Panel Data Research Center, Keio University
PDRC Discussion Paper Series

Who is happier, unmarried women living alone or unmarried women
living with parents?
Kazuma Sato
27 February, 2023
DP2022-005
https://www.pdrc.keio.ac.jp/en/publications/dp/8368/

Panel Data Research Center, Keio University
2-15-45 Mita, Minato-ku, Tokyo 108-8345, Japan
info@pdrc.keio.ac.jp
27 February, 2023

Who is happier, unmarried women living alone or unmarried women living with parents?

Kazuma Sato
PDRC Keio DP2022-005
27 February, 2023
JEL Classification: I31; J12
Keywords: Unmarried women; Happiness; Living with parents; Living alone

Abstract
In Japan, unmarried women have been increasing, and along with this trend, the ratio of unmarried
women living with their parents has also increased. However, few studies examined the association
between living arrangements and subjective well-being (SWB). This study fills this gap by focusing on
the relationship between living arrangements and the SWB of unmarried women using the JapanesePanel Survey of Consumers (JPSC). The analysis results using the fixed effect model present four
findings. First, the impact of living alone changes with the age of unmarried women. In the 20s and
30s, the happiness of unmarried women living alone is higher than that of unmarried women livingwith their parents. Meanwhile, the impact of living alone reverses over 40 years old, meaning that thehappiness of unmarried women living alone is lower than that of unmarried women living with theirparents. Second, in the case of unmarried women over 40 years old when parents live in the samemunicipality, the negative impact of living alone is not observed. However, when parents live far away,
a statistically significant negative impact of living alone is found. Third, living alone for unmarried
women over 40 harms mental health indicators such as anxiety in life, depression, difficulty
concentrating, and loneliness. Fourth, the analysis that focuses on married women to find out thedifferences with unmarried women indicates that three generations of parents, children, andgrandchildren living together decreases the happiness of married women.

Kazuma Sato
Faculty of Political Science, Takushoku University
Kohinata 3-4-14, Bunkyo-ku, Tokyo 112-8585
ksqwt864@gmail.com

Acknowledgement: This research uses the Japanese Panel Survey on Consumers (JPSC) provided
by the Keio University Panel Data Design and Analysis Center. This research was also supported
by JSPS Grant-in-Aid for Scientific Research (17KT0037). We would like to thank Professor Junji
Kageyama (Meikai University) and Associate Professor Tsukasa Matsuura (Chuo University) for
their valuable comments. We are grateful for permission to use the data, research funding, andcomments.

独居未婚女性と親と同居する未婚女性のどちらの幸福度が高いのか†
佐藤一磨*

要約
我が国では未婚女性が持続的に増加する傾向にあり、これに伴って親と同居する未婚女性の割合が増えている。このような居住形態の変化が未婚女性の主観的厚生に及ぼす影響に関してはほぼ研究がなく、その実態は明らかになっていない。そこで、本研究では『消費生活に関するパネル調査(JPSC)』を用い、未婚女性の主観的厚生と居住形態に焦点を当てた分析を行った。Fixed Effect Model による分析の結果、次の 4 点が明らかになった。1 点目
は、未婚女性の幸福度と居住状態の関係が年齢層によって変化していた。20 代と 30 代では独居の方が親との同居よりも幸福度が高かった。しかし、40 歳以降では独居の影響が逆転し、独居の場合ほど幸福度が低下していた。2 点目は、独居の影響が親の居住地との距離で違いがあるのかを検証した結果、40 歳以上の未婚女性の場合、同一市町村内に親が居住していると、幸福度へのマイナスの影響は観察されなかった。しかし、遠方に住む場合、40 歳以上の未婚女性の幸福度は低下していた。3 点目は、未婚女性のメンタルヘルスの決定要因について分析した結果、40 歳以降の独居未婚女性ほど、生活の煩わしさ、気分の落ち込み、集中力の低下、孤独感といったメンタルヘルスの悪化が観察された。4 点目は、既婚女性に分析対象を限定し、居住状態と幸福度の関係を分析した結果、親と夫婦と子の三世代同居の場合、既婚女性の幸福度が低下する傾向にあった。未婚女性では 40 歳前後で親との同居による影響が変化していたが、既婚女性では同じような傾向は確認できなかった。
JEL Classification Number： I31, J12
キーワード：未婚女性、幸福度、親との同居、独居†

本研究は、慶應義塾大学パネルデータ設計・解析センターが提供する『消費生活に関するパネル調査(JPSC)』を利用している。また、本研究は JSPS 科研費（17KT0037）の助成を受けた。本研究の作成にあたり、影山純二教授(明海大学)及び松浦司准教授(中央大学)から貴重なコメントをいただいた。データの利用許可、研究助成及びコメントについて、ここに記して感謝する。
*

拓殖大学政経学部准教授

1

1.

問題意識
日本はこれまでさまざまな人口動態の変化を経験しており、その一つに未婚率の増加があげられる。
国立社会保障・人口問題研究所が公表する 50 歳までの未婚率の推移を見ると、1990 年では男性で 5.6%、女性で 4.3%だったが、2020 年には男性で 28.3%、女性で 17.8%となり、男女とも大きく上昇している。このように増加する未婚者の実態を探るために、藤森(2016)、藤森(2021)、藤森・杉山(2021)等の研究が近年増えているが、未婚者の主観的厚生(Subjective Well-Being: SWB)について分析した研究はまだ少ない。
先行研究から、既婚者と比較して未婚者の主観的厚生は低いことがわかっているが、どのような要因が未婚者の主観的厚生に影響を及ぼすのかという点は必ずしも明らかにされていない。しかし、今後さらに未婚者が増加すると予想されるため、未婚者の主観的厚生について分析することは、学術面のみならず、今後の政策を検討する上でも有益な情報になると考えられる。そこで、本研究では未婚者の主観的厚生について分析する。本研究では慶應義塾大学パネルデータ設計・解析センターの『消費生活に関するパネル調査(JPSC)』を用い、未婚女性に焦点を当てた分析を行う1。
未婚女性の主観的厚生の決定要因を明らかにする際、さまざまな要因の中でも、本研究では親との同居状況の影響について特に注目する。西(2017)によれば、25-59 歳の親と同居する未婚女性数は 1990 年で約 211 万人であったが、2015 年には約 422 万人へと大きく増加した。また、藤森(2019)によれば、中年未婚女性のうち、1995 年時点では独居の割合が親との同居割合よりも高かったが、2015 年にはこの関係が逆転し、親との同居割合の方が高くなっている。このように親と同居する未婚者が増加しているが、これが未婚女性の主観的厚生にどのような影響を及ぼすのかという点は、あまり検証されていない。
親と同居した場合、家賃を支払う必要がなく、食事・洗濯・掃除等の生活支援を受けることができる可能性が高い。これらは親との同居によるメリットであり、経済的に自立が難し
い場合、親との同居による便益は大きい。これに対して、成人後に親と同居する場合、さまざまな生活面における制約を受け、自由な行動を制限される可能性もある。これは親との同居によるデメリットだと言える。このような親との同居によるメリットとデメリットの相対的な大きさによって、未婚女性の幸福度への影響が決定すると考えられる。本研究ではFixed Effect (FE) Model を用い、観察できない固定効果を考慮したうえでこの影響を検証する。なお、親との同居によるメリットとデメリットは未婚女性の年齢階層によって変化する可能性がある。例えば、若年層の場合、親との同居でさまざまな制約を受けるよりも、独居で自由に生活した方が幸福度が上昇する可能性がある。これに対して、中年層になった場
合、高齢となった親の健康状態が悪化することもあるため、その介護や生活支援のためにも同居の方が望ましい可能性がある。このような年齢層による違いを考慮するために、サンプ
1

ここでの未婚女性とは子どものいない未婚女性を意味する。なお、今回使用する JPSC は女性を調査したデータとなっており、未婚男性は調査対象となっていない。

2

ルを 29 歳以下、30-39 歳、40 歳以上の 3 つのグループに分けた推計を行う。
もし親との同居が未婚女性の主観的厚生にプラスの影響を及ぼすのであれば、親との同居割合の上昇は未婚女性の主観的厚生を底上げすると考えられる。しかし、逆に親との同居が未婚女性にマイナスの影響を及ぼす場合、親との同居割合の上昇が未婚女性の主観的厚生を低下させている恐れがある。この実態を明らかにするためにも、JPSC を用い、未婚女
性の主観的厚生と親との同居状況の関係について分析する。
先行研究と比較した際、本研究には 2 つの貢献がある。1 つ目は、これまであまり注目されてこなかった未婚女性の主観的厚生と居住状態の関係を明らかにしている点である。2 つ目は、未婚女性の主観的厚生と居住状態の関係を分析する際、年齢別に推計を行い、変数の影響に変化が見られるのかを検証した点である。20 代、30 代、そして 40 歳以上の 3 つのグループに分割した結果、40 歳前後で居住形態の影響が変化することがわかり、今後の政策を検討するうえで有益な情報になると考えられる。
FE Model による分析の結果、次の 3 点が明らかになった。1 点目は、未婚女性の幸福度の居住状態の関係が年齢階層によって変化していた。20 代と 30 代では独居の方が親との同居よりも幸福度が高かった。しかし、40 歳以降では独居の影響が逆転し、独居の場合ほど幸福度が低下していた。2 点目は、独居の影響が親の居住地との距離で違いがあるのかを検証した結果、40 歳以上の未婚女性の場合、同一市町村内に親が居住していると、幸福度へのマイナスの影響は観察されなかった。しかし、遠方に住む場合、40 歳以上の未婚女性の幸福度は低下していた。3 点目は、未婚女性のメンタルヘルスの決定要因について分析した結果、40 歳以降の独居未婚女性ほど、複数のメンタルヘルス指標の悪化が観察された。
4 点目は、未婚女性の特徴を明らかにするために、既婚女性に分析対象を限定した推計も行ったが、親と夫婦と子の三世代同居の場合、既婚女性の幸福度が低下する傾向にあった。
本稿の構成は次のとおりである。第 2 節では関連する先行研究を概観する。第 3 節では使用データについて説明し、第 4 節では推計手法について説明する。第５節では分析結果について述べ、最後の第 6 節では本稿の結論と今後の研究課題について言及する。

2.

先行研究

2.1. 配偶状態と主観的厚生に関する研究
配偶状態と主観的厚生の関係については数多くの研究がある。それらの研究結果は、未婚者 よ り も 有 配 偶 者 の 主 観 的 厚 生 が 高 く な る と を 指 摘 し て い る (Chapman and Guven2016 ;Di Tella et al. 2003; Frey and Stutzer 2002; Gove et al. 1983; Grover and Helliwell 2019;
Layard 2005; Mikucka 2016; Peiro´ 2006; Stack and Eshleman 1998; Waite 1995; Waite andGallagher 2000; Waite and Lehrer 2003)。有配偶者ほど主観的厚生が高くなるのは、結婚が経済的・非経済的な面において便益をもたらすためだと考えられる。経済面における便益と
3

しては、夫婦間の分業による家計内生産物の増加、結婚による世帯所得の増加、そして、生計を共にすることによる規模の経済性があげられる(Becker 1991; Perelli-Harris et al. 2019)。
非経済的な面における便益としては、パートナーを持つことによって得られる性的・情緒的な満足感や人生を共に歩む友人としての心理的サポート、そして、パートナーの友人や家族
ネットワークからの得られるサポートがあげられる(Kamp Dush and Amato 2005; Ross andMirowsky 2013; Umberson and Montez 2010; Umberson et al. 2010)。
結婚が主観的厚生に及ぼす影響については、その異質性についても検証が進められており、夫婦関係の良し悪し(Chapman and Guven 2016; Grossbard and Mukhopadhyay 2013;
Perelli-Harris et al. 2019)や年齢(Grover and Helliwell 2019; Kageyama and Sato 2021)別の結婚の影響が分析されている。夫婦関係の良し悪しについては、Chapman and Guven (2016)がアメリカ、イギリス、ドイツの三か国のデータを用い、検証を行っている。この分析の結果、夫婦関係に満足している既婚者ほど、未婚者よりも幸福度が高くなるが、夫婦関係に不満がある既婚者ほど、未婚者よりも幸福度が低くなることが明らかになった。年齢に関しては、Grover and Helliwell (2019)と Kageyama and Sato (2021)がイギリスのデータを用い、検証を行っている。これらの分析の結果、既婚者ほど中年期の幸福度の低下が緩和されることがわかっている。
結婚に関する先行研究は多いものの、未婚者の主観的厚生に注目した実証研究はほとん
どない。この背景にはそもそも未婚者の数が少なかったことが影響していると考えられる。
しかし、日本では生涯未婚率が上昇しており、今後も未婚者数が増加すると予想されている。
このため、未婚者の主観的厚生を含めたさまざまな面に関して実態を把握しておく重要性は高い。

2.2. 未婚者の親との同居状況に関する研究
本研究では未婚者に焦点を当てるが、この未婚者の新たな変化として親との同居率の上昇があげられる。もともと若年層の未婚者の親との同居割合は高く、生活基盤を親に依存するパラサイト・シングルの存在が指摘されてきた(山田 1999)。近年では中年期になっても親と同居する未婚者の割合が上昇している。これら中年未婚者の実態について検証した藤森(2016)によれば、親と同居する中年未婚者は経済基盤が不安定であると指摘されている。
具体的には、独居未婚者と比較して、親と同居する中年未婚者ほど年収が 100 万円以下の割合が高く、無職割合も 2 割近い水準となっていた。さらに、親と同居する中年未婚者は家族に要介護者を抱える比率が 2 割近い値となっている。藤森(2021)によれば、中年未婚者
が親との同居を決める背景には、家族等に要介護者がいることや低所得層であることが影響している。また、男女別にみると、男性の場合では「親族の義務」や「同居者への金銭的援助」を同居理由として挙げる場合が多く、女性の場合では「自分の所得では生活が困難」
を同居理由として挙げる場合が多い。これらの結果が示すように、主に女性において経済不4

安が親との独居を決める背景にある。
親との同居が未婚者の主観的厚生に及ぼす影響については田中(2006)が検証している。
この研究では JPSC を用い、31 歳以下の若年未婚女性の独居または親との同居が生活満足度にどのような影響を及ぼすのかを分析した。分析の結果、親との同居から独居に移行した
場合、未婚女性の生活満足度が上昇することがわかった。ただし、そのプラスの効果は生活満足度がもともと低かった女性で大きく、生活満足度の高い女性にはあまり効果がなかった。田中(2006)は親との同居状況が未婚女性の主観的厚生に及ぼした影響を検証した貴重な研究であるが、中年未婚女性といった他の年齢層における影響を検証できていないといった課題が残っている。
田中(2006)以外では、Matsuura and Ma (2022)が高齢者の独居の幸福度への影響を日本と中国で比較している。この研究は未婚者に注目しているわけではないが、居住状態と幸福度の関係を日中のデータで検証した貴重な研究となっている。分析の結果、中国の場合、男女とも独居と幸福度に有意な関係はなかった。これに対して日本の場合、独居高齢女性ほど幸福度が高く、独居高齢男性ほど幸福度が低くなっていた。この結果から、居住形態と主観的厚生の関係は国によって異なる可能性がある。

3.

使用データ
本研究では未婚女性の主観的厚生の決定要因を検証する際、JPSC を使用する。JPSC は、

第 1 回目の 1993 年時点で 24 歳～34 歳の若年女性 1500 名を調査対象としており、調査対
象者の就学・就業、世帯構成、資産、住居、健康など幅広いトピックを調べている。JPSC
は毎年調査を実施しており、本研究では第 27 回目調査の 2019 年までを使用する。なお、
1997 年、2003 年、2008 年及び 2013 年の調査において、新規調査サンプルが追加されている。
JPSC を使用する利点は 2 つある。1 つ目は、他の調査と比較して、未婚女性のサンプルが多いという点である。2 つ目の利点は、長期にわたって主観的厚生に関する指標を調査している点にある。JPSC では 1995 年から幸福度を調査している。この幸福度は「あなたは幸せだと思っていますか。それとも、不幸だと思っていますか。
」といった質問を用いており、回答は「1＝とても幸せ」から「5＝とても不幸」の 5 段階となっている。分析では幸福度の値を逆転させ、値が大きいほど幸福度が高くなるよう定義している2。
今回の分析では、子どものいない未婚女性を分析対象とする。分析対象の年齢は 24～60
歳である。分析では被説明変数として幸福度、説明変数として親との同居状況、年齢、主観
的健康度、所得、就業状態、貯蓄額を使用する。これら使用する変数の欠損値を除外した結果、分析対象は 1,529 人の女性となり、全期間で 8,745 の観測数となった。
2

これらの利点に対して、JPSC の課題はサンプルが若年女性に偏っており、60 歳以上の高齢層を対象とした分析ができないという点である。

5

4.

推計手法

4.1. 推計モデル
未婚女性の主観的厚生の決定要因を明らかにするために、以下のモデルを Fixed Effect(FE) OLS で推計する。

𝐻𝑖𝑡 = 𝛼0 + 𝛼1 𝐿𝑖𝑡 + 𝛼2 𝐴𝑖𝑡 + 𝛼3 𝑆𝐻𝑖𝑡 + 𝛼4 𝐸𝑖𝑡 + 𝛼5 𝑆𝑖𝑡 + 𝜇𝑖 + 𝜀𝑖𝑡(1)(1)式のうち、𝑖は個人、𝑡は時点を示している。被説明変数の𝐻𝑖𝑡 は 5 段階で計測された幸福度であり、値が大きいほど幸福度が高いことを意味する。𝐿𝑖𝑡 は親との同居状況を示しており、独居の場合は 1、親と同居の場合に 0 となるダミー変数である34。𝐴𝑖𝑡 は年齢とその 2乗項を示している。𝑆𝐻𝑖𝑡 は主観的健康度を示し、主観的健康度が良い場合、普通の場合、そして悪い場合の 3 つのダミー変数を使用する。𝐸𝑖𝑡 は年収と就業状態ダミーを示している。
就業状態ダミーには、正規雇用、非正規雇用、自営業、無業の 4 つのダミー変数を使用する。𝑆𝑖𝑡 は貯蓄額を示す。𝜇𝑖 は観察できない固定効果、𝜀𝑖𝑡 は誤差項である。説明変数にはこれ
ら以外にも年次ダミーを使用する。
(1)式のうち、本研究で特に注目するのが親との同居状況に関する変数である。独居ダミーの係数が正で有意な場合、独居の方が親と同居する場合よりも幸福度が高いことを意味する。また独居ダミーの係数が負で有意な場合、独居の幸福度の方が低いことを意味する。
本研究では FE Model を使用し、観察できない個人効果の影響を考慮したうえで独居の影響を検証する。なお、分析ではサンプルを 29 歳以下、30-39 歳、40 歳以上の 3 つのグループに分け、年齢階層によって独居の影響が変化するかを確認する。
(1)式では年収や貯蓄が経済状況を代理する変数となるが、Ball and Chernova (2008)や
Clark et al. (2008)で示されるように、絶対的な所得水準だけでなく、相対的な所得水準も主観的厚生に大きな影響を及ぼす。そこで、年収や貯蓄の代わりに、世間一般と比較した場合の現在の生活水準に関する評価を説明変数として使用した推計も行う。JPSC では「現在のあなたの生活程度は、世間一般からみて、次のどれにはいると思いますか｡」という質問があり、これに対して「上」
、
「中の上」
、
「中の中」、「中の下」、「下」の 5 つの回答の選択肢が3

子どものいない未婚女性の場合、居住状況の選択肢として「単身」、「親と同居（その他の親族を含む）」、「その他」の 3 つがある。このうち、居住状態が明確に判別できない「その他」は今回の分析対象から除外した。
「その他」は全体の 1.33%であり、今回の分析対象から除外しても推計結果にほぼ影響しないと考えられる。
4

両親ともに死別している場合は分析対象から除外している。なお、両親ともに死別している場合をサンプルに使用しても、推計結果に大きな変化はなかった。

6

ある。これら 5 つの回答をダミー変数として説明変数に使用する。

4.2. 基本統計量
表 1 は分析に使用する変数の基本統計量を年齢階層別に示している。
表 1 基本統計量
全年齢

29歳以下

30-39歳

40歳以上

平均値

標準偏差

平均値

標準偏差

平均値

標準偏差

平均値

標準偏差

3.706

0.832

3.852

0.846

3.658

0.814

3.485

0.777

独居

0.256

0.437

0.229

0.420

0.268

0.443

0.292

0.455

親と同居

0.744

0.437

0.771

0.420

0.732

0.443

0.708

0.455

年齢

32.973

7.138

26.972

1.559

33.4422.796

45.5244.477

年齢の2乗項1138.188

530.950729.91983.3651126.187

190.706

2092.510

422.748

良い

0.516

0.500

0.559

0.497

0.518

0.500

0.414

0.493

普通

0.334

0.472

0.303

0.459

0.342

0.474

0.384

0.487

悪い

0.151

0.358

0.139

0.346

0.140

0.347

0.202

0.401

正規雇用

0.588

0.492

0.602

0.489

0.587

0.492

0.559

0.497

非正規雇用

0.259

0.438

0.261

0.439

0.259

0.438

0.257

0.437

自営業

0.048

0.214

0.041

0.199

0.049

0.216

0.062

0.241

非就業

0.104

0.306

0.096

0.294

0.105

0.307

0.122

0.327

所得（万円）

270.436

166.871243.920134.308280.323167.090307.995

216.228

貯蓄額（万円）

310.149588.933

152.218251.643312.047512.849664.336

1000.463

世間一般と比較し 上

0.008

0.088

0.011

0.104

0.007

0.085

0.002

0.044

た現在の生活水準 中の上

0.154

0.361

0.168

0.374

0.150

0.357

0.130

0.336

中の中

0.521

0.500

0.542

0.498

0.535

0.499

0.444

0.497

中の下

0.266

0.442

0.230

0.421

0.260

0.439

0.361

0.480

下

0.051

0.220

0.049

0.215

0.048

0.213

0.064

幸福度
住居状態

主観的健康度

就業状態

N

8,745

3,571

3,601

0.244
1,573

出典：1993 年から 2019 年までの JPSC を用い、筆者作成。

幸福度について見ると、29 歳以下の値が最も高く、30 代、40 歳以上になるにつれて幸福度が低下する傾向にあった。住居状態に関しては、70%以上の未婚女性が親と同居しており、加齢とともにやや同居割合が低下していた。主観的健康度については「良い」と「普通」で80%以上となっているが、40 歳以上で「悪い」の比率がやや高くなっていた。就業状態に関しては、正規雇用の割合が最も高く、いずれの年齢層でも 50%以上の未婚女性が正規雇用で働いていた。次いで非正規雇用で働く割合が高く、約 26%の未婚女性が非正規雇用で働いていた。また、無業の割合は 10%程度であり、年齢層とともにやや上昇していた。これらの結果から、未婚女性の就業率は高いと言える。所得と貯蓄額については、年齢層が上がるにつれて徐々に上昇する傾向があった5。最後に、世間一般と比較した現在の生活水準
5

さまざなま研究で所得の上昇が幸福度の向上につながると指摘されている。本データでも同じ傾向が見られるのかを確認するため、年収の階級別に幸福度の平均値を検証したが、年収が高いほど幸福度が向上していた。詳細は Appendix A を参照されたい。

7

については、「中の中」の比率が最も高いが、加齢とともに「中の下」の値が増加していた。
この結果から、未婚女性の生活水準は年齢層が高まるにつれてやや低下すると言える。

5.

推計結果

5.1. 基本推計
表 2 は FE OLS による推計結果を示している。(1)～(4)列目では所得と貯蓄額を経済状
況の代理変数として使用しており、(5)～(8)列目では世間一般と比較した場合の現在の生活水準を代理変数として使用している。まず、全年齢層を分析対象とした(1)列目を見ると、独居の係数は有意ではなかった。この結果は、未婚女性の幸福度が独居と親との同居で差がないことを意味している。次いで年齢の係数を見ると、2 乗項が正に有意であった。これは、幸福度と年齢の関係が U 字型になることを意味しており、Blanchflower(2021)等の先行研究と整合的である。主観的健康度については、健康度が良い場合に有意に正の係数となり、健康度が悪い場合、係数が負になっていた。これは、健康であるほど幸福度が高く、逆に不健康であるほど幸福度が低くなることを示している。就業状態についてはいずれも有意ではなく、就業状態による幸福度の差が観察されなかった。所得と貯蓄額については、いずれも正に有意であり、所得や貯蓄が多いほど、幸福度が高くなる傾向にあった。
次に年齢別の(2)～(4)列目の結果を見ると、39 歳以下と 40 歳以上で各変数の影響に違いがあった。29 歳以下と 30-39 歳の場合、独居の係数が正に有意であった。これは、親と同居する場合と比較して、独居の幸福度の方が高いことを意味する。この結果から、39 歳以下の未婚女性の場合、親との同居による経済面及び生活面のメリットよりも、独居によって得られる生活上の自由の影響の方が大きいと考えられる。これに対して、40 歳以上の場合、独居の係数は負に有意であり、独居の幸福度の方が低くなっていた。これは 39 歳以下の推計結果とは真逆である。この原因として、年老いた親への生活支援の必要性が高まるといった要因が影響する可能性がある。40 歳以上の未婚女性の場合、親の年齢が 60 歳以上となる
ケースも増え、親への生活支援が必要になると予想される。この支援を行うためには親と同居した方が望ましく、親と離れて暮らすほど不安が募り、幸福度が低下する原因となる可能性がある。なお、実際に JPSC から親への支援状況を図 1 で見ると、親との同居状況に関係なく、年齢層の上昇とともに、未婚女性の親の家事・介護の支援割合が増加していた。図 1の結果からも、40 歳以上の未婚女性の場合、親を支援する重要性が高まり、親と離れて暮らすデメリットが大きくなると考えられる。
次に(2)～(4)列目の結果のうち、主観的健康度に関しては、いずれの年齢層でも主観的健康度が良い場合に幸福度が上昇し、主観的健康度が悪い場合に幸福度が低下していた。就業状態の変数を見ると、29 歳以下では正規雇用のみで負に有意な値を示し、30-39 歳ではいずれの係数も有意な値を示していなかった。これに対して 40 歳以上では正規雇用と非正規
8雇用で正に有意な値となっていた。また、所得についても 40 歳以上のみで正に有意な値となっていた。これらの結果から、40 歳以上の未婚女性の場合、雇用や所得といった経済変数が幸福度にプラスの影響をもたらすようになると言える。おそらく、40 歳以上になると、その後の婚姻確率も低下し、未婚を継続する可能性が高まるため、経済的自立の重要度が大きくなるためだと考えられる6。
表２ FE OLS を用いた未婚女性の幸福度の決定要因
(1)
全年齢

(2)
29歳以下

(3)
30-39歳

(4)
40歳以上

(5)
全年齢

(6)
29歳以下

(7)
30-39歳

(8)
40歳以上

0.030
(0.039)0.120*(0.064)0.136**(0.066)-0.170**(0.084)0.047(0.039)0.140**(0.065)0.151**(0.063)-0.212**(0.094)-0.060(0.051)-0.287(0.301)-0.005(0.121)-0.078(0.133)-0.050(0.049)-0.183(0.294)0.034(0.114)-0.061(0.125)0.001***(0.000)0.005(0.006)-0.000(0.002)-0.000(0.001)0.001***(0.000)0.003(0.005)-0.001(0.001)-0.000(0.001)良い

0.185***(0.020)0.184***(0.034)0.174***(0.030)0.111**(0.046)

0.165*** 0.173*** 0.159***(0.020)(0.033)(0.029)0.090**(0.044)悪い-0.224***(0.030)-0.206***(0.053)-0.234***(0.049)-0.134**(0.054)-0.201*** -0.184*** -0.206*** -0.124**(0.029)(0.052)(0.047)(0.051)

正規雇用-0.032(0.045)-0.109*(0.063)0.031(0.074)0.207*(0.110)-0.055(0.046)-0.158***(0.061)-0.002(0.075)0.210**(0.102)

非正規雇用

0.030
(0.046)-0.029(0.062)0.096(0.076)

0.159*(0.091)

0.015(0.046)-0.053(0.059)0.070(0.077)0.163*(0.086)自営業

0.037(0.074)-0.057(0.114)0.096(0.107)0.233(0.211)0.020(0.073)-0.044(0.107)0.059(0.106)0.229(0.189)所得（万円）

0.000***(0.000)0.000(0.000)0.000(0.000)0.000*(0.000)

貯蓄額（万円）

0.000*(0.000)0.000(0.000)0.000(0.000)0.000(0.000)上0.510*** 0.392*** 0.537***(0.094)(0.117)(0.157)0.412(0.267)中の上0.120***(0.026)0.058(0.047)中の下-0.239*** -0.267*** -0.224*** -0.194***(0.023)(0.043)(0.035)(0.053)下-0.506*** -0.459*** -0.428*** -0.573***(0.059)(0.086)(0.070)(0.132)住居状態

独居(ref: 親と同居)
年齢
年齢の2乗項主観的健康度(ref: 普通)

就業状態
(ref: 無業)

世間一般と比較した現在の生活(ref: 中の中)

0.106**(0.042)0.108***(0.041)

定数項

4.782***(1.250)7.633*(4.057)

3.835(2.340)

6.282(4.158)4.645***(1.203)

6.607*(3.960)3.038(2.209)6.145(3.867)

推計手法

FE OLS
0.055
8,745

FE OLS
0.047
3,571

FE OLS
0.051
3,601

FE OLS
0.045
1,573

FE OLS
0.087
8,745

FE OLS
0.079
3,571

FE OLS
0.080
3,601

FE OLS
0.082
1,573

R-squared
N

6

JPSC では今後、自分の生活の中でより充実させたいと思う事柄に関する質問がある。この質問の回答の上位 3 項目を未婚女性の年齢階層別に見ると、29 歳以下では収入、恋愛・恋人との関係、趣味・教養であった。30-39 歳では収入、恋愛・恋人との関係、健康であり、40 歳以上では健康、収入、貯蓄など財産形成となっていた。このように、中年未婚女性では所得や貯蓄が重要事項として認識されていた。本結果の詳細な値は Appendix B を参照されたい。

9注 1)：***、**、*はそれぞれ推定された係数が 1％、5％、10％水準で有意であるのかを示す。
注 2)：()内の値は不均一分散に対して頑健な標準誤差を示す。
出典：1993 年から 2019 年までの JPSC を用い、筆者作成。

次に世間一般と比較した場合の現在の生活水準を変数として用いた(5)～(8)列目の結果を見ると、独居、年齢、主観的健康度、就業状態といった変数は概ね(1)～(4)列目と近い推計結果となった。世間一般と比較した場合の現在の生活水準の推計結果を見ると、いずれの年齢層でも、生活水準が中の下、または下の場合、幸福度が低下していた。これに対して、生活水準が中の上、または上の場合、40 歳以上以外で幸福度が上昇していた。これらの結果から、世間一般と比較した場合の現在の生活水準の評価は、所得や貯蓄額といった変数よりも年齢層によらず幸福度に影響を及ぼすと言える。この結果は相対所得の重要性を指摘した Ball and Chernova (2008)の結果と整合的である。
以上、未婚女性の幸福度の決定要因に関する分析の結果、次の 2 点が明らかになった。1
点目は、40 歳を境に、幸福度に影響を及ぼす要因が変化していた。29 歳以下と 30-39 歳の場合、独居の幸福度の方が高いが、40 歳以上では逆に独居の幸福度の方が低くなっていた。また、所得や貯蓄額については 40 歳以上のみで有意な影響を及ぼしていた。2 点目は、

7

すべての年齢層において、世間一般と比較した場合の現在の生活水準が幸福度に影響を及ぼしていた。客観的な所得や貯蓄額は若年層で有意な影響がなかった点を考慮すると、相対的な所得状況を示す変数の方が幸福度と密接に関連すると言える。
図１ 年齢階級別、親のための家事、介護、訪問の実施割合
35.0

(%)
独居

32.7

親と同居

30.0

25.0

20.0

15.3

15.0

10.0

9.4

6.8

5.0

1.3

3.0

29歳以下

30-39歳0.0

40歳以上

出典：1993 年から 2019 年までの JPSC を用い、筆者作成。

7

今回の推計では主観的健康度を説明変数として使用しているが、主観的健康度は主観的厚生の指標として使用されることもあり、居住状態の影響をこの変数が吸収している可能性もある。そこで主観的健康度
を使用しない場合の推計も行ったが、独居ダミーの係数に大きな変化は見られなかった。

10

5.2. 追加分析：独居ダミーを分割した場合の推計
表 2 の推計結果から、40 歳以上で独居の場合、幸福度が低下することが明らかになった。
この背景には、年老いた親への生活支援を行う際、遠方に住んでいると支援も難しく、不安が募るようになり、幸福度が低下するといったメカニズムが存在する可能性がある。もしこの可能性が妥当である場合、親の近くに住んでいれば幸福度へのマイナスの影響が緩和されると予想される。この仮説を確認するために、独居ダミーを同一市町村内に親が居住する
場合と同一都道府県内またはより遠方に親が居住する場合の 2 つに分け、再度推計を行う。
表３ 年齢階級別、親との同居、別居の構成比

29歳以下

30-39歳

40歳以上

親と同居

76.2%

71.7%

70.5%

独居(同一市町村内に親が居住)

4.2%

7.9%

14.5%

独居(同一都道府県内またはより遠方に親が居住)

19.6%

20.4%

15.0%

100%

100%

100%

合計
出典：1993 年から 2019 年までの JPSC を用い、筆者作成。

図２ 居住状態別の家事、介護、訪問等の親への支援実施割合
35

(%)

32.87
親と同居

30

独居(同一市町村内に親が居住)独居(同一都道府県内またはより遠方に親が居住)

25

22.47

20

15

9.36

10

7.46

6.88

4.25

5

1.55
1.14

2.80

0

29歳 以 下30-39歳

40歳 以 上

出典：1993 年から 2019 年までの JPSC を用い、筆者作成。

推計に移る前に、分割した独居ダミーを用いて、年齢階層別の居住状況(表 3)や家事、介護、訪問等の親への支援実施割合(図 2)を見ていく。表 3 を見ると、いずれの年齢階層でも11

親との同居が 70%以上の割合を占めていたが、加齢とともにやや低下していた。これに対して、独居のうち、同一市町村内に親が居住する割合は年齢とともに増加していた。29 歳
以下では 4.2%であったが、40 歳以上では 14.5%にまで上昇しており、加齢とともに未婚女
性が親の近くに住むようになっている。これに対して、同一都道府県内またはより遠方に親が居住する割合は 40 歳以上でやや低下していた。
次に図 2 の親への支援実施割合を見ると、親と同居する未婚女性ほど、いずれの年齢層でも家事、介護、訪問等の支援の実施割合が最も高かった。独居の場合、同一市町村内に親が居住していると、親への支援割合が 40 歳以
上で特に上昇している。これに対して同一都道府県内またはより遠方に親が居住する場合、40 歳以上でも支援割合は大きく伸びていなかった。以上、表 3 及び図 2 の結果から、40 歳以上の未婚女性ほど、親の近くに住む割合が増加し、親への支援割合が上昇すると言える。
この背景には、親が高齢となり、その支援を行う必要性が高まっているという点が影響すると考えられる。
表 4 は分割した独居ダミーを使用した FE OLS による推計結果を示している。表 4 のうち、(1)列目の全年齢層と(3)列目の 30-39 歳では、独居ダミーはいずれも有意ではなかった。これに対して(2)列目の２９歳以下の場合、同一市町村内に親が居住する独居だと、未婚女性の幸福度が上昇していた。若年層の場合、独居であっても親との近くに住んでいると折に触れて実家に帰りやすく、さまざまな支援も受けれるため、幸福度が向上しやすいと考えられる。(4)列目の 40 歳以上の場合、同一都道府県内またはより遠方に親が居住する独居だと、未婚女性の幸福度が低下していた。これに対して、同一市町村内に親が居住する独居だと、幸福度に影響を及ぼしていなかった。これらの結果から、40 歳以上では独居であっても比較的親の近くに住む場合だと幸福度は低下しないが、離れて暮らしていると幸福度が低下すると言える。この結果は仮説と整合的であり、40 歳以上の未婚女性では年老いた親への支援が幸福度に関連する要因になっている可能性がある。

12

表 4 別居ダミーを分割した場合の未婚女性の幸福度の決定要因
(1)
全年齢

(2)
29歳以下

(3)
30-39歳

(4)
40歳以上

(5)
全年齢

(6)
29歳以下

(7)
30-39歳

(8)
40歳以上

0.027
(0.054)0.012(0.048)0.233*(0.126)0.084(0.076)0.058(0.082)0.141(0.089)-0.092(0.117)-0.299**(0.147)0.043(0.053)0.030(0.047)0.259**(0.126)0.096(0.076)0.071(0.077)0.166*(0.085)-0.139(0.130)-0.353**(0.142)

年齢-0.059(0.051)-0.295(0.301)-0.007(0.122)-0.080(0.133)-0.049(0.049)-0.193(0.294)0.031(0.115)-0.063(0.125)

年齢の2乗項

0.001***(0.000)0.005(0.006)-0.000(0.002)-0.000(0.001)0.001***(0.000)0.003(0.005)-0.001(0.001)-0.000(0.001)良い

0.185***(0.020)0.185***(0.034)0.174***(0.030)0.110**(0.046)

0.165*** 0.174*** 0.159***(0.020)(0.033)(0.029)0.089**(0.044)悪い-0.225***(0.030)-0.209***(0.053)-0.235***(0.049)-0.132**(0.054)-0.202*** -0.187*** -0.207*** -0.122**(0.029)(0.052)(0.047)(0.051)

正規雇用-0.032(0.045)-0.112*(0.063)0.033(0.075)0.211*(0.110)-0.055(0.046)-0.162***(0.060)-0.001(0.075)0.213**(0.102)

非正規雇用

0.030
(0.046)-0.033(0.061)

0.097(0.076)0.158*(0.092)0.015(0.046)-0.058(0.059)0.071(0.077)0.162*(0.086)自営業

0.037(0.073)-0.062(0.113)0.099(0.105)0.220(0.196)0.020(0.073)-0.049(0.106)0.061(0.104)0.214(0.174)

所得（万円）

0.000***(0.000)0.000(0.000)0.000(0.000)0.000*(0.000)

貯蓄額（万円）

0.000*(0.000)0.000(0.000)0.000(0.000)0.000(0.000)上0.510*** 0.393*** 0.532***(0.094)(0.117)(0.157)0.402(0.270)中の上

0.120***(0.026)0.054(0.047)中の下-0.239*** -0.268*** -0.226*** -0.192***(0.023)(0.043)(0.035)(0.052)

下-0.506*** -0.457*** -0.430*** -0.578***(0.060)(0.086)(0.071)(0.131)

住居状態(ref: 親と同居)

独居(同一市町村内に親が居住)独居(同一都道府県内
またはより遠方に親が居住)

主観的健康度(ref: 普通)

就業状態
(ref: 無業)

世間一般と比較した現在の生活(ref: 中の中)

0.106**(0.042)0.106**(0.041)

定数項

4.775***(1.249)7.744*(4.058)3.886*(2.351)

6.362(4.148)4.699***(1.205)6.528(3.966)

3.312(2.231)6.235(3.856)

推計手法

FE OLS
0.055
8,745

FE OLS
0.048
3,571

FE OLS
0.051
3,601

FE OLS
0.048
1,573

FE OLS
0.087
8,745

FE OLS
0.079
3,571

FE OLS
0.079
3,601

FE OLS
0.085
1,573

R-squaredN

注 1)：***、**、*はそれぞれ推定された係数が 1％、5％、10％水準で有意であるのかを示す。
注 2)：()内の値は不均一分散に対して頑健な標準誤差を示す。
出典：1993 年から 2019 年までの JPSC を用い、筆者作成。

5.3. ロバストネスチェック
これまでの推計結果の頑健性を確認するために、次の 2 つの推計を行う。1 つ目は OLS
以外の推計手法を用いた際、推計結果に変化が生じるのかを確認する。今回使用する幸福度
は順序変数であるため、Baetschmann et al. (2020)による Fixed Effect (FE) Ordered Logitを使用する。2 つ目は、パネル調査の対象となった時点から未婚を継続するサンプルに限定
した場合の推計を行う。今回の分析では子どものいない未婚者を対象としており、パネル期間中に結婚した場合、分析対象から除外される。もしパネル期間中に結婚するサンプルほど、もともと幸福度が高いといったサンプルセレクション・バイアスが存在する場合、推計結果
13

にバイアスが生じる恐れがある。この点を確認するためにも、パネル期間中に結婚するサン
プルを除外し、未婚を継続する女性に絞った場合に推計結果に変化が見られるのかを検証する。
表 5 と表 6 は FE Ordered Logit Model を用いた推計結果である。表 5 は表 2 の推計を FE
Ordered Logit で再推計した結果であり、表 6 は表 4 の推計を FE Ordered Logit で再推計した結果となっている。表 5 と表 6 を見ると、係数の符号や有意水準は、表 2、表 4 の結果とほぼ同じであった。この結果から、推計手法によって未婚女性の幸福度の決定要因は、大きく変化しないと言える。
表 5 FE Ordered Logit Model を用いた未婚女性の幸福度の決定要因
(1)
全年齢

(2)
29歳以下

(3)
30-39歳

(4)
40歳以上

(5)
全年齢

(6)
29歳以下

(7)
30-39歳

(8)
40歳以上

0.139
(0.160)0.402*(0.231)0.608**(0.299)-0.667**(0.329)0.206(0.161)0.458*(0.244)0.670**(0.296)-1.042***(0.378)-0.216(0.263)-0.527(1.278)0.029(0.605)-0.368(0.832)-0.108(0.259)-0.292(1.289)0.427(0.587)-0.432(0.826)0.002**(0.001)

0.009(0.024)-0.003(0.008)-0.003(0.005)0.002**(0.001)

0.005(0.024)-0.008(0.007)-0.005(0.005)良い

0.821***(0.088)0.752***(0.136)0.829***(0.142)

0.638**(0.275)0.749*** 0.706*** 0.739***(0.088)(0.137)(0.140)0.532*(0.274)悪い-0.720***(0.108)-0.635***(0.187)-0.859***(0.190)-0.572**(0.251)-0.666*** -0.600*** -0.757*** -0.493**(0.105)(0.181)(0.191)(0.247)

正規雇用-0.206(0.184)-0.495**(0.249)0.102(0.353)0.875(0.547)-0.288(0.188)-0.688***(0.244)0.028(0.333)

1.026**(0.512)

非正規雇用

0.039
(0.178)-0.173(0.241)

0.372(0.344)0.689(0.431)

0.003(0.182)-0.310(0.231)

0.323(0.341)0.810**(0.394)自営業-0.058(0.348)-0.296(0.475)0.048(0.573)0.707(0.780)-0.069(0.364)-0.254(0.471)

0.098(0.622)0.777(0.768)

所得（万円）

0.002***(0.000)0.001(0.001)0.001(0.001)0.003*(0.001)

貯蓄額（万円）

0.000(0.000)0.000(0.000)0.000(0.000)0.000(0.000)上2.766***(0.710)2.329*(1.238)3.449*** 14.234***(1.131)(1.155)中の上0.575***(0.133)0.482**(0.195)0.510**(0.220)中の下-1.026*** -1.024*** -1.023*** -1.113***(0.095)(0.161)(0.170)(0.290)下-1.813*** -1.564*** -1.799*** -2.550***(0.200)(0.290)(0.285)(0.502)住居状態

独居(ref: 親と同居)
年齢
年齢の2乗項主観的健康度(ref: 普通)

就業状態
(ref: 無業)

世間一般と比較した現在の生活(ref: 中の中)

推計手法
N
対数尤度

FE Ologit
6,717-3513.439

FE Ologit
2,004-947.780

FE Ologit
2,320-1120.009

FE Ologit FE Ologit FE Ologit FE Ologit FE Ologit
1,127
6,717
2,004
2,320
1,127
-522.915 -3372.579 -903.069 -1076.614 -500.616

注 1)：***、**、*はそれぞれ推定された係数が 1％、5％、10％水準で有意であるのかを示す。
注 2)：()内の値は不均一分散に対して頑健な標準誤差を示す。
出典：1993 年から 2019 年までの JPSC を用い、筆者作成。

14

0.413
(0.398)

表 6 別居ダミーを分割した場合の未婚女性の幸福度の決定要因(FE Ordered Logit Model を使用)
(1)
全年齢

(2)
29歳以下

(3)
30-39歳

(4)
40歳以上

(5)
全年齢

(6)
29歳以下

(7)
(8)
30-39歳 40歳以上

0.115(0.214)0.097(0.202)0.691*(0.395)0.353(0.289)0.285(0.354)0.641(0.441)-0.271(0.454)-1.183*(0.651)0.183(0.211)0.171(0.201)0.858**(0.412)0.376(0.295)0.378(0.329)0.739*(0.433)-0.742(0.478)-1.489**(0.684)

年齢-0.214(0.262)-0.575(1.279)0.038(0.607)-0.383(0.826)-0.105(0.259)-0.350(1.294)0.441(0.587)-0.430(0.817)

年齢の2乗項

0.002**(0.001)0.010(0.024)-0.003(0.008)-0.003(0.005)0.002**(0.001)

0.006(0.024)-0.008(0.007)-0.005(0.005)良い

0.822***(0.088)0.759***(0.137)0.838***(0.142)0.616**(0.278)0.750*** 0.713*** 0.748***(0.088)(0.138)(0.140)0.517*(0.275)悪い-0.720***(0.108)-0.641***(0.188)-0.859***(0.190)-0.576**(0.251)-0.667*** -0.608*** -0.756*** -0.498**(0.105)(0.182)(0.192)(0.246)

正規雇用-0.206(0.184)-0.516**(0.246)0.118(0.356)0.891(0.547)-0.288(0.188)-0.715***(0.241)

0.042(0.336)1.038**(0.512)

非正規雇用

0.038
(0.178)-0.198(0.236)0.382(0.344)0.686(0.434)0.002(0.182)-0.340(0.227)0.326(0.340)0.805**(0.395)自営業-0.059(0.347)-0.327(0.467)0.055(0.558)0.629(0.763)-0.070(0.364)-0.292(0.467)0.103(0.608)0.713(0.749)所得（万円）

0.002***(0.000)0.001(0.001)0.001(0.001)0.003*(0.001)

貯蓄額（万円）

0.000(0.000)0.000(0.000)0.000(0.000)0.000(0.000)上2.765***(0.710)2.325*(1.237)3.431*** 15.213***(1.135)(1.152)

中の上

0.577***(0.134)

0.491**(0.196)

0.502**(0.221)中の下-1.026*** -1.033*** -1.030*** -1.098***(0.095)(0.162)(0.171)(0.292)

下-1.811*** -1.574*** -1.810*** -2.543***(0.200)(0.291)(0.285)(0.502)

住居状態(ref: 親と同居)

独居(同一市町村内に親が居住)独居(同一都道府県内
またはより遠方に親が居住)

主観的健康度(ref: 普通)

就業状態
(ref: 無業)

世間一般と比較した現在の生活(ref: 中の中)

推計手法
Observations
対数尤度

FE Ologit
6,717-3513.735

FE Ologit
2,004-946.933

FE Ologit
2,320-1120.928

0.413(0.397)

FE Ologit FE Ologit FE Ologit FE Ologit FE Ologit
1,127
6,717
2,004
2,320
1,127
-521.767 -3372.978 -901.748 -1077.226 -499.910

注 1)：***、**、*はそれぞれ推定された係数が 1％、5％、10％水準で有意であるのかを示す。
注 2)：()内の値は不均一分散に対して頑健な標準誤差を示す。
出典：1993 年から 2019 年までの JPSC を用い、筆者作成。

表 7 は、パネル調査開始時から未婚を継続する女性に絞った場合の推計結果である。いずれの年齢層でも、分析期間中に結婚したサンプルが除外されたため、サンプルサイズが減少している。推計結果を見ると、表 2 と比較して符号が変化した場合はなかった。推計結果の有意水準については、独居ダミー、就業形態ダミー、所得でやや変化が見られた。独居ダ
ミーについては、(2)列目と(6)列目の 29 歳以下の未婚女性で係数が有意ではなくなっていた。この背景には、未婚継続者に制限した結果、29 歳以下のサンプルが表 2 の半分以下になったことが影響していると考えられる。就業形態ダミーに関しては、(4)列目と(8)列目の40 歳以上で正規雇用と非正規雇用の各係数の大きさ及び有意水準がやや高くなっていた。
15

また、所得に関しては、(3)列目の 30-39 歳でも係数が正に有意となっていた。これらの結果から、未婚継続者に限定した結果、経済的要因の影響がやや大きくなったと言える。以上、パネル調査開始時からの未婚継続者に絞った結果を見てきたが、係数の有意水準に変化が若干見られるものの、表 2 の結果と概ね同じだと言える。
表 7 パネル期間の開始時点から未婚を継続した女性に関する分析
(1)
全年齢

(2)
29歳以下

(3)
30-39歳

(4)
40歳以上

(5)
全年齢

(6)
29歳以下

(7)
30-39歳

(8)
40歳以上

0.004
(0.052)0.076(0.107)0.160*(0.085)-0.152*(0.081)0.014(0.053)0.083(0.109)0.193**(0.080)-0.216**(0.093)-0.046(0.061)-0.104(0.501)-0.100(0.142)-0.002(0.154)-0.042(0.059)0.028(0.497)-0.073(0.135)0.026(0.144)0.001***(0.000)0.002(0.009)0.001(0.002)-0.001(0.001)0.001**(0.000)-0.001(0.009)0.001(0.002)-0.001(0.001)良い

0.199***(0.027)0.144***(0.046)

0.159***(0.036)0.184***(0.049)0.181*** 0.132*** 0.149*** 0.158***(0.026)(0.046)(0.034)(0.045)悪い-0.207***(0.034)-0.165**(0.080)-0.261***(0.053)-0.128**(0.059)-0.184***(0.033)-0.143*(0.082)-0.229*** -0.121**(0.050)(0.056)

正規雇用

0.002
(0.054)-0.169**(0.075)-0.015(0.081)0.260**(0.105)0.007(0.057)-0.194**(0.076)-0.023(0.084)0.277***(0.106)

非正規雇用

0.050
(0.059)-0.047(0.072)0.067(0.090)0.224**(0.086)0.049(0.059)-0.062(0.071)

0.055(0.092)0.233***(0.085)自営業

0.059(0.101)

0.032(0.316)0.017(0.109)0.336(0.314)0.058(0.103)0.241(0.205)-0.021(0.118)0.345(0.301)

所得（万円）

0.000***(0.000)0.000(0.000)0.000**(0.000)0.001**(0.000)

貯蓄額（万円）

0.000*(0.000)-0.000(0.000)0.000(0.000)0.000(0.000)上

0.645*** 0.920*** 0.699***(0.174)(0.233)(0.222)0.051(0.085)中の上

0.118***(0.037)0.055(0.053)中の下-0.185*** -0.137** -0.207*** -0.191***(0.029)(0.057)(0.042)(0.061)

下-0.399*** -0.277** -0.392*** -0.481***(0.073)(0.135)(0.077)(0.132)住居状態

独居(ref: 親と同居)
年齢
年齢の2乗項主観的健康度(ref: 普通)

就業状態
(ref: 無業)

世間一般と比較した現在の生活(ref: 中の中)

0.002
(0.074)0.136**(0.055)定数項

4.313***(1.635)5.362(6.874)5.304*(2.844)3.819(4.864)4.429***(1.599)3.691(6.821)5.001*(2.717)3.598(4.490)

推計手法

FE OLS
0.081
4,873

FE OLS
0.067
1,297

FE OLS
0.068
2,294

FE OLS
0.087
1,282

FE OLS
0.102
4,873

FE OLS
0.088
1,297

FE OLS
0.096
2,294

FE OLS
0.108
1,282

R-squaredN

注 1)：***、**、*はそれぞれ推定された係数が 1％、5％、10％水準で有意であるのかを示す。
注 2)：()内の値は不均一分散に対して頑健な標準誤差を示す。
出典：1993 年から 2019 年までの JPSC を用い、筆者作成。

5.4. 未婚女性のメンタルヘルスに関する分析

16これまでの分析では主観的厚生の指標として幸福度を使用してきたが、JPSC ではメンタ
ルヘルスに関する指標も 2008 年から 2019 年まで使用できる。そこで、FE OLS を用い、親との同居状況がメンタルヘルスに及ぼす影響を年齢別に検証する。
JPSC では「ふだんは何でもないことをわずらわしいと感じた」、「家族や友達から励ましてもらっても気分が晴れない」、「憂うつだと感じた」、「物事に集中できなかった」、
「食欲が
落ちた」
、
「何をするのも面倒と感じた」、「何か恐ろしい気持がした」、「なかなか眠れなかった」、「ふだんより口数が少なくなった」、「一人ぼっちで寂しいと感じた」、「「毎日が楽しい」と感じた」、「悲しいと感じた」といった 12 項目に対して、「１＝まったくなかった」、「２＝
週に 1～2 日」、「３＝週に 3～4 日」、「４＝ほとんど毎日」の 4 つから回答を選択する質問がある。これら 12 項目をそれぞれ被説明変数として使用し、独居ダミーが及ぼす影響を検証する。なお、説明変数には(1)式と同じ変数を使用している。
FE OLS による推計結果は表 8 の Panel (A)と Panel (B)に掲載してある。表中の値はい
ずれも独居ダミーの係数であり、係数が正の場合、指標が悪化することを意味し、逆に係数が負の場合、指標が改善することを意味する8。まず、Panel (A)の結果を見ると、「ふだんは何でもないことをわずらわしいと感じた」の係数は、30-39 歳で負に有意であり、40 歳以
上で正に有意であった。この結果は、30 代の独居未婚女性ほど、「ふだんは何でもないことをわずらわしいと感じる」頻度が低下したことを意味する。これに対して 40 歳以降の独居
未婚女性の場合、「ふだんは何でもないことをわずらわしいと感じる」頻度が増加していた。
次に「家族や友達から励ましてもらっても気分が晴れない」の結果を見ると、40 歳以上の場合のみ正に有意な値を示していた。この結果は、40 歳以降の独居未婚女性ほど、「家族や友達から励ましてもらっても気分が晴れない」頻度が増加することを示す。次の「憂うつだと感じた」については、30-39 歳で負に有意であり、30 代で独居の未婚女性ほど、「憂うつだと感じた」頻度が低下していた。
「物事に集中できなかった」については、40 歳以上の場
合のみ正に有意であり、独居の中年未婚女性ほど、「物事に集中できなかった」頻度が増加していた。
「食欲が落ちた」については、全年齢層と 29 歳以下で負に有意な値となっていた。この結果は、全年齢層と 29 歳以下の独居未婚女性ほど、「食欲が落ちる」頻度が低下したことを意味する。次の「何をするのも面倒と感じた」については、いずれの係数も有意ではなく、居住状況との関係が見られなかった。
次に Panel (B)の結果のうち、「何か恐ろしい気持がした」、「なかなか眠れなかった」、そして「「毎日が楽しい」と感じた」の結果を見ると、いずれの係数も有意ではなく、居住状
況との関係が見られなかった。
「ふだんより口数が少なくなった」については、全年齢層と29 歳以下の独居未婚女性ほど、「ふだんより口数が少なくなる」頻度が低下していた。
「一
人ぼっちで寂しいと感じた」については、全年齢層と 40 歳以降の独居未婚女性ほど、「一人ぼっちで寂しいと感じる」頻度が増加していた。
「悲しいと感じた」については、全年齢層
8

被説明変数のうち、「「毎日が楽しい」と感じた」については回答の数値を反転させ、値が大きくなるほど「毎日が楽しい」と感じる頻度が低下するように修正している。

17

と 29 歳以下の独居未婚女性ほど、「悲しいと感じる」頻度が低下していた。
以上の Panel (A)と Panel (B)の結果から、幸福度の場合と同じく、メンタルヘルス指標
でも 40 歳前後で独居の影響が変化すると言える。29 歳以下と 30-39 歳の独居未婚女性の場合、いくつかのメンタルヘルス指標が改善する傾向が確認された。これに対して、40 歳
以降の独居未婚女性の場合、複数のメンタルヘルス指標の悪化が確認された9。
表 8 未婚女性のメンタルヘルスに独居が及ぼす影響(FE OLS による推計)
Panel (A)

ふだんは何でもないことをわずらわしいと感じた
R-squaredN
家族や友達から励ましてもらっても気分が晴れない
R-squaredN
憂うつだと感じた
R-squaredN
物事に集中できなかった
R-squaredN
食欲が落ちたR-squaredN
何をするのも面倒と感じた
R-squared
N

9

全年齢

29歳以下

30-39歳

40歳以上-0.026(0.052)
0.041
6,184

-0.074(0.076)
0.034
2,327

-0.169**(0.067)
0.044
2,520

0.450***(0.145)
0.056
1,337

-0.034(0.056)
0.045
6,185

-0.084(0.081)
0.052
2,328

-0.110(0.096)
0.027
2,522

0.283*(0.155)
0.060
1,335

-0.064(0.050)
0.043
6,180

-0.132(0.086)
0.054
2,324

-0.161**(0.080)
0.034
2,521

0.152
(0.122)
0.049
1,335

-0.047(0.052)
0.028
6,172

-0.061(0.075)
0.024
2,328

-0.118(0.093)
0.028
2,514

0.252**(0.112)
0.044
1,330

-0.062*(0.035)
0.036
6,181

-0.145**(0.065)
0.026
2,325

-0.013(0.063)
0.053
2,523

0.042
(0.069)
0.049
1,333

0.003
(0.058)
0.040
6,178

-0.060(0.097)
0.029
2,328

-0.124(0.079)
0.041
2,514

0.304
(0.239)
0.062
1,336

今回使用した 12 のメンタルヘルス指標の合計値を被説明変数に用いた推計も行ったが、40 歳以上の場

合のみ独居ダミーが正に有意な値を示していた。この結果は、40 歳以降の独居未婚女性ほど、メンタル
ヘルス指標が悪化することを示唆する。

18

Panel (B)
何か恐ろしい気持がした
R-squaredN
なかなか眠れなかった
R-squaredN
ふだんより口数が少なくなった
R-squaredN
一人ぼっちで寂しいと感じた
R-squaredN「毎日が楽しい」と感じた
R-squaredN
悲しいと感じたR-squared
N

全年齢

29歳以下

30-39歳

40歳以上

0.018
(0.044)
0.028
6,184

-0.100(0.065)
0.035
2,328

0.061
(0.071)
0.032
2,520

0.235
(0.152)
0.042
1,336

0.048
(0.048)
0.025
6,183

0.035
(0.093)
0.031
2,328

0.004
(0.079)
0.031
2,521

-0.100(0.140)
0.032
1,334

-0.092**(0.042)
0.026
6,180

-0.182**(0.074)
0.029
2,329

0.008
(0.063)
0.031
2,518

0.027
(0.113)
0.034
1,333

0.137**(0.063)
0.022
6,182

0.091
(0.107)
0.031
2,325

0.018
(0.083)
0.027
2,521

0.283**(0.133)
0.028
1,336

-0.004(0.052)
0.022
6,181

0.010
(0.088)
0.032
2,327

-0.068(0.111)
0.019
2,518

-0.049(0.088)
0.029
1,336

-0.082*(0.046)
0.023
6,187

-0.186***(0.069)
0.026
2,329

-0.116(0.072)
0.029
2,521

0.029
(0.165)
0.017
1,337

注 1)：***、**、*はそれぞれ推定された係数が 1％、5％、10％水準で有意であるのかを示す。
注 2)：()内の値は不均一分散に対して頑健な標準誤差を示す。
出典：1993 年から 2019 年までの JPSC を用い、筆者作成。

5.5. 既婚女性の幸福度の決定要因に関する分析
これまでの分析結果から、子どものいない未婚女性の幸福度には親との同居状況、年齢、主観的健康度、所得、就業状態、貯蓄が影響を及ぼしており、中でも親との同居状況、所得、就業状態については 40 歳を境に影響が変化していた。これらの傾向が未婚女性特有のもの
なのかを確認するために、本節では既婚女性に分析対象を絞り、幸福度の決定要因を分析する。推計の被説明変数は未婚女性と同じく幸福度であり、説明変数には親との同居状況、年齢とその 2 乗項、主観的健康度、妻の就業状態と所得、夫の就業状態と所得、世帯貯蓄額、年次ダミーを使用する。多くの既婚女性には子どもがいるため、親との同居状況の変数として①夫婦のみ、②夫婦と子、③親と夫婦、④親と夫婦と子の 4 つのダミー変数を使用する。
19

また、夫や妻の所得、世帯貯蓄額の代わりに、世間一般と比較した現在の生活水準を使用した場合の推計も行った。推計では未婚女性の場合と同じく FE OLS を使用し、全年齢層、29歳以下、30-39 歳、40 歳以上の各年齢層別の推計を行う。推計結果は表 9 に掲載した10。
表 9 のうち、居住状態の変数を見ると、夫婦のみで住む場合や親と夫婦で住む場合の係数はいずれも有意ではなく、既婚女性の幸福度に影響を及ぼしていなかった。これに対して親と夫婦と子で住む場合の係数は、(1)列目、(5)列目、(8)列目の全年齢及び 40 歳以上で負に有意になっていた。これは、親と夫婦と子の三世代同居の場合、既婚女性の幸福度が低下することを意味する。おそらく、親との同居による家事や親への生活支援が負担となり、幸福度を低下させたと考えられる。未婚女性の場合、40 歳前後で親との同居による影響がマイナスからプラスへと反転していたが、既婚女性では同じような傾向は確認できなかった11。
年齢について見ると、2 乗項が 29 歳以外で正に有意であり、年齢と幸福度の関係が U 字型になることを示唆していた。また、主観的健康度については、主観的健康度が良い場合に幸福度が上昇し、主観的健康度が悪い場合に幸福度が低下していた。これら年齢と主観的健康度については、表 2 の未婚女性と同じ傾向だと言える。
次に妻の就業状態について見ると、非正規雇用と自営業の係数が負で有意となる場合が多かった。これは、働いていない既婚女性よりも、非正規雇用や自営業で働く既婚女性の幸福度の方が低いことを意味する。なお、働いていない既婚女性のほとんどが専業主婦である。この結果は、表 2 の未婚女性の結果とは対照的だと言える。未婚女性の場合、非正規雇

12用や自営業で働いていても幸福度が有意に低下する結果とはなっておらず、40 歳以上では正規雇用や非正規雇用で働いている場合ほど幸福度が高くなっていた。このように未婚女
性と既婚女性では、就業の幸福度への影響が異なっている13。この背景には、働く既婚女性の場合、仕事と家事・育児の両方の負担に対処しなければならず、幸福度が低下しやすくな
るが、未婚女性では家庭生活の負担が小さいため、幸福度が低下しにくいといった点が影響すると考えられる。

10

既婚女性のサンプルの基本統計量は Appendix C に掲載してある。

11

居住状態の変数を親と別居で 1、親と同居で 0 となるダミー変数に変えた場合の推計を行ったが、29

歳以下、30-39 歳、40 歳以上のいずれでも統計的に有意な値とはならなかった。
12

働いていない既婚女性は、学生、専業主婦、その他の無職に分類できるが、このうち学生は 0.29%、専業主婦は 96.28%、そしてその他の無職は 3.43%を占めていた。これに対して子どものいない未婚女性の場合、学生は 10.92%、専業主婦は 1.63%、そしてその他の無職は 87.45%となっていた。詳細な結果はAppendix D を参照されたい。なお、未婚女性の学生のうちの 70.00%が親と同居し、未婚女性の専業主婦
では 100%が親と同居していた。未婚女性のその他の無職では、87.22%が親と同居していた。
13

未婚女性と既婚女性の就業状態別の幸福度の平均値を見ると、非就業の場合、既婚女性は値が最も高く、未婚女性は最も低くなっていた。このように、未婚女性と既婚女性では幸福度の平均値でみても、就業状態で差が存在する。詳細な結果は Appendix E を参照されたい。

20

表９ 既婚女性の幸福度の決定要因に関する分析

住居状態

夫婦のみ

(ref: 夫婦と子)
親と夫婦
親と夫婦と子
年齢
年齢の2乗項
妻の主観的健康度 良い(ref: 普通)悪い
妻の就業状態

正規雇用

(2)
29歳以下

(3)
30-39歳

(4)
40歳以上

(5)
全年齢

0.034

0.023

0.004

0.014

0.024

0.040

-0.007-0.006(0.030)(0.055)(0.044)(0.081)(0.029)(0.054)(0.043)(0.080)

0.004

0.017

-0.0750.026-0.0050.054-0.069-0.004(0.052)(0.103)(0.077)(0.098)(0.049)(0.101)(0.074)(0.088)-0.074**-0.059-0.031-0.083-0.081***-0.041-0.046-0.078*(0.047)(0.030)(0.104)(0.044)(0.051)(0.029)(0.105)(0.044)-0.114***0.239-0.201***-0.109*** -0.106***

0.234-0.183*** -0.092***(0.015)(0.372)(0.067)(0.036)(0.015)(0.377)(0.066)(0.035)0.001***-0.0070.002**

0.001***

0.001***-0.0070.002**

0.001**(0.000)(0.007)(0.001)(0.000)(0.000)(0.007)(0.001)(0.000)0.171***

0.193***

0.165***

0.132***

0.155***

0.183***

0.155***

0.119***(0.011)(0.039)(0.017)(0.016)(0.012)(0.039)(0.018)(0.017)-0.178***-0.233***-0.183***-0.117*** -0.156*** -0.227*** -0.173*** -0.093***(0.022)(0.081)(0.037)(0.028)(0.021)(0.027)-0.0330.018-0.029-0.108-0.027-0.021(0.048)(0.045)(0.028)(0.084)(0.045)(0.040)

非正規雇用-0.057***-0.141***-0.045*-0.050*-0.053*** -0.126***-0.041*-0.058**(0.017)(0.053)(0.024)(0.029)(0.016)(0.049)(0.023)(0.027)

自営業-0.125***-0.063-0.122*-0.068-0.122***-0.029-0.118*-0.066(0.042)(0.192)(0.062)(0.058)(0.040)(0.189)(0.062)(0.052)

正規雇用

自営業
夫の所得（万円）
世帯貯蓄額（万円）

0.000

0.000

0.000

-0.000(0.000)(0.000)(0.000)(0.000)0.210***

0.100

0.123

0.294***

0.163***

0.067

0.092

0.212***(0.058)(0.211)(0.103)(0.074)(0.056)(0.204)(0.102)(0.073)0.193**

0.180***

0.101

0.083

0.263***

0.137**

0.057

0.061

(0.066)(0.219)(0.122)(0.080)(0.064)(0.215)(0.120)(0.080)0.189***

0.214

0.100

0.326***

0.101

0.219

0.018

0.216**(0.063)(0.242)(0.109)(0.089)0.109-0.243

0.129

0.258

(0.065)(0.247)(0.113)(0.092)0.000***-0.0000.000**

0.000*(0.000)(0.000)(0.000)(0.000)-0.000-0.0000.000-0.000(0.000)(0.000)(0.000)(0.000)

世間一般と比較し 上
た現在の生活水準
中の上(0.081)(0.197)(0.113)(0.176)0.110***

0.022

0.100***

0.100***(0.017)(0.061)(0.025)(0.023)中の下-0.212*** -0.159*** -0.168*** -0.244***

下-0.576*** -0.320** -0.505*** -0.604***(0.017)R-squaredN(0.036)-0.136

非正規雇用

推計手法

(0.079)(0.090)(ref: 無業)

定数項

(8)
40歳以上

-0.028

妻の所得（万円）(ref: 中の中)

(6)
(7)
29歳以下 30-39歳(0.030)(ref: 無業)夫の就業状態(1)
全年齢(0.053)(0.023)(0.025)(0.048)(0.126)(0.073)(0.071)

6.331***

2.353

7.924***

6.361***

6.329***

2.531

7.725***

6.197***(0.433)(5.076)(1.254)(1.039)(0.426)(5.145)(1.235)(1.026)FE OLS
0.079
21,104FE OLS
0.089
2,347

FE OLS
0.060
9,122

FE OLS
0.035
9,635

FE OLS
0.106
21,104FE OLS
0.099
2,347

FE OLS
0.079
9,122

FE OLS
0.066
9,635

21

注 1)：***、**、*はそれぞれ推定された係数が 1％、5％、10％水準で有意であるのかを示す。
注 2)：()内の値は不均一分散に対して頑健な標準誤差を示す。
出典：1993 年から 2019 年までの JPSC を用い、筆者作成。

次に既婚女性の所得の係数を見ると、有意な値とはなっておらず、正に有意な符号を示す
場合のある表 2 の未婚女性の結果とはやや異なっていた。この背景には、未婚女性の場合、生活していくには自分で稼ぐ所得が重要であり、幸福度への影響も大きい反面、既婚女性では夫の所得があるため、自分の所得の影響が小さくなるといったメカニズムがあると考えられる。
次に夫の就業状態を見ると、(1)列目の全年齢層、(4)列目の 40 歳以上、そして(8)列目の40 歳以上で、ほとんどの係数が正に有意であった。これらの結果は、夫が非就業の場合よりも、夫が就業している場合の幸福度の方が高いことを示す。また、夫の所得について見ると、(2)列目の 29 歳以下以外で正に有意となっており、夫の所得が高いほど妻の幸福度も上昇していた。これらの結果から、夫の就業や所得といった経済的要因は、妻の幸福度の向上につながると言える。
最後に世間一般と比較した現在の生活水準の係数を見ると、「中の上」で正に有意となる場合が多く、「中の下」及び「下」のすべての場合で負に有意となっていた。これらの結果
は、生活水準が世間と比較して高いと幸福度も向上し、逆に低いと幸福度も低下することを示す。この結果は、表 2 の未婚者の場合と同じ傾向である。
以上、既婚女性の幸福度の決定要因に関する分析の結果、次の 3 点が明らかになった。1
点目は、親と夫婦と子の三世代同居の場合、既婚女性の幸福度が低下する傾向にあった。未婚女性の場合、40 歳前後で親との同居による影響が変化していたが、既婚女性では同じような傾向は確認できなかった。2 点目は、既婚女性の幸福度の決定要因のうち、年齢、主観
的健康度、世間一般と比較した現在の生活水準については、未婚女性の結果と概ね同じであった。3 点目は、既婚女性の就業状態や所得の影響は、未婚女性の結果とは異なっていた。
既婚女性の場合、非正規雇用や自営業で働く場合に幸福度が低下しており、相対的に非就業の場合の幸福度が高かった。また、所得も幸福度に有意な影響を及ぼしていなかった。これは、就業や所得が幸福度を高める傾向にあった未婚女性の結果と対照的である。

6.

結論
我が国では未婚女性が持続的に増加する傾向にあり、これに伴って親と同居する未婚女性の割合が増えている。このような居住形態の変化が未婚女性の主観的厚生に及ぼす影響に関してはほぼ研究がなく、その実態は明らかになっていない。そこで、本研究では『消費生活に関するパネル調査(JPSC)』を用い、未婚女性の主観的厚生と居住形態に焦点を当てた分析を行った。Fixed Effect Model による分析の結果、次の 4 点が明らかになった。1 点
22

目は、未婚女性の幸福度と居住状態の関係が年齢層によって変化していた。20 代と 30 代では独居の方が親との同居よりも幸福度が高かった。しかし、40 歳以降では独居の影響が逆転し、独居の場合ほど幸福度が低下していた。
2 点目は、独居の影響が親の居住地との距離で違いがあるのかを検証した結果、40 歳以上の未婚女性の場合、同一市町村内に親が居住していると、幸福度へのマイナスの影響は観察されなかった。しかし、遠方に住む場合、40 歳以上の未婚女性の幸福度は低下していた。
3 点目は、未婚女性のメンタルヘルスの決定要因について分析した結果、40 歳以降の独居未婚女性ほど、生活の煩わしさ、気分の落ち込み、集中力の低下、孤独感といったメンタ
ルヘルスの悪化が観察された。
4 点目は、既婚女性に分析対象を限定し、居住状態と幸福度の関係を分析した結果、親と夫婦と子の三世代同居の場合、既婚女性の幸福度が低下する傾向にあった。未婚女性では 40
歳前後で親との同居による影響が変化していたが、既婚女性では同じような傾向は確認できなかった。
本研究の分析の結果、未婚女性の幸福度の決定要因の特徴が明らかになった。未婚女性の場合、独居や親との同居による影響が 40 歳前後で変化しており、20 代、30 代では独居の方の幸福度が高くなるが、40 歳以降では親との同居の方の幸福度が高くなっていた。また、
40 歳以降では就業や所得の幸福度へのプラスの影響がより強くなっていた。これらの親との関係の変化や経済的要因が重視される傾向は、未婚女性の特徴だと言える。また、40 歳以降の未婚独居女性ほど孤独感や生活の中でのわずらわしさ、気分の落ち込み、物事への集中力の低下といったメンタルヘルスの悪化も確認された。今後、未婚女性はさらに増加すると予想されているため、このような独居未婚女性のメンタルヘルスの悪化には注意を払う必要がある。
本研究では未婚女性の主観的厚生の決定要因の分析を試みたが、いくつかの課題が残っている。1 点目は、幸福度以外の主観的厚生の指標を用いた分析の実施である。JPSC では
幸福度以外の各種満足度指標が十分に調査されていないため、幸福度以外の主観的厚生の指標を用いた分析は実施できなかった。しかし、増加する未婚女性の実態を把握するためにも、他の満足度指標の決定要因についても今後検討することが望ましい。2 点目は、未婚男性に注目した分析の実施である。今回の JPSC は女性を対象にした調査であるため、未婚男
性の主観的厚生の決定要因については分析できなかった。しかし、未婚男性は未婚女性以上に増加しているため、その主観的厚生の決定要因を分析することの重要性は高い。3 点目は海外の未婚者のデータを用いた分析である。未婚者の増加は日本だけなく韓国や台湾でも増加している。このように未婚率の増加は日本以外でも新たな人口動態上の変化として注目される。このため、海外のデータを用いた未婚者の主観的厚生の決定要因についての分析は興味深いトピックだと言える。

23

Appendix A 未婚女性の年収と幸福度の平均値の関係

全年齢

29歳以下

30-39歳

40歳以上

年収=100万円未満

3.49

3.69

3.41

3.28

年収=100-200万円未満

3.69

3.80

3.67

3.35

年収=200-400万円未満

3.76

3.90

3.67

3.54

年収=400-600万円未満

3.75

3.90

3.76

3.55

年収=600万円以上

3.77

4.05

3.80

3.71

出典：1993 年から 2019 年までの JPSC を用い、筆者作成。

Appendix B 未婚女性の今後、生活の中でより充実させたいと思う項目

29歳以下

30－39歳

40歳以上

収入

23.56%

25.21%

23.88%

貯蓄など財産形成8.73%

10.15%

9.48%

食生活

1.21%

0.88%

1.91%

ファッション・美容

1.92%

1.44%

0.82%

住まい・マイホーム

1.28%

0.67%

2.10%

健康

6.67%

13.97%

34.55%

家電製品、自動車などの耐久消費財

0.21%

0.05%

0.27%

仕事

8.45%

6.39%

5.01%

時間的な余裕

8.30%

7.27%

4.28%

趣味・教養

14.90%

11.65%

7.11%

家族関係

3.76%

4.43%

3.65%

地域社会との交流

0.00%

0.10%

0.46%

友人関係

4.47%

2.63%

1.73%

恋愛・恋人との関係

16.25%

14.85%

4.47%

その他

0.28%

0.31%

0.27%

100%

100%

100%

合計

出典：1993 年から 2019 年までの JPSC を用い、筆者作成。

24

Appendix C 既婚女性の幸福度の決定要因に関する分析の基本統計量
全年齢

標準偏差

平均値

標準偏差

平均値

標準偏差

3.882

0.823

4.228

0.812

3.972

0.806

3.712

0.800

夫婦のみ

0.112

0.316

0.242

0.428

0.121

0.326

0.072

0.259

夫婦と子

0.629

0.483

0.567

0.496

0.676

0.468

0.599

0.490

親と夫婦

0.023

0.150

0.030

0.170

0.025

0.155

0.020

0.140

親と夫婦と子

0.236

0.424

0.161

0.368

0.178

0.382

0.309

0.462

38.9927.678

27.6391.340

34.5292.864

45.9824.669

年齢の2乗項妻の就業状態

1579.285

620.705

765.691

72.583

1200.466

197.849

2136.118445.375

良い

0.507

0.500

0.614

0.487

0.549

0.498

0.442

0.497

普通

0.373

0.484

0.291

0.455

0.352

0.477

0.413

0.492

悪い

0.120

0.325

0.095

0.293

0.099

0.299

0.145

0.352

正規雇用

0.205

0.404

0.230

0.421

0.207

0.405

0.197

0.397

非正規雇用

0.362

0.481

0.277

0.448

0.312

0.463

0.430

0.495

自営業

0.073

0.261

0.036

0.187

0.061

0.239

0.094

0.292

非就業

0.360

0.480

0.457

0.498

0.420

0.494

0.279

0.449

120.416169.072

97.852135.970

104.993157.327140.514184.192

正規雇用

0.807

0.395

0.862

0.345

0.825

0.380

0.776

0.417

非正規雇用

0.029

0.169

0.034

0.180

0.020

0.140

0.037

0.189

自営業

0.149

0.356

0.092

0.289

0.142

0.349

0.169

0.374

非就業

0.015

0.123

0.012

0.110

0.013

0.112

0.018

0.135

497.855

297.036394.712184.180472.588

253.833546.902344.097

妻の所得（万円）
夫の就業状態

40歳以上

平均値

年齢
妻の主観的健康度

30-39歳

標準偏差

幸福度
住居状態

29歳以下

平均値

夫の所得（万円）
世帯貯蓄額（万円）

477.324800.109205.539316.821364.968

551.257

649.9011015.088

世間一般と比較した

上

0.005

0.068

0.007

0.085

0.005

0.072

0.004

0.060

現在の生活水準

中の上

0.157

0.364

0.138

0.345

0.155

0.362

0.164

0.370

中の中

0.573

0.495

0.595

0.491

0.583

0.493

0.557

0.497

中の下

0.235

0.424

0.216

0.412

0.229

0.420

0.244

0.430

下

0.031

0.172

0.044

0.206

0.027

0.161

0.031

N

21,104

2,347

出典：1993 年から 2019 年までの JPSC を用い、筆者作成。

25

9,122

0.173
9,635

Appendix D 就業状態の構成比及び書く就業状態の幸福度の平均値

未婚女性

既婚女性

構成比

幸福度

構成比

幸福度

正規雇用

58.81%

3.76

20.48%

3.93

非正規雇用

25.95%

3.68

36.18%

3.77

自営業

4.80%

3.85

7.34%

3.81

非就業

10.44%

3.42

36.01%

3.98

1.14%

3.63

0.10%

3.55

専業主婦

0.17%

3.80

34.67%

3.99

その他無職

9.13%

3.38

1.24%

3.77

非就業者の内訳 学生

出典：1993 年から 2019 年までの JPSC を用い、筆者作成。

Appendix E 就業状態別の幸福度の平均値
4.10(幸福度の平均値)

4.00

3.93

既婚女性

未婚女性

3.98
3.85

3.90

3.77

3.80
3.70

3.81

3.76

3.68

3.60
3.50
3.40

3.42
3.30
正規雇用

非正規雇用

自営業

出典：1993 年から 2019 年までの JPSC を用い、筆者作成。

26

非就業

参考文献
Baetschmann G., Ballantyne, A., Staub, KE., Winkelmann, R. (2020). feologit: A newcommand for fitting fixed-effects ordered logit models. The Stata Journal, 20(2), 253-275.
Ball, R., Chernova, K. Absolute Income, Relative Income, and Happiness. Soc Indic Res 88,
497–529 (2008). https://doi.org/10.1007/s11205-007-9217-0.
Becker, G. S. (1991). Treatise on the Family. Cambridge: Harvard University Press, Enlarged
edition.
Blanchflower, D.G. Is happiness U-shaped everywhere? Age and subjective well-being in 145
countries. J Popul Econ 34, 575–624 (2021). https://doi.org/10.1007/s00148-020-00797z.
Chapman, B., & Guven, C. (2016). Revisiting the relationship between marriage andwellbeing: Does marriage quality matter? Journal of Happiness Studies, 17(2), 533–
551.
Clark, A. E., Frijters, P., & Shields, M. A. (2008). Relative Income, Happiness, and Utility:
An Explanation for the Easterlin Paradox and Other Puzzles. Journal of Economic
Literature, 46(1), 95–144. http://www.jstor.org/stable/27646948
Di Tella, R., McCulloch, R., & Oswald, A. (2003). The macroeconomics of happiness. The
Review of Economics and Statistics, 85(4), 809–827.
Gove, W., Hughes, M., & Briggs Style, C. (1983). Does marriage have positive effects on thepsychological well-being of the individual? Journal of Health and Social Behavior, 24(2),122–131.
Grossbard, S., Mukhopadhyay, S. (2013). Children, spousal love, and happiness: an economic
analysis. Review of Economics of the Household, 11, 447–467.
Grover, S., & Helliwell, J.F. (2019). How’s Life at Home? New Evidence on Marriage and theSet Point for Happiness. Journal of Happiness Studies, 20, 373–390.
Frey, B. S., & Stutzer, A. (2002). Happiness and Economics. Princeton, NJ: Princeton
University Press.
Kageyama, J., Sato, K. Explaining the U-shaped life satisfaction: dissatisfaction as a driver ofbehavior. J Bioecon 23, 179–202 (2021). https://doi.org/10.1007/s10818-020-09306-4.
Kamp Dush, C. M., & Amato, P. R. (2005). Consequences of relationship status and quality
for subjective well-being. Journal of Social and Personal Relationships, 22, 607–627.
Layard, R. (2005). Happiness: Lessons from a New Science. New York: Penguin Press.
Matsuura, T., Ma, X. Living Arrangements and Subjective Well-being of the Elderly in China
and Japan. J Happiness Stud 23, 903–948 (2022). https://doi.org/10.1007/s10902-02100430-027

Mikucka, M. (2016). The life satisfaction advantage of being married and genderspecialization. Journal of Marriage and Family, 78, 759–779.
Peiró, A. (2006). Happiness, satisfaction and socio-economic conditions: Some international
evidence. The Journal of Socio-Economics, 35(2), 348–365.
Perelli-Harris, B., Hoherz, S., Lappegård, T. et al. (2019). Mind the “Happiness” Gap: The
Relationship between Cohabitation, Marriage, and Subjective Well-being in the United
Kingdom, Australia, Germany, and Norway. Demography, 56, 1219–124.
Ross, C. E., & Mirowsky, J. (2013). Theory and modeling in the study of intimate relationships
and health. Journal of Health and Social Behavior, 54, 67–71.
Stack, S., & Eshleman, J. R. (1998). Marital status and happiness: A 17-nation study. Journalof Marriage and the Family, 60, 527–536.
Umberson, D., Crosnoe, R., & Reczek, C. (2010). Social relationships and health behavior
across the life course. Annual Review of Sociology, 36, 139–157.
Umberson, D., & Montez, J. K. (2010). Social relationships and health: A flashpoint for healthpolicy. Journal of Health and Social Behavior, 51(Suppl.), S54–S66.
Waite, L. J. (1995). Does marriage matter? Demography, 32, 483–507.
Waite, L. J., & Gallagher, M. (2000). The case for marriage: Why married people are happier,healthier, and better off financially. New York, NY: Broadway Books.
Waite, L. J., & Lehrer, E. L. (2003). The benefits from marriage and religion in the UnitedStates: A comparative analysis. Population and Development Review, 29, 255–275.
田中慶子(2006)親との同居は生活満足度を高めるのか――世代間の居住状態と未婚者の生
活満足度, 『季刊家計経済研究』, 72, 43-48.
西文 彦(2017)

親 と 同 居 の 未 婚 者 の 最 近 の 状 況 （ 2016年 ） ,https://www.stat.go.jp/training/2kenkyu/pdf/parasi16.pdf
藤森克彦（2016）「中年未婚者の生活実態と老後リスクについて―『親などと同居する２人以上世帯』と『単身世帯』からの分析」（『年金研究』公益財団法人年金シニアプラン総合研究機構,3:78-111）
藤森克彦（2019）中年層の単身世帯が抱える生活上のリスクと求められる対策, 『家族社会学研究』，31（2）, 172–189.
藤森克彦（2021）中年未婚者の生活実態と老後への備えに関する分析―「単身世帯」と「親と 同 居 す る 世 帯 」 の 比 較 ― , WEB Journal 『 年 金 研 究 』 , 15, 52-76,
https://www.nensoken.or.jp/publication/nenkinkenkyu/
藤森克彦・杉山京(2021) 中年未婚者の社会的孤立の実態とその特徴, 国立社会保障・人口
問

題

研

究

所

WorkingPaper

http://www.ipss.go.jp/publication/j/WP/IPSS_WPJ37.pdf
山田昌弘(1999)『パラサイト・シングルの時代』ちくま新書．
28

Series(J)

No.37,