日本版総合的社会調査共同研究拠点 研究論文集[18] JGSS Research Series No.15

親の社会経済的資源が結婚に与える影響：「相対所得仮説」の検討―JGSS-2012 のデータ分析から―
平井 太規
神戸学院大学現代社会学部

The Effect of Parent’s Social Economic Resource on marriage: Examination of Relative Income Hypothesis
Analysis of Japanese General Social Surveys (JGSS-2012)
Taiki HIRAI
Kobe Gakuin University
This paper aims to examine Relative Income Hypothesis from the perspective of analysis on the effect of parent’ssocial economic resource on marriage.
Recently, a great deal of research has been conducted on marriage in lower fertility rate. Many researchers havenoted social economic resources is major factor on marriage. However, it remains unclear whether parent’s resources
are positive factor on marriage.
Using the Japanese General Social Surveys (JGSS-2012), it was investigated how social economic resources
influence the marriage by event history analysis. Firstly, we found that father’s education and occupation influencemarriage. Secondly, the odds of marriage for men is lower when father’s occupation is professional expert, officer.
Thirdly, the odds of marriage for women is higher when father’s education is university and occupation is managerial
position. In other words, parent’s high living standard is a positive effect on marriage for women.
In conclusion, the relative income hypothesis was partly supported for men and was not supported for women.
Key Words: Social Economic Resource, Relative Income Hypothesis, Event History Analysis
本稿の目的は、JGSS-2012 の二次データを用いて、結婚における相対所得仮説を検証することである。
未婚化が著しい日本において、結婚の規定要因として強く作用しているのは正規雇用、高学歴などの社
会経済的資源を豊富に所持していることである。しかし、それに加え自身の出身階層、すなわち親の社会
経済的資源も大きく影響すると考えられる。先行研究において、相対所得仮説の検証が試みられてきたが一貫した知見は見出されていなかった。
本稿では、父親の最終学歴、および回答者が 15 歳時の父親の職種を独立変数に設定し、イベント・ヒス
トリー分析を用いて初婚の生起可能性を推定した。その結果、男性においては父親の職種が専門職・公務員であると初婚生起率は低かった。女性では、父親の学歴が大学以上、職種が管理職・役員の高階層の出
身では初婚への促進効果がみられた。以上から、相対所得仮説は男性では部分的に支持されたが、女性では支持されない結果となった。
キーワード：社会経済的資源、相対所得仮説、イベント・ヒストリー分析

1. はじめに17日本版総合的社会調査共同研究拠点 研究論文集[18] JGSS Research Series No.15

1.1 関心の所在と先行研究
個人のライフコースにおいて結婚は誰もが経験するライフイベントではなくなり、「皆婚社会から非皆今社会へ」（阿藤 1994）といった社会変動は一層顕著になっている。事実、現代日本の未婚化の趨勢をみると、2015 年の 30～34 歳の未婚率は男性 47.1%、女性 34.6%、35～39 歳では男性 35.0%、女性 23.9%であり（総務省 2015）、未婚率の上昇は今なお続いている。婚外出生が極めて少ない日本では未婚化は家族形成の機会喪失に直結するだけでなく、少子化、高齢化、人口減少の呼び水となり、次世代再生産および人口構造に大きな影響を与える。こうしたことから、社会学および人口学を中心に未婚化を含む結婚動向の推移には大きな関心が払われてきた。
これほどまでに結婚動向に関心が向けられるようになったのは、山田（1996）がきっかけであったと考えられる。山田は 1970 年代後半からの未婚者の増加を指摘しつつ、「パラサイト・シングル論」（山田 1999）を展開して、親と同居することで結婚後の生活水準の低下リスクを回避し、自らは自由で気ままな生活を送る未婚者像を描き出した（1）。山田より前に未婚化について言及していた大橋（1993）は、女性に主眼を置いた上で未婚化を女性の経済的自立と離職した際の機会費用の多さによるものであると指摘した。いずれにせよ、1990 年代においては、未婚化は若年層の自主・自発的な行動による事象として捉えられていたといえる。
しかしながら 2000 年代以降、未婚化を経済の低迷や社会経済的資源の乏しさといった経済的制約による帰結とみる研究が多くなってきた。加藤（2004）は、男性の結婚可能性と経済成長率には大きな関連性があるとした上で、高い経済成長率のもとでは結婚における階層間格差を縮小する効果があるものの、経済が低迷すると低階層の男性で未婚化が進行するとした。樋口・阿部（1999）や安蔵（2004）、中村・佐藤（2010）
は、経済状況と結婚可能性の高い相関関係を念頭に、経済的安定性をもつ若年層－とりわけ正規雇用－であるほど性別を問わず、出会いの機会を増加させ結婚の可能性向上をもたらすとしている。これらを勘案すると、高階層ほど結婚の可能性は拡大していく一方で、低階層では縮小していくといった階層間格差による結婚機会への影響がある（白波瀬 2011；太郎丸 2011）。
先行研究で一貫して明らかになっているのは、男性にとって正規雇用はじめ社会的地位の安定性は結婚可能性の拡大に大きく寄与していることである。同時に、収入など一定の稼得力、所得水準は結婚する上で有利かつ必要な資源となっている（永瀬 2002）。いいかえれば、男性の非正規雇用や低い稼得力は結婚の生起確率を相対的に低下させる（酒井・樋口 2005; 水落 2006; 津谷 2009; 佐々木 2012）。例えば、佐々木（2012）では男性による就業状況の影響がはっきり示されており、28～34 歳とその前後では正規雇用と非正規雇用の結婚のオッズ比の差が 1 以上と 18～42 歳の間において最大規模に開いていることが示されている。佐々木は同時に学歴による効果も分析しており、大卒男性による結婚タイミングは遅いものの、年齢を重ねた段階ではむしろ高学歴であるからこそ結婚可能性を高めているとした。一方、水落（2006）と津谷（2009）では学歴による効果はみられないとしている。
女性の雇用形態による結婚への影響は永瀬（2002）や茂木（2014）などでは非正規雇用による結婚機会の縮小がみられる一方で、雇用形態による効果はみられないとする研究（加藤 2004；水落 2006; 津谷 2009）があるなどはっきりしていない。なお、学歴でみると、Raymo らが高学歴女性による結婚機会の希少化が生じていることを実証している（Raymo and Iwasawa 2005）。
こうした「結婚の壁」（佐藤・永井・三輪編 2010）が生じている背景には、経済の低迷のみならず結婚
市場の「自由恋愛市場化」（樫田 2000；安藤 2002）や、見合いの慣習の衰退、職場や仕事に関係する出会いの減少（岩澤・三田 2005）など、パートナーと出会う機会に恵まれないことが多くなったこともある。
すなわち、「共同体的な結婚システム」（加藤 2011）、つまり他者の仲介や職縁などの制度化された結婚市
場が衰退する中で経済的な格差も拡大し、それが結婚機会格差をもたらしているのが現代における結婚動
向、とりわけ未婚化の実態とまとめることができよう。そうした状況下において、高学歴や安定した就業地位，高水準の稼得力などは若年層、とりわけ男性にとっては結婚可能性をより大きくさせる貴重な社会
経済的資源である。
1.2 本稿の分析課題

18日本版総合的社会調査共同研究拠点 研究論文集[18] JGSS Research Series No.15

前節でみてきたように、未婚化時代において自身の保持する社会経済的資源は結婚の大きな規定要因となり得る。これに加えて、親の資源も結婚に大きく影響すると考えられよう。
というのも、例えば婚姻時に結婚式を行う場合、費用が増大するにつれて親の負担割合は増加したり（下開 2001）、
有配偶の第 1 子～3 子に対する金銭的援助を行う親は概ね 20%前後いたりするなど（嶋崎 2009）、
結婚あるいは結婚後の生活における親の経済的支援が一定以上あることが確認されている。山内（2011）
では、別居している有配偶成人子に親が何らかの援助をする場合もっとも多い回答率であったのは結婚資金で 55%以上であり、2 番目に高い出産の世話と比較して 10 ポイント以上も高い。このように、「家族形成期の人々にとって親が重要な援助資源となっている」（山内 2011）ことから、自身のみならず親がどれだ
けの社会経済的資源を有しているかは結婚動向に少なからぬ影響を与えるだろう。
親の社会経済的資源と結婚動向の関係に関する代表的な仮説に、経済学者、リチャード・イースターリンが提唱した「相対所得仮説」（Easterlin 1980）がある。これは、結婚した際に築く家庭の潜在的生活水
準すなわち結婚する当事者が期待する生活水準と、自身の生育環境の生活水準を天秤にかける考えに基づく。相対所得仮説に依拠すると、就業の安定性や高い稼得力が見込まれることで、結婚後の生活水準が親の学歴、所得水準など生育環境で経験した「総合的な豊かさ」を上回るものと想定される際に結婚が生じると考えられる。それ故出身階層が高く親の社会経済的資源が多いほど、高い生活水準下で育ったため、結婚後も同等の生活水準を維持できるか懐疑的になり結婚が遅れるとされる。これについて高山ら（2000）の検証では、結婚相手候補の収入／親収入比率が 1 を上回る程結婚率は高く、反対に 1 を下回る程低いというものであった。すなわち、結婚相手と成り得る相手（とりわけ男性）の稼得力が親の水準を超過している場合には結婚の可能性が高まるのに対して、親の所得水準が高いと結婚の機会費用が増加することになり、結婚を避けるというものであり（Ono 2003）、相対所得仮説を概ね支持するものといえよう。一方、加藤（2004）では、父親が企業・団体の管理職以上の高階層であるほど結婚しやすい、結婚タイミングが早いという分析結果を踏まえて相対所得仮説は部分的にしか支持されないなど、異なる分析結果が出ていた。
一般的には、より安定的な地位の確保や経済的安定性が見込まれる時点で結婚の生起率が上昇すると想定されるが（Oppenheimer 2003）、結婚時や結婚後の生活において親からの資源供給が期待できる体制が整っていることによって結婚可能性の拡大につながるのか、それとも親の資源が豊富にある故に結婚の生起が生じにくくなるのか、これに関するメカニズムははっきりしていない。こうした背景を踏まえ、本稿では結婚における相対所得仮説の検証を 1970～1984 年出生コーホートを対象に行い（2）、親の社会経済的資源
が結婚に与える影響について分析する。

2. 分析方法
2.1 データ
使用するデータは、2012 年 2 月から 4 月にかけて実施された日本版総合的社会調査（JGSS-2012）である。
本データには回答者本人および親の社会経済的変数に関わる情報が収集されているので、本稿の分析においては最適である。概要は以下の通りである（3）。調査地域は全国で、対象者は 2011 年 12 月 31 日時点で満20 歳以上 89 歳以下の男女の個人である。標本数は 9000 で、層化二段無作為抽出法によってサンプリングされた。JGSS-2012 は A 票と B 票の 2 種類があり、それぞれ回収数は 2332、2335、回収率は 59.1%、58.8%であった。データの使用に際して、東京大学社会学研究所附属社会調査・データアーカイブセンター（SSJDA）に利用申請し、許可を得た。
2.2 変数従属変数は初婚経験の有無と観測期間である（4）。初婚経験については JGSS-2012 の調査時点のものであり、観測期間は 20 歳から初婚年齢までの期間、初婚を経験していない場合は調査時点の年齢までの期間をそれぞれ年単位で算出した。
独立変数として、本人の最終学歴、初職形態（非正規・非就労ダミー）、初職職種、父親の最終学歴およ

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び回答者が 15 歳時の職種を投入した（5）。相対所得仮説の検証には、親の各種資源を分析の指標にする必要がある。JGSS-2012 では親の最終学歴、職種に関する情報が収集されているのでこれらを階層的要素として独立変数に使用することにした。加えて 15 歳時の世帯収入についても調査されているが、回答が「ほぼ平均」「平均より（かなり）多い（少ない）」など、本人の基準に沿ったものとなっているのことから、親の資源の実態を把握しにくいため、本稿では使用しないこととした（6）。本人の初職職種および父親の職種はJGSS-2012 では詳細に情報収集されていることから、三輪（2009）を参考にアフターコーディングを行った。
これらを用いてイベント・ヒストリー分析を行う。なお、各変数の記述統計は表 1 の通りである。
分析対象は男性 363、女性 424 の合計 787 であった。1970～1984 年出生コーホートは男女合わせて 1059であったが、父親の最終学歴について「わからない」「無回答」が合計 176、父親職種で「不明・無回答」
が 41 あり、これらを分析対象から除外し、その他の変数で無回答なども除外したことから、このようなサンプル数になった。
表 1 記述統計

観測期間

男性
N=363

女性
N=424

Avg

9.57

8.36

S.D.

4.95

父親最終学歴

4.49
%

初婚経験

高校

50

48

中学

22

18

短大・専門・高専

5

7

大学以上

23

27

父親職種

一般事務職

14

18

（15歳時）

専門職・公務員

8

8

あり

70

75

なし

30

25

管理職・役員10

8

本人最終学歴 高校

39

37

販売・サービス業

12

12

初職形態
初職職種

中学

4

3

自営・自由業5

6

短大・専門・高専

1032

熟練工・マニュアル

45

43

大学以上

47

28

農業・漁業・林業

3

3

正規

91

83

非就労

3

2

非正規・非就労

9

17

一般事務職

16

32

専門職・公務員

1725

販売・サービス業

25

29

自営・自由業－1

熟練工・マニュアル

41

11

非就労

1

1

2.3 本稿における操作的定義
本稿における相対所得仮説の指標として父親の最終学歴および職種（回答者 15 歳時）を使用しているが、操作的な定義として「父親の最終学歴が大学以上、職種が専門職・公務員、管理職・役員など出身階層が高いほど結婚タイミングが遅れる（結婚の抑制効果が表れる）」、また「本人の最終学歴と初職職種が父親を下回っている場合に結婚タイミングは遅れる（反対に、父親を上回っている場合には結婚の促進効果がみられる）」と相対所得仮説が支持されるとする。

3. 分析結果
3.1 カプラン・マイヤー法による分析
はじめに、累積初婚割合が年齢段階別にどのように推移していくかについてカプラン・マイヤー法を用いて推定した。図 1 の(a)(b)は性別と出生コーホートによる差異を示したものである。性別でみると、男
性よりも女性の初婚経験割合が高く、25 歳の段階では男性 22.6%、
女性 27.2%と 5 ポイント弱の差であるが、20

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(a)性別

100
80

80

60

60

40

40

20

20

0

100

0

2122232425262728293031323334353637383940

男性(c)男性:父親最終学歴

100
80

60

60

40

40

20

20

100

0

2122232425262728293031323334353637383940

高校

大学以上

(e)女性:父親最終学歴

100
80

60

60

40

40

20

20

2122232425262728293031323334353637383940

高校

1975-1979(d)男性:父親職種

2122232425262728293031323334353637383940
一般事務職
専門職・公務員
管理職・役員8002122232425262728293031323334353637383940

1970-1974
1980-1984

女性

80

0

(b)出生コーホート

1000(f)女性:父親職種

2122232425262728293031323334353637383940
一般事務職

大学以上

管理職・役員図 1 年齢段階別累積初婚割合の推移

21

専門職・公務員

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30 歳では男性 59.1%、女性 68.3%、35 歳では男性 71.7%、女性 80.4%と 10 ポイント弱になっており、初婚
経験率において 1%水準での有意な差が確認できる（ログランク検定＝8.625）。男女を含めた出生コーホー
トによる差はとくにみられなかった。父親の最終学歴と職種による初婚経験割合については(c)(d)は男性、(e)(f)は女性である。なお、高校、一般事務職を基準として推移をみることに限定することから、最終学
歴では中学、短大・高専を、職種では販売・サービス業、自営・自由業、熟練工・マニュアル、非就労を省略している。
男性では、父親の最終学歴が高校である層では 30 歳頃までは累積初婚割合が大卒よりも高いものの、32歳を過ぎた頃から逆転する。つまり、大学卒家庭の出身では初婚のタイミングこそ遅れるものの、30 歳代前半において初婚経験の割合を高卒家庭よりも上回る。父親の職種に着目すると、管理職・役員の層では30 歳前後で一般事務職よりもやや高くなるが、総じて一般事務職と同様の曲線を描いている。専門職・公務員では 35 歳以上での初婚経験率は一般事務職と管理職・公務員と同割合に終始するが、それ以前の年齢段階、特に 20 歳後半から 30 歳代前半にかけての段階では低いものになっており、一時的に結婚の機会が遠ざかっている。
女性では、父親の最終学歴でみると高校卒と大学以上卒とでは概ね同様の曲線であるが、大学以上では、
20 歳代後半から 30 歳代前半の年齢段階で高校卒よりもやや初婚経験割合が高い。職種では、管理職・役員の出身層の初婚経験割合が総じて高いものとなっており、特に 27 歳と 28 歳においては一般事務職出身層と 20 ポイント以上の開きがみられる。対照的に、男性同様に専門職・公務員では一般事務職よりも低い段階が多く見られるが、男性ほどの開きにはなっていない。
このように、父親の最終学歴でみると大学以上と高学歴層の出身では男性、女性ともにある時点までは初婚タイミングの遅れがみられるものの、次第に高卒層を上回っていき、結婚機会の恩恵を強く享受していた。そうした傾向は男性でよりはっきりみられる。職種では男女ともに専門職・公務員の出身の層ほど初婚の機会に乏しい年齢段階がある。一般事務職との差は女性よりも男性の方が大きかった。専門職・公務員とは対照的に管理職・公務員では女性で 23 歳以降のすべての年齢段階で一般事務職を上回っており、男性においても 30 歳代前半のみであるがわずかに上回るなど、同じ高階層の出身であっても父が専門職・公務員と管理職・役員とでは結婚タイミング、初婚経験率に差異がみられた。
3.2 離散時間ロジット分析
次に、各独立変数と初婚との関連性について検証するため離散時間ロジット分析を行った。算出された
男女別のオッズは表 2 の通りである。モデル 1 は父親の社会経済的変数に該当する最終学歴と回答者が 15歳時の職種、更には経年効果を推定するべく観測期間との交互作用項を投入した。はじめに男性について
主な傾向をみていきたい。まず、父親の職種が管理職・公務員では 1%水準で有意に 1 未満のオッズとなっているが、大卒以上および管理職・役員では有意とはなっていない。交互作用項では、t×専門職・公務員において 10%水準で有意に 1 以上であった。期間を経るごとに初婚生起への効果が増していくが、いいかえ
ればその分初婚のタイミングは遅れるように、図 1 の(d)の曲線の通りの結果となっている。部分的ではあるが、高階層出身であることによる初婚への抑制効果が働いている。本人の最終学歴、初職の非正規・非就労ダミー、初職および交互作用項を投入したモデル 2 においても、出身階層による効果はほとんど変化
していない。本人の出生コーホートではすべてが有意となっており、若いコーホートほど有意に 1 を下回っており、未婚化・非婚化の傾向を呈している。また、初職は非正規・非就労では多くの先行研究同様結婚の機会が少ないことをうかがわせるように 0.029 と非常に小さいオッズであり、1%水準で有意であった。
経済的不安定による結婚機会喪失の様相を映し出している。このように男性では、若年層ほど、また本人が就業上の安定性を確保できないことで初婚タイミングを遅らせると同時に、父親が専門職・公務員といった高い出身階層に位置することによる影響が初婚を抑制するものとして強く出ている。
次に、女性についてモデル 1 から概観していきたい。父親の最終学歴では中学で 1.2 超のオッズで、大学以上では 1.4 以上とそれぞれ 10%、1%水準で有意であった。低学歴層および高学歴層出身相応において初婚の生起率が上昇し、モデル 1 において学歴効果ははっきりしない。職種では管理職・役員のオッズが有22

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表 2 初婚の離散時間ロジット分析
女性

男性
観測期間

t
t

2

モデル1

モデル2

モデル1

モデル2

0.970

0.951

0.998

0.996

0.991**

0.991**

0.987**

0.985**

出生コーホート 1970-1974：基準

本人最終学歴1975-1979

0.837*

0.378**

1980-1984

0.601**

0.195**

高校：基準
中学

1.853

3.623**

短大・高専

0.672**

0.800*

大学以上

1.121

0.453**

初職形態

非正規・非就労ダミー

0.229**

0.423**

初職職種

一般事務職：基準
専門職・公務員

0.904

1.677*

販売・サービス業

1.136

1.049

自営・自由業

－

1.606

交互作用

父親最終学歴熟練工・マニュアル

1.054

0.374**

非就労

0.846

1.267

t×本人・大学以上

1.017

1.111**

t×本人・初職非正規

1.029

0.983

t×本人・初職一般事務職

0.993

0.951+

t×本人・初職専門職・公務員

1.042

1.028

高校：基準
中学

1.229*

1.089

1.238+

0.951

短大・高専

2.224**

2.831

1.470*

1.712**

大学以上

0.818

0.851

1.414*

1.874**

父親職種

一般事務職：基準（15歳時）

専門職・公務員

0.374**

0.555+

0.908

1.394

管理職・役員

1.148

1.122

2.797**

3.186**

販売・サービス業

0.362**

0.434**

1.324

1.673*

自営・自由業

0.678

1.252

3.862**

4.621**

熟練工・マニュアル

0.450**

0.524

1.554*

1.881**

農業・漁業・林業

0.431**

0.414**

1.499

2.345*

非就労

1.322

1.830

1.583

1.272

t×父・大学以上

1.016

1.009

0.930**

0.919**

t×父・一般事務職

0.995

0.985

1.035

1.019

t×父・専門職・公務員

1.062+

1.040

1.075*

1.006

t×父・管理職・役員

0.963

0.952

0.975

0.903*

定数1.516**

1.707**

0.658**

1.790**

Person Period数

3483

3483

3552

3552

561.258**718.544**586.240**

1000.299**

16

30

16

31

交互作用

2

χ
d.f.
p<0.01=** p<0.05=* p<0.10=+

23

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意に 3 近くとなっており、高い生起率を示している。交互作用項では、t×父・大卒以上において 1%水準で有意に 1 を下回っているが、それに対して t×父・専門職・公務員では 1 以上となった。年齢を重ねるごとに、父親の学歴による効果は下回る反面、職種ではやや上昇していく。モデル 2 では、父親の最終学歴をみると、中学では有意になっておらず、大学以上では 1%水準で 1.8 以上のオッズと有意であり、ここでは学歴効果がはっきり表れている。ただ、交互作用の t×父・大卒以上から経年ごとにその効果は薄れていく。
父親の職種ではモデル 1 同様に、管理職・役員が 1%水準で有意になっており、オッズは 3 以上となっている。販売・サービス業、自営・自由業、熟練工・マニュアル、農業・漁業・林業においても有意に 1 以上となっているが、自営・自由業に続いて高いオッズであり、また既述の通り 3 以上となっていることから、管理職・役員であることの効果は非常に高い。父親の最終学歴が大学以上、職種が管理職・役員でオッズが 1 を上回っているなど、高階層の出身においては初婚の生起率が上昇していることがわかり、女性においては出身階層の高さによる結婚機会享受の可能性を大きくする構図となっている。なお、交互作用の t
×父・管理職・役員において有意に 1 をわずかに下回っているのは、図 1 の(f)にみられるように、30 歳頃までに初婚経験率が右肩上がりに上昇し、その後は緩やかになっていることによるものであろう。出生コーホートでは、男性同様に若年層ほど有意に低いオッズとなっている。本人の最終学歴では、中学で 3 以
上、大学以上で 1 未満のオッズで有意となっており、低学歴ほど結婚しやすい傾向となっているものの、交互作用項では 1 以上で有意になっていることから、より高い年齢段階ではむしろ高学歴層が結婚機会を得やすくなるといった、先行研究と合致する結果もみられる。初職形態では非正規・非就労ダミーにおいて 1%水準で 1 未満となっており、男性同様に就業上の不安定が結婚を遠ざける側面も垣間みえる。また、初職職種では専門職・公務員が一般事務職と比較して 1.5 倍以上に 1%水準で有意になるなど、本人が高い
社会経済的資源を確保していることで初婚が生起しやすくなる。以上から、女性においては男性と異なる傾向が多くみられた。まず、有意となったカテゴリーが多かったことから、親および本人の社会経済的資源が初婚生起に与える影響力は男性以上に高いものとなっている。次に、父親が大卒以上また管理職・役員など高階層出身は結婚における大きな規定要因となっていた。父親が専門職・公務員においては有意にはなっていないものの 1 以上のオッズとなっていることから、高階層出身による初婚経験への効果は非常に大きいといえよう。これに加えて本人の初職による効果もみられることから、女性にとって親と本人の高い社会経済的資源は結婚機会の獲得に大きく寄与する。以上、表 2 の主効果をみると、相対所得仮説は
男性では一部支持される結果となった反面、女性では支持されない。
表 3 初婚の交互作用
男性：学歴・初職職種×父学歴・職種

女性：学歴・初職職種×父学歴・職種

学歴・初職職種

学歴・初職職種

大卒以上

一般事務職

専門職
公務員

大卒以上

一般事務職

専門職
公務員

父・大卒以上0.927

0.513**

1.015

0.961

1.386*

0.742+

父・一般事務職

1.571**

2.925**

2.049**

0.467**

0.601**

0.481**

父・専門職・公務員

0.686*

1.666*

0.502**

1.333

1.709+

0.611+

父・管理職・役員

1.156

4.030**

1.063

0.924

0.715

0.559*

p<0.01=**

p<0.10=+p<0.05=*

相対所得仮説の検証を更に行うべく、親の社会経済的資源と本人の資源の交互作用項を表 2 のモデル 2
およびモデル 4 に加え、男女別にオッズを推定したのが表 3 である。まず男性をみると、本人の最終学歴
が大卒以上また初職職種が専門職・公務員で父の職種が専門職・公務員であると 5%、1%水準でそれぞれ有意に 1 未満のオッズとなった。また、本人の初職が一般事務職の場合に父が大卒以上である組み合わせにおいても 1%水準で有意に 1 未満となっているように、父の高い社会経済的資源による結婚の抑制効果がみられる。父・一般事務職で、本人が大卒以上、専門職・公務員のように本人の社会経済的資源が父を上回

24

日本版総合的社会調査共同研究拠点 研究論文集[18] JGSS Research Series No.15っていると、いずれも 1%水準で有意にオッズが 1 以上となっている。以上から、交互作用項でみても概ね相対所得仮説を支持する結果となっているが、本人が大卒以上や初職職種が専門職・管理職のように高い
社会経済的資源を有しているほどその傾向が強い。女性では、本人の保持する資源差によって傾向が異なる。本人の初職職種が専門職・公務員では、父が大卒以上、専門職・公務員、管理職・役員でいずれも有意に 1 未満となっていることから、相対所得仮説を支持するものとなった。対して、本人の初職職種が一般事務職と下層ホワイトである場合には父が大卒以上および管理職・役員であるとそれぞれ 5%、10%水準で有意に 1 以上となっていることから、相対所得仮説を支持しないものであった。

4. 結論
本稿では結婚（初婚）において親の社会経済的資源の影響がどのように作用しているのか、相対所得仮説の検証をすることを目的にイベント・ヒストリー分析を行った。その結果、主効果をみると相対所得仮説は男性では一部支持される結果となった反面、女性では支持されなかった。ただし、交互作用項をみると、男女とも本人が高い社会経済的資源を有している場合には支持される結果となったが、その傾向は男性においてより強いことがわかった。
それでは男性において、父の職種が専門職・公務員など高い社会経済的資源を持っているほど結婚が抑制される背景にはどのようなメカニズムが働いているのだろうか。考えられるのは、表 4 のように高階層出身者において初職が販売・サービス業以下が一定数みられることにある。一般事務職を含めると、より多くなる。親から子への社会経済的資源を継承できている人とできていない人の分断が生じているのかもしれない。出身階層が高くても、自身が父同様のライフコースを選択できない、社会経済的資源を確保できないことが経済的な不安定に結びついていることで、結婚時あるいは結婚後の生活において生育環境と同等の経済水準が見込めない状況を忌避して、結婚に踏み込まない若年層、とりわけ男性が一定数いるのであろう。結婚後における性別分業が今なお顕著であるなどジェンダー構造が鮮明な日本においては、親が高い社会経済的資源を保持する層の出身の男性であるほど、より高い稼得力が求められ、出身階層と同等以上の生活水準を維持、寄与することを女性から期待されると思われる。しかし、その期待に応えられる見込みのない男性が一定数いることで、結婚機会は全体的に喪失傾向にある。
表 4 父親職種（15 歳時）×本人・初職職種のクロス表：男性
本人・初職職種
一般事務職

専門職・
公務員

一般事務職

9

9

専門職・公務員

9

管理職・役員6

販売・
熟練工・
サービス業 マニュアル

非就労

N

16

17

1

52

11

5

2

0

27

10

14

6

0

36

女性については主効果において親の社会経済的資源が豊富にあることで結婚が促進される結果が見出されたものの、交互作用においては本人の初職職種が専門職・公務員で父が大卒以上、専門職・公務員、管理職・公務員ではいずれもマイナスに有意であったが、その背景はどのようなものであろうか。周知の通り 2000 年代以降性別分業意識が反転上昇するなど（7）、女性の家族観において保守化（松田 2005）の兆しが確認されている。そうであるならば、男性に対する稼得役割の期待は一層大きくなっているであろうが、1980 年代以降若年層で賃金の低下が男女ともにみられる事に加え（太田 2010 ; 槍・増田 2016）、雇用も不安定化している。そうなると、自身が望む所得水準、生活水準を確保してくれる男性が稀有になることによって結婚タイミングが遅れがちになると想定できるが、とりわけ初職職種が専門職・公務員など高い資源を獲得した女性からすれば、彼女たちが結婚相手として望むとされる、自身以上の高い資源を保持す
る男性はますます少なくなっているのだろう。大卒以上や専門職・公務員や管理職・役員などの父を持つ女性であれば、自身の豊かな生育環境以上のものを供給してくれそうな男性は更に限定的になるので、結25

日本版総合的社会調査共同研究拠点 研究論文集[18] JGSS Research Series No.15

婚の機会からますます遠ざかることになっているのではないだろうか。親が高階層であれば子の結婚や結婚後の生活における経済的サポートを行う余力が十分にあることで結婚の機会拡大にも成り得るが、学歴同類婚の観点から、高い社会経済的資源を持つ女性の相手候補は必然的に希少となっていると考えられる
ので、そうしたメリットが打ち消されてしまっている可能性も否定できない。その一方、親が高階層であっても本人の初職職種が一般事務職ではむしろ有意に 1 以上のオッズとなるのはなぜか。専門職・公務員
ほど結婚相手候補が限定されず、高階層の親からの資源供給が見込まれることでかえって結婚を後押しするものとなっているのかもしれない。このように女性の場合、自身と親双方の社会経済的資源がどのように結婚の規定要因として機能し合っているのか、男性以上に複雑な構図となっていると思われるため、更なる検証が求められる。
最後に本稿の限界について言及しておきたい。本研究の分析枠組みには、父親の収入など稼得力そのものを示す変数は入っていない。本来であれば、社会経済的資源をより綿密に定義できる収入など経済力の指標が入っている必要があるが、そのためには、回答者が家族形成期において父親の経済力はどの程度であったかを職歴などとあわせて、経年的推移としての情報を収集できるパネルデータのような形で縦断的なデータを用いた分析も行っていく必要もある。同時に、後述の注にもある通り、父親のみならず母親の指標も取り入れた分析も期待される。また、相対所得仮説の検証において本人と親の社会経済的資源の交互作用項も変数に入れたものの、サンプル数の少なさによる制約を受けている。より大きなサンプルを確保した上で再度分析する必要がある。これらは今後の課題としたい。
［Acknowledgement］
日本版 General Social Surveys（JGSS）は、大阪商業大学 JGSS 研究センター（文部科学大臣認定日本版
総合的社会調査共同研究拠点）が、東京大学社会科学研究所の協力を受けて実施している研究プロジェク
トである。JGSS-2000～2008 は学術フロンティア推進拠点、JGSS-2010～2012 は共同研究拠点の推進事業と大阪商業大学の支援を受けている。
［付記］
本稿執筆にあたって、JGSS 公募論文 2017 審査委員会の先生方および研究発表会 2017 にていただいたコ
メントに基づいて加筆修正した。ここに記して感謝申し上げます。
［注］(1)ただし、山田は後に未婚化を年収の低さや非正規雇用や派遣などの就業上の不安定が未婚の淵源にあるとした解釈を行っている（山田 2007）。
(2)1970 年代以降の出生コーホートの家族形成期－2000 年以降－は、格差社会論の隆盛の時期と概ね一致する。この時期における 30～34 歳の未婚率は男性 40%超、女性 20%超、35～39 歳では男性 20%超、女性 10%超となり、未婚化が一層進行した。こうしたことから、相対所得仮説の支持、不支持問わず親の社会経済的資源が結婚へ与える影響力は大きいと考えられることから、上記のコーホートを分析対象とした。なお、観測期間を一定程度確保するために最も若い層で 1980 年代前半までの出生コーホートとした。
(3)詳細は（http://jgss.daishodai.ac.jp/surveys/sur_jgss2012.html）を参照。
(4)初婚については死別および離別を含む。
(5)親の社会経済的資源の指標として、母親が分析枠組みに取り入れられていないことでしばしば批判が生じることがある（橋本 2003）。反面、依然多くの女性が結婚後ないしは第 1 子出生後に労働市場を離れたり、復帰するにしても非正規の形態などが非常に多かったりするなど現代日本においてもジェンダー規範の強さがみられることから、夫の稼得能力や職業などが、社会経済的資源および階層の決定的要因とみなすこともできる（橘木 2008）。こうしたことから、本稿では父親のみの変数を扱うことにした。また、父親の職種について回答者が 15 歳時のものは父親の主たる職業として扱われるのが階層研究では一般的であり、本稿もこれに準じた。

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日本版総合的社会調査共同研究拠点 研究論文集[18] JGSS Research Series No.15(6)もっとも、相対所得仮説では生育環境の水準、親の社会経済的資源について絶対的な基準は想定していない。すなわち、例えば自身の年収が 200 万円でも親が 100 万円であれば親の水準を超えた状況で結婚生
活を送ることができると解釈して結婚可能性が高まる、あるいは自身の年収が 700 万あったとしても親が1000 万相当の豊かさを保持している場合には結婚をためらうとみることができる。
(7)出生動向基本調査（国立社会保障・人口問題研究所 2017）では、「結婚後は、夫は外で働き、妻は家庭を持つべきだ」への賛成の割合が 2000 年代に入って下げ止まり、2010 年調査では未婚、既婚ともに 31.9%と前回の 2005 年調査の 28.7%から上昇した。ただし、2015 年調査では未婚 28.6%、既婚 27.3%と再び下落したものの、賛成割合が 3 割前後占めている傾向は 1990 年代後半より変わっていない。同様の傾向は、他の各種社会調査でも明らかにされている。
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B%27）2017 年 2 月 15 日閲覧.

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