所得と女性の幸福度

特集論文

所得と女性の幸福度

水谷 徳子（公益財団法人 家計経済研究所 研究員）

1. はじめに福度が高いことを示す。日本では、女性の市場労働参加が増加の一途をたどり、有配偶女性の実質所得や消費は、個人の主観的厚生とどのような所得は、概ね増加傾向にある。一方、主観的幸福関係があるのだろうか。経済学では、より高い所

度の平均値は、2002年まで低下傾向にあり、所得得やより多い消費は、より高い効用水準をもたらが増えれば主観的幸福度が上昇するという傾向はすという前提に基づいていた。この仮定の妥当性

観察されない。

を検証するため、1970年代初頭以来、幸福度研究

そこで本論文では、所得と有配偶女性（妻）のの文脈において所得と主観的幸福度あるいは満足

主観的幸福度の関係を概観する。特に、女性自身

度との関係は、盛んに議論されているトピックスの所得の絶対水準から主観的幸福度が影響を受けの一つである。そして、これまでさまざまな研究ているのか、所得そのものだけではなく労働時間

によって、個人の主観的幸福度のパターンは、必の増加や家計への妻の経済的貢献度、生活水準のずしも消費や所得とともに増加しないことが発見

相対的位置が主観的幸福度に影響しているのか、されている。

家計の所得の源泉（誰の収入か）によって妻の主

例えば、Easterlin（1974）は、一国内で平均以観的幸福度が異なるのかを探究する。

上に所得が高い人はそうでない人に比べて幸福で

本稿の構成は以下の通りである。第2節は使用あるが、ある一定の所得を超えると所得の増加はするデータとその記述統計を示す。第3節で推定

必ずしも幸福度の増大をもたらさないことを示し

結果について考察し、第4節でまとめと展望を述ている。また、一国の幸福度の平均値を時系列にべる。

みると、高度経済成長によって日本は一人当たりGDPが大きく上昇したにもかかわらず、幸福度の目立った変動がないことが報告されている（Freyand Stutzer 2002）。また、アメリカ人の幸福度

2. 所得と妻の幸福度（1）：記述統計（1）使用するデータは1970年代初頭から1990年代後半にかけて低下

本研究の分析に用いるデータは、（公財）家計傾向であることが指摘されている（Blanchflower

経済研究所の『消費生活に関するパネル調査』（以and Oswald 2004）。

下、JPSC）である。この調査は、1993年に24歳

このような傾向は、日本の有配偶女性（妻）のから34歳までの女性1,500人（以下「コーホートA」）

所得と幸福度の関係からも確認することができる。

を対象に始まり、
1997年に500人（以下、「コーホー

図表−1は、1995年から2010年の有配偶女性の実

トB」）、2003年に836人（以下、「コーホートC」）、

質所得の平均値と幸福度の平均値の推移である。

2008年に636人（以下、「コーホートD」）が調査

幸福度は、5段階（1〜5）で数字が大きいほど幸の対象者に追加されている 。
1）59

季刊家計経済研究

2011

AUTUMN

No.92

図表-1 有配偶女性の実質所得と主観的幸福度の推移
（万円）
140

幸福度
4.15
4.1

120

4.05

100

4
3.95

80

3.9
60

3.85

40

有配偶女性の実質所得

3.8

主観的幸福度の平均値

3.75

20
0

3.7
1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010

3.65

出典:（公財）家計経済研究所『消費生活に関するパネル調査』、
総務省『消費者物価指数（CPI）』
注：簡便に、
消費者物価指数＜全国、年平均（基準年2010年）＞で除して実質化し、有配偶女性の実質所得を作成

図表-2 記述統計
最大値

JPSCでは、「あなたは幸

平均値

標準偏差

最小値

幸福度

3.922

0.828

1

5

世帯所得
（対数値）

6.357

0.508

0

9.062

妻の所得
（対数値）

2.818

2.478

0

8.912

夫の所得
（対数値）

6.151

0.646

0

9.012

夫の所得四分位

2.498

1.120

1

4

第1四分位ダミー

0.252

0.434

0

1

第2四分位ダミー

0.249

0.432

0

1

第3四分位

0.250

0.433

0

1

第4四分位

0.250

0.433

0

1

妻の所得/世帯所得

0.151

0.184

0

1

の際に解釈を容易にするた

生活程度

2.858

0.701

1

5

上

0.031

0.173

0

1

め、
1
（とても不幸）
から5
（と

中の上

0.230

0.421

0

1

中の中

0.595

0.491

0

1

換えたものを幸福度の変数

中の下

0.140

0.347

0

1

下

0.005

0.068

0

1

とする。

年齢

35.066

5.925

24

51

教育年数

13.113

1.652

9

18

る変数については、JPSC

就労ダミー

0.540

0.498

0

1

子どもの有無

0.867

0.339

0

1

では、妻の年収だけでなく、住宅ローンダミー

0.393

0.488

0

1

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。
」という質問項目があり、回答は、1（とても幸せ）から5（とても不幸）の5段階から選択されている。本研究では、分析ても幸せ）の5段階に置き最も注目する所得に関す

夫の年収の情報も利用することができる。本研究では、
夫婦それぞれの年収（対数

なお、第1回調査（1993年実施）と第2回調査

値 ）だけでなく、夫の年収と妻の年収を合計し（1994年実施）では、幸福度の調査項目がないため、た値（対数値）を「世帯所得」として用いる。

本研究では1995年（第3回調査）から2010年（第3）その他、妻自身の属性として、年齢や教育年数 、
4）

18回調査）
までの15年分の有配偶女性 の個票デー

就業しているかどうか等の情報や、家計の属性とタを用いる。

して、子どもの有無、住宅ローンの有無等の変数

2）60
出典:（公財）家計経済研究所『消費生活に関するパネル調査』
、
総指数
（CPI）
』
注：簡便に、
消費者物価指数（全国、
年平均（基準年2010年））
で除偶女性の実質所得を作成

所得と女性の幸福度

図表-3 幸福度の分布（有配偶女性）――コーホート別コーホートA（%）

コーホートB

コーホートC

60

40

20

0
1

2

3

4

5

1

2

3

コーホートD

（%）

4

5

1

2

3

4

5

全体

60

40

20

0
1

2

3

4

5

1

2

をコントロール変数として加える。回帰分析で用いる各変数の記述統計（平均、標準偏差、最小値、最大値）は、図表−2にまとめている。

3

4

5

ていることが観察される。
一方、妻の幸福度は、妻本人の所得の増加に応じて、増加しているという関係は観察されず、妻の所得の第1四分位と第4四分位の幸福度が高い。余

（2）記述統計

暇が正常財であり、労働が負の効用をもたらすと計量分析の推定結果を示す前に、有配偶女性

すれば、夫の所得が減少する等で世帯所得が少なの幸福度や所得に関する記述統計を確認しておこく、妻が余暇を減らして労働供給をおこなっているう。

ため、第2四分位と第3四分位の幸福度が相対的に図表−3は、コーホート別の幸福度の分布（有配低いことが考えうる。

偶女性）を示したものである。幸福度の分布は、「3:どちらでもない」よりも右側に偏っており（平均 ：
5）

3.92）
、
全体として、分布の形状も先行研究と似通っている（大竹 2004; 筒井ほか 2009）。

3. 所得と女性の幸福度（2）：推定結果（1）世帯所得と妻の幸福度

図表−4は、妻の所得や夫の所得、世帯所得の四

学歴や子どもの有無、就業状態などの個人属性

分位別の幸福度の平均値を示したものである。妻を一定にした場合の、所得と幸福度の関係を回帰の幸福度は、夫の所得や世帯所得とともに上昇し分析により明らかにする。被説明変数である幸福61

季刊家計経済研究

2011

AUTUMN

No.92

図表-4 有配偶女性の幸福度の平均値――世帯所得・夫の所得・妻の所得の四分位別
幸福度
4.05
4
3.95
3.9
3.85
3.8
世帯所得

3.75

夫の所得
妻の所得

3.7
3.65

第１四分位

第２四分位

度が1から5までの順序変数であるため、推定方

第３四分位

第４四分位

観察されないものの、年齢と幸福度には有意に負法は順序プロビット法を用いる。本研究はクロス・の関係がある。一方でコーホートBからコーホー

セクション分析であり、個人間での固定的な幸福

トDでは、年齢効果が消える 。コーホートによっ

度の差を十分に考慮していないため、幸福度と各て幸福度の決定要因が異なる可能性があるので、8）変数の相関の強さ（各係数の大きさや正負）を観

以下でもコーホート別に分析した結果も併せて示察しているにすぎないことに注意が必要である。

す。

（1）
列は、
世帯所得
（夫婦合計年収 （）対
図表−5の教育年数は、有意に正で推定されており、教育数値）の絶対水準と幸福度の関係を示したもので年数が長いほど、幸福度が高い。所得をコントロー

ある。
（1）列をみると、世帯所得の係数は1%水

ルしてもこの効果が観察されることから、高い教準で有意に正の値をとっている。世帯所得の絶対育が能力や技能を向上させ、所得を上昇させるこ

水準と幸福度には正の相関がみられる。

とで幸福度を高めるだけでなく、学ぶこと自体あ6）

次にコントロール変数に注目すると、年齢が有意に負、年齢の2乗が有意に正の値をとっておるいは、学歴の獲得自体に幸福を感じている可能性がある。

り、多くの先行研究（Blanchflower and Oswald

就労ダミーは、有意に負の値をとっている。経2007; Graham et al. 2004 等）での報告と同様、済学において、労働は負の効用をもたらすという

年齢と幸福度にはU字型の関係が観察される。

想定と整合的であると考えられる。また、子ども

しかし、この影響が加齢に伴う幸福度の変化をもつことは、幸福度と負の相関があり、子ども

なのか、ある世代に生まれたことが幸福度と関係の誕生と子育てにより結婚の幸福度が低下するとしているのか識別できない 。そこで本研究では、いう多くの先行研究（Tsang et al. 2003）と整合

7）

JPSCの設計に即して、コーホート別（コーホート的な結果である。住宅ローンダミーは、負で有意AからコーホートD）にサンプルを分けて、同様に推定されている。ローン返済に伴う借り入れ制の推定をおこなった。

約に直面し、消費が制限されてしまうことによっ

図表−5の（1-a）列から（1-d）列に示された結果をみると、コーホートAでは、U字型の関係は
62て、幸福度が低下しているという一つの解釈が可能である。

所得と女性の幸福度

図表-5 所得と妻の幸福度に関する推定結果（順序プロビット）
被説明変数：幸福度（1）（1-1） （1-a） （1-b） （1-c）（1-d）
コーホートA コーホートB コーホートC コーホートD
全体
世帯所得（対数値） 0.2653 *** 0.2894 *** 0.3106 *** 0.1645 *** 0.3073 ***［0.0179］ ［0.0222］ ［0.0495］ ［0.0456］ ［0.0902］
妻の所得（対数値）

夫の所得（対数値）
夫の所得
（四分位）
第2四分位ダミー
第3四分位
第4四分位
年齢
−0.1187 *** −0.0526 ** −0.0342
0.14591.1197［0.0164］ ［0.0263］ ［0.1629］ ［0.1770］ ［1.0086］
年齢の2乗
0.0011 *** 0.0005
0.0003 −0.0032 −0.0224［0.0002］ ［0.0003］ ［0.0025］ ［0.0029］ ［0.0185］
教育年数
0.0706 *** 0.0636 *** 0.0864 *** 0.0642 *** 0.0282［0.0053］ ［0.0067］ ［0.0135］ ［0.0132］ ［0.0267］
就労ダミー−0.2282 *** −0.2452 *** −0.2629 ***−0.2339*** −0.1516［0.0177］ ［0.0220］ ［0.0454］ ［0.0465］ ［0.1000］
子どもの有無−0.1760 *** −0.1549 *** −0.1179 ** −0.3222 *** −0.1507［0.0265］ ［0.0371］ ［0.0578］ ［0.0603］ ［0.1179］
住宅ローンダミー
0.0540 *** 0.0572 *** 0.1033 ** 0.0286 −0.1417［0.0177］ ［0.0213］ ［0.0489］ ［0.0501］ ［0.1206］
調査年、
都市規模、
yes
yes
yes
yes
yes
地域ダミー
−19496.3 −12937.4 −2963.8−2794.9−626.8
対数尤度
（3-1）
全体

（3）
（3-a） （3-b）
コーホートA コーホートB（3-c）
コーホートC（3-d）
コーホートD

世帯所得（対数値）
妻の所得（対数値） 0.0032 −0.0175 ** 0.0268 ** 0.0212 *0.013［0.0052］ ［0.0069］ ［0.0125］ ［0.0123］ ［0.0257］
夫の所得（対数値） 0.1933 *** 0.2150 *** 0.1848 *** 0.1148 *** 0.1758 **［0.0134］ ［0.0164］ ［0.0332］ ［0.0406］ ［0.0752］
夫の所得
（四分位）
第2四分位ダミー
第3四分位
第4四分位
年齢

−0.1186 *** −0.0551 ** −0.0298
0.15271.058［0.0164］ ［0.0263］ ［0.1629］ ［0.1770］ ［1.0083］
年齢の2乗
0.0011 *** 0.0005
0.0002 −0.0033 −0.0212［0.0002］ ［0.0003］ ［0.0025］ ［0.0029］ ［0.0185］
教育年数
0.0771 *** 0.0739 *** 0.0886 *** 0.0656 *** 0.0401［0.0052］ ［0.0066］ ［0.0135］ ［0.0132］ ［0.0266］
就労ダミー−0.1786 *** −0.1089 *** −0.2845 *** −0.2663 *** −0.1269［0.0257］ ［0.0343］ ［0.0605］ ［0.0590］ ［0.1186］
子どもの有無−0.2067 *** −0.1973 *** −0.1314 ** −0.3211 *** −0.1702［0.0269］ ［0.0374］ ［0.0596］ ［0.0615］ ［0.1226］
住宅ローンダミー
0.0608 *** 0.0657 *** 0.1151 ** 0.0352−0.14［0.0177］ ［0.0212］ ［0.0487］ ［0.0505］ ［0.1218］
調査年、
都市規模、
yes
yes
yes
yes
yes
地域ダミー
対数尤度
−19502.7 −12930.9 −2966.5−2796.0−629.8

（2-1）
全体

（2）
（2-a） （2-b）
コーホートA コーホートB（2-c） （2-d）
コーホートC コーホートD−0.0109 ** −0.0290 *** 0.0094
0.00170.0046［0.0045］ ［0.0062］ ［0.0107］ ［0.0105］ ［0.0204］−0.0695 *** −0.0464 ** 0.0674
0.1641
0.3326［0.0125］ ［0.0223］ ［0.1174］ ［0.1165］ ［0.5221］
0.0005 *** 0.0005 −0.0006 −0.003−0.0062［0.0002］ ［0.0003］ ［0.0019］ ［0.0020］ ［0.0097］
0.0820 *** 0.0920 *** 0.0861 *** 0.0539 *** 0.0413 ***［0.0041］ ［0.0056］ ［0.0097］ ［0.0094］ ［0.0148］−0.1435 *** −0.0636 ** −0.2343 *** −0.2410 *** −0.1202［0.0219］ ［0.0306］ ［0.0500］ ［0.0475］ ［0.0864］
0.1129 *** 0.1082 *** 0.0747 * −0.0085
0.3219 ***［0.0184］ ［0.0252］ ［0.0439］ ［0.0422］ ［0.0776］
0.1442 *** 0.1336 *** 0.2257 *** 0.1458 *** 0.1018［0.0162］ ［0.0195］ ［0.0443］ ［0.0454］ ［0.1115］
yes

yes

yes

yes

yes

−29593.7−17077.5−4965.2−5488.5−1857.2

（4-1）
全体

（4）
（4-a） （4-b）
コーホートA コーホートB（4-c） （4-d）
コーホートC コーホートD

0.0043 −0.0174 ** 0.0250 ** 0.0241 *0.0219［0.0052］ ［0.0069］ ［0.0125］ ［0.0124］ ［0.0261］

0.1355 *** 0.1595 *** 0.1414 ** 0.0584
0.0501［0.0240］ ［0.0315］ ［0.0579］ ［0.0569］ ［0.1122］
0.2398 *** 0.2976 *** 0.1429 ** 0.0953
0.2473 *［0.0248］ ［0.0309］ ［0.0639］ ［0.0641］ ［0.1380］
0.4076 *** 0.4528 *** 0.2777 *** 0.3465 *** 1.0955 ***［0.0264］ ［0.0314］ ［0.0747］ ［0.0813］ ［0.2921］−0.1286 *** −0.0688 *** −0.027
0.139
0.925
［0.0165］ ［0.0264］ ［0.1629］ ［0.1773］ ［1.0100］
0.0012 *** 0.0007 *0.0002 −0.0031 −0.0189［0.0002］ ［0.0003］ ［0.0025］ ［0.0029］ ［0.0185］
0.0713 *** 0.0647 *** 0.0913 *** 0.0627 *** 0.0423［0.0053］ ［0.0067］ ［0.0135］ ［0.0133］ ［0.0267］−0.1724 *** −0.0985 *** −0.2906 *** −0.2636 *** −0.0965［0.0257］ ［0.0343］ ［0.0606］ ［0.0591］ ［0.1191］−0.2082 *** −0.1966 *** −0.1370 ** −0.3266 *** −0.153［0.0269］ ［0.0374］ ［0.0597］ ［0.0616］ ［0.1224］
0.0408 ** 0.0419 ** 0.1200 ** 0.0155−0.162［0.0179］ ［0.0214］ ［0.0491］ ［0.0514］ ［0.1229］
yes

yes

yes

yes

yes

−19482.1−12904.3−2975.9−2792.9−627.3

注: 括弧内は標準誤差を示す
表中の*は10%、**は５%、***は１%水準で有意であることを示す
順序プロビットの閾値（cut point）
は省略している63

季刊家計経済研究

2011（2）妻の所得と妻の幸福度
先にみたように有配偶女性の所得は、年々増加

AUTUMN

No.92

度を高め、世帯所得で見た場合に、世帯所得の増
加は、幸福度を高める。

傾向にある。妻本人の所得の増加は、幸福度にど

しかし、この妻の所得の妻自身の幸福度への影のような影響を与えているのだろうか。本項では、

響は見せかけの可能性がある。その可能性に対

妻の幸福度と所得の関係をより詳細に検討する。

する第一の説明は、労働時間である。例えば、妻

具体的には、Lee and Ono（2008）の手法に倣い、が長時間労働して高い所得を獲得している場合に世帯所得（夫婦合計）の源泉の違いによって、妻は、妻自身の所得というより労働時間の負の影響の幸福度への影響がどのように異なるかを確認すが反映されている可能性がある。

る。

第二の説明は、世帯所得に占める妻の所得の割

まず、世帯所得ではなく、妻自身の所得（対数値）合である。夫の所得減少によって世帯所得が減少の絶対水準は、妻の幸福度にどのような影響を与すれば、妻は余暇を減らし労働供給をおこなうとえるのだろうか。図表−5の（2）列をみると、全考えられる。世帯所得が一定だとしても、妻の家体として（（2-1）列）妻の自分自身の所得の増加は、計への経済的貢献度が高いほど幸福度が低下して幸福度を有意に低下させる。コーホート別に見ているのかもしれない。

みると、この効果はコーホートAでは観察される第三の説明は、相対所得である。同僚や周囲のが、それ以外のコーホートでは観察されない。妻人より給与が高いと幸福度が高くなる（Garza etの幸福度に関しては、妻本人の所得よりも世帯所

al. 2008）という結果もあるように、妻は、絶対所得のほうが、より重要であることがわかる。

得ではなく、相対所得を参照しているのかもしれ

本研究で使用している世帯所得は、夫の所得とない。以上の可能性については、次項で再考する。

妻の所得の合計である。そこで世帯所得の代わり

図表−5の（4）列は、夫の所得の非線形の効果に世帯所得を構成する夫と妻それぞれの所得を変を確認するために、夫の所得の四分位に基づく所数として使用した結果を図表−5の（3）列に示し

得階層ダミー変数を加えている。妻本人の所得とている。全体として、夫の所得は、妻の幸福度に幸福度の関係は、（3）
列とほとんど同じ結果である。

有意にプラスの影響を与えていることが観察され夫の所得は、夫の所得階層が高いほど、妻の幸福

る。

度に大きく影響する。特に、コーホートC、Dに異なるのは、年齢をコントロールした上でも、関しては、夫の所得階層が低い場合には夫の所得

コーホート別に見たときに、夫の所得が同一であは幸福度に有意な効果はもたないが、夫の所得がれば、コーホートAでは妻自身の所得は有意に妻第4四分位である場合、夫の所得は妻の幸福度にの幸福度を低下させるが、それ以外のコーホート

大きくプラスの影響を与える。

では妻自身の所得は妻の幸福度に正の影響を与えるという点である。これは、世帯所得を所得の変数として使った場合に、世帯所得の増加によって幸福度が高まるという結果だったのは、コーホートで解釈が異なることを意味する。
コーホートAでは、妻本人の所得の増加により不幸を感じるが、夫の所得のプラスの影響がそれ（3）労働時間・妻の家計への経済的貢献度・相対所得の影響
本項では、前項で観察された妻の幸福度に対する妻自身の所得の影響について、労働時間、妻の家計への経済的貢献度、相対所得の点から再度検証する。

を打ち消すほど大きいため、世帯所得で見た場合、妻の平日労働時間（対図表−6 の（A）欄には、世帯所得の増加は幸福度を高める。一方、コーホー数値）と妻の休日労働時間（対数値）を加えて推トA以外では、妻の幸福度は夫の所得の増加によ定した結果を示している。妻の労働時間をコント

り大きくプラスの影響を受けると同時に、影響はロールすると、妻の幸福度に対する妻自身の所得小さいものの妻本人の所得の増加によっても幸福効果は消え、平日の労働時間が有意に負で推定さ649）所得と女性の幸福度

図表-6 労働時間・妻の世帯への経済的貢献・相対所得と幸福度

被説明変数：幸福度

全体

コーホートAコーホートB

コーホートC

（A）

（１）

（a）

（b）

（ c）

（d）

妻の所得
（対数値）

0.0049−0.01120.02180.0165−0.0021［0.0056］［0.0074］［0.0133］［0.0130］［0.0268］

0.1940 ***0.2123 ***0.2004 ***0.1192 ***0.1697 **［0.0139］［0.0169］［0.0351］［0.0419］［0.0761］

夫の所得
（対数値）
妻の平日労働時間（対数値）
妻の休日労働時間
（対数値）
対数尤度

コーホートD−0.0692 ***−0.1144 ***0.00770.02120.2212［0.0262］［0.0320］［0.0730］［0.0685］［0.1591］−0.0491 *−0.0552 *−0.0906

0.01130.0845［0.0255］［0.0315］［0.0594］［0.0793］［0.1333］−18909.1−12529.1−2875.0−2720.6−600.1

（B）
世帯所得
（対数値）
妻の所得/世帯所得
妻の平日労働時間（対数値）
妻の休日労働時間
（対数値）
調査年、
都市規模、
地域ダミー
対数尤度

0.3199 ***0.3205 ***0.3596 ***0.2711 ***0.2642 **［0.0207］［0.0246］［0.0587］［0.0622］［0.1258］−0.1790 ***−0.3001 ***−0.0313−0.002−0.1582［0.0618］［0.0772］［0.1576］［0.1673］［0.3114］−0.0969 ***−0.1451 ***−0.0348−0.00070.1963［0.0270］［0.0330］［0.0750］［0.0701］［0.1624］−0.0493 *−0.0591 *−0.0687［0.0255］［0.0315］［0.0596］

yes

yes

yes

−18854.1−12502.9−2866.8

0.009

0.0769［0.0793］［0.1336］yes

yes−2710.8−594.6

（C）
世帯所得
（対数値）

0.0398 **0.0477 *0.0786−0.0190.1473［0.0197］［0.0246］［0.0543］［0.0512］［0.0954］

生活程度
中の下
中の中
中の上
上
妻の平日労働時間（対数値）
妻の休日労働時間
（対数値）
調査年、
都市規模、
地域ダミー
対数尤度

0.6455 ***0.5892 ***0.8034 ***0.6332 ***0.5106 **［0.0515］［0.0686］［0.1251］［0.1147］［0.2452］

1.1924 ***1.1822 ***1.2434 ***1.1023 ***1.0336 ***［0.0509］［0.0681］［0.1239］［0.1119］［0.2373］

1.5520 ***1.5752 ***1.6243 ***1.3410 ***1.3485 ***［0.0563］［0.0740］［0.1403］［0.1281］［0.2813］2.7074 ***2.7510 ***6.5993［0.1689］［0.2137］［82.6213］

2.4015 ***［0.3191］

5.5519［147.1374］−0.0974 ***−0.1593 ***0.029−0.0056

0.1139［0.0255］［0.0310］［0.0714］［0.0666］［0.1585］−0.0510 **−0.0749 **−0.0247−0.0133

0.0797［0.0257］［0.0318］［0.0597］［0.0799］［0.1376］

yes

yes

yes

−18145.3−12002.0−2767.2

yes

yes−2621.6−576.2

注: 括弧内は標準誤差を示す
表中の*は10%、**は５%、***は１%の有意水準で係数の推定値がゼロから離れていることを示す
順序プロビットの閾値（cut point）
は省略しているその他の変数に、妻の年齢、妻の年齢の2乗、妻の教育年数、妻の就労ダミー、
子どもの有無、住宅ローンダミー、
調査年ダミー、
都市規模ダミー、
地域ダミーを含んでいる

れている。その他の説明変数は、図表−5の（3）分自身の所得そのものを不幸に感じていたわけで

列とほとんど同じ結果である。

はない。労働時間の増加を通じて所得が増加してすなわち、妻の労働時間を考慮しなかった場合に、妻の所得が幸福度を低下させていたのは、自いたことによって、労働時間の増加が幸福度に負の影響を及ぼしていたと考えられる 。
10）65

季刊家計経済研究

2011

次に、家計への妻自身の経済的貢献の幸福度への影響をみる。妻の所得が年々増加するに伴い、AUTUMN

No.92

ら5（上）の5段階に置き換えたものを生活程度つ
まり相対所得の代理変数とする。

世帯所得に占める妻の所得の割合も年々増加傾向

図表−6の（C）欄に結果を示す。相対所得の変にある。本研究では、家計への妻自身の経済的貢数を加えると、世帯所得の効果が小さくなる。妻

献を示す変数として、世帯所得に対する妻の所得の幸福度は、所得の絶対的な水準ではなく、相の比率を用いて推定する。この比率が高いと、世対的な社会経済的位置によって大きく影響を受け帯所得に対する妻の経済的貢献が高いことを意味る。また、この結果は、妻の主観的な幸福度にはする。また、この変数は、配偶者間の所得比率で客観的な所得の指標よりも、主観的な生活程度ほあり、家計内での相対所得と捉えることもできる。

うが影響が大きいと解釈することもできる。

図表−6の（B）欄では、世帯所得の絶対水準に加えて、世帯所得に対する妻の所得の比率を用いて推定している。本研究で観察されてきたように

4．おわりに世帯所得の増加は妻の幸福度を高める。また、世本研究は、（公財）家計経済研究所の『消費生帯所得に占める妻の所得の割合が高くなると幸福活に関するパネル調査』をもとに、所得と妻の幸度が低下する。世帯所得が同一であれば、家計へ福度の関係を吟味した。

の妻自身の経済的貢献度が高いことが幸福度を低下させている。

平均的な回答者（妻：有配偶女性）において、世帯所得と夫の所得はともに妻の幸福度と正の相所得と幸福度に関するこれまでの研究で、人々関をもっている。一方、妻自身の所得の増加は妻の幸福度は所得の絶対水準よりもむしろ、他人との幸福度にほとんど影響がない、あるいは幸福度の相対的な所得によるという結果が報告されていの若干の低下を伴う。

る。最近では、Luttmer（2005）が、地域内でこの妻自身の所得の幸福度に対する影響は、妻の他の人（参照グループ）の所得が高いと、主観

自身の所得の影響というより労働時間や、妻の家的幸福度が低下することを示している。Ferrer-i-

計への経済的貢献度の影響を反映している可能性

Carbonell（2004）は、所得が参照グループよりを示唆した。
つまり、余暇を正常財と仮定した場合、低い場合には、その人の幸福度に負の影響があり、夫の所得が減少すれば妻が余暇を減らし、労働供高い場合には影響がないことを示している。日本

給をおこなうと描写される単純な静学モデルと整

では、浦川・松浦（2007）がFerrer-i-Carbonell

合的であると解釈しうることがわかった。

（2004）の手法をJPSCのパネルデータを用いて分

最後に、妻の幸福度は、所得の絶対水準だけで析しており、有配偶者の場合、所得の絶対水準だ

なく、所得の相対水準に大きく影響を受けることけでなく、自分と類似した参照グループとの相対が示された。主観的幸福度を効用とみなすと、人々的な所得格差が、個々人の生活満足度に大きな影は絶対的な所得に加え、相対的な所得に依存する

響を与えることを報告している。

効用関数を持っていることを示唆している。

JPSCの調査には、

しかし、本研究の分析からこのように強く主張「現在のあなたの生活程度は、世間一般からみて、するには、限界がある。第一に、本研究はクロス・次のどれにはいると思いますか。

セクション分析であり、測定できない要因の影響

1: 上、2: 中の上、3: 中の中、4: 中の下、5: 下」と説明変数の影響を区別できておらず、因果関係という質問項目がある。本研究では、所得のデーが識別されていない。
JPSCはパネルデータであり、タが絶対的な生活程度を表すのに対して、この質

その特徴を生かし、回答者の時間を通して固定的問項目の回答を相対的な生活程度と捉え、相対的な要因についてその影響を排除した幸福度の研究

所得の代理変数とする。
分析には、解釈が容易になるよう、1（下）か66

が今後の課題である。また、幸福度の尺度は、しばしば主観的データであり、順序変数である。こ所得と女性の幸福度のようなデータを用いた場合の分析の精緻化や推定方法の妥当性の検討も望まれる。
第二に、有配偶女性を対象とした分析である。
本研究の結論を一般化するためには、有配偶男性
あるいは無配偶女性での分析をおこない、それらとの比較を明らかにする必要がある。第三に、本稿で用いている相対所得の代理変数は、世間一般からみた生活程度を問う設問の回答であり、誰と比較しているのかが明らかになっていない。個人の相対的な社会経済的属性を考えるときに、参照
集団（リファレンスグループ）がどのように定義されるのかは重要な問題である。さまざまな区分
によって定義された参照集団を用いた分析結果を提示し、比較検証することは意義が大きいだろう。
これらについては今後の課題とし、妻の主観的幸福度が何によって規定されているかを厳密に分析する必要がある。そして、家計内の経済主体（例
えば夫や妻）の各効用関数のインプットが異なるのかどうかを明らかにすることは、家計内の経済主体の行動を描写するモデル構築の際に、新たな視点を提供するだろう。
注
1）コーホートAには1959年から1969年生まれ、コーホー
トBには1970年から1973年生まれ、コーホートCには1974年から1979年生まれ、コーホートDには1980年から1984年生まれの女性が含まれる。
2）本研究では有配偶女性を対象としている。例えば、幸福度が低下したために離婚した女性はサンプルから外れてしまうので、セレクション・バイアスが生じている可能性がある。
3）変数に1を加えた値の対数値を分析に使用。
4）回答者本人の最高学歴を次のように年数変換した値。中学卒＝9、高校卒（入学資格を中学卒とする専門・専修を含む）＝12、短大・高専学校卒（入学資格を高校卒とする専門・専修を含む）＝14、大学卒＝16、大学院卒＝18。
5）各コーホートの幸福度の平均は、
コーホートA：3.85、
コー
ホートB：3.98、コーホートC：4.10、コーホートD：4.27
である。
6）本研究では、妻の所得の影響に着目するため、夫婦合計
年収を世帯所得として用いる。実際には、世帯人数が多ければ一人当たりの所得水準が低くなるため、世帯人数で割った一人当たりの所得と幸福度の関係を分析す
るほうがより適切であるかもしれない。
7）Blanchflower and Oswald（2007）では、パネルデー
タを用いて分析することで、世代効果と年齢効果を識別し、世代の影響を調整しても、年齢と幸福度にはU字型の関係が観察されることを示している。
8）コーホートAに比べて、コーホートBからコーホートD
では、各コーホートに含まれる年齢の幅が狭い（3歳から5歳）ため、年齢効果が観察されない可能性がある。
9）推計に用いるモデルは図表−5と同様、順序プロビット法であり、所得に関する変数以外については、図表−5で用いたコントロール変数（年齢、年齢の2乗、
教育年数、
就労ダミー、子どもの有無、住宅ローンダミー、調査年
ダミー、都市規模ダミー、地域ダミー）が含まれる。
10）
Baucells and Sarin（2007）では、所得から得られる
効用を過大評価し、労働と余暇の時間配分を誤ってしまうという結果が報告されている。
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みずたに・のりこ 公益財団法人 家計経済研究所研究員。主な論文に「自信過剰が男性を競争させる」（共著，『行動経済学』2（1），2009）。応用経済学・応用
計量経済学専攻。
（mizutani@kakeiken.or.jp）