Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
することができるであろう。したがって，現時点における我々の目的はライフ・サイクル理論をあまり厳密に適用せずに，むしろ全国消費実態調査のデータからできるだけ信憑性の高いしかも一貫した世帯の貯蓄行動の描写を導き出すことである。

このためまず最初に，世帯が生涯にわたる消費と貯蓄との間の配分を決める際に予想する世帯の所得の推移や子供の数，出産の時期等は所与であると仮定する。これは合理的な仮定であるかもしれないし，ないかもしれないが，データの制約上，この仮定の下で分析を行う以外に選択の余地はないと判断した。さらに，個々の構成員の所得よりはむしろ世帯全体の所得の方が，世帯の消費と貯蓄を決定する上で意味のある概念だと思われる。これらの仮定のもとで，世帯主年齢がα歳でFという属性の世帯が利用できる総財源は

$$ \begin{aligned}&A+S+(R-a+1)Z L X_{a}\left(F\right)\\&=A+S+\sum_{a=a}^{R}d^{a-a}Z L X_{a}\left(F,a\right)\\ \end{aligned} $$

となる。ただし，

ZLX_{a}(F, \alpha): 世帯主年齢が $ \alpha $ 歳で F という属性を待つ世帯が, 世帯主が $ \alpha $ 歳になった時に受け取ると期待する所得

d: 割引率

R：世帯主の予想退職年齢

A：当年の期首における，市場価値で定義された世帯の純資産（ネット）

S：期待退職金の現在価値と社会保障制度の純現在価値（給付と保険料の現在価値の差）の合計

ZLX_{a}(F)：上記(3)で定義した ZLX_{a}(F, \alpha) の現在価値の年平均値

以下,しばらくの間(3)式をできるだけ簡単にするため,Sをはぶくこととする。

これらすべての数値は，調査年の価格で表されているものとする。したがって割引率は，実質レートである。この財源の定義により，世帯主年齢a歳，属性Fの世帯について消費の決定に関する当初の効用最大化仮説は

$$ \begin{aligned}C_{a}^{t}(F,i)=&\beta\left(a,F,\rho\quad,e_{a}^{t}(i),Z_{a}^{t}(i)\right)\big[A_{a}^{t}(i)\\&+(R-a+1)Z L X_{a}^{t}(i)\big]+u*(i)\quad(4)\end{aligned} $$

と定式化される。

変数 i は，上記方程式がサンプル上の個々の世帯に関するものであることを強調するために導入されている。ただし，i を省略しても混乱が生じない時には i を省略することにする。その他の変数は以下の通りである。

$ YLD_{a}^{t}(i) $ ：調査年における世帯の実質可処分

勤労所得

$e_{a}^{t}(i)$ ：世帯における YLD と ZLX の差異の相対値，すなわち

$$ e_{a}^{t}(i)=\frac{YLD_{a}^{t}(i)-ZLX_{a}^{t}(i)}{ZLX_{a}^{t}(i)} $$

$ Z_{a}^{t}(i) $ ：各年齢階級毎の ZLX の平均値と世帯の ZLX との偏差の相対値，すなわち

$$ \begin{aligned}&Z_{a}^{t}(i)=\frac{Z L X_{a}^{t}(i)\cdot Z L X_{a}^{t}}{\overline{Z L X_{a}^{t}}}\\ & ここで Z L X_{a}^{t} は , 年齡階級 \alpha 歳の \\ &Z L X_{a}^{t}(i) の平均値 \\ \end{aligned} $$

$ u*(i) $ ：誤差項

β：世帯の利用可能な総財源に対する現行消費の比率

β は上記(4)式で示された各変数及び,資産 A の収益率( $ \rho $ )の関数である。しかしながら,2 時点のデータしか利用できないので, $ \rho $ の変化が $ \beta $ に与える影響を分析することはできない。

(4)式は，$e$ と $Z$ の $2$ つの項を除いて(1)式の $U_{a}$ の関数を特定化し，それを最適化することにより導出される。$e$ の存在が実証的に重要かどうかは，研究がすすむ中で判断しなければならないが，ここでは理論に則してその実際的理由を述べておく。第1に三章で説明するように ZLX の値は間接的に測定されたもので，個々の世帯の恒常所得の構成要素のある部分を捕捉しそこねている可能性がある。その場合は，個々の家計から直接に観察できる YLD が ZLX の真の値を捕捉するのに役立つと考えられる。
この可能性は他の国々よりも日本において強いように思われる。というのは，日本の労働者は一時解雇されたり，突然高給を伴う地位に転職したりする可能性が非常に小さい。特に大企業や官公庁においては解雇される可能性はほとんどなく，その給料は年功序列的に上昇するので，現在の給料がわかっていれば，それによって将来の給料を予想することは比較的容易である。ある特定の世帯の現在の勤労所得 YLD はその世帯の生涯所得に関する比較的正確な情報を与えるものであり，これがβの式に e が含まれている理由である。もし e が(4)式にこの理由で入っているとすれば，それは(1)，(2)と矛盾するものではない。

eがβの中に入ってくる第2の理由は，流動性を制約されている世帯の存在を否定できないからである。世帯が流動性を制約されている場合，世帯の最大限可能な消費は，当該期間に受け取った現金に，当該期の期首に保有していた流動資産を加え，それから契約上の負債の返済分を差し引いたものにほぼ等しいであろう。もし，世帯の流動性が数期間にわたり制約されていれば，世帯の流動資金はもはや小取引に必要な程度の小額にしかすぎなくなり，したがって消費は受取った現金から契約上の負債返済分を差し引いたものにほぼ等しくなる。われわれが用いたデータでは，世帯が以前の契約によって返済しなければならない負債額を知ることができないので，世帯が流動性を制約されているのか否かの最も単純な検定は，上記(4)式のような定式化において，eが統計的に意味のあるように推定されるかどうかである。先に述べたように，現在の日本におけるサラ金の繁昌は実際に流動性が制約されている世帯が多く存在することを示唆しているように思われる。ここで非常に困難なことは，eのような要因が統計的にきわめて有意であることがわかった時，通常上で述べた2つの理由のうちどちらの方がより重要であるかを判断しにくいという点である。この問題については，実証分析の結果を扱う後の章で詳細に論じるつもりである。

変数 Z は, 少し違った理由でβ の関数の説明変数として用いられている。他の国と同じように日本でも家計調査のようなクロスセクションデータから現在の所得と現在の消費の関係を調べると, 1 時点の調査だけをみれば所得の絶対水準が上昇するにつれて, 消費 - 所得比率はかなり明確に低下している。一方, 多くの国々と同じように, 一人当たりの実質所得が長期的に増加するにつれて, マクロデータの消費 - 所得比率が時とともにはっきりと低下しているという事実は日本においてもみられない。数次にわたる全国消費実態調査を比べてみても, 総平均所得は時がたつにつれて上昇しているにもかかわらず, 総平均消費の総平均所得に対する割合がはっきりと低下する傾向はない。この相反する現象を説明する世帯の行動についての理論が二つある。その一つは恒常所得仮説である。この仮説では, 基本的な消費の決定要因は, 構造的でかつ長期的な世帯の所得稼得能力（人的と非人的の両方）であるとされている。現在の所得の観測値はこの能力の近似値であるので現在の所得に対する消費の弾力性が1より小さいことは, 回帰分析の独立変数に統計上の誤差がある場合として説明される。過去30年間にわたって蓄積された貯蓄に関する研究の成果からもこの仮説にはある程度の真実が含まれていると思われるし, 「恒常所得」に対する消費の弾力性が現在の所得に対する消費の弾力性よりも大きいことが, この仮説で説明されることは明らかである。しかし, このことは恒常所得に対する消費の弾力性がまさに1.0であることを意味するものではない。もし, 恒常所得に対する消費の弾力性が実際に1ではないとすると, マクロ総所得が長期的に上昇しているにもかかわらず, マクロ総所得に対するマクロ総消費の比率が長い間ほぼ一定であることをうまく説明できるような複雑なメカニズムの存在を認めなければならない。そういうメカニズムの中で, 最も事実に近い可能性の大きい仮説はおそらく1947年にDuesenberyが提唱した相対所得仮説である。

この仮説によると,消費の恒常所得の絶対水準
に対する弾力性は1.0であるが，社会全体の所得分布における世帯の位置が消費－所得の割合に影響し，その位置が高くなればなるほどその世帯の消費－所得の比率が低くなる。これは恒常所得仮説やライフ・サイクル仮説ほど経済学者の間に支持されている理論ではない。というのは，世帯の効用関数の中に他の世帯の消費率所得が導入される可能性を認めることによって世帯行動に外部効果の存在を認めることになるからである。経済学者は外部効果の存在を認めると，分析が技術的に非常に難しくなるのでそれをできるだけ避けようとする傾向がある。

しかし，データの事前的な調査では，この仮説の妥当性がかなり強いように見えるので，われわれの研究ではそれを考慮して Z を(4)式に導入している。

実際に推計を行う際には，(4)式を線型化して

$$ \begin{aligned}&\frac{C_{a}^{t}(F,i)}{Z L X_{a}^{t}(F,i)}=b(F,a)D(F,a)\frac{A_{a}^{t}(F,i)}{Z L X_{a}^{t}(F,i)}\\&+h(F,a)D(F,a)+K_{1}e_{a}^{t}(i)\\&+K_{2}Z_{a}^{t}(i)+u(i)\eqno(5)\\ \end{aligned} $$

とした。

$$ \begin{aligned}D(F,a)&: 年齢階級と世帯属性に関するダミ \\&\quad- 变数 (1,0)\\b,h,K_{1},K_{2}&: 推計パラメータ \end{aligned} $$

$ u(i) $ ：误差项

(5)式において， $ K_{1} $ ， $ K_{2} $ の係数がFとaには依存しないと仮定していることに注意すべきである。実際にはFとaに対するbとhの依存度を推計した。

データの特徴を踏えつつ目本の世帯の貯蓄行動を分析するために上記の(5)式に更にもう二つの修正を加えた。第1に(5)式ではCはZLXの同次関数として表わされ，誤差項u(i)は統計的に分散がほぼ一様であると仮定した。しかし，本研究においてはデータがこれらの仮定と整合的でない可能性を考慮して，(1/ZLX)項が有意であるか否かの検定を行った。

第2に,世帯は市場価値を持つ資産から負債を引いた純資産（A）に加えて，(3)式のSで示されているその他の資産，すなわち社会保障給付の現在価値から社会保障負担の現在価値を引いた残りと退職金の現在価値との合計をも所有している。しかし，AとSとの間には一つの大きな違いがある。Aに含まれる資産は，多少とも市場性があるので，世帯はその価値をだいたい把握できるが，Sの大部分は市場性が事実上ないので，その価値を把握することが難しいばかりではなく，Sを担保に借金をすることもできない。例外は退職が間近で退職金が事実上決まっているような場合のみであろう。したがって現在の消費に対するAとSの効果が異なっている可能性は大きい。更に次章のデータ解説や変数の定義の節で述べるように，Aの推計値も観測上の誤差を免れないが，Sの推計値には相対的にそれよりも重大な観測と推計上の誤差があることは間違いない。

これらの理由のために（A / ZLX）項を（A + S / ZLX）項で置きかえて(5)式を修正するよりも，(5)式に（S / ZLX）項を導入することにして

$$ \begin{aligned}\frac{Ca(F,i)}{ZLX^{t}(F,i)}&=b(F,a)D(F,a)\frac{Aa(F,i)}{ZLX^{t}(F,i)}\\&+h(F,a)D(F,a)+K_{1}e_{a}^{t}(i)\\&+K_{2}Z_{a}^{t}(i)+u(i)K_{3}\frac{1}{ZLX_{a}^{t}(F,i)}\\&+K_{3}\frac{Sa(F,i)}{ZLX_{a}^{t}(F,i)}+u(i)\qquad(5^{\prime})\\ \end{aligned} $$

のように修正する。

家計の所得と消費と純資産の間には，

$$ \begin{aligned}A_{a}^{t}(F,i)\equiv&(1+\rho_{t-1})A_{a-1}^{t-1}(F,i)\\&+YLD_{a-1}^{t-1}(F,i)-C_{a-1}^{t-1}(F,i)\end{aligned} $$

の恒等式が成り立つ。

明らかに，(6)の恒等式が成立するためには，すべての変数の定義が完全に調整されていなければならない。例えば， $ \rho_{t-1} $ の定義は A の様々な要素のキャピタルゲインやロスを含む事後的で現実の実質収益率でなければならない。また，上記の恒等式は明らかに2期間にわたる同一家計に関するものであり，同一期間における
年代が接している二世帯の家計に関するものではなし。

したがって，この恒等式にわれわれが用いたクロスセクション・データを直接適用することはできない。本研究のサンプルである家計にこの恒等式を適用するためには，異なる世帯間の行動の同一性と一つの世帯の各期間における行動の安定性及びほとんどの世帯が平均して常に均衡に近い資産を持っていることを仮定しなければならない。これらの仮定を受容すれば(5)または(5)と(6)をもとにして

$$ \frac{A a(F,i)}{Z L X_{a}^{t}(F,i)}=\varphi(F,a,Z_{a}^{t}(i),\gamma)+\mathrm{v}(i) $$

が導かれる

ここで, $ \gamma $ は過去における一人当たりの所得上昇率で, $ \nu(i) $ は誤差項である。今後の分析では, (5)’式と(7)式が分析の基本的な式になる。

ここで今後の議論をわかりやすくするために, ミクロの貯蓄行動と人口構成が変化した時に, それが社会の総貯蓄にどのような影響をもたらすかということを簡単な例によって説明する。特に人口構成の変化によってもたらされる総貯蓄の変化を予測するために, ライフサイクル仮説に基づく貯蓄と, 世代間の移転に基づく貯蓄との区別がなぜ必要であるかを明らかにしたい。

図1には資産蓄積の3つの生涯パターンが示されており，図2にそれに対応した貯蓄のパターンが示されている。ここで「0」歳時は世帯の勤労生活の開始時点を「T₁」は退職が早い場合の退職年齢，例えば日本の典型的な退職年齢である56～57歳を「T₂」は退職が遅い場合の退職年齢，例えば欧米の典型的な退職年齢である65歳を「T₃」は世帯の消滅時点，すなわち生き残った配偶者の死亡時点をそれぞれ表わす。

実線は退職が早い世帯の資産蓄積パターン（図1）と貯蓄パターン（図2）を示す。退職時点(T1)まで蓄積した資産を世帯の消滅時点(T3)まで取り崩す。これは世帯の開始時(0)での相続財産(「b_{1}-0」に対応)や終了時(T_{3})の遺産（「e_{1}-T_{3}」に対応。生産性上昇を反映し「b_{1}-0」より大きい）まで合めて一般化されたライフ・サイクル仮説による典型的な貯蓄パターンを図示したものである。この世帯は生涯の早い時点で所得がなくなるので，貯蓄期間が短く逆に負の貯蓄期間つまり資産を取り崩す期間が長くなる。その結果，この世帯は退職時までにかなりの率で貯蓄をして，その後，除々に資産を取り崩すことになる。

破線で表わされた世帯は退職年齢が遅いことを除いては同じ行動パターンを示す。退職年齢が早ければ早いほど世帯は資産のピークを高くしなければならないことが容易にわかるであろう。破線の世帯は実線の世帯に比べて負の貯蓄期間が短かく，正の貯蓄期間が長いので勤労期間中実線の世帯よりも低率で貯蓄を行うことができる。

点線は遺産を残すことのみを貯蓄の目的としている世帯についての資産蓄積パターンである。この世帯は「 $ b_{2}-0 $ 」の相続財産からスタートし，負の貯蓄は行わず生涯にわたって着実に資産を蓄積し，「 $ e_{2}-T_{3} $ 」の遺産を残す。この遺産は最初に相続した資産と生涯の貯蓄を足し合わせたものである。これら3つのパターンはかなり簡略化されているが，典型的な世帯の行動がこれらパターンのうちどれに近いかによって社会の総貯蓄が根本的に異ってくるのを理解するのに有益であろう。

個々の世帯の貯蓄を総計し, 社会全体の総貯蓄を求めるためには,

$$ \iint_{0}^{T3}\frac{S(F,\ a)}{Z L X(F,\ a)}(F,\ a)\bullet N(F,\ a)d a d F $$

を計算しなければならない。ここで $ S(F, a) $ と $ ZLX(F, a) $ は世帯主の年齢が a で世帯属性が F の全部の世帯のグループの貯蓄と“恒常”所得の平均値であり， $ N(F, a) $ は世帯主の年齢が a で属性が F の世帯の数である。

図2はα歳に関するS/ZLXのパターンを示している。図3はある時点における人口の年齢別のZLXのパターンを示している。このZLX
の分布を図5に示されている一個人の生涯所得パターンと混同しないように注意する必要がある。図5の $ k_{4} $ と $ k_{5} $ の曲線は，それぞれ図3の $ k_{4} $ と $ k_{5} $ の時点に対応している。生産性の上昇を反映して， $ k_{5} $ よりも若い $ k_{4} $ の方が上方になっている。

図4は2つの年齢別人口構成を示している。「$\ell_{1}- \ell_{2}$」ラインは，人口が急増している社会のある1時点での人口構成を示しており，若年層の方が老年層よりも多くなっている。一方，「$\ell_{3}- \ell_{4}$」ラインは人口成長が低い社会の人口構成パターンを示しており，相対的に老年層が多くなっている。図1～4と(8)式から，次のような命題が導き出される。

(1) もし,貯蓄パターンが点線で表わされる通りならば(一つ一つの世帯が生涯の間所得の一定の割合を貯蓄しつづけている場合)各々の世帯の生涯を通して所得と消費のパターンが細かくどのようになっているかということは,社会全体の貯蓄率にあまり影響はない。この場合もしどの世代に属している世帯も皆生涯所得の一定の割合を遺産として残すとすれば,社会全体の貯蓄率を決定する重要な要因は世代から次の世代への生産性の上昇率と人口の増加率だけである。

(2) 反対に,もし貯蓄のパターンが実線か破線で表わされる通りならば(世帯がある年齢まで貯蓄してそのあと資産を取り崩している場合),生涯の間どの年齢まで貯蓄するか,また貯蓄をしている期間でもどの年齢で貯蓄が一番多いか,老年になってから蓄積した資産のどの程度の割合を取り崩すかなどの細かい点が,社会全体の貯蓄率を決定する要因となる。もちろん,この場合にも生産性と人口の上昇率は重要な役割を果している。

(3) 特に日本経済の生産性の上昇がいつも正であることを前提として，恒常所得の年齢についての配分と人口の構造が一定であるという仮定のもとでは，平均の退職時期が早ければ早いほど資産の恒常所得に対する割合と貯蓄の恒常所得に対する割合が大きくなる。しかし，同じ条件のもとで平均退職特期が遅くなればなるほど，需要が不十分である場合を除いて社会全体の生産は大きくなるはずである。したがって，退職年齢の平均がだんだん遅くなるにつれて，資産と貯蓄のレベルが高くなるか低くなるかは簡単に予測できない。以上のことから，日本の個別世帯がどのような貯蓄と資産についての生涯設計を行っているかを知ることが，日本の社会全体の貯蓄行動を説明するために重要であることがわかる。以上では，議論を簡単にするために，世帯の属性Fを考慮に入れなかった。一つの世帯から次の世帯にFが変っていくこと，Fの内容は年齢とも関係していること，そしてFの変化とその年齢との関係が貯蓄にいろいろな影響を与えることなどを考慮に入れると，個別世帯の行動を理解することは社会全体の貯蓄行動を説明するためのもとも重要な条件となる。日本の貯蓄率が過去30年間なぜ高かったか，また人口構成，社会的及び政治的環境が将来だんだん変わっていくにつれて，また生産性の上昇率がOECDの国々の平均近くまで下っていくにつれて，日本の貯蓄率がどのように変わっていくかを推測するために，日本の個々の世帯の貯蓄行動と資産の保有に対する態度をできるだけ細かく，正確に把握しなければならない。また更に，年齢と属性による世帯の分布の知識も必要である。

日本の世帯の貯蓄と資産保有に関する態度の分析を意義のはっきりとしたものにするためには，世帯の態度のいくつかの局面に分析を集中しなければならない。この章では，この研究で世帯の行動を描写するために使用するモデルの選択と，このモデルの中でもっとも重要な世帯行動の局面とを説明した。

以下の三章に報告されたミクロ分析は，この章で説明したモデルを使って，将来日本の社会全体の貯蓄と資本蓄積を理解するために役立つ世帯行動の情報を全国消費実態調査のデータからできるだけ細かくひきだそうとしたものである。
### A. はじめに（序）

本章では，1959年から実施されている全国消費実態調査の特徴を理解するために，この調査の概要を紹介する。調査目的や抽出方法，用語の定義やその他の詳細については，総務庁統計局から公表される各調査報告書に明確に示されている。

全国消費実態調査のサンプル数は約5万で，この種の調査では世界でも最大規模の調査である。抽出方法は地域別の層化無作為抽出法でアメリカ労働統計局（Bureau of Labor Statistics）が1950年と1960年（1972～73年は異なる）の消費支出調査（Surveys of Consumer Expenditures）で使用した方法と類似している。単身者世帯と2人以上の普通世帯との間には，周知の通り大きな違いが存在するので，統計局は両者を全く別の調査として扱っている。

すなわち2人以上の普通世帯と単身者世帯とでは，この単身者世帯の抽出率が2人以上の普通世帯に比べてかなり小さくなっている。地域別の抽出率を一定にして，層化無作為抽出を実行することが困難なことは周知のことであるが，この全国消費実態調査も地域ごとに一定数を抽出しているために抽出率は異っている。全国や各地域別に諸変数の平均を計算する際には，地域別の抽出率を統一するための調整が重要となるが，全国消費実態調査に掲載された数値も，一般的にはそのように調整されている。本研究においても平均の計算などには同様の方法を採用している。一方，回帰分析を目的とするような場合には，こうした調整が適切か否か必ずしも明確ではないので，そのような時には抽出率を修正しないままでデータを使用している。

標本調査の場合，他の変数に比べて誤差が大きかったり，あるいは，強いバイアスがある変数が含まれる可能性を完全に排除することはできない。このようにデータの質が変数間で不均等であることは避けられないが，可能な限り事前にそれらについて知ってから，分析を計画・実行して結果を解釈することが重要である。

この目的のために本章の第2節では，全国消費実態調査と出所の異なる他の資料をできる限り比較して，差違がある場合にはその事実を記し，その理由を明らかにする。第3節では，われわれの統計的分析に使用した幾つかの基本的な変数の作成方法について説明する。

### B. 全国消費実態調査の概要

### 1. 世帯構成の特徴

## (a) 世帯人員

表 III - 1 は，1979 年の全国消費実態調査と 1980 年の国勢調査の世帯人員別の世帯分布を比較したものである。先に述べたように，単身者世帯は 2 人以上の普通世帯とは別に抽出されているため，単身者世帯の抽出率は 2 人以上の普通世帯とは全く異なっている。表Ⅲ - 1 の 2 人以上の普通世帯の内訳は，地域別の抽出率の違いを調整してある。2 人以上の普通世帯の分布は，2 人世帯と 7 人以上世帯が若干低いことを除けば，国勢調査と大体一致している。大家族の抽出率が低い理由は不明である。

## (b) 世帯主の職業

表 III - 2 は , 全国消費実態調査と厚生省の厚生行政基礎調査の世帯主の職業別分布を比較したものである。厚生行政基礎調査は非常に大きなサンプル（9 万世帯）に基づいており，この調査から得られる分布が本質的に職業別の人口構成を表わしているとすれば，職業別に全国消費実態調査の抽出率を計算することができる。勤労者世帯の内訳は両調査における定義が異なるため，厳密な比較は難しい。2 人以上の普通世帯については両調査の職業別分布は大体一致しているが，単身者世帯については異なってい
表III - 1 世帯の抽出率

世 带 区 分	全国消費実態調査(昭和54年)	国勢調査(昭和55年)	抽 出 率
(注1)世 带 数	構成比(%)	世 带 数(1,000)	構成比(%)
2人以上の普通世帯	48,772	100.0	28,718	100.0	0.170
世 带 人 員 2 人	7,849	16.1	6,001	20.9	0.131
3人	10,477	21.5	6,475	22.5	0.162
4人	17,607	36.1	9,070	31.6	0.194
5人	7,863	16.1	3,982	13.9	0.197
6人	3,473	7.1	2,033	7.1	0.171
7人以上	1,503	3.1	1,157	4.0	0.130
単 身 者 世 帯	3,486	100.0	7,105	100.0	0.049
一 般 世 帯(注2)	2,634	75.6	5,839(注3)	82.2	0.045
寮・寄宿舎の世帯	852	24.4	1,266	17.8	0.067

（注 $ ^{1} $ ）全国消費実態調査については抽出率を調整した世帯数であるため，集計世帯数とは内訳が異なる。

(注 $ ^{2} $ ) 寮・寄宿舍を除く世帯。

すなわち,一戸を構える単身者および間借,下宿などの単身者。

（注 $ ^{3} $ ）会社などの独身寮の単身者を含む。

（出所）全国消費実態調査報告（総務庁）昭和54年第1巻その1第9表，第6巻第7表，国勢調査報告（総務庁）昭和55年第2巻第17表，第18表。

表III - 2 世帯主の職業分布

世 帯 主 の 職 業	2人以上の普通世帯	独 身 者 世 帯
全国消費実態調査(54年)	厚生行政基礎調査(54年)	抽出率(%)	全国消費実態調査(54年)	厚生行政基礎調査(54年)	抽出率(%)
世帯数	構成比(%)	(注)推計世帯数(千)	構成比(%)	世帯数	構成比(%)	(注)推計世帯数(千)	構成比(%)
総 数	48,772	100.0	25,024	100.0	0.195	3,486	100.0	6,321	100.0	0.055
勤 労 者 世 帯	33,485	68.7	17,290	69.1	0.194	2,672	76.6	4,049	64.1	0.066
(1)労務者および企業規模1~29人の民間雇用者	15,766	32.3	4,816	19.3	0.327	1,352	38.8	1,323	20.9	0.102
(2)企業規模30~999人の民間雇用者	6,101	12.5	6,193	24.8	0.099	453	13.0	1,234	19.5	0.037
(3)官公庁および企業規模1,000人以上の民間居用者	11,618	23.8	6,281	25.1	0.185	867	24.9	1,492	23.6	0.058
非 勤 労 者 世 帯	15,287	31.3	7,735	30.9	0.198	814	23.4	2,271	35.9	0.036
(1)会社・団体役員	1,655	3.4	769	3.12	0.215	3	0.1	28	0.4	0.011
(2)自营業者,その他	11,054	22.7	5,916	23.6	0.187	227	6.5	573	9.1	0.040
(3)非 就 業 者	2,578	5.3	1,050	4.2	0.246	585	16.8	1,670	26.4	0.035

（注）世帯総数から農家世帯数(3,524千世帯）を除いたものである。

（出所）厚生行政基礎調査報告（厚生省）昭和54年表22。
表III - 3 世帯主の年齢階級分布

世帯主の年齢階級	2人以上の普通世帯	独身者世帯
全国消費実態調査(54年)	厚生行政基礎調査(54年)	抽出率(%)	全国消費実態調査(54年)	厚生行政基礎調査(54年)	抽出率(%)
世帯数	構成比(%)	推計世帯数(千)	構成比(%)	世帯数	構成比(%)	推計世帯数(千)	構成比(%)
総数	48,772	100.0	28,493	100.0	0.171	3,486	100.0	6,374	100.0	0.055
~19歳	9	0.0	12	0.0	0.075	180	5.2	883	13.9	0.020
20~24	429	0.9	289	1.0	0.148	842	24.1	1,619	25.4	0.052
25~29	3,477	7.1	1,667	5.9	0.209	783	22.4	909	14.3	0.086
30~34	7,265	14.9	3,081	10.8	0.236	310	8.9	429	6.7	0.072
35~39	8,644	17.7	3,918	13.8	0.221	137	3.9	250	3.9	0.055
40~44	7,664	15.7	3,925	13.8	0.195	129	3.7	208	3.3	0.062
45~49	7,031	14.4	3,971	13.9	0.177	119	3.4	263	4.1	0.045
50~54	5,507	11.3	3,535	12.4	0.156	193	5.5	324	5.1	0.060
55~59	3,474	7.1	2,513	8.8	0.138	183	5.3	322	5.1	0.057
60~64	2,328	4.8	2,044	7.2	0.114	223	6.4	329	5.2	0.068
65~69	1,688	3.5	1,667	5.9	0.101	200	5.7	315	4.9	0.063
70~74	798	1.6	1,026	3.6	0.078	120	3.4	253	4.0	0.047
75~79	315	0.7	565	2.0	0.056	48	1.4	154	2.4	0.031
80~	144	0.3	280	1.0	0.051	21	0.6	116	1.8	0.018

（出所）全国消費実態調査報告（総務庁）昭和54年第1巻その1第6表，第6巻第5表。

厚生行政基礎調査報告（厚生省）昭和54年表28。

る。単身の非勤労者世帯の抽出率は全国消費実態調査では低目となっている。

## (c) 世帯主の年齢

表 III - 3 は , 全国消費実態調査と厚生行政基礎調査の世帯主の年齢別分布を比較したものである。この表によると，全国消費実態調査における世帯の抽出率は年齢の上昇とともに低下していることがわかる。これは両調査の世帯主の定義が異なるためと考えられる。厚生行政基礎調査は誰を世帯主とするかを明示していないが，全国消費実態調査は世帯のなかで主たる収入を得ている人を世帯主と定義している。

## (d) 家族形態

表 III - 4 は , 全国消費実態調査と国勢調査の家族類型別分布を比較したものである。

全国消費実態調査における片親と子供世帯の抽出率が低いことの理由は，母子寮等で生活している準世帯が多いためと思われる。それを除けば，同データの分析はほぼ一致している。（e）住居形態

表 III - 5 は , 全国消費実態調査と国勢調査の住居形態別分布を比較したものである。全国消費実態調査の抽出率は持家世帯が若干高く，民間借家世帯がやや低くなっている。

表 III - 4 家族類型別世帯分布

世 帯 類 型	全国消費実態調査(54年)	厚生行政基礎調査(54年)	抽出率(%)
世帯数	構成比(%)	推 計世 帯 数(千)	構成比(%)
2人以上の普通世帯	48,772	100.0	28,718	100.0	0.170
夫婦のみ	6,504	13.3	4,460	15.5	0.146
夫婦と子供	29,180	59.8	15,081	52.5	0.193
片親と子供	1,728	3.5	2,053	7.1	0.084
夫婦とその親	988	2.0	608	2.1	0.163
夫婦と子供と親	7,698	15.8	4,370	15.2	0.176
その 他	2,673	5.5	2,146	7.5	0.125

（出所）全国消費実態調査報告（総務庁）昭和54年

第1巻その1第14表

国勢調査報告（総務庁）昭和55年第2巻第24表
表 III - 5 住居の所有関係別世帯分布

住居の所有関係	全国消費実態調査(昭和54年)	国勢調査(昭和55年)	抽出率(%)
2人以上普通世帯数	(注1)独身者世帯数	合計世帯数	構成比(%)	(注2)世帯数(千)	構成比(%)
総数	48,772	2,581	51,353	100.0	34,370	100.0	0.149
持家	33,480	641	34,121	66.4	20,849	60.7	0.164
民間借家	7,672	1,563	9,235	18.0	8,428	24.5	0.110
公営借家	2,920	100	3,020	5.9	1,768	5.1	0.171
公団・公社借家	1,335	62	1,397	2.7	774	2.3	0.180
給与住宅	3,253	125	3,378	6.6	2,011	5.9	0.168
間借り	112	90	202	0.4	540	1.6	0.037

（注 $ ^{1} $ ）単身者世帯については，寮・寄宿舎に居住する世帯を除いた上で，抽出率を調整している。

（注2）普通世帯および間借りの1人世帯

国勢調査報告（総務庁）昭和55年第2巻第30表

表 III - 6 都市階級別世帯分布

世帯主の年齢階級	2人以上の普通世帯	独身者世帯
全国消費実態調査(54年)	厚生行政基礎調査(54年)	抽出率(%)	全国消費実態調査(54年)	厚生行政基礎調査(54年)	抽出率(%)
世帯数	構成比(%)	推計世帯数(千)	構成比(%)	世帯数	構成比(%)	推計世帯数(千)	構成比(%)
総数	48,972	100.0	28,493	100.0	0.171	3,486	100.0	6,376	100.0	0.055
人口100万人以上の市	11,470	23.5	5,961	20.9	0.192	1,259	36.1	2,159	33.9	0.058
人口100万人未満15万人以上の市	15,107	31.0	7,947	27.9	0.190	1,054	30.2	2,012	31.6	0.052
その他の市町村	13,090	26.8	7,766	27.3	0.169	787	22.5	1,333	20.9	0.059
9,105	18.7	6,819	23.9	0.134	386	11.1	872	13.7	0.044

（出所）全国消費実態調査報告（総務庁）昭和54年第1巻その3第1表，第6巻第1表

厚生行政基礎調査報告（厚生省）昭和54年 表17

## (f) 都市階級分布

表 III - 6 は , 全国消費実態調査と厚生行政基礎調査の都市階級別分布を比較したものである。全国消費実態調査は，主な職業が農業である世帯を除外しているため町村の抽出率が低いが，この点を除けば両者は，ほぼ一致している。

## (g) 年齢及び職業別の消費支出

表 III - 7 と表 III - 8 は , 全国消費実態調査 , 家計調査及び厚生行政基礎調査の平均消費支出の分布を示したものである。これらの分布を比較する際には ,3 調査で使われている概念に , いくつかの違いがあることに注意しなければならない。全国消費実態調査では , 9 月 , 10 月 , 11 月の 3 カ月間の消費支出が家計簿に記録されており ( 単身者世帯については 10 月 , 11 月の 2 カ月間 ) , 現金や現物支出のすべての消費支出が記録される。家計調査は , 調査期間が 1 月から 12 月までの 12 カ月であることを除けば 全国消費実態調査とほぼ同じであるが , サンプル数は約 8 千と全国消費実態調査に比べて小さくなっている。慣習上年末 , 年央には季節的な消費支出が拡大するため , 家計調査の消費支出は全国消費実態調査に比べて若干大きくなることが予想されたが , 実際は両調査の分布はほとんど同
表 III - 7 世帯主の年齢階級別消費支出額

世 带 主 の年 龄 階 級	2人以上の普通世帯	単 身 者 世 帯
全国消費実態調査消費支出額(昭和54年9月~11月)	家計調査消費支出額(昭和54年1月~12月)	厚生行政基礎調査現金支出額(昭和54年5月)	全国消費実態調査消費支出額(昭和54年9月~11月)	厚生行政基礎調査現金支出額(昭和54年5月)
平 均	千円	千円	千円	千円	千円
220.6	214.7	180.6	110.3	80.4
~ 24歳	165.9	181.0	128.9	98.4	67.9
25 ~ 29	180.3	176.2	147.9	126.4	95.3
30 ~ 34	191.8	194.3	162.8	140.1	105.8
35 ~ 39	208.0	210.4	179.2	125.4	107.2
40 ~ 44	228.3	226.8	193.2	144.0	102.4
45 ~ 49	255.9	248.6	200.1	127.2	96.9
50 ~ 54	267.4	260.1	202.5	117.9	97.0
55 ~ 59	239.8	222.8	187.3	94.3	91.0
60 ~ 64	207.3	182.2	170.1	91.2	70.2
65 ~	180.1	171.5	160.7	77.8	64.6

（注）全国消費実態調査及び家計調査は農家世帯が除かれているが，厚生行政基礎調査にはそれが含まれている。

（出所）全国消費実態調査報告（総務庁）昭和54年第1巻その1第6表，第6巻第5

厚生行政基礎調査報告（厚生省）昭和54年表31 家計調査年報（総務庁）昭和54年第8表

じてあることがわかった。

一方，厚生行政基礎調査における現金支出額には，現金で支払われた税金およびその他の非消費支出は含まれているが，源泉徴収された税金は含まれていない。これらの理由により，厚生行政基礎調査との比較を厳密に行うことは適当でない。

## (h) 年間収入の分布

次節で説明するように，家計の収入について全国消費実態調査では2種類の収入を調査している。1つは，9月から11月の3カ月間に記録された家計簿の結果として報告されている。他の1つは11月末に行われる全く別の調査表による調査で，11月までの過去12カ月間の家計の総年間収入に関する質問をしている。いくつかの理由から，われわれの研究では家計の収入として後者，すなわち11月までの過去12カ月間の家計の総年間収入の値を使用した。表III-9は，全国消費実態調査における年間収入を五分位階級ごとの平均値について，家計調査や貯蓄動向調査と比較したものである。

家計調査では毎月その時点より過去12カ月間の年収を調査しており，表の値は1月～12月におけるそれらの年収の平均値である。これが，家計調査の収入が他の2調査の収入よりも全般に少ないことの理由の1つであろう。

表 III - 10 と表 III - 11 は，全国消費実態調査と国民生活実態調査（厚生省）の年間収入を比較したものである。概念上の相違や調査方法の違いにもかかわらず，その数値は基本的には一致している。

### C. 統計分析のための変数

全国消費実態調査のように一般的な調査を用いて特定の行動仮説に基づく統計分析を行うためには，データを目的に合わせて修正しなければ使用することはできない。われわれの研究に必要な基本的な概念，例えば市場で購入した物とそれ以外の物からなる消費支出，世帯の純資産，平均的生涯稼得能力の指標となる税引後の勤労所得などについては第Ⅱ章で解説した。本節では，第Ⅱ章の理論を定式化した際に用い
表 III - 8 世帯主の職業別消費支出額

世帯主の職業	2人以上の普通世帯	単身者世帯
全国消費実態調査消費支出額(昭和54年9月~11月)	家計調査消費支出額(昭和54年1月~12月)	厚生行政基礎調査現金支出額(昭和54年5月)	全国消費実態調査消費支出額(昭和54年9月~11月)	厚生行政基礎調査現金支出額(昭和54年5月)
全 世 帯	千円	千円	千円	千円	千円
220.6	214.7	182.3	110.3	80.2
勤 労 者 世 帯	221.6	222.4	181.4	117.3	85.3
(1)労 務 者	195.7	192.0	130.3	100.0	72.3
(2)労務者および企業規模1~29人の民間服用者	209.8	187.9	159.9	119.6	86.8
(3)企業規模30~999人の民間雇用者	229.5	214.6	180.2	131.1	88.0
(4)官公庁および企業規模1,000人以上の民間服用者	250.0	249.1	201.9	132.0	84.2
非 勤 労 者 世 帯	218.3	198.4	184.1	87.0	71.3
(1)商 人・職 人	206.3	187.2	170.8	112.3	84.5
(2)個 人 經 営 者	255.7	247.4	221.3	48.3	124.1
(3)法 人 經 営 者	314.9	304.3	251.6	318.0	139.4
(4)自由業・その他	244.4	251.9	136.2	118.0	65.2
(5)無 職	161.3	150.5	75.2

（注）農家世帯が除外されている。

（出所）全国消費実態調査報告（総務庁）昭和54年第1巻その1第16表，第6巻第6表

厚生行政基礎調査報告（厚生省）昭和54年表30

家計調査年報（総務庁）昭和54年 第10表

表 III - 9 五分位階級別年間収入

年間収入五分位階級	全国消費実態調査(2人以上の普通世帯昭和53年12月~54年11月)	家計調査昭和54年1月~54年12月)	貯蓄動向調査昭和54年1月~12月)
平均第Ⅰ階級第Ⅱ階級第Ⅲ階級第Ⅳ階級第Ⅴ階級	万円430.5195.7302.3382.3485.1787.0	万円398179276349447736	万円431.4189.9294.3374.3478.1820.2

（出所）全国消費実態調査報告（総務庁）昭和54年

第1巻その1第27表

貯蓄動向調査報告（総務庁）昭和54年第24表

家計調査年報（総務庁）昭和54年第5表

表 III - 10 世帯人員別年間収入

世帯人員	全国消費実態調査昭和53年12月～54年11月	国民生活実態調査昭和54年9月	比率
1人	万円	万円	1.19
2人	195.7	165.0	1.22
3人	347.0	284.4	1.10
4人	409.4	371.1	1.08
5人	431.2	401.0	1.13
6人以上	474.6	419.9	1.12
534.0	478.3

（出所）全国豹費実態調査報告（総務庁）昭和54年

第1巻その1第10表，第6巻第2表

国民生活実態調査報告（総務庁）昭和54年

た変数と可能な限り同じ意味をもつ変数を構

築するために，調査から直接得られたデータに

加えた変更や調整について記述する。その過程で

推定に伴う誤差によって生ずる変数のバイアス
表 III - 11 年階級別年間收入

都市階級	全国消費実態調査(昭和53年12月~54年)11月	国民生活実態調査(昭和54年)9月
2人以上の普通世帯	淋身者世弼
平均人口100万人以上の市	430.5	195.7	358.5
451.6	212.5	380.7
人口100万人未満15万人以上の市	430.8	190.9	369.1
人口15万人未満の市	424.9	184.8	340.4
町村	411.4	176.1	325.0

（出所）全国消費実態調査報告（総務庁）昭和54年

第1巻その3第1表，第6巻第1表

国民生活実態調査報告（総務庁）昭和54年

については第Ⅳ章で述べる。

### 1. 収 入

## (a) 年間收入

全国消費実態調査では，収入について2種類調査している。1つは世帯員が3カ月間家計簿に記録した結果に基づく収入であり，もう1つは，11月末に過去12カ月に受けとった年間収入に対する質問に答えたものである。勤労者世帯については家計簿に詳細な所得が記録されているが，他の世帯については所得が記録されていないので，われわれの研究では後者の年間収入を使わざるを得なかった。これら2つの収入は，概念的には，多くの日本の勤労者が6月と12月にもらう半年ごとのボーナスを除いて同じものを測定していると考えられることから，9月，10月，11月の3カ月の収入よりもボーナスの含まれている年間収入の方はかなり大きくなるものと予想される。また，両者の間には高い相関関係があることも予想される。そこで勤労者世帯のデータを使ってこの点に関する検証を行ったが，曖昧な結果しか得られなかった。

## (b) 財産収入

勤労者世帯については収入が細分類されているという利点を利用して，推定された収入に明らかなバイアスを示すようなパターンが見られるか否かを調べた。ネットの金融資産残高と財産収入の間には，データ上明らかに矛盾があることがわかった。すなわち，勤労者世帯に関する財産収入は，その世帯が所有しているネットの金融資産に比べて明らかに小さすぎる。この奇妙な矛盾を生みだすメカニズムの1つとして，利子収入の大部分が現金で明確に支払われないという事実が考えられる。預金者が実際に銀行に行って通帳に記帳してもらわなければ，銀行預金に対する利子収入は，なんの通知もなしに預金者の口座に直接に払い込まれるだけである。積み立て配当付き生命保険契約に関する利子収入は，満期まで生命保険会社に単に積み立てられている。このような場合，これらの利子を受け取る多くの世帯は，現金や支払い通知を受け取らなかったため，利子収入を記録しなかったと考えられる。

勤労者世帯の財産収入は，ネットの金融資産が大きい場合でも非常に小さな値しか計上されていないので，それを調整するために以下の方法を採用した。まず初めに，金融資産現在高(SA)が正で負債現在高(DEBT)がゼロの家計については財産収入(IW*)=SA*0.07，SAが正でDEPTも正である家計についてはIW*=SA*0.05とした。原則として，支払利子は定義上消費支出に含まれ，所得に影響を与えるべきではないが，受取利子はかなり過小評価されており，支払利子も若干は過小評価されているかもしれないので，結局上記の定式化で落ち着いた。勤労者世帯については，毎月の財産収入が記載されているので，報告された財産収入と上記の式で得られた値を比較して，両者の大きい方の値を各世帯の財産収入とした。

非勤労者世帯については財産収入が記載されていないので,上記のIW*を単純に財産収入として年間収入に加えた。もちろんこの方法では,いくつかの非勤労者世帯に対しては,財産収入の重複計算の可能性がある。しかしながら非勤労者世帯が勤労者世帯とそれほどちがった行動をとらなければ,報告された年間収入
に含まれる財産収入は平均的には非常に小さいと思われるので，重複計算の恐れはほとんどないであろう。この財産収入の推計方法が過大評価を生じないというもう1つの理由は次のとおりである。全国消費実態調査では金融資産と負債に関する調査を行っており，あとで述べるように，住宅の価値を非常に大雑把にではあるが推計することもできる。しかしながら，居住している住宅以外の家屋や土地の資産，特に自营業用の資産などに関する情報が全く欠落している。これらの財産から得られる帰属利子や家計勘定に正確に移転できない自营業者の利益は，すべて全国消費実態調査の収入の定義から外されている。したがって，金融資産からの利子収入を若干過大評価したとしても，財産収入はまだ過小評価されている可能性が強い。この点については，本章の後の方で，全国消費実態調査の集計値と国民経済計算の値を比較する特に，もっと詳細に説明するつもりである。

## (c) 帰属利子

全国消費実態調査は基本的には現金取引に基づいているので，記載されている収入には，帰属利子の項目は含まれていない。これは，家計の所有している住宅やその他の実物資産から派生するものとして考慮されるべきである。さらに，耐久消費財は家計勘定においては住宅と同様に扱うべきであり，耐久消資財からの帰属利子も，収入の定義に含めるべきであろう。

実際そうするつもりであったが，残念なことに，本プロジェクトの最後になって収入を耐久消費財の帰属利子については調整したが，住宅の帰属家賃については調整せずにすべての分析を行っていたことがわかった。唯一の救いは，この帰属家賃が相対的に小さく，他の所得との相関も強いので，本分析結果はこのエラーにより重大な影響は受けていないと考えられることである。

## (d) 総年間収入（IA），所得税，可処分所得（DI）

可処分所得を求めるために，税引前所得から所得税を差し引かぬばならない。われわれの研究では社会保険料と社会保障給付（年金）を一つの項目としてまとめて扱うつもりである。残念ながら，勤労者世帯の税金に関する報告はあるが，非勤労者世帯については調査されていない。勤労者世帯に関しても，源泉徴収された税金はわかるが，個人的に申告する税金についてはわからないので大蔵省主税局の報告書をもとに，源泉所得税と申告所得税の各々について所得階級別の平均実効税率を算出した。国税庁ではこれら2つの納税タイプを統合して所得階級別に納税額の分布を作成することは行っていない。これら2つの税率を統合させるために試行錯誤を繰り返し，本研究では源泉所得税率を基にして，申告所得税率で徴調整した税率を採用した（表III-12）。この税率をマクロデータにあてはめて計算してみると，マクロ所得税額にかなり近い値がえられることが確かめられた。

可処分所得(DI)は，年間収入から表 III - 12 の税率により計算された所得税を控除したものに，帰属利子（残念ながら住宅の帰属利子は除外されている）を加えたものとして定義される。

(e) 年金給付額(SSB)と SSB を控除した所得

表 III - 12 実効勤労所得税率（昭和 54 年）

所得階級	税率	所得階級	税率
100 万 円 未 満	%	500 万円以上	7.36
100 万円以上 150 万円未満	0.86	800 万円以上	11.55
150 万円以上 200 万円未満	2.44	1,000 万円以上	19.0
200 万円以上 300 万円未満	3.25	2,000 万円以上	24.0
300 万円以上 400 万円未満	3.50	3,000 万円以上	28.0
400 万円以上 500 万円未満	3.84	5,000 万 円 以上	37.0
(YD)

勤労者世帯の年金給付は9月，10月，11月の3カ月間について報告されている。しかし日本では，給付は毎月行われるのではなく特定の月に行われるので，調査が実施された3カ月の間に給付が行われなかった可能性もある。さらに非勤労者世帯については年金給付に関する情報が全く得られない。

そこで分析の必要上年金給付額を以下のような仮定をおいて，独立に推計することにした。

(i) 63歳以上の人はすべて例外なく年金給付を受けている。

(ii) 1979 年時点における世帯主の年金受給額は年 104 万円，配偶者以外の世帯員の場合は 25 万円とする。配偶者は世帯主の年金によりカバーされていると考える。同様に 1974 年については，それぞれ 54 万円，13 万円とする $ ^{注1} $ 。

われわれは社会保険料を可処分所得から控除していないので，整合性を保つためには，給付額も貯蓄の取り崩しとして扱い，家計の所得に加えるべきでない。原則として全国消費実態調査の年収(IA)には，すでにこれらの給付が合まれているので，可処分所得の定義と矛盾しないように，給付額を控除すべきである。したがって，YD=DI-SSBと定義し，多くの場合はDIよりはむしろYDを使用している。

(f) 勤労所得(YL)と税引後勤労所得(YLD)

勤労所得(YL)は単純に総年間収入(IA)から，(b)で定義した財産収入と年金収入を控除したものである。そして税引後勤労所得(YLD)は，勤労所得(YL)から表III-12で示した平均実効税率にYLを乗じて求めた所得税を引いたものである。

われわれは社会保障制度（年金）を一種の貯蓄と見做して，年金給付を所得から控除しているので，税引後総所得(YD)と同様に税引後勤労所得(YLD)を計算する際に，所得から保険料を差し引いていない。このような方法をとることにより，特定の個人が支払う保険料とその制度から受け取る給付との関係が正確に把握されない。また，給付に不確実性が伴うという問題はあるがこの点に関しては第Ⅳ章で改めて言及する。

(g) 生涯勤劳所得(LTWAGE)と恒常所得(ZLX) $ ^{*} $

生涯勤労所得の概念は，YLD と多くの世帯属性を使って，伝統的な方法によりデータから推定した。具体的には，まず YLD を年齢階級 (age) その他の世帯属性 (F) で回帰させ，この YLD の推計値を YLD(F, age) とあらわす。ここで F は世帯属性を表わす一連のダミー変数 (1,0) のベクトルで，age は年齢階級を表すわすダミー変数 (1,0) のベクトルである。次に

$$ LTWAGE(F,t_{0})=\sum_{age=t0}^{T}\quad\widehat{YLD(F,age)(1+d)^{t0\cdot age}*(1+d)^{age\cdot t0}} $$

と仮定する。自営業者はもっと働き続けると思を計算した。ここで $ t_{0} $ は，世帯主の現在年齢，T は予想退職年齢，d は実質割引率，g は 1 人当たりの実質賃金率の期待上昇率を表わしている。日本においては，d と g の大きさのオーダーはほとんど同じであると思われる理由がいくつかあるのでそのように仮定した。

退職年齢 Tに関しては,若干恣意的に決定する必要がある。勤労者は57歳で退職し,63歳までパートタイムで働き,その後完全に退職すると仮定する。さらに57歳で,退職時における賃金と企業規模に応じた退職金を受け取ると仮定する。退職金については後の節で改めて言及する。自営業者も退職金はないが63歳で退職するわれるので,これは決して現実的な仮定ではな