日本の職業別、年齢階層別にみた所得、資産の分布

日本の職業別、年齢階層別にみた所得、資産の分布
8
0年代後半の不平等度の動き
松浦克
大阪大学
E
字蓄動向調査の摺薬等を用いて 8
6-89年の日本の可処分所
得
、
不平等度の推移を職業別、年齢階層別に分析する。
本研究の特徴は、①ジニ係数、アトキンソン
対数分散の複数の尺度で不
平等度の実状合分析したこと、②一般世帯の可処分所得について独自の推計を行っ
たこと、@実物資藤に{昔主主権を取り上げた伯、土地性宅について詳紐な持郷評価を
試みたこと、を会資主義について金融資産、絡会議資互設等 i
幡
工ζく取り上ぜたこと、
持会守な上と穀、密機比較、ローレンツ準1
)
襲序の辻較等騒涼く行ったことである。
推計によれな、舟得(勤労者世帯〉、正味資藍(各器議〉について 8
0
年代後半に
不平等度が拡大し、かつて先進留の中で最も平等と議われたわが国の所得、資産の
分布の平等性が憾らいでいることが示される。
1査はじめに
わが醤辻先進留のやでも最も所母、資産の不平等疫の少ない留とされ、そのこと
が社会の安定と発展に寄与してきたと言われた。しかし、初年代後半の土地、株式
等の資産植格の高騰はわが悶の資産の平等度に深刻な難問を投げかけている。
また財産所需の格差という側閣のみならず、高齢化社会が瀧行する中での高年層
の低い求人倍率等により、所得の不平等度の拡大の危慎は枇代問、地域間で様々な
不公平感を生み出している。
わが国の所簿あるい
に関して辻、
出f
也[
1
9
8
9
J、τachibanaki・Shimono [
1
9
9
1
J
に7
0
年代、 8
0
年代語学を対象としている。本語では、
[
1
9
8
0
J、横木 [
1
9
8
9
J、
る。それらは主
寸著謡査
及び、その f
岡本経済研究 N.
o
2
4，
1
9
9
3
.
5
97
る貯蓄動向顕査を利揺することにより、 8
0年代議半 (
8
6
8
9
年〉の日本の所得、
資産の不平等の実状について、世帯を単位として分析する。
貯蓄動向調査を用いた理劇について触れておし周知の通り
ではその世帯の所得(勤労者世菩については可先生分所得いのみならず、住居の形
態が持家か否か、その居住語積、持家め場合の敷地謡額、建築時期、建物の構造を
知ることができる c この土地と f
主主主に関する情報と地価の去示偶籍、連銀単{語、建
物の積却率、住培投資デフレークの情報を併せて利用すること等により土地、建物
の資産構築を知ることができる。更に貯蓄動向調獲を利用すること i
こより、
2月にかかる世寄について辻金融資産、食後も知ることができる。これにより
期が1
家計の所得(可処分所得)、資産をかなり詳しく把握することが可能となる。本分
析の対象期間ではこの南調査を静せて粍期することにより家計の資産、所携につい
て最も群 Lい情報を説供し得るのである。
本稿の持徴は、命可処分所得等について、どの尺震をとるかにより不平等のラン
クが異なることに配議してジニ係数、アトキンソンの尺度等複数の尺度により不平
等内実状を分析していること、
φ金融資産、費情、純金融資産、実物資産、正味資
と資産について幅広く車り上げたこと、@実物資産については欝地権を明示的に
考議していること、争職業別、年齢別に計誠し、比較していること、争8
6 8
9
年の
各年について計測し経時的な比較を可能にしていること、若手ローレンツ蕗繰により
ローレンツ護越について可処分所得、正味資還について職業別、年齢階}欝到に
ェックしていることで‘ある O
以下本稿の構成を述べる。第 2主主で本構で採用した計測方法について紹介する。
3章で具体的なデータの処瑠方誌を解説する。第 4章では勤労者の可処分所帯の
分布及ぴ一殻註帯の可延分所需の推計方法とその分布ぷついて、第 5
ついて推計結果を国捺比較も合めて紹介し、第 6宝誌で残された課題について鮭れる。
2
. 計測の方法
不平等度の計糊方法については種々の方法がある
o
それらは背紫に持つ社会約
草生関数の評価を異に Lている。ただ lつの計測方法では平等の程更にづい
られる評価が片寄る危現があるので、先打研究や国際比較とのよと較の意味もあり、
本稿で i
ま負競や零の{蓋を含まない可処分所帯については、ジニ偶数、タイルの尺度、
アトキンソンの尺度、対数分意文の複数の尺度で許制する。その計算式を示すと次の
98
B本縫j
災研究 N.
o
2
4，
1
9
9
3
.
5
通りである。
まず、ジニ額数は次式で計算している。
(
1
)
2
ヱ(
n十 l…i)μ
(
ジニ様数
/
(
μ
'
n2)
μは平均可処分所得、 X
jは i番 Eの世
ここで、 n は対象設替数、 ii
まi議会問
替の可短分所携をさフ
G
タイノレの尺震 i
ま次によっている。
タイルの尺変(I/
n
)乏なj
/
μ
)
l
n
(
x
;
/
μ
)
(
2
)
アトキンソンの尺震は
アトキンゾン
(
3
)
である。なお、
(I /n)~(x;/μ) ト'JI/U'el
まきたり εの銭としては 0
.
3
、0
.
8
、1.5
をとった。
対数分敦也、
(
4
)
l
n
v
=(
l
/
n
)蕊(ln
X
j… l
n
μ
)
によっている。
についてはジニ部数によっている。
零の植を
としてかなり含む、貴債、実物資産については
ジニ係数以外の尺度は以下の式にみられるように計測結果にバイアスがかかるので
必ずしも接当な指標にならない(例えば、 l
n
x
;
/
μ
:X
jは i番目の経済主体の f
蔵
、 μ
は当該集聞の平均慨。 X
j 0 で、あればこのケースは定義できない。問題が ~lnxì 、
Xi>Oであれば l
n
x
j 0 (つまり X
j 1)と仮定しでも大きなバイアスはかからない
こともあるが、本研筑が取り上げる不平等の計測式では、 O
<
X
i
<
μ のケースでは
l
n
x
!
/
μ
<仏であるから、そのような処理で、はバイアスが大きすぎる) 従って、ここ
0
についてもジニ額数のみを取り上げる
O
{グロスの)や正味資産(純金融資産÷実物資産、で定義される)も
あるが、この両者について零というの辻必ずしも
と考えること誌できないので、零と呂答したサンプルは徐外して計算し
た(ただし、紙騒の関係で報告は一部にとどまる〉。をお、この等主題苓-ttンブルの
詮タト記よワ不平等喪が若子小さくなるが、零吾容を含む場合に比べて大きな変化は
みられなかった(ちなみ乙 8
6
年の全世警の正味資産のジニ保数について零回答を除
く場合は 0
.
6
4
5
1
7
、零冨答を含む場合は 0
.
6
4
5
4
4であった〉が、結果の解釈について
はこの点に寵窓する必要があると言えよう。
日本の戦業別、若手齢階怒別にみた所得、宝愛媛の分布
99
3
. デ…タについて
本研究の基本的なデ…タ辻、
「家計鏑査」及。その付帯調査である「貯蓄動向顎
査」の姻票によっている。家計調査は 6ヶ月関連続して翼査対象となりサンブルが
2月末の時点での金融資産を諜査している。本研
交代する c 能方、貯蓄動向調査辻 1
は、所得と資産の不平等度を分析することが悶的であるので、 1
2月を輯査時期
立合む家計調驚の回答世帯を取り上げた。
勤労者世帯の可処分所鐸は、家計調査の収入支出の回答から各世帯毎;こ諮務庁統
計開によって算出された値を[主義知ることができたのでそれを黒いている。一般世
ぷついては可処分所簿を度接知ることはできないので、議速するように勤労者世
帯の可処分所簿比率関数を推計し、それを利用して計算した。
動向調査の回答により
金融資産残高、貴様銭高、純金融資薩については貯蓄5
し
本研究において実物資産の対象としたの辻、持家世帯の土地、住吉む及び非持家社
る借家(設鑓専用)のf
菅地権である。耐久清費財については
データ上の制約から分析対象とはしていない。具体的には以下のように処理をした。
世帯については、由答された敷地面積
持家世帯で一戸建てに居住すると揺答した t
を土地面穣としたの一戸建て以外の持家世帯(共関住宅等に岩往するケース)で敷
地謡穫の閉答をしたもので、その溜替が性居の磁べ醤棋を下回るものはその回答敷
地面積を土地面積とした。自答敷地面積が{主患の延べ商積をよ部るもの及び敷地面
穫の部答のないものについては住居磁べ面積の 1
/
5を敷地面構 z 土地部穣とした。
また、 1m'当たりの土地f
酉格については調査対象市町村の公示儀搭(住宅地)の平
均綴惑を採用した。
住宅の建築時期について辻、その具体的な毘苓年のあるものはその年に建築され
たとした。回答が一定期間内から選択されるものについて辻その中央年に建築され
たものとした。思苓がある年より以前の時期から選ぶものにあってはその年より 5
年前に建築されたものとした。建築締惑については建築設計年報(建設寮各年版)
よりその建築年の構造別、用途)J
j
rの1m'当たり建築単価を算出し、生，普磁べ面穣を
乗じ算出した。これに自治省の聞定資議評{函毒基準により滅錨鎖却をし、更に国民経
謀計算年報の住宅投資デフレータを用い時術換算し
わが冨では借地権の評舗割合が高いことが特徴で、ある。これを熱視することは都
市岩住世帯を中心に資産分布を考えるよで¥不平等度を鴻大に推計する危慎がある。
100 日本経済研究主0
2
4，
1
9
9
3
.
5
そこで借地法の適用を受ける民営借家(設備専用)で住居の形態が一戸建てと回答
した世帯については、住居の延べ面積二敷地面積とし、借地権の割合を土地の公示
価格(住宅地)の 50%と評価して借地権を算出した。
4
. 可処分所得の分布
4
.
1 勤労者世帯の全園、全年齢ベース
まず、全国、全年齢を同一に扱ったケースについてみる。分析期間中のジニ係数
achibanaki.
Shimono [
1
9
9
1
J の雇用
は「貯蓄行動と貯蓄意識」データに基づく T
者世帯の所得のジニ係数0
.
2
5
8を下回っている。しかし、 1
9
8
6
年から 8
8年にかけて
ジニ係数をはじめとして全ての尺度で不平等度が拡大している(表1)。特に、所
得の移転効果について逓減原理を充たさないジニ係数等に関しては、 8
9
年の不平等
度は 8
8
年を下回っているが(それでも 8
6
年より不平等度は高い)、低所得者の厚生
に最もウエイトをかけたケースである A 3については 8
9年においても不平等の拡
大傾向が続いている。 A 3のケースでは%ベースでの変化率はこの間 8.1%に達し
ている。このことはこの期聞が低所得者からみれば格差が相対的に拡大したことを
示唆していると言えよう。
8
0年代のデータによっては勤労者世帯全体の可処分所得について直接国際比較を
行うことはできないが、 G
reene
ta
l[
1
9
9
2
J が LIS(LuxembourgIncomeS
t
u
d
y
)
データベースにより 8
0年代初期と半ばについて 5ヶ国のフルタイム勤労者(世帯主、
男性、 25-54
歳)について分析しているので、それと比較してみたい(表 2。
)
Greene
ta
l[
1
9
9
2
J の研究とできるだけベースを合わせるために、勤労者世帯の
表 1 勤労者世帯の可処分所得の分布状況
8
6
8
7
8
8
8
9
G
0
.
2
4
2
0
0
.
2
4
4
3
0
.
2
4
6
6
0
.
2
4
3
7
T
0
.
0
9
5
6
0
.
0
9
7
3
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.
0
9
9
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.
0
9
6
2
A1
0
.
0
2
8
6
0
.
0
2
9
2
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.
0
2
9
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.
0
2
9
1
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0
.
0
7
6
1
0
.
0
7
7
9
0
.
0
8
0
3
0
.
0
7
9
3
A3
0
.
1
4
3
2
0
.
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4
7
9
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.
1
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3
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0
.
1
5
4
8
L
0
.
2
1
1
0
0
.
2
1
9
4
0
.
2
3
0
6
0
.
2
3
4
3
注 )Gはジニ係数、 Tはタイルの尺度、 A
I-A3はアトキンソンの尺度。 ε は そ れ ぞ れ
0
.
3、 0
.
8、1.5に対応。 Lは対数分散。以下の表において同じ。サンプルは 3
8
7
6(
8
6
年
)
、 3
7
4
2(
8
7年
)
、 3
8
1
3(
8
8年
)
、 3
7
1
4(
8
9年)である。
日本の職業別、年齢階層別にみた所得、資産の分布
101
表 2 お躍の勤労者所得等の分布状況
;
t ストラリア
米 国 カ ナ ダ スウニ忠一テ。ン :
(
8
6
) (
8
7
)
(
8
7
)
(
8
5
)
I0
.
2
路
I0
.
1
4
9
A 4I 0
.
0
7
4
A 5I 0
.
1
到
。
A 6 I 0.
3
4
1
1I0
.
4
5
3
0
.
1
9
0
0
.
0
7
1
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0
3
2
0
.
0
4
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0
.
0事2
0
.
1
1
1
主主)1.外国の詰十数は Gr配 浪 e
ta
l[
1
9
9
2
Jに
よる。
G
T
0
.
2
5
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0
.
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1
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1
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0
4
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0
6
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2
1
0
B本
商独
(
8
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)
0
.
2
0
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.
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1
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.
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.
0
5
3
0‘0
9
7
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.
1
3
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(
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(
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部)
.
2
1
40
.
2
1
20
.
2
1
3
0
.
2
1
30
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.
0
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40
.
0
7
40
.
0
7
3 0ρ73
。0
6
0
.
0
6
0‘
0
.
0
5
80
。058 禽
0
.
1
0
80
1
5
.
1
1
0 O1
.
1
1
50
o154 0.167 0.158 0.168
雫
‘
2
. ( )内の数字は議資対委員年である。
3
. A4、A5、A6のeはそれぞれ0
.
5、0
.
8、
1
.5
である。
4 日本のサンプんは 1
7
2
0(
8
6
年
)
、 1
6
5
7(
8
7
年
)
、 1
6
3
0(
8
8
年
}
、 1
5
1
4(
8
9
年
)
。
内、世普主が野性、年齢 25-54議、就業者は設帯主のみという罵性を取り上げて計
した。 日本については就業者が捜数の場合を除いているので解釈には慎重を
I時期が一致、近識する 8
0
年代半ばについてみると、 ジニ係数、 タイノレの
るが、計課J
.5
)、 対 数 分 散 と い う 陣 ー の 尺 度 で 評 揮 す
尺度、 ア ト キ ン ソ ン の 尺 愛 作 =0.8
、1
るとスウェ
ン及び高独の方が全てにわたりわが冨よりも平等化が高い。概ねわ
と
ぇ
、
はオーストラ 1
)アと関ーレベルであり、米国、 カナダより
愛である α
先の勤労者世帯金棒の計測と併せて考えると、 8
0年代半ばにわが国勢労者世害の
可処分所得の不平等度が拡大しており、 それだけであればf
駐留にもある程度言
ることであるが、
ていること
G
r
e
e
ne
ta
l[
1
9
9
2
= の研究とえ較するとき年齢欝騒が限定され
に留謀しなければならないが、 かつて世界で最も
いと
わ
1
勢分配については盟際的にそのことが当てはまらなくなりつつある
れたわが国の戸iJf
ことを京唆している。
4.2 勤 労 者 世 帯 の 可 処 分 所 得 の 年 齢 階 騎 E
誌の誰計
年齢別に推計する意味は 2つある。 lつは年功序到貸金体系に代表されるように
平等の韓度はライフサイクルにより
ること
されるので¥ それを分軒する
必袈があるからである。 1つ詰年齢加に有効求人佳率が異なることはみられるよう
にその時々の経済情勢によって不平等衰の餓向が異なることが予想さ?れるからであ
る 本分析の対象期間はいわゆるバブル金銭の時期であるとともに若年層に対する
O
A
ぬ遂罪注目仙判官謀議議議議議選議制州市
求人倍率が極めて
い時期でもあっ
年齢搭震としては、
102 日本総務研究
出て自
s
主u
2
4，
1
9
9
3
輸
である。
し、平均婚姻年齢
してはいるが親より
41i
3 年齢踏襲剥勤労者投噂の可処分所得の分事
8
6
き?
8
8
S
号
G 25-29
議
45-49
歳
6
5
歳以上
0
.
1
9
2
9
0
.
2
2
8
3
0
.
2
7
2
4
0
.
1
9
5
3
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.
2
2
7
5
0
.
2
8
8
0
91
9
2
7
0
.
2
2
0
6
0
.
3
5
2
4
6
9
3
91
0
.
2
2
0
0
0
.
3
3
5
2
T 25-29歳
0
.
0
6
5
9
“
。0865
0
.
1
4
9
5
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0
.
0
8
4
2
0
.
1
3
3
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.
0
6
4
3
0
.
0
7
9
4
0
.
2
0
2
8
‘
。0500
お歳以上
0
.
0
1号2
0
.
0
2
5
9
0
.
0
4
1毛
0
.
0
1
8
8
0
.
0
2
5
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.
0
4
0
3
0
.
0
1
8
9
0
.
0
2
4
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0
.
0
5
9
9
0
.
0
1
5
0
O・
.
0
2
4
4
0
.
0
5
5
7
A225-2虫議
45-49
歳
6
5歳以 上
0
.
0
4
号1
0
.
0
6
哲3
0
.
0
古9
5
号
ヨ
0
.
0
4
0
.
0
7
0
0
0
.
1
0
7
6
0
.
0
4
き3
0
.
0
6
7
9
0
.
1
5
4
6
0
.
0
4
0己
0
.
0
6
8
1
0
.
1
4
9
3
A325-29歳
議
45-49
6
5
歳以上
0
.
0
8
7
9
0
.
1
3
1
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6
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0
0
.
0
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3
1
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.
1
3
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.
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0
1
5
0
.
0
9
0
3
0
.
1
3
5
9
0
.
2
7
4
6
‘
。0793
歳
45-49
6
5
歳以上
A125-29
歳
幾
45-49
駒
事
事
0
.
0
7
9
4
0
.
1
8
5
5
0
.
1
3
7
7
主
主
)
l
T
ン
プ
ル
は
各
年
、 25-29援
は2
1
4
、2
4
4
、2
1
3、1
8
8，4
5
4
9
緩
は5
5
、
品5
5
3、5
3
3、6
2
5，6
5
歳以上は6
9
、7
1、
係
、
9
6である a
は受け継いでいないであろう 25-29成、平均約な所得のピーク懇であるととも
よりの遺鶏を受けだす 45-49員長、再(再々〉就職時鶏で、戸iJT詩語ーさをが大きいで
あろうとともに親より
i
立競に受汁ている
ろう 65-69議 の 3つ
りよげ
る
。
計算結果は表 3に掲げる通りである。そこでは、
は拡大すること、
φ年齢階層が高いほど不平等の
φ不平等度の拡大、縮小傾向は年齢階層により異なること、
金ぞれは不平等の許制方法により異なること、
される。舎の事実は年功序列、
もとで珪詩的な競争を皮映していること
えられる〈幕、再々
現役時代の或功の程度を茂娩レ口、ると考えること
わが霞で泣それほど
l
立をいであろう)。争立ついて言うと 25-
は89年の方が86年より
ての尺度で平等化が進展しているのに、 65歳以上では瀧に不平等が拡大している。
45-49
識はその中間である。労働需給が若年層の平等化に寄与したことが考えら
る。争心ついては、;主的でも支示唆したように単一の尺度で詰平等化の鎮舟
ることがあることを改めて示すも (
7
)と蓄えよう。と号わけ、母斉得者j
聾
くみるアトキンソンの尺度住之1.5
) と所得搭題関の移転立中立的なジ}
で逆の動さを訴す(伊J
えi
、 45 49
工
識の 86→ 87年)ことは、しばしば使われるジ…
日本の職業別、年齢際 MJlIJiこみた所得、資産の分布
103
関 1 若手齢鰭墨到勤労者世帯のまざ離分所得のローレンツ曲線
8
8年
8
9年
1
.0
1
.0
0
.
9
0
.
9
0
.
8
0
.
8
0
.
7
0
.
7
0
.
6
0
.
6
0
.
5
0
.
5
0
.
4
0
.
4
0
.
3
0
.
3
Q2
0
.
2
0
.
1
0
.
1
理
仏G
0
.
10
.
2 0‘
30.
40
.
5O
.
一一一一 25-29議
一 一 帯 時
45-49歳
一 一 -65歳以上
係数だけによることが開轄であることを三示唆している。ただ‘し、 6
5歳以上について
はサンプル数が少ないことからくるバイアスについて留保する必要があるかもしれ
し
、c
年齢暗簿 Z
せにみたローレンツ曲線によりローレンツ準1
)
語序をみると、 25-29
襲
、
45-49
歳の分布誌各年とも 6
5
歳以上の分布に対して強くローレンツ憂越じといる
0
25-29
議と 45-49
議の分布では 8
7
、8
9年では 2
5… 2
9
歳の分布がローレンツ擾越して
8
年では両者のローレンツ曲線は究差している(路、 8
9
年の図 1
いるが、潟、 8
げておく)。
ロ…レンツ準1
)
関序の観点からも 6
5
歳以上の不平等皮が高いということが議村汁ら
れる o 他方、 25-29
歳と 45-49
歳の闘では、いかなる尺度をとるかということ乙よ
り、評{面
ることが改めて示されたと言えよう。
4
.
3 一般世春、全世帯の可強会所鐸の分布
一穀世帯(勤労者世馨以外の世帯及び職業について無呂答の枇帯)の可純分所得
をテ」タから痕接知ること誌できない。従って全世帯の可処分所得も夜機知ること
はできない。ここで誌以下のようにして一般枇替の可処分所得を推計した。
O
.
5
)
まず、動労者世帯の可足分所得比率 r (可処分所得/年襲攻入 X
(
5
)
rヱ cons十 α
l
y
i十 αzwi
-α
'
3f十向。十正f51i
-e
104 B本経淡研究 No
.
2
4，
1
9
幻ふ
表 4 一般世帯等の可処分断縛の分布状況
会t
佐議
一般世幣
主主〉サンプんは各年、一室支愛祭2
1
3
0、お夕、
2
0
7
7
、おき2
，委主役李総0
0
6
、5
8
3
、
号 5
8
9
、
号 5
8
0
7
1
士ある α
y
i:年嵩~又入総謀、
。:世築主以外の
w:
(有ニニ1)、 1:
6
5
議以上の高齢者時罵
時様、
ε
:
誤差壊、正規分布を荻定
を OLSで誰計した。符号条件 i
立、ぬく O
、偽 >0
、 α3>0
、a
4
'ま
α5<0が期待される
まらない、
D
推計の結果薄られたパラメータを用いて、
毎に計算し可処分所得を計算し、それを基にジニ部、数等を
を各世帯
した(ただし、可処
分所得が貫または零となるものは除いた)。
このことは、一般世帯の可処分所得比率関数(苦い換えれば組税関数)
世帯の粗税関数と同一で、あること及びその年間収入の
しくなされていると
いう 2つの仮定を置いていることを意味している。以下の解釈に当たってもその点
の留保が必要で、ある。
一般世帯、全 世 帯 の ジ ニ 係 数 等 は 表 4 に掲げる通りである。先行事汗慌の
chibanaki• Shimono )991J が 8
1年の f
l
'T蓄行動と
ジニ係数を 0
.
3
8
0 (全世帯で辻 0
.
3
0
8
) と報告しており、これに比べれば本研究の数
i
ま格設に短い。しかし、このデータに辻若干問題があること辻前述の盛りである。
山偽 [
1
9
8
9
J の8
4
年の「全盟諸費実態語査」での全世帯のジニ額数0
.
2
8と比べれ
法本研究の 8
6
年の数字 (
0
.
2
7
) ，まあまり差がない。
いてその響設をまとめると、会各年ともどの指標でも器労者世幕に
比べると
9年である〉合
くなっている〈部外誌対数分散を震った路、 8
法8
9年の方がお年より蚤くなっている〈ジニ係数の%変イと
で5
.
ている)。こ
まっている c 需とく A 3では%変イヒで17.1%平等度が高くなっ
とは全く逆の績向である。
より不平等度が高いという結果辻舗の先行研究の結果
I
B*
の職業E
1
、年鈴階層別にみた所得、資産の分布
105
諜 5
粗)総i
毘入、
{粗)年間収入のジニ部数、再分現率
再分配慾(%)
8
6
勤労者蛍帯
8
8
89! 8
6
10.2629 0
.
2
5
7
5 0
.
2
5
6
6 0
.
2
5
5
4 7
.
9
5
0
.
2
3
8
0 0
.
2
4
1
9 0
.
2
3
3
1 0
.
2
3
5
4I
8
7
8
8
鈴
5
.
1
3
3
.
9
0
4
.
5
8
0
.
2
8
2
2 0
.
3
0
7
2 O
.お5
8 0
.
3
0
8
5I
0
.
3
2
7
8 0
.
3
2
6
2 0
.
3
2
2
6 0
.
3
1
7
4 I1
6
.
8
4 2
0
.
3
6 1
8
.
6
3 1
8
.
7
1
一般世帯
全世帯
8
7
I
0
.
2
7
8
1
0
.
2
7
5
2 0
.
2
7
4
6 0.27η!
5
.
2
7
2
8 0
.
2
7
4
5 0
.
2
6
6
7 0
.
2
6
8
2 6
.
4
1
8
.
3
1
4
.
7
2
5
.
9
3
注) 1
.J
ニ設は(粗)総収入、下段は(組)年間収入に対応している。
2
. 手専分童三率 i
、
土 (粗収入のジニ主義数 可処分売f
行専のジニ係護士) /組収入のジニユ係数、による。
3
.高 他 [
1
9
9
2
; は8
4年の長音波祭の(惣}若手間収入のジニ係費支は 0
.
3
0と線をきしている。
w
とも整合的であり、予想されるところで i
まある。しかし、 8
6年から 8
9
年にかけて一
鼓世帯で平等化が進展したということについては、一般世帯の可込分所得比率関数
の推計に置かれた 2つの改定に無理があるか、またはー数世苦手の可処分所得の推計
に収入総額で誌なく年間収入を稜わざる
ったことが影響した、あるい誌こ
6年の中曽根改正、 8
8年の竹下改正)が所得の部分配に
の簡の説制改正(いわゆる 8
職業別はかなり
る影響を与えた、ことも考えられる。
そこで、職業別、(粗)収入加のジニ係数と蒋分配率をチェックしてみる(表日。
6
年から 8
9
年にかけて
動労者世帯の(粗〉校入総額について詰 8
してゆるやか
6年と前年以降で辻後者で
な平等化機期がみられる。しかし、再分配率については 8
鳴らかな低下がうかがえる o 可処分所帯の不平等が議も拡大した 8
8
年は鴇分配率も
最も母くなっている。これから勤労者設馨の可処分所得の不平等度の拡大は麓寄せが
していたことが示唆される。
他方、…般世帯の{組)年間収入についても同様にゆるやかな平等化縄向がうか
7
年
がえる。;主昌されるのは、所樽の再分配率が勤労者世帯に比べかなり高くかっ 8
以捧は 8
6年より鳴らかに高いことである。他方、正味資産の分配の不平等皮が表?
にみられるように 8
6
年から 8
9年にかけてー穀世帯の方が勤労者世帯より拡大してい
る(ジニ傑数の%変化で、動労者世帯 3.5%、一穀世帯で 7.3%不平等撲が高くなって
いる)ことは可免分所得の平等化頬向とは必ずしも棺いれない。従って、一般世帯
の8
6年から 8
9
年にかけての可処分所簿の平等化傾向は税制ーとの持分配効惑とデータ
上の制約によるバイアスとが霊長響している可能誌がある。
については実態的な
政葉変更を民映するものであるが、後者については今後なお検討する必要がある。
この意味でー殻世帯(従っ
106 B本 経 済 研 究 ぬ2
4，1
9
9
3ふ
も)の可足分所千専の分布技法については平等霊
を過大に推計している可能性があり、その解釈についてはなお懐援を要する。
時期は若干古いが、次に国際的に比較してみよう。 0
'H
i
g
g
i
n
se
ta
l[
1
9
8
9
Jは
L1Sのデータベースにより世替当たりの可処分舟得 (
n
e
t
i
n
c
o
m
e
) について
7ヶ 冨 の 不 平 等 度 を ジ ニ 係 数 に よ り 密 党 し て い る 。 そ れ に よ れ 誌 、 来 震 は
0
.
3
7
0 (調査対象時期 7
9
年 上 カ ナ ダ0
.
3
4
8(
8
1
年上スウヱーデン 0
.
2
9
2(
8
1
若手〉、西
独0
.
3
8
9(
8
1年)、英国 0
.
3
4
3(
7
9年 に ノ ル ウ ェ ー 0
.
3
1
1(
7
9年 入 イ ス ラ ヱ ル
0
.
3
3
8(
7
9年)と
されている。
なお、 B
r
a
u
n[
1
9
8
8
J は1
9
8
0年 の C
e
n
s
u
so
fP
o
p
u
l
a
t
i
o
nを 用 い 、 全 米 の 5
1
州・特別区についてジニ係数、タイルの尺度、アトキンソンの尺度等により世菩所
持 (
f
a
m
i
l
yi
n
c
o
m
e
) の不平等震を分析している o 各尺震について
い外I
.特J3u
誌でもジニ額数0
.
3
1
6
3
、タイルの尺変0
.
1
6
8
8、アトキンソンの尺震
(
eコ1.5
のケース) 0
.
2
0
8
6であり、いずれもわが顕の数笹を上国っているて
6
年のジニ慌数
本研究においてわが国の一般世号、全世帯で、格義が一番大きい 8
0
.
2
7
3、0
.
2
5
5は、最もジニ偶数が低いスウェーデンを下回り、不平等の最も高い西
独に比べれば明らかにわが国の平等度は高いと替える。しかし調査時期が接泣して
a
c
h
i
b
a
n
a
k
i
'S
h
i
m
o
n
o[
1
9
9
1
J の数字はスウェーデンより不平等でノル
いる T
1
9
8
9
J の報告もスウェーデンに近いも
ウェー並であることを訴しており、高出龍 [
のとなっている。設計方法やデータに巽一題があるので盟際比較に;会慎重とならぎる
を持ない醤はあるが、わが臨可克分所持の平等療が先進諸留の中で特に高いという
ことには疑問特が投げかけられているように思われる
O
4
.
4 全世帯の年齢階壊別の可処分所得の分脊
全没帯の年齢藷!聾到の可処分所得の分容については、や年齢措暑が高いほ
の尺震において高い、笹口一レンツ準態浮についてはお -29
歳と 45-49
レンツ曲線は各年ともわずか i
こ交差しているが、 6
5
議以上はこの 2
つの年
に強くローレンツ優越されている、③各年齢階躍、各尺度とも概ね 8
8年に不
9年の方が8
6年より平等化している
くなっているが、 8
O
ただし、これに
ついては一般世替の推計上同様の問題があるので、得られた推計結果について一時
を指播するにとどめる。
日本の職業別、年齢階障害別に ~t:こ所得、資産の分布
107
5
. 資産の分部
5
.
1 資重量分帯の概況
その社会の経諸島平等震をみるためにはフローと並んでストックの分析も
ある ο ストックである資産についてはフローの斉得より不平等変が高いことが知ら
れている。ここで江抱の先行研究が専らジニ係数で行われているので、それと比較
る意味で全量犠全年齢階塵についてジニ探数でまず根脇島する。
正味資産(純金融資諜ナ実物資産〉については 8
6
年から 8
9年にかけて%変化で
6.3%不平等変が拡大している。これは同時期の勤労者世帯(全年齢)の可処分所
簿の不平等化傾向〈ジニ係数の%変北で 0.7%) を上語るものであり、いわゆるバ
ブル経済下における資産配分の開題を端的に示している。本研究の不平等度は先行
研究に比べればかなり高い。正味資産の範囲や評欄方法が異なる (
Tachibanaki.
立法く、実物資
Shimono )991J に比べれ江本研究の方が借地権を合む点で範題 i
産の評語方法も異なる
O
高山他 [
1
9
8
9
J とでは借地権を含む点では本研究の方が範
は広いが、反覇、耐久消費塁きを合まない
L
l
Jf
也 [
1
9
8
9
J より狭い)という
W1}
と
る必要はあるが、 8
0年代議半にかなり正味資産の不平等震が高く/，]:つ
たことは疑関の余地がないように忌われる
撃的にみた場合、米震の 8
3
年の推計に比較すればまだ平等更は商い(本新究と
国i
.
8
0と報告されている〉
識:診が近い耐久端費財などを除いた正味資産のジニ保数は 0
0年のフランスの 0
.
6
9とi
立並んで、いる c
ようにみえるが、 8
また純金融資産では米国とほとんど変わるところがない。高山抱 [
1
9
8
9
J
では明らかに米国より不平等の程度が高い。米国が可処分所簿の分布にみられるよ
うι先進諸留の中で最も不平等度の高い闘であること、フランスも諮璽分化が進ん
でいると苦言われていることからすれば、戦議わが悶の平等社会の怯統も
という点ではかなり援らぎつつあると震えるかもしれない。
次に資産別にみた場合{表 6
)、金融資産の不平等の程度が拡大しているのが自
7年における実物資産の不平等
立つがこれは株式の上昇を皮聴していること、また 8
の拡大は議都圏の地備が鈎の地域に先行して上昇したことが考えられる。
5
.
2 職業主号、年齢階題慰の正味資産分布
職業別、年齢商議にみた不平等のランクは年により、また計測方法により
ある o このことはローレンツ畠錦からもうかがうことができる{関 2)。職業部で
108 日本経済研究 N
o
.
24
.
1
9
9
3
.
5
表 S 資運足分脊の概浪
島
容
0
.
5
2
4
3
0
.
8
1
0
8
0
.
9
6
2
3
0
.
6
8
6
7
0
.
5
6
5
8
0
.
8
0
2
5
0
.
8
6
7
3
0
.
7
2
7
7
0
.
5
4
0
号
0
.
8
3
3
8
09
3
4
3
0
.
7
2
0
2
0
.
5
7
7号
0
.
8
1
5
3
0‘9
1
9
1
0
.
7
1
0
6
均
0
.
6
4
5
2 0‘6
8
1
3 0
.
6
6
1
9 0
.
6
8
5
6
一md
15A
8
8
swωmW
8
7
Tco⋮
ハ
仏
金融資産
主主債
総金議資産
実物資産
〈粗〉資産
正味資産
j
主4、 5
参照
8
6
T.E
K‘W
w
8
4
8
6
8
3
0
.
5
3
5
0
.
7
7
5
5
1
l1
0
.
5
2
9
0
.
9
1
橡
0
.
6
1
6
ふ5
5
3
O
.る
さ4
0
.
7
1
0
.
5
1号
維
主
主
) 1
. T.S!
まT
a
c
h
i
詰a
n
丑k
i.
Shimono [
1
9
91
]
、 T.Eは2
高山悠
i
;
i
:W
olff[
1
鉛7
- の推計であることを示す。
0
.
7
2
0
.
6
号 *
0‘8
0
(
8
0
)
(
8
3
)
[
1
9
8
9
J、K.W!まK
e
s
s
l
e
r
'Wo
l
f
f[
1
9
昔
日
、 W
2
.T
a
c
h
i
詰a
n
a
k
i・Shimono [工的工の金融資産にはさ住命保2
創立合まない。災物資互設は佼宅用の土地、築物
の自己評綴額である。
3
. 1高山他 [
1
9
雪2
J の実物資産には耐久消費財等を含む。この他関論文においてジニ係数は土地について
0
.
5
5
3、住宅は 0
.
6
2
0と報告されている。
4
. K.Wの欄の(粗)資産は K
e
s
s
l
e
r.WoJ
f
f[
1
9
9
1
J による 1
9
8
6年の INSEEを月間いフランスの役平静のグロ
スの資産量のジニ係数である c
この他同論文では、 1
9
8
0年のフランスの CREPを用いた純資滋のジニエ係数は 0
.
6
9と報告告されている。
.
3
2、定期世間金 0
.
7
0、重量僚はO“6
8と報
また当該資産負債の保有者に限るものであるが、ジニ係数は持家0
告されている。
1
9
8
3年の SCFを用いた米国の計測では悶じく保有者に限れば、持家0
.
4
3、定期そ翼三社 0
.
7
7
、主主倹 0
.
6
8
と報告されている。
5
. W の欄の純金融資産と正味資産は 1
9
8
3年の米閣の調整済み SCFデータによる Wolff [
1
9
8
7
J の捻針。
.iE味資産には持家、耐久消費財、家計在庫、金融資産を含む。
.
8
0、総会激変緩かみを翼念、係F
余年金需撃を謀長
この他、純資産から耐久消費財、在庫を除いた資獲では 0
いて有価証券等に限った場合は、
0
.
9
4と報告している。
臨 2 職業別、年齢措屠到正味資産のローレンツ曲線
前年正味資康の騒業期
8
9年正味資産の年寝室賭壌艶{会設帯〉
1
。
集
1
.0
0
.
9
0
.
9
0
.
8
0
.
8
0
.
7
0
.
7
0
.
6
0
.
6
0
.
5
0
.
5
4
0.
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.
60
.
7 0.80.9
一………勤労幸吉険機
一…倫明一般i:It幣
0.10.20.30.40.50.60.70.80.9
25-29
歳
一一 4
5-49
歳 一 --65
歳以上
日本の職業別、年齢階層別にみた所得、資産の分布
109
衰 7 職難別、年齢籍軍(全世帯)霊I
Jの正味資濃の分脊
mm
目-匂泊
則的。臥と
ddA
層部判付
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一倒総館側純一知山間四鍛似一明捌蜘
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惨殺歳上一帯歳歳上一帯犠峨上一
11会 3 J る
設努詩的以一世帯砂州知以一世帯お川日必⋮パ必臥国い一
考 設 一 円 綴 一 者 世 一 一 歳 一 者 投 ト ト 議 一 MM 八 沢 引 て
労般却時制一如般お必佐川知削船出時紛一九河川仁川山
2
動一勤一致一ン??郡山山札口
GTA
注
110 白 木 経 済 研 究 ぬ2
4，1
鈴3
.
5
しきれないようである。
大蕗に開いた可能性
G
とも 3者のローレンツ畠鰻は究差している
.•
は8
7
年は一般t
股婚の分布が勤労者世帯の分布に対し、強くローレンツ優鵡している
が、その f
也の年では両者のローレンツ曲織は交差している。また年齢離!議別では各
職業別の不平等のランクに関する計測結果は、 T
achibanaki・
Shimono )991
]
で;ま護用者世帯のジニ標数 (
0
.
5
81)の方が一般世替のジニイ系数 (
0
.
5
4
5
) より高く、
逆に高山色 [
1
9
8
9
J ではジニ舘数が勤労者控築0
.
5
0
3
、非勤労者世帯0
.
5
0
7と一般世
馨の方が高くなっており、本研究の結果はその中間の鎮舟を訴している(表7)0
8
9
年と 8
6
年を比較した場合概ね 8
9年の方が不平等の程度:立高くなっている{例外
はタイノレの尺度を用いた勤労者世撃のケースである)。例えば、ジニ係数の%変化
でみると勤労者世帯で詰 3.7%、一般世帯では 7.9%不平等の稜度は拡大している。
にこのこと誌年齢階層別立みた 2
5 2
9
織(ジニ謀、数の%変化で 1
2.1%)、6
5
歳以
←
〈
毘1
3.2%) で轍事ぎである。年齢陪譲別にみた勤労者投撃の可処分所警の不平等
鎮向と併せて考えると、 8
0
年代のいわゆるバブル経済期に高齢者関では富の格差が
5
.
3 資産別の分脊
次に金融資産、純金融資盤、負債、実物資殺についてみる(表 8
)0 なお、金融
衰 8 職業務、年齢階腐{全殺害事)別の各費農の分布状況
負
僚
純金融資産
G 勤労者世帯
一数世帯
25-2き歳
45-4
告歳
分一待問品切以
警歳歳上
品俗世一一歳
労 般 お MMmw
勤一
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5
O
.告3幸
吉
;玄室と問答したサンプノレ、
実物資産についてマイナス
をしたサンプルは除いてある (金融資産についてはジニ保数以外の方法でも
グ
〉
計測したが、報告は雀絡する)0
職業別にみると、金融資産、業費、純金融資産では勤労者世搭の方が不平等の程
度は散いカ宮、 築物資産では逆の計測結果が簿られている
f
主義で l
ま自
融取引
O
この理由としては、 一殻
る議営業が多いことや、 一般世帯の場合必ずしも
y
していない可能住があることを畏換していることが、
えられる。
年齢階塵芸誌にみた場合、絡金融資産 i
ニ関し 6
5
議以上の階震でさ9
年に不平等の軽度
がかなり拡大していることが特設である (
8
6→ 8
9
年の先変化で32.5%)。
れ
は金融資意等の不平等の程震が拡大したことを反映しているわけであるが、 8
0
年代
後半のわが国の資産分布の流れを端的
ものとして
目される。
6
. 残された課題
本研究で辻、 8
0年代後半のわが閣の所帯、資産の不平等援の計測を通じ、
の載後の平等性が揺らいでおり、 もはやわが国が先進諮問の中で特に平等度の高い
日本(1)綴業主言、年齢階層別にみた所得、資産の分布
111
るか疑関であることを示した。社会の平等性が揺らぐこと辻その安定と
と
発堕のため立は必ずしも好ましいことではないので、その再構築が望まれる。
ここで本研究め残された課題についてまとめておく。 1つは一般世帯の可処分所
f
専の可処分所得比率関数が童書労者世帯の関数と
あるという仮定をゆるめ、
数世番独自の可処分所棒比率関数を推計することである
G
これ l
こより、より的確な
自本全体の所得分布の推計が可能になるであろう。 1つは世帯ベースの可処分所帯
也、稼得者毎の可免分所持の推計を行うことである。これは就業行動
の分布推計の f
reene
ta
l
の連いによる見かけ上の不平等(平等)め緯度を除去するよでも G
[
1
9
9
2
J 等の研究と国際比較を行う上でも有益であろう。これらが可能になればわ
が留の所得分布についてかなり知ることができるようになる。
lつ:ま資患に関するデ…タ処理の時題であるが、実物資産の中の敷地溜穣と借地
権の評{賄容i
合についてより詳細に提えることである。また、酎久消費訴を加えるこ
とも検討課題である。これにより資産分布についてより正確立分軒することが可能
であろう。
ただし、これらの
についてはデータ上の制約が畿しく今後の検討課憩とした
し
、
。
さらに大きな諒題;まこの不平等の拡大的要闘を分析することである。そのために
動自イ喬木
[
1
9
8
5
J 等で採用されている Shorrocks [
1
9
8
2
J の分解法を用いる
ことが考えられる
O
この点も残された重要な課題である。これらの分析を進めるこ
とにより、わが聞の所得、資産分布の総合的な姿がより
s
Jiらかとなるであろう。
注釈
る子設計は筆者が郵政研究所在任中に行った c 研究の便宜を閲ってくださっ
)オカ助教授及び本誌レフェ
また、大竹文雄助教授、チャールズ・*1
コメントに感謝します。無論残された誤りは筆者のみの責任に震寸る。
1)
不平等度のそれぞ、れの尺度の持つ社会的厚生関数の意義と計測方法の具体的内容について
9
J 会参照。計総方法についてはまた、
は、青木江古7
2
)
G
r
e
e
ne
ta
l[
19
9
2
Jも
J
t
lX [
1鉛 1
j はジニ係数について 5つの定義を示し、その指擦が会て等しいことを証明し
ている。
3)
従って、可処分所得の不王子等の分析は年間所得に対するもので、はない。また、 7月を開始
I合が低かったので¥そのサン
持期とする家計調査のサンプルの貯蓄動向調査に対する回答書J
1J
2 岡本主主波研究 N
o
.
24，1
9
9
3ふ
プルも徐いて計算しである号呂答の信頼性の確保のために、 l人当たり月間消資金額がお若手
戸3
以下と報告した世争警は除いてある。
僚絡で、 2万
2
主た、調交開始時期に所属する年を、以下の表では示しである。
り
建設省の建築統計年報によれば、共同住宅については
4-6階建てとする回答が最も多
かったのでその中間の 5踏とすることにしたむこれにより、データにバイアスがかかってい
ることは避けられない。しかし、わが国では大都市安中心に共同住宅に怒位する持家世帯が
かなり多く、資遣の分布を考える上で無視マきない重要性を持切っている。残念ながら、分析
0
3
9のうち敷地面積の回答のないものがお2
対象のサンプルで持家・共需住宅と回答した世帯1
あり、これらを無視する方がよりバイアスが大きいと判断し、本文のような絞り扱いをした C
住宅は持家、敷地は倍総というケ…スも当然あると考えられるが、
5)
別できないので、持家世帯の敷地は会て自己所有として計算している。この j
点も結果の解釈
に当たって留意する必獲がある。
借地権の叡会も場所によって異なるであろうが、それぞ遂一知ることは怒めて困難である
1
9
9
2
] を参考に 50%とした c ただしそこでは住宅は持家、敷地は借地のケー
ので、高山他 [
スの評係叡会である。ここでは上物の所有関係によって借地権の静儲割合が奥なることはな
。
こ
いとし f
6)貯蓄行動と貯蓄意識」は東京大学文学部社会学研究室によって行われているものである
e
k
l
e
が
、 D
きむが指摘するように l
Tンブルパイアスや回答の信頼'除に若二千問題がある。
会冨消費実態調査はわが懇でも最も詳細なサーベイデータであり、その信頼度は高いもの
月でみるので、所得を知るよで重要な意味を持つボーナス(多
があるが、策変異再開が 9-11
2月支給)を別途捻針しなければならない。
くは、 1
また本研究で使用した家計調変・貯蓄動向調査については、現在のわが還の統計調査が共
通して抱える問題であるが、剰資を拒ミ去する世帯が多くそのためにサンプリングバイアスが
生じていると指摘されることがあるむ従って本研究もその問題を免れてはいなし h
このようにわが盟の家計の所得・撃を還の分布に用いられているデータは、それぞれ何らか
の問題を持っているが、統計作成については本研究の範囲を越えるので縁題の存在を指摘す
るにとどめる。
7)
出式に基づく推計結果は表機 lの通りでるる。
(
5
)式の推計の他、各月の収入総績を F
おいた
r=cons十 α
Ii αzW十 α
'
3
f
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:
"<
<
4
0十 α
5
1
ふε
十
i:l¥又入総額、
土地の時郷、
W:就業者数、
f
:扶養毅数、。:
(
有 =1)、1:所有
ε:談差項、正規分布を仮定
の殺計も行い、それに器づくジニ係数等の算出もしたが、一般世帯における収入総額を部答
した世帯が務しく少なかったので報告は省略する o
また、 y
i、 iと 1に替えて収入総額/収入総額王子均、
(時倒/王子均地価) x敷地面積の推計
も行ったが、推計結果の符号条件は変わらなかったこと、この推計を基にして計算したジニ
5
)
式に基づく結果を幸疑念する。
もほとんど変わらなかったので、 (
5本(1)機業別、Af.議合総層)l!J.こみた所得、資援の分務
113
G
r
!
問 ne
ta
l[
1
9
9
2
J、 Braun )988J の研究は、尺度のとりかたにより不平等のランクが
8)
変わることを実際に示している，~までも興味深い。これは、不平等の言t~.郊には複数の尺度を用
いる方がよりベターであることを示唆しているとも震えよう
G
なおこれらの研究の他、 B
i
s
h
o
pe
ta
l[
1約 2
J は1
9
6
9、 1
9
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王子の C
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用いて、米国の所得の受け手の単位 (
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むo
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c
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tu
n
i
t
) としての没後ベースでジニ
係数は 7
9
年非南部 0
.
3
9
9
1 (69~ は 0.3948) 、南部 0.4149 (問。.42
6
7
) と報告している。
9)
会世帯の可処分所得の年齢階層別の分布状況は表補 2に掲げる漁りである。
表 鴇 1 勤労者世帯容の可知分所待比率の推計結果
c
o
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(
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注) ( )内は t鎖
。
表構 2 年齢階蟻望号可処分所帯の分寄(全世帯)
0
.
1
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