社会階層と消費――消費意識の階層格差――

廣瀬毅士（立教大学社会情報教育研究センター）

はじめに

1.

近年、いわゆる格差社会論を契機として消費を含む生活意識・行動の階層格差の可能性が指摘されている。本報告は統計的な社会調査のデータ分析を通じ、消費に関わる諸変数について社会階層的地位による差異があるか否かについて検討を行うものである。
社会階層と格差をめぐる議論

2.

社会階層とは「社会的諸資源の不平等な分配状態」（富永 1979）であり、その定義において不平等の存在を内包する構造的なカテゴリーである。したがって社会階層論は、長い間社会学のひとつの潮流であった。ただし Sorokin（1927）の流れをくむ階層研究においては、階層（strata）とは動態的な成層化（stratification）の結果による地位と考えるため、大きな社会の構造変動をともなった産業化の時期の社会学においては、ソローキンが社会移動（social mobility）と呼んだ動態的側面の分析が主な関心事であった。
それに対し社会階層をいわば「説明変数」として捉え、階層構造における位置から消費を含む生活意識・行動の差違を見出す立場も現れてきた。たとえば 1980 年代半ばのバブル経済期において、資産格差による消費の階層分化が観察できるという議論があり（小沢1985）、また平成 2 年版『国民生活白書』でも「持てる者と持たざる者」の不平等が指摘された。また、近年においては主に所得格差の視点からいわゆる「格差問題」が再びポレミックな論点となっており、階層的地位の違いが生活格差の要因となっているという議論が起こっている。しかしその一方で、ポストモダン論の立場からいえば、消費などの生活様式は社会階層といった社会構造から遊離するという議論もある（今田 2000）。
また、格差を生む要因として近年挙げられているのは、創造的な労働に就業する中核的労働者と、マニュアルにしたがう単純労働者とに二極分解するという指摘である（Reich2002）。この労働者の分解が企業内昇進での格差を生むとともに、前者は正規雇用として維持する一方で後者は非正規雇用に置き換え得るが、このような雇用形態の差が生活水準や将来展望の格差を生むということもしばしば議論されるところである。

3.

データと分析枠組

3.1.

調査の概要と用いた変数分析に使用するのは、立教大学の間々田孝夫を研究代表者とする「グローバル消費文化研究会」が 2010 年に実施した「多様化する消費生活に関する調査」から得たデータである。
分析に際しては、説明変数として収入・教育年数・職業などの階層諸変数を、被説明変数として消費に対する意識・価値観、主要な支出使途などの消費行動を用いている。
階層分類に用いた変数は、従業上の地位および仕事の内容である。また、従業上の地位1から、正規雇用ダミー変数を作成した。また、仮説に対応する説明変数として、仕事の業務内容に関する創造性に関する質問、教育年数、等価世帯収入、また住居形態の変数から持ち家ダミー変数を作成した。
被説明変数となる消費行動と意識の変数については、消費のために自由に使えるお金（月間）、および買い物についての意識変数（態度項目）を利用する。

3.2.

階層分類

社会階層をもとに分析を進める上では社会階層をいかに区分するかが重要になる。これについては多くの階層分類が試みられてきたが、社会階層研究においては職業が階層地位区分の中核に据えられてきた。例えば、仕事の内容に基づく職業分類から 8 つのカテゴリーを作成した SSM 職業大分類（尾高 1958）が日本の階層研究では長く用いられてきたし、それに従業上の地位と企業規模を加えた総合職業分類も開発された（安田・原 1984）。また、国際比較研究においてはゴールドソープらの階層分類（EGP カテゴリーあるいはCASMIN 分類、class schema とも呼ばれる）がしばしば用いられているが、ここでも従業上の地位や企業規模などの要素が加味されている（Erikson, Goldthorpe and Portocarero
1979, Erikson and Goldthorpe 1992）。
本研究はゴールドソープらの EGP カテゴリー／階層分類（class schema）に基本的に立脚しつつ次の 5 つの職業階層地位を階層分類として作成し、後の分析に用いた。
1. 専門・経営：ゴールドソープらの「service class」に対応したもの。
2. ホワイトカラー：ゴールドソープらの「routine non-manual worker」に対応したもの。
3. ブルーカラー：ゴールドソープらの「skilled worker」と「non-skilled worker」に対応し、これら 2 つを統合したもの。
4. 自営：ゴールドソープらの「petty bourgeoisie」に対応したもの。
5. 農業：ゴールドソープらの「farmer」「agricultural labourer」に対応し、これら 2 つを統合したもの。
実際にはこれら以外に「主婦・主夫」および「無職」「学生」などがサンプルの中に多数存在するが、もちろんこれらは職業ではないため、職業を中心とした階層的地位によって比較するという基本スタンスにしたがって分析からは除外した。

4.

分析
ここでは、消費における購買力の階層格差の分析として、消費のために自由に使えるお金を被説明変数とした多変量解析を行う。その前に、本報告要旨では紙幅の都合で割愛するものの、仕事の業務内容に関する創造性に関する 3 つの質問から主成分分析を行い、その主成分スコアをもって合成指標とする「クリエイティブ得点」を作成した。この変数に加え、前述の職業階層地位、教育年数、等価世帯収入、持ち家ダミー（基準カテゴリー：持ち家無し）、正規雇用ダミー（基準カテゴリー：非正規雇用）、および職業階層地位と正2規雇用の交互作用項を説明変数とし、消費のために自由に使えるお金を被説明変数とした男女別の分散分析（一般線形モデル）が、次の表 1 である。男性サンプルでは F 値 13.395（自由度 9, 440）で Adj.R2 が.199、女性サンプルでは F 値 14.231（自由度 10, 441）で Adj.R2が.244 となって、男女いずれにおいてもモデルは有意となっている。
表 1 自由に使えるお金を被説明変数とした分散分析（男女別）
男性：モデルの有意性検定
要因
平方和
修正モデル
1263.413
誤差4611.136
修正総和5874.549
R2=.215, Adj. R2=.199
男性：変数の有意性検定
要因
平方和
教育年数
107.309
等価世帯収入822.672
クリエイティブ得点.938
持ち家ダミー5.704
職業階層地位
11.062
正規雇用ダミー
28.920
職業階層*正規雇用
11.707

自由度9440449

平均平方和140.379
10.480

F値13.395 **自由度
1111212

平均平方和
107.309822.672
.938
5.704
5.531
28.9205.853

F値
10.240 **78.500 **.090 n.s.
.544 n.s.
.528 n.s.
2.760 †.559 n.s.

平均平方和172.287
12.106

F値
14.231 **平均平方和
164.496499.363135.60919.23765.179
9.608
5.262

F値
13.588 **41.249 **11.202 **1.589 n.s.
5.384 **
.794 n.s.
.435 n.s.

女性：モデルの有意性検定
要因
平方和
自由度
修正モデル
1722.870
10誤差4854.562
401
修正総和6577.432
411
2
2
R =.262, Adj. R =.244
女性：変数の有意性検定
要因
平方和
自由度
教育年数
164.4961
等価世帯収入499.3631
クリエイティブ得点
135.6091
持ち家ダミー
19.2371
職業階層地位
195.537
3
正規雇用ダミー
9.608
1
職業階層*正規雇用
10.5242
いずれの表も**: p<.01**: p<.05 †: p<.10

個々の説明変数についての効果をみていこう。教育年数と等価世帯収入については、男女とも 1％水準で有意な効果を示している。等価世帯収入については、男性での F 値が女性に比べてやや大きい。ところが、クリエイティブ得点については、男女でやや異なった結果がうかがえる。女性サンプルでは p 値が 1％未満と有意な効果を示しているのに対して、

3

男性サンプルでは p 値が 10％を超えており、この説明変数が効果を持たないという帰無仮説を棄却できない。つまり男性は、創造的労働に従事するか否かによって、消費に費やせるお金の多寡については特に関係がないということになる。
また、経済的資源のストックの効果を示す持ち家ダミーについては、男女とも p 値が 10％を超えてしまうことから有意な効果があるとはいえなかった。他の要因をモデルに投入して統制することによって条件を一定にすれば、資産の有無による直接的な効果はないということがわかる。
そして、職業階層地位と正規雇用の有無について、主効果と交互作用効果を考慮して分析した結果、男女のいずれにおいても交互作用効果が有意ではない。職業階層の主効果についても、男性サンプルでは p 値が 10％を超えてしまい有意でなく、職業階層地位の如何によって消費に費やすことのできる金額に有意な差がないということになる。本稿では割愛するが、推定周辺平均値を用いた多重比較においても、いずれのカテゴリーのペアごとに見ても有意な差はなかった。これに対して、女性サンプルでは職業階層地位の主効果が1％水準で有意である。ただしこれは、推定周辺平均値の多重比較でみるかぎりホワイトカラーと専門・管理の間に有意な差がある（ホワイトカラーの方が高い）ということによるもので、他のペアでは有意な差がない。正規雇用か非正規雇用かということの主効果については女性で有意でなく、男性では 10％水準でかろうじて有意ということになる。これについても、他の変数を同時に投入して統制すれば効果はあまりないということになる。

5.

結語
今回の実証分析では、創造的労働への従事や正規労働であることは、男女で異なるため明確な結論は得られないものの、一定の効果はあることが示された。その一方で、持ち家といった資産のストックによる効果は認めることができなかった。全般的にいって、階層消費あるいは階層固定化といった言葉で論じられているような、階層的地位が消費の購買力格差をもたらすといった直接的な効果は、あまり観察できなかった。今回の分析の中では世帯収入が有意な効果を持っていたが、階層的地位の効果は、むしろ世帯収入を通じた媒介的効果ということになるかもしれない。

参考文献
Erikson, R. and J. H. Goldthorpe, 1992, The Constant Flux, Clarendon Press.
尾高邦雄編，1958，『職業と階層』毎日新聞社．
小沢雅子，1985，『新「階層消費」の時代』日本経済新聞社．
Reich, R. B., 2000, The Future of Success, Knopf. （＝2002，清家篤訳『勝者の代償』
東洋経済新報社．）
富永健一編，1979，『日本の階層構造』東京大学出版会．

4