Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
いかも知れないが，彼らが何歳で退職するかを決める方法がほかにないためである。彼らが生涯働き統けるという極端な仮定も代替的に試みる必要があるだろう。

LTWAGE の年平均値で表わした恒常所得は，

$$ Z L X^{*}(F,t_{0})=\frac{1}{T-t_{0}+1}L T W A G E(F,t_{0}) $$

となる。63 歳以上の老人については，彼らが働いていた時の所得に関する情報がないので，ZLX*に類似した所得概念をうまく作成することができない。

ZLX $ ^{*} $ は世帯属性と世帯属性が現在の勤労所得に及ぼす相関関係に依存しており，現在の所得には直接依存していない。もしこれらの相関性が十分高ければ，ZLX $ ^{*} $ は世帯の長期あるいは生涯勤労所得の優れた指標となろう。しかしわれわれが推計に用いた属性のみでは世帯の現在の勤労所得の半分以下しか説明できていない。

日本の雇用や給与の決り方を前提にすると，世帯の生涯勤労所得は，現在の勤労所得に依存する面が非常に強いと思われる。そこで追加的情報として個々の世帯の生涯勤労所得の変動を統計的方法によって現在の勤労所得から求めることにする。生涯勤労所得の推計に関するこの最終ステップについては，第Ⅳ章で行動方程式の推計とともに記述する。

### 2. 消費

## (a) 住宅と耐久消費財の帰属計算

全国消費実態調査の消費支出は調査年の9月，10月，11月の3か月間の現金支出（現物消費を含む）の記録である。国民所得概念の消費と比べると，2つの大きな違いがある。一つは，住居の帰属家質が1979年の全国消費実態調査には含まれていないことである。そして，もう一つは政府や雇用主によって直接供給される消費，例えば医療サービスの補助なども含まれていないことである。しかし，全国消費実態調査のデータを用いて住居の帰属家質を大ざっぱに推計することができる。

全国消費実態調査の前年に行われる総務庁統計局の住宅統計調査では，借家の属性と家質が調査されているので，それを用いて，

$$ \ln Y=b_{0}+\sum_{i=1}^{12}b_{i}X_{i}+b_{13}\ln X_{13} $$

の回帰方程式を推計することができる。ここで Y は 1 か月当たりの家賃， $ X_{1} \sim X_{4} $ は都市階級に関するダミー変数(1,0)， $ X_{5} \sim X_{8} $ は住居の構造に関するダミー変数(1,0)， $ X_{9} $ は浴室の有無に関するダミー変数(1,0)， $ X_{10} \sim X_{12} $ は建築時期に関するダミー変数(1,0)， $ X_{13} $ 住居の延べ面積（ $ m^{2} $ ）である。

全国消費実態調査に住宅統計調査と同様な住居の属性が含まれているので，統計局は全国消費実態調査の持家の帰属家質を推計するために，上の推計方程式を用いている。例外は住居に関する属性が一部しかわからない単身者世帯である。多くの単身者世帯は住居を所有していないので，単身者世帯のごく一部の住宅所有者についてはかなり大まかな近似値でもやむを得ないであろう。ここでは，

$$ \ln Y=b_{0}+\sum_{i=1}^{2}b_{i}X_{i}+b_{3}\ln X_{3} $$

という回帰方程式を用いて単身者世帯の持家の帰属家賃を計算した。

ここで Y は 1 か月当たりの家賃, $ X_{1} $ と $ X_{2} $ は都市階級に関するダミー変数(1,0), $ X_{3} $ は世帯主が 63 歳以下の世帯については ZLX, 世帯主が 63 歳以上の世帯については現在の所得を用いた。

表 III - 13 は全国消費実態調査から求めた借家の家賃を住宅統計調査と比較したものである。報告された借家の家賃は両調査とも大差ないが，全国消費実態調査の持家の帰属家賃は住宅統計調査をもとに計算された値よりもかなり小さい。

帰属家賃が過少推計となっている理由はおそらく住居の延べ面積の係数にバイアスがあることと，大都市と地方における地価の較差といった要素が上の帰属家賃の計算式に入っていないことなどのためであろう。平均居住面積が民間
表 III - 13 借家家賃と帰属家賃

住宅の種類	全国消費実態調査(昭和54年9月～11月)	(注)住宅統計調査(昭和53年10月1日)
2人以上り普通世階	単身者世帯
民営住宅(設備専用)	円	円	円
民営住宅(設備共用)	23,718	20,028	24,262
公 営 住 宅	20,458	12,091	12,906
公 社・公団住宅	7,511	6,322	8,264
給 与 住 宅	20,826	13,299	18,376
持 家の帰属家賃	6,082	4,277	6,163
29,160	23,900	57,781

（注）1 畳当たり平均家具単価に 1 戸当たり平均長数をかけた。帰属家賃は民営住宅（設備専用）の家賃単価に持家の平均員数をかけた。

（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20表，第6号第7表。

住宅統計調査報告（総務庁）昭和53年第1巻第1部第9表，第32表。

借家一戸当たり 39.0 m² であるのに対して，持家は 101.3 m² である。

住宅と同じように，われわれは耐久消費財の購入を投資とみなし，耐久消費財残高から発生するサービスを消費とみなしている。このために，個々の家計について耐久消費財のストックを計算しなければならない。1979年の調査では，耐久財と非耐久財が区別されているので，この定義をそのまま用いた。しかし，1974年の調査では，支出は詳細に分類されているが，耐久財と非耐久財に区別されていないので，1979年の定義にできるだけ近く分類するように努めた。

各世帯の所有する60種類の耐久財についてその個数と保有年数が調査されているが，購入価格はわからない。そこで，デパートやその他資料から代表約な商品の小売価格を調べた。また，償却期間と減価償却率（定率法）を大蔵省の資料から求めて，表III-14のとおり整理した。この表の償却期間は実際よりはかなり短かいが，他方，その価値は購入後急速に減価すると思われるので表III-14の償却率を使用することにした。

この償却率を用いて，調査年の耐久消費財の残高とその償却額を個別に計算し，それを積上

表 III - 14 耐久消費の償却率

耐久消費財の種類 $ J_{i} $	償却期間	償却率 $ d_{i} $
和洋ダンス, ベット, 応接セット, 戸棚, 机, 流し台, 食卓じゅうたん, ガス湯沸し器, ミシン, 自動車, 冷蔵庫, 洗濯機テレビ, ビデオ, ステレオ, カメラ, ピアノ, ギター, オルガン, テーブレコ-ダースポ-ツ用品 (スキー, ゴルフ)自転車	8 年	0.25
6 年	0.32
5 年	0.37
3 年	0.54
2 年	0.68

げてストックを求めた。

さらに，実質利子率を2％と仮定して，これらストックの帰属利子を計算した。したがって，耐久消費財から発生するサービスの総計は減価償却額と帰属利子の合計になる。

## (b) 総消費

全国消費実態調査の消費支出額は，9月，10月，11月の3か月間の消費支出である。消費の季節的変動のために，単にこの値を4倍しても年間消費支出額にはならない。季節変動を調整するために，家計調査の9～11月の平均額を年平均額で割って調整係数を求め，これを全国消費実態調査の9～11月の月平均額に乗じて，各家計の年間消費支出額を求めた。つまり，消費は

$$ CONS=(C-CD)\times12\times1.057+( 住宅およ $$

び耐久消費財から発生するサービスの帰属計算）

となる。ここで，Cは報告された1月当たりの消費支出額で，CDは報告された1月当たりの耐久消費財購入額である。1.057は，1979年に用いた調整係数で，1974年は，1.013である。

### 3. 純資産

## (a) 純資産データの捕捉範囲

全国消費実態調査の世帯の純資産に関する調査には,自営企業の価値と居住する住宅以外の
不動産の価値という2つの主要な項目が欠落している。

前者は，自営企業の正しい市場価値を求めることがきわめて困難であるために，どの家計調査でも報告されていない。ただし，この調査においては，個人企業の資産と負債の一部が直接に家計の内に含まれている場合もあるから，自営企業の価値が全く欠落しているとはいえたい。

これらの項目に関する情報がないまま分析を進めざるをえないが，分析結果を理解する際には，これらの点について十分に留意する必要があろう。

われわれが使用した純資産の概念は，したがって，全国消費実態調査から推計した居住用住宅および耐久消費財残高と，報告された金融資産および負債である。さらに，社会保障給付と退職金の純資産価値についてもできる限りの推計を行った。

## (b) 耐久消費財

耐久消費財については, 耐久消費財残高の帰属計算の所で既に述べた。(2 の(a)を参照)

## (c) 住宅

全国消費実態調査では住宅の価値について調査されていない。しかし前述したように，帰属家質を推計する基礎となる持家に関する属性については調査されている。そこで，帰属家質を定数倍することによって住宅の価値を計算する方法が考えられる。

しかし，適切な倍率を決定することはきわめて困難である。というのは，宅地の実質価格は1960年代から70年代にかけて大幅に上昇しており，倍率を求める際には宅地価格の期待上昇率を考慮しなければならないためである。また全国消費実態調査による持家の帰属家質の推計には，表III-13に示したようにかなりの下方バイアスがみられる。そこでわれわれはまず第1に，全国消費実態調査の帰属家質の平均を抽出率で割り戻して，国全体としての持家の総帰属家質を計算し，国民経済計算における純資産値と比較した。この結果，マクロの持家の価値は，総帰属家質の約48倍であることがわかった。そこで，全国消費実態調査の帰属家質を用いて持家の市場価値を計算するためにこの倍率を使用することにした。

## (d) 純金融資産

全国消費実態調査の金融資産には，(1)郵便局への通常貯金，定額貯金，(2)銀行，相互銀行，信用組合，労働金庫，農業協同組合，商工中金などへのすべての預金，(3)生命保険などへの掛金（掛げ捨て保険は除く），(4)貸付信託，金銭信託，(5)国債，地方債，公社・公団債，社債，電話債券，宅地債券など，(6)株式，株式投資信託（時価），(7)社内預金，互助全などへの預金，(8)無尽，頼母子講などへの掛金が含まれる。

負債には(1)郵便局，銀行，信用金庫，住宅金融公庫，生命保険会社，親戚・知人などからの借入金，(2)月賦・年賦未払残高，(3)住宅の購入，新築，増改築のための未払残高，(4)個人営業の開業資金，運転資金を含むその他すべての未払残高が含まれる。純金融資産は，総資産額から総負債額を差し引いたものである。資産と負債の双方に，世帯に属するものだけでなく，自営業に関するものも含まれていることに注意が必要である。

## (e) 世帯の純資産(AR)

世帯の純資産は，純金融資産，住宅の市場価値，耐久消費財残高の合計として定義される。前述したように，自营企業の価値と居住用の住宅以外の不動産たとえば世帯が所有している別荘や貸家などが含まれていない。

これらの除外されている資産は，居住用住宅以外に不動産を所有している可能性が小さい低中所得層の世帯よりも，特に裕福な世帯，商人，自営業主については，かなりの額になるだろう。しかし，残念ながらこれらの項目を無視することがどれほど重大であり，かつ，どれほどのバイアスをもたらすかを検証する方法がない。

## (f) 退職金の現在価値

上述した純資産に合まれている一般的な資産や負債に加えて,多くの世帯は勤労期間中に社会保险料を支払い,退職期間に年金が受け取れ
ることを期待している。世帯の多くはまた，退職時に退職金も受け取れると期待している。年金制度と退職金制度の貯蓄に対する効果を分析するには，個々の世帯についてネットの年金給付と退職金の現在価値を求めなければならない。全国消費実態調査には，これら項目に関する情報がないので，間接的に可処分所得からこれらの価値についての近似値を計算した。

1978 年の労働省の退職金制度調査（従業員30人以上の企業6,000社）によると，民間企業の平均退職年齢は57歳である。一般に，退職金額は退職時における標準的な月給（ボーナスを除く）に月数を乗じて計算される。この調査によると，平均月数は従業員1,000人以上の大企業で43か月30～999人の中小企業で30.2か月である。従業員30人以下の企業には一般的に退職金制度がないものと仮定した。国家公務員については，1979年現在勤続35年以上で69.3か月である。地方公務員については，国家公務員に準ずるものとした。

現在の若い勤労者が退職する時の給料を推計するために，全国消費実態調査の勤労者世帯の世帯主の月給を出発点とし，職業，勤め先企業の規模，都市階級，年齢を表わすダミー変数(1.0)で回帰させた上で，前述の月数を乗じて期待退職金の現在価値を求めた。LTWAGEの計算の場合と同様に，賃金上昇率と割引率が等しいと仮定し，賃金上昇による修正や将来所得を現在価値に転換するための割引を行わなかった。従業員30人以下の企業に勤めている世帯のほか非勤労者世帯についても退職金がないものと仮定した。

(g) 社会保障負担と給付

日本には大きくわけて3つの年金，制度，すなわち，厚生年金，共済年金及び国民年金がある。

注 1985 年 4 月に年金法が改正され，厚生年金と国民年金が一体となった基礎年金判度が成立した（一年後に実施）。共済年金についても基礎年金への移行をめざした法律改正案が国会に提出されている。

民間企業の従業員は原則として厚生年金に加人し公務員には共済年金が適用され，それ以外の人々には，原則として国民年金が適用される。これらの制度は現在1元化を目指して見直しが行われており，近い将来にかなりの改革が行われると予想される。なぜならば，同じような条件の個人について，各制度間によって扱いが不公平であると同時に社会の高齢化が現実になる前に制度改革が行われなければ，現行制度による政府の財政負担が重くなりすぎるためである。

ここでは制度1元化が実現するまでの過渡的措置として，以下のような改革案を制度の前提にした。

(i) 厚生年金加入者の保険料（本人負担）が10％に引上げられ,62歳まで支払い続ける。給付は63歳からとし，給付額は20歳～62歳までの平均基準給料（定期収入の平均）の60％とする。

(ii) 共済年金の負担，給付ともに厚生年金に準ずるものとする。

(iii) 国民年金も負担と給付が厚生年金にほぼ見合うように改革される。しかし，負担は60歳までで，給付は65歳から始められる。

このような一般的なガイドラインにしたがって，年金の純資産価値を求めるために，以下のような計算方法を用いた。

(i) 既に給付を受けている世帯

世帯主が63歳以上のすべての世帯は給付を受けていると仮定した。世帯主が62歳以下の時でも，63歳以上の配偶者以外の世帯員が同居しているならば，その世帯員が年金を受けていると仮定した。前述したように，全国消費実態調査には給付額，加入している制度，年金の種類（老齢年金か遺族年金か）が報告されていない。そこで，1979年の年間給付額は世帯主については104万円（1974年54万円），配偶者以外の世帯員については25万円（1974年13万円）と仮定した。

世帯主と同居している配偶者は国民年金でなければ給付を受けていないものとする（世帯主が死亡すると，配偶者は，遺族年金を受ける）。
世帯主に対する年金給付の現在価値は

$$ S S W_{1}=\sum_{t=0}^{L M\left(t_{0}\right)}S S B_{1}\left(1+g\right)^{t}\left(1+d\right)^{-t} $$

となる。ここで $ SSW_{1} $ ：世帯主が生存中に受け

とると期待される年金

給付の現在価値

$ SSB_{1} $ ：世帯主の現行給付額

$ LM(t_{0}) $ ：1979年(1974)年に $ t_{0} $ 歳の世帯主の平均余命

g：給付の年平均引上げ率

d：割引率

世帯主に配偶者がいる場合

$$ \begin{aligned}&SSW_{2}=\sum_{LM(t_{0})+1}^{LM(t_{0})}0.5*SSB_{1}(1+g)^{t}(1+d)^{-t}\\ &\begin{aligned}\\ & ただし LF>LM\\&SSW_{2}=0\quad& ただし LF\leq LM\\ &\end{aligned}\\ \end{aligned} $$

とした。ここで

$ LM(t_{0}) $ ：1979年(1974年)現在 $ t_{0} $ 歳の配偶者の平均余命

最後に，配偶者以外の世帯員の給付については

$$ S S W_{3}=\sum_{t=0}^{L_{3}\left(t_{0}\right)}S S B_{3}\left(1+g\right)^{t}\left(1+d\right)^{-t} $$

ここで $ SSW_{3} $ : 配偶者以外の世帯員の現行給付額 $ L_{3}(t_{0})=\left\{\begin{aligned}&LM(t_{0}) 該当者が男性 \\&LF(t_{0}) 該当者が女性 \end{aligned}\right. $

とした，配偶者以外の63歳以上の世帯員がいない場合は $ SSW_{3}=0 $ となる。

これらの定義にしたがうと，世帯全体の年金給付の現在価値は，

$$ SSW=SSW_{1}+SSW_{2}+SSW_{3} $$

ここでは，配偶者以外の62歳以下の世帯員が将来も同居し，給付年齢に達した時に年金給付を受けるという可能性まで考慮していない。

## (ii) 厚生年金または共済年金に加入してる 世帯

世帯主が厚生年金または共済年金に加入していて,まだ給付開始年齢に達していない世帯については,まず負担額の現在価値を計算しなければならない。1979年現在,T歳の個人についての過去及び将来の基礎的な所得の推計方法については既述したとおりである。 $ YH(T,t:F) $ は,属性がFで1979年現在T歳の人が1979年からt年後に受けとると期待される所得を表わす。負担額の現在価値は以下のようになる。

$$ PVSST=\sum_{t=0}^{62-T}YH(T,t:F)*0.1 $$

$ YH(T, t: F) $ は C - 1 - (g) 節で述べた (YLD) 回帰式から得られる。回帰式の係数の測定値は第四章 表 IV - 3(a) および (b) に示されている。原則として，回帰式の推計値は年齢の上昇による所得の上昇を反映しているが，時の経過に伴う単位時間当たりの生産性の上昇による所得の上昇率についてはよくわからないので，ほぼ割引率に等しいとして，両者を相殺した。

世帯主が20歳から働いて63歳になった時に，世帯が受け取ると期待される年間給付額

$$ S S B=\frac{0.6}{43}\sum_{t=20-T}^{62-T}Y H(T,t\colon F)(1+g)^{t} $$

となる。世帯主が63歳になった後は，給付額が上記のSSBのまま一定であると仮定するか，それとも退職期間中，経済全体の生産性，上昇に伴って，給付額も上昇すると仮定するかの2つの選択がある。過去の経験に基づいて，後者の仮定を採用することにした。したがって，属性がFで年齢がT歳である世帯主が将来受け取れると期待される給付累積額の現在価値は，

$$ \begin{aligned}&S S W_{1}(T,F)\\&\quad=(1+d)^{-(63-T)}\sum_{t=0}^{L M}S S B(1+g)^{t}(1+d)^{-t}\end{aligned} $$

となる。ここで LM は世帯主か 63 歳時点での平均余命を表わす。さらに，配偶者についての給付額は，

$$ \left\{\begin{aligned}SSW_{2}(T,F)\\ =(1+d)^{-(63+LM-T)}\sum_{t=LM+1}^{LF}0.5*\\ SSB(1+g)^{t}(1+d)^{-t}\\ ただし LF>LM\\ SSW_{2}\left(T,F\right)=0\end{aligned}\right. $$

となる。ここで LF は世帯主が 63 歳の時点における配偶者の平均余命を表わす。
したがって，年金の純現在価値の合計は，

$ SSW=SSW_{1}+SSW_{2}-PVSST $

となる。配偶者以外の扶養家族に関する年金資産については明確に考慮していない。

## (iii) 国民年金に加入している世帯

厚生年金や共済年金に加入していない世帯の多くは国民年金に加入している。国民年金は非勤労者世帯の多くをカバーしているが，非勤労者世帯の一部である会社役員などの世帯については厚生年金が適用されている。全国消費実態調査では各家計がどの年金制度に加入しているか正確にわからないので，非勤労者世帯のすべてが国民年金に加入しているものと仮定した。

国民年金は他の年金制度と異なり，個人を対象とした年金で世帯を単位としたものではない。したがって，国民年金世帯については，夫と妻について別々に給付と負担を計算することになる。さらに，給付額と保険料は所得とは関係なくすべての加入者について同一で，ともに厚生年金の平均的な水準にほぼ準ずるものとする。このように仮定した制度によると給付と負担は次のようなものになる。

保険料は勤労者全体の厚生年金における総平均保険料で与えられる。つまり，

$ SST=0.05^{*} $ [当該年の全勤労者のYH(T,0:F)の総平均値]

となり，給付額，

$$ \begin{aligned}SSB&=0.0075*[ 当該年 \mathcal{O} 全勤労者 \mathcal{O}YH(T,\\&0:F)\mathcal{O} 総平均値 ]*X\end{aligned} $$

となる。ここで X は, 加入年数と, 国民年金制度の経過措置を反映するように定義されており, 1979 年については,

$$ \begin{aligned}T\leq38& の時 X=40\\39\leq T\leq48& の時 X=(78-T)\\49\leq T\leq63& の時 X=(78-T)\\&\quad+(T-48)*1/3\end{aligned} $$

である。ただし T は加入者の 1979 年現在の年齢を表わす。

夫と妻の年金給付額から負担額を引いた純年金現在価値はそれぞれ

$$ \begin{aligned}SSW_{1}=&\sum_{t=65}^{65+LM}SSB(1+g)^{t\cdot T}(1+d)^{T\cdot t}\\&-\sum_{t=T}^{60}SST(1+g)^{t\cdot T}(1+d)^{T\cdot t}\\SSW_{2}=&\sum_{t=65}^{65+LF}SSB(1+g)^{t\cdot T}(1+d)^{T\cdot t}\\&-\sum_{t=T}^{60}SST(1+g)^{t\cdot T}(1+d)^{T\cdot t}\end{aligned} $$

で表わされる。ただし，LMとLFは，夫と妻の65歳時点における平均余命である。したがって世帯全体の年金の純現在価値は，

$$ SSW=SSW_{1}+SSW_{2} $$

となる。これらの公式は 62 歳以下の個人に適用される。63 歳以上の人々については，既に年金給付を受けているものとして，その現在価値を求める推計方法を(i)で述べた。

## (h) 人的資產(AH)

人的資産(AH)は上記(f)と(g)で述べた退職金の現在価値と給付から負担を引いた年金の鈍現在価値の合計である。ARとAHの合計を全純資産，AA，とした。

D. 国民所得統計その他のマクロ・

## データとの比較

全国消費実態調査のグループ別標本抽出率がわかっているので，各グループの標本平均値に，対応する標本抽出率の逆数を掛けることによってその母集団のマクロ数値を計算することが理論的には可能である。

われわれが用いたデータの信頼性を評価する上でも，また分析の結果を解釈する上でも，全国消費実態調査の主要変数を上で述べた方法で変換したマクロ数値と，国民所得統計等の標準的なマクロ・データを比較することは有益であろう。

しかし残念なことに，以下に説明する様々な理由のために，このような比較からは非常に限られた結果しか得られなかった。

まず,第1に全国消費実態調査は農業を主とする世帯を除外しているが,国民所得統計の数値から農家を除外することは不可能である。第
二に,所得統計における家計部門には,個人企業および対家計民間非営利団体も含まれている。一方全国消費実態調査のデータには,原則として,標本抽出された世帯の個人企業勘定を含めることになっているが一つ一つの世帯の回答がどの程度この原則に従っているか,明らかでない。

第三に，所得統計と全国消費実態調査との間に概念上の差違があって，しかもその違いをはっきり指摘することができない。

以下では,ともかく両データを比較した上で両者の差を説明しながら困難な理由について述べることにする。

表 III - 15 家計の収入及び可処分所得（個人企業を含む）(1979 年；兆円)

項 目	金 額
収	(1) 雇 用 者 所 得	117.7
(2) 営 業 余 剩	35.8
(3) 財 產 収 入	15.4
利 子	(11.2)
配 当	(2.9)
賃 貨 料	(1.3)
入	(4) 損 害 保 險 金	0.9
(5) 社 会 保 障 給 付	16.9
(6) 社 会 扶 助 金	5.6
(7) そ の 他	11.2
(8) 小 計	203.5
非消費支出	(9) 消費者負債利子等	5.8
(10) 賃 貨 料	0.3
(11) 損害保險鈍保險料	0.9
(12) 所 得 税	11.7
(13) そ の 他 直 接 税	0.8
(14) 罰金および強制的手数料	0.1
(15) 社 会 保 障 負 担	16.1
(16) そ の 他 經 常 移 転 等	12.8
(17) 小 計	48.5
(18) 可処分所得((8)-(17))	155.0
(19) 最 終 消 費 支 出	126.1
(20) 貯 蓄((18)-(19))	28.9

（出所）経済企画庁「国民経済計算年報」1985年

89頁

表 III - 16 家計の収入及び可処分所得（全世帯の平均値とマクロ推計値）

(1979 年)

項目	2人以上の普通世帯(万円)	単身者世帯(万円)	マクロ推計値(兆円)
(1)年間収入(2)+(3)+(4))	458.3	208.9	149.5
(2)勤労収入	415.3	181.4	134.8
(3)財産収入	29.1	13.3	9.5
(4)年金給付額	13.9	14.2	5.2
(5)帰属利子	1.5	0.4	0.5
(6)所得稅	34.3	7.9	10.5
(7)年金負担額	24.1	15.3	8.2
(8)可処分所得.	401.4	186.1	131.3
((1)-(6)-(7)+(5))
(9)消費支出	279.8	139.9	92.4
(10)切帰属家賃	25.4	5.7	7.8
(11)貯蓄((8)-(9)-(10))	96.2	40.5	31.1

（出所）総務庁「全国酒費実態調査報告」1979年

### 1. 收入

表 III - 15 は，国民経済計算の家計勘定を少し形式を変えて表わしたものである。

また表 III - 16 は，全国消費実態調査の 1979 年データを変換して得られたマクロ数値を表 III - 15 の項目に対応するように並べたものである。

まず，気がつくのは表 III - 15 にある社会保障負担（第(15)項目）が，表 III - 16 の第(7)項目に比べて二倍ぐらい大きい点である。これは調査データには社会保障の雇用主負担分および健康保険の負担が含まれていないことが主な理由である。

しかしこの差額のうち雇用主負担分約 7 兆 9,000 万円を表 III - 16 の勤労収入に加えると表 III - 15 の雇用者所得よりずっと大きくなってしまう。

こうした不突合が生ずる理由の一つは，全国消費実態調査データは，小規模個人企業の経営者の収入が勤労所得として分類されているのに対し，国民経済計算においては，それが営業余剰として分類されているためである。その他にも，年収のうち勤労所得から差し引かれるべきなのに，引かれなかった項目が幾つかある。これらの項目については以下に詳しく述べる。
社会保障給付額は，表 III - 15 では 16 兆 9,000 万円となっているのに対し，表 III - 16 ではわずか 5 兆 2,000 万円である。しかしこの二つの数字をそのまま比較するのは間違いである。表 III - 15 の数値は社会保障給付総額であるのに対して，表 III - 16 は原則として年金しか含んでおらず，健康保険，児童手当，失業保険等は除外されている。（表 III - 16 の年金給付頂の算出方法については，c - 1(e) 節を参照のこと。）一方，これに該当する国民経済計算の計数は，国民経済計算年報 1985 年版の 186 ページからとったもので 7 兆 7,000 万円となっている。この数字も表 III - 16 の 5.2 兆円よりかなり大きい。この相違は主として，受給額が明らかに記録されていない限り，われわれは年金受給者として 63 歳以上の老人しか勘定に入れなかったからである。実際には公務員退職者のように 63 歳以前から年金を受給している者も多いと思われる。

表 III - 16 の第(2)，(3)，(4)項目の合計は年収(項目(1))と合致しなくてはならない。もし年金給付が以上のような理由で過小評価されているとすれば，その分だけ（IA）が過小評価されているか，勤労所得（YL）が過大評価されているかのどちらかである。IAとYLが計算された方法をみると，年金給付額の過小評価分には医療費補助などの現物支給をもともと含まないことによるIAの過小評価がある一方，失業保険や公務員退職者の年金等，IAには含まれているが，現金支給の内訳として調査で把握できなかったことによるYLの過大評価があると思われる。

財産所得（利子，配当を含み，個人企業の内部留保を除く）は、C-1-(b)節で述べたように，総金融資産残高に一定の利子率を掛けることによって算出した。非勤労者世帯には財産所得に関する直接の情報がない。また勤労者世帯の場合には，この方法による推計値と直接に報告された財産所得頂とを比較することができる。その比較の結果をみると，直接報告されている財産所得は非常に小さく，金融資産残高と釣合っていない。これは恐らく，金融資産の大部分は銀行，郵便局，その他の金融機関への預金となっており，預全者が通帳を持参して出向かない限り，金融機関から預金利子を常時報告しないためであろう。このため多くの場合，預金者は一定期間の利子所得を正確に意識していない場合が多い。その上以下で見るように，全国消費実態調査に報告されている金融資産は，マクロ統計の数字を相当下まわっている。このこともまたわれわれの研究で用いた財産所得が過小評価になっている原因の一つである。

全国消費実態調査のデータを用いて世帯の所得税を計算するのは非常に困難であった。これは一つには，非勤労者世帯について税額が報告されていないためであり，また一つには国税庁の統計から得られる情報が限られているため，適当な推計式を作ることが難しいからである。このような問題点を考えると，表 III-16 に表された総所得税が表 III-15 の数値に極めて近いのは偶然であると思われる。

表 III - 15 に掲げられていて表 III - 16 にはない項目の中で最大のものは，営業余剰，すなわち個人企業の内部留保である。また，持家の帰属利子が表 III - 16 に含まれていないのは，われわれの推計方法の弱点である。

一方，個人企業の営業収益も，全国消費実態調査で使われた定義によれば，原則として年収(IA)に含まれているはずである。調査票にのっている年収の内訳が分析に使用できなかったため，はっきりした結論は下せないが，他の状況から察する限り，この項目も大幅に過小評価されているようである。しかし営業余剩の一部分は勤労所得として分類されており，この結果表III-16の勤労所得は，表Ⅲ-15の雇用者所得を上まわっている。

表 III - 15 に現れているが，表 III - 16 にはない項目としては，他に消費者負債利子，対家計民間非営利団体への経常移転，その他の経常移転（支払いと受取り）がある。このうち，額が最も大きいその他の経常移転は受取りと支払いとがほぼバランスしている。また表 III - 16 では消費者負債利子が年収から引かれていないが，これは先に述べた利子所得の過小評価と相殺し合
って, 可処分所得にはあまり大きなバイアスになっていない。

これらの相違点や偏りを総合してみると，結局通常の定義による可処分所得は，表 III - 16 においてはやや過小評価されているものの，全国消費実態調査では農業を主体とする世帯が除外されている点を考慮すると，それほど国民経済計算と食い違ってはいない。しかし表 III - 15 と III - 16 によると，全国消費実態調査では，消費支出が大幅に過小評価されている分だけ貯蓄が過大評価されている。

そこで次節では，消費支出について，検討してみよう。

### 2. 支出

表III - 17 及び表III - 18から明らかなように，全国実態調査の消費支出は，国民経済計算の計数よりも約25兆円少い。このうち約5兆円は，持家の帰属家賃の過小評価によるものである。

しかし，最も過小評価されているのは医療費である。医療費は，殆どの人が健康保険組合などの保険でカバーされているので，大半は組合による間接払いになっており，個人は支払われた医療費の正確な金額を知らない場合が多い。同様に，生命保険の掛金にしても，そのうちどれだけが貯蓄に該当し，どれだけがリスク負担費用，あるいは事務経費にあてられるのか，知らない人が殆どである。いずれにしても，これらの経費はきわめて過小評価されており，われわれのデータの質を低下させる主因の一つとなっている。

表III - 17 形態別消費支出

(1979 年)

項目	全 国 消 普 実 態 調 查	国民経済計算(兆円)
2人以上の普通世帯(万円)	単身者世帯(万円)	マクロ推計値(兆円)
(1)耐久財	15.6	7.0	5.1	7.1
(2)半耐久財	33.0	17.6	11.0	16.0
(3)非耐久財	109.7	33.3	34.4	40.8
(4)サービス及び帰属家賃	146.9	87.7	49.7	61.3
(5)消費支出計((1)+(2)+(3)+(4))	305.2	145.6	100.2	125.2

（出所）総務庁「全国消費実態調査報告」1979年

經濟企画庁「国民経済計算年報」1985年 163頁

表III - 18 目的 別 消費 支 出

(1979 年)

項目	全国消普実態調査	国民経済計算(兆円)
2人以上の普通世帯(万円)	単身者世帯(万円)	マクロ推計値(兆円)
(1)食 料・煙 草	84.8	45.2	28.2	31.3
(2)被 服・履 物	22.7	13.2	7.7	9.1
(3)住居・光熱・水道+帰属家賃	51.1	24.5	16.8	21.9
(4)家具・家事用品	13.0	4.2	4.1	8.0
(5)保健・医療	7.2	1.8	2.2	12.3
(6)交通・通信	25.7	15.5	8.7	12.0
(7)教育・教養娯楽	33.9	16.0	11.1	11.1
(8)その他	66.7	25.1	21.3	19.5
(9)消費支出計((1)~(8)の計)	305.1	145.5	100.1	125.2

（出所）総務庁「全国消費実態調査報告」1979年

經濟企画庁「国民経済計算年報」1985年 165頁
過小評価された項目のうち，三番目に大きいのは，家具・家庭器具類である。家具の購入は比較的值が張るので通常この種の購入額はよく記憶されており，過小評価される可能性は少ないはずである。もっとも家具は家計だけでなく法人企業も購入するので，国民所行統計では家具の売却先を個人と会社とに分けなければならないが，この分類は非常に困難である。従って国民経済計算における家計の家具類総出額は誤差が持別に大きい可能性がありどの数字が事実に近いのか不明である。

調査データの過小評価の主因を成す三要素，すなわち，農家の除外，持家の帰属家質の過小評価，および間接支出（特に医療費）の過小評価は，国民経済計算の総消費支出と調査データの数字との差額25兆円のうち，約20兆円を占めている。これはかなり大きな差額ではあるが外国のデータに比べると，誤差が予想された項目に集中しており，われわれのデータは他の国の個票データに比べて，より信頼性が高いと言えよう。

### 3. 資産および負債

表 III - 19 には，国民経済計算の資料に基づいた住宅の価値（土地を除く）の大雑把な推計方法が説明してある。

表 III - 20 - (a)は,1979年末の家計部門(個人企業，及び対家計民間非営利団体を含む)の貸借対照表を，国民経済計算年報（1985年版315ページ）より抜粋したものである。表からも明らかなように，家計の実物資産のうち最も重要なのは土地である。この点，日米の世帯の資産形態には大きな違いがある。上に引用された国民経済計算の表には再生産可能総有形資産（純固定資産）は144.4兆円となっているが，その内訳がないので調査データと比較することは困難である。そこで内訳として，表III - 19の(3)を家計の住宅ストックとする。また，国民経済計算の他の表には家計部門が保有する耐久消費財ストックの推計値が報告されている。これらの数値は，表III - 20 - (a)の2の(1)，(2)，(3)に示されている。このように表わしてみると，世帯の再生産可能有形資産の大半は住宅および耐久消費財

表 III - 19 家計の住宅の市場価値及び賃貸料（個人企業を含む）

(1979 年末；兆円)

項目	金額
(1) 土地	391.7 (注 1)
(2) 全住宅	121.7 (注 2)
(3) 住宅 (家計部門)	103.4 (注 3)
(4) (1) + (3)	495.1
(5) 家賃 (全国消費実態調査により推計)	2.5
(6) 持家の帰属家賃 (全国消費実態調査により推計)	8.0
(7) (4) ÷ [0.9× (5) + (6)]	48.3 (注 4)

（注1）「国民経済計算年報」1985年の315頁に示されている総額から対家計民間非営利団体が所有している土地(5.6兆円同年報 328頁参照）を控除した値である。

（注2）「国民経済計算年報」1985年の368頁に示されている値91.7兆円（実質，975年基準）にデフレーター132.7を乗じた値である。

（注3）(2)の数値は全住宅である。1978年の住宅統計調査によると給与住宅及び公営・公団・公社の借家の比率は13.2%であった。これに基づき(2)の85%が家計によって所有されているものと推定した。

（注4）全国消費実態調査の賃貸料の90%が，家計の所有している借家に支払われたものと仮定した。

である。他の資産はわずか10兆円にすぎない。

個人企業が家計部門に含まれていることを考えると，在庫，住宅および耐久消費財を除く有形資産総額として，10兆円は少なすぎると思われる。この点に関しては詳細な検討が必要であるが，国民経済計算では，家計部門純再生産可能有形資産がいく分低く見積られている可能性もある。

次の大きな問題点は，世帯の株式保有がわずか6兆2,000万円となっていることである。これは額面金額が報告されているためである。一方，法人企業の「純固定資産＋土地＋企融資産－金融負債（株式を除く）」は，約300兆円内外（推定誤差30～50兆円）であることが，非金融法人企業および金融機関の貸借対照表（国民経済計算）からわかっている。家計部門の株式保有残
表 III - 20 - (a) 家計の正味資産（個人企

体を含む）（1979年）（兆円）

項目	金額
資	1 在 庫	8.6
2 鈍 固 定 資 產(1)住 宅(2)耐 久 消 費 財(3)そ の 他	103.4(注1)31.0(注2)10.0(注3)	144.4
3 再生産不可能有形資産(1)土 地(2)森 林(3)漁 場	397.324.40.8	422.5
産	4 金 融 資 産(1)現 金 通 貨(2)預 金(3)長 期 債 券(4)株 式(5)生 命 保 險(6)その他の金融資産	14.9200.124.96.236.73.8	286.6
5 資 産 計(1+2+3+4)	862.1
負債	6 負 債(1)市 中 借 入 金(2)政 府 借 入 金(3)買 入 債 務(4)そ の 他 の 負債	70.622.924.40.1	118.0
7 正味資産(5-6)	744.1

（出所）2 以外の数値は経済企画庁「国民経済計算年報」1985年315頁によった。

（注1）2 - (1)の住宅は表III - 19参照。

（注2）2 - (2) 耐久消費財は「国民経済計算年報」1985年369頁によった。

(注3) 2 - (3) は 2 から 2 - (1) 及び 2 - (2) を控

除することにより計算した。

高が6兆円とはとうてい考えられない。世帯の株式保有高を推計することは日本ではとりわけ困難であり，ここでこの問題を詳細に分析する余裕はない。国民経済計算の家計の貸借対照表に示されている株式の保有額は少なくとも200兆円以上過小評価されており，今後の分析のためにこの点を銘記しておく必要があろう。

(a) 住宅及び土地の市場価値

表 III - 20 - (b) 家計の正味資産

(1979 年 )

項目	2人以上の普通世帯(万円)	単身者世帯(万円)	マクロ推計值(兆円)
1 住宅(土地を含む)	1,153.0	258.2	353.2
2 耐久消費財	74.2	20.2	23.0
3 金 融 資 産	495.4	218.3	161.0
4 資 産 計(1+2+3)	1,722.6	496.7	537.2
5 負 債	196.6	25.2	50.8
6 正味資産(4-5)	1,533.0	471.5	486.4

（出所）総務庁「全国消費実態調査報告」1979年

持家の帰属家賃の算出方法についてはすでに c - 2 - (a) 節で説明した。総家賃は原則として，土地と住宅を合わせた不動産の市場価値に対応するよう計算されている。しかし全国消費実態調査で帰属家賃の推定に用いられている属性はほとんど全部家屋に関係したものである。土地については，居住地の都市階級(4 分類)に関するダミーしか含まれておらず，敷地面積すらもカウントされていない。

同じ都市階級の中にあっても，持家は地価の高い場所に，また借家は地価の安い場所に集中することはよくある。しかし，使用された居住地ダミーはそのような状態を反映できないので，その結果持家の帰属家賃が過小評価されている可能性は大きい。

表 III - 19 は ,1979 年末の世帯が保有する土地および住宅の市場価値を国民経済計算を基に計算したものである。推計の仕方は表下の注に示してある。

借家を含む住宅価値総額は495兆円である。全国消費実態調査データに基づいて，借家の総家賃と持家の帰属家賃も算出してある。この計算によると，地価を含めた不動産価値と，総家賃の比率は，48.3倍という非常に大きな倍率を示している。

倍率がこれほど大きいのは，主として以下の三つの理由によるものと考えられる。第一に，前述したようにわれわれの推計方法は持家の地価を過小評価する傾向がある。第二に，最近で
も地価は一般の物価より上昇率が大きいため地主は家賃の他に相当なキャピタル・ゲインを得たと思われる。また土地売買関係者は今後も地価の上昇が続くものと予想しており，この予想されたキャピタル・ゲインの現在価値が土地の価格に組みこまれていると考えられる。

第三に，これはそれほど重要な要因ではないが，全国消費実態調査は別荘等，居住用以外の土地や家屋に関するデータを収集していないので，われわれの推計にはそれらに対する帰属家賃が含まれていない。

とはいっても，帰属家賃の過小評価を是正することはできないので，帰属家賃から住宅および土地の市場価値を計算するために，表 III-19 に示した 48.3 という比率を用いた。この結果，持家の市場価値と帰属家賃との関係に疑問が生じるかもしれないが，住宅と土地の市場価値の推定額は実際の値に近くなったと思われる。

## (b) 他の資産および負債

世帯が保有する耐久消費財の純ストックの市場価値の推計方法については,c - 2 - (a)節で既に述べた。表 III - 20 - (b)に示すように，純ストック総額は23兆円となっている。

これは，表 III - 20 - (a) にある国民経済計算の推定値 31 兆円をかなり下まわっている。このような差異が生まれたのは，一つには全国消費実態調査が農家を除外しているためである。

また調査の対象およびわれわれの推計方法が過小であったのかもしれない。他方，国民経済計算において，耐久消費財の売却先を正確に把握することが困難なために家計向けの耐久消費財が実際より多く見積られている場合には，その分ストックの推計値が過大評価されている可能性もある。

国民経済計算の家計部門の金融資産は表III - 20 - (a)に示すように 286.6 兆円となっている。

前述したように，株式が額面で評価されているため，この数字には問題がある。世帯が保有する株式は，企業の価値がすべて世帯に帰着されるとするならば300兆円程度になる。それを低めるための議論が，多少疑わしいものまで全部受け入れられたとしても，その市場価値が150兆円を下ることはありえない。したがって株式を市場価格で表示した場合，世帯の金融資産総額は300兆円よりはむしろ500兆円に近いものとなろう。

この点を考慮すると，全国消費実態調査に示された金融資産161兆円という数字は，いささか少なすぎるようである。調査票では調査世帯に対し，世帯の資産のみならず個人企業の営業用資産も含めるよう指示してある。株式および相互信託受益証券に関しては，市場価格を記入するよう説明してある。したがってなぜこのような過小報告がなされたのかは明らかでない。この原因を究明するためには，この研究の範囲内ではできなかった詳細な作業を必要とするが，他の調査を使用した経験と，この調査のデータを詳しく分析した結果としてこの過小推計を説明するためのいくつかの仮説が考えられる。このうち最も深刻な問題は，全国消費実態調査には非常に裕福な世帯が標本として含まれている割合が極めて少いように見えることである。海外のデータが幾分かの参考になるならば，金融資産は圧倒的に富裕世帯に集中しているので，このような世帯の抽出率が小さすぎると，金融資産が過小評価される結果となる。

第二に，調査票では営業用の資産も含めるよう調査世帯に依頼してあるが，事業勘定の大部分が記入されなかった可能性は十分考えられる。ことに事業主（世帯主または年輩者である場合が多い）と質問の回答者（たとえば主婦）が異なった場合，記入洩れが多くなることは予想できる。

第三に二世代以上が同居している場合，誰も世帯全体の総資産を正確には知らないしまた知りたくない，ということも考えられる。第四に回答者が株式の時価を詳く知らないため，額面価格または購入価格を記入することもあり得ると思われる。

さらに銀行統計によると現金通貨の保有高はかなりの金額に上っているが，調査では現金保有高を金融資産に含めていない。
他方，国民経済計算の負債 118 兆円という数字は，資産とは違って低く見積られてはいないと思われる。調査データでは負債は 50 兆 8,000 万円と，国民経済計算の半分以下とたっておりこれは明らかに過小評価されている。原因は資産の場合とほぼ同様であるう。資産・負債の双方が過小評価されているけれども，正味金融資産は金融資産そのもの程は低く見積られていない。このバイアスを是正することは困難なので，データをそのまま使用している。正味金融資産のレベルは過小評価されていても，その世帯間でのパターンはランダムな誤差を除いて事実を反映しているものとして分析を進めることにする。

以上の議論から家計部門の正味資産（AR）がかなり過小評価されていることを明らかにした。これらに加えて，居住用以外の住宅と土地および個人企業の有形資産などが過小報告されている可能性の大きいことに注意しなければならない。さらに，最も裕福な世帯がサンプルに含まれている割合が小さいこともまた正味資産を過小評価する原因となっていよう。分析を進めるにあたっては，以上の諸点に留意する必要がある。

## I V 実証による分析結果

### A. 概 要

統計分析の方法を決定する前に，われわれが研究で扱うデータの構造を知るために，いくつかの主要変数の簡単な年齢別パターンを見ることが有益であるう。表Ⅳ-1は，単身者世帯であるか2人以上の普通世帯であるか，また勤労者世帯であるか一般世帯であるかという4つのクラス別にみた主要変数の年齢別パターンを示している $ ^{注1} $ 。

今後の分析において，単身者世帯と2人以上

注1 単身者世帯のサンプルには普通世帯（独立した世帯）と準世帯（寮・寄宿舎等）が含まれるが，2人以上の世帯のサンプルは普通世帯のみである。この調査の用語として，「勤労者」世帯とは，世帯主が官公庁，会社，非営利団体，商店などに雇用されている世帯をいう。この定義には，常勤として働いている会社・団体の役員（社長，取締役，理事など）・常勤として働いている自営業主，および世帯主が家族と長期間別居している世帯，例えば単身赴任の場合は含まれない。これらの世帯を含めて，勤労者世帯でない世帯を全部「一般」世帯という。もっと詳しい用語の定義については，昭和54年全国消費実態調査報告（総理府統計局，昭和56年3月）の例えば第1巻の1ページから12ページまでを参照されたい。他の巻にも同じページに説明が繰返りされている。

の普通世帯の標本抽出方法がかなり異っていることに注意が必要である。可能な限り国勢調査と比較して，世帯の様々な属性の分布を調べたが，抽出方法の相違による体系的なバイアスは見られなかった。だが，単身者世帯の抽出率は2人以上の普通世帯の約4分の1であるのでその標本統計値の信頼性は必然的に低いという事実は否定できない。以後の研究では，もし，抽出率の相違を調整しないと，重大なバイアスがあると思われる場合には必ずこの抽出率の相違を調整し，その事実を明確に記述している。

欧米に比べて注目すべき特徴はこの表からわかるとおりすべての年齢階級について，世帯の可処分所得(YD)と可処分勤労所得(YLD)の平均値と中位数がきわめて接近していることである。これは，日本の所得分布が非常に平等であることを示唆している。日本の国勢調査には，所得や資産に関する情報がないので，所得分布に関する情報源は，この全国消費実態調査や就業構造基本調査（総理府統計局，昭和55年10月）のような膨大でかなり整備された調査によって（往2）。いくつかの調査を調べると，所得分布の形はそれぞれの調査の間で大きく違っていない。日本には，極端に貧しい人々が非常に少ないということはおそらく事実であろう。他方，どこの国においてもサンプリングによる家
計の調査が裕福な人々や世帯を過小に抽出する傾向を免れない事はよく知られている。日本の所得分布の情報は，サンプル調査だけによっているから，所得の高い世帯の数を過小評価している可能性が高い。

年齢階級ごとに可処分所得と消費のパターンを見ると，すべての階級で可処分所得は55歳ぐらいまでは着実に上昇し，その後75歳ぐらいまでは徐々に低下する。75歳以降の所得のパターンは非常に不完全になるが，これはサンプルの中でこのグループに属する世帯の数が非常に少なくなってしまうからである。消費のパターンも若い頃は水準がかなり低いが，それから55歳までは徐々に増加し，その後低下する。その結果として可処分所得から消費を差し引いた貯蓄が，ほぼ，全階級で全生涯を通してプラスになっている。2人以上の勤労者世帯では，貯蓄は70歳を超えるとわずかではあるがマイナスになり，2人以上の一般世帯では貯蓄は最後にはごくわずかになるが全生涯を通してプラスになっている。勤労者の単身世帯の貯蓄は，65歳以降はっきりとマイナスに転ずるが，この数値はごくわずかな標本に基づいたものであり，特に高年齢層に関する信頼度は低い。最後に一般の単身者世帯では，61歳以降は明らかに貯蓄がマイナスになっているものの，その絶対額は非常に小さい。

この表をそのまま見ると,日本の世帯は概して老齢になっても資産を取り崩さないこと,したがって,日本における貯蓄の動機は,ライフ・サイクルというよりはむしろ世代間の移転によるものが主であるという結論が自然にみえる。

純資産(AR)の価値は,前に述べた所得と消費のパターンによって,その変動が決定される。

2 人以上の勤労者世帯の純費産(AR)は，若い注2日本では，所得分布についての資料として個人所得税の統計を利用することはできない。その理由は，賃金に対する源泉徴収税と他の所得に対する申告による徴税とは体系的に対応していないということと，公表されている統計資料が非常に少ないためである。時の低い水準から始まり，56～60歳でピークに達するまで着実に上昇し，70歳までは若干の変動はあるものの一定水準を保ち，その後減少する。もっとも70歳を超えると標本数が非常に小さくなるので，数値は信頼できない。他方，2人以上の一般世帯の純資産(AR)は，全年齢階級を通じてほとんど減少せず，事実85歳を超えても新しいピークを迎えている。ここでも標本数が少ないために，70歳以上の年齢階級の数値を厳密に捉えることは困難である。単身者世帯については，純資産(AR)のパターンは全く不安定であるが，単身の老人が資産をかなり食いつぶしているという証拠はない。

伝統的に定義される純資産(AR)に年金給付の純現在価値と退職金の現在価値を加えたものが,表の下段にあるAAとして示されているが,これは一旦ピークに達した後低下している。しかしこれは,おそらくAAの構造上の理由によるものであろう。

ここで,よくある重要な誤解について読者の注意を促したい。表 IV-1 のようなデータは,所得,消費,純資産のような変数がある特定な年に年齢階級の間でどのように動くかということを示すものである。これは同じ変数が一つの世帯の生涯を通じてどのような動きをするかということとは全く違った概念である。年齢階級の間の変数のパターンが長い間安定しているという仮定と,個々の世帯の選好が生涯を通じて安定しているという仮定をともに前提したとしても,生産性が常に上昇している社会においては表 IV-1 に示されたようなパターンは生産性の上昇に伴う修正を加えられなければ,一つの世帯の生涯における同じ変数のパターンとして解釈することはできない。この重要な相違が理解されないと,データの持つ意味について重大な誤解が生じる。

先に進む前に，インフレ状況下では所得や消費，貯蓄の標準的な定義には，バイアスが含まれるし，場合によってはこのバイアスが深刻になりうることを注意すべきであろう。通常，世帯の所得の定義には名目所得の総受取り，特に