投稿論文

相対的格差が生活満足度に与える影響――「消費生活に関するパネル調査」による分析

浦川 邦夫（京都大学大学院経済学研究科博士課程）

松浦 司（京都大学大学院経済学研究科博士課程）

有配偶者のデータを用いて、夫婦合計年収の平均

1. はじめに所得からの乖離と生活満足度の関係を年代別にグ（1）生活満足度の変遷

ラフ化したものであり、点線が各所得分位におい90年代後半以降、経済情勢の悪化などのさまざて「生活満足度において不満（＝どちらかといえまな要因によって、人々の間に将来への不安が高ば不満＋不満）と答えた人の割合」、実線が「満まっている。内閣府の「国民生活に関する世論調足（＝どちらかといえば満足＋満足）と答えた人

査」によると、「あなたは、全体として、現在のの割合」を表している。図表−１から読み取れる

生活にどの程度満足していますか」と尋ねられた

ように、家計の経済状態と生活満足度との間には回答者のうち、「満足している」もしくは「まあ一定の相関が見られ、その度合いは近年やや強ま満足している」と回答している者の割合は、1995っている。ただし、両者の相関がそれほど見受け

年から2004年にかけてほぼ一貫して減少傾向

られない所得範囲もかなり存在していることがわ（1995年: 72.7％→2003年: 59.8%）にあり、「ややかる２）。したがって、所得は、幸福感を測る尺度と不満だ」もしくは「不満だ」と回答している者のして重要な役割を果たしているものの、各自のお割合は、ほぼ一貫して増加傾向（1995年: 24.6％→

かれた状況の違いによって、その効果は大きく異１）

2003年: 37.3%）にある 。

なっているのである。

このように、現在の生活に対して不満を抱いて

Ferrer-i-Carbonell（2005）は、個人の主観的いる人々の割合が上昇傾向にある原因の一つとし満足度（Subject Well Being）に影響を与えるのて考えられるのは、冒頭で述べたように経済情勢

は、自身の収入や世帯収入の絶対額ではなく、むの悪化による家計の圧迫である。色川（1999a）

しろ、自分の属性と類似した集団（以下、類似集が（財）家計経済研究所の「消費生活に関するパ団と呼ぶ）と比較した場合の相対的な収入である

ネル調査」の個票データ（1995年調査−1997年調ことを主張している。ここで重要な点は、図表−査）を用いて分析した結果によると、有配偶女性

１のように、自分の属性と類似していない集団まにおける夫婦合計年収と生活満足度の間には、有で含めた家計全体の平均所得と自身の所得との格

意な正の相関があることが示されている。しかし差に関しては、それほど個人の主観的満足度に影ながら、色川（1999a）の指摘にもあるとおり、響を与えないであろうという指摘である。Ferrer-

その相関はもっとも強い場合でも0.203（1997年）

i-Carbonell（2005）がドイツ社会経済パネル調査にとどまっており、収入が増えれば満足度が上昇（GSOEP）の個票データを用いたパネル順序プロするという傾向は、現実のデータを見る限りそれビット推定の推定結果によると、出生年、居住地ほど明瞭ではない。

域、教育年数において自分と類似した属性を持つ

図表−１は、「消費生活に関するパネル調査」の類似集団と比較して自身の所得が高い場合、有意61

季刊家計経済研究 2007 WINTER No.73

図表--1 生活満足度と夫婦合計年収との関係（有配偶者）
80
◆
◆

70

◆

◆

◆

60

◆

◆

◆

◆

◆

50
︵
％ 40
︶

30
20

◆
◆

◆

0

◆

◆
◆

10

◆

第1分位

第2分位

第3分位

第4分位

第5分位

第6分位

第7分位

◆

第8分位

◆

◆

第9分位 第10分位

ln（夫婦合計年収/ｙ）
y=各年度における夫婦合計年収の平均値◆「満足orどちらかといえば満足」と回答した者の割合（1993〜1995年）「満足orどちらかといえば満足」と回答した者の割合（1996〜1998年）「満足orどちらかといえば満足」と回答した者の割合（1999〜2001年）◆「不満orどちらかといえば不満」と回答した者の割合（1993〜1995年）「不満orどちらかといえば不満」と回答した者の割合（1996〜1998年）「不満orどちらかといえば不満」と回答した者の割合（1999〜2001年）に生活満足度が高くなるということが示されてい足度に与える影響をパネル順序プロビットによっる。また、Clark and Oswald（1996）では、イて推定する。その際、教育年数（対数値）、同居

ギリスの労働者のデータを用いて、自身と同じよ

ダミー、年齢、住宅ローンダミーなどが、説明変うな属性を持つグループの平均的な賃金と自身の数として使用される。４節では、前節の計量モデ

賃金所得との乖離が仕事満足度に有意な影響を与ルの推定結果をふまえ、結果の考察を行う。

３）

えていることが指摘されている 。しかしながら、
上記の先行研究のように、自身と類似した属性を（2）日本の先行研究持つ集団との相対的な所得格差が満足度に与える

日本における生活満足度と生活実態の関係性を

影響を我が国において実証的に考察した研究は、分析した研究としては、前田（1998）、色川

著者たちの知る限り存在しない。そこで、本稿で（1999a）、色川（2004）などがある。前田（1998）

は、これらの先行研究をふまえ、「消費生活に関は、1995 年の「社会階層と社会移動調査」（以下するパネル調査」を用いて、集団内における若年

SSM95と略す）を用いて、階層帰属意識と生活満

女性の相対所得と生活満足度との関係について分足度の関連性について分析を行っており、生活満析を行う。

足度と強い連関を持つ変数として、自由時間、過本稿の構成は以下のとおりである。まず、１−

去10年間の生活水準の変化、世帯収入、耐久消費（2）節では生活実態と生活満足度の関係性を扱っ

財 の所 有 件 数 等 を挙 げている。 また、 色 川

た我が国の先行研究の比較・考察を行う。そし（1999a）は「消費生活に関するパネル調査」を用て、２節では、Ferrer-i-Carbonell（2005）によいて、生活満足度と生活実態を示すさまざまな変って提示された相対的格差と生活満足度との関係

数との間にどのような相関が見られるかを分析し性に関する理論モデルを概観する。３−（1）節でている。生活実態を示す変数としては、本人年は推定に使用するデータの説明を行い、３−（2）収、夫婦合計年収、貯蓄、住宅ローン、資産、学節、３−（3）節では、前節のモデルをもとにして、歴、職業上の地位、子どもの有無、生活時間など

自身の属性に類似した集団との所得格差が生活満が用いられており、分析結果からは、生活実態を62

相対的格差が生活満足度に与える影響

響を分析するうえで、前

図表--2 各グループの本人（＋夫）所得の記述統計量（2）無配偶田（1998）、色川（1999a）

Obs（1）有配偶
平均

標準偏差

Obs

平均

標準偏差

で考慮された生活実態を

396

607.11342.4

105238.22173.28403

766.11624.36107316.28183.1

127975.69325.1750

369.65154.991,766

631.37294.47290

259.63183.651,375

674.14294.36

184

313.73149.78344835.02304.2868

390.95143.6

342

590.54241.05211

247.5

123.79253

630.38226.96227

302.59104.9893904.31452.61161

369.89134.01

1,347

521.43248.83406

218.45104.98771

584.88269.98496

291.3

137.71y は本人（結婚してい

215

651.5

368.73176

345.93129.35

る場合、本人＋夫）の所

125

528.61172.0461

183.6989.07

114

595.98254.7

112

269.47137.42

所得を示している。 ま34

726.65269.9

90293.26148.65

た、Xは年齢、借金、持348

497.78180.99277

215.11104.92

子どもの数、居住地区、

210

510.22

187.11274

258.89107.24

職業上の地位といったコ

67634.67241.31

152

267.35137.94

出生コーホート①/
中卒・高卒/大都市
短大卒/大都市
出生コーホート①/
大卒・院卒/大都市表す種々の変数をコント
ロール変数として用いて出生コーホート①/いる。

出生コーホート①/
中卒・高卒/大都市以外
出生コーホート①/
短大卒/大都市以外
出生コーホート①/
大卒・院卒/大都市以外

Ferrer - i - Carbonell

出生コーホート②/
中卒・高卒/大都市
出生コーホート②/
短大卒/大都市

出生コーホート②/
中卒・高卒/大都市以外（2005）の理論モデルでは、主観的幸福（SWB）
Wを以下のように仮定し出生コーホート②/
大卒・院卒/大都市

2. 相対的所得と満足度に関する
理論モデル

ている。

出生コーホート②/
短大卒/大都市以外
出生コーホート②/
大卒・院卒/大都市以外
出生コーホート③/
中卒・高卒/大都市

性の類似した類似集団の

出生コーホート③/
短大卒/大都市
出生コーホート③/
大卒・院卒/大都市

ち家などの資産、学歴、

出生コーホート③/
中卒・高卒/大都市以外
出生コーホート③/
短大卒/大都市以外
出生コーホート③/
大卒・院卒/大都市以外得であり、y rは自身と属

ントロール変数である。

注: 1）有配偶者は夫婦合計年収の記述統計量であり、無配偶者は本人年収の記述統計量を示す
2）出生年コーホートは、①1959年生まれ〜1964年生まれ、②1965年生まれ〜1969年生まれ、③1970年生まれ〜1973年生まれ の3グループである分析を行うにあたり、どのような属性を用いて類似集団を定義するかという点が大変重要な問題示す変数と生活満足度との間には、それほど高いとなる。本稿では、類似集団を学歴、出生年コー

相関は見受けられないとの結論を得ている。ただホート、居住地域、婚姻状況が類似している集団

し、色川（1999a）は、収入と生活満足度の間にと定義した。玄田（2003）における市場所得関数

は、線型的な相関だけでは把握できない関連性がの推定では、年齢階級、市群、地域ブロック、婚存在する点を主張しており、Ferrer-i-Carbonell

姻の状態の各ダミー変数が、所得に対して非常に（2005）の分析で考察の対象となっている「自身有意な影響を与えていることが指摘されている。

の属性に類似した集団との相対的な格差」が一定

また、石川・出島（1994）など多くの先行研究にの影響を与えている可能性がある。本稿では、類おいて、教育年数と所得の相関が示されている４）。

似集団との相対的な格差が生活満足度に与える影

本稿においても、自分と類似した集団を定義する
63

季刊家計経済研究 2007 WINTER No.73

図表--3 諸変数の記述統計量（ i ）有配偶（ii）無配偶

平均

標準偏差

平均

標準偏差

生活満足度

3.549

0.926

3.416

0.966

年齢

32.711

4.122

29.5264.005

yrは、個々のサンプル

29歳未満ダミー

0.25

0.485

0.575

0.49

が所属する集団の平均所

30歳〜34歳ダミー

0.409

0.492

0.294

0.395

35歳〜39歳ダミー

0.284

0.451

0.11

0.589

得を示す７）。すなわち、40歳以上ダミー

0.057

0.232

0.02

0.139

y RI は、自身の世帯収入

教育年数（対数）

2.573

0.099

2.606

0.109

（対数値）と所属する集

中高卒ダミー

0.519

0.5

0.391

0.488

短大等ダミー

0.375

0.484

0.406

0.491

大卒ダミー

0.106

0.307

0.202

0.402

（対数値）との差分によ

子どもの数

1.705

0.959

0.185

0.589

本人年収（対数）

2.563

2.477

5.316

1.186

夫年収（対数）

6.168

0.545

−

−

って表現される。本稿では y RI と生活満足度との

平日労働時間（対数）

2.889

2.97

5.613

1.838

関係が有意に正であるか

休日労働時間（対数）

0.248

1.103

0.485

1.54

無職（夫）ダミー

0.011

0.104

−

−

どうかを３−（2）節にお

無職ダミー

0.502

0.5

0.101

0.302

いて分析する。

パートダミー

0.215

0.411

0.155

0.362

持ち家ダミー

0.616

0.486

0.692

0.462

住宅ローンダミー

0.586

0.493

0.212

0.409

親と同居ダミー

0.314
Obs

0.464
8,330

0.777
Obs

0.416
3,447

注: 1）労働時間は分単位での記述統計量である
2）都市ダミー（13大都市＝1 それ以外＝0）3）パートダミー（アルバイト、パートタイマー＝1 それ以外＝0）4）親同居ダミー（親と同一建物で生活している＝１ それ以外＝0）5）労働時間、本人年収、夫年収は、変数に1を加えた値の対数値を分析に使用

団の平均的な世帯収入

また、Duesenberry（ 1 9 4 9 ）、 F r e y a n dStutzer（2002）の主張に見られるように、所属する集団内の平均収入よりも高いサンプル（richer）が得ている生活満足度と低いサンプル（poorer）が得ている生

上で、学歴、出生年、居住地域、婚姻状況の重要

活満足度が相対的な所得格差から受けている影響性を考慮し、学歴は①中卒・高卒、②高専・短大

は、必ずしも対称的ではないと想定される。例え

等、③大卒以上の３グループ、出生年コーホート

ば、集団内における低所得層の方が、相対的な所

は、①1959年生まれ〜1964年生まれ、②1965年生

得格差からより大きな影響を受けているケースがまれ〜1969年生まれ、③1970年生まれ〜1973年生考えられる。そのため、非対称性を考慮した２変

まれの３グループ５）、居住地区は①大都市（＝13

数（richer、poorer）を説明変数に加えたモデル

大都市）と②大都市以外の２グループ、婚姻状況を推定することにより、集団内における低所得は①有配偶、②有配偶以外の２グループに分割す

層、高所得層のどちらが、より相対的な所得格差る。すなわち、合計36（＝3×3×2×2）から成る

から影響を受けているかの検証を３−（3）節で行

類似集団（reference group）を定義することにう。２つの変数の定義は以下の（3）式によって表６）

よって分析が行われる 。図表−２では、おのおのの類似集団ごとに本人（＋夫）所得の平均、標準偏差を表している。高学歴であるほど、また多くのケースでは大都市居住であるほど、所得分布が右に移動している様子が図表−２より読み取れる。
分析を行ううえで、本稿では相対的格差yRIを以下のように定義する。
64

現される。

相対的格差が生活満足度に与える影響

図表--4 ランダム効果順序プロビットによる推定結果［有配偶］［被説明変数＝生活満足度（５段階）］（Ⅰ）相対所得を含ま （Ⅱ）相対所得を含む
ケース［式
（４）
］
ないケース

（Ⅲ）相対所得を含む
ケース［式
（６）
］

係数

標準誤差

係数

標準誤差

係数

標準誤差

30歳〜34歳ダミー−0.0580.045−0.0470.045−0.0480.045

35歳〜39歳ダミー−0.119 +0.067−0.0970.067−0.0980.067

40歳〜44歳ダミー−0.1480.104−0.1130.104−0.1130.104

教育年数（対数）0.477 *

0.245

0.613 *

0.246

0.629 *

0.246

−0.247 **0.041−0.246 **0.041−0.244 **0.041

本人年収（対数）

0.008

0.011

−0.0060.012−0.0070.012

夫年収（対数）

0.263 **

0.034

0.118 *

0.057

0.124 **

0.057

パートダミー−0.133 *0.056−0.111 *0.056−0.105 +0.056

本人無職ダミー−0.0620.096−0.064

0.096

−0.06

0.096

夫無職ダミー−0.360 **0.138−0.433 **0.139−0.453 **0.14

平日労働時間（対数）−0.0140.015−0.0160.015−0.0150.015

休日労働時間（対数）−0.025 +0.015−0.0230.015−0.0220.015

親と同居ダミー−0.320 **0.06−0.317 **0.059−0.316 **0.059

持ち家ダミー

0.233 **

0.053

0.231 **

0.053

0.231 **

0.053

−0.119 **0.038−0.123 **0.038−0.123 **

0.038

/

/

0.238 **

0.076

/

/

−Richer−

/

/

/

/

/

/

/

/

0.423 **
−0.164 *0.115−Poorer−Year ダミー（1994−2001）

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

Yes

子ども数

住宅ローンダミー
類似集団との所得差

1n y −1n yr

0.084

チェンバレン型
個別効果

zj
0.014

0.510 **

0.013

−0.5940.681−1.181 +0.703

0.510 **
−1.089 +0.013

Intercept１
Intercept２

0.597

0.68

0.008

0.703

0.101

0.704

Intercept３

1.814 **

0.681

1.227 +

0.703

1.320 +

0.704

Intercept４

3.998 **

0.681

3.412 **

0.703

3.506 **

0.704

Constant

0.512 **

LR（chi2）
統計量
対数尤度
Obs

350.4

360

0.704

364.6

−9184.3−9179.5−9177.2

8,330

8,330

8,330

注: ** : 1％, *: 5％, +: 10％水準で有意3. 計量分析

コントロールしたうえで、関心の高い説明変数と被説明変数の関係を抽出することが可能になる。

（1）使用するデータ
計量分析に用いるデータは、（財）家計経済研究所の「消費生活に関するパネル調査」の個票デ

本稿では、有配偶者、無配偶者ともに、無回答者
以外のすべてのサンプル（N×T＝11,777）を使用している。

ータであり、1993年（第1年度）から2001年（第９年度）までの９年分のデータを使用している。 （2）計量分析（Ⅰ）
本調査は、1993年に24歳から34歳の女性1,500人を対象に始まり、1997年に24歳から27歳までの第二２節で示した理論モデルをもとにして、推定モデルを以下の（4）式として定義した。

次サンプル500人が追加されている。本調査はパネル調査であり、同一の個人に対して繰り返し追跡調査がなされているため、個人の異質な属性を65

季刊家計経済研究 2007 WINTER No.73

図表--5 ランダム効果順序プロビットによる推定結果［無配偶］［被説明変数＝生活満足度（５段階）］（Ⅰ）相対所得を含ま （Ⅱ）相対所得を含む
ケース［式
（４）
］
ないケース

（Ⅲ）相対所得を含む
ケース［式
（６）
］

係数

標準誤差

係数

標準誤差

係数

標準誤差

30歳〜34歳ダミー−0.132 *0.065−0.135 *0.068−0.148 *0.068

35歳〜39歳ダミー

−0.99

0.114

−0.0930.121−0.1170.12

40歳〜44歳ダミー−0.2420.209−0.2280.215−0.2510.216

教育年数（対数）1.459 **

0.326

1.531 **

0.387

1.520 **

0.387

−0.1030.137−0.0140.076−0.0170.067 *

0.028

0.061

0.216

0.147

0.22

パートダミー−0.189 *0.08−0.202 *0.081−0.183 *0.082

本人無職ダミー−0.669 **0.225−0.694 **0.224−0.695 **0.223

平日労働時間（対数）−0.088 *0.037−0.097 **0.037−0.097 **0.037

休日労働時間（対数）−0.031 +0.017−0.042 **0.016−0.043 **0.016

親と同居ダミー−0.229 *0.107−0.246 *0.112−0.226 *0.111

0.326 **

0.106

0.309 **

0.104

子ども数
本人年収（対数）持ち家ダミー
住宅ローンダミー

0.1

0.309 **
−0.043類似集団との所得差

0.066−0.047

0.067

0.075

−0.0520.067

1n y −1n yr

/

/

0.018

0.216

/

/

−Richer−

/

/

/

/

0.230

0.239

−Poorer−

/

/

/

/

0.086

0.222

Yes

Yes

Yes

個別効果
zj

Yes

Yes

Yes

Constant

0.513 **

0.021

0.516 **

0.021

0.516 **

0.022

Intercept１

0.864 *

1.088

0.876

1.082

1.338

1.098

Intercept２

2.115 **

1.088

2.125 *

1.081

2.587 *

1.097

Intercept３

3.392 **

1.090

3.401 **

1.081

3.864 **

1.098

Intercept４

5.389 **

1.093

5.395 **

1.083

5.859 **

Year ダミー（1994−2001）
チェンバレン型

LR（chi2）
統計量
対数尤度
Obs

1.100

103.00

95.31

99.47

−4055.3−4059.1−4057.0

3,447

3,447

3,447

注: ** : 1％, *: 5％, +: 10％水準で有意Wi t は個人i の t 期における生活満足度を表して数の記述統計量は、図表−３によって示されていおり、パネル調査の質問項目では１（大変満足）る。なお、 vi は個人 i の観測できない個別の効果から５（大変不満）の５段階で尋ねられているが、であり、ηi tは通常の誤差項である８）。

分析の際には順序プロビット推定における解釈を

本稿では、被説明変数である生活満足度が順序容易にするために、１（大変不満）から５（大変満変数であるため、主な推定方法としてパネル順序足）の５段階に置き換えた変数を用いる。yRI,it は

プロビット推定を用いた。パネルデータによる推前節で定義した同じグループ内（＝自身の所属す

定では、主にランダム効果推定と固定効果推定のる類似集団）の人々との相対的格差を示す変数で選択が必要となるが、Ferrer-i-Carbonell（2005）

あり、γの符号は正の値であることが予測される。

と同様、Chamberlain（1980）、 Hsiao（1986）に

また、 xk,it は生活満足度を説明するためのコント

よって提唱されたチェンバレン型のランダム効果

ロール変数であり、年齢、学歴ダミー、労働時推定を適用する。伝統的なランダム効果推定で間、所得、住宅ローンダミーなど、生活満足度とは、「個人特有の効果 vi が説明変数 xk,it と相関しなの相関が高い変数を使用する。推定に使用した変い」という強い仮定が置かれるが、チェンバレン

66

相対的格差が生活満足度に与える影響

型のランダム効果推定では、個人特有の効果と説しにくい傾向にあるためと推察している。本稿の

明変数との間の相関を許容し、個人特有の効果を実証結果では、学歴水準は生活満足度に正で有意コントロールした上でのパラメータ推定が行われる。

となっているため、Clark and Oswald（1996）の観測できない個人特有の効果vi は、以下の（5）推定とは反対の結果である。欧米では、学歴が収入や職業を得る手段にすぎないと考える人々が多式によって表される。

いのに対して、日本人は学歴の獲得自体に満足感を見いだしている可能性がある。ただし、本稿は若年女性を対象としており、日本と諸外国を比較して結論を出すにはさらなる検証が必要であろう。
ωi は説明変数と相関がなく、純粋な誤差項部分

また、有配偶女性において、子ども数が有意水である。また、コントロール変数 xk,it のうち、時準１％で負に有意である点も注目される。我が国

点によって変化する変数の集合を zj,it とすると、各では、少子化・晩婚化が年々進行しておりさまざ

９）時点を通じてzj,it を平均した値が zj,iである 。
図表−４の（Ⅱ）は、有配偶者のサンプルにおける（4）式の推定結果を示したものである。また、無配偶者のサンプルにおける（4）式の推定結果は、
図表−５の（Ⅱ）で示される。

まな対応策が議論されているが、子どもを育てる
ことに希望・幸福感を持てるような生活環境の整備は、非常に重要な政策課題である。
さらに、平日労働時間（対数値）、休日労働時間（対数値）は、無配偶女性において負に有意で

図表−４（Ⅱ）から明らかなように、最も関心のある。有配偶女性で労働時間が長い女性は、生活高い変数である類似集団との相対格差yRI（=1n y−

満足度をより低下させると予想されたのだが、む

1n yr）は、有配偶者のサンプルにおいては、有意

しろ、無配偶女性の方が、長い労働時間を嫌う傾水準１％で正に有意であった。すなわち、有配偶向にあった。ただし、無配偶女性の本人無職ダミ者に関しては、Ferrer-i-Carbonell（2005）など

ーは負に１％有意であるため、雇用を完全に喪失の先行研究と同様、我が国においても、相対的なしてしまうケースにおいては、生活満足度は大き

所得格差が生活満足度に有意な影響を与えているく低下する。

ことが示唆された。しかしながら、図表−５（Ⅱ）

また、住宅ローンダミー、親との同居ダミー

を参照すると、無配偶者のサンプルにおいては、は、有配偶女性において有意水準１％で負に有意類似集団との相対格差yRI は有意ではない。無配偶であり、有配偶女性の生活満足度に与える影響が者の場合は、自分と類似した集団との所得格差が大きい。

生活満足度に影響を与える傾向はさほど見られな

なお、紙幅の制約上、年次ダミーの詳細な結果

いわけである。むしろ、所得の絶対額が生活満足は図表から割愛したが、93年をベースとした場

度に与える影響が大きい［相対所得の変数を含ま合、有配偶サンプルでは、94年が負に１％有意、ないケースである図表−５（Ⅰ）参照］。

97年が負に５％有意、98年が負に10％有意、2000

次にコントロール変数に注目すると、有配偶サ

年が負に１％有意、2001年が負に10％有意という

ンプル、無配偶サンプルともに、教育年数（対推定結果であった。また、無配偶サンプルでは、数）が正に有意であった。我が国の若年女性にお96年のみが正に１％有意である。すなわち、年次

いては、学歴の高い方が生活満足度は高い傾向にダミーのパラメータの符号に関しては、有配偶サある。一方、Clark and Oswald（1996）の分析でンプル、無配偶サンプルにおいてかなりのバラツ

は、学歴と生活満足度は有意に負の関係にあるこキが見受けられた。

とが示されている。Clark and Oswald（1996）
は、このような推定結果が得られた理由として、 （3）計量分析（Ⅱ）
高学歴の人たちは、目標設定が高く、現状に満足

２節で示したように、類似集団の平均収入より67

季刊家計経済研究 2007 WINTER No.73

も高いサンプル（richer）の満足度と、低いサン

関する主要な結論は変わらなかった。

プル（poorer）の満足度が相対的な所得格差から受ける影響には非対称性が存在する可能性がある。そこで、本節では、推定モデルを以下の（6）4. おわりに式に変形し、非対称性を考慮した２変数（richer、Frey and Stutzer（2002）ら多くの研究者が指poorer）を説明変数に加えたモデルの推定を行う。

摘するように、人々の幸福感、生活満足度がどのような要因によって影響を受けるかに関する研究
は、経済学においても大変重要なテーマである。
本稿では、Ferrer-i-Carbonell（2005）の問題意識

変数の定義は２節の（3）式で示したとおりであをもとに、家計経済研究所の「消費生活に関するる。
（6）式をチェンバレン型のランダム効果順序

パネル調査」を用いて、出生年、教育水準などにプロビットによって推定した結果は、有配偶サン

おいて自身と類似した属性を持つ集団との相対的プルが図表−４の（Ⅲ）
、無配偶サンプルが図表−５な所得格差が生活満足度に与える影響に関して計の（Ⅲ）で示される。

量分析を行った。

最も関心の高い変数であるricherとpoorerは、有パネル順序プロビットによる推定結果からは、

配偶サンプルにおいては、どちらの変数も有意で有配偶者の場合、所得の絶対水準だけでなく、自あった。ただし、richerの変数の方がpoorerに比べ分と類似した属性を持つ類似集団との相対的な所て有意水準が非常に高いのが特徴的である。すな

得格差が、個々人の生活満足度に大きな影響を与わち、類似集団の平均所得より高い所得を得ていえているということが示唆された。すなわち、日る女性（＝richer）の生活満足度の方が、より類本の社会においても、個々人は特定のリファレン

似集団との所得差から大きな影響を受けている。

ス・グループとの乖離をもとにして、主観的な生

これは、Ferrer-i-Carbonell（2005）の研究と対照

活満足度を決定する側面があると考えられる。

的な結果である。

自分と類似したグループとの相対的関係が個人

Ferrer-i-Carbonell（2005）の推定においては、の幸福感に与える影響が強い場合、どれだけ所得

richerの変数が非有意となるケースが報告されてを得ても自分と同じような属性を持った他者がもおり、ある一定量の所得を得ると、金銭面以外のっと多くの所得を得ているために、なかなか生活指標が生活満足度に与える影響の程度が強まる可の満足感を得られない高所得層が生み出される可能性が指摘されている。しかしながら、我が国の能性がある。その一方で、少ない収入でありなが有配偶者に関して言えば、むしろ高所得者層の方ら生活満足度が比較的高い低所得層も存在するとが、自らと類似している集団との所得格差に関し考えられる。したがって、このような社会では、て、関心が高いと言える。

McBride（2001）が指摘するように、個人の合理

なお、（4）式の推定結果と同様、無配偶サンプ的行動を分析する上で単純な線型の効用関数，U >0］をあてはめることは妥当と
ルでは、richer、poorerともに非有意であった。 ［U＝U（Y）［図表−５（Ⅲ）参照］10）したがって、無配偶女性のケースでは、相対的な所得格差が生活満足度に与える効果は限定的であると考えられる。

は言えないだろう。
最後に、今後の研究を進める上での展望について言及したい。第一に、本稿で得られた推定結果

なお、諸々のコントロール変数の有意性に関しは、サンプルが20代〜30代の若年女性に限定されては、前節の（4）式の推定結果と概ね同様であっている「消費生活に関するパネル調査」によってたため、詳細な解説は割愛する。また、標準的な得られたものであるため、男性についても同様の

プールド順序プロビット推定を行った場合におい推定結果が得られるかどうかに関しては、さらなても、本稿で得られた相対的格差と生活満足度にる分析が必要となる。第二に、無配偶者に関して

68

相対的格差が生活満足度に与える影響

は、所得の絶対額をコントロール変数に加えると相対的な所得が有意とならないが、所得の絶対額をコントロール変数に含めないケースでは、無配
偶のサンプルでも相対所得が生活満足度に与える影響は高いという推定結果が得られている。このため、無配偶者に関して、さらに相対的な所得格差と生活満足度の関係について検証を重ねる必要があると考える。第三に、相対的な所得格差に対する関心がどの時点で人々の間に高まったのかに関する検討が必要である。本稿で用いた「消費生活に関するパネル調査」は、1993年から調査が開始されており、相対的格差が生活満足度に与える効果は、初年度のデータからすでに見受けられるが、70年代、80年代に遡った場合にも、相対的な所得格差が生活満足度に有意な影響を与えていたのか否かに関する検証を他のデータセットを用いて行うことは有用であると考える。これらの点に関する詳細な検討は、著者たちの今後の課題である。
注
1）『消費生活に関するパネル調査』の90年代後半のデータによる生活満足度の趨勢は、内閣府の『国民生活に関する世論調査』に比べると明確ではないが、金融危機が表面化した97年など、経済状況の低迷に応じて、平均的な生活満足度は低まるという点では同じような特徴を持つ。
2）なお、無配偶者のデータを用いて、本人年収の平均所得からの乖離と生活満足度の関係を年代別にグラフ化した場合にも、有配偶者と同様の傾向が見られ、両者の相関がそれほど見受けられない所得範囲がかなりの程度で存在する。
3）また、McBride（2001）も、クロスセクションデータ
を用いて、絶対的な所得ではなく、相対的な所得が主
観的満足度（SWB）にとって重要であるという仮説を検証している。その結果、主に高所得者層において、相対的な所得が満足度に有意な影響を持つことが示されている。ただし、McBride（2001）の分析は、所得のみに注目したものであり、他の変数でのコントロー
ルはなされていない。
4）
Ferrer-i-Carbonell（2005）の分析においては、類似集団を定義するうえで、学歴、出生年コーホート、居住地域による区分がなされている。ただし、Ferrer-iCarbonell（2005）が分析で用いたドイツ社会経済パネル調査（GSOEP）はサンプルが約70,000あり、40代以上のサンプルも多数存在するため、年齢階層、教育年数によるグループ分けは本稿よりもさらに細かく、総数では、50のリファレンスグループが定義されている。

5）1970年〜1973年生まれのサンプルは、すべて第５年度（1997年）に新しく追加されたサンプルであるため、コーホートに関しては同一のグループとして扱うことが適当と判断した。
6）同一個人であっても、婚姻状況、居住地域などの変化
によりリファレンスグループが移動する可能性を考慮して分析を行う。
7）
Ferrer-i-Carbonell（2005）の分析と同様、本人（+夫）
収入に1を加えたものを分析に使用する。
ηit 〜Normal（0，1）の仮定がなされている。
8）9）zj,iの係数λjは個人特有の効果viとの相関ファクターとして解釈されるが、生活満足度Witに直接的な意味を与えるものではない点は注意が必要である。観測できな
い個人特有の効果と説明変数との相関を考慮に入れたチェンバレン型ランダム効果プロビット推定の詳細な説明は、Wooldridge（2002）,pp.487-489、Ferrer-iCarbonell（2005）等を参照されたい。
10）
本人年収（対数）を説明変数から除外し、相対所得のみを変数とした場合には、richer , poorer は、ともに有意水準５％で正に有意となる。しかしながら、本人
年収（対数）を変数に含めた場合は、相対所得は有意ではない。
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（2006年6月5日掲載決定）

うらかわ・くにお 京都大学大学院経済学研究科博士課程。主な著書に『日本の貧困研究』（東京大学出版会，
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まつうら・つかさ 京都大学大学院経済学研究科博士課程。応用経済学専攻。