研究成果論文

世帯収入の変動とその心理的影響についての日韓比較†

村上 あかね（東京大学社会科学研究所 准教授）

1. 問題の所在と本稿の目的

困難とその心理的影響についての分析だが、クロスセクションデータでなく、パネルデータで比較す

1990年代後半、アジアの国々は経済的危機にることの重要性が指摘されているからである。ま

見舞われていた。日本は、長引く平成不況のただた、この論文はランダムサンプルに基づいた分析中にあったし、韓国は1997年に金融不安が拡大ではない。そのため、韓国のパネル調査データした。1997年10月には、タイ、インドネシアの通貨（Korean Labor and Income Panel Study; KLIPS）が暴落し、韓国もダメージを受け、企業が相次いを用いる意義がある。ただし、第４節で後述するで倒産した。また、翌年には実質経済成長率も大ように、厳密な意味での比較が難しいデータであ幅に減少し、失業率も高くなるなど、深刻な状況るが、本稿は今後の研究をより発展させるためのを呈した。

土台と位置づけ、経済的困難の心理的影響につ

本稿では、このような状況に対して、家族がどいて分析する。のような対処をとったのかを、日本と韓国のデータをもとに検証する。韓国は自営業者が多いな
ど、日本と韓国の産業構造は必ずしも同一ではな
いが、1990年代後半から失業率が比較的高い水準

2. 経済的困難と家族――家族ストレス論、ライフコース論アプローチとの関連からで推移している点は共通する。たとえば、韓国で経済的困難（収入の低さ、あるいは収入の減は1997年から2001年にかけて、2.6％、6.8％、少）が、生活に及ぼす影響については、数多くの6.3％、4.1％、3.7％であるのに対し（財団法人世蓄積がある。それらは、1930年代のアメリカの大界経済情報サービス 2002）、日本では3.4％、恐慌、1980年代のアメリカの農業危機（Meyer4.1％、4.7％、4.7％、5.0％である。

and Lobao 1997）、 1990年代の韓国IMF危機

この２カ国を比較するのは、1990年代以降、両（Kwon et al. 2003）を背景に研究が進められた

国とも経済格差が広がっているという共通点があ（1990年代のアメリカの状況についてはWhite andるからだ。韓国は急激に経済的危機に陥ったものRogers（2000）など）。日本においては、炭鉱のの（通貨危機）、経済指標は急速に回復した。しか閉山にともなう労働者の離職についての研究（早し、ジニ係数はなかなか低下していない（權 2006）。

稲田大学グループ）もある。

日本のジニ係数も低下の兆しは見られない。

このような研究の論点は、大きく分ければ①

このような社会の変化を受けて、Kwon et al.

経済的困難にたいして家族がどのような対処を（2003）など、経済的危機と家族に関する研究の採用するか、②経済的困難は、家族にどのよう蓄積が韓国では多い。本稿では充分に触れられな影響を及ぼすか、どのように適応するか、にないが、Kwon et al.（2003）
らの論文は、経済的整理できる。①についていえば、筆者も、スト
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レスをもたらすライフイベント（失業、病気な定性・お金に関する争い、結婚生活における緊ど）を経験したときに、日本人は政府や市場よ張、といった要素が相互に影響しあう関係があるりも自分自身に頼ることを見いだした（ホリオか検証を試みている。さらに、収入の減少が夫

カ・小原・村上 2002, 2004; Horioka, Murakami

婦の不安定性に及ぼす影響が、資源の多寡によand Kohara 2002）。っていかに媒介されるのかも検証している。分

経済的困難に焦点をあてた研究は家族ストレス

析の結果、（1）1930年代初頭の大きな収入の減少論の流れに位置づけられる。Conger et al.（1990）

がお金に関する争いをもたらし、それが結婚生活のFamily Stress Modelでは、経済的危機（必における緊張をもたらしたこと、（2）大きな収入の要経費に対する収入比、不安定な職業など）が、減少が、夫の不安定性を高め、夫婦関係にマイ経済的な事柄に関する緊張をもたらし、夫婦のナスの影響を及ぼしたこと、（3）これらの影響は、心理や結婚の質に影響し、最終的に結婚の不安対処資源を持たない家族においてもっとも顕著定性をもたらすと想定している。分析の結果明であったことを見いだした。なお、ここでの対処らかになったことは、経済的困難は、夫の行動資源とは、具体的には結びつきの弱い結婚、不を媒介として妻の結婚の質にたいする評価に間安定な夫などを指す。

接効果を及ぼすこと、そして夫の行動という媒介変数を除くと、経済的困難は妻の感情にほとんどあるいはまったく影響を及ぼさなくなることである。

3. 分析（1）分析で検証する仮説

また、 このモデルを援 用 したKwon et al.

２節で検討した先行研究やデータの性質を考慮（2003）では、経済的プレッシャーがディストレし、本稿では、「収入の減少は、家族生活に対すスをもたらし、それが結婚生活におけるコンフリる評価を低める。ただし、対処資源があれば、評クトを経由して、結婚満足度に影響を与えると想価の低下は和らぐ」との仮説を検証する。

定した。韓国人夫婦286組を対象とした分析から、経済的プレッシャーは、妻や夫のディストレスを（2）分析に用いるデータ

通じて結婚満足度と間接的な関係があること、デ

本稿の分析では、1998年から2001年に調査されィストレスは高レベルのコンフリクトと関連があた日本と韓国の４年分のパネルデータを用いる。

ることがわかった。この結果は、アメリカやほか

なお、この期間は、韓国においてジニ係数が高止の文化のデータに対してFamily Stress Modelをまりであった時期に相当する（權 2006）。日本の適用したほかの研究とおおむね一致する。しかし、データは家計経済研究所の「消費生活に関するパ韓国独自の文化的・経済的文脈のため、いくつかネル調査」（Japanese Panel Survey of Consumers;の違いがみられた。第一に、夫のディストレスはJPSC）である。この調査は1993年に日本全国に夫婦関係満足度と関連がなかった。第二に、経済居住する24〜34歳の女性を層化二段抽出法によっ的プレッシャーとコンフリクトとの間には、直接て抽出し、現在まで留置法により毎年調査を実施的な関連があった。

している。詳細は、財団法人家計経済研究所編

一方、『大恐慌の子供たち』をはじめとする、ラ（2006）などを参照されたい。韓国のパネル調査

イフコースアプローチに基づくエルダーらの研究（KLIPS）は、韓国の労働省が主体となって実施も、経済的困難が家族に及ぼす影響を分析してしている。1998年に都市部に在住する5000世帯をいる。多くの研究があるが、パネルデータの強み層化二段無作為抽出法により抽出し、15歳以上のを生かした分析が多い。ここで参考にするLiker

世帯員を対象に、現在まで毎年調査を実施していand Elder（1983）では、２時点における収入のる。原則として調査票を用いた面接法によってデ減少・経済的困難と３時点における夫婦の不安ータが収集されている。調査の詳細や調査票は、

76

世帯収入の変動とその心理的影響についての日韓比較図表--1 回帰分析に用いた変数の記述統計量
日本

平均値

標準偏差

3.506

0.998

被説明変数
夫婦関係満足度（2001年）
説明変数
収入の変動幅

4.628

29.528315.617116.396

夫婦関係満足度（1999年）

3.622

0.997

収入満足度（1998年）

2.380

0.711

妻の教育年数

12.6331.594

収入の変動幅×夫婦関係満足度（1999年）
*

2.420

28.101−1.67537.416

等価年収（1997年）

収入の変動幅×妻の教育年数 *ケース数は468

年収の変動幅は、［〈1997年の収入−（1998〜2000年の収入の最小値）〉/1997年の収入］×100で求めた。
*の交互作用項は各変数をセンタリングしてから作成した（韓国も同様）。

韓国

平均値

標準偏差

3.710

0.617

被説明変数
家族関係満足度（2001年）
説明変数
収入の変動幅19.99745.247

等価年収（1997年）

998.755525.335

家族関係満足度（1999年）

3.825

0.649

収入満足度（1998年）

2.642

0.836

妻の教育年数

11.651

2.335

収入の変動幅×家族関係満足度（1998年）−1.04631.425−6.53786.774

収入の変動幅×妻の教育年数
ケース数は782

韓国労働統計局のウェブサイトを参照されたい。

本はあまり上昇していないが（2005年を100.0とする

また、分析にあたっては、対象を、1998年時点でと、1997年から順に102.7、103.0、103.3、102.2）、29歳から39歳の有配偶女性で、1998年から2001年

日韓とも収入を実質化した。なお、JPSCでは税引まで、一貫して同じ相手と婚姻を継続していると

き前、KLIPSでは税引き後という違いがある。②お判断される女性とした。

金に関する争い。いずれのデータとも争いを直接測定する項目がなかったため、収入満足度を用いた。

（3）分析に用いる概念（変数）の定義

JPSCでは４件法、KLIPSでは５件法である。③社①収入の減少。Liker

会経済的資源（生活資源）。
（ア）
教育年数（中退はand Elder（1983）にならい、［（1997年の家族収入−卒業には含めない）。基本的には両国の学制は同

1998〜2000年の収入のうち最も低い年の家族収じであり、中学校卒９年、高等学校卒12年のように入）／1997年の家族収入］
×100とした。Liker and連続変数とした（文部科学省 2005）
。
（イ）
不安感。

Elder（1983）
では世帯収入を用いているが、本稿

Liker and Elder（1983）
では夫や妻が不安定かど

では前年の世帯員一人あたりの収入（世帯人数のうかを心理的な資源としている。KLIPSには代替可平方根で除した等価収入）を用いた。さらに、この能な変数がなかった。したがって、本稿では日韓い時期は韓国において消費者物価総合指数が大きくずれの分析にも用いなかった。

説明変数／媒介変数上昇した（2005年を100.0とすると、1997年は76.6、被説明変数 家族生活に対する評価。JPSCで1998年は82.3、1999年は83.0、2000年は84.9）。日

は４件法の夫婦関係満足度を、KLIPSでは５件法77

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図表--2 夫婦関係満足度の規定要因に関する分析結果（日本）
モデル１

モデル2収入の変動幅

0.027−0.010

等価年収（1997年）

0.028−0.038

夫婦関係満足度（1999年）−

0.589 ***

収入満足度（1998年）−0.114 **妻の教育年数−1.298

収入の変動幅×夫婦関係満足度（1999年）−−0.138−−0.164

収入の変動幅×妻の教育年数修正済み決定係数
F値−0.002

0.389

0.439

43.561 ***ケース数
有意水準は、*** 0.1％、**１％、*5％、+10％468

係数は標準化偏回帰係数。定数項はいずれも有意であった。

図表--3 家族関係満足度の規定要因に関する分析結果（韓国）
モデル１
収入の変動幅モデル2−0.094 **−0.0410.109 **

0.030

家族関係満足度（1999年）−0.201 ***収入満足度（1998年）−

0.106 **

妻の教育年数−0.050

収入の変動幅×家族関係満足度（1999年）−0.041

収入の変動幅×妻の教育年数−0.054 +修正済み決定係数

0.012

0.073

F値

5.858 **

等価収入（1997年）

ケース数
有意水準は、*** 0.1％、**１％、*5％、+10％9.839 ***
782

係数は標準化偏回帰係数。定数項はいずれも有意であった。の家族関係満足度である。厳密には両者は異な入したモデル１は、モデル自体が有意ではなかっり、また変数がある期間も異なるが、やむをえずた。モデル２にはモデル１の２変数に加えて過去の内容的に同じものと見なした。

夫婦関係満足度、収入満足度を含めたところ、モ分析に用いた変数の記述統計量は、図表−１のデル自体も有意であり、これら２つの心理的な変数通りである（予備的な分析の段階で、平均値±２はすべてが有意であった。過去の夫婦関係満足標準偏差を原則として、外れ値は除去している）。

度や収入満足度が高いほど、後の夫婦関係満足

また、変数は調査年の前後（つまり因果の順序）度も高い。妻の教育年数と交互作用項は有意でを考慮して投入している。

はなかった。妻の教育年数に象徴される社会階（4）収入変動の心理的影響緩和しないようだ。

層などの資源の多寡は、収入の変動による影響を世帯年収が変動したことによる心理的影響につ一方、韓国（図表−３）については、被説明変

いて重回帰分析を行った結果を、図表−２（日本）

数は2001年の家族関係満足度である。こちらも、と図表−３（韓国）に示した１）。

値が大きくなるほど満足度が高いことを意味す

まず、図表−２に示した日本の結果からみることとる。モデル１からは、年収の変動幅が大きければする。被説明変数は2001年の結婚満足度である。

家族関係満足度が低くなり（係数の符号はマイナ

値が大きくなるほど満足度が高いことを意味する。

ス）、収入が高ければ家族関係満足度が高い（係年収の変動幅および1997年の年収の２変数を投数の符号はプラス）ことがわかる。日本の結果に78世帯収入の変動とその心理的影響についての日韓比較比べると理解しやすい結果である。モデル２は、家計支持者が死亡・病気で働けなかった場合のモデル１に心理的な変数、妻の教育年数、交互作対処方法を尋ねているが（猪口ほか編 2005）、用項を投入した。すると、収入の変動幅および収両国にはある違いが見られるからだ。両国とも、入の効果は有意ではなくなった（ただし、収入を家族が働くとの回答が最も多いが、社会福祉に実質化しなければ収入の効果は10％水準で有意で頼るとの回答が多い日本に比べると、韓国ではあった）。日本と同様、過去の家族関係満足度や親戚が面倒を見てくれる、近所の人などが見て収入満足度が、後の家族関係満足度に効果を持っくれるといった回答が多い。したがって、家族ている。妻の教育年数は有意ではなかった。なの収入が変動しても、対処方法があるため、そお、収入の減少幅と妻の学歴との交互作用効果はれほど大きなダメージにはならないと考えたか10％の有意水準にとどまっていた。

らだ。ただし、モデル２では収入および収入の以上、日本と韓国の結果を比較し、共通点と相違点をまとめてみよう。

変動の効果は有意ではない。
さて、再びモデル１に戻り、両国の違いを生ん両国に共通する結果は、過去の家族関係満足だ原因を考えてみよう。２つの理由が考えられ度や収入満足度が高いとその後の夫婦（家族）関る。第一に、経済的危機の性質の相違である。韓係満足度も高いことである（モデル２）。過去の満国の経済的状況の悪化は急激に訪れ、その影響力足度が影響しているのは、家族関係は過去からのも甚大であったのではないか。一方、日本の経済積み重ねによって形成されるためであろう。過去的状況の悪化は、長期に及びまた緩慢であり、本の家族関係が良好であれば比較的家族は安定す

稿の分析対象者にとっては、影響は比較的小さかるといえる。ただし、収入の変動幅と過去の家族ったのかもしれない。第二に、分析期間の問題で関係満足度の交互作用項は両国とも有意ではなある。日本のデータは調査が始まってからある程かった。収入満足度の効果の大きさは予想外で度の期間が過ぎており、影響が小さかったと考えあった。両国とも妻は夫などに対して稼得能力をられる。

期待しているとみなせるが、主観的に見て満足のいく収入が得られていることが重要であり、収入の変動幅や収入の絶対額はほとんど意味を持た

4. 結論および今後の課題なかったことは興味深い。収入額や収入の変動

本稿は、1990年代の日本と韓国において、①収幅の絶対額よりも、望ましい暮らしむきがある程度入の変動が妻の夫婦（家族）関係満足度にどのよ達成できていればよいと考えているのかもしれな

うな影響を与えたか、②家族の資源の多さは夫婦い。なお、ここでは結果は示さないが、両国とも（家族）関係満足度の低下を和らげたか、の２点

過去の結婚満足度や収入満足度の値をモデルかを検討した。その結果、① −（a）年収の変動幅やら除くと、妻の教育年数が有意な正の効果を持っ過去の収入は、韓国女性の家族満足度に影響を及ていた。つまり、学歴が高いほど結婚満足度が高ぼすが、日本ではその影響が見られないこと。まいということを意味する。

た、韓国でもほかの変数を投入すると影響がない

相違点は、まず年収の変動幅や収入の効果こと、① −（b）過去の夫婦（家族）関係満足度（モデル１）である。日本ではいずれの変数も有や収入満足度の高さは後の夫婦（家族）関係満足意ではなかった。一方、韓国では年収の変動幅度に影響することが明らかになった。年収の変動が大きいと（家族）関係満足度が低下し、韓国幅や過去の年収が収入満足度を媒介として、夫婦では逆に年収が高いほうが（家族）関係満足度（家族）関係満足度に影響するメカニズムがあるが高い。韓国の女性の家族関係満足度が年収のことも予想できる。

影響を受けることは、意外に感じられた。なぜ

本稿では、次の２点で大規模パネルデータの特なら、2003年のアジア・バロメーター調査では性を生かすことを目指した。第一に、これまでの家79

季刊家計経済研究 2008 AUTUMN No.80

族ストレス論／ライフコース研究の多くは、ごく少数能になり、家族ストレス論／ライフコース論の枠の（特定の出来事に遭遇した）ケースを分析対象に組みを実証的に検証する射程がさらに広がるでしていたため、計量分析が困難であった。もちろあろう。これらの点を考慮しつつ、日本や韓国そん、少ないケースを対象に、詳細な研究を行うこれぞれの社会の特性をより考慮して研究を深めてとは重要である。しかし、本稿では、収入の変動いきたい。の幅というより包括的な変数を用いてより多くのケースを分析に含めることが可能になった。
第二に、パネルデータのメリットを生かして、説明変数に過去の値を投入した。そうすることで、夫婦関係が積み重ねのうえに成り立つことがうかがえた。しかし、過去の値が複数存在するうち、いつの時点の状態がもっともよく予後を予測できるのかは残された課題である。先行研究†本論文は財団法人家計経済研究所の調査研究プロジェク
ト「パネルデータを用いた国際比較」の成果の一部である。
注
1）予備的な分析では、日本と韓国のいずれのデータについても、収入満足度の規定要因も確認した。詳細な結果は示さないが、収入が低いことならびに収入の変動幅が大きいことが収入満足度を低下する有意な効果があった。

（Liker and Elder 1983）では、複数年度のデータを縮約するため、説明変数や被説明変数について複数年度の変数の平均を取っていた。しかし、この手法には問題があると考えたため、採用しなかった。なぜなら、１年目の夫婦関係満足度も２年目の夫婦関係満足度も２点と答える人（２時点の平均は（２+２）÷２=２点）と、１年目の夫婦関係満足度は３点であったにもかかわらず、２年目は１点と答える人（２時点の平均は（３+１）÷２=２点）では、同じ平均点であっても大きく意味が異なるからである。今後の改善点としては、理論と実証手続きの対応をより妥当なものにすることが挙げられる。たとえば、妻の意識を問題にするのであれば、家族員一人当たりの収入の変動よりも、夫の収入の変動を説明変数としたほうがさらに望ましかったかもしれない。妻が就業することによって、家族員一人当たりの収入が増加することもありうるからだ。また、交互作用項は有意ではなかったことについて、妻の教育年数、あるいは心理的な変数よりも、世帯の預貯金や家の所有状況などもっと世帯の経済的状況に関わる直接的な変数を入れたほうが資源としての意
味がより明確といえそうだ。手法的には、潜在成長曲線モデル（Menard 2002）などを用いることで、より丁寧に、より長期的な変化パターンを記述し、分析を行うことも重要であろう。そうすることで、経済的困難からのレジリエンス（resilience）についての仮説を検証することも可80

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（murakami@iss.u-tokyo.ac.jp）

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