投稿論文

日本における女性の生活満足度と幸福度――パネルデータによる相対所得仮説と順応仮説の検証

樋口 美雄（慶應義塾大学商学部 教授）

何芳（慶應義塾大学大学院商学研究科 博士課程）

1. はじめにいくため、主観的幸福度は元の水準に戻るという仮説（Frey 2008）である。

たとえ所得が増加しても人々の幸福度は必ず

幸福度研究においては、効用と主観的幸福度のしも高まらないという「幸福のパラドックス」
は関係、あるいはそれらの違いが、議論の対象となっEasterlin（1974）によって初めて指摘され、そている。生活満足度と幸福度は、主観的指標であの後、多くの研究者によっても確認されているるため、経済学における効用と比べ厳密性に欠け（Frey and Stutzer 2002; Clark et al. 2008 なると指摘される。しかし、効用と似ている指標とど）。Easterlin（1974）によると、一時点におけして、その規定要因を明らかにすることは、本来る階層別横断面比較では、所得が高い人ほど幸福

測定することのできない効用水準を把握することと考える人は増えるが、時系列比較では、一人当に有益な情報を与えることができ、政策制定に新たり実質 GDP が大幅に増加したにもかかわらず、

たな知見を与えることになると本研究では考えて主観的幸福度は上がらないという。さらに国際的いる。

な横断面比較では、所得が高い国ほど幸福な人が

本稿の構成は以下のとおりである。第 2 節では多いとは限らない。
「幸福のパラドックス」を示す

先行研究と本稿の特徴を紹介し、第 3 節では、理1）

典型的な例として、高度経済成長を経験した日本論仮説を提示する。第 4 節では、利用するデータがよく挙げられている。

について述べ、推定式の設定および推定結果を説

近年、特に1990年代に入ってから、幸福度研究は急速に発展してきた。しかし、この分野におけ明し、最後に本稿の分析から得られた結論をまとめる。

るわが国のパネルデータを用いた実証研究はまだ少ない。本稿では、こういった現状を踏まえ、「幸
福のパラドックス」に対して解答を得ようとして

2. 先行研究のサーベイと本稿の特徴

設定された「相対所得仮説」と「順応仮説」につ

（1）
先行研究

いて、
『消費生活に関するパネル調査』の個票デー（a）「相対所得仮説」
・「順応仮説」についてタを用いた計量分析で検証する。
「相対所得仮説」

相対所得仮説が、主観的幸福度が他人との比較とは、個人の主観的幸福度は、絶対所得のみならを通じて決定されると考えているのに対し、順応ず、自分と同じ属性を持つ周囲の人々と比較した

仮説は、主観的幸福度が自分の過去から影響を受相対所得からも影響を受けるという仮説（Clark

けると主張している。

and Oswald 1996）であり、「順応仮説」とは、「相対所得仮説」
については、欧米の研究では、所得の増加は一時的には主観的幸福度の上昇をも

個人の主観的幸福度は他人の所得と負の相関を持たらすが、個人は次第に新たな所得水準に慣れてつ（Luttmer 2005）
ことや、自分の位置する相対的62

日本における女性の生活満足度と幸福度

ポジションから影響を受ける（Ferreri-Carbonell

松浦（2007）
は、男性の場合は、子どもの数が増え

2005; Clark and Oswald 1996）
ことが確認されてると生活満足度が上昇するのに対して、女性は子いる。日本の研究について、本稿と同じように『消どもの数が増えると生活満足度が低下する傾向に

費生活に関するパネル調査』を利用した浦川・松あることを確認している。本稿の利用するデータ

浦（2007）
は、パネル順序プロビット推計を行い、セットを用いて、出産前後の女性の生活満足度と有配偶者について、相対所得仮説が支持されたこ

幸福度を確認したところ、妊娠中および出産直後とを示している。さらに所得と主観的幸福度の関に女性の生活満足度と幸福度は高まるが、その後、係について、白石・白石（2010）
は幸福度と生活満

次第に低下する傾向にあることが示されている。

足度について、所得・消費水準が高く、有配偶でこうした点を考慮し、本稿では子どもの数ではなあると上昇することを確認した。色川（1999）
は、く、最後に子供を産んでからの経過年数を示す末

有配偶者における所得と生活満足度に正の相関が子年齢に注目する。

あるが、相関係数の値が小さいため、所得は生活満足度を大きく変化させる要因ではないと指摘している。山口（2009）
は夫に対する「心の支えとな（c）
就業について一般には働くこと自体、苦痛が伴い、また余暇る人としての信頼度」と「経済力信頼度」
を主な構

時間が削られることから、就業は効用に負の影響成要因とする「妻の夫婦関係満足度」
を分析し、前を与えると考えられる。しかし、働くことによっ者の夫婦関係満足度への影響は後者の影響より 3て、所得が増え、また達成感により自己実現がで倍強大きいと結論づけている。

きる面では、就業は個人の効用を上げる可能性も「順応仮説」の主張では、人々は新たな所得水準ある。就業が女性の主観的幸福度に与える効果にに慣れていくため、所得の増加は主観的幸福度のついて、日本の研究では、白石・白石（2010）
は、

長期的な上昇をもたらさない（Frey 2008）。所得

有配偶で就業していると幸福度は低下するが、非から得る満足度は、個人の過去の所得水準から影婚で働いている人よりは幸福であると指摘してい響を受けている。Di Tella et al.（2007）
は、ドイる。本稿では、所得が同じでも就業形態により生ツのパネルデータを利用して、順応仮説を検証し、活満足度や幸福度が異なる可能性があるため、労所得の増加が与える幸福度への影響は 4 年目以降、働時間をコントロールした上で、所得の他に、就消えてしまうと論じている。

業形態や就業の有無を示す変数を説明変数として
加える。

（b）
結婚と子どもを持つことについて一般に有配偶者の幸福度が未婚者に比べ高いこ

（2）
本稿の特徴

とは多くの研究で確認されている。ただし結婚が本研究の特徴は以下の 4 点にある。1）
17 年間の

主観的幸福度に与える影響について、結婚が人を長期にわたるパネルデータ を用いて相対所得仮

幸せにするのか、あるいは幸せな人ほど結婚しや説と順応仮説を検証する、2）
個人の異質性をコン

すいのか、因果関係の特定化は難しい。ドイツのトロールした上で、結婚期間、末子年齢、就業がパネルデータを利用した Lucas and Clark（2006）

女性の生活満足度と幸福度に与える影響を考察す

は、幸福度の高い人ほど結婚する傾向が強いこと

る、3）
生活満足度と幸福度の両方を考察する 、4）と、結婚は幸福度の短期的な上昇をもたらすが、全サンプル、有配偶、無配偶という 3 種類のサン

長期的には幸福度に影響しないことを示している。

プルに分けて 、パネル固定効果・変量効果の推

本稿は、結婚年数に伴い、生活満足度と幸福度は

定を行う。

2）

3）

4）

どのように変化するかを考察する。とくに、結婚
期間に注目して分析を進めている。
子どもが主観的幸福度へ与える効果について、63

季刊家計経済研究

2013

図表 -1 参照グループの分け方について
出生コーホート 婚姻状態
1959-1964
1965-19691970-1974
1975-1979

学歴
都市規模
中学・高校・専修学校・ 大都市
大都市以外
有配偶
専門学校卒
大都市
短大・高専卒
大都市以外
大都市
無配偶
大学・大学院卒
大都市以外

SUMMER

No.99

は順応仮説に対応している。
ている。ln（yit/yit*）
yit は第 i 個人の t 期における絶対所得であり、yit*
は過去 3 年間等価所得の平均である。式
（2）
は式
（3）
のように分解することができる。順応仮説の考
えでは、自分の過去の所得水準との比較を表す lnが大きいほど、主観的幸福度の水準が高（yit/yit*）
いことになる。従って、式（3）での過去 3 年間のがマイナ
等価所得の平均 yit* のパラメータ（− β2）スで有意な場合は、順応仮説が支持されることに

3. 理論仮説なる。

（1）
相対所得仮説の検証
本稿では、相対所得に対応する変数として、「ln（本人等価所得／参照グループの平均等価所得）」

Happinessit ＝β1ln
（yit）
+β2ln
（yit/y*it）+Z'itγ+εit（2）を用いている。個人の相対的な社会経済的属性をHappinessit ＝（β1+β2 ）
ln
（yit）
−β2ln
（y*it）+Z'itγ+εit

考えて、同じ出生コーホート・学歴・都市規模・（3）

婚姻状態の調査対象者を参照グループと定義している。
ここでは、Clark et al.（2008）を参照して、相対所得仮説は次式によって示されると考える。

4. 実証分析（1）
利用するデータと推定手法（a）利用するデータHappinessit ＝β1ln（yit）+β2ln（yit/y*ijt）+Z'itγ+εit（1）Happinessit は幸福度と生活満足度を表す変数で本稿の分析では、（公財）
家計経済研究所の『消費生活に関するパネル調査』（1993 年～ 2009 年、の個票データを利用する。本以下は JPSC と呼ぶ）
調査は、1993 年より始まり、現在に至るまで毎年ある。yit は第 i 個人の t 期における絶対所得であり、（参照グループ）j の所
y*ijt は第 i 個人の比較対象

10 月に追跡調査を行っている。1）
1993 年に 24 ～得である。Zit′は個人の属性や労働時間などその女性 500 人、
3）
2003 年に 24 ～ 29 歳の女性 836 人、他の要因を指している。パラメータ β2 がプラスで4）2008 年に 24 ～ 28 歳の女性 636 人の 4 つのコー有意な場合は、相対所得仮説が支持されることにホートから構成されている。本稿は、年次ダミー

34 歳の女性 1,500 人、2）
1997 年に 24 ～ 27 歳の「参照グループの平均等価なる。本稿では、y*ijt を設定の関係で、2008 年に追加されたサンプルを除所得」と定義している。等価所得の計算についていて分析している。また、サンプルの条件を整えは、有配偶の場合は「夫婦の合計年収／（2 ＋子どるために、無配偶で子ども有りサンプルを推定か、無配偶の場合は、本人の年収となっもの数） 」

ら除外した。

0.5ている。年収は総務省統計局公表の「帰属家賃を

本稿は、JPSC における「生活満足度」、「幸福度」

除く CPI」
を用いて実質の値に直して使用していの調査項目を利用して分析する。生活満足度につる。

いて、「あなたは生活全般について満足していますか」という質問に対して、「満足」、「どちらかと（2）
順応仮説の検証
相対所得仮説の考えと同じ式（1）で順応仮説の言えば満足」、「どちらとも言えない」、「どちらかと言えば不満」、「不満」という 5 段階の選択肢を考えを説明することができる。ここでは、過去の設けている。幸福度については、「あなたは幸せ

所得水準を過去 3 年間の等価所得の平均と定義しだと思っていますか。それとも、不幸だと思って64

日本における女性の生活満足度と幸福度

図表 -2 記述統計量
全サンプル
有配偶者
平均値
標準偏差
平均値
標準偏差
相対所得仮説の検証（生活満足度）に用いた変数の記述統計
生活満足度
3.474
0.953
3.484
0.958
ln（等価所得）
5.641
0.534
5.704
0.450
ln（等価所得／参照所得）−0.0770.499−0.0860.427
年齢33.8615.880
35.1345.696
24 ～ 29 歳ダミー（ref）
0.270
0.444
0.178
0.383
30 ～ 34 歳ダミー
0.315
0.465
0.321
0.467
35 ～ 39 歳ダミー
0.226
0.418
0.267
0.442
40 ～ 44 歳ダミー
0.134
0.340
0.164
0.371
45 ～ 50 歳ダミー
0.055
0.228
0.070
0.255
無配偶者（ref）
0.272
0.445
結婚 1 年目ダミー
0.021
0.142
0.028
0.166
結婚 2 年目ダミー
0.026
0.159
0.036
0.186
結婚 3 年目ダミー
0.031
0.173
0.042
0.202
結婚 4 年目ダミー
0.035
0.183
0.048
0.213
結婚 5 年目ダミー
0.037
0.190
0.051
0.221
結婚 6 年目ダミー
0.041
0.198
0.056
0.231
結婚 7 年目ダミー
0.043
0.202
0.059
0.235
結婚 8 年目ダミー
0.044
0.204
0.060
0.237
結婚 9 年目ダミー
0.043
0.204
0.059
0.237
結婚 10 年目ダミー
0.043
0.202
0.059
0.235
結婚 10 年以上ダミー
0.362
0.480
0.497
0.500
子ども無し（ref）
0.366
0.482
0.128
0.335
末子 0 ～ 3 歳
0.249
0.432
0.341
0.474
末子 4 歳以上入学前
0.109
0.311
0.149
0.356
末子小学校
0.178
0.382
0.244
0.429
末子中学校以上
0.100
0.299
0.137
0.344
親同居ダミー
0.455
0.498
本人の親との同居ダミー
0.087
0.283
夫の親との同居ダミー
0.243
0.429
週労働時間
24.17220.50918.00319.140無業（ref）
0.370
0.483
0.479
0.500
正規就業ダミー
0.332
0.471
0.200
0.400
パート就業ダミー
0.262
0.440
0.279
0.449
自営ダミー
0.064
0.245
0.073
0.261
町村（ref）
0.146
0.354
0.158
0.365
大都市
0.266
0.442
0.241
0.428
都市
0.587
0.492
0.601
0.490
Obs
21276
Obs
15487
相対所得仮説の検証（幸福度）に用いた変数の記述統計
全サンプル
有配偶者
幸福度
3.891
0.809
3.921
0.814
ln（等価所得）
5.649
0.538
5.711
0.454
ln（等価所得／参照所得）−0.0680.500−0.077
0.430
Obs
19057
Obs
14004
順応所得仮説の検証（生活満足度）に用いた変数の記述統計
全サンプル
有配偶者
生活満足度
3.453
0.946
3.458
0.957
ln（等価所得）
5.702
0.508
5.749
0.438
ln（過去 3 年平均等価所得）
5.678
0.477
5.728
0.396
Obs
11352
Obs
8438
変数名

無配偶者
平均値
標準偏差
3.448
5.473
−0.05230.456
0.517
0.299
0.117
0.052
0.015

0.938
0.685
0.654
4.934
0.500
0.458
0.322
0.221
0.122

0.786

0.410

40.676
0.077
0.685
0.215
0.040
0.116
0.334
0.551
Obs

13.845
0.267
0.464
0.411
0.196
0.320
0.472
0.497
5789

無配偶者
3.808
0.789
5.476
0.693
−0.042
0.656
Obs
5053
無配偶者
3.438
0.915
5.564
0.652
5.531
0.637
Obs
2914

注 : 紙幅の制約上、記述統計量は一部だけの掲載となる

65

季刊家計経済研究

2013

SUMMERNo.99

図表 -3 相対所得仮説の検証および女性の生活満足度と幸福度の規定要因（全サンプル）
生活満足度
推定式 1
推定式２
固定効果
変量効果
固定効果
変量効果
ln（等価所得）0.21730.2644[12.62]***[17.40]***ln（等価所得／参照所得）0.21630.2464[12.57]***[16.02]***24 ～ 29 歳
30 ～ 34 歳
0.0268−0.0158
0.0263−0.0083[1.26][−0.92][1.24][−0.48]35 ～ 39 歳
0.0268−0.0655
0.0269−0.0502[0.74][−2.54]**[0.74][−1.94]*40 ～ 44 歳−0.0187−0.1589−0.0183−0.1372[−0.36][−4.46]*** [−0.35][−3.84]***45 ～ 50 歳−0.0413−0.2222−0.0407−0.1946[−0.58][−4.55]*** [−0.57][−3.97]***
無配偶
結婚 1 年目
0.11950.15330.182
0.2332[2.74]***[3.76]***[4.26]***[5.82]***
結婚 2 年目
0.016
0.05420.078
0.1333[0.36][1.35][1.81]*[3.37]***
結婚 3 年目
0.03250.06390.09410.1426[0.73][1.58][2.14]**[3.58]***
結婚 4 年目−0.0832−0.0492−0.0215
0.0289[−1.81]*[−1.20][−0.47][0.71]
結婚 5 年目−0.1035−0.0624−0.04190.015[−2.19]**[−1.49][−0.90][0.36]
結婚 6 年目−0.1619−0.1213−0.1−0.0436[−3.39]*** [−2.90]*** [−2.12]**[−1.06]
結婚 7 年目−0.145−0.1008−0.0831−0.0232[−2.97]*** [−2.37]**[−1.72]*[−0.55]
結婚 8 年目−0.2081−0.162−0.1462−0.085[−4.19]*** [−3.77]*** [−2.97]*** [−2.00]**
結婚 9 年目−0.1921−0.1526−0.1301−0.0758[−3.78]*** [−3.49]*** [−2.59]*** [−1.75]*
結婚 10 年目
−0.1721−0.1287−0.11−0.0514[−3.30]*** [−2.88]*** [−2.13]**[−1.16]
結婚 10 年以上
−0.1988−0.1556−0.1364−0.0779[−3.82]*** [−3.64]*** [−2.64]*** [−1.84]*
子ども無し
末子 0 ～ 3 歳−0.0445−0.0325−0.0438−0.0387[−1.31][−1.07][−1.29][−1.26]
末子 4 歳以上入学前−0.0679−0.0588−0.0668−0.0645[−1.74]*[−1.67]*[−1.72]*[−1.83]*
末子小学校−0.0976−0.0862−0.0965−0.0921[−2.36]**[−2.34]**[−2.34]**[−2.50]**
末子中学校以上−0.1701−0.1569−0.1689−0.1627[−3.49]*** [−3.64]*** [−3.46]*** [−3.77]***
親同居ダミー−0.1023−0.0523−0.1004−0.0547[−4.34]*** [−2.68]*** [−4.25]*** [−2.79]***
週労働時間−0.0046−0.0049−0.0046−0.0048[−6.89]*** [−7.71]*** [−6.88]*** [−7.52]***

66

幸福度
推定式 1
推定式２
固定効果
変量効果
固定効果
変量効果
0.0626
0.1083[4.14]***[8.07]***
0.0632
0.0942[4.18]***[6.94]***−0.036[−1.94]*−0.0319[−1.02]−0.0568[−1.27]−0.0767[−1.26]−0.0774[−5.05]***−0.1139[−5.02]***−0.1779[−5.70]***−0.2304[−5.44]***−0.0361[−1.95]*−0.032[−1.03]−0.0569[−1.27]−0.0768[−1.26]−0.0739[−4.82]***−0.1072[−4.72]***−0.1688[−5.40]***−0.219[−5.16]***0.254[6.66]***
0.1611[4.15]***
0.1203[3.00]***
0.0357[0.87]−0.0059[−0.14]−0.0843[−1.97]**−0.0432[−0.98]−0.0798[−1.79]*−0.0667[−1.46]−0.0712[−1.52]−0.1065[−2.26]**

0.2917[8.17]***
0.2019[5.65]***
0.1579[4.32]***
0.0736[1.99]**
0.0384[1.02]−0.0408[−1.09]0.0007[0.02]−0.0302[−0.79]−0.0167[−0.43]−0.0167[−0.42]−0.0556[−1.45]0.2723[7.28]***
0.1795[4.71]***
0.1386[3.50]***
0.0541[1.33]
0.0124[0.30]−0.0658[−1.55]−0.0247[−0.57]−0.0613[−1.39]−0.0481[−1.07]−0.0526[−1.13]−0.0877[−1.88]*0.3265[9.31]***
0.2363[6.73]***
0.1922[5.35]***
0.1075[2.95]***
0.0718[1.94]*−0.0072[−0.19]0.0344[0.91]
0.0032[0.08]
0.0164[0.43]
0.0167[0.42]−0.0219[−0.58]−0.0018[−0.06]−0.0487[−1.40]−0.0752[−2.04]**−0.1106[−2.56]**−0.0739[−3.51]***−0.0028[−4.88]***0.0128[0.47]−0.0437[−1.39]−0.0702[−2.14]**−0.1045[−2.76]***−0.0457[−2.61]***−0.0028[−5.17]***−0.0015[−0.05]−0.0484[−1.39]−0.0749[−2.03]**−0.1103[−2.55]**−0.0733[−3.48]***−0.0028[−4.89]***0.0083[0.30]−0.0477[−1.52]−0.0741[−2.26]**−0.1083[−2.85]***−0.0476[−2.71]***−0.0027[−5.05]***

日本における女性の生活満足度と幸福度

無業
正規就業ダミー
パート就業ダミー
自営ダミー
町村
大都市
都市
定数項
R （within）
2
R （between）
2
R （overall）
2

hausmanNumber of groups
Number of obs

生活満足度
推定式 1
推定式２
固定効果
変量効果
固定効果
変量効果
0.038
[1.29]
0.0086[0.35]
0.0936[2.74]***

0.0513[1.83]*−0.0056[−0.24]0.1045[3.36]***−0.0248−0.0322[−0.60][−1.03]−0.0526−0.0234[−1.71]*[−0.93]2.489
2.2287[22.63]***[25.02]***0.04770.04630.04710.07370.05190.0648χ2（43）=146.10
Prob>χ2=0.0000
2707
21276

0.0383[1.29]
0.0083[0.34]
0.0926[2.71]***

0.0565[2.01]**−0.0081[−0.35]0.1032[3.32]***−0.0023−0.0027[−0.05][−0.09]−0.0524−0.0217[−1.70]*[−0.86]3.678
3.6594[62.69]***[85.27]***0.04770.04660.03570.05530.04570.0553
χ2（43）=122.85
Prob>χ2=0.0000
2707
21276

幸福度
推定式 1
推定式２
固定効果
変量効果
固定効果
変量効果
0.0015[0.06]−0.0127[−0.61]0.0374[1.26]

0.0011[0.04]−0.0235[−1.17]0.0513[1.88]*−0.0148−0.014[−0.41][−0.50]−0.0187−0.007[−0.70][−0.31]
3.68783.4345[38.54]***[43.67]***0.069
0.06740.02610.04950.0475
0.0617
χ2（41）=174.54
Prob>χ2=0.0000
2552
19057

0.0014[0.06]−0.0128[−0.61]0.037[1.24]

0.0044[0.18]−0.0246[−1.23]0.0503[1.85]*−0.0081−0.0022[−0.22][−0.08]−0.0185−0.0062[−0.70][−0.28]4.02984.0186[80.37]*** [106.88]***0.069
0.06780.02310.04070.0457
0.0569χ2（41）=147.49
Prob>χ2=0.0000
2552
19057

注 : 1）［］
内の値は標準誤差を表す
2）*、**、*** は有意水準が10％、5％、1％を示す
3）パネル固定効果と変量効果による推定
4）推定に2003年をベースにして年次ダミーを入れているが、紙幅の制約上、掲載を省略したいますか」という質問に対して、「とても幸せ」、「まの要素による個人差が存在するため、Ferrer-i-

あまあ幸せ」「、どちらでもない」「、すこし不幸」「、とCarbonell and Frijters（2004）
が主張するようにても不幸」という 5 つの選択肢を設けている。調時間を通じて変化しない要因をコントロールする

査票では、
「1」
が、満足、とても幸せ、であるのことが重要である。順序プロビット、順序ロジッに対して、本稿の分析では、推定における解釈をトの固定効果モデルには一致性の問題が存在する

容易にするため、その順番を逆にした。なお、生ため、本稿は個人の異質性をコントロールするこ

活満足度について 1993 年から、幸福度についてとを優先し、線形のパネル固定効果・変量効果モ

1995 年から、毎年調査されている。

デルを利用する 。ただし、線形モデルを使うと、5）分析に使用するデータセットについて、図表−2数値化した幸福水準の 1 と 2 の違いは 2 と 3 の違は記述統計量を提示している。生活満足度の有効いに等しいと仮定してしまう問題点は残る。先に回答数は延べ 21,276 人であるのに対して、幸福度推定結果を報告すると、推定モデルのいずれも固の有効回答数は延べ 19,057 人である。

定効果モデルが支持され、生活満足度と幸福度を分析する際に、個人の異質性を配慮することは重

（b）
推定手法

要であることを示唆している。

分析手法について、これまでの研究では、個さらに、時間を通じて変化する時代効果をコン

人の主観的幸福度を序数的に扱う重要性を主張

トロールするために、2003 年をベースにした年次

し、順序ロジットか順序プロビットを利用するもダミーを入れている。なお、年次ダミーに関するのが多い。しかし、幸福度水準には生まれつき推定結果の提示と解釈については、紙幅のため省
67

季刊家計経済研究

2013

SUMMER

No.99（有配偶者）
図表 -4 相対所得仮説の検証および女性の生活満足度と幸福度の規定要因
生活満足度
推定式 1
推定式２
固定効果
変量効果
固定効果
変量効果
ln（等価所得）0.32310.3835[12.93]***[17.61]***ln（等価所得／参照所得）
0.32240.3676[12.91]***[16.66]***24 ～ 29 歳
30 ～ 34 歳
0.034−0.00310.03390.0108[1.28][−0.14][1.28][0.48]
35 ～ 39 歳
0.0438−0.0573
0.0441−0.0307[1.03][−1.77]*[1.04][−0.95]40 ～ 44 歳
0.0313−0.1467
0.0317−0.1094[0.52][−3.43]***[0.53][−2.55]**45 ～ 50 歳
0.0686−0.18810.0685−0.1418[0.84][−3.35]***[0.84][−2.52]**
結婚 1 年目
結婚 2 年目−0.111−0.1094−0.1114−0.1108[−2.31]**[−2.39]**[−2.32]**[−2.42]**
結婚 3 年目−0.0865−0.0981−0.0871−0.0998[−1.75]*[−2.12]**[−1.76]*[−2.16]**
結婚 4 年目−0.1909−0.2135−0.1912−0.2161[−3.74]*** [−4.54]*** [−3.75]*** [−4.59]***結婚 5 年目−0.2022−0.226−0.2027−0.2292[−3.83]*** [−4.72]*** [−3.84]*** [−4.78]***
結婚 6 年目−0.244−0.2808−0.2444−0.2843[−4.51]*** [−5.82]*** [−4.52]*** [−5.89]***
結婚 7 年目−0.2194−0.2617−0.2197−0.2655[−3.93]*** [−5.32]*** [−3.93]*** [−5.40]***結婚 8 年目−0.2736−0.3224−0.2739−0.3271[−4.75]*** [−6.44]*** [−4.75]*** [−6.53]***
結婚 9 年目−0.2502−0.3136−0.2507−0.319[−4.21]*** [−6.15]*** [−4.22]*** [−6.24]***
結婚 10 年目
−0.2236−0.2911−0.2239−0.2964[−3.64]*** [−5.58]*** [−3.65]*** [−5.67]***
結婚 10 年以上
−0.2271−0.3143−0.2274−0.3199[−3.54]*** [−6.06]*** [−3.54]*** [−6.15]***
子ども無し
末子 0 ～ 3 歳
0.00710.00710.0073−0.0028[0.18][0.21][0.19][−0.08]
末子 4 歳以上入学前−0.0167−0.0246−0.0165−0.0349[−0.38][−0.65][−0.38][−0.93]
末子小学校−0.0256−0.0473−0.0257−0.0586[−0.55][−1.21][−0.55][−1.50]
末子中学校以上−0.0604−0.1145−0.0607−0.1267[−1.09][−2.50]**[−1.09][−2.76]***
親と別居
本人の親と同居−0.0237−0.0155−0.0232−0.0194[−0.47][−0.39][−0.46][−0.49]夫の親と同居−0.2246−0.1457−0.225−0.1515[−6.04]*** [−5.27]*** [−6.05]*** [−5.46]***
週労働時間−0.0048−0.0049−0.0048−0.0048[−6.24]*** [−6.70]*** [−6.22]*** [−6.62]***

68

幸福度
推定式 1
推定式２
固定効果
変量効果
固定効果
変量効果
0.139
0.1925[6.39]***[10.08]***0.13710.1776[6.31]***[9.19]***−0.0107[−0.45]−0.003[−0.08]−0.0067[−0.13]−0.0021[−0.03]−0.0348[−1.71]*−0.0649[−2.25]**−0.1209[−3.19]***−0.1689[−3.44]***−0.0108[−0.46]−0.0029[−0.08]−0.0066[−0.13]−0.0022[−0.03]−0.0284[−1.39]−0.052[−1.80]*−0.103[−2.72]***−0.1468[−2.99]***−0.0854[−2.01]**−0.1211[−2.76]***−0.1996[−4.40]***−0.2413[−5.17]***−0.3095[−6.44]***−0.2651[−5.33]***−0.3025[−5.91]***−0.2841[−5.38]***−0.2868[−5.26]***−0.311[−5.44]***−0.0853[−2.10]**−0.1315[−3.19]***−0.2226[−5.31]***−0.2644[−6.22]***−0.3442[−8.00]***−0.308[−7.02]***−0.3463[−7.78]***−0.3351[−7.38]***−0.3402[−7.32]***−0.3849[−8.28]***−0.0856[−2.02]**−0.1214[−2.76]***−0.1998[−4.40]***−0.2416[−5.17]***−0.3097[−6.45]***−0.2652[−5.34]***−0.3026[−5.91]***−0.2843[−5.39]***−0.2869[−5.26]***−0.311[−5.44]***−0.0863[−2.13]**−0.1326[−3.21]***−0.2245[−5.35]***−0.2667[−6.27]***−0.3465[−8.05]***−0.3103[−7.07]***−0.3491[−7.83]***−0.3383[−7.45]***−0.3432[−7.38]***−0.388[−8.33]***0[−0.00]−0.0438[−1.11]−0.0568[−1.36]−0.071[−1.44]0.0061[0.20]−0.0509[−1.50]−0.076[−2.16]**−0.1136[−2.79]***−0.0005[−0.01]−0.0442[−1.12]−0.0573[−1.37]−0.0715[−1.45]−0.001[−0.03]−0.0577[−1.70]*−0.0831[−2.36]**−0.1208[−2.97]***0.0176[0.38]−0.167[−4.93]***−0.0032[−4.74]***−0.009[−0.25]−0.1036[−4.08]***−0.0033[−5.22]***0.0178[0.39]−0.167[−4.94]***−0.0032[−4.73]***−0.0111[−0.31]−0.1069[−4.20]***−0.0033[−5.15]***

日本における女性の生活満足度と幸福度

無業
正規就業ダミー
パート就業ダミー
自営ダミー
町村
大都市
都市
定数項
R （within）
2
R （between）
2
R （overall）
2

hausmanNumber of groups
Number of obs

生活満足度
推定式 1
推定式２
固定効果
変量効果
固定効果
変量効果

幸福度
推定式 1
推定式２
固定効果
変量効果
固定効果
変量効果

0.0344[0.98]−0.0043[−0.16]0.08[2.15]**

0.0127[0.42]−0.028[−1.20]0.0253[0.77]

0.0406[1.23]−0.0268[−1.04]0.0821[2.41]**

0.0341[0.97]−0.0045[−0.17]0.0796[2.14]**−0.015−0.0636[−0.29][−1.70]*−0.0353−0.0274[−0.94][−0.93]
1.89911.7282[11.36]***[12.51]***
0.06590.06370.058
0.11220.06420.0873
χ2（43）=132.80
Prob>χ2=0.0000
2003
15487

0.0453[1.38]−0.0278[−1.08]0.0827[2.43]**

0.0214−0.019[0.41][−0.51]−0.0353−0.0268[−0.95][−0.91]
3.76133.9242[48.34]***[71.15]***0.06590.064
0.0501
0.09640.05990.079
χ2（43）=120.19
Prob>χ2=0.0000
2003
15487

0.0113[0.39]−0.0409[−1.84]*0.0296[0.99]−0.0371−0.0591[−0.80][−1.75]*−0.0298−0.032[−0.92][−1.22]3.48813.3009[24.07]***[27.21]***0.09040.08850.04850.08940.06240.0797
χ2（41）=134.71
Prob>χ2=0.0000
1908
14004

0.0128[0.42]−0.028[−1.21]0.0252[0.77]

0.0144[0.51]−0.0413[−1.85]*0.0298[0.99]−0.0211−0.0367[−0.46][−1.08]−0.0297−0.0316[−0.92][−1.20]4.289
4.4041[64.47]***[90.46]***0.09030.08870.04440.08020.06010.0748
χ2（41）=122.28
Prob>χ2=0.0000
1908
14004

注 : 1）［］
内の値は標準誤差を表す
2）*、**、*** は有意水準が10％、5％、1％を示す
3）パネル固定効果と変量効果による推定
4）推定に2003年をベースにして年次ダミーを入れているが、紙幅の制約上、掲載を省略した

略する。

平均所得）
の係数がいずれもプラスで有意であり、絶対所得と相対所得水準の両方が女性の生活満足

（2）
推定結果

度にプラスの影響を与えていることがうかがえる。

（a）
相対所得仮説の検証

では、生活無配偶サンプルを用いた推定（図表−5）

相対所得仮説に関する実証分析の結果は図表−

満足度は、絶対所得と相対所得水準の両方からプ

3 から図表−5 にまとめられている。絶対所得と相ラスの影響を受けていることが分かるが、幸福度

対所得は相関が強く（0.9）
、多重共線性の問題が起については、支持された固定効果モデルでは絶対こる可能性が高い。実際、同時に推定式に含める

所得と相対所得水準のいずれも有意ではない。こと係数の符号が予期したものと一致しなかったた

れは、無配偶の人の幸福度は所得以外の要因からめ、ここでの検証では絶対所得か相対所得のいず

強く影響を受けていることを示唆している。

れかの独立変数だけを入れる推定を行っている。
相対所得仮説の検証では、絶対所得をコントロー
ルしていないため、相対所得と絶対所得の影響を分解できていない点は本稿の限界である 。
6）

無配偶サンプルを用いた幸福度の分析を除き、推定式 1 における絶対所得に対応する変数
「ln（等

（b）
順応仮説の検証
順応仮説の検証について、所得以外の説明変数
は相対所得仮説の検証と同じである。ここでは、絶対所得と過去 3 年間の平均所得を同時に入れた
ときの推定結果だけを示す。

価所得）」の係数と、推定式 2 における相対所得

全サンプルと有配偶サンプルを用いた生活満足に対応する変数「ln（等価所得／参照グループの度に関する推定では、絶対所得と過去 3 年間の平69

季刊家計経済研究

2013

SUMMER

No.99（無配偶者）
図表 -5 相対所得仮説の検証および女性の生活満足度と幸福度の規定要因
生活満足度
推定式 1
推定式２
固定効果
変量効果
固定効果
変量効果
ln（等価所得）0.08350.1425[3.29]***[6.48]***ln（等価所得／参照所得）
0.08380.1159[3.30]***[5.22]***
24 ～ 29 歳
30 ～ 34 歳−0.0163−0.0583−0.0164−0.0529[−0.42][−2.05]**[−0.42][−1.86]*35 ～ 39 歳−0.0584−0.1378−0.0585−0.1287[−0.79][−2.95]*** [−0.79][−2.75]***40 ～ 44 歳−0.178−0.2923−0.178−0.2815[−1.58][−4.17]*** [−1.58][−4.00]***45 ～ 50 歳−0.23−0.4128−0.2298−0.3985[−1.41][−3.67]*** [−1.41][−3.54]***
親同居ダミー−0.0549
0.0562−0.05480.052[−1.07][1.45][−1.06][1.33]
週労働時間−0.0019−0.0034−0.0019−0.003[−1.38][−2.63]*** [−1.38][−2.38]**
無業
正規就業ダミー
0.044
0.13270.04390.1393[0.65][2.16]**[0.65][2.26]**
パート就業ダミー
0.06420.08270.06420.0779[0.99][1.40][0.99][1.32]
自営ダミー
0.005
0.116
0.00510.1143[0.05][1.46][0.05][1.43]
町村
大都市
0.29350.16320.29970.1817[2.70]***[2.64]***[2.76]***[2.92]***
都市
0.13940.12060.13910.1259[1.68]*[2.23]**[1.68]*[2.32]**
定数項2.82582.56033.28563.3169[16.26]***[19.20]***[29.38]***[41.43]***2
0.015
0.01120.01510.0116R （within）
2
0.00780.06080.0041
0.0427R （between）
2
0.00960.03910.00640.0281R （overall）
χ2（28）=71.04
χ2（28）=82.21
Prob>χ2=0.0000
hausmanProb>χ2=0.0000
Number of groups
1203
1203
Number of obs
5789
5789

幸福度
推定式 1
推定式２
固定効果
変量効果
固定効果
変量効果
−0.0076
0.035[−0.35][1.83]*−0.0068
0.0164[−0.31][0.85]−0.1188[−3.64]***−0.1855[−3.01]***−0.2659[−2.83]***−0.279[−2.07]**−0.0938[−2.13]**−0.0005[−0.44]−0.1664[−6.80]***−0.2822[−7.09]***−0.4069[−6.80]***−0.4883[−5.20]***−0.0159[−0.48]−0.0006[−0.54]−0.1188[−3.64]***−0.1855[−3.01]***−0.2657[−2.83]***−0.2788[−2.07]**−0.0937[−2.13]**−0.0005[−0.44]−0.1639[−6.70]***−0.2785[−6.99]***−0.4036[−6.74]***−0.4838[−5.15]***−0.019[−0.57]−0.0004[−0.38]−0.0263[−0.45]0.0175[0.32]
0.0255[0.31]

0.0109[0.20]
0.0289[0.57]
0.1124[1.65]*−0.0264[−0.46]0.0176[0.32]
0.0255[0.31]

0.0159[0.30]
0.0271[0.54]
0.1119[1.65]*

0.24980.1861[2.81]***[3.43]***
0.18580.1491[2.75]***[3.17]***
3.7913
3.615[25.99]***[31.46]***0.02160.01820.01430.05220.01670.0401χ2（26）=75.37
Prob>χ2=0.0000
1050
5053

0.24930.1909[2.81]***[3.52]***
0.18580.1516[2.75]***[3.22]***
3.74973.7948[41.30]***[55.73]***0.02160.01870.01490.04650.01710.0364
χ2（26）=67.60
Prob>χ2=0.0000
1050
5053

注 : 1）［］
内の値は標準誤差を表す
2）*、**、*** は有意水準が10％、5％、1％を示す
3）パネル固定効果と変量効果による推定
4）推定に2003年をベースにして年次ダミーを入れているが、紙幅の制約上、掲載を省略した

均所得の係数はともにプラスで有意であるが、無算しているが、無配偶の場合、本人の所得のみと配偶サンプルを用いた生活満足度の推定とすべてしている。同居している親の収入等が含まれておのサブサンプルの幸福度の推定では、過去 3 年間

らず、無配偶サンプルを用いた推定では、所得のの平均所得の係数は、プラスだが有意な結果には変数は本人の本当の生活水準を表していない可能

なっていない。前述したように、本稿では、有配性がある。有配偶サンプルの生活満足度について、偶の場合は、配偶者の所得も入れて等価所得を計

過去 3 年間の平均所得のプラスの影響が確認され、70

日本における女性の生活満足度と幸福度

図表 -6 順応仮説の検証および女性の生活満足度と幸福度の規定要因

ln（等価所得）ln（過去 3 年平均等価所得）
R （within）
2
R （between）
2
R （overall）
2

hausmanNumber of groups
Number of obs
ln（等価所得）ln（過去 3 年平均等価所得）
R （within）
2
R （between）
2
R （overall）
2

hausmanNumber of groups
Number of obs
ln（等価所得）ln（過去 3 年平均等価所得）
R （within）
2
R （between）
2
R （overall）
2

hausmanNumber of groups
Number of obs

固定効果
変量効果
生活満足度（全サンプル）
0.24880.2691[8.70]***[10.30]***0.09040.0997[2.46]**[3.35]***
0.04
0.03670.0355
0.09320.05080.0803
χ2（41）=114.69
Prob>χ2=0.0000
1925
11352
生活満足度（有配偶者）
0.35810.3836[9.08]***[10.68]***0.16560.1683[3.15]***[3.92]***
0.05530.05120.05980.12860.073
0.1074
χ2（41）=91.33
Prob>χ2=0.0000
1485
8438
生活満足度（無配偶者）
0.115
0.1241[2.65]***[3.21]***
0.05430.0614[1.01][1.49]
0.02090.01540.0056
0.07190.009
0.0444
χ2（26）=46.02
Prob>χ2=0.0091
623
2914

固定効果
変量効果
幸福度（全サンプル）0.08930.1138[3.83]***[5.31]***
0.04320.0808[1.45][3.29]***
0.05080.04870.07050.10650.05530.0753
χ2（41）=94.76
Prob>χ2=0.0000
1926
11363
幸福度（有配偶者）
0.19220.2113[5.99]***[7.19]***
0.03740.0614[0.88][1.74]*
0.069
0.06610.05920.12190.05820.087
χ2（41）=78.18
Prob>χ2=0.0004
1486
8448
幸福度（無配偶者）
0.01210.0203[0.34][0.64]
0.06050.0916[1.39][2.69]***
0.01860.01580.02
0.063
0.02380.0522
χ2（26）=35.45
Prob>χ2=0.1024
623
2915

注 : 1）［］
内の値は標準誤差を表す
2）*、**、*** は有意水準が10％、5％、1％を示す
3）パネル固定効果と変量効果による推定
4）説明変数について、所得以外の説明変数の設定は相対所得仮説の検証と同じである

順応仮説が支持されなかったことになる。また、 （c）
所得以外の規定要因
相対所得仮説と順応仮説の検証について、生活満

結婚について、生活満足度は最初の 1 年間、幸

足度と幸福度のモデルは同様に設定しており、そ福度に関しては最初の 3 年間は、無配偶より高かっの係数値を比較すると、生活満足度のほうが大きたが、その後、次第に違いがなくなり、無配偶よい。幸福度より生活満足度のほうが所得から強くり下がっていく。有配偶サンプルの推定（図表−4）

影響を受けていることが示唆される。

では、結婚 1 年目と比べ、結婚 2 年目から女性の生活満足度と幸福度は下がり始めている。推定係数の大きさを見ると、結婚年数の増加に伴い、低71

季刊家計経済研究

2013

下する度合いは大きくなっている。結婚 8 年目からは係数の絶対値が小さくなることが分かる。

SUMMER

No.99

から強く影響を受けている。
第三に、結婚の効果について、有配偶者の生活

末子年齢について、全サンプルを用いた推定結満足度は最初の 1 年間、幸福度は最初の 3 年間は、

果では、末子小学校以上の場合は、生活満足度と無配偶者よりも高かったが、次第に、その差がな

幸福度の両方は子ども無しに対して有意に下がっ

くなり、最後に無配偶者より低くなることが分かっている。このことは、「子どもの教育水準が高くた。しかし、結婚 8 年目からは係数の絶対値が小なるほど教育投資の負担が増加して生活満足度がさくなる傾向にある。

下がる」
という松浦
（2007）
が提示した「教育負担仮説」を示唆している。

第四に、その他の要因については、1）労働時間が長いと、有配偶女性の生活満足度と幸福度が下

年齢の効果については、無配偶サンプルに限っがる。2）
親との同居は無配偶女性の幸福度を下げ、て、24 ～ 29 歳と比べ、30 歳以上は幸福度が有意

夫の親との同居は有配偶女性の生活満足度と幸福に低くなっていることが観察された。さらに、推度を下げる。3）
町村より大都市と都市に住む無配

定係数を見ると、年齢の上昇に伴い減少幅は大き

偶者のほうが生活満足度と幸福度は高い。4）
年齢

くなっている。

の上昇に伴い、無配偶女性の幸福度が下がる。

親との同居効果については、有配偶サンプルで

本稿では、相対所得仮説が支持されたが、順応の推定では、女性本人の親との同居は負の影響が仮説が支持されなかった。相対所得仮説が支持さ確認されていないが、夫の親との同居は生活満足れたことは、個人の主観的幸福度は、自分と同じ度と幸福度の両方に有意に負の影響を与えること

属性の他人との比較を通じて決定されていることが確認された。また、無配偶サンプルでは、親とを示唆している。マクロレベルのデータでは、「所の同居は生活満足度に影響はないが、幸福度につ得の増加は人々に幸福をもたらさない」という「幸

いては、これを下げる。

福のパラドックス」
が観察され、経済成長がもたら就業の効果について、全サンプルと有配偶サン

す絶対所得の伸びは、幸福度の増進に結びつかな

プルの推定では、労働時間が長いと生活満足度とい面がある。しかし、本稿の順応仮説の検証にお幸福度が下がることが確認された。また、無業にいて確認された過去 3 年間の平均所得の女性の生

比べ、自営業のほうが生活満足度の高いことが確

活満足度に対するプラスで有意な影響は、恒常的認された。さらに、全サンプルを用いた推計結果

な所得の増加、その源泉である経済成長の重要性

では、無業に対する正規就業とパート就業との差を示唆している。

が確認されなかった。
市郡規模について、無配偶サンプルの推定では、

本稿はデータの制約上、相対所得仮説と順応仮説を検証する際に、女性のみの生活満足度と幸福町村に比べ、大都市と都市に住んでいる方が生活度の規定要因について分析した。しかし、幸福度

満足度と幸福度は高いことが確認された。

の規定要因には性差があると考えられるので、本稿の分析手法で、男性についても同様な推定結果

5. 結論
本稿は、JPSC を用いて、「幸福のパラドックス」の解釈となる相対所得仮説と順応仮説を検証した。推定結果は以下のとおりである。
第一に、相対所得仮説は全サンプルと有配偶サ
ンプルを用いた推定では支持されたが、順応仮説は支持されなかった。
第二に、幸福度と比べ生活満足度のほうが所得72が得られるかについては、さらなる分析が必要である。これについて、今後の課題としたい。
謝辞
本稿の執筆にあたって、（公財）家計経済研究所から『消費生活に関するパネル調査』のデータ提供を受けた。また
本誌の匿名レフェリー、ならびに横浜市立大学の白石小百合氏、慶應義塾大学の深尾光洋氏、中島隆信氏、山本勲氏より貴重かつ建設的なコメントをいただいた。以上の方々に深く感謝申し上げます。

日本における女性の生活満足度と幸福度

注
1）「幸福のパラドックス」に関しては、近年、議論が再燃している。Stevenson and Wolfers（2008）は、1人当たり実質GDPと平均的な生活満足度との間の正の関係を示しており、Easterlinのパラドックスに懐疑的である。
2）浦川・松浦（2007）もJPSCを用いて、生活満足度を被説明変数に相対所得仮説を検証したが、2001年までのデータしか利用していない。2009年までのデータを付
け加えることによって、幅広い年齢層について分析可能である。
3）生活満足度と幸福度を分けて考察する理由について、①本稿が利用するデータで測った生活満足度と幸福度の相関は0.62しかなく、生活満足度と幸福度の乖離は存在すると考えられる。②色川（2004）は、幸福度は
やや情緒的な側面が強く、生活満足度は情緒面に加えて収入・就業状況の影響が加味されているなど、若干異なっていることを指摘している。
4）全サンプル、有配偶、無配偶という3つのサンプルに分けて考察するのは、そもそも有配偶者と無配偶者の主観的幸福度の規定要因は異なる可能性があるからである。
5）個人の異質性をコントロールするには、順序プロビットのランダム効果モデル（Ferrer-i-Carbonell 2005; 浦川・
松浦 2007など）と二値変数を用いた固定効果ロジット
モデル（佐野・大竹 2007）を用いた研究もある。
6）図表−3、4、5で所得変数の推計値（係数）を解釈する
際には、識別上の問題があり、そのバイアスの大きさは参照集団の特定化の仕方に依存するが、本稿では、データの制約により、図表−1の属性グループで参照集団をつくるのが適当であるため、識別上の問題はひとまず棚上げせざるをえない。
文献
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白石小百合・白石賢，2010，「ワークライフバランスと女性の幸福度」大竹文雄・白石小百合・筒井義郎編『日本の幸福度』日本評論社，237-261．
松浦司，2007，「子どもと生活満足度」『日本経済研究』57:71-93．
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（2012年12月20日掲載決定）

ひぐち・よしお 慶應義塾大学商学部 教授。主な著書に『女性たちの平成不況』（共著，
日本経済新聞社，
2004）。計量経済学・労働経済学専攻。
か・ほう 慶應義塾大学大学院商学研究科 博士課
程。労働経済学専攻。

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