Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
# 90 年代における所得変動と消費： ミクロデータによる消費保険仮説の検証 $ ^{1} $

<要旨>

## 清水谷 諭 $ ^{*} $

この論文では、「家計調査」及び「貯蓄動向調査」の個票を用い、「消費保険仮説」を通じて、90年代の所得変動と消費の関係を定量的に検証する。90年代の日本は「失われた10年」と呼ばれるほど歴史的な低成長期を経験し、失業率は戦後最高水準にまで大幅に上昇した。失業率の上昇は低水準にとどまった所得の増加とあいまって家計の消費行動に悪影響をもたらしたと考えるのが自然である。こうした所得変動が家計消費水準をどの程度低下させたのか、それによって消費の内容は変化したのか、消費に対する悪影響は貯蓄の取り崩しや政府の所得移転政策によってどの程度緩和されたのかについては、定量的な分析が不可欠であり、政策的にもインプリケーションが大きい。

主な結論は以下の通りである。90 年代の日本においては、消費保険仮説は、消費全体でも、財・サービス別の消費でも強く棄却され、家計は消費を完全には平滑化していなかった。しかしながら、消費保険仮説からの乖離は小さい。世帯主の所得が100円変化してもその家計の消費は4円程度変化するにすぎず、これはアメリカでの推計とほぼ同じである。世帯主の所得の変化を補う主な要因は税の支払いであり、世帯主の所得が100円変化すると12円程度変化する。6カ月という短い期間では、配偶者の所得はむしろ世帯主の所得と連動し、社会保险の受け取りは、世帯主所得の変動を補う上では、ほとんど役割を果たしていない。残りの変化をカバーするのは貯蓄の変化である。こうした結果は、流動性制約の有無に関わらず成り立つ。
### 1. 動機と目的

本稿の目的は、90年代の日本における所得変動と消費の関係を定量的に分析することにある。90年代の日本は「失われた10年」と呼ばれるほど歴史的な低成長期を経験し、失業率は戦後最高水準にまで大幅に上昇した。失業率の上昇は低水準にとどまった所得の増加とあいまって家計の消費行動に悪影響をもたらしたと考えるのが自然である。こうした所得変動が家計消費水準をどの程度低下させたのか、それによって消費の内容は変化したのか、消費に対する悪影響は貯蓄の取り崩しや政府の所得移転政策によってどの程度緩和されたのかについては、定量的な分析が不可欠であり、政策的にもインプリケーションが大きい。

しかしながら、90年代の所得変動と消費の関係について、定量的な分析を行ったものはほとんどない。この研究では、いわゆる「消費保険仮説」を軸として、日本の消費者が90年代の所得変動に対し、消費を平滑化していたかあるいはしていなかったかを、実証的に検証する。

「消費保険仮説」は消費理論として広く知られている「恒常所得仮説」ほど一般には馴染みがないかもしれない。両者の違いはあとで詳述するが、「恒常所得仮説」は所得変動に対しあくまで自分自身（ないし世帯）の現在及び将来の異時点間の消費の配分に注目し、他人（ないし他の世帯あるいは政府など）とのかかわりに焦点をあてない。一方「消費保険仮説」は、所得リスクがすべての家計で等分に共有されているとし、同時点において家計同士がどの程度リスクをプールしているのかに焦点をあてる。いわば「恒常所得仮説」がさまざまなショックに対して「タテ」の時間軸で消費行動をとらえ、異時点間の「自己保険」を検証するのに対し、「消費保険仮説」は同時点間の「ヨコ」の軸で、家計のリスクのプールの度合いを検証する。

いうまでもなくどちらの仮説を出発点として消費行動の分析をするかはその視点に依存する。この研究の主眼は、90年代の所得変動の下での消費の平滑化とその要因について検証することにあるから、「消費保険仮説」を理論的な出発点とする。

マクロ経済学の文脈で消費保険仮説を検証する基本的な方法を示したのはMace(1991)及びCochrane(1991)である。この研究ではこれらの定式化を踏まえつつ、アメリカにおける家計の消費の平滑化を検証したDynarski and Gruber(1997)も参考にする。彼らは所得変動と消費の関係を定量的に分析するだけでなく、貯蓄の取り崩しや政府の移転政策など、どのような要因が消費の平滑化に貢献したかについても検証しているからである。

この研究では90年代の「家計調査」及び「貯蓄動向調査」の個票を用いている。いうまでもなく家計調査は日本における消費統計の中核であり、毎月の所得及び支出について詳細な項目について調査を行っているほか、世帯の細かな属性についてもデータが得られる。それぞれの家計は6ヶ月間調査されるので、6ヶ月のパネルデータを作ることが可能である。一方、貯蓄動向調査は8月、9月及び10月に家計調査の調査対象に入った世帯について、12月末時点の金融資産残高について調査している。両者は完全照合が可能である。
この論文の主な結論は以下の通りである。90年代の日本においては、消費保険仮説は、消費全体でも、財・サービス別の消費でも強く棄却され、家計は消費を完全には平滑化していなかった。しかしながら、消費保険仮説からの乖離は小さい。世帯主の所得が100円変化してもその家計の消費は4円程度変化するにすぎず、これはアメリカでの推計とほぼ同じである。世帯主の所得の変化を補う主な要因は税の支払いであり、世帯主の所得が100円変化すると12円程度変化する。6カ月という短い期間では、配偶者の所得はむしろ世帯主の所得と連動し、社会保险の受け取りは、世帯主所得の変動を補う上では、ほとんど役割を果たしていない。残りの変化をカバーするのは貯蓄の変化である。こうした結果は、流動性制約の有無に関わらず成り立つ。

この論文の構成は以下のとおりである。第2節ではMace(1991)、Cochrane(1991)、Dynarski and Gruber(1997)を中心に関連する論文の紹介を行う。第3節では、この研究で用いる消費者のミクロデータについての解説を行う。第4節では消費保険仮説の検証を行い、第5節では消費平滑化の要因について実証を行う。さらに第6節ではそれまで得られた結果と流動性制約との関係を検証する。最終章ではこの研究の結論をとりまとめるとともに、その政策的含意について議論する。

### 2. これまでの研究

### 2.1 海外の研究事例

この論文はMace(1991)及びCochrane(1991)の方法とDynarski and Gruber(1997)の実証研究を元にしている。1991年に同時に公表されたMaceとCochraneの方法（以後Mace/Cochrane法という）は消費保険仮説の基本的な枠組みを示している。基本的な発想は、すべての家計が所得リスクを等分に共有し、家計同士がリスクをプールすれば、消費の限界効用の変化は世帯間で同じになるはずで、「消費の伸びは全体のリソースの伸びと家計の選好によって決定され、家計の選好と関係のない家計のリソースの変化には影響されない」(Dynarski and Gruber)。つまり、個々の世帯の消費の変化は世帯の平均的な消費の変化によって規定され、それぞれの世帯の所得や就業状態など世帯に固有なリスクの変化によって決定されるわけではないとする。具体的な定式化としては、家計消費の変化を(1)全体の家計の平均的な消費の変化と(2)世帯の所得に代表される世帯固有なショックで回帰をする。もし、消費保険仮説が成立すれば、前者の係数が1となりかつ後者の係数がゼロとなる。Maceによると結果はどちらともいえないとしている。一方、Cochraneは「保険仮説は長期間にわたる療養、非自発的な失業については棄却されるが、失業の長さ、ストライキによる仕事量の減少、自発的な転職の場合には棄却されない」としている。

こうした消費保険仮説の文献をもとに、Dynarski and Gruber(以下では Dynarski/Gruber 法という)は、消費保険が完全に成立しているかどうかの検証とともに、家計が固有な所得変動をいかに平滑化しているかについても評価をしている。彼らの問題意識の背景には1970
年から1991年にかけてのアメリカにおける所得変動の拡大がある。所得変動の拡大に対し、家計がさまざまな所得のショックにどのように反応したのか、どのような財・サービスの消費がどのような種類の所得のショックによって影響を受けるのか、失業保険などの政府からの移転や税の支払い、貯蓄などの所得のフローによってどの程度所得変動が緩和され、家計の消費はどの程度平滑化されたのかについて定量的な検証を行っている。

現代の消費理論の中で、消費保険仮説とならぶもう一つの大きな流れはいうまでもなく、恒常所得仮説である。恒常所得仮説は、恒常所得の変化のみが家計消費の伸びに影響を与え、一時的な所得に変化はほとんど消費に影響を与えないとする。Hall(1978)がオイラー方程式を集計データで検証して以降、研究の中心はミクロデータを使った検証にシフトしており、最近では、多くの研究が自然実験を使って恒常所得仮説を検証している（例えばShea (1995)、Parker (1999)、Souleles (1999）。日本における研究は後述）。こうした研究の結果、消費者が予期された所得の変化に反応している、つまり消費が予期された所得変化に対して「過剰反応」することを示している $ ^{1} $ 。

消費保険仮説と恒常所得仮説は2つの大きな違いがある。1つ目はリスクを誰が負うかという点である。消費保険仮説は同時点における個人間ないし世帯間のリスクの共有に着目する一方、恒常所得仮説は個人ないし世帯自身の保険を念頭においている。2つ目は所得の種類の区別である。恒常所得仮説は恒常所得と一時所得を明確に区別するのに対し、消費保険仮説は両者を区別しない。この論文では消費保険仮説を検証し、恒常所得と一時所得は区別しない。これは実証として両者を区別することは難しい上に、この研究で利用する家計調査の中には一時所得の代理変数となりうる所定外労働時間などのデータもないからである。しかし、Dynarski and Gruberと同様、消費保険仮説では通常議論されない貯蓄の取り崩しなどの自己保険については、その影響も含めて検証する。

### 2.2 日本の研究事例

日本ではそもそもミクロデータを使った消費の実証研究がほとんどないといってよい。80年代のHayashi(1986)、最近の研究として地域振興券の消費喚起効果を分析したHori, Hsieh and Shimizutani(2002)、90年代の一連の減税政策の消費喚起効果などを分析したHori and Shimizutani(2002a)及び(2002b)はその例外である。もう1つの関連文献は、筆者の知りうる限りKohara(2001)とKohara, Ohtake and Saito(2002)だけである。後者はMace/Cochrane法に基づき、1989年から1997年までの家計調査の個票を使って、この研究と同じ消費保険仮説を検証し、強く棄却している。

この論文ではKohara, Ohtake and Saito(2001)とは違う期間（1990－2000年）の家計調査の個票を用いる。期間の違いのほかにいくつかの重要な点で彼らの研究と異なっている。
ず第1に、この研究ではMace/Cochrane法とDynarski/Gruber法の両方を用いて、アメリカでの研究と日本での実証結果の比較を試みている。第2に、Kohara, Ohtake and Saito(2001)が世帯固有の要因として世帯全体の所得を用いているのに対し、この研究では世帯主が60歳以下の世帯に限定し、かつ世帯主の所得を世帯固有要因として用いている。Dynarski and Gruberで議論されているように、このように限定することで、家計所得と家計消費の間の内生性をある程度緩和することができる。第3に、世帯主の所得に焦点を当てることで、所得変動の効果のみならず、平滑化の要因、つまり、配偶者の所得や社会保险、貯蓄の取り崩しといった他の形での家計所得が消費に与える影響も評価することが可能となる。言い換えれば、この研究では消費保険仮説から乖離のみならず、平滑化要因についても検証することで、政策的含意を得ることができるのである。第4に、この研究では流動性制約を含む個々の家計の異質性についても考慮する。具体的には、家計調査と貯蓄動向調査の個票を完全照合させることにより、年間収入と金融資産の比を流動性制約の代理変数とみなすことで、世帯主の所得変動に対する家計消費の反応が流動性制約の程度によって異なってくるかどうかについても検証が可能となる。

### 3. データ

この研究で用いるデータは1990年から2000年までの家計調査の個票である。家計調査は、それぞれの家計の所得・支出だけでなくその世帯の属性についても詳細な情報を含んでいる。毎月の消費にデータは月に2回回収される家計簿を元にしており、正確性を期待できる。サンプル数は約8000世帯で、代表性も確保されている $ ^{2} $ 。それぞれの家計は6ヶ月間調査され、6分の1ずつが毎月入れ替わる。最長6ヶ月の長さのパネルデータを作成することができる。1つのパネルにはそれぞれ約1300世帯が含まれる。

推計の正確さを高めるために、次のような基準でサンプルを除外した。第1に、世帯主が自营業主であるサンプルは除き、勤労者世帯に限定した。その理由は、まず、毎月の所得の情報が得られるのは勤労者世帯だけであること、さらにボーナスがあるために、勤労者世帯と勤労者世帯でない世帯では所得のパターンが大きく異なると考えられるからである。第2に、世帯主が交代した世帯つまり世帯主の年齢が6ヶ月の間に減少するあるいは2歳以上増加する世帯は除外した。また、同じく6ヶ月の間に住宅の所有関係が持家から貸家等へあるいはその逆に変化した世帯は除いた。これらの変化は家計消費に大きな影響を与える可能性があるからである。第3に、世帯員が10人以上の大家族は除外した。消費のパターンが平均的な世帯人員の世帯とかなり異なると考えられるからである $ ^{3} $ 。第4に、世帯主が60歳以下の世帯にサンプルを限定した。こうした世帯に対象を絞ることで、消費と所得の内生性がある程度緩和されるからである。こうした調整の結果、それぞれのパネルには約
表 3−1 基本統計量

パネル期間	消費全体	耐久財	半耐久財	非耐久財	サービス	世帯主所得	世帯主年齢
1月—6月 (N=7,815)	275,443 (220,276)	17,705 (116,885)	35,363 (54,152)	112,244 (43,521)	110,132 (135,760)	347,682 (336,017)	44.2 (8.9)
2月—7月 (N=7,943)	279,398 (241,766)	19,863 (132,545)	35,175 (54,497)	113,459 (43,022)	110,901 (152,084)	375,819 (382,764)	44.3 (9.0)
3月—8月 (N=7,978)	283,656 (226,276)	19,674 (124,530)	35,668 (59,111)	114,956 (44,392)	113,358 (137,727)	385,744 (387,486)	44.0 (8.8)
4月—9月 (N=7,894)	275,629 (225,735)	18,168 (122,847)	33,279 (58,632)	113,195 (44,139)	110,987 (137,444)	376,081 (383,162)	44.1 (9.0)
5月—10月 (N=8,014)	272,329 (207,669)	18,134 (118,342)	32,616 (50,383)	113,266 (43,623)	108,314 (122,137)	382,901 (382,744)	44.1 (9.0)
6月—11月 (N=7,962)	273,852 (236,688)	19,509 (136,482)	32,687 (49,655)	112,004 (43,006)	109,651 (145,520)	377,743 (376,912)	44.2 (9.0)
7月—12月 (N=8,036)	289,440 (228,308)	19,478 (121,447)	36,494 (55,757)	119,743 (49,701)	113,724 (140,915)	410,013 (443,291)	44.2 (8.8)
8月—1月 (N=7,162)	285,647 (234,772)	19,644 (134,795)	36,707 (58,138)	118,643 (48,910)	110,654 (136,175)	399,575 (422,657)	44.3 (8.9)
9月—2月 (N=7,206)	280,407 (228,513)	17,798 (119,044)	36,250 (61,869)	116,378 (47,674)	109,981 (143,066)	398,109 (419,755)	44.3 (8.9)
10月—3月 (N=6,866)	287,874 (235,703)	19,271 (125,897)	39,226 (68,797)	118,309 (49,529)	111,068 (141,788)	393,945 (420,759)	44.1 (8.9)
11月—4月 (N=7,003)	288,121 (236,818)	19,498 (120,536)	38,363 (57,290)	117,767 (48,485)	112,493 (150,974)	397,594 (415,432)	44.1 (9.0)
12月—5月 (N=6,990)	291,512 (250,677)	20,358 (134,492)	38,607 (55,722)	119,743 (48,985)	112,804 (159,744)	397,297 (411,024)	44.0 (8.9)

（注）観察単位は世帯である。カッコ内は標準誤差である。消費（全体及び財・サービス別）と世帯主所得は月平均である（単位は円）。世帯人員の平均はすべてのパネルにおいて3.7人（標準誤差1.2）である。

700の世帯が残った。

以下では、得られたパネルを90年代でプールし、消費保険仮説を、消費全体と財・サービスの種類別（耐久財、半耐久財、非耐久財、サービス）の2通りで検証する $ ^{4} $ 。使用データの基本統計量は表3-1を参照されたい。

### 4. 消費保険仮説の検証

この論文では消費保険仮説の検証に2つの定式化を用いる。上で議論したDynarski/Gruber法とMace/Cochrane法である。

まず、Mace/Cochrane法は次のように仮定する $ ^{5} $ 。それぞれの世帯のt時点における共通な情報は事象 $ S_{\tau t}(\tau=1,2,\ldots,S) $ で表され、 $ \pi(s_{\tau t}) $ はそれぞれの事象がt時点で起こりうる
確率を示す $ (\sum_{\tau=1}^{S}\pi(s_{\tau\tau})=1) $ 。無限に生きる個人（世帯）がJ人いるとすれば、j番目世帯の期待生涯効用は以下のように表される。

$$ \sum_{t=0}^{\infty}\beta^{t}\sum_{\tau=1}^{S}\pi(s_{\tau t})U[C_{t}^{j}(s_{\tau t}),b_{t}^{j}(s_{\tau t})] $$

ここで $ C_{t}^{j}(s_{\tau t}) $ は t 時点で事象 $ \tau $ が生じた時の j の消費、 $ \beta $ は割引要因、 $ b_{t}^{j}(s_{\tau t}) $ は個人（世帯）の嗜好のショックである。さらに、j が受け取る賦存量は次のように表される。

$$ y^{j}{}_{t}(s_{_{\tau t}})=\overline{{y}}^{j}{}_{t}+\eta^{j}{}_{t}(s_{_{\tau t}})+\varepsilon^{j}{}_{t}(s_{_{\tau t}}) $$

ここで、$\overline{y}^{j}_{t}$ は産出量の決定的な要素であり、$\eta^{j}_{t}(s_{\tau t})$ は全体のショック、$\varepsilon^{j}_{t}(s_{\tau t})$ は個人（世帯）固有のショックである。全体の賦存量は $y^{a}_{t}(s_{\tau t}) = \overline{y}^{a}_{t} + \eta^{a}_{t}(s_{\tau t})$ で表される。集計された変数は個人（世帯）の平均であり、その数が無限に近づくにつれて、$\varepsilon^{a}_{t}(s_{\tau t})$ はゼロに接近する。

社会計画者はＪ人の個人（世帯）の期待効用の加重平均を次のように最大化させる。

$$ \sum_{j=1}^{J}\omega^{j}\sum_{t=0}^{\infty}\beta^{t}\sum_{\tau=1}^{S}\pi(s_{\tau t})U[C_{t}^{j}(s_{\tau t}),b_{t}^{j}(s_{\tau t})] $$

ただし $ \sum_{j=1}^{J} C_{t}^{j}(s_{\tau t}) = \sum_{j=1}^{J} y_{t}^{j}(s_{\tau t}) $

さらに、次のような効用関数を仮定する。

$$ U[C_{t}^{j},b_{t}^{j}]=-\frac{1}{\sigma}\exp[-\sigma(C_{t}^{j}-b_{t}^{j})] $$

1階の条件を求め、対数をとり、J人の個人（世帯）を集計することにより、次の式が得られる。

$$ C_{t}^{j}=C_{t}^{a}+\frac{1}{\sigma}(\log\omega^{j}-\omega^{q})+(b_{t}^{j}-b_{t}^{a}) $$

ここで $ \sigma $ は危険回避度（一定）、 $ C_{t}^{a} $ は個人（世帯）間の平均消費である。次に、1階の差分をとると $ ^{6} $ 、

$$ \Delta C_{t}^{j}=\Delta C_{t}^{a}+\Delta b_{t}^{j}-\Delta b_{t}^{a} $$

が得られる。

結局この消費保険仮説の定式化は、個人（世帯）の消費の変化を全体の消費の変化と個々の個人（世帯）の所得の変化といった他の変数で回帰することになる。もし固有のショックが個人（世帯）の所得で代表されるとすると、実証に用いる次のような定式化が得られる。
$$ (1)\quad\Delta C_{t}^{h}=\alpha+\beta_{1}\Delta C_{t}^{a}+\beta_{2}\Delta Y_{t}^{h}+\mathrm{X}_{h}^{l}\delta+\varepsilon_{t} $$

ここで、$\Delta C_{t}^{h}$ は家計hの消費の変化、$\Delta Y_{t}^{h}$ は家計hの所得の変化、$\mathrm{X}_{h}$ は世帯の属性及びそれぞれの年月に対するダミーを含むベクトルである。世帯の属性としては、世帯人員の変化が含まれる。もし消費保険仮説が成り立てば、世帯間の平均的な消費の変化にかかる係数$\beta_{1}$ は1に等しく、固有のショックにかかる係数$\beta_{2}$ はゼロに等しくなる。

一方、Dynarski/Gruber法は単純に、世帯主の所得の変動を平滑化する個々の世帯の能力を推定する。すなわち、

$$ (2)\quad\Delta C_{t}^{h}=\alpha+\beta\Delta Y_{t}^{h}+\mathrm{X}_{h}^{l}\delta+\varepsilon_{t} $$

変数の説明は（1）と同じである。もし消費保険仮説が成り立てば、世帯主の所得にかかる係数 $ \beta $ はゼロとなる $ ^{8} $ 。

まず手始めに、より単純な形である（2）を最小二乘法で推計する。以下では、被説明変数が消費水準の変化とする場合と、対数をとった消費の変化（変化率に対応）とする場合の2つのケースで推計を行った。表4－1は前者つまり消費水準の変化を被説明変数とした場合の結果である。これによると、世帯主所得の変化にかかる係数は全ての場合で正で有意であり、いずれの場合にも、消費保険仮説は強く棄却される $ ^{9} $ 。例えば、消費全体を例にとれば、以下のような結果となった（カッコ内は標準誤差）。

$$ \Delta C_{t}^{h}=62209+0.042^{*}\Delta Y_{t}^{h}+\mathrm{X}_{h}^{l}\delta+\varepsilon_{t},\mathrm{S.E.E.}=2.5\mathrm{e}+5,\mathrm{R}^{2}(\mathrm{a d j u s t e d})=0.02 $$

(1341) (0.001)

表 4—1 Dynarski/Gruber法による結果（水準）

消費全体	耐久財	半耐久財	非耐久財	サービス
係数	0.042	0.008	0.010	0.010	0.014
標準誤差	(0.001)	(0.001)	(0.0002)	(0.0001)	(0.001)
サンプル数	454,340	454,340	454,340	454,340	454,340
R²(adj)	0.02	0.00	0.02	0.20	0.00
s.e.e.	2.5e+05	1.6e+5	62,668	31,700	1.6e+5

（注）表中の数値は（2）式における世帯主所得の変化にかかる係数である。
しかしながら、消費保険仮説からの乖離は小さい。世帯主所得が100円分変化しても家計消費は4円程度しか反応しない $ ^{10} $ 。財・サービス別にみても、サービス消費の反応はやや大きいものの、いずれも反応は約1円程度である。こうした結果はアメリカの先行研究とだいたい同じである。Dynarski and Gruberによると、PSID（Panel Study of Income Dynamics）を使った結果では、世帯主所得が1ドル変化しても、食料及び住居費は1.7セントしか変化しない。CEX（Consumer Expenditure Survey）を使った結果では消費の反応は更に小さい。

表4－2は同じ定式化を変化率で推計したものである。被説明変数は個々の世帯の消費の対数の変化であり、主たる説明変数は世帯主所得の対数の変化である。この説明変数の係数は、世帯主所得に対する家計消費の弾力性をあらわしている。結果をみるとやはり係数は正で有意である。推計された弾性値は消費全体については0.1であり、やはり小さい。半耐久財の弾力性は0.2程度、非耐久財及びサービスの弾力性は0.1程度である。耐久財は他の財よりも高く0.3程度である。

以上のような結果はMace/Cochrane法を用いた場合でもあてはまり（表4－3及び表4－4）、その方法を用いたKohara（2001）やKohara et.al（2002）とも整合的である $ ^{11} $ 。Dynarski/Gruber法と同様、消費保険仮説は棄却されるものの、その乖離は非常に小さい。世帯主所得の100円の変化に対して、やはり家計消費の反応は3円程度である。表4－3及び表4－4の世帯固有のショック（世帯の所得変化）の係数は表4－1及び表4－2とほぼ同じである $ ^{12} $ 。

消費保険仮説からの乖離が小さいという発見は驚くべきことかもしれない。なぜなら、失業率の急速な上昇と所得の伸びの鈍化は、通常90年代の消費の低迷を説明する重要な要因と考えられているからである。1つの可能性として、所得に対するマイナスのショックは、

表 4—2 Dynarski/Gruber法による結果（対数）

消費全体	耐久財	半耐久財	非耐久財	サービス
係数	0.100	0.301	0.190	0.061	0.083
標準誤差	(0.001)	(0.011)	(0.004)	(0.001)	(0.002)
サンプル数	346,448	59,783	334,159	346,448	346,147
R²(adj)	0.08	0.01	0.04	0.18	0.02
s.e.e.	0.42	1.54	1.18	0.24	0.67

（注）表4−1と同じ。
表 4—3 Mace/Cochrane法による結果（水準）

消費全体	耐久財	半耐久財	非耐久財	サービス
$ \beta_{1}(\Delta C_{t}^{a}) $	0.893	0.971	0.894	0.937	0.950
0.018	0.034	0.019	0.006	0.031
$ \beta_{2}(\Delta Y_{t}) $	0.034	0.006	0.009	0.006	0.012
0.001	0.001	0.0002	0.0001	0.001
$ \beta_{1}=1, \beta_{2}=0 $	613.05	54.49	643.74	1314.19	190.18
F stat, Prob>F	0.00	0.00	0.00	0.00	0.00
サンプル数	454,340	454,340	454,340	454,340	454,340
$ R^{2}(adj) $	0.03	0.00	0.02	0.23	0.01
s.e.e.	2.5e+5	1.6e+5	62,538	31,029	1.6e+5

（注）表中の数値は（1）式における世帯主所得の変化にかかる係数である。

表 4—4 Mace/Cochrane法による結果（対数）

消費全体	耐久財	半耐久財	非耐久財	サービス
$ \beta_{1}(\Delta C_{t}^{a}) $	0.760	0.301	0.919	0.916	0.483
0.010	0.016	0.015	0.006	0.016
$ \beta_{2}(\Delta Y_{t}) $	0.072	0.241	0.136	0.026	0.074
0.002	0.011	0.004	0.001	0.002
$ \beta_{1}=1, \beta_{2}=0 $	1188.32	1010.15	506.41	451.35	907.81
F stat, Prob>F	0.00	0.00	0.00	0.00	0.00
サンプル数	346,448	59,783	334,159	346,448	346,147
$ R^{2}(adj) $	0.09	0.01	0.05	0.22	0.02
s.e.e.	0.42	1.54	1.17	0.24	0.67

（注）表4−2と同じ。

プラスのショックに比べて消費に対する影響が大きいかもしれない。そこで、所得変動に対する家計消費の反応が非対称的であるかどうかを検証するため、サンプルを世帯主所得が増加した場合と減少した場合にわけて同様の推計を行った（Dynarski/Gruber法については表4－5及び表4－6、Mace/Cochrane法については表4－7及び表4－8）。予想に反して、家計消費の反応はどちらも小さく、上で得られた結果とそれほど違いはない。ただし、より厳密にいえば、世帯主所得が増加する場合の係数が減少する場合よりも大きい $ ^{13} $ 。この結果に意味するところは、世帯主所得が増加する場合には家計消費は増加するものの、世帯主所得が減少する場合には家計消費が減少する程度はそれほどではないという点である。この結果は90年代の消費の低迷を考える場合には、少し理解しがたいようにみえる。世帯主所得が減少する場合の方が、消費保険仮説に近い結果が得られるということは、短期的にみれば、消費に下方硬直性があるということで説明できるかもしれない。
表4－5：世帯主所得の変化の影響の非対称性の検証 (Dynarski/Gruber法・水準)

消費全体	耐久財	半耐久財	非耐久財	サービス
増加	減少	増加	減少	増加	減少	増加	減少	増加	減少
係数	0.042	0.023	0.009	0.003	0.010	0.007	0.008	0.007	0.015	0.006
標準誤差	(0.002)	(0.002)	(0.001)	(0.001)	(0.0004)	(0.0004)	(0.0002)	(0.0002)	(0.001)	(0.001)
サンプル数	173,503	182,638	173,503	182,638	173,503	182,638	173,503	182,638	173,503	182,638
R²(adj)	0.02	0.02	0.00	0.00	0.03	0.02	0.22	0.21	0.01	0.00
s.e.e.	2.7e+5	2.8e+5	1.9e+5	1.9e+5	62,443	65,166	32,816	33,619	1.7e+5	1.8e+5

（注）表4−1と同じ。

表4－6：世帯主所得の変化の影響の非対称性の検証 (Dynarski/Gruber法・対数)

消費全体	耐久財	半耐久財	非耐久財	サービス
増加	減少	増加	減少	増加	減少	増加	減少	増加	減少
係数	0.092	0.044	0.244	0.222	0.162	0.080	0.033	0.019	0.093	0.051
標準誤差	(0.003)	(0.004)	(0.039)	(0.043)	(0.009)	(0.010)	(0.002)	(0.002)	(0.005)	(0.006)
サンプル数	164,881	176,774	28,319	30,783	159,303	170,047	164,881	176,694	164,752	176,259
R²(adj)	0.08	0.07	0.01	0.01	0.05	0.04	0.20	0.18	0.02	0.01
s.e.e.	0.47	0.48	2.41	2.46	1.31	1.33	0.26	0.27	0.74	0.76

（注）表4−1と同じ。

表 4−7：世帯主所得の変化の影響の非対称性の検証

消費全体	耐久財	半耐久財	非耐久財	サービス
増加	減少	増加	減少	増加	減少	増加	減少	増加	減少
$ \beta_{1}(\Delta C_{t}) $	1.022(0.058)	0.999(0.057)	1.094(0.071)	1.141(0.067)	0.923(0.048)	1.003(0.052)	0.951(0.029)	1.005(0.028)	0.906(0.062)	0.909(0.065)
$ \beta_{2}(\Delta Y_{t}) $	0.042(0.002)	0.023(0.002)	0.009(0.001)	0.003(0.001)	0.010(0.0004)	0.007(0.0004)	0.008(0.0002)	0.007(0.0002)	0.015(0.001)	0.006(0.001)
$ \beta_{1}=1, \beta_{2}=0 $ F stat, Prob>F	265.41	62.11	25.68	3.93	301.82	101.30	633.70	418.17	92.56	12.84
0.00	0.00	0.00	0.02	0.00	0.00	0.00	0.00	0.00	0.00
サンプル数	175,267	180,874	175,267	180,874	175,267	180,874	175,267	180,874	175,267	180,874
$ R^{2}(adj) $	0.03	0.02	0.00	0.00	0.03	0.02	0.22	0.21	0.01	0.01
s.e.e.	2.7e+5	2.8e+5	1.9e+5	1.9e+5	62,377	65,099	32,715	33,504	1.7e+5	1.8e+5

（注）表4−3と同じ。
表4－8：世帯主所得の変化の影響の非対称性の検証 (Mace/Cochrane法・対数)

消費全体	耐久財	半耐久財	非耐久財	サービス
増加	減少	増加	減少	増加	減少	増加	減少	増加	減少
$ \beta_{1}(\Delta C^{a}_{t}) $	0.590(0.030)	0.545(0.029)	0.218(0.045)	0.216(0.043)	0.642(0.043)	0.679(0.043)	0.924(0.031)	1.004(0.030)	0.352(0.032)	0.312(0.033)
$ \beta_{2}(\Delta Y_{t}) $	0.092(0.003)	0.044(0.004)	0.243(0.039)	0.221(0.043)	0.160(0.009)	0.081(0.010)	0.032(0.002)	0.019(0.002)	0.093(0.004)	0.051(0.006)
$ \beta_{1}=1,\beta_{2}=0 $ F stat, Prob>F	523.24	202.60	168.95	177.80	190.58	60.50	165.69	46.39	385.43	256.10
0.00	0.00	0.00	0.00	0.00	0.00	0.00	0.00	0.00	0.00
サンプル数	166,645	174,660	28,613	30,489	160,994	168,356	166,645	174,660	166,515	174,496
$ R^{2}(adj) $	0.09	0.07	0.01	0.01	0.05	0.04	0.21	0.19	0.02	0.01
s.e.e.	0.46	0.48	2.41	2.46	1.31	1.32	0.26	0.27	0.74	0.76

（注）表4−3と同じ。

### 5. 消費平滑化の要因

この節では、消費平滑化の要因、つまり、所得変動に対してどのような要因がその動きを緩和し、消費の平滑化に貢献しているのかについて、定量的に検証する。Dynarski and Gruberは、具体的に配偶者の所得、失業保険などの政府からの所得移転、税の支払いについて、次の定式化を用いて検証している。

$$ (3)\quad\Delta I_{t}^{h}=\alpha+\beta\Delta Y_{t}^{h}+\mathrm{X}_{h}^{l}\delta+\varepsilon_{t} $$

ここで$\Delta I_{t}^{h}$は家計hの配偶者所得、社会保障移転あるいは租税の支払いであり、$\Delta Y_{t}^{h}$は世帯主所得の変化、$X_{h}$は世帯人員と各年月に対するダミーである。前節と同様、（3）を水準の変化及び変化率の両方の場合について最小二乘法で推計する。

推計結果は表5－1に示されている。まず、配偶者の所得を被説明変数とした場合の世帯主所得の係数はプラスで有意である（100円の世帯主所得の変化に対し4円程度）。この結果はアメリカにおけるDynarski and Gruberの結果と著しい対照をなしている。彼らによると係数は有意でないか、むしろマイナスで有意だからである。これはパズルであるが、この研究と彼らの研究で用いるデータの頻度によってある程度説明できるかもしれない。世帯主が失業したからといって職をもたない配偶者が6ヶ月という短期間のうちに職探しに成功するのは難しい。その上、世帯主も配偶者も両方とも職についている場合には、景気要因で両方が同じ動きをするかもしれない。短期的にみれば、配偶者の所得は世帯主の所得を補償するわけではない $ ^{14} $ 。
表 5−1：消費平滑化の要因

(1) 水準での推計

配偶者所得	社会保障移転	公的移転	税支払い	消費反応
係数	0.041	-0.018	-0.017	0.120	0.042
標準誤差	(0.0003)	(0.001)	(0.001)	(0.0002)	(0.001)
サンプル数	454,340	454,341	209,230	454,340
R²(adj)	0.05	0.07	0.07	0.36
s.e.e.	87,643	1.8e+5	1.8e+5	54,519

(2) 対数での推計

配偶者所得	社会保障移転	公的移転	税支払い	消費反応
係数	0.295	0.321	-	0.933	0.100
標準誤差	(0.002)	(0.008)	-	(0.002)	(0.001)
サンプル数	97,121	5,669	-	286,778
R²(adj)	0.19	0.02	-	0.33
s.e.e.	0.31	0.41	-	0.66

（注）表中の数値は（3）式における世帯主所得の変化にかかる係数である。 - はサンプルが100以下の場合を示す。

次に、社会保障移転の係数はマイナスで有意だが、非常に小さい。これもDynarski and Gruberの結果と明らかに異なっている。彼らは移転所得の係数がマイナスかつ有意であり、1ドル円の世帯主所得の変化に対して、政府からの移転（ほとんどは失業保険給付）は12セント（PSIDを使った場合）ないし5セント（CEXを使った場合）変化している。この違いもまたデータの頻度によってある程度説明できるかもしれない。家計調査のパネルの長さは6ヶ月であり、その間に実際に世帯主が失業するサンプルはほとんどないからである $ ^{15} $ 。

しかし、税の支払いの係数は常にプラスでかつ有意である。100円の世帯主所得の変化に対して、税の支払いは12円から13円程度変化する。アメリカにおける税支払いの係数はさらに大きいが $ ^{16} $ 、日本でも租税の支払いが世帯主所得の変動を緩和する上で大きな役割を果たしているといえる（世帯主所得の増加と減少の場合をわけた結果は表5－2を参照） $ ^{17} $ 。
表 5−2：消費平滑化の要因の非対称性

(1) 水準での推計

配偶者所得	社会保障
移転	公的移転	税支払い	消費反応
增加	減少	增加	減少	增加	減少	增加	減少	增加	減少
係数	0.024	0.024	-0.006	-0.002	-0.007	-0.003	0.133	0.146	0.042	0.023
標準誤差	(0.001)	(0.001)	(0.001)	(0.001)	(0.001)	(0.001)	(0.0004)	(0.0004)	(0.002)	(0.002)
サンプル数	145,396	132,826	145,396	132,826	65,350	59,968	145,396	132,826
R²(adj)	0.04	0.05	0.03	0.03	0.03	0.04	0.37	0.47
s.e.e.	1.3e+5	1.3e+5	1.1e+5	1.1e+5	1.1e+5	1.1e+5	73,950	65,251

(2) 対数での推計

配偶者所得	社会保障移転	公的移転	税支払い	消費反応
増加	減少	増加	減少	増加	減少	増加	減少	増加	減少
係数	0.199	0.202	0.178	0.341	-	-	0.838	0.012	0.092	0.044
標準誤差	(0.006)	(0.007)	(0.081)	(0.085)	-	-	(0.006)	(0.006)	(0.003)	(0.004)
サンプル数	39,170	35,875	2,456	2,273	-	-	117,266	108,136
R²(adj)	0.18	0.18	0.04	0.05	-	-	0.21	0.29
s.e.e.	0.47	0.48	1.72	1.73	-	-	0.81	0.78

（注）表5−1と同じ。

こうした結果を踏まえると、100円の世帯主所得の変化は、税の支払いによって12円程度、社会保障給付によって2円程度緩和されるものの、配偶者の所得が同じ方向に連動することから（4円程度）、結局10円程度緩和されることになる。言い換えれば、世帯主の所得が100円変化しても、実際は90円程度しか変化しない。家計消費の反応は上でみたように、100円の世帯主の変化に対して4円程度であるから、その差である86円程度は貯蓄の変化となって現れることになる。この貯蓄の反応はアメリカにおける結果（1ドルの世帯主所得に対して20－25セント）に比べてかなり大きい。

以上の結果をまとめると、消費平滑化の主な要因は6ヶ月という短い期間では租税の支払いと貯蓄の変化であるということになる。逆に配偶者の所得や社会保险の移転などは世帯主所得の変動を緩和する上で、短期的にはあまり大きな役割を果たしていない。

### 6. 消費保險仮説と流動性制約

この節では、流動性制約を考慮に入れた消費保険仮説の検証を行う。そもそも日本においては、データ入手が困難であることから、流動性制約についての実証研究はほとんどない。幸い、貯蓄動向調査は、家計調査にサンプルに8月、9月及び10月に入った世帯について、年末時点での金融資産のデータを毎年調査している。家計調査と貯蓄動向調査は同じ世帯に同じコードを使っており、両者は完全照合が可能である。貯蓄動向調査には土地資産のデータはないが、金融資産は家計の流動資産を代表していると考えていいであろう。
基本的な接近方法はZeldes(1989)と同じである。流動性制約にあるかどうかの基準は外生的に決められる。ここでは家計は前年の年収に対する金融資産 $ ^{18} $ の比率で分割した $ ^{19} $ 。この基準によると、流動性制約にある世帯は全体の2割程度となる。

表6－1は(2)式のDynarski/Gruber法による推計結果、表6－2は(1)式のMace/Cochrane法による推計結果を示している。流動性制約にある世帯では、流動性制約にない世帯に比べて世帯主所得の変化にかかる係数は大きい。消費全体では、制約にある世帯の係数は0.07である一方、制約にない世帯の係数は0.05であり、財・サービス別にみても前者の係数が後者よりも高い。しかしそれでも係数の大きさはかなり小さい。世帯主所得の100円の変化に対し、違いは2円程度である。

表 6—1：流動性制約と消費保険仮説（Dynarski/Gruber法）

水準での推計	対数での推計
制約あり	制約なし	制約あり	制約なし
消費全体	係数標準誤差サンプル数R²(adj)s.e.e.	0.073(0.005)15,9850.061.9e+5	0.047(0.003)68,1550.052.7e+5	0.124(0.017)4,2930.140.44	0.087(0.009)18,2010.150.47
耐久財	係数標準誤差サンプル数R²(adj)s.e.e.	0.011(0.003)15,9850.001.2e+5	0.009(0.002)68,1550.001.8e+5	0.162(0.227)612-0.022.35	0.166(0.116)3,4500.012.36
半耐久財	係数標準誤差サンプル数R²(adj)s.e.e.	0.019(0.001)15,9850.0645,049	0.011(0.001)68,1550.0374,620	0.240(0.053)4,0590.101.35	0.154(0.027)17,6660.081.31
非耐久財	係数標準誤差サンプル数R²(adj)s.e.e.	0.018(0.001)15,9850.2833,380	0.009(0.0003)68,1550.3734,890	0.066(0.011)4,2930.290.29	0.037(0.006)18,2010.370.28
サービス	係数標準誤差サンプル数R²(adj)s.e.e.	0.024(0.003)15,9850.011.2e+5	0.017(0.002)68,1550.011.7e+5	0.134(0.028)4,2870.030.72	0.103(0.015)18,1870.020.76

（注）表4−1と同じ。
表 6—2：流動性制約と消費保険仮説（Mace/Cochrane法）

水準での推計	対数での推計
制約あり	制約なし	制約あり	制約なし
消費全体	β1(ΔCt)	0.619(0.107)	1.044(0.072)	0.652(0.076)	0.714(0.040)
β2(ΔYt)	0.072(0.005)	0.046(0.003)	0.141(0.009)	0.081(0.005)
β1=1,β2=0Fstat,Prob>F	122.420.00	166.030.00	136.000.00	155.910.00
サンプル数R²(adj)s.e.e.	15,9850.071.9e+5	68,1000.052.7e+5	12,6460.160.39	52,2420.160.42
耐久財	β1(ΔCt)	0.652(0.132)	1.078(0.095)	0.269(0.091)	0.170(0.042)
β2(ΔYt)	0.011(0.003)	0.009(0.002)	0.448(0.082)	0.147(0.041)
β1=1,β2=0Fstat,Prob>F	10.280.00	14.430.00	45.050.00	197.180.00
サンプル数R²(adj)s.e.e.	15,9850.001.2e+5	68,1000.001.8e+5	1,8470.021.44	10,0000.021.55
半耐久財	β1(ΔCt)	0.699(0.089)	1.029(0.070)	0.417(0.129)	0.768(0.058)
β2(ΔYt)	0.019(0.001)	0.011(0.001)	0.205(0.028)	0.123(0.014)
β1=1,β2=0Fstat,Prob>F	149.370.00	117.840.00	35.180.00	47.050.00
サンプル数R²(adj)s.e.e.	15,9850.0744,978	68,1000.0374,523	11,9610.081.22	50,7330.081.16
非耐久財	β1(ΔCt)	0.922(0.063)	0.980(0.032)	1.041(0.073)	0.947(0.034)
β2(ΔYt)	0.018(0.001)	0.009(0.0003)	0.067(0.006)	0.035(0.003)
β1=1,β2=0Fstat,Prob>F	230.400.00	356.980.00	68.990.00	76.060.00
サンプル数R²(adj)s.e.e.	15,9850.2933,198	68,1000.3734,687	12,6460.310.26	52,2420.390.24
サービス	β1(ΔCt)	0.558(0.130)	1.099(0.089)	0.259(0.090)	0.430(0.046)
β2(ΔYt)	0.024(0.003)	0.017(0.002)	0.155(0.014)	0.092(0.008)
β1=1,β2=0Fstat,Prob>F	38.940.00	58.930.00	91.300.00	142.240.00
サンプル数R²(adj)s.e.e.	15,9850.011.2e+5	68,1000.011.7e+5	12,6290.030.63	52,2090.020.67

(注) 表4−3と同じ。
表 6−3：流動性制約と消費平滑化の要因

水準での推計	対数での推計
制約あり	制約なし	制約あり	制約なし
配偶者所得	係数標準誤差サンプル数R²(adj)s.e.e.	0.051(0.002)15,9850.0899,812	0.038(0.001)68,1000.081.2e+5	0.224(0.014)3,6460.310.33	0.197(0.008)14,1960.370.34
社会保障移転	係数標準誤差サンプル数R²(adj)s.e.e.	-0.002(0.001)15,9850.0141,769	-0.001(0.001)68,1000.0259,079	-	0.285(0.042)9650.040.44
公的移転	係数標準誤差サンプル数R²(adj)s.e.e.	0.000(0.001)9,0480.0133,235	-0.001(0.001)38,2880.0250,615	-	-
税支払い	係数標準誤差サンプル数R²(adj)s.e.e.	0.103(0.001)15,9850.4636,937	0.128(0.0004)68,1000.5649,836	0.861(0.019)9,3140.340.64	0.911(0.008)44,8390.440.58
消費反応	0.073(0.005)	0.047(0.003)	0.145(0.008)	0.085(0.005)

（注）表中の数値は（3）式における世帯主所得の変化にかかる係数である。

- はサンプルが100以下の場合を示す。

さらに、流動性制約の有無による消費保険の要因をみたのが表6−3である。配偶者所得の係数は流動性制約にある世帯で大きく、租税の支払いは流動性制約にない世帯で大きい。社会保障移転についてはあまり変わらない。

### 7. 結論

この研究は90年代の日本の所得変動と消費の関係について家計調査及び貯蓄動向調査の個票を用いて実証的に検証した。理論的な出発点として、世帯が同時点でリスクをプールすると仮定する「消費保険仮説」を検証するとともに、平滑化の要因についても定量的に分析した。推計結果によると90年代の日本においては、消費保険仮説は、消費全体でも、財・サービス別の消費でも強く棄却され、家計は完全には消費を平滑化していなかった。しかしながら、消費保険仮説からの乖離は小さい。世帯主の所得が100円変化してもその家計の消費は4円程度変化するにすぎず、これはアメリカでの推計とほほ同じである。世帯主の所得の変化を補う主な要因は税の支払いであり、世帯主の所得が100円変化すると12円程度変化する。配偶者の所得や社会保险の受け取りなどは、6カ月という短い期間では、世帯