相対的貧困尺度による所得再分配効果測定の試み
著者
前田 修也
雑誌名
東北学院大学論集. 経済学
号
94
ページ
139-172
発行年
1984-03-15
URL
http://id.nii.ac.jp/1204/00024444/
相対的貧困尺度による所得
再分配効果測定の試み
目 次 I は じ め に lI 貧困線設定をめぐってm
全世帯・
所得再分配効果 lV 貧困尺度による所得再分配効呆の測定 V お わ り にI
は じ め に
前
田
修
也
こ ん に ち一
国の負:
困度測定に伴う経済統計学上の間題は次の三点に要約 されると思われる。
すなわち,, 1 ) 明確な貧困理念とそれを客観的論理的に表現すべき貧困尺度の存在の 間題 2 ) 科学的で一
貫した貧困線の設定にかかわる問題3 )
低所得層に精密性が認められ, かつ各種世帯類型別に再分配効果の測 定が可能であるような分布統計の所在に関する問題 の三点である。
第一
点に関しては,
近年提案されっ
つある相対的貧困尺度 (Sen〔15〕,
Takayama〔17〕,Kakwani〔6〕
, e t c
.
, ) を 用 い る こ と に す る。
こ れ ら の 諸尺度は, 従来の記述的尺度が抱えていた, 貧困尺度としての致命的欠陥 を克服している。
のみならず, これらの尺度はその背後にある貧困理念を-
l 3 9-
1相対的貧因尺度による所得再分配効果測定の試み
一
連の公理体系の形で要約表現している。
この点に関してはIII
-
2で若干 の検討を行なう。
第二の間題点は,
貧困測定をめぐる最もなじみの深い本質的側面である よ う に 思 わ れ る。
すなわち,
前述の新しい貧困尺度は,
一
国の総所得中の いか程で貧困者全員が貧困状態から脱出できるかの比率, 貧困線が所与の 時全体の何%
が貧困者とみなされるかの貧困範囲, それと貧困層内部の不 平等度, の三要素から成つている。
そして, これらの要素のうちで貧困線 のみがひとり外生変数として取扱われ, かつ在来の数ある貧困測定の大部 分がこの貧困線設定の間題に大きなゥェ ー ト を 置 い て き た の で あ る。
し た がって本稿では, 本章に続く ]I
-
1 で , あらためてこの貧困測定の本質と でもいうべき貧困線の設定をめぐる諸間題を, 戦後生活保護基準設定史を 概観しながら考察し, 三章以下の準備をしたい。
・ 最後の第三点については, 厚 生 省 『 所 得 再 分 配 調 査 』 を 用 い る こ と に し た。
同調査は,
社会保障制度および租税による所得再分配の実態を所得階 層別に明らかにし, 社会保障制度による所得再分配効果の現状を把握する こ と を 日 的 と し て い る。
し か し な が ら 本 稿 の よ う に , 特に低所得層の再分 配効果に重点を置いた分析にとって,
階級分けの粗さをどのように解決す る か が一
つの大きな間題となっている。
この点に関しては,
IV
章にて解説 を加える。
さて, 以上の三点をふまえたうえで, 本稿は低所得階層の再分配効果測 定 と い う 観 点 か ら , 戦後わが国の政策当局が取 つてきた貧困政策を分析・
検討するっ
も り で あ る。
す な わ ち,
]V
章で,給付項目別に或いは世帯類型 別にそれぞれ相対的貧困尺度を適用し,再分配前後の貧困度を算出し,平 準化係数等によりその効果を比較する。
ま た , 同 じ く l V章で,m
章で行な われた全世帯の不平等度及び再分配効果の変化の測定結果と, 相対的資困 度を用いた諸結果との関係を模索する。
以 上 の よ う な 考 察 を す る こ と に よ っ て , 貧困という現象の定量分析が, より客観的で論理的な性格をもっ
よ う に な る も の と 考 え る。
2-
l40-相対的費困尺度によ る所得再分配効果測定の試み
I
[費困線設定をめぐ
って
次章で簡単に説明が与えられるが, 本稿で取り上げられる資困尺度は,
今日の先進諸国の貧困をあくまで相対的に扱おうとする理念のもとに構築 されている。
したがって, 本稿での貧困線もまたこの理念に沿つたもので な く て は な ら な い。
しかしながら現在, 戦後を一
貫 し て カ バ ー し 得 る,
こ の種の貧困線に相当する統計数値は存在していないといってよい。
そ こ で,
多少その理想とかけ離れているものではあるが, 昭和21年以来現在まで, 年々の数値が入手できる厚生省社会局調の生活扶助基準額でこれを代用す る こ と に す る。
この基準は, 発足以来通算三個の算定方式が取り上げられ てきているが, 以下極く簡単に,
それら算定方式切替えの狙いとその実質 的意義とを順次概観し, ]y
章での貧困度算出の予備知識とする。
I
[-
1
生活扶助基準 (昭和21年~
昭和22年) 終戦以来昭和56年度までの保護基準の実質的改定額は表I
に 示 す と ぉ り である。
このなかで第1回の199円というのは, 東京都区部の5人世帯の 限度標準額(日額)6.
66円の30日分に相当する。
この限度標準額は,
政府 が終戦直後の20年12月15日に関議決定した 「生活困窮者緊急生活援護要 細」
に基づいて決められた基準であり, 最低生活をぎりぎりの限度で保障 す る と い う こ と か ら 出 発 し た も の で は な く , む し ろ「
国内にあふれた難民 に対する緊急援護に他ならなかった」
'
)。
(昭和23年~
昭和35年) 昭和29年の第8次改訂で初めて科学的基準といわれるマーケッ ト・
バス ケ ッ ト 方 式 が 登 場 し た。
その後, 第9・l0次と最低生活保障が生活保護基 準の中にしっかりと足場を築き, 25年4月の生活保護法全面改訂に達し た。
マ ー ケ ッ ト・
パ ス ケ ッ ト 方 式 は,
その名のとぉり最低生活を営むため l ) 電 山 〔 7 〕 p.
7.
-
l 4 l -3相対的貧困尺度によ る所得再分配効果測定の試み 表 I 生活保發基準の年次推移
、
l
基量
額 (2) 增 加 率 各種算定方式(3) (4)一
世帯当たり年 平均1カ月間の消 費 支 出 ( 全 世 帯 ) 昭和21年3月 22 3 23 8 24 5 26 5 27 5 28 7 32 4 34 4 35 4 36 4 37 4 38 4 39 4 40 4 41 4 42 4 43 4 44 4 45 4 46 4 47 4 48 4 49 4 50 4 5 l 4 52 4 53 4 54 4 55 4 56 4 57 4 199.
80 630 4,100 5,200 5,826 7,200 8,000 8,850 9 3 4 6 9,621 10,344 12,213 14,289 16,147 18,204 20,662 23,451 26,500 29,945 34,137 38,916 44,364 50,575 60,690 74,952 84,321 95,114 105,577 114,340 124,173 134,976 1 4 3 3 4 5 215.
3%
550.
8 26.
8 12.
0 23.
6 11.
1 l 0.
6 5.
6 2.
9 7.
5 18.
1 17.
0 l 3.
0 12.
7 13.
5 13.
5 13.
0 13.
0 14.
0 14.
0 14.
0 14.
0 20.
2 23.
5 12.
5 12.
8 11.0 8.
3 8.6 8.7 6.
2,
; ;
;
;
;
ノ美
1
-
i
-/
ル方式T
格差「
方式 l7,601 2 l,
053 22,792 25,608 28,902 31,
276 34,329 38,587 43,616 44,481 48,396 52,5l6 57,071 63,607 70,386 79,531 87,475 96,026 112,
116 l36,024 157,982 174,790 190,497 201,715 214,697 230,568 240,014 注 ; 厚 生 省 統 計 協 会 『厚生の指標』 ょ り 作 成。
-
142-相対的
'
iii
:
困尺度による所得再分配効果測定の試み に必要な飲食物や表類・
家具什器等 (5) 增加率 (l)/(4)(6)l
1
4)x (7)0.
60i
i
i
x
告
33.
1 34.
2 35.
1 34.
6 32.
3 30.
8 30.
1 31.
7 35.
5 32.
1 37.
6 39.
3 41.
1 41.
7 42.
5 42.
9 44.
5 46.
2 45.
1 44.
6 47.
4 48.
2 49.
9 52.
3 53.
3 53.
9 56.
2 10,56l 12,
632 13675 13,939 16,
006 17,32l 19,
154 2 l,369 24,148 26,689 29,038 3 l,509 34 2 43 38,llll 42,232 47,7 l 9 52,
485 57,
6 l 6 6 7 2 7 0 8l,6l4 94,789 104,8714 1 l 4 2 9 8 121,029 l 2 8,
818 138,341 l44,
008 5,
866 7,
017 7,
597 7,
667 8,
803 9,
526 10,535 11,
753 13,281 14,
679 15971 17,
330 18,833 20,990 23,227 26245 28,867 3 l,689 36,
998a
,888 52,134 57,68l 62,
864 66,566 70,
850 76,087 79,
205 19.
3 8.
3 26.
9 12.
9 8.
2 9.
8 12.
4 13.
0 10.
5 8.
8 8.
5 8.
7 1 l.
5 10.
7 13.
0 10.
0 9.
8 l 6.
8 21.
3 16.
1 10.
6 9.
0 5.
9 6.
4 7.
4 4.
1 の個々 の品目を一
つ一
つ積み上げて 最低生活費を算出する方法である。
したがって, この方法は最低生活費 としての生活扶助基準の内容・
費日 別内訳が具体的でわかりやすい面が あ る。
しかしながら, この方法は次 の よ う な い くっ
かの間題点が指摘さ れている。
一
つ に は , こ の 方 式に よ れば,
その物量及び価格を科学的な 根拠の上にたっ
ぺ き も の と し て い な がら, 飲食物費は栄養学上の理論に よって一
応組みうるし, やや弱いに しても燃料費については炊事その他 の必要熱量の計算に基づいて, ま た 住宅費については,
住み方, 住宅術 生の見地からミ ニ マ ム 水 準 を 設 定 で きる。
しかしそれ以外の費日になる と多くの間題があり, 常識的で窓意 的な主観が入りがちである。
したが って実際には算定者の抱いている何 らかの判断によってあらかじめ定め られている水準に概略を合わせて内 容を組む余地をもっている。
さて, 実際に生活保護基準算定に お け る マ ー ケ ッ ト・
バ ス ケ ッ ト 方 式 の具体的算定の統計技術について述 ぺなければならないが, こ こ で は そ-
143-相対的貧困尺度による所得再分配効呆測定の試み の大略のみを記し詳細な説明はほかの専門書に譲ることとする
。
まず, 家族構成に関しては,
マ ー ケ ッ ト ・ バ ス ケ ッ ト方式は本来, 性 別・年齢別構成を標準世帯として設定しなければならないが, 第8次改訂 においては当時の『全国消費実態調査』に現われた5人世帯(64歳男,35 歳女,9歳男,
5歳女, 1 歳 男 ) と い う 非 稼 働 世 帯 を 用 い て い る。
そして, この標準5人世帯がずっと後まで基準算定の基礎的家族構成として用いら れる。
年齢別必要熱量は,国立栄養研究所『日本人栄養要求量標準表』と, 経済安定本部の生活物資需給基本計画による食糧供給量から摂取されるぺ き, 国民一
人当り供給熱量とを勘定して算定された2 )。
次 に,
採用品日, 数量及び価格は,総理府統計局『家計調査』及び『国民栄養調査』等を参 考にしたといわれている。
にもかかわらず, このような算定技術が理想通りに行なわれなかった事 情があった。
すなわち, 食退及び被服の供給力に限度があり, 閣購入を認 め え な か っ た こ と。
闇価格を認めえなかったこと。
そして国の財政政策が 社会保障より経済復興に優先していた, 等の理由による。
これらの諸点を考えあゎ
せ る と , こ の マ ー ケ ッ ト・
バ ス ケ ッ ト 方 式 を , 絶 対 的 基 準 と 信 じ , かつまた,
総理府統計局の『家計調査』 に よ る 全 国一
世帯当り平均一
カ月 の消費支出と保護基準との比率を,一
貫した貧困線を設定する場合の指標 と 考 え る こ と が で き る な ら ば , この方式が実施されていた時期の比率の平 均値約33%
を一
般の消費支出に乗じた値が一
つの貧困線としての意味をも つ こ と に な る。
(昭和36年~
昭和39年) エンゲル方式は, マ ー ケ ッ ト・
バ ス ケ ッ ト方式で比較的批判が少なく, 理論的に算定されうる飲食物費に関しては理論生計費を, それ以外の品日 については, その理論的計算による飲食物費を, 同額の飲食物費を現実に 支出している低所得層を『家計調査』からぬき出し, そ の 実 際 の ェ ン ゲ ル 係数で逆算して総生活費を計算する方式である。
この方式には, マ ー ケ ッ 小沼 〔 8 〕 pp.
37-
47.
-
144-相対的資困尺度による所得再分配効果測定の試み ト ・バスケット方式での恣意性同様,どの係数を用いるかという点が大き な 批 判 点 と な り う る
。
す な わ ち,
使用される:,
ンゲル係数が真に標準的な 値 を 示 し て い る か ど う か が 疑 わ し い。
また, 住居費・
教育費等のために,
食料費が不当に圧迫され, その結呆エンゲル係数が不当に縮少している場 合, これを用いて生活費総額を求めると, 総額そのものを過大評価するこ と が あ る。
エ ン ゲ ル方式が採用されていた当時は,
国民所得倍增計画が進 め ら れ た こ と に よ り ,一
般国民の生活水準は著しく向上し, 所得階層間の 格差も縮小の傾向が出てきた。
一
方エ ン ゲ ル 方 式による最低生活費の算定 は,
l~
2年前の『家計調査』の結果を用いざるをえないため,一
般世帯 の著しい生活水準の向上に対応することができず, 次の格差縮小方式に移 行 せ ざ る を え な く な っ た。
(昭和40年~
現在) この算定方式へ
の切替えの狙いの一
つは,
被保護世帯の生活水準の経済 成長に伴う一
般国民の生活水準向上に合せて引き上げていくことであった。
そして,
も う一
つの狙いは,
被保護世帯と一
般国民との間に, 当 時 存 在 し ていた生活水準の格差を縮小していこうとするものだった。
つまり, この 方式は, 予算編成直前に政府が発表する経済見通しによる次年度の国民消 費支出の伸び率を基礎とし, これに格差縮小分(通常プラスa分と呼ばれ る)-を加味して, 生活扶助基準の改定率を決定するというものである。
政府経済見通しは, 毎年三種類の計数が発表されている。
す な わ ち,
前 年度の実績,
本年度の実績見込み,それに来年度の見通しである。
こ れ ら の計数をもとに経済見通しによった生活扶助基準がいか程のプラスaであ ったかを知るためになされた試算がある3 )。
表II
に よ る と , 見通しの精度 は100 %
前後に分布してはいるものの, 格差の絶対値は意外に大きい。
そ の結果, 扶助基準のプラスa分は実績値でマイナスを示した年が三カ年も 現われている。
3 ) 曾原〔161
〕。
-
145 -7相対的貧困尺度による所得再分配効果測定の試み
l
[-
2
代普的費困線算出の試み 前述のように本稿で用いられるSen,Takayamaの貧困尺度は,
貧困 の相対的把握をその本質としている。
そこで筆者は表I
の第(8)欄に示され た,
対一
世帯当り年平均消費支出の割合を一
つの指標とし, その割合を33%
及び60
%
で算出した。
そして,前者を絶対的基準の系列,後者を相対的 基準の系列とし, それぞれを1V
章で考察する際の参考とした。
と こ ろ で,
以上のような手続きをもって相対的貧困線とすることは,
次 のような意味において大変ラフな試みであるといわなければならない。
す な わ ち i ) 対一
世帯当り年平均消費支出割合の60%
と い う 値 に,
貧困線と してどれほどの根拠があるかが鮮明ではない。
i i ) l 「
家計調査』は, 全国 世帯とはいえども, 農林漁家, 単身者世帯, 料理飲食店, 旅館または下宿 屋を営む併用住宅の世帯, 賄い付きの同居人のいる世帯, 世帯主が長期間 不在の世帯等をその調査対象から除いている。
i i i ) 表I
での『家計調査ll は全国・
対象世帯の平均値であるのに対して,
保護基準が対象としている 世帯は一
級地4 )である。
iv)両統計資料の世帯人員の分布型が異なり標準 化が必要とされる, 等である。
以上のように様々な間題はあるものの筆者 があえて, 対一
世帯当り年平均消費支出60 %
を一
つの相対的貧困線として 使用するのは,次のような理由からである。
すなわち i ) 表I
第(7)欄の比 率は,
格差縮小方式に改定されてからは着実に上昇を続け, 近年は60
%
に近づきっ
つある。
ii)Sen,Takayama等の相対的貧困尺度は,全ての世 帯類型を一
括して対象とすぺきで, 被保護世帯のみを対象とすぺきではな い。
したがって両世帯人員の分布型の相違はむしろ考慮する必要はないの である。
な ぉ 『 家 計 調 査 』 の 「 全 世 帯 」 から農家や単身者等が除かれてい ることから(7)欄の数字は当初の理念を過大評価している恐れはある。
こ の 点に関しては今後精製化の必要があるだろう。
4 ) 生活扶助基準には1類と2類がある。
1類は性,
年齢階級別に基準が定めら れている。
2類は世帯人員別に基準が定められている。
また,
生活扶助基準の 級地別格差は,
1 級 地 を 1 0 0 と し て , 2級地91, 3級地82, 4級地73と国定さ れている。
8-
l 4 6-相対的費困尺度による所得再分配効果測定の試み
n
-
3
費困範田をめぐって
本節では, 対
一
世帯当り平均消費支出の割合33
%
及び60
%
の値を資困線 とみなし, 『所得再分配調査』による諸結果を用いて貧困範囲を推計し, 近年におけるイギリスでの推計結果と比較することを日的としている。
す なわち表l
I
が対一
世帯当り平均消費支出比33%
,
(以下貧困線?
と呼ぶ),
表III
が60
%
(貧困線?
と呼ぶ), そして表1V
が従来の生活保護基準による ものである。
いずれも当初所得と再分配所得の両者の値を示している。
こ こで再分配所得とは, 当初所得一(租税+
社会保障拠出保険料(税))+
給付, の こ と で あ る。
さて, イギリスの近年の貧困研究の要約を示した表V
をみてみる。
この 表は一
応年代順に配列されてはいるが, それらの値が基礎を置いている統 計資料によって, 大きくその貧困範囲を示す数値が異なっている。
すな わち1954年から1963年までのIR(=
内国歳入庁調査(InlandRevenue
表
n«
4)x-
j
一
の費困線に基づ
いた費困l
l
国 (%
)民
昭和317年 42年 47年 50年 53年 56年 99 11.
5 9.
7 7.
3 10.
9 7.
7 8.
9 用A 10.
7 7.
6 5.
6 9.
7 5.
4 4.
9 表m«
4)x一号
一の費因線に基づいた費困a
国 (%
)沢
昭和37年 42年 47年 50年 53年 56年 H o 30.
4 25.
6 20.
3 24.
5 18.
5 l 7.
8 9A 29.
9 理.
2 20.
3 25.
2 l 6.
7 17.
3 表「V生活保護基準に基づいた費困的国x
昭和37年 42年 47年 50年 53年 56年 HB 12.
9 13.
1 1 2.
7 17.
9 15.
0 16.
1 9A l 2.
2 11.
2 1 l.
8 17.
5 的.
0 15.
0-
147 -9相対的費困尺度によ る所得商分配効果測定の試み 表 V イギリスの最近の費困研究の要約 ・ 国民補助/補足給 年 研 究 出典
9
要
2
量
1
;
j
;
、 (警
万天
) l 9 54 コ ' フ と ス タ ー ク I R 12.
3 6.
3 l959 ゴ フ と ス タ ー ク I R 8.
8 4.
6 l963 ゴ フ と ス タ ー ク I R 9.
4 5.
1 1953-
4 アーぺル・ス ミ ス と タ ウ ン ゼ ン ト F E S 1.
2 0.
6 1960 ァー ぺ ル・
ス ミ ス と タ ウ ン ゼ ン ト F E S 3.
8 2.
0 l967 ア ト キ ン ソ ン F E S 3.
5 2.
0 1969 ア ト キ ン ソ ン F E S 3.
4 2.
0 l972 政 府 F E S 3.
2 1.
8 注 出所IR
=
内国歳入庁調査 (Inland Revenue survey) FES=
世帯支出調査(Family expenditure survey) Atkinson〔21
〕 p.
1 9 4 よ り。
survey)
を用いた数値と, そ れ 以 降 の F E S (=
世帯支出調査(Family
expenditure
survey)を用いた数値である。
ゴ フ と ス タ ー ク ( G o u g h & Stark〔3〕) は,
租税収入に基礎を置いた所得分配に関する内国歳入庁の 調査結果を用いているが, この調査は, 租 税 統 計 と い う こ と も あ っ て 低 所 得層を充分に包含していない。
特に多くの高齡者が統計上に表われていな い。
そのうえ, 数字はほとんどの社会保障給付を除外しており, したがっ て失業中, あ る い は1lli.気中の人々の所得を過少表示しているといわれる。
ゴ フ と ス タ ー ク の 推 計 は こ れ ら の 欠 点 の い くっ
かを考慮に入れているが, そのために彼らは,
子供の年齢と平均家賃に関しての仮定を設けなければ な ら な か っ た。
表V
には三年次の推計結果が示されているが, それは人々 の約10%
が貧困基準以下の所得であったことを示している。
そ し て こ れ ら の数字はすべて社会保障給付後の所得である。
後半部分の推計で用いられている資料は, F E S で あ る。
F E S は _ I Rに 内在する数多くの間題を回避していて, その所得の定義は社会保障給付を 含んでいる。
し か し な が ら , それは極端に少 な い サ ン プ ル に 基 礎 を 置 い て い る ( 2,
500分の1の抽出率)。
また,所得に関する無回答や過少申告の故 10-
l 4 8-相対的資困尺度による所得再分配効果測定の試み に全人々をカバーするため結果を単純に
「
ふ く ら ま せ る」
には困難がある といわれているS )。
いずれにせよこのFESを用いた結果が, I R を 用 い た結果に比して極端にその数値を小さくしていることが注日される。
こ の 極 端 な 数 値 の ギ ャ ッ プ に 対 し て A t k i n s o n 〔 2 〕 は 次 の よ う な 結 論 を 下 し ている。
すなわち「広い意味では,
イギリスで貧困線以下の生活をしてい る人々の数は『世帯支出調査』 に基礎を置いて推計された人口の3;t
パ ー セ ン ト と , 内国歳入庁の調査に基礎を置いて推計された9パ ー セ ン ト と の 間 の ど こ か にある。
前者の数字は低すぎ, 後者は高すぎるであろう。
これ ら二つの数の間のどこに真の数字があるかは,
現在入手しうる情報を基礎 としては正確に決しえない。
重 要 な こ と は,
貧困線以下の人々の数ではな くて, それ以下になる程度であることを銘記しておくことが大切である。
われわれは,
貧 困 ギ ャ ッ プ が 数 ぺ ン ス で あ る か ど う か よ り も , それが5ポ ン ド で あ る か ど う か に は っ き り 日 を 向 け る ぺ き で あ る。
完全な分析のため に は ま た,
現存する以上に良いデ ー タ を 必 要 と す る」
と。
彼の見解はわれ われに重要な示唆を得えるものである。
すなわち,
貧困範囲の測定はその 手法及び利用される統計資料によって,
得られる数値が大きく変化しうる と い う こ と で あ り ,一
貫した手法と資料を用いた結果をとおしての傾向を 探 る こ と が 大 切 で あ る と い う こ と で あ る。
以上のこと.に注意して推計結呆に目をむけると, そこには二つの大きな 特 徴 を 見 る こ と が で き る。
それは, 貧困線〇を用いた結果では一
見安定し た動きを見せているようではあるが, 多 少 の 変 動 を 無 視 す る と 趨 勢 と して , H
B ( 当 初 所 得 に よ る 貧 困 範 囲 ) 及 び H'
'
・( 再 分 配 後 の 貧 困 範 囲 ) の 双 方 と も 減 少 し て い る よ う で あ る。
また, その傾向は貧困線幅»に 関 し て も 昭和47年を例外としてあてはまる。
と こ ろ が , この二つの推計結果に対し て, 従来の保護基準を用いた結果は, H
B,
H
A ともに昭和50年代に入つ
てからは, その数値を大きくしている。
しかもそれが算定方式がェンゲル 方式から格差縮小方式へ
切りかわった昭和40年代にではなく, 昭和50年代5 ) Abel
-
Smith, B.
and Townsend,P.
〔1〕.
-
l 4 9相対的貧困尺度によ る所得再分配効果測定の試み にはいってからの現象であることが注目される
。
も う一
つの特徴は, 資困 線〇を用いた結呆が, 年を通るにしたがい大変大きな数値を取りはじめ,
昭和37年のHA に 至つ て は30
.
4
%
に ま で 達 し て い る こ と で あ る。
貧困線(1PS1
や従来の保護基準のそれと比較しても, いかにも大きな値を示しており, その算定方式に問題の内在している可能性を示している。
]lI
全世帯
・
所得再分配効果
n
-
1
相対的費困尺度 本節では,
第1
y
章でなされる分析で主に利用される二つの相対的尺度の ごく簡単な解説を行なうo)。
能n〔15〕は1976年,
従来の貧困尺度が有していた致命的欠陥を克服し た優れた相対的尺度を提案したが, その後Takayama〔17〕も同様の問 題意識から出発して, よ り一
般性を有する相対的貧困尺度の開発に成功し ている。
以下, この二つの尺度をそれぞれP
s
, P
T と略記することにす る。
さて, 両者に共通する問題意識とは,Takayamaの表現を用いると 「貧困の意識は少なくても先進国にあっては究極において, 相対的窮乏感(relative
deprivation)に支配され」そこでの貧困線は「 貧 困 の ラ ン ク づけに関するかぎり, 人々がそれ以上の所得では所得の変動についての判 断を保留するような所得水準である」
(筆者訳) と定義している。
と こ ろ で, 貧 困 を 相 対 的 に 記 述 し よ う と し た 場 合 に 必 要 と さ れ る 情 報 は, 次 の 三 要素であると恩われる。
すなわち, i ) ひとたび貧困線が与えられた後の,
単に全人口に占める貧困者の比率(head-
count
ratio:
以下H
とのみ記 す)ii)どれだけの所得があれば貧困者が全員,貧困でなくなるかの程度 を示す「貧困ギャップ比率」(poverty
-
gap
ratio:
以下I
とのみ記す) iii)上記二要素が仮に一
定であっても, 貧困層内部の不平等度によって当6 ) 両尺度の導出過程及び両尺度導出のために用いられた公理体系の比較吟味
は
,
拙稿〔13〕・に 詳 し く 解 説 し て あ る の で 本稿では尺度そのものに関する記述は必要最小限にとどめておきたい
。
-相対的貧困尺度による所得再分配効呆測定の試み 該社会の貧困度は大きく変化するはずである
。
したがって實困層内部の所 得のバラツキが必要とされる。
(P
s
P
Tともにジニ係数(Coefficient
of
Gini)の公理体系を,
その導出過程において見事に転用している。
したが ってここではそれをGw
と記す。
)
さていま,n
人で構成されている社会を考え, 各構成員の有する所得 (y
) を 小 さ い 順 か ら な ら ぺ る と:
y
l?
y
2く…
一
?
y
t?
y
-
?
……
y
n と な る。
次に貧困線(z) が 上 式 の.y
H・,
に 等 し い と す る と , i番日の人の 「所得ギャ ッ プ」(income
g a p ) :
g:
‘
はz
から彼の所得の較差すなわち,
,9
‘
= z
-
y
‘
と 表 現 さ れ う る。
所 得 分 布 ( l'
) が 既 知 で あ る と す る と 「総 所 得 ギ ャ ッ プ」
.
'Q
C
x
)は0
( r )
= A ( z , y
l
E要
(g
;
・u
,
( z , y )
と表わされる。
こ こ でA
は定数,S
(
8)
は所得x
以下の人の集合,
t;‘
(z,
t
'
) は 非 負 の ウ ェ イ ト で あ る。
そ し て こ のA
と t'
‘
( ・,
・ ) を 特 定 化 す る も の が ジ ニ係数の公理体系であり,その結果P
s
は 次 よ う に 表 現 さ れ る。
す な わ ち,
,,P
s
=
H[
I
十( 1
-
「 )Gw]
で あ る o こ れ に 対 し て T a k a y a m a は, P
s
の導出に用いられた公理の一
都を変更しか
っ , 「
貧困線で切られた打ち切り所得分布(censoredincome dis
-tribution)」
なる概念を導入し,P
s
の め ざ し た, G i n i 係 数 と い う
一
不平 等尺度の貧困尺度へ
のより自然な転用を行なった。
す な わ ちP
Tは次のよ う に 表 現 さ れ る。
P
T=
H
[ ( 1
-
0
l)Q
十0 G
w:]
こ こ で ,f
は全人ロの所得の相加平均をµ ,貧困層内部の相加平均をµ,
と し た と き,
0
=
H
・µ
,
/µ
と 定 義 さ れ る。
P s
,
P
Tを記述統計的に解釈すると,P s/
H
の ウ ェ ー ト が 1 及 び ( l-
I
)-
l 5 l-
13相対的資困尺度による所得再分配効果測定の試み であり
,
その和が一
般 に1 と な ら な い の に 対 し て, P
T/
H
は ( 1-
0
) と
0
と か ら な っ て お り ,G
w とQ
との加重平均になっていることが明らか と な る。
ま た1P
r は,不平等尺度としてGini係数のみをその対象とせず,
様々な尺度に対しても「打ち切り得所分布」
を 導 入 す る こ と に よ っ て , 貧困尺度へ
の転用が可能であることが知られている。
最後に,通常の所得分布でP
・
, P
T の構成要素であるH
,
0
,
Q
,
Gw
が どのような関係になっているかを図示しておく。
( 図I
参照) 国 I 原度数分布による相対的實困尺度の説明m
-
2
全世帯の所得再分配効果 上述のように本稿で取り上げる相対的貧困尺度の使用に際して必要な資 料は,
實困線以下の所得階層別分布統計に現われた当初所得と再分配所得 である。
したがって貧困度のみを算出する日的のためには,中・高所得層 の情報は必要ないと言えるかも知れない。
しかしながら, 本稿での主な日 的は, そ の よ う な 貧 困 度 の み の 算 出 に と ど ま る こ と な く , 貧困を全所得分 布 と の か か わ り で 分 析 し よ う と す る も の で あ り , このことから本節では全 世帯を対象とした所得再分配の分析・検討を試みる。
さて, これまでわが国で発表されている所得分配(分布) 統計の大部分 は課税前の所得であって, しかも, 再分配所得を含んだものである。
し た が っ て , 課 税 に よ り ど の 程 度 の 影 響 を 受 け て,
再分配によってどれだけの 14-
l 5 2-相対的費困民度による所得再分配効果測定の試み 所得增加が生じているかを計測したり, 世帯類型別, 再分配費日別の効呆 を計測してみる必要がある
。
しかし, あいにくゎが国にはこれを計測した 統計はそれほど多くはない。
本稿で用いられる資料は, 昭和27年に行なわれた厚生省 『社会医療及び 所得再分配調査』と37年,42年, .47年,50年,53年,56年
7 )に行なわれた 同省の 『所得再分配調査』 である。
これらの調査における当初所得の概念 は, 賃 金 給 料,
個人業主所得,利子,配当,賃貸料等である。
ま た, 再 分 配所得には次の三要素が算入されている。
す な わ ち i ) 所 得 税 , 住 民 税 , 固定資産税等の直接税,ii)医療及び年金等の社会保障の拠出,in
) 老 齢 年金,障害年金等の長期給付と傷1lll:.手当金, 社会的扶助(生活保護)医療 の現物給付等の公的社会保障の給付, である。
:f
所得再分配調査』には,
所得階層別の分布続計以外に時系列比較が容 易なょ
う に,十分位階級別当初所得構成比及び,同再分配所得構成比が掲 載されているので, それを用いて効果の時系列変化をみたのが表VI
である。
左欄に当初所得の構成比, 中央に再分配所得の構成比, それに右欄には, 当初所得構成比マイナス再分配所得構成比を示しており, 最下行には全世特
を対象としたジニ係数と平準化係数が表示されている。
ここでの平準化 係数8 )とは次の式による__
。
すなわち,,, ,,__
a 当初所得のジニ係数一
再分配所得のジニ係数'
于'
-
'''
、一
一 当初所得のジニ係数 ;で表わされ, 全体としての再分配効果の指標となり得る。
そ れ に よ る と , 昭和27年に関しては再分配所得のジニ係数が発表されていないので平準化 係数も計算不可能だが, 昭和37年以降の傾向としては,
昭和42年をピーク1
_
1
7 ) 昭和56年の同調査は, 昭和58年10月現在いまだ集計段階にあり,「調査結果 の概要」のみが入手可能であり,詳細な議論には昭和53年版を用いざるを得な か っ た o 8 ) 厚生省 l「所得再分配調査』には「 平 準 化 係 数 」なる語は用いられず,
単 に「
ジ ニ係数の改善度」とのみなっているが, 両 者 が 全 く 同 概 念 で あ る こ と は こ と わ る ま で も な い。
-
153-
15相対的費1困尺度によ る所得再分配効果測定の試み として減少してきており, 昭和56年にまた上昇をみた
。
特に昭和50年の下 落が著しい。
十分位階層による変化はより複雑な動きをしている。
つ ま り , 第 1 分 位 表VI所得構成氏及び平準化係数の推移(10分位階層) 所 得 階 層 当 初 所 得 ll 日一
・
‘
,一
t'l'日'「◆〇'
-
ヤ'
l:l・'「一
'・一
t-
li日・'l、l・l'●'
」t' liia-
〇〇''F' lll=
l・ll、l・loo'f 第 1 分 位 第 2 分 位 第 3 分 位 第 4 分 位 第 5 分 位 第 6. 分 位 第 7 分 位 第 8 分 位 第 9 分 位 第 l 0 分 位 2.
5 4.
5 5.
9 7.
0 7.
9 9.
2 l 0.
7 12.
5 15.
4 2 4.
4 1.
7 3.
6 4.
9 6.
1 7.
4 8.
7 l 0.
3 l 2.
3 15.
5 29.
5 1.
7 3.
8 5.
2 6.
3 7.
6 8.
9 10.
4 12.
3 15.
6 28.
2 2.
1 4.
0 5.
4 6.
6 7.
8 9.
1 10.
5 12.
3 15.
6 27.
0 1.
5 3.
4 5.
0 6.
4 7.
9 9.
3 10.
8 12.
8 15.
9 27.
0 1.
8 3.
8 5.
3 6.
5 7.
7 8.
9 10.
4 12.
3 l 5.
2 28.
0 l.
2 3.
9 5.
6 6.
9 8.
1 9.
4 10.
8 12.
8 15.
6 25.
7 ジ ニ 係 数 平準化係数 0.
333A 0.
39ll l 0.
3「49 0.
3538 0.
3il47 0.
3652 0.
3515 所 得 階 層 再 分 配 所 得 l 'l二l-
o'
-
f 用'「l・l〇一
t -第 1 分 位 第 2 分 位 第 3 分 位 第 4 分 位 第 5 分 位 第 6 分 位 第 7 分 位 第 8 分 位 第 9 分 位 第 1 0 分 位 2.
8 4.
5 5.
9 7.
1 8.
3 9.
3 10.
8 l 2.
4 15.
0 23.
9 3.
l 4.
1 5.
4 6.
3 7.
6 8.
9 10.
3 l 2.
2 15.
0 27.
1 3.
l 4.
4 5.
6 ;a 6.
6 7.
9 9.
0 10.
5 12.
0 15.
1 25.
8 2.
9 4.
7 5.
8 7.
0 8.
0 9.
2 10.
5 12.
2 l 4.
8 %.
9 2.
6 4.
1 5.
5 6.
8 8.
0 9.
3 l 0.
7 12.
6 15.
3 理.
9 2.
4 4.
2 5.
6 6.
8 7.
9 9.
1 l 0.
4 12.
3 15.
l 26.
3 2.
6 4.
5 5.
8 7.
0 8.
1 9.
2 l 0.
7 12.
5 15.
3 24.
4 ジ ニ 係 数 0.
:3442 0.
3276 0.
3136 0.
3455 0.
3476 0.
3177 平準化係数-
154-相対的貧困尺度による所得再分配効果測定の試み 所得構成比及び平準化係数の推移 (つづき) 所 得 階 層 再分配による所得構成比の変化 l'ロ'li'
・
''
-
f・
ロ・l「 ◆o'
-
t-
l'l 日'
l、
一
一
t-
ll 日一
〇l'l」ヤ'用 ・ 1l:l・l〇0・
t' li日'l、l」〇〇'' f' 第 l 分 位 第 2 分 位 第 3 分 位 第 4 分 位 第 5 分 位 第 6 分 位 第 7 分 位 第 8 分 位 第 9 分 位 第 1o
分 位 十0.
3 0 0 十0.
1 十0.
4 十0.
1 十0.
1-
0.
1-
0.
4-
0.
5 十l.
4 十0.
5 十0.
5 十0.
2 十0.
2 十0.
2 0-
0.
1-
0.
5-
2.
4 十1.
4 十0.
6 十0.
4 十0.
3 十0.
3 十0.
l 十0.
1-
0.
3-
0.
5-
2.
4 十0.
8 十0.
7 十0.
4 十0.
4 十0.
2 十0.
1 0-
0.
1-
0.
3-
2.
1 十1.
1 十0.
7 十0.
5 十0.
4 十0.
1 0-
0.
1-
0.
2-
0.
6-
2.
1 十0.
8 十0.
4 十0.
3 十0.
3 十0.
3 十0.
2 0 0-
0.
1-
1.
7 十l.
4 十0.
6 十0.
2 十0.
l 0-
0.
2-
0.
1-
0.
3-
0.
3-
1.
3 ジ:=
-
係 数-
0.
0 i62-
0.
0473-
0.
0402-
0.
0292-
0.
0176-
0.
0338 平準化係数 11(.
83%) 12.
62 1 l.
36 7.
79 4.
82 9.
62 注;昭和27年はf
社会医療及び所得再配分調査』 〔lOi ,
昭和37年から昭和56年 までは l「所得再分配調査』〔n
〕 よ り 作 成。
階層及び第2分位階層の再分配による所得構成比の增加は主として, 社会 保障その他の移転所得の增加によるものであるから,
これら階層の再分配 効果の低下は社会保障による再分配効果が著しく低下しているとみてよい。
具体的には昭和27年のそれが最も小さく, 昭和37年及び昭和42年に至つて 大きく增え, 昭和53年には昭和27年以来の落ちこみをみせている。
次 に,
再分配効果を, 租税制度と社会保障制度とに分解し, それぞれの 貢献度を比較してみることにするが, 残念ながら厚生省の『所得再分配調 査』は再分配をこのように租税と社会保障給付とに分けていない。
し か し 石崎〔5〕は同調査の原統計にまで通りこのような推計を試みている。
そ の結果は表Ⅶ
に み ら れ る。
そ れ に よ る と , 最高所得層である第10分位が租 税 制 度 に よ る 影 響 を 最 も 大 き く ぅ け て い る こ と が 知 れ る。
これに対して,
・ 社会保障給付による再分配効果は, 当然のことながら中所得層以下の低所 得層での構成比が増加し, 特に第1及び第2分位階層の增加が大きい。
し かしながら租税とは異なり, 第10分位階層のそれはそれほどの影響をうけ-
1-
55-
17相対的貧困尺度による所得再分配効果測定の試み 表VII当初所得,税引所得
,
社会保障始付による10分位構成比の変化 (用和53年調査) ( %) 所得階層 当初所得 税 引 後 所 得 租税によ る構成比 の変化 税引所得+
社会保障給 付 ( 除 医 療 給付) 社会保障 給付によ る構成比 の変化 租 税 , 社 会保障に よる再分 配効呆 第 1 分 位 険 2 分 位 第 3 分 位 第 4 分 位 第 5 分 位 第 6 分 位 第 7 分 位 第 8 分 位 第 9 分 位 第10分位 l.
6 3.
9 5.
3 6.
2 8.
0 9.
2 l 0.
6 l 2.
6 15.
2 27.
4 1.
7 4.
1 5.
5 6.
7 8.
2 9.
5 10.
5 12.
7 15.
6 25.
5 0.
1 0.
2 0.
2 0.
5 0.
2 0.
3 △ 0.
1 0.
1 0.
4 △ 1.
9 2.
9 4.
5 5.
6 6.
8 8.
l 9.
2 10.
2 12.
3 15.
l 25.
4 l.
2 0.
4 0.
1 0.
l △ 0.
l △ 0.
3 △ 0.
3 △ 0.
4 △ 0.
5 △ 0.
l l.
3 0.
6 0.
3 0.
6 0.
l 0.
0 △ 0.
4 △ 0.
3 Δ 0.
l △ 2.
0 (注) 社会保障給付には社会保障拠出は控除していない。
また,
医療給付 (現 物 ) は控除してある。
これは国際比較の便のために行つたものである。
出所:
石崎唯雄著『日本の所得と富の分配』東洋経済新報社p. l 3 1 よ り 引 用。
ていないo)。
最後に世帯類型別の所得再分配効果をジニ係数を用いて費日別に概観し て, 次章で相対的貧困尺度を用いた諸結果と比較する準備をしてみよう。
表Ⅷ
の世帯業態別では,「その他世帯」(常雇世帯,臨時雇用者世帯, 日雇 労働者世帯, 自営業者,
農耕世帯以外の世帯で世帯主が働いていない世 帯 ) が 0.
5440と最も高く, 常雇者世帯が0.3195と最も低い。
また, 費日別 では公的再分配費日が最も大きな効果 (平準化係数= 4.82
%
) で, 次いで 税金及び社会保険料・
医療費(平準化係数=4.
21
%
) と な っ て お り , 私 的 保険加入の再分配費日 と企業年金退職は逆に不平等化 (平準化係数はそれ ぞれ,-
1
.
4
:
%
, 及 び
一
1
.
1
%
) を 示 し て い る。
世帯特性別では,
被保護世 帯の当初所得ジニ係数が最も高く, 全再分配費日での再分配効果(平準化 係数=
25
.
2
%
) が 最 も 大 き く な っ て い る。
し か し , こ こ で も , 私 的 保 険 加 9 ) 表 ( VII)での社会保障給付は医療給付を除いており 『所得再分配調査』の社 会保障給付とは若干異なっている。
1 8-
156-相対的貧困尺度による所得再分配効果測定の試み 表 V
m
費日別, 世帯類型別ジ二係数と平準化係数の変化(昭和53年) 世帯特性 当 初所 得 全再分配費日 公的再 分配費 日 税金社 会保障 料医療 費 私的保 険加入 の再分 配費目 企業年 金退職 金 公 的 年 金 社会保 険料医 療費 総 数 0.
3685 0.
( 534.
767 ) 0( 7.
3396.
8 ) 0.
( 43503.
9l
) (0-
.
13738.
4 ) (0-
.
37261.
l ) 0.
( l36,l7.
0 ) 0.
( l3639.
2 ) 常 雇 用 者 世 帯 臨時雇用者 世 帯 日雇労働者 世 帯 自 営 業 者 世 帯 そ の 他 の 世 帯 農 耕 世 帯 0.
3l95 0.
3525 0.
3458 0.
4542 0.
5440 0.
3407 0.
3052 ( 4.
5 ) 0.
3660 (-
3.
8 ) 0.
3430 ( 0.
8 ) 0.
4278 ( 5.
8 ) 0.
4624 ( l 5.
0) 0.
3398 ( 0.
3 ) 0.
2994 ( 6.
3 ) 0.
3692 (-
4.
7 ) 0.
3447 ( 0.
3 ) 0.
4l65 ( 8.
3 ) 0.
4592 (15.
6 ) 0.
32l2 ( 0.
3 ) 0.
3027 ( 5.
3 ) 0.
3892 (-
10.
4 ) 0.
3592 (-
3.
9 ) 0.
4302 ( 5.
9 ) 0.
5173 ( 4.
9 ) 0.
3334 ( 2.
l ) 0.
2335 (26.
9 ) 0.
3571 (-
1.
3 ) 0.
;3476 (-
0.
5 ) 0.
4630 (-
l.
9 ) 0.
55l5 (-
1.
4 ) 0.
35l2 (-
3.
1 ) 0.
3228 (-
l.
0) 0.
3494 ( 0.
9 ) 0.
3458 (0) 0.
4560 (-
0.
4 ) 0.
5737 (-
5.
5) 0.
3464 (-
1.
7 ) 0.
319l ( 0.
1 ) 0.
3368 ( 4.
5 ) 0.
3326 ( 3.
8 ) 0.
45(l9 ( 0.
7 ) 0.
5l73 ( 4.
9 ) 0.
3356 ( l.
5 ) 0.
3176 ( 0.
6 ) 0.
3917 (-
1 l.
1 ) 0.
3636 (-
5.
1 ) 0.
4468 ( l.
6 ) 0.
5254 ( 3.
4 ) 0.
3408 (( )1
) 3 0 歳 未 満 30歳~
39歳 40歳~
49歳 50歳~
59歳 60歳~69歳 7 0 歳 以 上 0.
3387 0.
28l7 0.
3 l84 0.
3872 0.
4385 0.
4889 0.
3180 ( 6.
l ) 0.
2675 ( 5.
0) 0.
307l ( 3.
5 ) 0.
377l ( 2.
6 ) 0.
3907 ( l 0.
9 ) 0.
3935 (19.
5 ) 0.
3338 ( 1.
4 ) 0.
2660 ( 5.
6 ) 0.
2983 ( 6.
3 ) 0.
3610 ( 6.
8 ) 0.
1f「06 (15.
5 ) 0.
3994 ( l 8.
3 ) 0.
3346 ( l.
2 ) 0.
2688 ( 4.
6) 0.
30l4 ( 5.
3 ) 0.
3665 ( 5.
3 ) 0.
4 l l 2 ( 6.
2 ) 0.
4577 ( 6.
4 ) 0.
34l8 ( 0.
9 ) 0.
2865 ( l.
7 ) 0.
3252 (-
2.
1 ) 0.
3936 (-
l.
7 ) 0.
4449 (-
l.
5 ) 0.
4909 (-
0.
4 ) 0.
3382 ( 0.
1 ) 0.
28l2 ( 0.
2 ) 0.
39l7 (-
0.
4 ) 0.
3197 (-
1.
2 ) 0.
4513 (-
2.
91
) 0.
4890 (-
0.
l ) 0.
3406 (-
0.
6 ) 0.
2836 (-
0.
7 ) 0.
3l84 (0) 0.
3879 (-
0.
2 ) 0.
4l61 ( 5.
1 ) 0.
4608 ( 5.
7 ) 0.
3420 (-
1.
( )1
) 0.
27817 ( l.
1 ) 0.
3153 ( 1.
0 ) 0.
3825 ( 1.
2 ) 0.
4244 ( 3.
2 ) 0.
4622 ( 5.
5 ) 被保護世帯 国 保 加 入 世 帯 被用者保険 加 入 世 帯 国 保 , 被 用 者加入世帯 そ の 他 の 世 帯 0.
58( )a
0.
428ll 0.
314,l 0.
3132 0.
412l 0.
4339 (25.
2 ) 0.
3956 ( 7.
7 ) 0.
3031 ( 3.
6 ) 0.
3()l72 ( l.
9 ) 0.
4236 (-
2.
7 ) 0.
43'「4 (24.
6 ) 0.
3903 ( 8.
9 ) 0.
2950 ( 6.
2 ) 0.
2961 ( 5.
5 ) 0.
3731 ( 9.
5 ) 0.
5430 ( 6.
4 ) 0.
4()817 ( 4.
6 ) 0.
2980 ( 5.
2 ) 0.
3(l46 ( 2.
7 ) 0.
3780 ( 8.
3 ) 0.
58()t (-
0.
1) 0.
4371 (-
2.
0) 0.
3l71 (-
0.
90
0.
1 l 9C (-
2.
0) 0.
404l ( 1.
9)購
7 (-
0.
2) 0.
421開 (-
0.
4) 0.
320C (-
1.
80
0.
3171l (-
1.
3) 0.
4551l (-
10.
5)類
( 4.
9,) 0.
420'i (,
.
a
) 0.
3 l 4◆ (-
0.
l ) 0.
3082 ( l.
6) 0.
402i ( 2.
3) 0.
5429 ( 6.
4) 0.
4239 ( 1.
1 ) 0.
31調 ( 0.
3 ) 0.
3122 ( 0.
6) 0.
4 l 5ll (-
0.
8) 注:
カッコ内数字はすべて平準化係数を示す。
昭和27年は 『社会医療及び所得 再配分調劃〔10]昭和37年から昭和56年まではl「
所得再分配調査』〔ll〕 よ り 作 庇-
157 -l 9相対的貧困尺度による所得再分配効果測定の試み 入の再分配費目及び企業年金退職金では分配の平等化は得られず, 逆に不 平等化を增す結果となっている (平準化係数はそれぞれ一0
.
01
%
,
-
0
.
02
%
,
と な っ て い る )。
lV
費困尺度による再分配効果の測定
前章の, 全 世 帯 ( 中 ・高所得層を含む) を対象とした所得再分配効果の 分 析 を と ぉ し て 明 ら か に さ れ た こ と は , 次 の 三 点 に 要 約 さ れ う る で あ ろ う。
すなわち, 第
一
に,全体の平準化係数は昭和47年をピー ク と し て 減 少 し て い る こ と。
これを特に十分位階層別にみたとき,社会保障その他の移転所 得の影響に最も敏感な第一
,
第二分位階層の所得增は, 昭和27年を別とす る と , 昭和53年に大きく減少している。
第二点は,所得移転の影響を租税 と社会保障とに分解した結果,
租税に関しては第十分位階層, 社会保障に 関しては第一
,
第二分位階層の変動が大きいことが明らかとなったことで ある。
第三点は,世帯類型別分析で,当然の結呆ではあるが被保護世帯の ジニ係数が最も高く, かっ
平準化係数も最大値をとっていることである。
. 以上の諸結呆を考慮しながら本章では以下の順に従い, llI
-
l で 紹 介 さ れた相対的貧困尺度を用い, 低所得層での様々な所得再分配効呆算出と所 得分布の全体を対象とした分析結果との比較を試みる。
すなわち,
まず第 ーに相対的貧困尺度の実用に際して,
どのような具体的手続きが取られた かを知るために,昭和53年全世帯'
o)を例として掲げる。
次 に,
同じく全世 帯を対象と して貧困度及びその改善度を示す平準化係数の時系列を示す。
ま たIII
章同様, 昭和53年の資料によって, 世帯類型及び費日別貧困度を算 出し前章との比較・
検討を行なう。
費困度測定の具体例:表IX
は貧困線を, 月額保護基準額を12倍した127 万円とした時のSenの尺度による計算例である。
第一
欄 の カ ッ コ 内 数 字 には階級中央値として級上限と級下限の相加平均を代用して示してある。
l 0l
) こ こ で の 「全世帯」 と は,
全ての世帯類型を含んでいるという意味であって,
m
章での中・高所得層をも含むという意味の全世帯とは異なる。
20-
158-相対的資困尺度による所得再分配効果測定の試み その際, 貧困線で階級内を打ち切るときは, 階級内分布が
一
様であると仮 定しそれによって世帯数を比例配分した。
また第二欄以降のカッコ内数字 はそれぞれの累積値である。
したがって当初所得での貧困範囲H
Bは,
総世帯数7,117
で第二欄の総数1,066を除した値になり, 当初所得の総所得ギ ャ ッ プQ
Bは貧困線127万円に貧困層の世帯数1,066を乗じた135,382で第
七欄の合計値55,964を除した値になっている。
と こ ろ で,
次 に必要とされる要素である貧困層内Gini係数Gの計算方 法は,
様々な角度からその精度を高めるための工夫がなされているl l )。
実 際,原統計資料である『所得再分配調査報告』の昭和53年版は,全所得階 級が19個に区分されており, ジ ニ係数の算式により即座に計算できて高い 精度をもっ
ものと期待される。
しかし, その範囲を貧困線で切られた低所 得層内にだけ限定すると, 表、
m
の第一
欄 の よ う に そ れ が 6 階 級 に な っ て し まい, こ れ に よ る ジ ニ係数は甚だ過小評価されてしまうことになる。
そ こ で本稿では,
ジ ニ係 数 が ロ ー レ ン ツ 曲 線 と 密 接 な 関 係 を も っ て い る こ と を 利 用 し , 直 接 ロ ー レ ン ツ 図 に ブ ロツ ト す る こ と に よ り , そ れ を フ リ ー ハ ン ドにて補間し求積器(planimeter)
を用いて測つたものをそれの代用にし た。
求積器は, 設 計 製 図 や レ ン ト ゲ ン 撮 影 の 分 野 で , 複 雑 な 図 形 の 面 積 を 相 対 比 で 測 定 す る こ と が で き る こ と か ら,
広く利用されている。
そして,
その測定誤差は小数第三位で4 ポ イ ン ト 前 後 程 度 で あ り , 今 回 の よ う な 階 級区分が大変粗いローレンツ曲線の面積を求めるには充分であると思われ る。
表XI
の右下にジニ係数算出に実際使用されたローレンツ図の縮刷した ものを掲げておいた。
全世帯費困度の趣勢:
表X
と 表X
[ は そ れ ぞ れ S e n と T a k a y a m a の 尺 度によった諸結果及び平準化係数を示したものであり, 図ll
は特に平準化 係数の動きだけを取り出して比較したものである。
それによると両者の動 きはほぼ一
致 し て お り , この限りでは敢えて両尺度の公理系の相異が表面1 l ) Kakwani〔6〕のChapter7: A New Coordinate System for the Lorenz Curve を参照されたい
。
相対的費困尺度による所得再分配効果測定の試み 表IX費困度測定の具体例(昭和53年,全世帯) P ー レ ン ツ 図 (昭和53年, 資困層内) (1) (2)
C
3) (4) (5) (6) (7)c
a
) 当初所得關
万円 (1) の 世 帯 数 (構成比) 再分配後 世 帯 数 (構成比) (1)x(2) (1)x(3) 1 2 7 マ イ ナ ス (1)の中 央値 (6)x(2) (6)XC
3) (構成比) (構成比) 1,720 ( 2.
2 ) 6,500 ( 8.
5 ) l 1,900 (15.
5 ) l 6,
560 (21.
6 ) 27830 (36.
3 ) l2,177 ( l 5.
9 ) 0~
40 (20) 40~
60 (50) 60~
80 (70) 80~
l00 (190) 100~
120 ( l l 0 ) 120~
126 ( l 2 3 ) 20.
3 ( l 9.
0) 141 ( l 3.
2 ) 206 ( l 9.
3 ) 206 ( l 9.
3 ) 214 (20.
2 ) 96 ( 9.
0 ) 86 ( 9.
3 ) l30 ( l 4.
l ) 170 ( l 8.
4) 184 (20.
0 ) 253 (27.
4 ) 99 ( l 0.
8 ) 4,060 ( 5.
1 ) 7,050 ( 8.
91
) 14,
420 (18.
2 ) 18,540 (23.
3 ) 23540 (29.
6 ) 1 1 8 0 0 (14.
9 ) l07 77 57 37 l 7 4 2 l,72l 10,857 11,742 7,622 3,638 384 9,202 10,0l0 9,690 6 8 0 8 4,30l 396 総世帯 7,117 l,066 922 79,4l0 76,687 /// ''1
55,
964 40,407 / // 諸 結 呆 l00 z 127(万円)年額 l 5.
0 (%
)-/
A B HB 用A l 3.
0 (%
)Q
B 41.
3 (%
)0
・
34.
5 (%
) 50 GB 0.
27 GA Pso 0.
2 l 0.
086 0.
063p
3 A 平準化 係 数 26.
7 (%
) 0 50 100 P slB=
.
15〔00.
4 l 3十( 0.
587)X0.
27〕=
・
0.
086 Ps◆= 0.
l3〕0'il45十( 0.
655)X 0.
2 l 〕=
?
平準化係数=-
160-相対的1
t
i
1困尺度による所得再分配効果測定の試み に出てきているとは言いがたい。
ただP
s
の方がより敏感に資困度の変化 を示して.い る よ う に み え る が , それもさ程の大さきではない。
と こ ろ.で, この平準化係数の両者の動きをみると次の二点が指摘される ぺき特徴としてあげられる。
すなわちその第一
点は,
社会保障等による所 得再分配前後の比較をしているにもかかわらず, 昭和27年の平準化係数が マ イ ナ ス を 記 録 し て い る こ と で あ る。
この現象の背後にある原因を探るた めに各要素で比較してみるとP
s に 関 し て は,
H
,
Q
,
G
ともに再分配 前後の数字は他の年度と逆の動きをみせていることが分かる。
ま たP
,
,の 各要素はやはり再分配後のµ‘
が当初所得のµ,
より小さくなっているが,0
及び1
-
0
はほとんど変化しておらず,
P
rの算出に用いたP
s
でのH
,
Q
,
G:
の影響が大きいことを意味している。
この事実は昭和27年度のl「
社 会医療及び所得再配分調査報告』にも指摘されており, 中・
高所得層をも 含むそこ.でのローレンツ図でも低所得属の曲線が交叉している (図III
参 照 )o 業種別の分析では,
動労・
その他の世帯でわずかに再分配係数がプ ラ ス で あ る が,
農家及び事業世帯となると, すでに最低所得属からマイナ スになっていて, そのことが, 本1貧困度での平準化係数のマイナスに影響 しているものと思われる。
しかしながら当時, 農家及びその他世帯におい て こ の よ う な 再 分 配 係 数 が マ イ ナ ス に な っ た,
より具体的な理由は現段階 ではみあたらなく, 今後の課題とせざるを得ない。
次に指摘し得る特徴は昭和4l
~
昭和50年にかけて平準化係数が一
度大き く落ち込んだ事実である。
こ の 原 因 を 探 る た め に Psでの各要素の改善度 を計算してみると表XII
の よ う に な る。
そ れ に よ る と, 昭和50年の
H
の値 が2.
2
%
と,
他年度と比較し.て際立つて小さな値になっている。
ま たH
と 多少関連をもっ
Q
も,
' 昭和37年に次いで小さな値であり,50年前後の平
準化係数の減少はH
による影響が最も大であると考えられる。
さ ら に,
昭和56年の平準化係数回復の原因は, H
の改善度6.
8
%
を 補 つ て 余 り あ る 程 にQ
.とG
の改善度が大きかったことによるものであろう。
世常類型別角l困度(表Xm
,
表XIV)
-
:
まずH
の欄か,
ら 検 識 す る こ と に 1 6 l-
23l1
、
:1 1'l'・l
l 6 2 表 X 全世帯・負:
困度の超勢 (Sen の 尺 度 に よ る )x
zg
a 94 0B0
4 l Ga GA P s B P sA 平準化係数 昭和27年 37年 42年 47年 50年 53年 56年 ( 年 額 ) 千 門 8.
6 15.0 28.
0 53.0 90.0 127.
0 162.
0 9.
8:
%
12.
9 13.
1 12.
7 17.
9 15.
0 16.
1 11.
5%
12.
2 11.
2 11.
8 17.5 13.
0 15.
0 33.
8%
57.
8 41.
7 39.
7 43.
5 41.
3 48.
6l
34.
2%
56.
4 33.
9 32.
2 38.
0 34.
5 32.
0 0.
18 0.38 0.31 0.
29 0.37 0.
27 0.
34 0.
22 0.
25 0.
20 0.
19 0.
24 0.
21 0.
19 0.
048 0.
096 0.
078 0.
073 0.
115 0.
086 0.
106 0.
056 0.
080 0.
053 0.
053 0.
093 0.
063 0.
067-
24.
4%
16.
7 32.
l 27.
4 19.
1 26.
7 36.
8 注:
添字 B,''
はそれぞれ再分配前後を示す。
ここでの再分配所得は当初所得一(租税+
社会保障拠出保険料 ( 税 ) )+
社会保障給付をいう。
社会保障給付は, 各制度による給付金品については調査日前1年間の状況が調査された。
また医療の現物給付につい ては各年1カ月間の受療状況を調査し, これにもとづき給付額が推計されている。
原資料:
厚生省『社会医療及び所得再配分調査報告』(昭和27年),同省『所得再分配調査報告』。
表XI 全世帯・費困度の趨勢 (Takayama の 尺 度 に よ る )aｵ
Bｵ Aｵ.
aｵ,
40
a0
A 1_
0
a 1_
0
Ap
・lp P':rA 平準化係数昭和27年 37年 42年 47年 50年 53年 56年 24
.
6 43.
4 117.
6 135.
9 228.
6 328.
0 419.
8 24.
5 43.2 117.
6 131.
7 215.
8 320.
7 415.7 4.
8 9.
0 16.
3 31.
9 50.
9 74.
7 74.
5 d.
7 9.
6 18.
5 36.
0 55.8 83.
4 83.
2 0.
019 0.
0268 0.
0182 0.
0298 0.
0399 0.0342 0.
0266 0.
022 0.
0271 0.
0176 0.
0322 0.
0453 0.
0338 0.
0338 0.
981 0.
973 0.
982 0.
970 0.
960 0.
958 0.
958 0.
978 0.
973 0.
982 0.
968 0.
955 0.966 0.
966 0.
0329 0.
0739 0.
0544 0.
0501 0.
0778 0.
0607 0.
0562 0.
0389 0.
0678 0.
0377 0.
0374 0.
0654 0.
0a
3 0.
0378-
18.
2%
8.
25%
30.
7%
25.
4%
15.
9%
27.
0%
32.
7%
注:µ
は全所得分布での平均所得を,µ,
は貧困層内での平均所得を示す。
PTの算出に必要なG及びQの値はいずれもPsでのそれを使用した。
原資料:
表Xに 同 じ。
相対的貧困尺度による所
