２. 家計貯蓄率
今回の新基準の国民経済計算のポイントの一つは、家計貯蓄率の低下である。わが国の 家計貯蓄率は、1975 年度の 23.1％（68SNA、平成 2 年基準）をピークに趨勢的に低下を 続けてきたが、1990 年代後半においても 10%前後を維持していた。しかし最近は、低下傾 向が顕著になっている。今回の平成12 基準の家計貯蓄率を平成 7 年基準のそれと比較する と、1996 年度から 98 年度は上方改定、1999 年度以降は下方改定されており、特に 2000 年度以降は下方改定幅が拡大している（図表2-1）。最新時点（2004 年度）の家計貯蓄率は 2.7％と、歴史的な低さとなった。 図表2-1 家計貯蓄率の改定状況 10.4 11.5 11.0 10.2 7.6 5.1 4.5 4.1 2.7 9.7 11.1 10.8 10.8 9.1 6.7 7.3 7.8 0.0 2.0 4.0 6.0 8.0 10.0 12.0 14.0 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 （年度） （％） 平成12年基準 平成7年基準 ２．１ 基準改定に伴う家計貯蓄率の低下要因 国民経済計算（SNA）における家計貯蓄および家計貯蓄率は、 家計貯蓄＝家計可処分所得＋年金基金年金準備金の変動（受取）－家計最終消費支出 家計貯蓄率＝家計貯蓄／（家計可処分所得＋年金基金年金準備金の変動（受取）） と定義される。両者には固定資本減耗を含む「総」概念とこれを控除した「純」概念があ るが、SNA では通常「純」概念が用いられる。 両式から分かるように、家計貯蓄および家計貯蓄率の変化は、家計可処分所得、年金基 金年金準備金の変動（受取）および家計最終消費支出の変化に分解できる。基準改定によ る家計貯蓄の変化をその要因ごとにみると、図表2-2 のとおりである。 家計最終消費支出についてみると、「持ち家の帰属家賃」が下方改定されて結果として家 計貯蓄を増加させる方向に働き、一方で、「持ち家の帰属家賃以外の家計最終消費支出」が 上方改定されて結果として家計貯蓄を減少させることとなっている。家計最終消費支出全体としては、特に2000 年頃から両者が相殺し合う結果となっている。他方、家計可処分所 得は大きく下方改定され、所得の減少が家計貯蓄を減少させる原因となっている。 図表2-2 基準改定による家計貯蓄の変化とその要因 -14,000.0 -12,000.0 -10,000.0 -8,000.0 -6,000.0 -4,000.0 -2,000.0 0.0 2,000.0 4,000.0 6,000.0 8,000.0 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 （年度） （10億円） 家計貯蓄（純）の変化 家計可処分所得（純）の変化 家計最終消費支出（持ち家の帰属 家賃以外）の変化 持ち家の帰属家賃の変化 年金基金年金準備金の変動（受 取） 「持ち家の帰属家賃」については、今回の基準改定で、持ち家と借家の属性・環境の違 いを考慮するよう推計方法が改定された。具体的には、基準となる年次（今回は1998 暦年） の計数について、同等な属性等を有する借家の家賃を直接持ち家の家賃へ対応させる「直 接外挿法」を採用し、考慮する属性は、「所在地（都道府県別）」、「構造（木造／非木造）」、 「建築時期（7 区分）」とした。基礎統計には、全国を網羅する「平成 10 年及び 15 年住宅・ 土地統計調査」（総務省）を用いた。同調査により1998 年の基準値を推計し、99 年以降の 計数は、これまでと同様の方法ながらできるだけ細分化されたレベルで延長推計を行った。 これらの結果、1998 年における持ち家の帰属家賃は、旧基準の計数から約 6.9 兆円下方改 定（約48.2 兆円→約 41.3 兆円）された。 持ち家の帰属家賃以外の家計最終消費支出においては、コンピュータ・ソフトウェアの 計上方法が変更された。コンピュータ・ソフトウェアは、従来は「受注型」のみが推計さ れ民間企業設備投資（総固定資本形成）に計上されてきた。しかし今回は、推計制度の観 点から「受注型」と「パッケージ型」に分けて推計され、「パッケージ型」はさらに「業務 用ソフト」「ゲームソフト」「その他のソフト」に分けて推計されている1。これらのうち「業 務用ソフト」は新たに総固定資本形成に、「ゲームソフト」は家計最終消費支出に計上され、 各々の上方改定要因になっている。また、今回新たに利用可能となった2000 年基準の産業 連関表の情報により、各財・サービスの産出額をGDP 最終需要項目のうち家計最終消費支 1 コンピュータ・ソフトウェアは、(1)受注型（オーダーメードで外部に委託開発して購入したソフト）、(2)パッケージ 型（一般に市場で購入される既成ソフト）、(3)インハウス型（自社や政府内で開発されたソフト）の３つに大別するこ とができる。このうち、インハウス型については、基礎統計の制約等により現状では推計を行っていない。
出に振り分ける比率が上方修正されたことも、持ち家の帰属家賃以外の家計最終消費支出 の上方改定に寄与している。 他方、家計可処分所得は大きく下方改定された。これは主として、改定前は1995 年の国 勢調査に基づき推計していた各所得を、新たに利用可能となった2000 年の国勢調査に基づ いて再推計した結果である。 以上をまとめると、今回の家計貯蓄の改定においては、「持ち家の帰属家賃」が増加要因、 「持ち家の帰属家賃以外の家計最終消費支出」と「家計可処分所得」が減少要因である。 特に、家計可処分所得の改定幅は大きく、家計貯蓄の減少と家計貯蓄率の低下の第一の要 因となっている。 家計貯蓄に限らず、経済統計の改定に伴う変化要因には、一般に、(1)ベンチマークとな る基礎統計の変更や推計手法の変更に伴い全期間にわたって変化をもたらす要因と、(2)推 計に最新データを織り込んで実勢をより正確に反映させたことによる修正要因の二つが考 えられる。ここでは概ね、持ち家の帰属家賃とそれ以外の家計最終消費支出については(1) が、家計可処分所得については(1)と(2)の両方が該当するといえる。なお、(2)は基準改定と 同時に行われる場合もあるが、通常は「確報」等に反映される要因2であり、本来は分けて 考えるべきものである。 ２．２ 家計可処分所得の下方改定要因 それでは、家計可処分所得の下方改定は主としてどの内訳項目に起因し、また今後の家 計貯蓄率にどのように影響するだろうか。以下では、この点を検討してみる。図表2-3 は、 家計可処分所得の基準改定に伴う変化を、源泉となる所得別に示したものである。 図表2-3 項目別にみた家計所得の基準改定に伴う変化 -16,000.0 -14,000.0 -12,000.0 -10,000.0 -8,000.0 -6,000.0 -4,000.0 -2,000.0 0.0 2,000.0 4,000.0 6,000.0 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 （年度） （10億円） 財産所得 雇用者報酬 混合所得（純） 営業余剰（持ち家）（純） 2 今回は、2.2 で述べる雇用者報酬の構成項目「雇主の帰属社会負担」がその一例である。
図表2-3 に示されるように、「持ち家の営業余剰」3が、支出側の帰属家賃の推計方法の変 更に対応して一様な低下要因になっている。2000 年度頃以降は、これに加えて「雇用者報 酬」の下方改定の影響が大きい。また「財産所得」は、生命保険配当金の扱いが実態によ り近い方法に変更された「保険契約者に帰属する財産所得」の改定を受けて2001 年度まで は上方改定、2002 年度以降は、確報時の改定であり基準改定によるものではないが、利子 所得の減少を主因に下方改定されている。 そこで、影響度の大きい雇用者報酬の下方改定の内訳をみたのが図表2-4 である。「賃金・ 俸給」が一貫して下方改定されており、その幅も大きいが、2000 年度以降は特に改定幅が 拡大している訳ではない。前述のように、これは主として、2000 年の国勢調査の結果によ り雇用者数が下方修正されたことを踏まえて賃金・俸給を再推計したことによっている。 この低下要因は、その性格から今後も持続するものと考えられる。他方、2003 年度のみは 「雇主の帰属社会負担」の下方改定が突出して大きい。雇主の帰属社会負担はその太宗が 雇用者の退職金一時金である。2003 年度の値のみから予測することは難しいが、仮に退職 一時金が今後も低迷を続ければ、雇用者報酬ひいては家計貯蓄にとって減少要因となる。 図表2-4 項目別にみた雇用者所得の基準改定に伴う変化 -8,000.0 -7,000.0 -6,000.0 -5,000.0 -4,000.0 -3,000.0 -2,000.0 -1,000.0 0.0 1,000.0 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 （年度） （10億円） 雇主の帰属社会負担 雇主の現実社会負担 賃金・俸給 この点を検討するために、雇主の帰属社会負担を、その一次統計である退職所得支払い 金額（国税庁）及び退職者数と対比させたものが図表2-5 である。2003 年度の雇主の帰属 社会負担は、2002 年度より減少しているものの、2002 年度まで早期退職が前倒しで行われ てきたことの反動減ともみられ、水準としては特に低いわけではない。また退職者数も、 団塊世代（1947～49 年生まれ）が定年に達するにつれて今後当面は増加が見込まれる。こ れらを踏まえると、雇主の帰属社会負担は、2003 年度については雇用者報酬および家計貯 3 「持ち家の営業余剰」は、持ち家の経営主体としての家計の純受取のことで、持ち家の帰属家賃から維持修繕費を控 除したものと定義される。 持ち家の営業余剰＝持ち家の帰属家賃－中間投入－固定資本減耗－生産・輸入に課される税
蓄の大幅な下方改定要因となったものの、一時的現象とみられ、今後もそうである可能性 は小さいと考えられる。したがって、今回の改定に伴う変化であるが、基準改定に起因す るというより一過性の要因とみなすべきであろう。 図表2-5 雇主の帰属社会負担と退職所得及び退職者数 0.0 2,000.0 4,000.0 6,000.0 8,000.0 10,000.0 12,000.0 14,000.0 16,000.0 18,000.0 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 （年度） （10億円） 0.0 500.0 1,000.0 1,500.0 2,000.0 2,500.0 3,000.0 （千人） 雇主の帰属社会負担 退職所得（国税庁調査） 退職者数（同）（右目盛り） ２．３ 家計貯蓄率の低下の加速要因 ここまでの要因は、家計貯蓄率が全体的に下方改定されたことは説明するが、直近にお いて低下が加速していることは十分説明ができない。この点は別途、分析する必要がある。 図表2-6 は、「家計調査」（総務省）により、勤労者世帯の世帯主年齢階層別及び高齢無職 世帯4の貯蓄率の推移をみたものである。消費貯蓄行動は世帯主の年齢が同一階層にあって も世帯類型によって異なるので、ここでは「夫婦のみ又は夫婦と未婚の子供からなる世帯 のうち、夫が世帯主の家計」という条件で標本をコントロールした。 これをみると、40 歳代以下の若年・中年層が横ばい圏内で推移する一方で、50 歳代が緩 やかな低下傾向、60 歳代以上が明確な低下傾向を示している。さらに、高齢無職世帯は急 速にマイナス幅を拡大し、貯蓄を取り崩している。これらのことは、家計貯蓄率の低下加 速の主な要因が高齢者世帯の貯蓄動向にあることを示唆している。 ただし「家計調査」の家計貯蓄率は、(1)勤労者世帯のみを対象としており（高齢無職世 帯は通常含めない）、自営業や農家世帯を含んでいない、(2)持ち家の帰属家賃を消費支出に 含めていない等、帰属計算を行っていない、(3)固定資本減耗を考慮しない粗貯蓄となって いる、(4)標本数が約 8,000 世帯と限られており、マクロ的な推計に用いるには代表性が十 分でないこと等により、SNA のそれよりかなり高めとなっている5。したがって、家計貯蓄 4 勤労者世帯は世帯主が勤労者、高齢無職世帯は世帯主が60 歳以上の無職者である世帯（いずれも構成員が二人以上）。 5 これらの他、(1)調査対象世帯が６か月で交代するため、期間中に転入転出した世帯は含まれず、転居を予定している 世帯も事実上含まれないが、これら世帯は耐久消費財の購入等により平均消費性向が平均より高い、(2)調査対象世帯に は給与住宅世帯が全国平均より高い率で含まれるが、同世帯は平均より貯蓄率が高い等、様々な要因が指摘されている。
率の低下における高齢化要因分等を分析するためのベースラインとしては、このままでは 不適切である。 図表2-6 世帯主の年齢階層別貯蓄率の推移（勤労者世帯及び高齢無職世帯：家計調査） -35.0 -30.0 -25.0 -20.0 -15.0 -10.0 -5.0 0.0 5.0 10.0 15.0 20.0 25.0 30.0 35.0 40.0 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 （年） （％） ～29歳 30～39歳 40～49歳 50～59歳 60歳～ 65歳～ 高齢（60歳以上）無職 そこで、SNA ベース修正後の家計貯蓄率の推計を試みた（図表 2-7）。具体的には、家計 調査の可処分所得と消費支出について、(1)集計対象に勤労者世帯（二人以上）だけでなく 高齢無職世帯および単身世帯を加えることによりSNA ベースにできるだけ近づけ、(2)SNA の定義に則して主要な帰属計算を行った6。 SNA ベース修正後の家計貯蓄率は、2004 年度において修正前の 25.6%から 10.8%に低下 するが、それでも勤労者世帯平均の家計貯蓄率と SNA 家計貯蓄率の乖離の約６割強 （(10.8-25.6)/(2.7-25.6)×100=64.6%）を説明するにとどまる7。しかし、その低下のパター ンは、SNA 家計貯蓄率とかなり似通ってくる。 残る乖離は、おそらく標本選択におけるバイアスに起因するものと思われる。ちなみに、 家計調査に代えて、調査世帯数が約6 万世帯と大きい「全国消費実態調査」（総務省、5 年 毎実施）を用いると、2004 年度の SNA ベース修正後の家計貯蓄率は 3.6％にまで低下する。 次に、家計貯蓄率の低下のうち、影響度が大きいと思われる高齢化要因及び帰属計算の 寄与により説明される部分の推計を試みた。SNA ベース修正後の家計貯蓄率をベースライ ンとして、(1)高齢化の進展がない、すなわち高齢者世帯の全世帯に占める比率が 1996 年以 降不変の場合、(2)高齢化の進展がなく、高齢者世帯の家計貯蓄率が 1996 年以降不変の場合、 6 石川・矢嶋（2001）の方法に従い、SNA に公表値が存在しかつ影響度が大きい項目を選択し、家計調査の収支を次 のように修正した。可処分所得へ加算：「持ち家の（純）営業余剰」、「保険契約者に帰属する財産所得受取」（雇用者の 自発的社会負担相当を控除）、「雇主の自発的現実社会負担」。可処分所得から控除：「消費者負債の支払利子」、「持ち家 の支払利子」、「持ち家の支払地代」、「非生命純保険料」、「他に分類されない経常移転中のその他の経常移転支払」。消費 支出へ加算：「持ち家の帰属家賃」。消費支出から控除：「持ち家の支払地代」、「非生命純保険料」、「他に分類されない経 常移転中のその他の経常移転支払」。 7 これは、先行研究とほぼ同じ結果である。岩本ほか（1995）は、「『家調』と SNA の乖離率のなかで、両統計の概念 の違いによって説明されるのは約4 割程度で、『家調』で勤労者世帯のみが対象になっていることによって説明される上 限値は2 割強であると見積もられる」との結論を導いている。
(3)以上に加えて帰属計算による貯蓄率の低下がない、すなわち帰属計算に関わる項目を 1996 年以降不変とした場合の家計貯蓄率を試算した8（図表 2-7）。帰属計算の寄与分は(3) と(2)との差で、高齢化要因分は(2)とベースラインとの差で示される。 図表2-7 家計調査の家計貯蓄率のSNAベースへの修正と高齢化要因分及び帰属計算寄与分の推計 28.0 28.0 28.7 28.5 27.9 27.9 26.9 26.0 25.6 19.5 19.1 18.6 17.4 16.1 15.0 12.5 12.0 10.8 19.5 19.3 19.0 18.1 17.2 16.8 14.9 14.4 13.7 19.5 19.4 19.2 18.5 17.6 17.4 16.0 15.3 14.9 19.5 19.9 20.3 20.1 19.8 20.1 18.9 18.6 18.2 10.4 11.5 11.0 10.2 7.6 5.1 4.5 4.1 2.7 10.3 3.6 0.0 5.0 10.0 15.0 20.0 25.0 30.0 35.0 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 （年度） （％） 勤労者世帯平均（家計調査、暦年） 集計対象及び帰属計算のSNAベース修正後（家 計調査、暦年） 同・高齢化の進展がない場合（暦年） 同・高齢化進展がなく、高齢者世帯の貯蓄率が 不変の場合（暦年） 同・高齢化進展がなく、高齢者世帯の貯蓄率が 不変で、帰属計算寄与分も不変の場合（暦年） 平成12年基準SNA家計貯蓄率 （参考）集計対象及び帰属計算のSNAベース修 正後（全国消費実態調査、暦年） 以上を基に、SNA 家計貯蓄率の 1996 年度値を起点にして、これらの要因がどの程度ま で同貯蓄率を押し下げるかを試算した結果が図表2-8 である。図表 2-7 の結果が相似的に適 図表2-8 SNA家計貯蓄率の低下要因の試算 10.4 11.5 11.0 10.2 7.6 5.1 4.5 4.1 2.7 10.4 10.6 10.8 10.7 10.6 10.7 10.1 9.9 9.7 10.4 10.3 10.2 9.9 9.4 9.3 8.5 8.2 7.9 10.4 10.3 10.1 9.7 9.1 9.0 7.9 7.7 7.3 10.4 10.2 9.9 9.3 8.6 8.0 6.7 6.4 5.8 0.0 2.0 4.0 6.0 8.0 10.0 12.0 14.0 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 （年度） （％） 平成12年基準SNA家計貯蓄率 高齢化要因分・帰属計算寄与分とも になしの場合（暦年） 帰属計算寄与分あり・高齢化要因分 なしの場合（暦年） 帰属計算寄与分あり・高齢者世帯の 貯蓄率低下の寄与分のみありの場 合（暦年） 高齢化要因分・帰属計算寄与分とも にありの場合（暦年） 高齢者世帯の 増加の寄与分 帰属計算寄与分 高齢者世帯の貯蓄率 低下の寄与分 その他の要因分 8 政策や外的ショックが経済に及ぼした影響を評価する手法の一つであり、カウンターファクチュアル・シミュレーシ
ョン(counter factual simulation)と呼ばれる。同手法では通常、実際に起こった現実とは別の想定（ここでは「高齢化 の進展がない場合」等）に基づくシミュレーションを行い、シミュレーション値と実績値との乖離により政策や外的シ ョックの効果を定量的に評価する。
応できるという強い仮定が必要だが、1996 年の SNA ベース修正後の家計貯蓄率（19.5%） を同年の SNA 家計貯蓄率（10.4%）に合わせ、図表 2-7 の(1)～(3)の推移を同じ比率（＝ 10.4/19.5）で変換した。SNA 家計貯蓄率の試算値は、2004 年度についてみると、帰属計 算による寄与分 1.8%ポイントにより 7.9%に9、さらに高齢化要因分 2.1%ポイントにより 5.8%まで低下する。 残るその他の要因の内容は明らかでないが、基準改定に伴う変更のうち家計調査に反映 されていない要因がある可能性10や、家計調査の標本選択のバイアスが拡大した可能性が考 えられる。家計調査に代えて「全国消費実態調査」を用いたSNA ベース修正後の家計貯蓄 率は1999 年に 10.3%、2004 年に先にみたとおり 3.6％であり、SNA 家計貯蓄率に水準が 近いだけでなく、家計調査を用いた場合より低下が急速である（図表2-7 の参考線）。標本 規模が大きい全国消費実態調査を用いた方が国民の消費実態をより正確に反映していると 見込まれるので、このことは、家計調査の標本選択バイアスが、この間の家計貯蓄率の低 下を過小評価する方向に拡大した可能性があることを示している。もしそうであれば、そ の他の要因の寄与分は、現実には図表2-8 にみるよりかなり小さくなる（参考を参照）。 以上で分析した高齢化要因を具体的な指標でみたものが次の二図である。高齢化の進展 により、高齢無職世帯の一般世帯（二人以上）に占めるシェアは着実に上昇している（図 表 2-9）。また、高齢無職世帯においては、ここ数年の社会保障給付の減少を主因とする可 処分所得の減少に対して消費支出を平準化しようとする行動がみられ、平均消費性向が上 昇し、貯蓄率が低下（マイナス幅が拡大）している（図表2-10）。 図表2-9 一般世帯における世帯属性別のシェアの推移 6.0 6.8 6.7 7.0 7.0 7.0 6.9 6.8 6.8 6.6 13.8 15.3 15.8 16.8 17.8 19.1 21.0 22.0 22.2 23.2 8.0 7.8 7.6 8.1 7.6 7.9 8.6 8.2 8.2 8.2 72.2 70.1 69.9 68.1 67.6 66.0 63.5 63.0 62.8 61.9 0% 10% 20% 30% 40% 50% 60% 70% 80% 90% 100% 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 （年） 非高齢者世帯 高齢自営業・農家世帯 高齢無職世帯 高齢勤労者世帯 9 家計貯蓄率の押し下げに最も寄与している帰属計算項目は「持ち家の帰属家賃」であるが、このことは、帰属家賃が 今次基準改定で下方改定されたことと矛盾しない。改定後の帰属家賃も、戸当たり床面積の増加（1993 年：118.45m2、 98 年：119.97 m2、2003 年：121.67 m2）を主因に時系列でみれば増加しているからである。 10 検証は難しいが、各財・サービスの産出額をGDP 最終需要項目のうち家計最終消費支出に振り分ける比率が 2000 年基準の産業連関表の情報により上方修正されたことは、一つの候補といえる。
図表2-10 高齢無職世帯の所得と消費（月平均） 0 50,000 100,000 150,000 200,000 250,000 300,000 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 （年） （円） 勤め先収入 事業・内職収入 財産収入・仕送り金 社会保障給付 可処分所得 消費支出 ただし、この社会保障給付の減少は、厚生年金の定額部分の支給開始年齢が1996 年の年 金制度改正により2001 年度から年１歳ずつ引き上げられているため、新規裁定受給権者の 平均受給額が大きく低下していることが主因であり、制度的なものである。新規裁定者の 平均受給額はピークから最近時まで39.2％減少しているが11、ここ数年の新規裁定者の受給 者総数に対する比率 7.4％でウェイト付けすると、この間の厚生年金平均受給額の減少率 3.2％のうち 2.9％分を説明する12（図表2-11）。 図表2-11 厚生年金の平均受給額、新規裁定額、新規裁定受給権者の比率 0 20,000 40,000 60,000 80,000 100,000 120,000 140,000 160,000 180,000 200,000 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 （年） （円） 0.00 2.00 4.00 6.00 8.00 10.00 12.00 14.00 （％） 平均受給額（左目盛り） 新規裁定額（左目盛り） 新規裁定受給権者／受給者総 数（右目盛り） また現状では、高齢者が保有する貯蓄残高は依然として大きく、貯蓄の取り崩しにより 11 （新規裁定者平均受給額）1999 年:181,169 円→2003 年:110,240 円、（全体の平均受給額）1999 年:177,046 円→2003 年:171,365 円。 12 これには在職老齢年金受給者の増加の影響もあるが、定額部分の支給開始年齢の引き上げの影響が大部分を占めると みられる（厚生労働省年金局数理課からのヒアリングによる）。
消費支出を支えている（図表2-12）。 図表2-12 世帯主年齢階層別の純貯蓄残高（二人以上世帯） -500.0 0.0 500.0 1,000.0 1,500.0 2,000.0 2,500.0 3,000.0 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 （年） （万円） ～29歳 30～39歳 40～49歳 50～59歳 60歳 ～ 60～69歳 70歳～ これらを踏まえると、現在の高齢無職世帯の貯蓄率の低下は、厚生年金の新規裁定者が、 数年後には全額支給されることを前提として消費水準を従来並に維持していることが大き いとみられる。したがって高齢世帯の貯蓄率の低下も、経過期間が進展し、全額支給に至 らない（報酬比例部分のみの）受給者の全受給者に対する比率が底を打つ頃には止まるこ とになろう。また現役世帯においても、60 歳代前半に備えた貯蓄の積み増しも予想される。 全国消費実態調査のデータを基に年齢階層別の家計貯蓄率の推移をコーホートでみると、 1994 年から 2004 年にかけて高齢者層が貯蓄率を低下させているのに対して、若年層の多 くは引き上げ続けている（図表2-13）。これも、その一つの傍証と言えよう。 図表2-13 コーホートにみる世帯主の年齢階層別貯蓄率の推移（勤労者世帯：全国消費実態調査） 5.0 10.0 15.0 20.0 25.0 30.0 1994 1999 2004 （年） （％） 2004年の30～34歳（1970-74年生） 35～39歳（1965-69年生） 40～44歳（1960-64年生） 45～49歳（1955-59年生） 50～54歳（1950-54年生） 55～59歳（1945-49年生） 60～64歳（1940-44年生） 65～69歳（1935-39年生）
以上を総合すると、わが国の家計貯蓄率は今後、景気回復等の引き上げ要因も考えられ る一方で、趨勢的要因としての高齢化による緩やかな低下傾向は、避けられないものと予 想される。 （参考） 1999 年及び 2004 年の全国消費実態調査を用い、1999 年度値を起点に、本文の図表 2-8 と同じ手法でSNA 家計貯蓄率の低下要因を試算した結果が参考図である。起点が異なるの で直接の比較はできないが、家計調査による場合より、その他の要因の寄与分が予想どお り小さく、2004 年度において 0.9%ポイントである。帰属計算の寄与分は 1.9%ポイントと 大差はないが、高齢化要因分は3.7%ポイントとかなり大きい。これは、全国消費実態調査 による場合の方が、家計調査による場合より、高齢無職世帯の貯蓄率のマイナスが大きい ことを反映している13。このことは、家計調査の標本選択のバイアスが、近年、高齢無職世 帯の貯蓄率のマイナス幅を実態より小さく評価する方向に拡大した可能性を示している。 （参考図） SNA家計貯蓄率の低下要因の試算（全国消費実態調査ベース） 10.4 11.5 11.0 10.2 7.6 5.1 4.5 4.1 2.7 10.2 9.2 10.2 7.3 10.2 5.6 10.2 3.6 0.0 2.0 4.0 6.0 8.0 10.0 12.0 14.0 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 （年度） （％） 平成12年基準SNA家計貯蓄率 高齢化要因分・帰属計算寄与分ともになし の場合（暦年） 帰属計算寄与分あり・高齢化要因分なし の場合（暦年） 帰属計算寄与分あり・高齢者世帯の貯蓄 率低下の寄与分のみありの場合（暦年） 高齢化要因分・帰属計算寄与分ともにあり の場合（暦年） 帰属計算寄与分 高齢者世帯の 増加の寄与分 その他の要因分 高齢者世帯の貯蓄 率低下の寄与分 13 2004 年の高齢無職世帯の貯蓄率は、家計調査では－29.2%、全国消費実態調査では－46.6%である。
