377(2.58)	0.0461(2.91)	yt	- 0.0330(0.26)	- 0.0496(0.50)	0.8832(0.0123)	1.28
Xa	SFt* /Yt	134.6(2.20)	2.1657(3.51)	- 0.2559(3.37)	- 0.0496(3.83)	vt	0.1743(0.53)	- 0.3535(2.21)	0.7238(0.0128)	1.45
Xb	SRt* /Yt	- 119.2(8.04)	- 1.2522(8.40)	0.0315(1.72)	0.0058(1.87)	vt	0.1078(1.36)	0.2017(5.21)	0.9814(0.0031)	2.31
Xc	SOt* /Yt	- 41.34(2.44)	- 0.6841(4.02)	0.0100(0.48)	0.0031(0.88)	vt	- 0.0912(1.01)	0.1333(3.02)	0.6232(0.0035)	2.26
Xd	Ct* /Yt	26.03(0.45)	- 0.2294(0.39)	0.2144(2.96)	0.0406(3.29)	vt	- 0.1908(0.61)	0.0187(0.12)	0.8854(0.0122)	1.32
XI a	SFt* /Yt	136.1(2.79)	2.3448(3.72)	- 0.2490(3.37)	- 0.0449(3.33)	rt	- 0.0920(1.08)	- 0.3415(3.08)	0.7380(0.0124)	1.45
XI b	SRt* /Yt	- 129.4(10.2)	- 1.2553(7.68)	0.0290(1.52)	0.0054(1.54)	rt	- 0.0140(0.63)	0.2341(8.14)	0.9798(0.0032)	2.37
XI c	SOt* /Yt	- 30.62(2.14)	- 0.6596(3.58)	0.0134(0.62)	0.0042(1.05)	rt	0.0036(0.14)	0.1010(3.12)	0.5998(0.0036)	2.35
XI d	Ct* /Yt	23.92(0.52)	- 0.4299(0.72)	0.2065(2.96)	0.0354(2.77)	rt	0.1024(1.27)	0.0065(0.06)	0.8935(0.0117)	1.38
XII a	SFt* /Yt	135.6(2.80)	2.3533(3.73)	- 0.2420(3.22)	- 0.0436(3.09)	p	0.0888(1.09)	- 0.3488(3.07)	0.7384(0.124)	1.46
番号	被說明变数	1/Yt	πt	gt	l t	l t	Xk,t	常数項	R²/(Se)	D.W.
XII b	SRt*/Yt	-129.7(10.3)	-1.2562(7.65)	0.0299(1.53)	0.0055(1.51)	P t	0.0127(0.60)	0.2335(7.91)	0.9797(0.0032)	2.37
XII c	SOt*/Yt	-30.31(2.14)	-0.6568(3.55)	0.0134(0.61)	0.0042(1.02)	P t	-0.0023(0.10)	0.1006(3.02)	0.5995(0.0036)	2.35
XII d	Ct*/Yt	24.41(0.53)	-0.4403(0.74)	0.1986(2.80)	0.0338(2.54)	P t	-0.0992(1.29)	0.0148(0.14)	0.8938(0.0117)	1.39
XIII a	SFt*/Yt	-62.14(2.17)	1.1334(3.73)	-0.2154(2.39)	-0.0498(3.52)	ut	0.0067(0.51)	-0.1570(2.51)	0.7391(0.0124)	1.47
XIII b	SRt*/Yt	-42.91(3.70)	-0.5086(4.13)	0.0236(0.65)	0.0077(1.35)	ut	0.0042(0.79)	0.1181(4.65)	0.9507(0.0050)	1.45
XIII c	SOt*/Yt	16.92(1.62)	-0.1969(1.77)	0.0031(0.10)	0.0053(1.03)	ut	0.0009(0.18)	0.0266(1.16)	0.3780(0.0045)	2.26
XIII d	Ct*/Yt	88.12(3.35)	-0.4280(1.53)	0.1886(2.28)	0.0368(2.82)	ut	-0.0118(0.97)	0.0124(0.22)	0.8995(0.0114)	1.49
XIV a	SFt*/Yt	-42.77(2.44)	1.2048(3.84)	-0.2500(3.59)	-0.0562(4.76)	dt	0.0126(0.90)	-0.1813(2.60)	0.7478(0.0122)	1.59
XIV b	SRt*/Yt	-29.25(4.43)	-0.4423(3.75)	0.0005(0.02)	0.0032(0.73)	dt	0.0104(2.00)	0.0954(3.64)	0.9590(0.0046)	0.84
XIV c	SOt*/Yt	18.80(2.88)	-0.1965(1.69)	-0.0008(0.03)	0.0047(1.07)	dt	0.0006(0.11)	0.0265(1.03)	0.3773(0.0045)	2.23
XIV d	Ct*/Yt	53.21(3.51)	-0.5660(2.09)	0.2503(4.15)	0.0483(4.72)	dt	-0.0236(1.96)	0.0594(0.99)	0.9142(0.0105)	1.40
XVa	SFt*/Yt	-52.19(3.20)	1.0888(3.68)	-0.2140(2.38)	-0.0481(3.03)	yt	-0.0687(0.53)	-0.1423(2.49)	0.7395(0.0124)	1.43
XV b	SRt*/Yt	-34.32(5.14)	-0.5262(4.34)	-0.0081(0.22)	0.0025(0.39)	yt	0.0321(0.61)	0.1254(5.36)	0.9499(0.0051)	1.21
XV c	SOt*/Yt	20.75(3.78)	-0.1912(1.92)	-0.0325(1.07)	-0.0014(0.25)	yt	0.0739(1.71)	0.0263(1.37)	0.4727(0.0042)	2.05
XV d	Ct*/Yt	65.76(4.26)	-0.3715(1.33)	0.2545(3.00)	0.0469(3.12)	yt	-0.0373(0.31)	-0.0094(0.17)	0.8942(0.0117)	1.42
XVI a	SFt*/Yt	-12.21(0.35)	1.2255(4.04)	-0.2281(3.29)	-0.0484(3.99)	vt	0.3904(1.22)	-0.2906(2.20)	0.7574(0.0120)	1.61
XVI b	SRt*/Yt	-30.11(2.04)	-0.5132(3.96)	0.0079(0.27)	0.0059(1.15)	vt	0.0536(0.39)	0.1062(1.88)	0.9492(0.0051)	1.29
XVI c	SOt*/Yt	8.3337(0.65)	-0.2354(2.09)	-0.0047(0.18)	0.0034(0.75)	vt	-0.1045(0.88)	0.0675(1.38)	0.4057(0.0044)	2.23
XVI d	Ct*/Yt	34.00(1.04)	-0.4768(1.66)	0.2248(3.43)	0.0391(3.41)	vt	-0.3394(1.12)	0.1171(0.94)	0.9013(0.0113)	1.51
XVII a	SFt*/Yt	-51.59(3.03)	1.0980(3.69)	-0.2491(3.36)	-0.0554(4.16)	rt	0.0204(0.26)	-0.1412(2.41)	0.7360(0.0125)	1.53
XVII b	SRt*/Yt	-29.80(5.17)	-0.5294(5.25)	0.0256(1.02)	0.0109(2.42)	rt	-0.0742(2.74)	0.1158(5.83)	0.9651(0.0042)	2.01
番号	被說明变數	1/Yt	πt	gt	l t	l t′	Xk,t	常数項	R²/(Se)	D.W.
XVIIc	SOt* /Yt	20.57(3.43)	- 0.2009(1.92)	0.0070(0.27)	0.0070(1.49)	rt	- 0.0282(1.00)	0.0242(1.17)	0.4135(0.0044)	2.48
XVIId	Ct* /Yt	60.82(3.95)	- 0.3677(1.36)	0.2165(3.22)	0.0375(3.11)	rt	0.0820(1.13)	0.0012(0.0235)	0.9015(0.0113)	1.42
XVIIIa	SFT* /Yt	- 51.51(3.09)	1.0983(3.69)	- 0.2517(3.31)	- 0.0560(4.05)	Pt	- 0.0223(0.29)	- 0.1394(2.34)	0.7363(0.0125)	1.54
XVIIIb	SRt* /Yt	- 30.65(5.47)	- 0.5307(2.82)	0.0317(1.24)	0.0121(2.59)	Pt	0.0720(2.82)	0.1112(5.55)	0.9657(0.0042)	2.06
XVIIIc	SOt* /Yt	20.33(3.47)	- 0.2014(1.93)	0.0098(0.37)	0.0075(1.55)	Pt	0.0287(1.07)	0.0222(1.06)	0.4187(0.0044)	2.51
XVIIId	Ct* /Yt	61.84(4.09)	- 0.3663(1.36)	0.2101(3.05)	0.0364(2.90)	Pt	- 0.0784(1.14)	0.0060(0.11)	0.9016(0.0113)	1.42

少させる。

推定結果は，VIIおよびXIIIともに，失業率が消費率に対し負の効果を示している。しかし，失業率を用いた方程式は，全般的に他と較べて $ \overline{R}^{2} $ も低いから，この推定結果でみるかぎり，失業率はあまり適切な変数といえない。

有効求人倍率に対しても，失業率の場合と同様，分配効果と恒常所得効果の2つの解釈が可能である。推定結果では，VIIIおよびXIVはともに，有効求人倍率が貯蓄率に対しては正の，消費率に対しては負の影響を持ち，分配効果が支配的であった。ただし，貯蓄率の内訳では，住宅投資率に有意な正の効果を持ち， $ \pi $ が示すような分配効果とは逆の影響を与えている。

所得変化率については，通常増加率が大なるほど全所得中変動所得の占める割合が大となり，貯蓄率の増大と，消費率の減少が生じると考えられている。IXとXVの推定結果は，ともに所得変化率が住宅投資率に対して正，消費率に対して負の影響を与えたことを示している。しかし，所得変化率は金融資産貯蓄率に対しては負の効果をもつ。住宅投資率が上昇したときその資金繰りのため金融資産貯蓄率が低下することは考えられるが，住宅投資率と金融資産貯蓄率の係数の和が負であるから，所得変化率が増大したとき（住宅投資と金融資産貯蓄の合計としての）貯蓄率が低下することになる。このことは恒常所得仮説に反する $ ^{11} $ 。しかも，所得変化率はこれらの方程式のいずれの中にあっても有意性は低い。これらの理由で，所得変化率も説明変数として適切ではない $ ^{12} $ 。

変動所得比率は，家計調査の定期収入を恒常所得，臨時収入を変動所得とみなすことにより，所得増加率よりもより直接的に恒常所得仮説を検討しようとする変数である。XおよびXVIの推定結果によれば，変動所得比率は，金融資産貯蓄率および住宅投資率に対しては正，消費率に対しては負の値をとり符号条件を満足している。この意味で，所得変化率よりも恒常所得仮説を正しく反映した結果を示している。ただし，この変動所得比率の効果は，XおよびXVIにおいてa, b, c, dいずれの方程式に対しても，t値が最大のもので1をやや上回る程度であり，有意性の低い点に難点があるといえる。

実質利子率は貯蓄率に対して正，消費率に対して負の影響をもつと予想されるが，XIの推定
第1图 方程式XVIIa（金融资库好客）

第 2 圈 方程式 XWb （住宅投资）

結果はこの符号条件を満足しなかった。また，XVIIの推定結果も，実質利子率は金融資産貯蓄率に対しては正の効果を示したが，有意性は低かったし，消費率に対して正の効果で期待される符号と逆の結果となった。

最後に，消費者物価の変化率であるが，物価上昇率の増大が，金融資産より実質資産を選択させるという意味で，金融資産貯蓄率に対して負，住宅投資率に対して正の効果を持つことが期待される。XIIおよびXVIIIの推定結果によれ
第3図 方程式XⅧc（その他投資）

第4図 方程式XVIII d（最終消費支出）

ば，金融資産貯蓄率の符号は，XIIaは正，XVIIIaは負で，後者のみ符号条件を満足した。住宅投資率における符号はXIIb，XVIIIbともに正で符号条件を満足し，とくにXVIIIbでは高い有意性を示した。物価の変化率は消費率に対しても，金融資産の減価を恐れて財貨の買急ぎをするという意味では，正の効果を持つべきはずである。しかし，一方で，消費者物価の上昇率の増大は消費者に将来の実質所得の減少を予想させるため，恒常所得の減少，したがって消費率の減少
をもたらす効果をもつとも考えられる。XIIdおよびXVIIIdの推定結果によれば,物価変化率は消費率に対して負の効果をあらわし，後の効果の方が支配的であったことを示している $ ^{13} $ 。

以上，多数の説明変数を昭和29～50年の時系列データに適用し，どの変数がこのやく20年間の観察値に対し一貫した説明力を持つかを順次検討した。その結果，最後に検討した方程式XVIIIすなわちジニ係数，住宅資金貸出変化率および消費者物価変化率を説明変数とする方程式が全般的にみてもっとも妥当な結果を示す方程式であるといいうるであろう。第1～4図はそれぞれ方程式XVIIIのa,b,c,dについて，標本期間内の現実値と推定値を対比させて図示したものである。この結果の意味については，次節で詳細に検討するので，ここではいずれの方程式においても推定値は現実値が示す20年間の変動と趨勢をかなりよく追跡している点を指摘するにとどめる。

## 4 ．貯蓄率変動の要因分析

本節では, 前節の貯蓄関数XVIIIa, b, c, dの推定結果にもとづき, 昭和29 - 50年における貯蓄率の変動に対し, 金融資産残高, 所得, 世帯人員, 過去の消費, 所得分配, 住宅金融, 価格変動がそれぞれどれだけの役割を果していたかを分析することにする。

## (1) 金融資產

金融資産貯蓄率（＝金融資産増分／可処分総所得）を決定する方程式（2 - 3）式の1次階差式をとるならば，

$$ \varDelta(SF_{t}/Y_{t})=\beta_{1}\varDelta\left(\frac{W_{t-1}}{P_{t}}/Y_{t}\right) $$

$$ \begin{aligned}&+\gamma_{1}\varDelta(C_{t-1}/Y_{t})\\&+\delta_{1}\varDelta N_{t}+\varepsilon_{11}\varDelta(1/Y_{t})\\&+\varepsilon_{12}\varDelta l_{t}+\varepsilon_{13}\varDelta l_{t}^{\prime}\\&+\varepsilon_{14}\varDelta g_{t}+\varepsilon_{15}\varDelta P_{t}+\varDelta u_{1t}\end{aligned} $$

がえられる。したがって，第（t-1）期から第t期への金融資産貯蓄率の変化は，上式の右辺の各項の合成果として分析される。たとえば，右辺第1項$\beta_{1}\Delta\left(\frac{W_{t-1}}{P_{t}}/Y_{t}\right)$は期首金融資産残高

の第（t-1）期から第t期への変化が貯蓄率に与えた影響をあらわし，第2項$\gamma_{1}\Delta(C_{t-1}/Y_{t})$は前期の消費水準の第（t-1）期から第t期への変化が貯蓄率に与えた影響をあらわし，第3項以下についても同様の解釈が与えられる。

この考え方にしたがって，昭和29年より昭和50年までの各年の金融資産貯蓄率の変動を，これをもたらした諸要因に分解した。第4表の金融資産に関する行は，その結果を，昭和30－35年，昭和36－40年，昭和41－45年，昭和46－50年の4期について集計したものである $ ^{14} $ 。

昭和29年より昭和50年までにおける金融資産貯蓄率を通観すると,さきの第1図からわかるように,2つの大きな波が認められる。すなわち,昭和29年には4.6％と低位にあった金融資産貯蓄率は,昭和34,35,36年にかけて3年間平均12.3％にまで大きく上昇した後,昭和39,40,41年には3年間平均9.2％の水準にまでやや下降した。その後,5,6年間ほぼ変化がなかった(あるいはゆるやかに上昇した)が,昭和48年(12.8%),49年(15.0%),50年(15.0%)に急激な上昇を経験した。第1表の4期間は,それぞれ最初の大きな上昇期,その後の下降期,安定期,および最近の急上昇期に相当する
(1) 現実値	(2) 金融資産残高の効果	(3) 過去の消費の効果	(4) 世帯人員の効果	(5) 1/Yの効果	(6) 住宅ローンの効果	(7) ジニ係数の効果	(8) 物価変化率の効果	(9) 推定値	(10) 誤差
(1) 金融資産
昭和30-35年	0.0693	-0.0283	0.0129	0.0083	0.0272	0.0295	0.0094	0.0006	0.0596	0.0098
" 36-40年	-0.0202	-0.0035	-0.0010	0.0020	0.0169	-0.0103	-0.0224	-0.0007	-0.0190	-0.0012
" 41-45年	0.0070	-0.0077	0.0035	0.0046	0.0119	0.0208	-0.0223	-0.0002	0.0105	-0.0036
" 46-50年	0.0478	0.0054	0.0033	0.0012	0.0060	0.0244	0.0132	-0.0009	0.0525	-0.0047
" 31-47年	0.0276	-0.0358	0.0121	0.0134	0.0527	-0.0041	-0.0390	-0.0012	-0.0020	0.0296
(2) 住宅投資
昭和30-35年	0.0083	0.0058	-0.0015	-0.0019	0.0162	-0.0037	-0.0046	-0.0020	0.0082	0.0001
" 36-40年	0.0246	0.0007	0.0001	-0.0005	0.0101	0.0013	0.0108	0.0022	0.0247	-0.0001
" 41-45年	0.0189	0.0016	-0.0004	-0.0010	0.0071	0.0018	0.0108	0.0008	0.0205	-0.0016
" 46-50年	-0.0028	-0.0011	-0.0004	-0.0003	0.0036	-0.0053	-0.0064	0.0030	-0.0069	0.0041
" 31-47年	0.0596	0.0073	-0.0015	-0.0030	0.0314	0.0064	0.0188	0.0039	0.0633	-0.0037
(3) その他投資
昭和30-35年	-0.0073	0.0045	-0.0013	0.0036	-0.0107	-0.0011	-0.0017	-0.0008	-0.0076	0.0003
" 36-40年	-0.0018	0.0006	0.0001	0.0009	-0.0067	0.0004	0.0041	0.0009	0.0002	-0.0020
" 41-45年	0.0044	0.0012	-0.0003	0.0020	-0.0047	0.0038	0.0041	0.0003	0.0064	-0.0019
" 46-50年	-0.0039	-0.0009	-0.0003	0.0005	-0.0024	-0.0033	-0.0024	0.0012	-0.0075	0.0037
" 31-47年	-0.0053	0.0056	-0.0012	0.0058	-0.0208	0.0063	0.0071	0.0015	0.0044	-0.0097
(4) 消費
昭和30-35年	-0.0704	0.0181	-0.0100	-0.0100	-0.0326	-0.0246	-0.0032	0.0022	-0.0602	-0.0102
" 36-40年	-0.0027	0.0023	0.0008	-0.0024	-0.0203	0.0086	0.0075	-0.0024	-0.0060	0.0033
" 41-45年	-0.0303	0.0049	-0.0027	-0.0055	-0.0143	-0.0263	0.0074	-0.0009	-0.0374	0.0070
" 46-50年	-0.0411	-0.0035	-0.0026	-0.0014	-0.0072	-0.0158	-0.0044	-0.0032	-0.0381	-0.0030
" 31-47年	-0.0818	0.0229	-0.0095	-0.0161	-0.0633	-0.0085	0.0130	-0.0042	-0.0657	-0.0162

と考えてよい。

昭和30 - 35年については，この間金融資産貯蓄率は6.93%上昇したが，この上昇をひき起した大きな要因として，まず，一世帯当り実質所得の成長による効果2.72%が挙げられる。つぎに，住宅金融の伸び率が大きいときは，金融負債が増加するため，純額での金融資産は減少する傾向がある。この期間は全般的には，住宅金融公庫貸出の伸び率はかなり高かったが，出発点である昭和29年の伸び率が非常に高かったため，昭和29年との比較ではその後の伸び率はむしろ減少していた。その結果，住宅金融の影響は金融資産貯蓄率を2.95%上昇させている。この期間，過去の消費水準の伸び率は所得の伸び率より低かったため， $ C_{t-1}/Y_{t} $ が下降したが，これが金融資産貯蓄率を1.29%引きあげるよう作用した。さらに，一世帯当りの世帯人数はこの期間やく0.5人減少し，これは金融資産貯蓄率を0.83%上昇させた。ジニ係数はこの間0.0050上昇し，所得分配が若干不平等化したため，金融資産貯蓄率は0.94%上昇した。価格上昇の効果はこの期間ではほとんどゼロであった。最後に，期首の金融資産残高は所得よりも急速に増加したため，これが金融資産貯蓄率を2.83%減少させる効果を待った。上記の各効果の合計は5.96%であり，現実の金融資産貯蓄率の増大6.93%を0.98%過少推定しているが，この期間の金融資産貯蓄率の急上昇をほぼ追跡
しえているといってよい。

昭和36 - 40年においては，金融資産貯蓄率は2.02%低下する。この期間では，銀行の住宅ローンが伸びて，金融負債が増加したことによる効果が1.03%，ジニ係数が下降し所得の平等化が進んだことによる効果が2.24%，計3.27%が貯蓄率を引き下げる方向に作用した。しかし，他方一世帯当り実質所得の増大が貯蓄率を1.69%増大させる効果を持ち，その他の効果は大体において小さかった。とくに，昭和30 - 35年の時期にかなり大きな値であった金融資産蓄積の効果は，金融資産の蓄積が一応完了して，この期間ではほぼ所得と同じ率で増大したため，貯蓄率に対する影響は0.35%貯蓄率を下げる程度にとどまった。

昭和41 - 45年では,金融資産貯蓄率は0.7%の上昇と安定していた。この期間では実質所得の効果が1.19%，銀行住宅ローンの効果が2.08%貯蓄率を上昇させるが，ジニ係数の効果が2.23%貯蓄率を減少させていた。その他の効果は，金融資産残高，過去の消費，および世帯人数の効果がそれぞれ-0.77%，0.35%，および0.46%と値が小さく全体として相殺しあっていた。

昭和46－50年は金融資産貯蓄率が4.78%も上昇した期間である。これを説明する大きな要因として，ジニ係数が示す所得の不平等化と銀行住宅ローンの伸び率の縮少がそれぞれ1.32%および2.44%貯蓄率を高めていた点があげられる。その他の要因も値は小さいが，物価上昇率を除き貯蓄率を高める方向に働いていた。とくに金融資産残高の効果はこれまでの3期間はつねに金融資産残高の伸びが所得の伸びより高く金融資産貯蓄率に対して負の効果をもっていたのに対し，この期間には残高の相対的減少を回復しようとする効果が働いていたことは注目すべき点であろう。なお，昭和36－50年の3期間においても誤差の部分はそれぞれ－0.12%，－0.36%，および－0.47%であり，各期間の貯蓄率の変動を非常によく説明している。

## (2) 住宅投資

金融資産貯蓄率の要因分析と同様に，(2 - 4)式の1次階差式をとり，その右辺に各年の説明変数の増加分を代入することにより，住宅投資率（=住宅投資／可処分総所得）の各年の変動をこれをひき起した諸要因に分解することができる。第4表の住宅投資に関する行が，その結果を示す。

昭和29年より昭和50年までの住宅投資率の動きは，金融資産貯蓄率のような大きな波はなく，かなり安定した上昇トレンドが観察される。（前出第2図参照）。すなわち，昭和29年の3.72％から出発して昭和47年の9.47％まで不況期における若干の伸び悩みはあるが，一貫して上昇を続けてきたといえる。ただし最近では昭和48年に10.98％という急上昇をみて，そのすぐ後に昭和49年の9.22％，昭和50年の8.63％へと下降するなど不安定な動きが認められるが，これとても，過去20年間のトレンドを大きく逸脱するものではない。

昭和30 - 35年においては，住宅投資率は0.83%増大したが，これは同じ期間における金融資産貯蓄率の増大6.93%よりはずっと小さく，この期間は家計は住宅投資よりはむしろ金融資産を蓄積して大きく貯蓄率を高めた時期であった。住宅投資率を高めた要因の中では一世帯当り実質所得の効果1.62%の値が大きいウェイトを占めている。また，金融資産の蓄積が住宅投資を可能にした効果0.58%も，この期間としてはかなり大きいものであった。さらに，先にも記したように，この期間の住宅金融公庫ローンの伸び率は昭和29年の大きな伸び率と比べると小さかったため，住宅投資率を0.37%下げる効果を持っていた。ジニ係数の効果は所得分配の不平等化が住宅投資率を0.46%下げたことを示している。

昭和36－40年には住宅投資率は2.46％と大きく増加した。この原因の中では，所得の成長による効果1.01％と所得の平等化による効果1.08％が強力であった。既述のように，この期間は住宅投資率の2.46％の上昇が金融資産貯蓄率の2.02％の低下と相殺しあい，全体としての貯蓄