untitled

目標資産仮説と日本の家計貯蓄

佐 藤

和 夫

ラトガーズ大学

1

. はじめに

家計が将来に予想される経済環境を考慮してその消費・貯蓄計画を設定すること は確かで、ある。経済環境は絶えず変動を続けているから、家計は計画改訂を続けね ばならない。問題は、 この改訂が現実にどのようにして実行されているかにある。 消費・貯蓄理論には二つの主要な仮説がある。即ち、

Friedman

の恒常所得仮説 (以下

PIH

=

permanent income h

y

p

o

t

h

e

s

i

s

と略記)

(Friedman (

1

9

5

7

)

)

と、

M

o

d

i

g

l

i

a

n

i

のライフ・サイクル仮説(以下

LCH

=

l

i

f

e

-

c

y

c

1

e

s

a

v

i

n

g

h

y

p

o

t

h

e

s

i

s

と 略記)

(

M

o

d

i

g

l

i

a

n

i

and Brumberg (

1

9

5

4

)

)である。 どちらの仮説も、家計が消 費・貯蓄計画を設定する際に、遠い将来一一生涯ならぴに死後までも一ーを考慮す るという想定をしている。 これは安定な長期貯蓄率を決定し、主として人口関係の 変数に依存している。短期に所得に予期せざる変動がおきるとき、家計は消費では なく貯蓄を調整する。貯蓄がバッファー・ストックの役割を果たすのである。 この ようにして、両仮説は長期安定・短期可変という現実に観察される貯蓄率の動向を 同時に説明する。両仮説には、 この後いろいろな修正(生涯の不確定性、予備貯蓄、 遺産動機、借入制約など)がなされたが、 この主要な結論は変わっていない。 しかし両仮説を理論通りに実証しようとすると、将来予想所得の統計が存在しな いために、実証不能となる。 したがって、将来の所得成長が過去の所得成長を続け るといった都合の良い仮定を採用することを余儀なくされる。 しかしこの仮定を とると、仮説の前向きの性格の大半が失われる。家計が消費・貯蓄を過去の情報に 基づいて、決定するのであれば、慣習の持続を強調した旧来の消費・貯蓄仮説とちが いがなくなる。

H

a

l

l(

1

9

7

8

)

は、

PIH-LCH

の前向きの性格を保存するため、合理的 予想形成と結ぴつけたが、そうすると消費・貯蓄行動はランダム・ウオークになる と結論せざるを得なかった。 これはまことに不満足な結論といわざるを得ない。 日本経済研究 No.30，1995.1225

しか を見るならば、家針の平均貯蓄率誌なんらかの具

f

本的な/レールによっ て変動しているように見える。このルールは一体情なのか、ぞれを発見することが、 本論文の目的である。 現実において、家計辻どのようにして生涯

i

奇襲・貯議計画を設定しているのでみ ろうか。まず、その将来の名目所得の流れを想定するであろう。次に、予想、将来賦 {将来所縛ブラス期首資産)者家計の予想、される人口構成を反映する必要消繋 に花、ずるように配分する。

i

出費・貯蓄計画をこうして設窓するとき、家計資産め蓄 積経路も開時に決定されている。この長期針画を立案しているとき、特来が遠くな るほど、実態辻急速にフアジ4 2なり不確実d性が増加することは自明である。アメ リカのように離婚率が高い社会であれば、家族の存続自体が確率現象になるのであ る。こういうわけで、実際には、家計は諸費・貯蓄計画を設定するには、計画を比 較的短い期龍に限定するだろう。この有限の計繭

i

期間安

T

年としよう。

T

はたと えば

1

0

年ほどである。

T

年以後の持来は未定とされるが、家計はこの期開設の将 来とのつながりをつけねばならない。このつながりが計髄期間末に達成されるべき 資意悶標

W

様である。 とすると、 は

2

部より構成される。第

l

部では

W

キが決定され、 第

2

部で、は資産ギャップ

(W

孝 一

W

o

)(Wo

は資産期首鑑〉が次の

T

年罷は満たされ る。今期の貯蓄

s

，ま資産ギャッブの正の関数となる。経済環境が鶴間内および、期 間後に変動すると予想されると、

W

傘が改訂される。それに応じて、今鶏の貯蓄も 変えられる。

W

ホ;ま

i

互い将来、速い将来に予想、される変動によってどのくらい彰響 されるだろうか。鎖繁かつ迅速に変更されるのであろうか。そうであれば、家計の ・

5

宇議行動への影響としてこれら辻重要な要悶である。

PIH

主

CH

の家言?と同じく、我々の家計も -貯蓄計酪の設定に辻速い将来を 考慮する。しかし我々の家計泣遠い特来よりは近い将来により をうける。 さらに計画改定はきわめて迅速で、あるとすると、短期立予期せざる事象が発生する とき、家計は今期の消費・ を共に活発ぷ改定するであろう。この家計の消費・ 貯蓄行動は臨模資蔵仮説(以下

TWH

=

t

a

r

g

e

t

w

e

a

l

t

h

hypo

せ

l

e

s

i

s

と略記)じし たがっている。本論文の活的は、日本の家計が

TW

宜にしたがっていることを実 ることにある。

TWH

を蓋接検定するには、資産話標のデータが必要である。幸にして、日本 では日銀の「貯蓄に関する世論調査iが貯蓄目標の統計を

1

9

6

3

年以来報告している。 本稿では、この統計を用いて、貯蓄悶轄と家計貯蓄率の関部を家許全体について検 26 8本 経 済 研 究 泌30，1995.12

討する。 自模自体の決定量も考察する。機本嬬揺は

1

9

6

3

-

9

2

であるて 以下において、

2

範は目標資産仮設を る。 3蕗

i

まF貯蓄に関する 査」を詔介する。 4範は、過去、半世紀の日本の家計貯蓄の塵史を説明する。 5鮪 は家計貯蓄率と ッブの関係を考察する。 6節はこの関係の残義を

(

t

r

a

n

s

i

t

o

r

y

s

a

v

i

n

g

)

として分析する。

7

節は悶 -所得比率の決定を る。

8

節は日本の家計貯蓄率の将来を推測する。

9

節は結論を述べる。

2

.

百標資産復説

経済変数

i

立、 -物描・金利などの持来水準を合んでいる。人口変数に比べる と、経諦変数の将来経路は予見しがたい。比較的組い期間に限れば成長とインフレ の将来趨勢はあ きょう。その期間より先の将来は、 「神のみぞ知るJ にわたる消費・ である。これは、隈られた透視能力しかもたない 酪を有担期間に限定する強力な理由である。こ 関

(

p

l

a

n

n

i

n

gh

o

r

i

z

o

n

)

の長さを

T

年とする。家計はす年がすんでも生惑しているはずだから、 来に達或されているべき資護目標

(

w

e

a

l

t

ht

a

r

g

e

t

)

W*

を設定する。 計画期間の期首・期末の名詰寄得水準を

Yo

，

YT

とする。所得が一定成長率どで 成長するとすると、 (1)

YT=YO

(

l

+

ピ

)

T

となる。資産目標は

(

2

)

W*

ご

w

ネ

Y

τ

であって、 w勺ま期末の自礎資議ー所薄比率である。 自模資産仮説 (TWH)の下では、 wキと ge，ま別掘に決定される。 w*はその性格 としで主に長期の人口変数に依砕しているだ予想所得成長率ピは、安定な長期の ・インフレ趨勢と不安定な短期・中期の名目所得成長予想の合成として決定さ れる。 ここの定式イヒでは、現主所帯の罷常・一時所得への分言語辻、 ることになる。 ると、予鶏せざる -貯蓄が共に影響されようG このとき、予期せざる

し

、

。

お擦の改若の類!麦 っても、環 もはや一時所第で 目標資濠仮説と日本の家計貯蓄 27

Wo

を期首の資産残高とする。最も単純な貯蓄モデルであれば、貯蓄は

T

年の計 酪類聞に均等に分布されるから、

sx÷(W

ネ

-Wo)

となり、貯蓄率泣

(

3

)

S 1

W*

←

Wo

Y

o

T Y

O となる。ここに、

Y

。は言

₅

年度の名目所簿であるc貯蓄選挙辻相対資諜ギャップに比 例する。 モテソレをもう少し複雑にして、詐蓄・戸泊券北率が一定であるとしよう。この場合、 蓄積資産が生な利子を無窺すれ器、 (4)

s

W

キ

-W

o -- ge 一

_Y

_o

_.

_.

_.

_.

_Y

一

_o

_，.... 一_{(1-トピ)T-':l} を得る。

ピ

ニ

O

であれば、

a

は

l/T

であり、 geを高めると、

a

は

i

義

i

戒する。 資産は斡産所得と資本科書をさ住むことを考議すると、貯蓄率の公式はますます譲 雑iこなる。資本科簿を棒読し、資産は定予言科子率iで利子所得を生むとすると、 貯蓄関数は次の形をもっ。

S_

1"

rW*-W

合

Wo

(5)

_Yo

.• :-:=f [一一一一…ー， ge，

i

]

~ L

Yo 'Yo

貯蓄に対して、どわ効果が愛であることは、 (4)より明らかである。 iの効果が食で あるの辻、名時金利が上罫すると、家計はより龍い貯蓄率で所与の資産自撲を達成 できるからである。

W

o

/

Y

o

が煮の効果をもつの辻複利の鶏果による。 以上で、は資産ギャップをど、 iより数立として扱ったが、 にはど、

u

二塁手響 される

oW*

を所与とすると、

W

*

/

Y

o

はどと共に増加する

oW

本へのiの鶏果iま正 ないし負で、あり樟るoiが高ければ、将来封援護所帯は増加するから、家計泣ぞれ認 ど を しなくともよいとすると、科子効果 となる。他方、

i

が高けれ ば子孫へ譲渡できる所帯が増えるから、 iが上がると、

W

勺ま増加することも考え 28日本経済研究 1';0.30署1995.12

られる。遺産動壌が強力であれ辺、利子効果は正となる。実際に誌、どと

i

の効果 を鰐々に考えることも難しい。それはインフレが高いと、どと

i

は多かれ少かれ共 に高まる頬きがあるからで、ある。 以上の他の資産を合めるには、多数資産モデルが必要となるが、モデルは一段と 複雑になる。しかし次のような推棋が可能であろう。通貨性資産以外で最も重要な 資産拡土地(と で為る。日本では、宅地描格が高いの記、 家率は60%を る高さであって、土地の安い米国の持ち家率 る。住宅購入の頭金は額 が大きいから、若年j壌の家計は住宅購入資金蓄積のため貯蓄率を高めねばならな い 。住宅・土地が購入されると、住宅ローンを皆済するため、中・高年患の家計 を高設に維持せねばならない。このこと辻、所得に対する地価の比率{結 対地縮)が、日本で辻

W

本の重要な決定問であることを訴す 〉 以上では、資産バランスを全体として考察した。分析を現実的にするには変装残 高の構成を考えねばならない。そこで、

(

6

)

~o 十註。一日。 とする。

A

は金融資産、日誌住宅資蔵(性宅・土地)、

D

じて、資産目標は (7)

W

本 ÷註*-D* となり、貯蓄

5

は (8)

S

ニムA十ム日ームD となる(資本科襟・損失は無視人

3

.

11

貯蓄に関する世論調査

J ある。これ立蕗 日本銀打の外郭賠体である貯帯広報中央護員会は1957年立来「貯蓄に関する世論 を毎年実掩している 。その目的辻、 F全国の普通世帯(世帯員

2

名以上の 世替)における君蓄や借入金の実態、生活設計や家計管理の状況などを把掘して貯 蓄運動に役立てる」ことであるO 初めのうちは、この誤査は標本数は大きかったがー はっきりした標本デザインをもたなかった。 1963年に、調査は科学的にデザ、インさ れた標本調査として再構成された。全国は9地境立分けられ、続、標本数は6000とさ ヨ毒事言葉足農仮説と日本の家計絞警警 29

れた。

7

月

1

日の議後の

1

週間、調査票が調査対象詮菩に蛇付され、数日後に回収 される。調査粟はきわめて多項自にわたっている 。回収率は70%前後。調査結果 泣毎年発表されている。 この誠査が誌かの貯蓄調査 ときわめて異なっているの培、家計の貯蓄に対す る態変や将来計画など立ついての賓開を含んでいる ある。家計の謡麦に関する 質問は、マクロ状現の変動にJiiSじて頻繁に変えられているが、 (生活設計)に ついての紫間は変わっていない。特に封議巨額についての費問は1963年以来続いて いる。初めのうち辻、日諜年次

T

についての構幸震を欠いていたが、この情報は 1989年以来集められている。 第1表 「世論鱗叢」の議饗変数 訳 Ao 金融資産 1963一 宮1% 資是差別の統計あれ現金を除く 日。 薬物資産 1990 40 住専言、土地、 その他(笈主費用不動揺量など) D。 傍 入 金 196喜一 37 住 宅 ロ ー ン 、 フ リ ー ・ ロ ー ン 、 そ の 他 Y。 税引き奴入 1963- 100 総額と臨持~玄人 S。 金融貯害事 1963- 91 金滋資主義残高正の君主計のみ A彬 貯蓄残高怠標 1963← 100 Ej約Jilt T (目標年 1989- 100 L生活設計期間 1985- 100 出 所 rt笠論調査』、 1990 されている数量需報については第1表を参照せよ。家計は、所在地

(

4

)、職業(

8

)、所得(7)、年齢(

6

)、持家状況

(

3

H

こ分類されている。

Y

O、

A¥ T!

ますべての家許について集められている。

Ao

、日号、

Do

は保有家計 のみ。

8

0

(金融貯蓄に援定)は、 Aが正の家計について報告されている。 問題は貯蓄自擦の性格にある。 は次のように述べられている。 iお長官では、 どのくらいの貯蓄残高を思標にし、その達成時期も何年後と考えていますかJ0 議残高目標の芭的別内訳も関われていて、次の

6

項

E

にわけられている一一こども の教脊資金、こどもの結婚資金、住宅資金、表後の生活資金、その他の目的、目的 なし。調査建築で辻静i二日月言されていないが、貯蓄目標辻こどもの教溝、こどもの結 婚、住宅欝入などの将来費用を含んでいることになる。 既記購入された金主主 は貯蓄自嫌に まれない。だから、この調査で報告されている貯蓄自壊は、 A* と雨戸の中関にあるものと患われるo さらに、欝査のA*はおそらく負債の計額額 (D勺を いれているだろう。このような理融から、資産ギャッブの最善の 計測値は

(A

ネ

-Ao)

であると想定する。 30日本経済研究 No.30， 1995 .12

ト レ 医 長 ぷ m m 祭 泌 剣 道 読 者 五 回 目 川 削 目 印 刷 川 町 U 1 付 加 討 議 選 議 議 祭 宗 総 j i l l 諸 j j j i i i i i i i f ! : j f f z a j 以上の変数の全家計イ肢の大きさが具体的にどのくらいなのか、

1

9

9

0

年について られる数値を、経食庁の閤民所持統計による数{誌と対比して、 「世論調査』より

2

表;こ示す。 通貨性資産50%一、その他50% 土地60%、建物21%、その他(賃貸用費産など)13% 住宅ローン65%、ブ1)…・ローン百%、その他26% 3.60 5.94 …1.21 S“33 1号事告 F滋民絞済計算年報」、 1994 Ao 1.86 Ho 5.90 -Do -0.52 Wo 7.24 出所:(1)ft童書 (2)経企庁、

日本の家計貯蓄

4

.

度史 毒

.

1

ホ 4 V し、家計が蓄壊し 点韻が終わっ された。都市は戦災のため、地価も低かつ でには縮インフレも終わっ 臼本では超インフ

2

次大戦が務わったあと、 日本の家計は資産の蓄積をほとんど この時点から、 ゼロからやり直さねばならなかった。家計貯蓄率は

O

から出発して、

5

0

年{i;に ら

0

年代末には、 目的を達成し らし と共に増加を れた

(

S

h

i

n

o

h

a

r

a

(1

9

5

9

)

)

。 ;立以後安定すると この時期、昨蓄率辻安定して しいように見えた。 辻、

6

0

年{i;蔀期に 、 肺 」網" しかし

6

0

年代後期になると、貯蓄率は再び上昇を始めた。

7

0

年代前期に入っ て、高既成長が歪みを見せだし、 年間、家計貯蓄率は急上昇し、

7

0

年代中期にはほぼ

1/4

という山に達した。

1

9

7

3

/

この

i

昆古しの

5

日本経済はインフレをつのらせた。

ぃ

fこ。 るとともに、 B本 経

2

斉

i

立法成長期

7

4

の第1とたコすイノレ・ショックのあと、 った。

1

9

9

0

年

f

t

初鶏は を続iすることに このあと じ、 を

i

立時ぽ

15%

に安定したようにみえる。

1

9

6

0

年以後の家計貯蓄率の動指を、 きわめて大きな変動がおきつづ 目標資産仮説を検定するに誌理想的な状況である 〉 回機還を重量宮正後と白木の家計貯著書 31 以下において研党ずる

3

0

年間には、 このよう けてい l図

。 / /。 25i 20i 15 60 出所)統計付表長 4.2 デ ー タ 第1臨家計貯蓄率、 S!YdO 65 70 75 80 85 90 [l

t

宣言露調査」は7月 1Bの漉iこ実施される。 したがって、 Yけま7月 1Bより前 1年潤の税き

i

き所得である。これに感じて、j;J下で註Sは7月1日に始まる 1 年開の貯蓄を、 Y d O (家計可処分所薄)には6月30Bに終わる l年間の所得をとるo

S

，

Y

dO誌ともに軍民所簿統計じよる。 イ也の主要変数、 A*/Y告， A

o

I

Yoは f世論調査手によるoこれらは1963年以降デー タがある。第2留参期、話壊時点Tについて以付言を要する。貯蓄呂棋を有意な 変数とするに辻、

T

をコントロールせね誌ならない。しか

!

.

.

-

.

T

の清報は1989年か らしかない。

T

の乎均値は1989-90、1993-94には10年、 1991-92年には9 あった。これ以前には

T

の情報はないが、

T

安定という改定は妥当と思われるo 以下、我々は標本期間中

T

は10年であったと舷窓する その他の変数は張、要にliC、とて説明するO 32日本経淡研究買な30，1995.12

第2関金融資産護衛・所得比率 n n v 戸 、 υ a a a iA*/Yo 2 、¥

^

v¥￨/¥

、、;" ー { 嶋

-

.--..~­

ー

-

-'前帽....-

‘

-

，

J 65 70 75 80 85 Ltjifr)絞雪?イ守雲監

5

.

貯蓄率と資意ギャップ

5.1 ー殻的対応、

L 2

国を比較すると、両曲線が出雲椙似の形をもち、 -下構法語曲線開 ほほ同時に生越していたことがかかる。第3表は需者の転換点を表示するが、全期 に認められる総数誌の転換点のうち、再曲繰が同時1::転換したのは9器、資産 ギャッブが l年先行したのが 2@)ある。誤まった対応、辻、資産ギャップは 6回、 は

1

認であった。大ざっぱに設うと、資産不ャップの転換は貯蓄率の転換の必 要条件ではあるが、十分条件で、はないc しかし、資産ギャッブの上昇・下降はラン ダムで為るとはいいがたい0・これから、資産ぞャッブは貯蓄率の主要決定闘である と きょう。

5

.

2

総 貯 蓄 関 数 第3薮に示したのは、貯蓄率の変動と資産ギャッブの変動の関の議接な対応、であ 協様資ift仮説とaヌドの室主計貯害事 33 る。貯蓄率を決定するの l之、家計は次の方式にし うとしようο ど を 現 在 の

(2) 63-64 66 67 68 第

3

表(1

)(A*-A

_o)

!

Y

。

と

(2)

S

!

Y

dOの 転換点障の対応、 1963-92 (p口山、 T =谷) 行 先 数 年 四 AT??????????? す P A T U - - _必 ず ト 山 間

ω

み み ⋮ h ががのの一 山部山間一総 (1) 64 65-66 67 68 5号 70 71 72-73 74 76 77 78 79-80 82 83 86 88-89 産ギャップとする。

X

本から に応じて分布されるとせよ。

(

5

)

S/Y

dO

=

a1X

本十

a2X"

:

1

十

azX

九十一

ラグが幾

f

可級数的;こ減少する、すなわち

月

，

， 丹 ， ，

d 斗 ιnhv ヴ d ゥ ， e 母dAUqLqu ウ J G O Q O Q U 89-92 5 2 6 1 18 るのに、

X

本は次のようなラグ構造

a

1

ニ

α

、

a

2

=

α

(1

-β)

，

a3α

(l -s1)

‘

ぺ

とすると、貯蓄関委主詰分布ラグをもっ。ぞれ辻 (10)

ま~=

_(1-s)

去

(

;)yr

の形をとるc (10)の留場式を

1

9

6

3

-

9

2

について計算すると、 34日本経済研究芳0，30，1995，12

(R.l)

JL=O

隅712

Y

d

O

(

0

:

O

8

8

)

0

.

0

0

0

2

，

0

.

8

6

3

，

s

.

e

.

0

.

0

1

4

D.W.

1

.

8

7

を得る。(資産ギャッ グ{議を加えでも、 つ この推計から、 αニ

0

.

0

1

6

7

、βニ

0

.

2

8

8

を祷るが、これ辻

(

5

)

の分布ラグがかなり長 いことを示す。

α

/

β

ニ

0

.

0

5

8

'

ま

{

4

l

式の

a

の椎針備である。設ニニ

0

.

0

5

8

は

T=10

として、 比較的怪いどの値記対して期得される

a

の観より智子散いけれども、それほど遠 い数値ではない。いずれ記せよ、資産ギャッブ変動の即時効果は比較的に小さいも のである。ということは、資産ギャッブが大きく変動したとしても、貯議率が同様 に大きな変動を示さないといつことである。換請すれば、計倒が頗繁に改定されで も、貯蓄率はあまり変わらないということであるo

6

.

一時貯蓄

織の右辺を、貯蓄の定期ないし「恒常」部分と考えてみよう。織の幾さを壌を設

(

S

j

Y

d

O

)

とすると、それは一時ないし議時貯蓄

(

t

r

a

n

s

i

s

t

o

r

ys

a

v

i

n

g

)

とみなされ よう。本節での問題は、この一時貯蓄の動向の分析である。 日誌によれば、所簿も安蓄もf亘書・一時の2蔀にわけられる。これらを添数p、

t

r

で罷芸せすると、 言語

S

=spYp+s廿Ytr ニspY + (Str-Sp) Ytr となる。

PIH

辻、与の盤は安定かつ小であると主張する。これに比べて、加は

1

ひそれは、家計が一時所得の増誠iこ対応して消費を調整することがないから である。換蓄すれ誌、家計

i

立、予期せざる所樗変動を経験するとき、現荘貯蓄をー ツブアー・ストックとみなすのである。所得変動の最大の要閣は景気変動で あるから、 (11)では貯蓄率の娃期の変動がフ。ロシクリカノレとなるはずである。

TWH

の下では、一時所得が変動するとき、家計はどのように反応するだろう か。今期の消費・貯蓄計闘が立てられたあと、予想しなかった事象がおきるとしよ う。議官十カ子決断力強ければ、計画改定によって新事態に対応しようとするだろう。 目標資産仮説と日本の家計貯蓄 35

その場合、今期の諸費・貯蓄はともに讃駆的に修正さ予れよう。極端の場合、家計は 一時変動を犠識変動と誤認しさえするかもしれない。そのとき、家計は

i

島東

i

反応を し、貯蓄自撰畠体を改訂する。こうして、資運送話標は短期変動に強く感応するこ とになる。 短期変動は、 -資本・労働市場の撹乱に関係している。重要な指標の一つは、 たり名自所得の成長率g(Yd/N)(N は家許数)である。この変数の一部は きれ祷るが、予揺されない部分も大きい。市場不均葬ぎをき援す重要な議期変数に は、労鶴市場の超過課需給震があり、日本で辻苓効求人倍率

(

V

)

により計測されて いる。若手関賃上げ準 g(W)が前年の V に正に反Jiちすることは周知である。ここで のは、 (R. 1) Vであるc ある支部/YdO)をg(Yd/N)，V、ダミ一変数Dに回掃する。 D は1963-74年に1、1975-92にOで、あって、高.1]ま成長期間の貯蓄顎数のシフトを 表す。部婦式は次のようになる。 (R.2) Iミ =0.238gfEl十 0.0206

V

-

0.027

D

…0.028 (0.021)¥N J '

(

0

:

O

O

3

1

)

.

(Ov"OvO~2'0) R2_{=0 .836，}

_s

_.

_e

_.

コ=0‘0058，

D. W .

= 2.47 3説明変数の「説明カ」はかなり高い 。さらに、 (R.2)の残差はかなりシクリカ ルである。標本期間中に八つのサイクルがあり、谷から谷への長さ泣4年が3

3

年 が4呂、

2

年が

1

部である。ということは、政(S/YdO)は 自 相 関 が 強 い と い うことで、あって、この自己棺関を考慮にいれれば、 R(S/YdO)，おまとんど全部「説 明J~tしることになるだろう。 (R.2)で興味あること誌、設界貯蓄性向が約24%だ、ということである。この鑓は 約15%である平均貯蓄性向よりは高い。しかしPIHが主張するように1に近いと いうかけではない。 限界貯蓄性向が低いのは、 『世論調査J ~こも証拠がある。世論調査』で辻、総 所帯からの貯蓄率と「臨時J所薄から いての質問がある。 r臨時J所 「ボーナスやその飽の臨時収入J と主義されている。讃査票では寵時収入とは 伺かという説明はないから、回答者に

i

ま吉明だと考えられているのだろうG ボーナ スは日本の糞金支払の慣習とし 2回、夏冬に総額で定期収入の2-4月分が支 払かれる。額はその都度団体交擁立よって決められるから、若干の不確実性はあ る 。非勤労者世帯はボーナスが無いけれど、不定期の収入iまある。そこで r，nr 36 日本綾決研究主0.30.1995.12

を定期・不定期の添数とする。定期・不定期の所捧よりの貯蓄率を

S

n

r

>

S

r

とする。 は不定期所得のある家計と無い る両群めシニEアを

w

、

l-w

としよう。

2

群があるとする。 しめ いて

E

?

蓄〈家計当たり} あり

w

S

l

二

S

r

Y

r

r

十

S

n

r

Y

n

r

1

2Y

貯なし

l-w

S

2

=

S

r

Y

r

2

間群を ると、総家計について ( 12)

S

+

S

n

r

Y

n

r

Lで明F 岬 '-明F附 .í~惜働側

Yr

十(1

-W)Yr2

，

Y

n

r

総長?蓄率誌 品

)

3

S

ここ

S

r

や

(

S

n

r-S

r

)

(Y

n

r

/

Y

)

S

n

r

>

S

>

S

r

で、あるo F世論調査」 、$

S

n

r

を報告する。しかし

Ynr/Y

の数

f

直はないので、

S

r

できない。 (事務職員、労務職員、 については、その不定期辞 得は主として 勤労者家計辻 のボーナスなので、

Y

n

r

/

Y

!

立約

2

0

完という話安はつけられる。 ーナスを受寵しているから、そのグループについては、 w iま

u

こ近い。他方、 (農林漁業者、鋼 自由業、その地)は ボーナスがなく、 を報告している はほぽ半数にすぎない。

Ynr/Y

も

20%

より少ないはずである

o

4表総所得、不定期所得よりの (金調)貯蓄率、 1990、 % ￥V 宰 号2.6 15 26 55.5 16 22 75.4 15 25 第

4

表は、両群についてデータをまとめである。 医療室ぞE義官主主義と日本の室長重tIヂ幸喜 37

「不定期J所簿辻、我々の「一時J よりも範関が広いことは護かである。しか 爵群は w を異にするが、

s

とSnrには大器がない。合家計について辻、 Snrは25% であっと 。この

f

肢は (R.2)で算出した臨界貯蓄性向の僅と法ぽ一散している。 しここ記述べたこつの註拠は、日本の家許は

PIH

の家貯が一時所得に惑$する仕 方よりはるかiこ活発に予難せざる所得変動

ι

惑惑していることを訴している。

7

.

貯蓄目標

日本の家計が消費・

2

宇饗計画についてきわめて注意深いとすれば、貯蓄詰擦の設 にもきわめて熱心であるにちがいない。 貯蓄自棋は次式を満たす。 立母 A場ニエピ(1+ge)Tyo a*~ま主として次の 2 認による。(i)土地の相対価格、出一連の長期の人口変数。 (u)は大半は趨勢変数だが、(i 3図 Aト 、 つ ノ F サイクノレが認められる。 どについては、 (15) ge= bg 1:十 (l-b)g~ ， l>b>u と想定するogLは長菜建設長率、 gsは短期成長率で入ある。

f

の決定変数(ii)と geの構成変数g引まともに主義勢変数であるから、統計的に 者の安定果を別{聞に求めることはできない。人口の高齢化による

f

の上昇と、成長 鈍化による gl:の下降は、標本鶏問中相殺 たと考えられるから、一次近怒と して荷要因の純効果はOであったと想定しよう。 第

3

閑 地 価 { 宅 地 )I所得比率

(PdY

_L) 100 70 75 80 85 出所}統計付君主 38日本経済研究 No.30.1995 .12

第4関 ぉ

(

w

)

% 30 20 3 60 65 70 以上から、 目標・所得比率はこつの説明変数により影響されていることにな る。一一土地の相対価格と短・中期の名目成長予想、である。後者について7月1日 の時点でわかっているのは名目黄金の黄上げ率である。この変数 g(W)は第一四半 期 i二交渉されているα 日本の労組組識率は現在25%程度になったけれど、労働組合 る大企業に麗している。無ま

E

識化の中小企業は、 したがうo g(W)は、前年疫の労髄市場需給バランス と、インブレ率に敏感であることがわかっている。春開集上げ率を第

4

関

A

勺

Y

o

!

立以上の

2

変数によって説明される。関対数形の

(

R

.

3

)

1

誤記=

1

.4

0

4

1

n

仕 切

(W))

+

0

.

3

毛

2InE

十

0

.4

3

1

Y

O (Õji3r"~' b ' " ' ' '

(

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I

3

4

f

YL

R

2

_=0.644

_，

_s

_.

_e

_.

_=0.063

_，

_{D. W.}

_=1.6

₈

(

R

.

3

)

にはかごどり大きな残差がある。この建差

R(A* /

Y

o

)

を第

5

R

閉ま築資滋{波紋とお本の議定委?除草葬 39

第5劉 R(A*

l

Y

o)と01

(

A

)

R

(

A

*

j

y

o

)

.10 9 一.10 q d d 佳 作 る 寸 ム 一 氏 U 日 5 5 5 一 印 刷 第 5表 (1)R

快感lY

o)と(2)景気動向指数(一致系列、 01)の転換点揮の対応、 1963-1悶2 (E=前半年、 L =後半年) 行 戸 、 J 伐 寸 M き ρ 初 、 y } i 、時ム︾ ﹀}尋廿 る お す に A と n c l_、 & L h H⑮ ' h w 官 ' 5 5 5 5 5 5 5 5 5 5 5 5 5 5 5 い き か 叶 I I l l a -一 1 1 て お ( ω しこに山 い 年 ハ ー ノ 十 回 ヤ 一 h j v ぽ'長ぜ 叫 ω 一札姐也市地江礼叩山視路弘叩品川山認認詑恥山川と じ 一 6457777777889ssad 点 ぺ る 一 換 { 尽 き 一 転 勤 お 一 h J -j ' ﹂ 、 j 一 句 、 υ ' a ウ a ハ り 内 4 8 令えベ v n h v ワ t A ヨ マ ょ っ d p o n y -よ 〆 h v L と p b y

o

一_S 8 6 7 7 7 7 7 7 7 5 S 8 8 9 て 5 L ミ } 1 r r E 也 、 - e A a グ ' ゃ い ゆ PTPTPTPTPTTPTPT か 年 間 ∞鼎十仁 a ' b 40 B ド経済研究 No.30， 19告5.12

(A

*

/

Y

o

)

に辻二つの議擦な特設が認められる……(i)上向・下向の趨勢がない、 (ii) きわめてシクリカノレである。 標本期間中、沼本経済は高成長から低成長へ移行した。さらに、インブレは

1

9

8

0

年伐に詰沈圧した。こ札らを総合すると、

g

r

1J宮下持したのである。

R(A

勺

Y

o

)

に 趨勢が認められないということは、人口変

f

とが

f

を上昇させ、ぞれが成長鏡花の 抑圧効果を中和したということであるo

R(A'jy

o)の変動を次に考えよう。それは景気動期指数(D

I

=

d

i

f

f

u

s

i

o

n

i

n

d

e

x

)

と密接に関連していることがわかる 。景気動向指数には、先行・一致・遂行の3 系興がある。第

5

C

鴎罷に、一致議列(半年単位に

B

まして)を示す

5

表辻、

R(A*/Y

o)と一致系列の転換点を比較する。標本期間中、

R(A

勺

Y

o) には

1

6

の転換夜が確認された。

DI

に比べて、

R(A*/Y

o)が先行したのは1.

5

年

9

0.5年4問。避行したのは0.5年2館、1.5年l屈であった 。したがって、全体と してみると、

R(A*/Y

o)は優れて先行指標なのである いま、経験式として 側 Eミ{ど

/

Y

o

)

=T

• l

n

(i十

c

Dn

，

c>O

，品ニ

DI-meanDI

とする。

cDI

誌予想成長率のうち

DI

~=ょっ ら 制 球

(A

*

/Y

o)二

T cDI

~ TcDI

1

十

cDI

となる。 σR，σDIをRと

DI

の標準需差とすると、

Tc=

ぬ/グDI される部分を表している。 (16)か として推計できるo 標本鶏揮では、ぬニニ

0

.

0

7

4

、O"m

0

.

2

6

1

であるから

Tc=O

寝泊と な り 、 ロ ぬ で は

c=0.028

である。かくして (1務 g~::::::0.14g(W) 十 0.028DI となる。谷と山の間で辻、

DI

して年当たり士

1/3

の変動を示した。このこ とは、 g~ 誌 g(W) の効果に却えて、短期のどジネス・サイクルを反映して年当た り土

0.9%

ポイント(土

0

.

0

2

8x

1

/

3

)

ほど をうけていることになるo こうし て、 g~ はきわめてシクリカルであることがわかる。家計所得の成長予誕が短期変 際事事資足量仮説と8:2ドの妻家計貯華客 41

動に非常民数惑であることによって、貯蓄霞擦を大いに可変にする一つの大きな理 酪なのである。

8

.

家計貯蓄率の将来

段本の家計貯蓄率の蒋来は、重繋なマクロ問題である。日本の糧性的な貿易余剰 は、日本経済が資本形成に必要以上に家計が貯蓄することの結果であると論ずるこ とができょう。とすると、日本の海外部門の不均禽を解決するには、家計が貯蓄率 を減らすしかないと られるだろうo現在遂行中の人口高齢生辻、増加する 人口を扶養する分だ丹治費を増 を減らすことになり貯蓄過剰の関題は自然解 決するのだろうか。本部で辻、我々のモデルによって、この関懇を考えてみよう。 問題への答は2蔀よりなる。すなわち、定常状態への返さ捜経路と定常状態自体の 変化である。 いま分布ラグを捨象すると、最も単純な形での

TWH

下の貯蓄関数は (3) S 1W*-Wo YO T Yo となる。 W*/Yoが定常佳をとると しよう。このときは家計貯蓄率辻定常状態 の収束経路に治って収縮する。定常状態に透すると、 S W もrvo Wo

Y

O となる。ここでgニムW/WoニムY/Yoは定常議長率である。議業状態で、は ( 19)

主

.

9

.

.

=__

1_

空*

S___g

主*

YO 1 +gT Yo 'Yo 1十gTYo となるo Wo/Yoが定常

f

直へ下から接近していくとき、 貯蓄率

i

まその低い定意レベルに向かつて下降を続吋る。 ギャップ:ま収縮を続け、 この徐述に具体性をもたせるとめ、第2留を参錯しよう。 1978年以来、 A*/Y_o

i

ま大体4-4.5の範爵内に留まり、議勢を示さない。それによじべて、 Ao/Yoはほと んど着実に増加を続けてきた。 Aホ/Yoを4としようoAo/Yoはいま 2前後である。 述、 g口 0.03なら Ao/Yoは約3に収束する。資意ギャッブは2から 1に半減す 42日 本 経 済 研 究 泌 総 ，1995.12

る。そのとき、平均貯蓄率も 15%から 7.5%へ半減せねばならない。 このよう立究報には減少するのは決して必さきだとはいえない。疑述のよ うに、ピが安定

L

ていたのは、名目所得の予想、成去さ容の慧下と進行中の高齢化が 互いに椙殺し合ったためである。第4閣が示すように、 g(W)は下降傾向を示して いるから、名器所得の成長率も下降傾向をもつだろう。問時に人口高齢イヒが加速し ていることに在意せねばならない。老年人口比率 (65議以上人口/資意年齢人口) は1960の8.9%から 1993の19.4%まで増加した。名目所簿成長率の議下辻，v*を引 き下げるが、人口謀議北詰w*を号

i

き上げる。 80年代に辻、この両者が拐殺したの であるO しかしこの相殺は今後辻義誌かないだろう。老人人口比率は2020年までには43.2克 るというのが、政措の持来人口の推計結果である 。老人人口が全員企共 の扶助(社会集障なのや個人の播蹟を通じて若年世代に扶養されるのであれば、 純強果は確かに家計貯蓄の大きな減少となるだろう。 しかしこのようなことがおきるだろうか。二つの良識を考える必要がある。 に、若年の生産年齢人口が収縮するとき、高年醸の労働への需要が増加するだろう。 に、日本の高年明子 (65議以上)は労働力比率が比較的まだ高い。この比率は、 70年代末まで辻下降傾向を示していたが、 80王子代には35%前後に議ち着いているG このレベルは米国(15%はど)、部数(10%以下)に比しずっと高い。これに がある。とすると、労働需要も洪給も高年嬰子の就業を継続させること になる。 高年屠の人口は

3

グループに分類されるo(i)は子供に扶養される人口、{当日立経諸 的に独立して主に年金によって生活する人々、舗は年金も受領するが、給与をうけ る仕事を続ける人々である。百本でおきていることは、;グルーフむ}が長期に減少し、 持、叫が増大していることで、あるo グループ(ii)法大体法所得だから貯蓄できない。 グループ拙は高所待であるのに生活費辻減っているから、若年家計よりも高い貯蓄 率をもつことがで、きる。老年家計グループ誌、グループ設と記の和であることを考 えると、若年家計全体の貯蓄撃は若年家計全体の按蓄率と出調じ高さになる

2

5

:

とすると、グループ誌と iiiの講或よと率が変わらないかぎり、老年家計グル…ブの平 時貯蓄率は変わりそうじない。 で辻、高所持の老年家計はなぜ若年家計よりも高い貯蓄撃をもつのであろうか。 明らかなことだが、この貯蓄は純粋に老後の生活のためのものではない。これらの りの額の遺産を桟すはずで、ある。とすれば、この貯蓄は遺産動機による 目標資産仮淡と日本の君主計貯蓄 43

ものであろう 高年世帯のどは、人口高齢化が加速し始めた

8

0

年代中期以来上昇していると われる。この

i

断皇が続くとすれば、ピグうよ昇傾向の議続を期待せねばならない。

A

勺Yo

が上昇を続けるとすれ誌、

A

o

/

Y

o

の挙方告のもつ抑効果が中和され、

S/Yo

iま安定することになる。

S

/

Y

o

が

9

0

年代に入って

1

5

克のレベルに落ち着いたように えるのはこの理闘によるものであろうか

1

0

.

おわりに

本論文では、目標資産夜説を日本の家計貯蓄に適用した。百本の代表的家計は、

P

I

豆

-

L

C

H

と比べてはっきりとちがった行動をしている。主要なちがいは 次のものである。 (i) 家計

i

衣類繁に消費・貯蓄許画を改訂し、短鶏の成長見込みに過剰反応しがち である。家計辻一方で地迷視的だが他方ではきわめて短視的でもある。 (ii) 計潜辻よく変えられるが、幹事

5

は比較的安定である。 総 (年々の)計愚大改定の障に、家計は年内のマグロ紛斉の変動にも絶えず注 を払っている。怒、に計画を改訂するとき、貯蓄も変えるけれど、

P

I

H

-

L

C

H

が主張するように貯蓄がバッファーになるので;まない。 制額繁かっ過慌の反JiIS、によって、予期せざる所得変動辻下一時」所得よりは 所得に現収される。 (v) 家計の過剰反応、辻、マクロ的には不安定国であるよりは安定問となるo

M

相対地樋辻、自標資産・所得比擦の一決定患である。 他 人口高齢化は器禁資産・所得比率を上昇させるが、長期の成長鈍化によって 中和された。 本論文では、資産自撲についての重義構報は、貯審理誌にあるいくつかの護昧な 点者明確にすることを訴した。これに対して、確かに日本については目標資藤依説 誌輿球ある結果を生むことがわかったが、日本は特殊な顕だから、ここの仮説には一 段普遍憶がないのではないかという鈍聞がおきるかも知れない。日本について導出 したす

W H

の特性辻、地問に

l

まあて

i

ままらないものだろうか。我々はそうは思わ ない。家計がその生漉効用の極大化を求めて行動するかぎり、世界のどこに壊でも 人々;地たような符動をする

i

まずである。この主張の実証は今後の研究ζゆずる28) 4 4 8本 経 済 研 究 ぬ30ユき95.12

貯蓄と資産蓄積の逸韓 議 特 は金利 Itの通費性資産とせ る。 Stをt年の貯蓄額、 Wtをt年末の資産残高と よ(単純化仮定)。貯蓄は減価撞却を除いた純額である。このとき、家計のバランス式は W t= (1十 it)W t-1十St (A‘1) Stについては StニSt[YLt +itWt-1] (A.2)

Y

Ltは非財産所得、 Stは平均貯蓄率である。 そうすると、ノfランス式は (所得税は無視) Wtニ(1+ (1 +St)It)Wトェ+StYLt (A‘3) る。代替をくり返すと、 T WT=WO

きな+

(1 +St)it) ー ト SlY Ll + (1 + (1 -ト Sl)i1)S2YL2

(

A

.

心

と 十 (1十(1十Sl)il)(1 + (1十 S2)

h

)

s

s

Y LSい ート(1+ (1 +Sl) I1)…(1十

(

1

十Sト 1)It-1) ST Y LT ， St=S， lt YLTニ(1十 g)ty LO (A.5) であるとすれば、

( X ¥

T

，

XT-1

卜'，~_.) WO吋 (1十g)一 一 一YLQ

¥

l

十g/ "V_'~'':::''

X-1

(A.6) で、 i)(l十g) (1十(1 X 十

iW

君

Y

。

I

X

¥

T

l

W

O ，

X

T

-1

+

\l~g)

J

yOV+

玄弓"s

(l埼) ふ 1 1 / g b

一

v

・ 計 一

ぺ

! ? 一

x

g

一 i T 宅 2 ム ダ e r a s e e e e e_{、 、 ‘ 、 、 、} 句 2 ふ であるから (A.7) 目標資産仮説と泊本の家計貯饗 45

を得る。

s

はこの式の解であっ それを (A.8) ロIみ Y O YO， g， 1 十 29) 30) と くことができる 統計付表 王手 S _{Ayoo A*-Ao{-HV JLH}} g.v g(W) V DI _PL Y剖

マ

g _E L YL 1960 .171 .087 .59 92“9 76.2 59.9 1961 .182 .137 .139 .74 94.7 89.5 71.5 1962 .166 .115 ‘106 .68 34.5 40.5 78.6 1963 .176 4.97 93 4.04 刷122 (.147) .032 .70 59.6 94苓8 80.9 1964 .178 5.13 91 4.22 .136 (.140) .122 .60 78.8 60.4 82.長 1965 .168 4.16 .97 3.19 .095 ( .136) ‘1063 .64 36.5 43.8 84.6 1966 .158 4.15 1.02 3.13 .103 (.143) .1060 .73 89.6 95.8 79.4 1967 .182 4.76 1.03 3.73 .109 (.13号} ‘1240 1.00 92.7 87.5 76.8 1968 .178 ふ44 1.03 3.41 .125 .140 .1365 1.12 76.1 75.0 73.6 1969 .202 4.70 1.05 3.65 .168 .122 .1554 1.30 83.3 76.1 78.1 l合70 .210 4.41 1.02 3.39 回123 .132 .1852 1.41 71.9 50.む 81.7 1971 .1宮9 5.05 1.00 4.05 ‘083 .130 .1693 1.12 24.0 44.8 さき.7 1972 .214 5.01 1.06 3.号5 .157 .142 .1530 1.16 83.42及 93.8

。

92.5 lき73 .266 5.12 1.17 3.95 .283 140 .200き 1.76 92.4- 73.5- 104.0 1974 .279 6.42 1.10 5.32 .160 .160 .3285 1.20 24.3 7.6 103.7 1975 .266 5.38 1.08 4.30 .199 .161 .1308 .61 33.3 72.7 94.2 1976 診243 4.38 1.08 3.10 ‘9事号 .153 0883 .64 84.1 72.号 87‘8 lヲ77 .242 4.74 1.05 3.69 ‘081 ‘158 .0876 .56 37.1 52.9 82.6 1978 .203 3.95 1事14 2.81 .054 .1品5 .0589 56 87.9 84.8 79.0 1979 .192 4.3き 1.16 3.23 .063 .120 0600 .71 7き.6 87.1 78“3 工告80 .198 4.45 エ.20 3.25 .064 .100 マ0674 .75 64.5 22.0 79.6 1981 .183 4.33 1.22 3.11 .039 .090 ‘0768 布告患 35.0 42.7 81.4 1982 .172 4.12 1.28 2.84 .037 .061 .0701 刷61 16.7 79.6 84.6 1983 .183 4.46 1.37 3‘O事 .050 .051 .0440 。60 59.7 79“6 86.1 1984 .168 4白31 1.40 2.91 号2.3 .038 唱。446 .65 84.1 75.8 84.2 1985 .165 3.84 1.4宮 2.35 .021 .029 .0503 .68 65.宮 71.2 82.4 1986 .159 3.68 1.52 2.16 .021 .024 .0455 ー62 24.3 44.0 82制品 1987 .153 4.66 1.66 2.40 .040 .028 .0356 .70 7生.2 き号.9 86.3 198き .152 4.60 1.61 3.05 039 .038 .0443 1.号l 77.3 75‘

s

88.3 1989 .149 4.84 1.81 3.03 .052 則合34 .0517 1.25 68.9 65.合 91.6 1990 .155 4.33 l ‘86 2.47 .032 .056 .0594 1.40 S号.3 63.6 100.0 1991 .149 4.34 2.00 2.34 .0善寺 .033 .0565 1.40 45.5 15.吉 107.6 l哲哲2 ‘152 4.31 2.07 2.24 則。14 .029 .0495 1.母き 12.4 22.0 97.4 1993 .157 3.94 1.97 1.き? .008 .030 .0389 .76 38.6 28.8 91.0 a:I日糸:J1J1973年後91.3、b:I日系列珍均等鐙71.9， 46 B本綾済研究 No.30，1995 .12

出 所 変 数 S YdO Yd/HH A* A

。

YO gav g(W) V DI PL YL ARKA BOJ 民lO

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EPA IRER MOHA 3主 釈 家計貯議、 IIIQ-IIQ IIIQ-UQ (前年) 家計可処分所得、 IIIQ-IIQ/家計数 貯蓄目標(家計平均〉、 7月l臼 金融資産残高{家計平均)、 7月1日 前年度税引き所得〈家計王子均) g(Yo)の過去5年間の平均(1963-67はA陸、iAにより補外) (大企業) 有効求人倍慈、慶長手 景気動向指数(一致系亨1]) 、 E=1-6~ 平時、 Lニ 7-12 月王子均 住宅地域綴指数、 3月・ 9月CI)平均 非農林業GDP(名目)/宅地面積 _{PL/YL 100(1990)} 国民経済計算年報(経会庁) 貯蓄に隠する栓論調査(日本銀行〉 労働統計年報{労働省} 経企庁 、 不動産研究所ト『経済統計年鑑〆東洋経済)/所収 自治省 J 1 ) 湾仮説はどのマクロ経済学の教科書撃でもま条い説明がある。 出 荷 AR-:.rA ARNA ARNA BOJ BOJ BOJ BOJ MOL 込lO

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EPA lRER ARNA，

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OHA 2 ) 初めの試みは、 Friedman(1957)とAndoand Modigliani(1963)にみられる。 3) 要約についてはHall(1978)、評倒についてはMankiw(1994)、pp.413オ参続。 4) TWHについてはSato(1987， 1987)、佐藤(1989)74阿部真に述べたが、理論的な説明は十 分でなかった。本論文はTWHの完成版である。 5) 横断面の分析は;5JI稿にで論ずる。 6 ) そのうち、最も室主要な変数は結婚の継続期間であろうが、それは米閣では極めて不確かな ものである。日本では、離婚主撃は低かったが、近年増加を示している。 自守護資援仮説と総本の家計貯蓄 47

7) T=10とすれば、係数aはどに次のように対応寸る。

o

0.01 0.02

。

.05 0.10 0.15 a 0.10 0.095 0.091 0.079 0.063 0.049 8) B本の家計では、金融資産は主とし ;二穏する世論識変sによれば、 47%であった。 引 この公式の算出は付録参頼。 (銀行預金と郵便貯金}である。 r貯蓄 は認73年70% 、ぬきO~向。%、目90年 10) 頭金は住宅購入額の約半額である。またローンの返済額は、日本では課税強除きれない。 初めて住宅を購入する人の平均年齢は、米国では30歳ぐらいだが、日本で、は40歳ぐらいであ る。 11) 資産としては、株式は

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本の家計には重要でなかった9 株領指数が最高に透した198吉年で さえ、株式は家計の宣言融資産の11先にすぎなかった(r設論議査三〉。強入株主が所有して いる株式は、株式総額の25%以下である。またち日本のゴ営業は収益の40%ほどしか配当とし て配分していない。したがって、家計の資産残高も所得も株式の比三重は小さい。 12) 四位年より r貯蓄と消授に関する世論調査』と改名した。調査機関名も1987年までは、貯 議増強中央委員会であった。その事務局は日 ビス局である。 13) 1990年の調査を例にとれば、大質問が31、 5 (世帯員数、 年間所得、職業、就業状況)であった。 14) 特に、家計調査の部分機本に基づく貯蓄動向調変がある。 15) Bョドの家計貯蓄の戦後交については、 Sato(1銘7)を議奇襲せよ。百襟資産復説も紹介しであ る。 B本の家計貯蓄については多数の分析がある。ぞれらの包括的展望はHorioka(1990， 1994)をみよ。 16) Tの平均値は家計の年齢とともに変わる。 1990年調査によれば、 20代(14)、30代(13)、40 代(11)、50代(9)、60代(9)、70代以上(7)と減少している。 17) (R.2)の右辺と イアスを除くためには、 しているので、被計式には部時バイアスがある。パ うけない外生変数を説明変数としてきがさねばなら

が

YdIHH)を草接(R.1)に加えると、その係数は0.25前後であるが、資産ギャッブの係数が 小さくなり、かっ非有意となる。 18) ボーナス・定期収入比率は、 低成長期には減少した。それゆえ、貯蓄率 をこの比率に相関させると、フィットは70年代までは良好だが、ぞれ以後は悪くなる。貯蓄 のボーナス仮説については、 Ishikawaand U eda(1984)。公務員については、ボーナス比率 ;立法定されていることに注意せよo 19) ヂ世論議変ぷのデータでは、おきO~まで〈金議〉貯蓄率は 1シ 18% の範留でおったが、その 後19部正予には11%まで鐙下しているo Snr'主的年代から70年 代 は35-42%だったが、 1980の 35%から1993の22%に下がった。

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設論調査』の乎均貯蓄率l立、悶民所得統計による貯蓄率 と一致しないので、我々はそ しなかった。 48日本綾済研究 :¥0.30，1995.12

20) 景気動向指数:之、経企庁が作成するもので先行口、一致口、遅行8の32系列に基づいてい るG 以上が3系列に集計される。ここでは一致系列をとる。景気循環は一致系列の動向によ り規定される。 DUま次のようにして作成されるo DI= (拡張系列の数)/(系列総数) 拡張系列(X，月

Ix

ト3尭>0)は，1として勘定されるから、 DIは(0，1)の間を変動する。

2

1) 名目

GDP

成長率は一致指様である。したがって、 DI(一致系列)は

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と王子行し し た だ し が

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めは期隠中小きくなったが、 DIはそうなっていない。 22) 時間単位は1if.である。 Rがt王子に転換し、 DIが潟年後半に転換していれば、先行期間 は0.5単位である。 23) 観察期間中では、 DI(先行)は DI(一致)に余り先行していなかったG 24) 淳生省人口問題研究所「日本の将来推計人口~ (1992年9月}によるC 25) これは T世論議資』の横断面データに基づいた観察である。 26) 特にいわゆる「戦略的」遺産苦言j機が重要であるo高年の親は子供に遺産量を残すという約束 をほのめかすことによって子供からサービスの提供をうけようとする。 r世論調査Jのデ… タによると、 80年代後半から高年層家計のA*/Y。が比較的に上昇しているが、これは遺産 動擦が強まっていることと棺まっている(詳細;持続寓にゆずる)。遺産動機の分析について は、 Tachibana泌(1994)参照。 27) 以上においては、地鑓変動の影響は考慮‘しなかった。地価ノfブルが悌若手頃に崩壊してから 地価の下落が続いているo これは必要貯蓄を減少させるから、貯蓄怒をおし下げるだろうC 28) 米患の家計貯裟についての適用はSato(1約5)に報告しである。日本とのちがいは、資産 残高・所得比療が過去半世紀ほほ 4程度に安定していたことである(資産は実物資産を含む 総資産入土地・俊宅の比重量は小さいが、株式の比震は大きく、資重量残高は資本利得の変動に 非常に強く影響される。にもかかわらず、自標資産仮説は米富家計の場合にも確かに成立し ているというのが我々の結論であるc (j"~Ù えば、初年代の貯蓄r;;;容の穏下は、ディスインブレ に対する反応、であることが、つ

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廷にしたがっている。) 29) T= 1のと冬l、立 (A.7) となるから F J e ' LW W

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を簿る。 30) (A.8)を推計するのに、 WTとW。を幻とAoで代替する。推計式では、 Aolもの係数は笈 となるが、 01こ近く非有意である。 本文で述べたように、娘期成長率は告とともに決議され るので、説明変数として悶帰式;こ入れるわけにはいかない。名問金利iは、 が強いようにはみえない。(それに、 iは1971年までtま硬直的だった。) との椋関 箆ま票資幾仮設と日本の家計貯蓄 49

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