投稿論文

経済的豊かさと暮らし向き満足度との関連†――所得格差は幸福格差につながるのか佐野 美智子（高千穂大学商学部 教授）

1. はじめに大が人々の幸福感にどのような帰結をもたらすのかを考える一助としたい。

豊かさは、所得や貯蓄、所有財など経済的側面からとらえることができる一方、非経済的側面からとらえることもできる。2006年実施の

2. 先行研究『国民生活に関する世論調査』（内閣府）による

GDPや所得の伸びといったマクロ経済統計でと、「心の豊かさ」を求める人（「物質的にある

測る豊かさと、国民全体の幸福感の関連を分析

程度豊かになったので、これからは心の豊かさした研究をみると、経済的な発展を遂げた国ほやゆとりのある生活をすることに重きをおきた

ど、両者の関連が小さいことが指摘されている。

い」人）の割合は62.9％、「物の豊かさ」を求

例えば、B. Frey and A. Stutzer（2002）は、戦める人（「まだまだ物質的な面で生活を豊かに

後大幅な経済成長を果たした国の典型例としてすることに重 きをおきたい」 人 ） の割 合 は日本を取り上げ、1958年から1991年までに一人

30.4％となっている。国民の過半数が、心の豊当たり実質GDPが６倍程度に伸びる一方で、国かさやゆとりのある生活に重きをおきたいとい

民の生活満足度はほぼ一定だったことを示してう価値観を持つ現代日本社会で、収入・貯蓄のいる。また、武藤（2002）は、1980年から1999

多さや消費の多さはどのような価値を持つのだ

年までの実質経済成長率と生活満足度の推移をろうか。経済的な側面の豊かさは現代社会にお比較し、90年代以降経済成長率が落ち込む一方

いて人々の幸福感につながっているのだろう

で、生活満足度は高まる傾向にあることを指摘

か。

している。

本論文は、経済的豊かさと幸福感の関連を明

経済的豊かさと幸福感の関連については、こらかにすることを目的とする。幸福感を暮らしのほかにも、経済的幸せと非経済的幸せに分け

向き満足度としてとらえ、所得や貯蓄額で測るて経済変数との関連を分析する研究（例えば、経済力の絶対レベルが満足度に直接働く効果にDouthitt et al. 1992）、幸福感の指標作成に関連す

加え、他人との比較、過去との比較による相対る研究（例えば、Mullis, 1992; Meadow et al.

評価の効果や、欲望レベル、消費レベルの効果

1992）、幸福感を左右する要因を、所得面だけでを組み込んだ因果モデルを示す。さらに、経済なく、仕事、健康、家庭、デモグラフィック変的豊かさと満足度の関連が、豊かさについての数、心理変数など多面的に取り入れた研究（例え価値観によって違いがあるのかどうかについてば、Heady 1993; Oswald 1997; Argyle 1999）な考察する。経済力と暮らし向き満足度との因果どがある。

の道筋を明らかにすることにより、所得格差拡

経済変数と幸福感との関連の説明には、経済55

季刊家計経済研究 2008 AUTUMN No.80

的豊かさを絶対レベルでとらえて説明するものている。E. Diener and R. Biswas-Dienerと、相対的にとらえて説明するものとがある。 （2002）も、前述の「相対基準モデル」のほか
相対的な豊かさをとらえる場合には、社会的比に、「人間性仮説（または欲求仮説）」として、

較、順応、習慣形成など心理要因が説明変数と根本的な欲求充足により得られる幸福についてして導入されている（例えば、Michalos 1980;

は、絶対所得の影響があるとするモデルを示し

Rabin 1998; Diener et al. 1993; Easterlin 2001;ている１）。

Fuentes and Rojas 2001; Frey and Stutzer 2002;

消費満足度に対する影響として絶対所得と相Karlsson et al. 2004; Stutzer 2004; Schwartz

対所得の両方を一つのモデルに組み込み、因果

2 0 0 4 ）。「 相 対 所 得 仮 説 」（ D u e s e n b e r r y関係を検証した分析例として、N. Karlsson et1949=1964）、「プロスペクト理論」（Kahnemanal.（2004）の研究がある。個票データを利用しand Tversky 1979）、「目標―達成ギャップモデ

た構造方程式モデリング分析により、消費満足ル 」（ Michalos 1980）、「 相 対 基 準 モ デ ル 」

度は、所得や金融資産からのみ得られるのでは（Diener and Biswas-Diener 2002）などは、相対

なく、むしろ、消費レベル、欲望レベル、他人的影響を扱う仮説である。

との比較により影響を受けていることを明らか

プロスペクト理論では、価値関数で示されるにした。

効用の性質のひとつとして、参照点依存性をあ以上の先行研究が示唆するのは、経済的豊かげている。価値は参照点からの変化またはそれさと幸福感の関連を明らかにする上で、次の４との比較で測られるものであり、絶対的な水準

つの効果を考慮することの重要性である。一つが価値を決定するのではないとされる。参照点

は、所得や金融資産といった経済力の絶対的レとしては、現在の状態、社会規範、将来に対すベルが、直接、幸福感を左右する効果。もう一る期待、他者の行動に対する期待、欲望レベル、つは、他人との比較や過去との比較を通じた家目標がある（Rabin 1998; 友野 2006）。

計の相対評価が、幸福感を左右する効果。そしまた、A. Michalos（1980）の「目標―達成て、消費レベルが幸福感を左右する効果と、欲ギャップモデル」は、幸福感は欲望とその達成

望レベルが幸福感を左右する効果である。次節とのギャップに左右されると考える。ギャップ

では、すべての効果を組み入れ、経済的豊かさを規定するのは「平均的な人（世間一般）」とと幸福感の関連を総合的に説明するためのモデの比較、そして、「自身の過去の生活」との比ル構築を試みる。

較である。B. Schwartz（2004）は同モデルを発展させ、①欲しいものとの比較、②自分と同等の人が持っていると思われるものとの比較、③過去に自分が持っていた最高のものとの比

3. 経済的豊かさと幸福感の関連（1）仮説

較、④持てると期待するものとの比較、以上４

本研究では、経済的豊かさと幸福感の因果構

つのギャップが満足を規定すると指摘してい造を定式化し、因果モデルにより以下の仮説を

る。

検証する。

一方、R. Veenhoven（1991）は、生理的欲①人々の幸福感に対する経済的豊かさ（収求の充足に関わる幸福感は、比較基準に応じて入・貯蓄の多さ）の影響には、絶対的な影響に変わるようなものではなく、幸福感は相対的で加えて、相対的な影響がある。収入や貯蓄の増あるという説明は十分でないと指摘する。E.

減や、暮らし向きの変化に対する評価は、豊か

Diener et al.（1993）は所得と幸福感の関連さの相対評価である。さらに、変化に対する評について、相対的であるとする説明、絶対的で価は、他者との比較（世間との比較）を通してあるとする説明、両者の妥当性について検証しも相対化され、幸福感に影響を及ぼす。

56

経済的豊かさと暮らし向き満足度との関連

図表--1 観測変数
「世帯年収」

観測変数

内 容
お宅の昨年の年間税込み収入。五分位階級に分けた。
（400万円未満→1、 400万〜550万円未満「金融資産総額」

お宅では現在いくらぐらいの貯蓄総額（預貯金と有価証券など）を持っているか。五分位階級に分け→2、550万〜850万円未満→3、850万〜1,200万円未満→4、1,200万円以上→5）た。
（100万円未満→1、100万〜500万円未満→2、500万〜800万円未満→3、800万〜1,500万円
未満→4、1,500万円以上→5）「モノ欲望」

合成変数：「手に入れたい」と望む生活の内容を財の所有からライフスタイルまで17項目のうち、「絶対手に入れたい」〜「興味がない」の5段階で欲望の強さを尋ねた。
「高級な音響･映像機器」「高性能のパソコン」「高級家具」「高級食器」「食器洗い機」「洗濯乾燥機」「特別な時のための服（フォーマルウェア、
礼服、
和服など）
」
「季節ごとの新しい服」「広い住まい」「手入れの行き届いた庭」「環
境のいいところに住むこと」「乗用車」の12項目からなる尺度を「モノ欲望」とした（α信頼係数は0.87）。
各項目に対する回答は欲望の強さに応じて1〜5の値を与え、12項目の合計値をカテゴリー化して変数値とした（正規分布に近づけるようにカテゴリー化した）。
（20未満→1、 20〜29→2、 30〜39→3、
40以上→4）「ユトリ欲望」

合成変数：「モノ欲望」変数の作成に利用した質問項目「手に入れたい」と望む生活17項目のうち、「年に１、２回は海外旅行に行くこと」「週に１度は特別な食事（手間暇、あるいはお金をかけた、ゆった
りした食事）をすること」「少なくとも月１回は映画・観劇・コンサートなどに行くこと」「季節ごとに国内旅
行に行くこと」の5項目からなる尺度を「ユトリ欲望」とした（α信頼係数は0.83）。各項目に対する回答
は欲望の強さに応じて1〜5の値を与え、5項目の合計値をカテゴリー化して変数値とした（正規分布に近づけるようにした）。
（10未満→1、10〜14→2、15〜19→3、20以上→4）「モノ欲望実現分野数」

合成変数：「モノ欲望」尺度に利用した１２項目について、「過去1年間に手に入れたもの（「季節ごとの新しい服」については過去半年間）」を選んでもらい、
その項目数を「モノ欲望実現分野数」尺度とした（α信頼係数は0.70）。項目数をカテゴリー化して変数値とした（正規分布に近づけるようにした）。
（0→0、1→1、2〜3→2、4以上→3）「ユトリ欲望実現分野数」

合成変数：「ユトリ欲望」尺度に利用した５項目について、「過去半年間に手に入れたもの（「年に１、
２
回は海外旅行に行くこと」については過去１年間）」を選んでもらい、
その項目数を「ユトリ欲望実現
分野数」尺度とした（α信頼係数は0.54）。項目数をカテゴリー化して変数値とした（正規分布に近づけるようにした）。
（0→0、1→1、2→2、3以上→3）

「乗用車」
「洗濯機、
電子レンジ、エアコンなど家庭用電気製品」「テレビ、
ビデオ機器、
ステ「選択的消費の支出分野数」 合成変数：
レオなどの音響･映像機器」「パソコン、ファクス、電話などの情報機器」「カメラ、ピアノなど趣味の耐久財」「家具、
インテリア」「家の増･改築、改装」「スーツ、コートなど外衣」「スポーツ用品、
スポーツ会
員権など」
「旅行」の10分野で、過去半年に支出したかどうかを尋ね、支出した分野数の合計を尺度とした（α信頼性係数は0.55）。分野数をカテゴリー化して変数値とした（正規分布に近づけるようにした）。
（0→0、1→1、2→2、3〜4→3、5以上→4）「暮らし向き満足度」

現在の暮らし向きについて、どの程度満足しているか。
（「満足している」「ある程度満足している」→2、「あまり満足していない」→1、「満足していない」→0。データの尖度を小さくするため、
「満足し
ている」
「ある程度満足している」
をあわせた）「世帯収入の増え方」

お宅の収入は、去年に比べてどの程度増えたか。
（「世間並み以上に増えた」→3、「世間並みの増え方」→2、「世間並み以下にしか増えなかった」→1、「減った」→0）「世帯資産の増え方」

お宅の資産（土地・家屋、有価証券、預貯金など）の総額は、去年に比べて増えたか、
減ったか。
（「増
えた」→2、「去年と変わらない」→1、「減った」→0、「土地も有価証券も預貯金もない」→1）「現在の暮らし向き」

1年前に比べてお宅の暮らし向きは良くなっているか。
（「良くなった」→2、「変わらない」→1、「悪くなった」→0）

注：カッコ内は各変数の値の取り方。消費にプラスの方向に作用すると考えられる回答ほど高い値になるようにした②経済的豊かさ（収入･貯蓄の多さ）は、消費の増大を通じて幸福感を左右する。

がって、消費が同じレベルであれば、欲望が大きいほどギャップが広がり、幸福感は低下する。

③消費レベルが同じであれば、欲望レベルは④欲望レベルは、収入・貯蓄の絶対レベルと幸福感にマイナスの影響を与える。人々の幸福

ともに、過去と比べた増減や他者との比較を通感は、欲望レベルと、その充足状況を示す消費じた相対評価の影響を受ける。

レベルとのギャップによって影響される。した上記４つの仮説を合成すると、収入や貯蓄額57季刊家計経済研究 2008 AUTUMN No.80

図表--2 経済レベルと満足レベルの因果モデル

e3

e4

0.71
0.87
0.66
世帯収入の増え方 世帯資産の増え方 現在の暮らし向き
0.71
0.49
0.75

e1
0.78

d2

0.52

0.63

暮らし向き満足度
0.44

1

−0.13

経済レベル
0.18

満足レベル
−0.01
0.80

0.53

d3

0.54

0.27

金融資産総額
0.85

0.85

家計評価

世帯年収

e2

e5

0.92

−0.44

0.55

欲望レベル

0.63
モノ欲望
0.78

0.81
ユトリ欲望
0.58

e6

e7

d5

0.62

消費レベル

0.46

d4

0.55
0.47
0.60
選択的消費の支出分野数 モノ欲望実現分野数 ユトリ欲望実現分野数
0.83
0.88
0.80

e8

e9

e10

注：数字は標準化係数。
ｄｉは構成概念に関する残差変数、ｅｉは観測変数に関する残差変数の影響は、絶対レベルの影響と相対化の影響がモデルでは、「経済レベル」「満足レベル」「消あり、ともに欲望レベルや消費レベルへの影響

費レベル」「欲望レベル」「家計評価」の５つのを通じて幸福感を左右するという、複合的な経構成概念を用いた。
「経済レベル」が「満足レベ路を想定することになる。

ル」に影響するという因果パスが、ほかの３つの要因によって媒介されるというモデルを構築（2）構造方程式モデリングした。各構成概念は以下のように定義した。観

収入や貯蓄額と幸福感の因果関係を、媒介要測変数は図表−１に掲載した。

因を含めてモデル化するにあたって、構造方程①「経済レベル」は消費者の経済的豊かさを式モデリングの手法を用いた（Bentler 1995; 豊フローとストック両面の絶対水準で示す概念で田 1998; 狩野・三浦 2005; Byrne 2006）。利用しある。測定項目は「世帯年収」「金融資産総額」

２）

たデータは、日経産業消費研究所

が2006年６月に首都圏と近畿圏各30km圏に住む成人男女の２つの観測変数とした。モデルの唯一の外生変数である。

1300人（２段無作為抽出）を対象に訪問留置法②「満足レベル」は幸福感をとらえるためので実施した質問紙調査「消費者の意識と行動調概念である。先行研究をみると、幸福感の測定

査」（回収率40.7％）である。世帯主（単身世帯

方法は一様ではないが３）、Michalos（1980）は、を含む）または世帯主の妻の回答（376サンプ

幸福感を生活全般での幸せの程度で測定するよル）を利用した。

り、満足の程度で測定するほうが分析上有効で58

経済的豊かさと暮らし向き満足度との関連

図表--3 構成概念間の関連
相関係数
経済レベル

家計評価

欲望レベル

消費レベル

家計評価 欲望レベル 消費レベル 満足レベル 欲望レベル 消費レベル 満足レベル 消費レベル 満足レベル 満足レベル
全体

0.52

0.37

0.73

0.38

0.32

0.45

0.50

0.74

0.11

0.39

心派

0.50

0.18

0.52

0.26

0.34

0.40

0.48

0.70

0.16

0.35

物派

0.65

0.45

0.54

0.31

0.11

0.48

0.40

0.74

0.002

0.41

直接効果
経済レベル

総合効果

家計評価

欲望レベル

消費レベル 経済レベル 家計評価 欲望レベル 消費レベル

満足レベル

家計評価 欲望レベル 消費レベル 満足レベル 欲望レベル 消費レベル 満足レベル 消費レベル 満足レベル 満足レベル
全体

0.52***

0.27*

0.54***−0.13

0.18

−0.01

0.44***

0.55***−0.44

0.62

0.38

0.41***−0.11

0.62

心派

0.50***

0.02

0.41

−0.16

0.34** −0.03

0.48**

0.63** −0.30

0.45

0.26

0.46***−0.01

0.45

物派

0.65**

0.64

−0.07

0.20

0.72

0.84

0.31

0.36

−0.10

0.84

−0.30

0.45

−0.05

−0.70

注：数字の右肩に付された*は有意水準を示す。*5％水準、**1％水準、***0.1％水準あることを示している。生活満足度は、目標と望実現分野数」「ユトリ欲望実現分野数」の３つなる基準（欲望水準など）との対比で現実がどの観測変数（すべて合成変数）である。

れだけ達成されているかという評価である（三重野 2000: 89, 2004: 102; Meadow et al. 1992）。
なお、「満足レベル」を測定する観測変数は「暮らし向き満足度」だけである。

4. 因果モデル分析の結果（1）モデルの評価③「家計評価」は、収入・資産や暮らし向き

仮説モデルにしたがって共分散構造分析を行に関する、過去と比較した変化や世間一般と比った結果４）を図表−２に示す。モデルの全体評価

較した変化に対する評価を表す概念である。
「世を表 す適 合 度 指 標 をみると、 C F I が 0 . 9 1 7 、帯収入の増え方」「世帯資産の増え方」「現在のRMSEAが0.077となり、まあまあよいフィット

暮らし向き」の３つの観測変数が、その測定項を示す結果を得た５）。

目である。
「経済レベル」が経済力の絶対レベルを表す一方、「家計評価」は相対的な経済力を表す。

（2）仮説検証
構成概念間の因果関連を図表−２から見ていく。

④「欲望レベル」は、物の豊かさを求める物

モデル図のパスに付された数値は因果係数（標質面の欲望と、ゆとりのある生活・心の豊かさ

準化解）であり、直接効果の大きさを示す。ま

を求めるライフスタイル面の欲望と、両面を含た、図表−３に変数間の相関係数と、「満足レベむ概念とした。測定項目は「モノ欲望」と「ユル」に対する各変数の総合効果を掲載した。

トリ欲望」の２つの観測変数（ともに合成変数）

仮説①〜④に対する検証を試みよう。

である。
⑤「消費レベル」は、消費の活発度を示す概（a）満足レベルに対する経済的豊かさの影響力念であると同時に、欲望の達成度合いを示す。

――絶対レベルの影響だけではなく、比較によ

測定項目は「選択的消費の支出分野数」「モノ欲る相対評価の影響が大きい（仮説①の検証）
59

季刊家計経済研究 2008 AUTUMN No.80「満足レベル」に対する影響力は、直接的にみる。この結果はKarlsson et al.（2004）が導いても総合的にみても、「経済レベル」より「家計た研究結果と整合的である。

評価」の方が大きい。まず、「満足レベル」との相関係数をみると、「経済レベル」が0.38である（d）欲望レベルと経済力との関連のに対して、「家計評価」は0.50と大きい。なお、――収入や貯蓄の絶対レベルの影響とともに、「経済レベル」が外生変数であるため、総合効果

他者との比較や過去との比較を通した相対評価

は相関係数と同じになる。

の影響が大きい（仮説④の検証）

また、 直 接 効 果 をみると、「 経 済 レベル」

上記（b）で述べたように、「満足レベル」はは−0.13、「家計評価」は0.44である。「経済レ「消費レベル」によって大きな影響を受ける。そベル」の直接効果が負となっているのは、「家の「消費レベル」を大きく左右するのが「欲望計評価」「欲望レベル」「消費レベル」が一定でレベル」である。
「欲望レベル」に影響を与える

あると仮定した場合に、「経済レベル」が上昇

要因として、「経済レベル」と「家計評価」を仮したら「満足レベル」は低下することを意味し定したが、「経済レベル」の直接効果は0.27、ている。

「家計評価」の直接効果は0.18である。
「欲望レベル」自体を左右しているのは、過去や世間一（b）満足レベルに対する消費レベルの影響力

般と比較した所得や貯蓄の変化に対する家計評――経済的豊かさは消費の増大を通じて満足レ

価よも、所得や貯蓄の絶対レベルの方だと見ら

ベルを左右する（仮説②の検証）れる。

「満足レベル」との相関係数は、「消費レベル」（0.39）も「経済レベル」（0.38）と同程度に大きい。また、変数間の直接効果をみると、「経済レベル」から「消費レベル」の直接効果

5. 考察（1）暮らし向き満足度を左右する経済要因

が0.54、「消費レベル」から「満足レベル」の本研究では、経済的豊かさと暮らし向き満足

直接効果が0.62と、ともに正で大きい。なお、

度との関連を明らかにするために、「経済レベ「消費レベル」から「満足レベル」への効果は、ル」のほかに、「家計評価」「欲望レベル」「消費

直接効果のみであり、総合効果は直接効果と同レベル」という３つの構成概念を導入し、
「満足

一となる。

レベル」を説明する因果モデルを構築した。分
析の結果、「経済レベル」が直接、「満足レベル」（c）満足レベルに対する欲望レベルの影響力を左右するのではないことが明らかになった。

――消費レベルが一定であれば欲望レベルの上昇「満足レベル」に対して最大の直接効果を持つのは、満足レベルに負の影響を及ぼす（仮説③のは「消費レベル」であり、２番目に大きな直接検証）効果を持つのは「家計評価」であった。
「経済レ「欲望レベル」は「消費レベル」と高い相関関ベル」や「欲望レベル」から｢満足レベル｣への係にあり（0.74）、「欲望レベル」から「消費レ直接効果は負となっており、直接関連する要因

ベル」への直接効果も0.55と大きい。しかし、以外の値を一定にした場合、「経済レベル」が上「満足レベル」と「欲望レベル」との関連をみる

昇すると「満足レベル」は低下する、また、「欲と、相関係数は0.11と小さい。また、「欲望レベ望レベル」が上昇すると「満足レベル」が低下

ル」から「満足レベル」への直接効果は−0.44でするという関係が示された。

ある。
「経済レベル」「家計評価」の値を一定に

ただし、「経済レベル」から「満足レベル」へしたという条件の下で、「欲望レベル」を上昇さの効果を総合的に見ると、「家計評価」からの総せると「満足レベル」は低下することを意味す

合効果と同程度になることも示された。
「経済レ

60

経済的豊かさと暮らし向き満足度との関連

ベル」は「家計評価」を介した間接効果や、「消は「経済レベル」の総合効果（0.26）を上回っ

費レベル」を介した間接効果が大きいためであている。ちなみに、物派では「家計評価」の総る。つまり、経済力の格差は直接的に満足度を合効果が0.36、「経済レベル」が0.31と大差がな

左右するのではなく、過去と比べたり他人と比い。

べたりして相対化された経済力の評価が満足度

つまり、物派では、所得格差が欲望格差を生を左右しているのだと見られる。またそれ以上

み出し、それが消費格差につながる。この消費に、経済レベルは消費レベルに直接的に大きな格差が満足格差の最大要因になっている。それ影響を与えることを通して満足レベルを左右しに対して心派の満足レベルを左右する最大要因ている。経済力の格差は直接的に満足度を左右は、消費レベルだけではない。家計評価もまた、しないが、消費格差をもたらすことで満足度を消費レベルと同程度の影響力がある。心派の満左右するといえよう。

足度は、物派に比べると、所得や消費実績という経済的豊かさの影響力は小さくなり、獲得し（2）豊かさ観による違い
本研究ではさらに、経済的豊かさと暮らし向

た経済的豊かさをどう評価しているかという点により大きく影響されるといえよう。

き満足度の関連が、求める「豊かさ」の内容に

M. Rojas（2005, 2007）は、経済変数と幸福感

よって違うかという点について検討を加えた。

の関係を明らかにするのに、幸福観の違いに注『消費者の意識と行動調査』データを利用し、目することの重要性を示した。E. Diener and R.

「心の豊かさ」を求める「心派」（サンプル数はBiswas-Diener（ 2002） やM. Argyle（ 1999）

181）、「物の豊かさ」を求める「物派」（同74）、

は、マテリアリズムの強弱と満足度の関係につ

６）

それぞれ

について、図表−２の因果モデルにし
７）

たがって分析した 。
その結果、物派と心派で最も違う点は、「満足いて言及している。本研究でも、物派と心派とでは、所得や貯蓄額の絶対レベルにおける格差と幸せ格差の関連の違いが示された。

レベル」に対する「消費レベル」の効果である『消費者の意識と行動調査』データによると、ことがわかった（図表−３）。「消費レベル」→

心派、物派の分布は、家計の経済レベルや年齢「満足レベル」の効果は、物派0.84に対して心派に偏りがみられる。心派には高所得層、高貯蓄は0.45である。物派は心派の倍近い効果を示し層が多く、年齢では団塊世代を中心に50歳代後た。

半以降が多い。経済的豊かさを手に入れている物派では、所得や貯蓄額の絶対レベルの影響

人ほど心の豊かさやゆとりを求め、また、すでは 、「 家 計 評 価 」 に 対 し て 大 き な 直 接 効 果に経済力がある人の満足の源泉は、所得や貯蓄（0.65）を及ぼすだけでなく、「欲望レベル」に

額の絶対レベルの高低ではなく、収入・資産の対しても大きな直接効果を及ぼしている（0.64）。

増減や暮らし向きの変化に対する相対評価にな

さらに「欲望レベル」が「消費レベル」を大きっている。一方の物派には、相対的に若年で収く左右する（0.72）ことで「満足レベル」に影

入や貯蓄額の低い層が多い。経済的な豊かさに響している。一方の心派では、所得や貯蓄額の恵まれない人ほど物の豊かさを求め、また、物

絶 対 レベルの影 響 は「 家 計 評 価 」 を通 しての豊かさを求める人ほど経済力によって欲望レ（0.50）、「欲望レベル」に及ぶ（0.34）。さらに、ベル自体に差が生じ、それが消費格差につなが「欲望レベル」から「消費レベル」へ（0.63）、

ることが、満足格差の大きな原因になっていそして「満足レベル」へと影響する。ほかに、る。

「家計評価」から「満足レベル」への直接効果

現在わが国で拡大しつつある所得格差は高齢も大きい（0.48）。このため、心派では「家計化に起因する部分が大きいものの、年齢階層別評価」から「満足レベル」への総合効果（0.46）にみると、若年層における所得格差の拡大が指61

季刊家計経済研究 2008 AUTUMN No.80

摘されている８）。若年層や低所得層に物派が相対的に多いことを考えると、若年層における所
得格差の拡大が、欲望格差や幸せ格差を引き起こす可能性が懸念される。
†本稿作成の過程で、レフェリーの方から有益なコメントをいただきました。記して感謝申し上げます。
注1）E. Diener and R. Biswas-Diener（2002）は、多くの文献レビューを通して所得と幸福感との関連を総覧した上で、両者の関連を説明するモデルを３つにまとめている。「相対基準モデル」「人間性仮説（もしくは欲求仮説）」、そして「文化アプローチ」である。
「文化アプローチ」は、社会的価値に合った行動をとることの幸福に注目するもので、「高収入を得ること
は社会的な成功を意味する」という文化的な意味か
ら、所得と幸福感の関連を説明する。
2）現・日本経済新聞社産業地域研究所。データ利用の許可を与えていただいたことに謝意を表する。
3）Diener and Biswas-Diener（2002）は、所得と幸福感の関連を研究する上での概念定義や測定方法の多様性を問題点として指摘している。
4）モデル化と推定にはEQS（Multivariate Software,Inc.）を利用し、最尤法のロバスト推定を行った。
5）CFIは、同モデルと独立モデル（変数間の無相関を仮定するモデル）を比較する比較適合度指標で、0.95以上が望ましいとされる。RMSEAはモデルと観測デー
タの適合度を示す絶対適合度指標であり、0.06未満であれば高い適合度、0.08〜0.10だと良くも悪くもな
い、0.10超であれば悪いとされる（Byrne 2006）。
6）調査では、「物質的にある程度豊かになったので、これからは心の豊かさやゆとりのある生活をすることに重きをおきたい」という心派が48.1％、「まだまだ物質的な面で生活を豊かにすることに重きをおきたい」という物派が1 9 . 7 ％、「 どちらともいえない」 が32.2％を占めた。
『国民生活に関する世論調査』（内閣府）ではこれと同じ質問を継続しているが、2006年
調査の結果は「心の豊かさ」を求める人が62.9％、「物の豊かさ」を求める人が30.4％、「どちらともいえない」が5.9％となった。『消費者の意識と行動調査』
は自記式であり、「どちらともいえない」の選択肢があらかじめ示されていることが、比率の差が生じた原因だと考えられる。
7 ） 心派のモデル分析の結果は、 C F I 0 . 9 2 8 、
R M S E A 0 . 0 5 7 、 物 派 のモデル分 析 の結 果 は、
CFI0.993、RMSEA0.019である。
8）所得格差の議論は、大竹（2005）に詳しい。
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（2008年３月11日掲載決定）

さの・みちこ 高千穂大学商学部 教授。主な著書に『心が消費を変える』（多賀出版，2004）。消費研究専攻。
（sano@takachiho.ac.jp）

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