生活満足度に対する従業上の地位の影響に見られるジェンダー差の再考―雇用の質に着目する*1―
郭雲蔚（京都大学）【論文要旨】
非正規雇用はなぜ正規雇用の人より生活満足度が低いか、なぜ、従業上の地位が女性の生活満足度にも効果があるのか。本稿では仕事の質に注目し、分析をおこなう。因子分析の結果、仕事の質は能力活用、決定参与、家庭両立の三つの因子に分けられる。正規雇用は能力活用、決定参与の面において非正規より優れるが、仕事と家庭の両立しやすさから見れば非正規に限らず、経営者、自営業よりも低い。従業上の地位が仕事の質を媒介変数に、生活満足度に相反する効果を与えている。男女とも、家庭との両立しやすさが非正規雇用の負の効果を緩和している。
キーワード：生活満足度、非正規雇用、ジェンダー、仕事と家庭の両立

１．問題の所在
非正規雇用が増加し、就業形態が多様化している。非正規雇用が仮に本人の期待どおりのライフ・スタイルならば、異なる就業形態で働く人の間で生活満足度への評価に違いが存在しないはずである。しかし、今までの研究結果から非正規労働者が正規雇用者より生活満足度が低いことが知られている。特に、男性にとって非正規雇用であることが生活満足度に負の影響があることは明らかだが、女性にとって非正規雇用であることが生活満足度に対する影響について、必ずしも明確な結論が得られていない。非正規雇用で働くことは女性にとってどういう意味をもつのか、裏を返せば、正規雇用として働くことが女性にとってどういう意味をもつのかについて、本稿で検討する。とりわけ、異なる就業形態の間で従来知られている経済的な格差以外に、自らの能力と経験の活用、職場における意志決定への参与、仕事と家庭の両立可能性といった仕事の質の面から、正規雇用と非正規雇用の間に存在する違いを明らかにし、最終的に男女の生活満足度にどういった影響を与えるかを検討する。

２．正規労働者と非正規労働者の生活満足度における違い
非正規労働者の生活満足度が正規労働者より低いことは日本に限らず、オーストラリアとオランダを対象とした海外での研究においても報告されている。(Aletraris 2010; de Graaf-Zijl
1

本研究は、JSPS 科研費 JP25000001 の助成を受けたものです。
69―69―

2012)。今まで生活満足度に対する従業上の地位の影響に関する研究では、若年層において、他の社会経済的属性をコントロールしても、やむをえず非正規雇用で働くことが生活満足度に負の効果があると確認される。つまり、単なる若年非正規雇用であることへの社会的な評価、いわゆる外的なラベリングの内面化だけでなく、内的な動機付けが生活満足度に影響することが示唆されている(小林大祐 2008)。若年層に限らず、壮年層も含めた研究においては、男性にとって、従業上の地位が非正規雇用である場合、正規雇用者と比べて生活満足度が低いが、女性にとって必ずしもそうとはいえない(太郎丸博 2009)。その解釈として、E. O. Wright（1997）による直接階級関係（direct class relation）、間接階級関係(mediated class relation)という概念が用いられている。しかし、生活満足度は階層要因以外に幅広く意識の項目と関連性がある。生活満足度における男女差に関する研究においても、階層要因の決定係数に関して、1985 と 1995 年の両方で女性は男性より低いことが指摘されている。つまり、女性の生活満足度が階層要因（年齢、世帯収入、現職威信、教育年数）以外の、女性固有の社会的要因の複雑な影響があると示唆されている(吉川徹 1999)。
本研究では、従業上の地位によって生じる仕事の質の違いに注目し、それが生活満足度に与える影響を考察したいと考える。以下では、まず、2015 年社会階層と社会移動（SSM2015）
データを利用し、ライフステージと生活満足度満足度の関係を概観し、それから仕事の質と従業上の地位の関係を分析する。最後に、以上の結果に基づき、従業上の地位が生活満足度に与える影響を分析する。

３．

データと変数

本稿では SSM2015 バージョン 070 を利用する。変数の処理について、従属変数である生活満足度を 0 から 4 まで満足度が高いほど点数が高いように配点する。統制変数には等価年収が含まれ、世帯年収から同居家族人数の平方根を割ったものを使う。資産の数について、留置調査票の「問 32 お宅では、次にあげるもののうち、どれをお持ちですか」を用い、持っているものの数を合計する。独立変数として、従業上の地位について、パート・アルバイト、派遣社員、契約社員、嘱託社員、臨時雇用者、内職を非正規とみなす。自営業主、家族従業者を持って自営業とみなす。無職且つ仕事を探している状態にある人を失業とみなし、無職にも関わらず仕事を探していない状態にある人を無職に分類する。年齢階層に関して、年齢によって、20 歳から 39 歳までを若年層、40 歳から 59 歳までを壮年層、60 歳以上を高年層と定義する。本稿で分析を予定する仕事の質について、「今の職場で、これらの事柄があなたの場合どの程度あてはまるか教えてください」について、「a.自分の仕事の内容やペースを自分で決めることができる」、「b.職場全体の仕事のやり方に自分の意見を反映させることができる」、「c.個人的な理由で休みをとったり早退したりすることができる」、「d.自分の能力が発揮できる」、「e.自分の経験を活かせる」、「f.仕事と家庭を両立できる」と仕事の質に関する 6
70―70―

つの面から評価する質問項目を利用する。その回答において「かなりあてはまる」から「当てはまらない」まで、3 から 0 まで当てはまる方が高い値を取るように配点した。

４． 分析
4.1

基礎的な分析

まず、非正規雇用の比率について、年齢層別にどのような違いが見られるであろうか。従業上の地位を男女別、年齢階層別に示したのが図 1 である。男性はおよそ 7 割以上が正規として働くのに対し、女性では若年層において 38%、壮年層において 27.7%にとどまる。もう一つ特徴として言えるのは、女性には相当な割合の無職の人が存在し、若年層において 20.3%、壮年層において 19.5%を占めている。女性における無職の人の存在について、婚姻状態によって主婦である人も計算の時に無職に含まれている可能性が考えられる。さらに、若年層と壮年層を比較する場合、男性は壮年層になると正規の割合が高くなるが、女性は正規の割合が低くなることがわかる。一方、高年層に入ると、男女とも無職の割合が若年層と壮年層より大幅に増え、非正規として働く人の割合も男女別に大きな違いを見せなくなった。

図 1 男女別、年齢階層別、従業上の地位の割合71―71―

図 2 男女別、年齢階層別、従業上の地位と生活満足度の関係

では、従業上の地位と生活満足度の関係は年齢層とジェンダーによって違うであろうか。
年齢階層別、男女別に従業上の地位による生活満足度の平均値の違いを示したのは図 2 である。どの年齢階層においても女性は全体的に男性より生活満足度に対する評価が高い。生活満足度に限らず、仕事満足度に関しても、女性が男性より高い評価を与える傾向は見られる(神林博史 2008)。女性の仕事内容、賃金、職務権限など様々な指標から見ると往々にして男性より劣る立場にいるにも関わらず、男性より自らの仕事や生活に満足する傾向が観察される。Crosby (1982)がこのような現象を「女性労働者の満足度のパラドクス（the paradox of thecontented female worker）」と呼んで問題提起している。従業上の地位による生活満足度の違いは男性の方が女性より顕著に観察でき、非正規雇用であることも男性にとって明らかに生活満足度の低下に繋がっているが、女性にとって非正規雇用と正規雇用の間に存在する生活満足度への評価の差が男性より緩やかである。非正規雇用以外に、失業状態にいることが男女とも顕著に低い生活満足度と繋がっていることがわかる。一方、高年層に入ってから男性の生活満足度が若年層と壮年層より高くなり、男女間の差も小さくなった。それに、失業が依然として低い生活満足度につながっているにもかかわらず、従業上の地位による生活満足度の差が男女とも小さくなったことがわかった。それはおそらく高年層に入ると、定年してからの生活として、自らの意欲範囲で非正規として働いているだけで、若年層と壮年層の時期より生活の見通しが立たない不安から解放された結果だと推測される。従業上の地位が年齢層ごとに異なる意味づけがあると示唆され、本稿の関心に沿って、主に従業上の地位によって生活満足度が顕著に異なる若年層と壮年層に注目する。

72

―72―

4.2

先行研究における結果との比較

本稿ではまず、仕事の質に関する分析に入る前に、SSM2015 を用いて先行研究で得られた結果と比較する。表 1 は 60 歳以下に限定し、男女別に分析した結果であり、概ね先行研究の結論と照合した結果が得られた。すなわち、男性にとって、本人の従業上の地位が非正規であると生活満足度に有意な負の効果が確認できたにもかかわらず、女性にとって、同じような効果が確認できなかった。

表 1 生活満足度に対する従業上の地位の影響の順序ロジット回帰分析

73―73―

4.3

仕事の質に関する分析

仕事の質に関する 6 つの変数に対して、まず因子分析を行う。図 3 は主因子法、相関による計算に基づく平行分析の結果である。それにより 3 因子が妥当であると示唆されている。

図 3 平行分析の結果

表 2 仕事の質の因子分析（主因子法、バリマックス回転）
仕事の質

第一因子 第二因子 第三因子

自分の仕事の内容やペースを自分で決めることができる

0.20

0.55

0.31

職場全体の仕事のやり方に自分の意見を反映させることができる

0.32

0.76

0.15

個人的な理由で休みをとったり早退したりすることができる

0.15

0.23

0.53

自分の能力が発揮できる

0.76

0.30

0.24

自分の経験を活かせる0.75

0.220.17

仕事と家庭を両立できる

0.16

0.110.65

固有値

1.33

1.090.91

N = 3389

表 2 は仕事の質に関する因子分析の結果である。その結果から、第一因子には自分の能力が発揮できる、自分の経験を活かせる項目の因子負荷が高く、能力活用の程度と解釈できる。
第二因子には自分の仕事の内容やペースを自分で決めることができる、職場全体の仕事のやり方に自分の意見を反映させることができる項目の因子負荷が高く、決定参与の程度と解釈できる。第三因子には、個人的な理由で休みをとったり早退したりすることができる、仕事と家庭を両立できる項目の因子負荷が高く、仕事と家庭を両立できる程度と解釈できる。

74―74―

表 3 従業上の地位による因子得点の違いに関する分散分析
能力活用

決定参与

家庭両立

(第一因子)（第二因子）（第三因子）

度数

平均値 標準偏差 平均値 標準偏差 平均値 標準偏差
経営者

0.33

0.78

0.56

0.62

0.170.69202

自営業

0.26

0.89

0.50

0.70

0.260.66

532

正規-0.01

0.76

-0.04

0.71

-0.20

0.75

1667

非正規-0.19

0.90

-0.32

0.84

0.16

0.65988

F 値（Welch）

41.09***

193.34***89.80******p < 0.001

表 3 のとおり、各因子得点の平均値からみると、いずれも経営者と自営業の因子得点が高い。正規雇用は非正規雇用と比べ、能力活用と決定参与の因子得点について平均値が高いが、家庭両立の因子得点について平均値が低い。それから、従業上の地位による因子得点の分散分析の結果、従業上の地位による三因子の因子得点に有意な差が存在していることがわかった。各従業上の地位の間に果たして有意な差があるか多重比較を行う必要がある。それぞれの因子得点に対するテューキーとクラマー（Tukey-Kramer）の方法を利用した多重比較の結果は図 4、図 5、図 6 で示している。図 4 と図 5 が示唆している通り、非正規雇用は正規雇用と比べ、能力活用と決定参与の因子得点が有意水準 5%で統計的に低い。しかし、図 6の家庭両立に関する多重比較から、非正規雇用が正規雇用より有意水準 5%で統計的に高いことがわかる。

図 4 能力活用（第一因子）の多重比較

75―75―

図 5 決定参与（第二因子）の多重比較

図 6 家庭両立（第三因子）の多重比較

さらに、非正規のカテゴリーをパート・アルバイト、派遣、契約・嘱託、臨時雇用と細かいカテゴリーに分割し、他の従業上の地位と家庭両立の因子得点に関する多重比較を行ってみた。その結果を示したのは図 7 である。非正規雇用の方が正規雇用と比べ、家庭両立の因子得点が高いのは、まず、労働時間を調節しやすいパートの存在が考えられる。実際にパートに限らず、図 7 からわかるように、派遣と契約・嘱託は正規労働者と同じようにフルタイムで働いているにもかかわらず、家庭両立の因子得点が正規より高い。因子得点の差に関して、契約社員と嘱託社員の有意水準 5%で統計的に高い。所定の労働時間以外に、従業上の地位による責任の重さが正規労働者にとって家庭と仕事を両立しにくい要因であると考えられる。契約社員と嘱託社員のほか、パートはもとより、経営者、自営業、臨時雇用も正規労働者より家庭両立の因子得点に関して 5%の有意水準で高い。

76―76―

図 7 家庭両立（第三因子）に対する多重比較（詳細）表 4 は三つの因子得点の決定要因に関する回帰分析の結果を示している。三つの因子得点にとって、性別、年齢、婚姻状況、教育年数、職業を統制した上でも、従業上の地位が依然として、因子得点に強い効果を見せる。非正規雇用であることが職場における低水準の能力活用と決定参与になりやすいが、高水準の家庭両立に繋がっていることがわかる。従業上の地位以外に、女性であることが他の変数を投入した後でも決定参与に有意な負の効果を持ち、家庭両立に有意な正の効果を持っていることがわかる。年齢の高い方がどちらの因子得点も高くなりやすい。

77―77―

表 4 因子得点の決定要因に関する回帰分析

78―78―

4.4

生活満足度に対する従業上の地位の効果―媒介変数としての仕事の質

最後に従来の研究結果に基づき、仕事の質を考慮した上で、生活満足度に対する従業上の地位の影響を分析していきたいと考える。表 5 は男性サンプルに関する順序ロジット回帰分析の結果である。60 歳以下の有職男性に限定した。モデル１から従業上の地位を見ると、非正規であることが生活満足度に有意な負の効果を与えていることがわかる。その効果が、モデル 2 で示したとおり、家庭両立の因子得点を統制した後にさらに大きくなった。つまり、家庭両立のしやすさが非正規雇用のメリットと認知され、ある程度非正規雇用であることが生活満足度への負の効果を緩和したと意味する。家庭両立以外に、能力活用と決定参与を投入したモデル 3 とモデル 4 と三つの因子得点を同時に入れたモデル 5 も提示した。モデル 3とモデル 1 を比較すればわかるように、非正規であることが能力活用の面で不利であるため、能力活用の因子得点を統制した後に、非正規であることが生活満足度への負の効果がある程度緩和された。同じ効果が決定参与についても言える。しかしながら、モデル 5 が示唆しているとおり、男性にとって従業上の地位が生活満足度へ及ぼす負の効果が三つの仕事の質に関する因子の得点を統制した後でもまだ残る。仕事の質以外に、非正規雇用であることの不利が男性の生活満足度に影響していることがわかる。非正規以外に、従来注目してこなかった自営業の効果が仕事の質を統制した後に、男性の生活満足度に負の影響を及ぼしていることがわかる。前の分析で明らかにしたとおり、自営業が能力活用や決定参与、家庭両立の因子得点が正規より高い。こうした自営業であることが表面上、生活満足度と無相関に見えるが、上記にあげた能力活用、決定参与、家庭両立といった仕事の質を媒介し、生活満足度に正の効果を与え、負の直接効果と相殺されたことが示唆されている。
表 6 は女性サンプルに関する順序ロジット回帰分析の結果である。分析の際に男性サンプルと同じ、60 歳以下の有職者に限定した。表 6 のモデル 1 から見ると、非正規雇用であることが女性の生活満足度に効果はないが、家庭両立の因子得点を投入したモデル 2 では非正規雇用であることが女性の生活満足度にも有意な負の効果を与えることがわかった。つまり、非正規雇用であることが家庭と両立しやすい特徴を媒介し、生活満足度に正の効果を与え、全体的に見ると他の負の効果と相殺している。三つの仕事の質に関する因子得点を全部投入したモデル 5 を見ると、男性サンプルと異なり、非正規雇用であることが女性の生活満足度に与える負の影響がなくなった。もう一つ、男性サンプルと同じように、自営業であることが女性にとって家庭と両立しやすい働き方として、生活満足度に正の間接効果を与えるが、仕事の質だけで捉えられない特性によって生活満足度に負の効果を与えていることがモデル5 とモデル 1 より示唆している。

79―79―

表 5 仕事の質が男性の生活満足度に与える影響に関する順序ロジット回帰分析

80―80―

表 6 仕事の質が女性の生活満足度に与える影響に関する順序ロジット回帰分析

81―81―

６．

議論

仕事の質について分析を行うことで、正規雇用は自分の能力を生かし、職場における意思決定にある程度参与できる代わりに、拘束性が高い働き方であることが明らかになった。一方、非正規雇用は正規雇用と比較すると、家庭との両立可能性が高いが、自分の能力を発揮するには不利に働き、決定に参与できる範囲も限定されている。それに、正規雇用がフルタイム型の非正規雇用よりも家庭との両立可能性が限られている結果から、労働時間の違いだけで測れない従業上の地位による責任の重さが異なることがわかった。これまでの研究で指摘された正規雇用が男性のみ生活満足度に負の効果があるという結果に対し、仕事の質について検討した本稿のモデルでは、家庭との両立可能性を統制した後、女性であっても非正規雇用者は正規雇用者と比べ、生活満足度が有意に低いことが明らかとなった。男性にとっても、家庭との両立可能性を統制した後に、非正規雇用による生活満足度への負の効果がさらに大きくなった。従業上の地位と生活満足度の間に仕事の質の影響が介在し、非正規雇用であることによって家庭と両立しやすくなる所がある程度生活満足度への負の効果を緩和したことがわかった。

［文献］
Aletraris, Lydia. 2010. "How Satisfied are They and Why? A Study of Job Satisfaction, Job Rewards,
Gender and Temporary Agency Workers in Australia." Human Relations 63:1129-55.
Crosby, Faye J. 1982. Relative Deprivation and Working Women, Oxford University Press.
de Graaf-Zijl, Marloes. 2012. "Job satisfaction and contingent employment." De Economist
160:197-218.
Wright, Erik Olin. 1997. Class Counts: Comparative Studies in Class Analysis, Cambridge
University Press.
神林博史. 2008.「仕事満足感とジェンダー：東アジアにおける『女性労働者の満足感のパラドクス』の検討」.有田伸編『東アジアの階層ダイナミクス』（2005 年 SSM 調査シリーズ13）.
小林大祐. 2008.「若年層の階層意識における『フリーター』の効果 ： フリーターをしている理由による分析」．太郎丸博編『若年層の社会移動と階層化』（2005 年 SSM 調査シリーズ11）205-218.
太郎丸博. 2009. 『若年非正規雇用の社会学 : 階層・ジェンダー・グローバル化』大阪大学出版会.
吉川徹. 1999.「『中』意識の静かな変容：階層評価基準の時点間比較分析」『社会学評論』50(2):216-30.

82

―82―

Why the Consequences of Contingent Employment forLife Satisfaction Differ by Gender:
A Study of the Quality of Work *Guo Yunwei(Kyoto University)

Abstract
How life satisfaction affects by the working arrangements. It is known that contingent workers often
suffer low life satisfaction when compared with regular workers, and this result is only applies to maleworkers, not female workers. In this paper, I mainly focus on the quality of jobs and analyze how working
arrangements affected the quality of jobs. In the factor analysis, there are three factors identified in thequality of work. There are the fully use of one’s talents, participation in the decision-making progress, andbalance between work and life. However, having a regular working arrangement means someone c an fully
use his or her talents and can also participate in the decision-making progress, but when compared to otherworking arrangements, they cannot balance their work and life. Working as a contingent worker will have apassive effect on one’s life satisfaction for both male and female workers, but this effect will ease by thepoint that their working arrangement gives them the freedom to balance their work and life.
Key words: life satisfaction, contingent employment, gender, work-life balance*

The study was supported by JSPS KAKENHI Grant Number JP25000001.
83―83―