高齢層における過去の無職経験が与える主観的厚生への影響
前田豊（立教大学）【要旨】
本研究では，高齢層の主観的厚生に対する過去の無職経験の影響に注目し，経済的状況，就労，
地域ネットワークの 3 つの要因を媒介とする影響のプロセスを中心的に取り上げて検討を行った．
SSM2015 年調査データに基づく分析の結果，男性高齢層における過去の無職経験が及ぼす生活満
足度への負の影響が観察され，経済的状況，特に個人所得と財産得点の低下に起因する媒介的なプロセスを示唆する結果が示された．ただし，個人所得と財産得点を媒介した影響のみで観察された過去の無職経験が及ぼす影響を十分に説明できるわけではなく，直接的な負の影響の存在も同時に明らかとなった．無職イベントのタイミングを考慮した追加的な分析の結果，30 歳未満で無職になることが男性高齢層の主観的厚生を直接的に引き下げる一方で，30 歳以降での無職にはそのような直接的な効果は観察されなかった．
キーワード：高齢層，主観的厚生，過去の無職経験

１．はじめに人々の主観的厚生を左右するライフイベントは多岐に亘るが，そのなかでも無職 1経験は看過できない一つのイベントとみなすことができる．現在無職である状態は，例えば経済的困窮といった金銭的な不利のみならず，就労から形成・維持されていた社会的つながりやアイ
デンティティの喪失（Jahoda 1981；Karsten and Batinic 2009），就労規範からの逸脱（Stutzer andLalive 2004），セルフエスティームや自己コントロール感の低下（Darity and Goldsmith 1996）
といった様々な非金銭的な不利も同時に伴い，これらの金銭的・非金銭的不利が重なり合って相対的に無職層の主観的厚生は低下する．
加えて，近年の「傷跡効果（Scar(ring) effect）」をキータームとする一連の実証研究は，現在無職である状態だけではなく，過去の無職経験がその後の主観的厚生を持続的に引き下げる可能性を示唆する．ライフコース上で無職を経験することは，その後の様々な社会的・経済的な側面での不利を招き（c.f. Brand 2015），さらに現在の地位を考慮してもなお，過去の無職経験そのものがその後の主観的厚生に直接的な負の影響を及ぼすことが指摘されている（e.g. Clark et al. 2001；Young 2012；大竹 2004）．これらの事実を敷衍すれば，過去に無職を経験した事実そのものがその後のライフコースにおいて消えない属性として残りつづけ，持続的な主観的厚生の格差が過去の無職経験の有無によって生じうる可能性を指摘できる．
1

無職の中でも失業と非労働力，さらには自発的／非自発的離職の区別が重要になるが，向後の議論・分析
内容に鑑み，ここでは無職で統一する．

1

―43―

では，制度的に，そして規範的にも（Hetschko et al. 2014），労働市場からの離脱が許される高齢層に至っても，労働市場での経験である無職経験の負の影響は持続していくのだろう
か．高齢層における主観的厚生の規定構造は，老年学を中心に長年議論されてきたテーマであり，その解明を目的とする多くの実証研究が蓄積されている（c.f. Pinquart and Sörensen
2000；George 2010）．これらの実証研究から，社会経済的地位や世帯・婚姻状況，健康状態や社会的な（サポート）ネットワークといった種々の要因が高齢層の主観的厚生を規定している事実が明らかにされてきた．これらに加えて，近年の欧米圏で行われた実証研究では，
過去の職歴，とりわけ無職経験も高齢層の主観的厚生に無視できない影響を及ぼしうる可能性が指摘されている（e.g. Ponomalenko 2016） 2．
日本においても，高齢層における主観的厚生の規定構造を検討した実証研究は多く蓄積されており，経済的状況，婚姻状況や世帯構成，社会的ネットワークといった種々の要因が高齢層の主観的厚生に影響を及ぼしている事実が明らかにされてきた（e.g. 原田ら 2005；宍戸
2007；岩井 2007；Oshio 2012）．だが，これら日本を対象にした実証研究のなかで，過去の無職経験の影響を検討した研究は皆無であり，日本においても高齢層の主観的厚生と過去の無職経験との関連が観察されうるかについては十分に解明されてはいない．
過去の無職経験から高齢層の主観的厚生を理解する試みは，今後の高齢社会における「高齢層」の特徴を踏まえれば，有益な視点を提供すると本研究では考えている．たとえ同じ「高齢層」という同じタームで括られる存在であったとしても，各コーホートがどのような時代・
制度的文脈のなかでライフコースを歩んできたのかという点において，大きく様相が異なる（c.f. Giele and Elder 1998）．とりわけ，今後の高齢社会の「高齢層」を代表することが予測される世代は，「失われた 20 年」のなかで高い完全失業率を経験した世代であり，無職経験の多さがそれまでの高齢層と今後の高齢層と峻別する一つの特徴になりえる．過去の無職経験が，高齢層の主観的厚生に対してどのような影響を及ぼしているのかという問いは，これからの高齢層の主観的厚生の様態を理解するうえで一つの重要な問いになる．
また，これまで日本で行われた実証研究は，高齢層のなかで不平等に配分された種々の資源・状態を所与としつつ，主観的厚生の規定構造の解明を試みていた．換言すれば，高齢層の主観的厚生を過去‐現在といった時間軸上に展開する視点に十分に自覚的ではなかった．
高齢層の過去の経験に注目する試みは，従来の研究に見られる定性的な視点を拡張する試みに他ならず，例えば「主観的厚生の基底となりうる資源や状態が，過去の経験からどのようなプロセスで，どの程度不平等に配分されていた（る）のか．そして，その結果に主観的厚
2

例えば，Ponomarenko（2016）は，SHARE データの検討から，とくに男性において，現役世代での無職や非労働力経験が高齢層の主観的厚生を引き下げる直接的な効果を持つことを明らかにしている．また，Galloet al.（2006）は，過去の非自発的な無職経験が保有資産の少ない高齢労働者のうつ傾向を高めることが明らかにし，無職の理由別（倒産と解雇）の影響を検討した Brand et al.（2008）は，男性の場合は解雇理由の無職経験がうつ傾向を高める一方，女性の場合は倒産による無職経験がうつ傾向を高める傾向が明らかにして
いる．

2

―44―

生に格差は生じ得るのか」という新たな論点を提起することができる 3．また，過去の経験によって高齢層において動員可能／不可能な資源の差が生じると予測できるため，主観的厚生をアウトカムとして想定した場合に，例えば浜田（2017）の「自己コントロール可能性」との接合などから更なる議論の発展が期待できるだろう．
以上の議論を踏まえ，本研究は，今日の日本社会における高齢層に注目し，彼（女）らの主観的厚生に対して過去の無職経験は影響を及ぼしているのか，そして（影響があれば）どのようなプロセスで影響を及ぼしているのか，という問題にアプローチする．特に，無職経
験の多岐にわたる不利を確認してきた「傷跡効果（Scar(ring) Effect）」をキータームとする一連の実証研究の成果を踏まえ，高齢層の主観的厚生の基底になりうる要因として，経済的状
況，就労，地域ネットワークの 3 つの要因を取り上げ，これらの要因を媒介とする影響のプ
ロセスを中心に検討したい．以下，第 2 章では先行研究の知見を踏まえて本研究で検討する
課題を導出し，第 3 章と第 4 章ではそれぞれ分析の概要，および分析の結果を報告する．その分析結果の内容を踏まえ，第 5 章では補足的な分析を行い，第 6 章では知見の整理と今後の課題について議論する．

２．先行研究と検討課題の導出
過去の無職経験が高齢層の主観的厚生に影響を及ぼすとしたら，どのようなプロセスが想定できるのか．この問いに対して，本研究では「傷跡効果」をキータームとする一連の実証研究の知見を踏まえ，高齢層の主観的厚生の基底になりうる諸要因，具体的には経済的状況，
就労，地域ネットワークの 3 つの要因に注目し，これらの要因を媒介とする過去の無職経験と主観的厚生との関係を検討する．

2.1

経済的状況を媒介にしたプロセス

これまでの社会学や経済学を中心に蓄積されてきた実証研究から，過去の無職経験が引き起こす様々な不利の存在が明らかにされてきたが，とりわけ労働市場における不利を指摘した実証研究が多く存在する．無職を経験した個人は，そうではない個人に比較して特殊人的資本の十分な蓄積が叶わない．加えて経済的困窮が不可避的に無職期間に伴うため，当座の生計を確保するために周辺的な雇用につかざるを得ず，また，それまでに累積した特殊人的
資本の移転が必ずしも実現しない．さらに，無職，とりわけ非自発的失業（解雇）は能力のなさなどを示す一つのネガティブなシグナルとなるため，（再）雇用に際しての不利な履歴として残りうる．こういった種々のメカニズムを通して，労働賃金の低下や（e.g. Ruhm 1991；
3

いまや老年学の基幹的視点となりつつある「不利／有利の蓄積 cumulative (dis)advantage」（c.f. Dannefer2003）の視点を主観的厚生に応用した試みとみなすことができる．本稿の方法とは異なるが，主観的厚生に不利／有利の蓄積の視点からアプローチした研究として Pavlova and Silbereisen（2012）をあげることができ
る．

3

―45―

Gangl 2006; Couch et al. 2010; Mooi-Reci and Ganzeboom 2015），その後の再就職確率の低下（e.g.
Arulampalam et al. 2000；Gregg 2001；Luijkx and Wolbers 2009），就労先における質の低下（e.g.
Brand 2006）などの労働市場内での相対的に不利が，過去の無職経験に起因して発生する可能性が繰り返し指摘されてきた．
海外のそれに比較すれば，日本のデータを用いて検討した研究はごく限られているが，数少ない日本を対象にした研究として，2005 年 SSM 調査データを用いた麦山（2017）は，性差で仔細には異なるものの，過去に無職を経験した場合に，その後の正規雇用に到達できる
蓋然性を引き下がることを明らかにし，日本においても過去の無職経験がその後の労働市場での不利を生み出す一つイベントであることを明らかにしている．
上述の過去の無職経験による労働市場内での不利を指摘した先行研究は，概して現役層を対象としており，高齢層に至っても同様の不利が持続されるかについては示されていない．
だが，年金制度へのアクセスという視点に立脚すれば（Shuey and O'Rand 2004），現役世代に経験した労働市場における不利が高齢層の経済的状況の悪化につながることが予測できる．
日本の場合，公的年金の 2 階部分，すなわち，厚生年金や共済年金といった現役世代での被雇用が加入条件となる年金の支給額が相対的に高く 4，加入期間の長短により年金支給額が変化する．過去に無職を経験することは，無職期間に 2 階部分の年金制度にアクセスできないという現在的な不利に加え，無職経験がその後の周辺・外縁的な就労状態を招くことから，2階部分にアクセスすることが難しい状況が維持されるという持続的な不利にもつながると理解でき，ここから過去の無職経験が高齢層の年金支給額の減少につながると予測できる．
また，少ない年金支給額を補完するために就労を選択したとしても，その就労から得られる労働賃金にも現役世代の職業経歴が影響する可能性がある．清家・山田（2004）による日本の高齢層を対象とした分析の結果によれば，55 歳時点で大企業（1000 人以上）に所属していたこと，そして管理・専門の立場であったことが，60～64 歳の期間における市場賃金を有意に高める．敷衍すれば，現役層での労働市場における相対的な有利／不利が，その後の高齢層の賃金にも反映されていると理解でき，その不利を生み出す一つの経験として無職経験をあげることができるだろう．
高齢者世帯の所得が公的年金と稼働所得で大半が占められていることを踏まえると 5，過去の無職経験に起因する年金支給額の減少，および労働賃金の低下は，高齢世帯の経済的状況を低めると予測できる．また，現役時代に被った経済的不利から有形の資産の蓄積も相対的に低いと考えられる．高齢層の主観的厚生において経済的状況は一つの規定要因とみなすことができるので（岩井 2007），ここから過去の無職が高齢層の主観的厚生に影響を及ぼす一
つのプロセスとして，経済的状況の低下を媒介とするプロセスが考えられる．このプロセス
45

厚生労働省「厚生年金保険・国民年金事業年報」を参照．
厚生労働省「国民生活基礎調査」を参照．

4

―46―

を本研究の 1 つ目の検討課題として設定する．

2.2

就労を媒介としたプロセス

日本の高齢層を記述する一つの特徴として，その就労率の高さをあげることができる．2003
年に 9%だった 65 歳以上人口に占める就労者割合が，2015 年には 13.5%にまで上昇し，また
年齢階級別にみた場合（2012 年現在），60～64 歳男性人口に対する有業者割合は 72.7%で，就業希望者と合わせれば 82.8%となる．この比率は直近の現役層（55～59 歳）の 95.5%に比
べて 10%程度の低下でしかない．また 65～69 歳男性の場合は 61.5%が有業者であるか，もしくは就労を希望しており，依然として大半の男性高齢者が就労へのモチベーションを抱いていることが分かる（内閣府 2016）．高齢層に至ってもなお就労を継続する理由として，労働政策研究・研究機構が 2009 年に行った調査によれば（労働政策研究・研究機構 2010），男女問わずに「経済上の理由」を（一つの）理由にあげる高齢就労者が最も多く，年金と就労を組み合わせて所得を確保せざる得ない高齢層の存在が，日本における高齢層の一つの特徴であると指摘されている（清家・山田 2004）．
こうした高齢就労の特徴を踏まえれば，2.1 で述べた理由から過去の無職経験は高齢層の経済的な不利を招くと理解できるので，生計維持のために就労を選択する傾向が高まると予測できる．一般に就労が主観的厚生に与える影響として金銭的な側面に由来する影響と，非金銭的な側面による影響の 2 つが存在し，多岐に亘る要素を含みうる非金銭的側面（c.f.
Jahoda 1981；Darity and Goldsmith 1996）の影響が相対的に大きい（Winkelmann and Winkelmann1998）．それゆえ，同じ高齢就労層のなかでも，例えば余暇活動といった選択可能な他の選択肢との比較から就労を選択した層と，（極端に言えば）金銭的な目的のもとで就労を選択せざ
るを得なかった層とでは，主観的厚生の水準が異なってくると理解できる．事実，Warr et al.
（2004）はイギリスの高齢者を対象にした調査結果から，個人の非金銭的理由による就労へのコミットの程度（Non-financial employment commitment）が，職場環境を媒介としつつ高齢層の主観的厚生に影響を及ぼすことを明らかにしており，高齢労働者の就労目的が主観的厚生に関連しうる可能性を示している．過去の無職経験が高齢層の経済的困窮を生み出し，それゆえ金銭的な目的のもとでの就労が促進されるのであれば，就労を媒介として過去の無職経験が高齢層の主観的厚生に影響を及ぼすプロセスが想定される．
加えて，過去の無職経験は，金銭的な目的で就労を選択した層の主観的厚生を引き下げる可能性がある．Knabe and Rätzel（2011）はドイツのパネルデータ（SOEP）に基づく検討か
ら，現在の雇用に対する不安定さや，今後の好ましいポジションに到達することへの困難さ
を，過去の無職経験が強く想起させることで主観的厚生を引き下げることを明らかにしてい

5

―47―

る 6．過去の無職経験が高齢層においてもなお，現在，そして将来の雇用不安を強く喚起する
イベントとして作用するのであれば，高齢就労者の中でも，安定した支給額が持続的に見込める年金に加えて，就労が前提となっている労働賃金にも依存している層に過去の無職経験による負の影響が強まると理解でき 7，上に述べた就労を媒介とする過去の無職経験と高齢層の主観的厚生の関係を別の角度から予測することができる．以上の議論に基づき，過去の無職が高齢層の主観的厚生に影響を及ぼす一つのプロセスとして，就労を媒介とするプロセスを本研究の 2 つ目の検討課題として設定する．

2.3

地域ネットワークを媒介としたプロセス

無職経験が及ぼす影響は労働市場内での不利のみならず，社会生活における不利も引き起
こす．とりわけ地域でのネットワークに対する負の影響がこれまでに実証的に確認されてきた．無職であることは，職場という重要なネットワークの形成機会を喪失している状態のみ
ならず，とくに失業であれば職探しによる地域移動が起きうる可能性があり，加えてその後の就労自体に対する不安定さから地域コミュニティへの参加を忌避する可能性がある（Kalleberg 2009）．また，無職であることが就労規範からの逸脱を意味するので（Stutzer andLalive 2004），そのネガティブなシグナルゆえに，近隣の他者との接触を控えるかもしれない（永吉 2017）．
こうした無職と地域ネットワークの関係について，2005 年 SSM 調査データを検討した岩間（2011）は，無職を基準としたとき自営業であること，そして正規雇用に就いている男性
がより自治会や町内会といった地域コミュニティの活動に参加する傾向を見出し，職業的達成と地域コミュニティ内でのネットワーク形成に関連があることを指摘している．また，同様にパネルデータ（JLPS）を検討した永吉（2017）は，男性において失業イベントが家族以外とのサポート・ネットワークの喪失につながることを指摘している．現在ではなく，過去の無職経験による持続的な影響を示した研究として，アメリカのパネルデータを検討した
Brand and Burgard（2008）は，過去に無職（Job Displacement）を経験している場合，とくにキャリアの初期・中期に無職を経験している場合に，その後の社会参加の程度が低下することを明らかにしている．
現役時代に無職を経験したか否かで地域ネットワークの格差が発生するのであれば，その格差は高齢層に至るまで維持される可能性は否定できない 8．これまでの多くの日本の高齢層を対象とした実証研究では，繰り返し高齢層の主観的厚生に対する種々の社会関係の効果を
6

類似した結果は European Social Survey で検討を行った Lange（2013）でも確認されている．
現役層に限定した研究だが，各種年金への加入状況がもたらす幸福度への影響を検討した佐々木（2012）は，現在の金融資産残高や年収などを考慮してもなお，（有利な）年金制度にアクセスしていないことが幸福度を有意に引き下げる効果を持つことを明らかにしており，将来的な財源の安定性が主観的厚生に影響することを傍証している．
8
加齢に伴う地域ネットワークの推移については，稲葉（2015）などを参照．
7

6

―48―

検討してきた（e.g. 野辺 1999；原田ら 2005；Oshio 2012）．もし，過去に無職を経験したことがその後の地域ネットワークへの関与を希薄にするのであれば，ここから過去の無職が高齢層の主観的厚生に影響を及ぼす一つのプロセスとして地域ネットワークを媒介とするプロセスが考えられる．このプロセスを本研究の 3 つ目の検討課題として設定する．

３．データと変数分析は 2015 年 SSM 調査データ（バージョン 070）を用いて，60 歳より上の男女サンプルを対象にして行う．従属変数にあたる主観的厚生には，その一つのプロキシである生活満足度を用いる（小塩 2014）．具体的には，「あなたは生活全般に満足していますか．それとも不満ですか」という質問に「満足している」「どちらかといえば満足している」「どちらともいえない」「どちらかといえば不満である」「不満である」の 5 件法で測定された回答に対して，それぞれ 5～1 の数値を割り当てた連続変数を用いる．
主たる独立変数となる過去の無職経験には，59 歳までの職業経歴のなかで，3 か月を超える無職期間を経験している場合に 1，そうではない場合に 0 を取る 2 値変数を用いる．なお，
初職入職後に無職を経験した場合だけではなく，学校を卒業してから初職到達までに 4 か月以上かかったケースについても，同様に無職経験と判断した．また，59 歳前に無職となり，それ以降もそのまま無職を継続している場合も同様に無職経験があると判断する．
経済的状況に対応する独立変数として，これまでの先行研究では世帯所得を用いた研究が多かったが，確認したところ世帯所得に含まれる欠損値の割合が相対的に大きかったため，
ここでは対数個人所得に加えて，世帯の一か月の支出額と財産の保有状況を用いて検討を行う．具体的には，一か月の世帯支出額を世帯構成人数の平方根で除して対数をとった対数等
価消費支出と，「持ち家」「食器洗い機」「乗用車」などの 20 にわたる財産項目について，保有している場合に 1，保有していない場合に 0 を割り当て，全財産項目で総和した連続変数を用いる．
本人の就労状況には現在の従業上の地位を用いる．具体的には「経営者・常勤」（経営者・
役員，常時雇用されている一般従業者），「非正規雇用」（パート・アルバイト，派遣社員，契約社員，嘱託，臨時雇用，内職），「自営業」（自営業主，自由業主，家族従業者），「無職」（失業・非労働力）の 4 つカテゴリにリコードしたカテゴリカル変数を用いる 9．
地域ネットワークの独立変数には，地域コミュニティへの参加の程度とサポート・ネット
ワークの 2 つを用いる．前者は，それぞれ市民運動・ボランティア・自治会町内会活動への参加の程度を尋ねた質問に対して，「いつもしている」「よくしている」「ときどきしている」

9

なお，主観的厚生を従属変数とする場合，失業か非労働力の違いは理論的・経験的に重要になるが，高齢層のなかで失業に含まれるサンプルが相対的に少なかったため，ここでは非労働力と失業を分けずに無職で
統一した．

7

―49―

「めったにしていない」「したことがない」の 5 件法で測定した回答結果に 5 から 1 の数値を割り当て， 3 つの運動・活動で総和した連続変数を用いる．また，サポート・ネットワークの変数として，「困っているとき，近所の人たちは手助けしてくれる」と質問に「そう思う」「どちらかといえばそう思う」「どちらともいえない」「どちらかといえばそう思わない」「そう思わない」の 5 件法から得られた回答に 5 から 1 の数値を割り当てた連続変数を用いる．
本稿の主たる目的は，過去の無職経験が高齢層の主観的厚生に及ぼす影響が存在するのか，
そして以上の独立変数により媒介されているのかを検討することである．そのため分析には，高齢層の主観的厚生に影響している可能性がある以下の変数も統制変数として使用する．すなわち，年齢（60 歳で基準化），年齢の二乗項，学歴（中学・高校 10，専門・短大・高専，大学以上），主観的健康 11，過去の非正規経験の有無 12，未婚実子と同居しているか否か，既婚
実子と同居しているか否か，配偶者の有無と配偶者の就労状況の組み合わせから成る配偶者
情報（無配偶者，有配偶・有職，有配偶・無職），15 歳時点の暮らし向き 13を統制変数に用いる．
以上の変数に欠損があった場合はリストワイズで処理を行い，分析は男性と女性を分割して行う．男性・女性のサンプルサイズ，および各変数の記述統計を表 1 に示した．

４．分析結果
4.1

2 変数間の関連

まずは無職経験の有無によって，生活満足度，そして経済的状況，就労，地域ネットワー
クがどの程度異なっているのかについて 2 変数の関連から確認しておく．以下の表 2 と表 3
は，それぞれ男性と女性サンプルについて，各変数の無職経験の有無に条件づけられた平均・百分率を示している．なお，表中の太字の変数は，過去の無職経験の有無で有意な差（量的変数は Welch の t 検定，カテゴリカル変数はχ 2 検定を使用．5%水準）が確認された変数である．

10

学歴なしと回答したケースは，中学・高校に含めた．
「あなたは，現在のご自分の健康状態をどう思いますか」という質問に対して「とてもよい」「まあよい」「ふつう」「あまりよくない」「わるい」の 5 件法で得た回答に，それぞれ 5～1 の数値を割り当てた連続変数として使用する．なお，海外のデータに基づく検討から，過去の無職経験が高齢層のうつ傾向に影響を及ぼす可能性も指摘されているため（e.g. Brand et al. 2008），主観的健康を媒介とするプロセスも想定できる．
ただし，現役層を対象とした研究だが，日本においては否定的な知見が示されているため（佐藤 2009），こ
こでは統制変数として使用した．
12
職業経歴のなかでパート・アルバイト，派遣社員，契約社員，嘱託，臨時雇用，内職のいずれかを経験している場合に 1，そうではない場合に 0 を取る 2 値変数で表した．
13「その頃（中学 3 年生の時）あなたのお宅のくらしむきは，この中のどれに当たるでしょうか．当時のふつうのくらしむきとくらべてお答えください．」という質問文に対して，「豊か」「やや豊か」「ふつう」「やや貧しい」「まず貧しい」に 5～1 の数値を割り当てた連続変数として使用する．
11

8

―50―

表1

記述統計
男性（N=1147）

女性（N=1251）

平均(%)

平均(%)

生活満足度

3.86

4.04

21.1%

82.3%

9.31

9.57

115.43122.81

中学・高校

68.7%

76.6%

専門・短大・高専

4.7%

17.7%

大学以上

26.6%

5.8%

3.13

3.18

過去の非正規経験

17.3%

50.8%

未婚実子との同居

30.7%

30.6%

既婚実子との同居

9.2%

12.9%

15歳時点での暮らし向き

2.63

2.89

無配偶

13.5%

29.1%

有配偶・有職

30.0%

30.1%

有配偶・無職

過去の無職経験年齢
年齢の二乗項
学歴

主観的健康

配偶者情報

56.5%

40.8%

対数個人所得5.53

4.50

対数等価消費支出

2.59

2.53

財産得点

10.92

10.63

自営業

16.9%

10.8%

経営者・常勤

13.2%

4.6%

無職

51.4%

68.2%

非正規雇用

18.6%

16.5%

地域コミュニティへの参加程度

7.57

6.97

サポート・ネットワーク

3.63

3.75

現在の従業上の地位

まず男性についてみると，過去に無職を経験した否かにより，生活満足度，対数個人所得，
財産得点，現在の従業上の地位，地域コミュニティへの参加程度に相違が確認できる．具体的には，男性高齢層のなかでも無職を経験した層は生活満足度が低く，対数個人所得・財産得点が低い．また地域コミュニティへの参加にも消極的である．現在の従業上の地位については，経営者・常勤，無職のカテゴリにおいて顕著な差が確認できる．残差分析を行ったところ，この 2 つのカテゴリのみに有意な結果（5%水準）が示されたため，無職経験を持たない男性の方が経営者・常勤として就労を継続する傾向が強く，また無職である傾向は弱いと
言える．
9

―51―

表 2

無職経験の有無に条件づけられた各変数の記述統計（男性）男性
無職経験なし 無職経験あり
生活満足度

3.93

3.60

対数個人所得5.61

5.24

対数等価世帯支出

2.59

2.55

財産得点

11.23

9.75

非正規雇用

18.5%

19.0%

自営

17.8%

13.6%

経営者・常勤

14.3%

9.1%

無職

49.5%

58.3%

地域コミュニティへの参加程度

7.77

6.82

サポート・ネットワーク

3.62

3.65

N

905

242

現在の従業上の地位

表 3

無職経験の有無に条件づけられた各変数の記述統計（女性）女性
無職経験なし 無職経験あり
生活満足度

4.13

4.03

対数個人所得4.80

4.44

対数等価世帯支出

2.50

2.54

財産得点

10.85

10.58

非正規雇用

13.1%

17.2%

自営

23.5%

8.1%

現在の従業上の地位

経営者・常勤

5.4%

4.4%

無職

57.9%

70.4%

地域コミュニティへの参加程度

7.23

6.91

サポート・ネットワーク

3.85

3.73

N

221

1030

対数個人所得・財産得点，地域コミュニティへの参加の程度については，前章での議論の内容から解釈可能だが，現在の従業上の地位については必ずしもそうではない 14．ただし，「どのような層が就労を継続するのか」という問題は老年学や社会学における退職研究の流れ

14

一つの可能性として，この結果が 61 歳以上の男性サンプルであったために，65 歳までの継続雇用制度による同一企業内での就労継続が反映された可能性がある．事実，65 歳以上の男性サンプルのみで同様の分析を行ったところ，有意な差は確認できなかった．

10

―52―

（e.g. Moen 2003）を踏まえれば興味深い問題だが，あくまで本研究の関心は高齢層の主観的厚生にあるため，ここでは事実の確認のみにとどめておく．
また女性について確認すると，生活満足度において，確かに無職経験を持つ層が低い水準であることがうかがい知れるが，有意な差ではない．また独立変数に想定している各変数に関しても，男性のそれに比較すれば無職経験の有無による差は顕著ではなく，男性で確認された財産得点，地域コミュニティにおける無職経験の有無による差は確認されない．

4.2 重回帰分析の結果
2 変数の関連の検討から，とくに男性において過去の無職経験による生活満足度水準の差が確認され，同時に経済的状況，就労，地域ネットワークにもそれぞれ差が確認された．これらの事実を踏まえ，以下では生活満足度を従属変数とする重回帰分析による検討を行う．
分析には 2 つのモデルを用いる．まずベースラインとなるモデル 1 は，過去の無職経験と統制変数を考慮したモデルである．モデル 2 はモデル 1 に経済的状況（対数個人所得，対数
等価所費支出，財産得点），就労（現在の従業上の地位），地域ネットワーク（地域コミュニ
ティへの参加程度，サポート・ネットワーク）を追加したモデルで，モデル 1 とモデル 2 の推定結果を比較することで，本研究の関心にアプローチしていく．表 4 は男性・女性サンプ
ルそれぞれを対象に OLS で推定した結果である．
まずは男性の結果を確認しよう．モデル 1 の推定結果から，統制変数として導入した変数のうち，主観的健康，未婚実子との同居，配偶者情報，15 歳時点の暮らし向きの男性高齢者の生活満足度に対する効果が確認できる．過去の無職経験が及ぼす影響という本研究の関心と関連は薄いものの，高齢層の主観的厚生という大枠での問題関心に照らせば興味深い結果と考えられるので，少し補完しておこう．配偶者情報について，有配偶者の中で配偶者が有職か無職かの違いによる男性高齢層の生活満足度に対する効果の差は確認されない 15．この
事実は，少なくとも男性高齢層においては，配偶者の存在が経済的なセーフティネットとして認識されることで生活満足度を高めるのではなく，道具的・情緒的なサポート・ネットワ
ークのコンタクトとして機能している可能性を示唆していると理解できる（c.f. Ross et al.
1990）．ただし，世帯構成員との同居がすべからく配偶者と同様の効果を持つわけではなく，同居している実子の正の効果は確認できないどころか，むしろ未婚の実子との同居は有意に
生活満足度を引き下げる効果を持ち，同様の知見は先行研究でも確認されている（e.g. 宍戸
2007； Oshio 2012）．また主観的健康が与える正の影響についても，これまでの先行研究で指摘されてきた結果と整合的である（e.g. 宍戸 2007）．
しかし，これらの統制変数の影響を考慮してもなお，過去の無職経験が男性高齢層の生活満足度に及ぼす影響は依然として残り，4.1 で確認した過去の無職経験の有無による男性高152 変数間の独立を仮定した z 検定の結果では 10%水準でも有意ではない．

11

―53―

齢層の生活満足度の差が，分析に用いた統制変数によっては十全に説明されないことを示唆
している．
表 4

OLS の推定結果

男性(N=1,147）
モデル1
回帰係数

女性(N=1,251）
モデル2

標準誤差 回帰係数

切片

2.772

***

過去の無職経験-0.223 **年齢
年齢の二乗項

モデル1

標準誤差 回帰係数

モデル2

標準誤差 回帰係数

標準誤差

0.204

1.061

**

0.350

2.651

0.204

1.337

0.083

-0.144 †0.081-0.0280.076-0.064-0.0150.024-0.011

0.023-0.0160.020-0.023

0.001

0.001

0.001

0.001

0.001

中学・高校

-0.053

0.067

0.090

0.069

0.167

専門・短大・高専-0.151

0.143-0.161

0.137

0.135

0.033

0.136

0.032

***

***

0.320
0.077
0.020

0.001

0.002

†

0.001

0.116

0.314 **

0.115
0.122

学歴（ref：大学以上）
0.125

0.162

0.246

***

0.032

0.198

*

主観的健康

0.169

過去の非正規経験-0.1200.088-0.0350.085-0.1280.058-0.0560.059

未婚実子との同居-0.121 †0.068-0.143 *0.067-0.0880.062-0.133 *0.061

既婚実子との同居

0.114

0.106

-0.005

0.112

0.131

0.081

0.004

0.084

有配偶・無職

0.487 ***

0.103

0.230 *

0.102

0.171 *

0.070

0.086

0.071

有配偶・有職

0.425 ***

0.112

0.256 *

0.114

0.184 *

0.078

0.154 *

0.078

15歳時点の暮らし向き

0.137 ***

0.034

0.104 **

0.033

0.149 ***

0.030

0.132 ***

0.030

対数個人所得

0.096

0.044

0.028

0.025

対数等価消費支出

0.114

0.080

0.106

0.067

財産得点

0.062 ***

0.011

0.056 ***

0.009

自営

-0.178 †0.106-0.0880.116

経営者・常勤-0.0020.107-0.0220.156

無職-0.013

0.090

0.137

0.087

0.013

0.013

0.034

0.088

***

***

***

0.032

配偶者情報（ref：無配偶）*

現在の従業上の地位（ref：非正規雇用）

地域コミュニティへの参加程度

0.006

サポート・ネットワーク

0.118

調整済み決定係数

0.083

***

0.140

0.100

0.011
**

0.029

0.149

標準誤差はHC0で計算．***：
p <0.001，**：p <0.01，*：p <0.05，†：p <0.1

では，男性のモデル 1 で確認された過去の無職経験の効果は，経済的状況，就労，地域ネットワークを媒介しつつ影響しているのだろうか．男性のモデル 2 の結果を確認すると，モデル 1 で男性高齢層の生活満足度への効果が確認された統制変数はすべからくモデル 1 と同様の傾向を示していることがわかる．モデル 1 から新たに加えた独立変数については，経済的状況の変数として導入した対数個人所得と財産得点，就労の変数として導入した従業上の地位のうち，（非正規雇用に比較した）自営業，地域ネットワークの変数として導入したサポ
12

―54―

ート・ネットワークの効果が確認できる．以上の推定結果と，表 2 で示した 2 変数間の関連の結果を合わせて考えると，男性高齢層における過去の無職経験は，経済的状況，とくに個人所得と財産の蓄積を媒介して影響を及ぼしている可能性を指摘することができる．一方，就労を媒介とする効果については，確かに自営業は非正規雇用に比較して男性高齢層の生活満足度を低下させるものの，表 2 より過去の無職経験と現職が自営業であることとの関連は認められなかったため，就労が過去の無職経験と生活満足度の間を媒介しているとは主張できない．同様に地域ネットワークについても，確かにサポート・ネットワークは男性高齢層の生活満足度への効果を持つが，表 2 より過去の無職経験とサポート・ネットワークとの（2変数間の）関連は確認できないので，やはり過去の無職経験と生活満足度の間を媒介しているとは言えない．
一方，女性での推定結果，とくにモデル 2 に注目して確認すると，女性においても男性と同様の傾向が主観的健康，未婚実子との同居，15 歳時点の暮らし向き，財産得点，サポート・
ネットワークにおいて確認される．しかし，学歴，配偶者情報については，男性のそれとは異なり，（大学以上に比較して）中学・高校である場合，また，（無配偶に比較して）有職の有配偶者がいる場合のみに主観的厚生が上昇する．とりわけ後者の結果は先行研究で確認された結果と整合的で（e.g. 宍戸 2007），性差により配偶者関係の意味づけが異なりえることを示唆する．こうした性差による違いは，本研究の関心である過去の無職経験の影響にも通底しており，男性高齢層で確認された過去の無職経験の直接・媒介的な影響は女性高齢層には確認されない．

５．補足的な分析：なぜ直接的な影響は存在するのか？
前章で確認した分析結果から，男性高齢層における過去の無職経験が及ぼす生活満足度への負の影響が確認され，その影響のプロセスとして，経済的状況，特に個人所得と財産得点の低下に起因する媒介的なプロセスを示唆する結果が示された．
しかし，ここで注意が必要なのは，過去の無職経験の係数の大きさである．表 4 で示されたモデル 2 の過去の無職経験の係数が 10%水準で有意であるため，慎重な判断が必要になるが，モデル 1 とモデル 2 との間での過去の無職経験の係数の減少率，すなわち特に個人所得と財産の蓄積を中心にして媒介する効果は約 35%（ 100 × (−0.223 + 0.144)/−0.223） にとどまり，過去の無職経験が直接的に与える効果の方が相対的に大きい．換言すれば，経済的状況，

特に個人所得と財産の蓄積を介した媒介効果は存在するものの，これらを考慮してもなお，
過去の無職経験が男性高齢層の生活満足度に及ぼす，無視できない直接的な影響が存在している．
では，なぜ過去の無職経験が男性高齢層のみに対して直接的な負の影響を及ぼすのだろうか．この問いに対する十分な回答を提示するには改めての慎重な検討が必要になると考えら
13

―55―

れるが 16，ここではテンタティブな試みとして就労規範による説明可能性を検討してみよう．
すなわち，実態として就労していることが一般的で，また意識の側面でも就労することが規範化していた男性のライフコースにおいて，それらからの逸脱を意味する無職が看過できないネガティブなイベントとして認識され，それがスティグマとして高齢層に至るまで維持された可能性である．
いま，男性高齢層の過去の無職経験が就労規範への逸脱から発生すると理解できるのなら
ば，キャリアのなかでいつ無職を経験したのか，によって影響が異なりうると予測できる．
男性の世代内職業移動のパターンとして，若年期の高い流動性と中・高齢期の安定性が挙げられ（渡辺・佐藤 1999），失業率も若年層のほうが高く，年齢が上がるにつれて低下していく趨勢にある 17．就労規範からの逸脱という意味で発生する無職の負の影響は，とりわけ男性において，周りに同じ無職である他者が多い場合に緩和する（Clark 2003） 18．それゆえ，若年期において無職を経験した場合は，その後の中・高齢期に経験する無職よりも，その負の影響は緩和すると考えられるだろう．
前章までの分析では，過去の無職経験を一義的に 59 歳までに無職を経験したか否かで操作化していたため，いつ無職を経験したのかという点での効果の変化についてはうかがい知ることができない．そこで本章では，無職になったタイミングを 30 歳未満，30 から 49 歳，50
から 59 歳の 3 つの年齢階層を用いて分類し，再度の検証を試みる．
分析に使用する独立変数は，各年齢階層で無職になった場合に 1，それ以外に 0 をとる 2
値変数である（以降，30 歳未満無職，30 から 49 歳無職，50 から 59 歳無職と呼ぶ）19．表 4で示したモデル 2 の過去の無職経験変数の代わりに，これらの 3 つの変数を時間的順序に従って逐次的に導入した 3 つのモデルを検討する．すなわち，30 歳未満無職を独立変数にしたモデル 3，モデル 3 に 30 から 49 歳無職を独立変数に追加したモデル 4，モデル 4 に 50 から
59 歳無職を追加したモデル 4 の 3 つである．
以下の表 5 は，男性サンプルに限定し OLS で推定した結果である（参照基準としてモデル
2 の推定結果を再掲した）．まずモデル 3 の結果をみると，10%水準で有意なため慎重な検討が必要だが，30 歳未満に無職になることが男性高齢層の生活満足度を引き下げる効果を持つ
ことがわかる．さらに 30 から 49 歳無職変数を導入したモデル 4 をみると，モデル 3 で確認
16

他にも恐怖（Knabe and Rätzel 2011；Lange 2013）や主観的厚生の基準（Set point）の変化（Lucas et.al 2004）などによる説明も可能である．
17
総務省「労働力調査」を参照．ただし，1990 年までは 55～59 歳の男性失業率が相対的に高い傾向にあったが，これは 55 歳定年制に伴う結果と予測できる．事実，高年齢者雇用安定法の改訂で 60 歳定年を努力義務化した 1990 年以降は，55～59 歳の男性失業率が低下している．
18
ただし，否定的な結果も存在しているため（Oesch and Lipps 2013），一定の留意が必要となる．
19
なお，この変数は当該年齢期に無職になったケースのみに感応するもので，例えば 29 歳に無職になり
41 歳まで続いた場合は 30 歳未満の 2 値変数では 1 を取るが，30 から 49 歳の 2 値変数では 0 になる．それゆえ，以降の回帰分析の係数は，各年齢での無職への状態移動した場合の効果のみを表していることに留意
されたい．

14

―56―

された 30 歳未満無職変数の係数はほとんど変化しておらず，30 から 49 歳無職の効果は確認できない．モデル 5 でも，依然として 30 歳未満無職変数の効果が確認できる一方，30 から
49 歳無職，50 から 59 歳無職が及ぼす男性高齢層の生活満足度への影響は確認できない．

表 5

OLS の推定結果（男性．N=1147）

モデル2
回帰係数

モデル3

標準誤差 回帰係数

切片

1.061

**

0.350

過去の無職経験-0.144 †0.081

30歳未満に無職

1.029

モデル4

標準誤差 回帰係数**-0.221 †標準誤差 回帰係数

0.353

1.073

**

0.116

30～49歳に無職

モデル5
標準誤差

0.354

1.094

**

0.351

-0.213 †0.117-0.206 †0.115-0.1900.146-0.191

0.146-0.1030.112

50歳以降に無職
年齢-0.011

0.023-0.0080.024-0.0100.024-0.0100.023

年齢の二乗項

0.001

0.001

0.001

0.001

0.001

0.001

0.001

0.001

中学・高校

0.090

0.069

0.089

0.069

0.086

0.069

0.089

0.069

専門・短大・高専-0.161

0.137-0.1700.136-0.171

0.137-0.163

0.032

0.136

0.032

0.136

0.032

0.136

0.085

-0.0410.084-0.0370.084-0.034

学歴（ref：大学以上）
0.137

主観的健康

0.136

過去の非正規経験-0.035

未婚実子との同居-0.1430.067-0.141

0.067-0.141

0.067-0.142

既婚実子との同居-0.0050.112-0.0160.112-0.0190.111-0.0120.111

配偶者情報（ref：無配偶）0.104 **

0.033

0.105 **

0.033

0.106 **

0.033

0.105 ***

0.033

有配偶・無職

0.230

*

0.102

0.230

*

0.102

0.222

*

0.102

0.221

0.102

有配偶・有職

0.256 *

0.114

0.256 *

0.114

0.250 *

0.114

0.247 *

0.114

15歳時点の暮らし向き

0.104 **

0.033

0.105 **

0.033

0.106 **

0.033

0.105 **

0.033

対数個人所得

0.096

0.044

0.101

0.045

0.097

0.044

0.095

0.044

対数等価消費支出

0.114

0.080

0.108

0.080

0.111

0.080

0.115

財産得点

0.062

0.011

0.062

0.011

0.061

0.011

0.061

***

*

*

***

***

*

*

***

***

*

*

***

***

0.032
0.084

*

*

0.067

0.080
***

0.011

現在の従業上の地位（ref：非正規雇用）
自営-0.178 †0.106-0.183 †0.106-0.180 †0.106-0.181 †

0.106

経営者・常勤-0.0020.107-0.0080.108-0.0060.108-0.0070.108

無職-0.0130.090-0.0300.091-0.0270.091-0.0200.091

地域コミュニティへの参加程度

0.006

0.013

0.007

0.013

0.006

0.013

0.005

0.013

サポート・ネットワーク

0.118 ***

0.034

0.117 ***

0.034

0.118 ***

0.034

0.119 ***

0.034

調整済み決定係数

0.140

0.141

0.142

0.142

標準誤差はHC0で計算．***：
p 標準誤差はHC0で計算．***：<0.001，**：p <0.01，*：p <0.05，†：
p <0.001，**：
p <0.1
p <0.01，*：p <0.05，†：p <0.1以上の分析結果から，過去の無職経験といったとしても，それがいつの経験なのかによって生活満足度への影響が異なりうることが明らかとなり，とくに若年期での経験が（持続的に）男性高齢層の生活満足度に負の影響を及ぼすことが示された．年齢階層の区分は異なる
が，ライフコース上で比較的若い時に経験する無職が男性高齢層の主観的厚生に負の影響を及ぼすという事実は，海外を対象にした先行研究でも指摘されている（Ponomalenko 2016）．
しかし，この事実は翻っては，過去の無職経験が就労規範からの逸脱に起因して作用するわ
15

―57―

けではないことを示唆する．就労規範からの逸脱によるスティグマ化として過去の無職経験を理解した場合，若年期での無職のほうがその影響が弱まると予測されるものの，結果はこの予測の逆を示した．なぜ男性高齢層における過去の無職経験の直接的な負の影響が存在す
るかについては，改めて他の視点からの検討が必要となるだろう．

６．まとめ
本研究では，高齢層の主観的厚生に対する過去の無職経験の影響に注目し，経済的状況，
就労，地域ネットワークの 3 つの要因を媒介とする影響のプロセスを中心的に取り上げて，
SSM2015 年調査データに基づく検討を行った．分析の結果，男性高齢層における過去の無職経験が及ぼす生活満足度への負の影響が観察され，その負の影響が及ぶプロセスとして，経済的状況，特に個人所得と財産得点の低下に起因する媒介的なプロセスを示唆する結果が示された．ただし，個人所得と財産得点を媒介したプロセスのみで観察された過去の無職経験が及ぼす影響が十分に説明できるわけではなく，男性高齢層に及ぶ直接的な負の影響も同時に明らかとなった．また，無職イベントのタイミングを考慮した追加的な分析の結果，30 歳
未満で無職になることが男性高齢層の主観的厚生を直接的に引き下げる一方で，30 歳以降での無職にはそのような直接的な効果は観察されなかった．
以上の知見は，高齢層に至ってもなお，労働市場での経験である無職経験が主観的厚生を形づくる一つの要因であることを示している．これまでの日本における高齢層の主観的厚生に関する実証研究は，現在において不平等に配分されている種々の資源・状態を所与としつつ，それらとの関連から高齢層の主観的厚生の理解を試みていた．本研究に認められる一つの意義は，高齢層のそれまでに経験した過去のイベントが，高齢層の主観的厚生を理解するにあたり，欠かすことのできない要素であることを示した点にある．とくに，1．初めにも述
べた通り，「失われた 20 年」を経験した今後の「高齢層」の一つの特徴として過去に無職を経験した層の拡大が見込まれる．過去の無職経験と高齢層の主観的厚生と関連を問う視点は，今後の高齢層の主観的厚生を理解する際に一層重要な視点になりうるだろう．
また，本研究で見出した過去の無職経験が個人所得や財産といった経済状況を媒介しつつも，直接的に男性高齢層の主観的厚生に負の影響を及ぼすという事実は，高齢層の「主観的厚生の格差」 20という視点に立つと興味深い．高齢層の所得格差が大きいことは良く知られている事実だが（大竹・斎藤 1999；白波瀬・竹内 2009），意識や態度でも加齢とともに差が拡大していく傾向が指摘されている（Nelson and Dannefer 1992） 21．（2 変数のみを用いた簡単な検討であったが）過去の無職経験により個人所得や財産の格差が生じ，かつ，過去の無20

Stevenson and Wolfers（2008）を参照．
2015 年 SSM 調査データを用いて加齢に伴う生活満足度のばらつき（標準偏差）の推移を見たところ，
加齢とともに標準偏差が拡大していく傾向が確認できた．ただし，生活満足度を 1 から 5 までの連続変数として操作化していたこともあり，年齢階層ごとの標準偏差の差は小さいものであった．
21

16

―58―

職経験がそれらを媒介した効果と直接的な効果を同時に持ちうるという事実を敷衍すれば，とりわけ男性高齢層おいて，過去に無職を経験したか否かによって，客観的な経済格差には還元できない生活満足度の相対的な大きな格差が生じうる可能性を示唆する．
しかし，なぜ男性高齢層のみに直接的な過去の無職経験の影響が存在するのか，については本研究の成果からは明らかになっていない．男性のみ，という点については，男性のライ
フコースにおいて就労が一般的であったこと，そしてそれを肯定する規範が存在していたためだと解釈できる．しかし，就労規範からの逸脱から過去の無職経験を理解した場合，無職が相対的に多い若年期での無職経験のほうが，及ぼす影響が相対的に弱いと予測されるものの，分析結果はこの予測を支持するものではなかった．なぜ若年層での無職経験が直接的な負の影響を及ぼすのか，そのメカニズムを明らかにすることが今後の課題として挙げられる．

［謝辞］
本研究は JSPS 科研費特別推進研究事業（課題番号 JP25000001）に伴う成果の一つであり，2015
年 SSM データ使用にあたっては 2015 年 SSM 調査データ管理委員会の許可を得た．また，SSM
テーマ別研究会・労働市場 1 の参加者各位には有益なコメントをいただいた．記して感謝申し上
げます．

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Effect of post-unemployment on old person’s subjective
well-being
Yutaka Maeda(Rikkyo University)
Abstract
This study examines the effect of post-unemployment on old person’s subjective well-being byfocusing on the effects mediated via financial condition, labor, and regional networks. Analysis
drawn from the 2015 SSM survey data suggests the effect of post-unemployment on aged men
and its effect is mediated through financial condition, especially personal income and asset. At
the same time, however, it is also clear that post-unemployment directly affects the aged men.
An auxiliary analysis focusing on the timing of unemployment reveals that becoming
unemployed under the age of 30 directly reduces the subjective well-being of aged men, while
becoming unemployed above the age of 30 does not.
Keywords: elder, subjective well-being, post-unemployment

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