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ゆきさいのら
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1 Dscusson Paper No

2 Bvarate Probt Model 0.24% 0.4% 5.%.% %.% Keyword Bvarate Probt Model 6- TEL & FAX: E-mal:

3 % / (995) 53.8% 46.2% 3 myopc 2

6 / 65,000 5

7 /3 / /40 40/40 W W -A-C-D A C 25 B D 40 W C D r p W -G r r r p W -H-C-D U = u c ) + ρ u( ) ( c2 u() dc 8 2 u ( c) = p dc p u ( c2 ) 6

8 U U 2 U U U 3 C C Notch U 2 C (999) (999) W -A-E-F r p r W -G U 3 U 4 r p

9 W

10 % 5.2 M = + α A + α U + α I + α F + α R + α H + α E + α S + α T + u * α 0 A U I F R H E S T M M * = f M 0 0 otherwse P = + β A + β U + β I + β F + β R + β H + β E + β S + u * β 0 A U I F R H E S P P * = f P 0 0 otherwse M P E[ u ] = E[ u ] = 0 M P Var[ u ] = Var[ u ] = M Cov[ u, u P ] = ρ M * Latent Varable 9

11 0 P * Latent Varable M, P M 0 P 0 2 A U 0 3 I ( ) F R H 0 S 0 E 0 T Bvarate Probt Model Probt Model SUR Seemngly Unrelated Regresson Pr( Y w * 2 w * = M, Y2 = P ) = Φ 2 ( w, w 2, ρ ) = φ( z, z2, ρ ) dz dz 2 z α + α A + α U + α I + α F + α R + α H + α S + α E + α T = 0 A U I F R H S E T (995) 0

12 z 2 β + β A + β U + β I + β F + β R + β H + β S + β = 0 A U I F R H S E E w w = ( 2M ) z 2 = ( 2P ) z2 * ρ (2M )(2P )ρ φ( z =, z 2 exp( / 2( z, ρ ) = * 2 + z 2 2 2π ( ρ 2ρ z * *2 / 2 ) z 2 ) /( ρ *2 ) 5.3 U ( ) F I A 999 H ρ 5.4 U F 5 R F H

13 2 A A I F U % 0.4% 8.2% 5.7% 5.%.% % H 8 Bvarate Probt Model X Greene(2000) Chrstofdes et al (997) Φ Φ + Φ = = 0 ) 0] ([ ) 0] ([ ) ( ) 0, ( E E E T E n X X g g X X X or P M E β β β β β β φ α α α β Φ = Φ = *2 2 * 2 2 *2 * 2 ) (, ) ( ρ ρ φ ρ ρ φ w w w g w w w g

14 0.55%.% 5.5 (lnl ) orthogonal orthogonal

15 C 25 W -C C U 3 C 4

17 6

18 Conjont Analyss Ecksten,Z., M.Echenbaum and D.Peled(985), Uncertan Lfetmes and the Welfare Enhancng Propertes of Annuty Markets and Socal Securty., Journal of Publc Economcs, Vol.6, pp Fredman,B and W.Warshawsky(990), The Cost of Annutes: Implcaton for Savng Behavor and Bequests., Quarterly Journal of Economcs 05(), pp Greene,W(2000) Econometrc Analyss. Fourth Edton, Prentce Hall Greene,W(996), Margnal Effects n the Bvarate Probt Model. Workng Paper No.96-, Department of Economcs, Stern School of Busness, New York Unversty Chrstofdes,L., T.Stengos and R.Swdnsky(997), On the Calculaton of Margnal Effects n the Bvarate Probt Model, Economcs Letters 54, pp

20 表記述統計量国民年金加入者国民年金未加入者平均標準偏差最小値最大値平均標準偏差最小値最大値個人年金加入者年齢失業無業者世帯所得 , ,300 本人所得 , ,000 世帯所得 ( 本人を除く ) , 金融資産合計 774, , ,50 金融資産合計 ( 除く個人年金 ) 729, , ,50 実物資産,497 4, , , ,000 病気病気がち学歴性別都市規模注 ) 総サンプル数は 6 であり内訳は国民年金加入者が 55 未加入者が 60 である個人年金加入者失業無業者病気病気がちは該当の場合にそれ以外に 0 をとるダミー変数である性別は男性の場合に女性の場合に 0 となるダミー変数であり都市規模は人口 5 万以上の都市に住む場合にそれ以外に 0 となるダミー変数である学歴は短大卒以上をそれ以外を 0 とするダミー変数である各所得資産の単位は万円である図 2 国民年金未加入率の年齢別推移未加入率年加入のための限界年齢才才才才才才才才注 )20-34 才と才の年金未加入率はそれぞれ 0.75(0.382) 0.079(0.27) である ( 括弧内は標準偏差 ) 平均値の差の検定は t 値が 3.75 であり % 基準で平均値に差がないという仮説は棄却される

21 表 2 国民年金未加入選択関数及び個人年金選択関数の推計結果係数標準誤差 t 値 p 値国民年金未加入選択関数年齢失業無業者世帯所得 ( 本人を除く ) 金融資産合計 ( 除く個人年金 ) 実物資産病気病気がち学歴性別都市規模個人年金選択関数年齢失業無業者世帯所得 ( 本人を除く ) 金融資産合計 ( 除く個人年金 ) 実物資産病気病気がち学歴性別 ρ LogL 注 ) サンプル数は 6 推計方法は Bvarate Probt Model である各変数の定義は表を参照

22 表 3 国民年金未加入選択に対する限界効果個人年金加入の場合個人年金未加入の場合限界効果標準誤差限界効果標準誤差年齢失業無業者世帯所得 ( 本人を除く ) 金融資産合計 ( 除く個人年金 ) 実物資産病気病気がち学歴性別都市規模注 ) 個人年金の加入行動を一定 ( 左欄は個人年金加入右欄は未加入 ) とした場合の条件付きの限界効果である標準誤差は Delta Method により求めている

23 表 4 各要因別モデルの対数尤度 (lnl) の比較フルモデル流動性制約要因逆選択要因 ( 世代間不公平要因 ) ( 予想死亡年齢要因 ) 表 2の推計結果より作成再推計して作成