特集論文

相続期待と援助意向、家計からみた世代間関係
村上 あかね（財団法人 家計経済研究所 研究員）

1. はじめになどに限られているようだ。
相続と親子関係について、1996年に実施した

本稿では、2004年秋に実施した「消費生活に関「貯蓄に関する日米比較調査」を分析したホリオ

するパネル調査」（パネル13）データを主に用い

カほか（1998）は、日米とも相続予定のない回答て、どのような人が親から相続を受けられるかど者の場合よりも相続予定のある回答者のほうが親うか（以下、相続期待と省略）を分析し、さらにとの同居率が高く、利己主義を前提とするライ

相続期待の有無が親子関係、家計やライフスタイ

フ・サイクル・モデルが成り立つこと、相続予定

ルに及ぼす影響を吟味することを通して世代間関の有無による同居率の差は日本のほうがアメリカ係について考察する。

よりも大きいことを見いだしている。 また、相続には、その授受の時期については死亡時のSzydlik（2004）でも、世帯内での援助やケアを

遺産相続や生前贈与を含み、またその中身についしている人は、将来の相続予定があると答える確ては不動産などの実物資産あるいは形見、さらに率が高いことが明らかになっている。そのほか、は金銭などの金融資産などさまざまな要素が含ま

Finch and Mason（2000）は、相続とは家族を構れる。このような相続に関する研究は、世代間の成するプロセスであり、財産は親族集団の境界お連帯（intergenerational solidarity）ないし家族

よびその境界内での権力構造を表し象徴するものの絆（family bonds, family ties）に焦点をあてるであるとみなし、インタビューをはじめとする質もの、社会経済的格差や家計行動に焦点をあてる的データから、子供に財産を残すことの意味など

ものに大別できよう。

を析出している。

前者、すなわち家族関係という視点からみれ後者については、郵政総合研究所の調査データ

ば、本稿の分析は成人子と親との支援関係についなどを用いて、相続・贈与の実態、遺産が家計にての研究に含まれるが、この領域には、未婚成人

与える影響、遺産動機、遺産が資産格差に与える子および既婚成人子の双方について、情緒的・経影響など（高山・ホリオカ・太田編 1996; 高橋

済的・世話的支援について、同居研究も含めた多2003; 松浦 2006など）、多くの理論的・実証的研

くの蓄積がある１）。しかしながら、相続は非常に究が経済学の領域を中心に蓄積されている。1992

デリケートな問題であることから調査は少なく、

年の「家計における金融資産に関する調査」デー

国内では旧郵政省郵政研究所の調査、生命保険文タを用いた高山ほか（1996: 134-173）では、相続化センターの「生活保障に関する調査」、日本家（贈与を含む）を受けた経験あるいは予定がある

族社会学会全国家族調査の「戦後日本の家族の歩かないかを分析している。居住地域別にみると、み」（NFRJ-S01）、社会階層と社会移動全国調査、遺産動機の強い東北・北陸では相続経験・予定の

本稿で分析する「消費生活に関するパネル調査」

ある世帯が多いが、逆に遺産動機の弱い北海道・

12

相続期待と援助意向、家計からみた世代間関係

図表--1 本人の親からの「相続期待あり」の推移

30〜40歳代の人、親が40.0

持家を所有している人の

35.0
30.0

34.9
32.6
×
32.3

36.0

35.6

相 続 期 待 が高 いこと、

31.7
×

31.4
×

社会保障制度による給

30.4

30.3

25.8

25.2

付金を受給している人は

28.0
25.0

相続期待が低いことが示

20.0×

コーホートA（901）
コーホートB（291）
コーホートＣ（672）
全体（1864）された。また、Szydlik（2004）によれば、東西

15.0

ドイツについては、社会
経済的に恵まれている階級であること、持家を10.0所有していること、きょ
5.0

うだい数が少ないほど相続を受けた経験または受

0.0
パネル11

パネル12

パネル13

ける予定があること、一方、女性、また年長の

近畿・沖縄では相続経験・予定のある世帯が少な

コーホートほど相続の期待がないと答えているこ

いことが示されている。また、持家世帯、世帯主とが明らかになっている。これらの結果は、2000の職業が個人事業主・自由業者・農林漁業従事者

年以降にあっては、日本においても欧米においてであれば、相続経験や予定があると答える者が比も、社会経済的に恵まれていない人びとのほうが較的多いことも明らかになっている。

遺産の必要性が高いにもかかわらず、得られない

とくに、最近話題となっている社会経済的格差

ことを示唆するものであるといえる２）。

についてみれば、鹿又（1998: 55）が、1995年のさて、本稿では、調査対象者が26〜46歳の女性「社会階層と社会移動全国調査」から、相続贈与とまだ若く、親も存命で遺産相続を受けた経験がの経験は、不動産、金融資産、純金融資産を増大

少ないことから３）、本人の親から将来相続を受けさせていることを示している。しかし、相続贈与ることになるかどうか（相続期待）に注目し、まの経験やその額は、「社会階層に規定される構造

た親に対する経済的支援・介護意向との互酬性が的なものではなく、個々人が出生する家族が保有あるかどうか、相続期待が家計やライフスタイル

する資産、そして家族関係という偶然性に帰せらにどう影響するのかを分析する４）。第2節に仮説とれるものかもしれない」と述べている。これに対分析結果を示し、第3節でその結果について論じして、1996年と2002年の「家計と貯蓄に関する調る５）。

査」を分析した松浦（2006）は、遺産受取経験・受取予定の有無は家計の純金融資産蓄積に大きく影響すること、またその効果は1996年にくらべ
2002年調査で拡大し、キャッチアップが著しく困難なほどの純金融資産の格差をもたらしているこ

2. 相続期待、援助意向、家計についての仮説と分析結果
この節では、仮説および分析結果を示す。

とを示している。イギリスで18歳以上の男女を対象に実施された全国調査を分析したRowlingson（1）相続期待の経年変化

and McKay（2005）は、30％が金銭かつまたは

図表−１は、パネル11からパネル13にかけての不動産を受け取る可能性が高いと答えていた。そ相続期待の推移である６）。
「あなたの親から将来相のなかでも、過去に相続を受けた経験がある人、続を受けることになると思いますか」という質問
13

季刊家計経済研究 2006 AUTUMN No.72

に対し、「思う」と答えた回答者の割合である７）。

に対し、（２）では、人びとは利他的であり、子供

ここでの「相続」には生前贈与が含まれる可能性に対する愛情があると仮定する。したがって、もあるが、主に死後の遺産相続を念頭においてい（１）が成立するならば、人びとは財産をまったくるといえよう。パネル13の全対象者で「相続を受残さないか、死亡によって意図せざる財産を残すけると思う（以後、「相続期待あり」）」と答えた

か、あるいは老後の世話／生活費の見返りとして女性は全体の31.4％であり、「相続を受けないと思財産を残すと考える。遺産の分配方法としては、う（以降、「相続期待なし」）」と答える女性のほ

老後の世話や生活費の援助を担った子にすべてのうが多い。

財産を残すことが予想される。
（２）が成り立つな

パネル11からパネル13までの過去３年間の回答

らば、人びとは見返りがなくても財産を残すため、状況をみると、32.6％、31.7％、31.4％と３割前後

きょうだいのうち恵まれない子（所得稼得能力ので推移している。さらにコーホート別にみると、

少ない子、病弱な子）に財産を残すと仮定され「相続期待あり」と答える割合が最も高いのは、る。
（３）は、人びとは家または家業の存続を望ん

もっとも若いコーホートC（2005年で26〜31歳）

でおり、その目的を達成するために財産を残すとであり、ついで年長のコーホートA（36〜46歳）、

考える。したがって、家または家業を継いだ子にコーホートB（32〜35歳）であることがわかる。

すべて残すと予想される。なんらかの目的に対す年齢が高いほど期待があるわけではないことがわる見返りという点では（１）と（３）には共通するかる。また、その割合の差はパネル11から12にか面があるといえる。
（４）は財産を残すこと自体がけて若干開いており、パネル13においては、コー

喜びであり、子供の効用は親にとっては関心がな

ホートCとコーホートAは約５％ポイント、コー

いと仮定するという違いがある。この場合、子供ホートCとコーホートBは約10％ポイントの違いがに均等に分ける、あるいは長男に全部残すことがある。

予想される８）。

なお、配偶関係別にみると、有配偶者の28.0％、

これらおよび第１節で述べた研究から、どのよ

無配偶者の38.8％が、「期待あり」と答えている

うな子供の相続期待があるのかを予想したものが、（χ2検定の結果は0.1％水準で有意）。また、配偶つぎの仮説１〜３である。

関係によって親子関係のあり方も変わることが予想されるため、以後の分析では、コーホートおよび配偶関係の違いに考慮した分析を行う。

仮説１-a：親と同居していると、親の世話をしている／する可能性が高いので、相続期待があると答える確率が高くなる。

（2）相続期待の規定要因について──
仮説および分析結果

仮説１-b：親に生活費の援助をしていると、相続期待があると答える確率が高くなる。

ここでは財産を残す側（主に親）の遺産動機に仮説２-a：社会経済的状況、あるいは健康に恵

ついての理論を参照しつつ、財産を受け取る側

まれていない子供は、相続期待があると答え（主に子）の相続期待の有無についての仮説をたてる。
遺産動機の研究では、（１）ライフ・サイクル・モデル、（２）利他主義モデル、（３）王朝モデル、る確率が高くなる。
仮説２-b：社会経済的状況、あるいは健康に恵まれている子供ほど、相続期待があると答える確率が高くなる。

（４）財産を残すこと自体に効用を感じるモデルが仮説３-a：本人のきょうだいの人数が多ければ、提唱されている（高山ほか 1996: ホリオカほか

相続期待があると答える確率が低くなる。

1998; 高橋 2003）。
（１）と（２）では、その前提と仮説３-b：本人に男きょうだいがいる場合には、する人間像が大きく異なる。
（１）は人びとが利己相続期待があると答える確率が低くなる。

的であり、子供に対する愛情はないと仮定するの14

相続期待と援助意向、家計からみた世代間関係

仮説３- aおよび３- bは

図表--2 分析に用いた変数の記述統計量
有配偶

無配偶

家族構造、とくにきょ（1107人）
平均値
標準偏差（551人）
平均値
標準偏差

うだい関係に注目したものである。まず、きょ

被説明変数
本人の親からの相続期待（1=あり）

0.275

0.447

0.388

0.488

説明変数

うだいは潜在的な競争相手と考えられること、お

コーホート
・年代
（基準：コーホートA・40代）
コーホートC・20代

0.146

0.354

0.430

0.496

よびSzydlik（2004）、保コーホートC・30代

0.125

0.330

0.143

0.351

田（2004）から、仮説

コーホートB・30代

0.170

0.376

0.136

0.343

コーホートA・30代

0.204

0.403

0.129

0.335

同居

0.101

0.302

─

─

別居・同居意向あり

0.108

0.311

─

─

別居・同居意向不詳

0.013

0.112

─

─

の観点に立つと、日本

─

─

0.390

0.488

では民法上は性別にかか610.435

241.937

253.804

147.898

専門学校（入学資格は高卒）

0.176

0.381

0.165

0.372

え、男子優先の相続慣

短大・高専

0.225

0.418

0.218

0.413

大学・大学院

0.123

0.328

0.236

0.425

行が残っていることを考

本人の主観的健康観 3）

3.477

0.843

3.434

0.957

えると仮説３-bが成り立

4）兄弟姉妹人数（本人を除く）

1.522

0.924

1.358

0.832

つであろう。相続経験

男きょうだいの有無（1=いる）

0.586

0.493

0.577

0.494

れる９）。きょうだいの性

親との同居状況（基準：別居・同居意向なし）

収入を親に渡しているか（1=渡している）
1）
年収
（万円）

３-aが成り立つと考えら

本人学歴（基準：中学・高校 2））

注: 1）有配偶者の場合は夫婦の年収、無配偶者の場合は本人の年収2）入学資格が中卒の専門学校を含む
3）主観的健康観は1=まったく健康ではない〜5=とても健康
4）本人の兄弟姉妹数の最大値は7人別について、王朝モデル

わらず均分相続とはいについての分析では、先行研究では相異なる結果が得られている。
「戦後日本の家族の歩み」（NFRJ-S01）を分析した

仮説１-aおよび１-bは見返りを重視するライフ・

杉岡・佐藤（2003）では長男が一番多く相続してサイクル・モデルに基づくものである。きょうだ

いたとの結果が得られているが、1995年SSM調査

いのうち恵まれない子に財産を残す利他主義モデを分析した鹿又（1998）は、長男・長女であるこルを検証するには、きょうだいの属性（学歴、配とは統計的には有意でなかったとしている。本稿

偶関係、収入など）に関する詳細な情報が必要ででは相続経験ではなく相続期待を分析するというあるが、「消費生活に関するパネル調査」ではき違いはあるが、男きょうだいの有無というきょうょうだいの人数、構成、出生順位が初回調査で補

だい構成の影響はみられるだろうか。

足されているのみである。したがって直接的な検分析に用いた変数の記述統計量は図表−２に示証は難しい。だが、ほかのきょうだいとの比較とした。被説明変数および説明変数の多くはダミー

いうこのモデルの前提をはずし、より一般的に、変数である。コーホートと年代はコントロール変遺産の必要性の高さという観点にもとづくものが数として投入した。同居別居の状況（有配偶者の仮説２-aおよび２-bである。つまり、社会経済的にみ）、親に収入を渡しているか（無配偶者のみ）恵まれない状況にある人ほど遺産の必要性が高い

は仮説１-aおよび１-bに、年収、本人学歴、主観ため、遺産を相続する予定があるというものであ的健康観は仮説２-aおよび２-bに対応する。兄弟る。しかし、一方で、第１節でみた先行研究のよ姉妹人数と男きょうだいの有無は仮説３-aおよび

うに、社会経済的に恵まれている子供の親もまた３-bに対応する10）。

社会経済的に恵まれているとすれば、逆の予想も成り立つ（仮説２-b）。

被説明変数である相続期待の有無はダミー変数であるため、ロジスティック回帰分析を用いた。
15

季刊家計経済研究 2006 AUTUMN No.72

図表--3 本人の親からの相続期待の有無についてのロジスティック回帰分析

べてそれ以外の学歴のほ

有配偶

無配偶

うが「相続期待がある」

Exp
（B）

Exp
（B）

と答える確率が高い。まコーホートC・20代

0.980

0.950

コーホートC・30代

1.266

1.217

「相続期待がある」と答

コーホートB・30代

0.583 *

0.846

0.729

0.846

える確率が高いが、10％

コーホートA・30代
同居

4.073 ***

─

別居・同居意向あり

2.162 ***

─

別居・同居意向不詳

1.257

─

─

1.514 *

1.001 *

1.001 ＋

コーホート
・年代
（基準：コーホートA・40代）

親との同居状況（基準：別居・同居意向なし）

収入を親に渡しているか（1=渡している）
1）
年収
（万円）

本人学歴
（基準：中学・高校 2））

た、健康であるほうが水準で有意であるにとどまっている。きょうだい関係については、兄弟姉
妹人数が多いほど、また男きょうだいがいると、専門学校（入学資格は高卒）

1.945 **

0.863

「相続期待がある」と答

短大・高専

2.311 ***

1.358

3.802 ***

1.678 ＋

える確率は有意に低い。

大学・大学院本人の主観的健康観 3）

1.168 +

1.123

兄弟姉妹人数（本人を除く）0.601 ***

0.602 ***

みると、収入を親に渡し

男きょうだいの有無（1=いる）

0.509 ***

0.516 ***

0.208 ***

0.643ているほうが、また年収定数209.754 ***72.707 ***Cox & Snell R2

0.173

0.124

ケース数
（人）

1107

551

モデルχ2 4）

つぎに無配偶者の列をが高いほうが「相続期待がある」と答える確率が高い。学歴については、
中学・高校卒にくらべて有意水準 *** 0.1％, ** 1％,*5％,+10％
注: 1）有配偶者の場合は夫婦の年収、無配偶者の場合は本人の年収2）入学資格が中卒の専門学校を含む
3）主観的健康観は1=まったく健康ではない〜5=とても健康
有配偶14、
無配偶12
4）
モデルχ2の自由度は、

大学・大学院卒のほうが「相続期待がある」と答える確率が高い（しかし、年収、学歴の効果は

結果は図表−３に示した。Exp（B）が１より大き10％水準で有意である）。有配偶者と同様、兄弟ければ（参照カテゴリーがある場合には参照カテ

姉妹人数の多さ、男きょうだいがいるほうが「相ゴリーにくらべて）「相続期待がある」と答える

続期待がある」と答える確率が低い。

確率が高いこと、逆にExp（B）が１より小さけれこれらの結果は、仮説１-a、仮説１-b、仮説２-ば「相続期待がある」と答える確率が低いことをb、仮説３-a、仮説３-bが（一部）成立することを表す。

示すものである。係数の相対的な大きさをみる

有配偶者の列をみると、統計的に有意なのはコーホート、親との同別居状況、学歴、主観的健康と、同居・別居ないし生活費を親に渡しているかどうかが重要であるようだ。

観、兄弟姉妹人数、男きょうだいの有無である。
コーホートA・40代にくらべると、コーホート
B・30代では「相続期待がある」と答える確率が（3）相続期待の有無と親への経済的・非経済的援助低い。現在親と別居しており将来も同居する意向

親との同居は、若いうちは家事・育児の援助をがない場合にくらべて、現在同居している場合、受けられるだろうが、年齢とともに逆に親の世話

現在は別居しているが将来同居する意向がある場をする必要性が生じると予想できる。そこで、ご合は、「相続期待がある」と答える確率が高い。

く簡単ではあるが、相続期待の有無と親への経済年収は高いほうが「相続期待がある」と答える確的・非経済的援助との関係をみたものが図表−４率が高い。学歴については、中学・高校卒にくら

である。

16

相続期待と援助意向、家計からみた世代間関係

図表--4 本人の親からの相続期待の有無と経済的・非経済的援助の有無
100%

64.2
40%

0%

45.1

24.0

51.9

77.8

60%

20%

13.1

22.4

37.1

80%

28.8

74.3

67.0

48.8

45.4

68.5

41.8

19.5 2.7

6.3
7.4
14.1
12.6
10.6
9.6
ある
（302） なし
（801） ある（213） なし
（335） ある（303） なし
（799） ある（214） なし
（337）
7.0

相続期待

相続期待

相続期待

相続期待

χ2=24.055***

χ2=4.675+

χ2=77.697***χ2=12.295**

経済的援助

経済的援助

非経済的援助非経済的援助

有配偶

無配偶

有配偶

無配偶

現在している

今後、する予定「消費生活に関するパネル調査」では、親へのする予定はない「今後、する予定」74.3％、「する予定はない」

援助意向を経済的援助と非経済的援助に分けて尋13.1％であり、「相続期待なし」の人では「現在しねている。質問文は、「今後、あなたの親に経済ている」7.4％、「今後、する予定」68.5％、「する的援助をするつもりですか」、「今後、あなたの親

予定はない」24.0％と、「する予定はない」の割合のお世話（家事、介護、訪問）をするつもりですに２倍近い開きがあった。これらの分析からは、か」であり、回答選択肢は「現在している」、「今

相続の期待があるほうが親への経済的・非経済的後する予定」、「現在していないし、する予定はな

援助を行っている（または今後行う）傾向が見い

11）い」「自分の両親は死亡」である 。
図表−４を、有配偶者の経済的援助意向からみると、「相続期待がある」と答えた人のうち、経だされた。これは、本調査の対象者本人と親との間には、互酬性が成り立っていることを示唆するものである。

済的援助を「現在している」人が7.0％、「今後、する予定」がある人が28.8％、「する予定はない」 （4）相続期待の有無と家計、ライフスタイル
人が64.2％である。これに対して、「相続期待な

最後に、相続期待の有無が家計およびライフス

し」と答えた人は、順に2.7%、19.5％、77.8％でタイルに及ぼす影響を確認し、社会階層のあり方あり、相続期待があるほうが経済的援助をしていを考える手がかりとしたい（図表−５）。

る（または今後する）傾向がうかがえる。これにまず、家計についてみると、９月の生活費（貯対し、無配偶者の場合には、χ2検定の結果は10％蓄、ローン返済を除く）の平均値は「相続期待が水準で有意な差があるにとどまるが、相続期待がある」の人が243.6千円、「相続期待なし」の人があると経済的援助意向もあるとの関連がみられ232.0千円と前者のほうが高いが、統計的に有意なた。つぎに、非経済的援助についてみると、有配差ではなかった。しかし、世帯預貯金額および本偶者の10.6％が「現在している」、67.0％が「今後人の預貯金額の平均値は、いずれも「相続期待がする予定」と答えており、「する予定はない」はある」と答えた人のほうが多い。世帯預貯金額に22.4％とごくわずかである。一方、「相続期待な

ついては364.9−248.0＝116.9万円もの差がある。

し」と答えた人で、「する予定はない」は51.9％とこれに対応して、貯蓄目標額の平均値にもおよそ過半数を超えており、相続期待の有無による援助

450万円の差がみられた。有価証券の保有率につの違いは統計的にも有意であった。非経済的援助

いても、世帯・本人ともに「相続期待がある」とについては、無配偶にも有意な違いがみられた。

答えた人は13.7％、7.7％であり、「なし」と答え「相続期待がある」では、「現在している」12.6％、た人の9.0％、3.8％よりも高い。持家率も同様で
17

季刊家計経済研究 2006 AUTUMN No.72

図表--5 本人の親からの相続期待の有無と家計・ライフスタイル
検定

相続期待

有配偶

ある

なし

統計量

自由度

9月の生活費（千円）

243.6（ 289）

232.0（ 775）

3.453 +

1

世帯預貯金額（万円）

364.9（ 265）

248.0（ 735）

24.052 ***1

本人預貯金額（万円）

86.5（ 281）

52.1（ 774）

18.430 ***

1

貯蓄目標額
（万円）

2077.5（ 289）

1621.7（ 751）

11.896 ***1

世帯有価証券保有率
（％）

13.7
（ 41）

9.0
（ 71）

5.226 *

1

本人有価証券保有率
（％）

7.7
（ 23）

3.8
（ 30）

7.089 *

1

現住居

74.7
（ 227）

65.3（ 524）

8.813 **

1

昨年1年間の国内観光旅行経験率
（％）

59.6
（ 180）

49.7（ 383）

11.941 ***1

昨年1年間の海外観光旅行経験率
（％）

9.0
（ 27）

5.3
（ 42）

5.121 *

1

生活に満足している3）人の割合
（％）

61.5
（ 187）

52.4（ 420）

9.696 *

4

生活程度「上」＋「中の上」の人4）の割合
（％）

19.9
（ 60）

11.2
（ 90）

34.544 ***

4

持家率
（％）

相続期待

無配偶

検定

ある

なし

統計量

自由度

9月の生活費（千円）

116.9（ 204）

116.1（ 320）

0.023

1

本人預貯金額（万円）

231.2（ 199）

165.2（ 328）

8.132 **

1

貯蓄目標額
（万円）

1063.9（ 202）

785.2（ 305）

6.917 **

1

本人有価証券保有率
（％）

10.9
（ 23）

5.7
（ 19）

4.846 *

1

現住居

79.0
（ 169）

60.5（ 204）

20.346 ***1

昨年1年間の国内観光旅行経験率
（％）

62.6
（ 134）

61.1（ 204）

0.131

1

昨年1年間の海外観光旅行経験率
（％）

18.3
（ 39）

17.8
（ 59）

0.021

1

生活に満足している人の割合
（％）

55.1
（ 118）

47.5（ 160）

9.039 +

4

生活程度「上」＋「中の上」の人の割合
（％）

19.6
（ 42）

11.3
（ 38）

18.263 ***

4

持家率
（％）

有意水準 *** 0.1％, ** 1％,*5％,+10％
注: 1）検定統計量は、生活費などの場合F値。有価証券保有率などの場合χ2値2）（ ）内の数字はケース数。平均値±2標準偏差で外れ値を除去している
3）「満足」、「どちらかといえば満足」、「どちらともいえない」、「どちらかといえば不満」、「不満」の5つの選択肢のうち、「満足」
または「どちらかといえば満足」と答えた人
4）すべての選択肢は「上」、「中の上」、「中の中」、「中の下」、「下」の5つある（「あり」は74.7％、「なし」は65.3％）。

10％水準で有意であるにとどまり、相続予定の有

つぎにライフスタイル、具体的には余暇と生活無による違いはほとんどないといえるが、生活程意識についてみると、昨年１年間の国内外の観光度の評価については「相続期待がある」と答えた

旅行経験率にも違いがあり、「相続期待がある」

人のほうが「なし」と答えた人よりも高い。なのほうが「なし」より高い（国内は「相続期待がお、9月の生活費とならんで、国内外の観光旅行ある」が59.6％、「なし」が49.7％。海外は「あ経験率には、相続期待による有意な差はなかった。

り」の9.0％にたいして「なし」は5.3％）。このよ全体としてみると、「相続期待がある」と答え

うな家計およびライフスタイルに対する影響を反る人のほうが「なし」と答える人に比べて、資産映し、「相続期待がある」層は生活満足度、生活が豊かであり、余暇を楽しみ、主観的にも幸福で程度の評価も「なし」層よりも高く、その違いはあるといえよう。

統計的にも有意である。
このような傾向は、おおむね無配偶者にも共通する。有配偶者ほど統計的に有意な違いはみられ

3. まとめないが、本人預貯金額の平均値、貯蓄目標額の平本稿は、「消費生活に関するパネル調査」データ

均値、有価証券保有率、持家率は、いずれも「相を用いて、女性の相続期待の有無の規定要因と相続期待がある」と答えた人のほうが「なし」と答

続期待が家計やライフスタイルに及ぼす影響についえた人のそれを上回る。生活満足度については、て、社会階層、家族構造の影響に焦点をあてて検18

相続期待と援助意向、家計からみた世代間関係討した。
分析の結果、明らかになったことは以下の６点である。
①2004年時点で、自分の親から相続を受けると思うと答えた女性は約３割である。

また、家族構造の影響については、とくに男きょうだいの有無に代表されるジェンダー差の影響が依然として残っている。ジェンダーの違いについて、Szydlik（2004）の分析では、相続予定の有無については女性のほうが「ない」と答える確②相続期待の有無はコーホートによる違いがあ

率が高いものの、過去の相続経験、過去の相続る。
「期待がある」と答える割合が高いのは、額、相続予定額については男女差がみられなかっ

もっとも若いコーホートC、ついでもっともた。その理由について、相続経験についてはきょ

年長のコーホートA、コーホートBであった。

うだい数が少ないためジェンダー差が縮小しつつ③ 有配偶者より無配偶者のほうが「期待がああると指摘している。また相続予定のジェンダーる」と答える割合が高い。

差については、女性は親しい人の死亡を予想して④「相続期待がある」と回答する確率を高めるしまうために相続の予定について話すことに抵抗要因は、広い意味での親への援助の提供、収が大きいが、男性は相続についてあらかじめ聞い

入の多さ、学歴の高さ、きょうだいの少なているので抵抗が小さいと解釈している。また、さ、男きょうだいがいないことである。

Finch and Mason（2000）も、主要な資産につい⑤「相続期待がある」と答えた回答者は、「なては息子も娘も割り当ては同じであること、ただし」と答えた回答者にくらべて、現在親に援し、形見分けなどを含めて総合的に判断すれば、助を提供しているか、または将来提供する意

相続経験および相続プロセスへの関与において男向が強い。

女差があるが、あまり明確ではないと指摘してい⑥相続期待の有無により、家計やライフスタイ

る。では、なぜ日本ではジェンダー差がみられる

ルも影響を受ける。その影響はとくに有配偶のか、実際の相続経験・相続額にはジェンダー差者で大きい。
「相続期待がある」と答えた回は生じないのか、今後のパネル調査のさらなる進答者のほうが、金融資産ならびに不動産を多展によって、明らかになることを期待したい。

く所有する傾向がある。また過去１年間の観光旅行経験率も高く、生活に満足している人の割合、生活程度を高く評価している人の割合が高い。
これらの結果は、遺産相続に関する既存の諸理論と整合するものである。相続への期待と親への支援の提供とは互酬的な関係にある12）。ただし、相続を受ける期待がない子供は親の面倒をみる意
向が弱いという結果は、かならずしも子供に資産を残せない人は老後の支援を受けられないというわけではない。調査対象者のきょうだいが相続を受けるかわりに面倒をみる可能性があるからだ。
しかしながら、親世代の老後と子世代の暮らし、
世代間関係に及ぼす社会階層の影響には、今後さらに検討が必要であろう。さらに、現時点においても豊かな階層ほど親から相続を受ける見通しがあることから、今後の格差の動向が注目される。

注
1）「消費生活に関するパネル調査」を用いた未婚成人子の研究としては、北村・坂本（2004）、本号掲載の田中論文、福田論文などがある。
「消費生活に関するパネル
調査」以外のデータを用い、ライフステージの中期における親子関係を分析したものとしては、春日井（1997）、保田（2004）、白波瀬（2005）などがある。
2）Rowlingson and McKay（2005）は、社会経済的に恵まれている回答者のほうが、むしろ恵まれていない回答者より遺産の必要性を感じている、と指摘している。
3）「消費生活に関するパネル調査」の各年のデータから推測すると、遺産相続の経験があると答えた人は少ないようだ。なお、住宅取得にあたっての親からの援助は重要な生前贈与のひとつであるが、これは別の機会に論じる。日本の現状については、たとえば平山（2006）など参照。
4）Bengtson and Roberts（1991）は、世代間の連帯の要素を６つに分類しているが、この分類に従えば、本稿で分析する遺産相続や経済的支援・介護意向は、援助や諸資源の交換（functional solidarity）と見なすことができよう。
5）贈与・遺産の格差については、本号掲載の浜田論文で19

季刊家計経済研究 2006 AUTUMN No.72

分析されている。
6）パネル11以前の調査でも相続期待について尋ねているが、質問文のワーディングが異なるため、ここでは分析しない。ワーディングが回答の分布に与える影響についてはRowlingson and McKay（2005: 7）でも指摘されている。
7）その他の選択肢は、「思わない」「自分の両親は死亡」
である。
8）Szydlik（2004）も、家族の連帯という観点から、
opportunity structure仮説、need structure仮説、
family structure仮説を提唱している。このうちneedstructure仮説は、遺言人と被相続人のニーズに注目しているが、（１）ライフ・サイクル・モデル、（２）利他主義モデル、（３）王朝モデルに対応していると整理できよう。
9）
なお、王朝モデルでは家業の継承が重要な要因であるが、今回は調査対象者が女性であることから、職業についての結果は示さないこととした。
10）有配偶者の場合のみ同居・別居の状況について分析に用いたのは、無配偶者の多くが親と同居していたり、
ほかの変数との相関が高かったためである。また、無配偶者の場合のみ親に収入を渡しているかを用いたのは、有配偶者の場合どちらの親に収入を渡しているかが区別できないためである。また、親との同居は持家の所有と関連しうるため、今回は分析から外した。予備的なロジスティック回帰分析において回帰診断を行って、残差の標準偏差が５以上あったサンプルは除去している。図表−２、３はそのサンプルを除いた結果である。なお、年収は、平均±２標準偏差を基準として外れ値を除去した。Log（X+１）の対数変換も行った
が、変換を行わないほうが分布のゆがみが小さかった
ので変換前の値を投入した。
11）「自分の両親は死亡」および無回答はそれぞれ全回答
者の2.7％、0.7％と少数であったため、分析から除いた。
12）Izuhara（2004）のように、日本でも資産相続と家族による援助の提供との関連性が徐々に薄れつつあるとの指摘もある。
文献
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むらかみ・あかね 財団法人 家計経済研究所 研究員。
主な論文に「モデルを選択し診断する――決定係数とVIF」（与謝野有紀他編『社会の見方、測り方』勁草書
房，2006）。社会学専攻。
（murakami@kakeiken.or.jp）