非自発的離職と非正規雇用の経験が主観的 Well-Being に与える長期的影響の検討―恐怖（Scare）仮説と傷跡（Scar）仮説によるアプローチ*1―
橋爪裕人（公益財団法人たばこ総合研究センター）【論文要旨】
本稿では、過去に非正規雇用の仕事を経験していること、そして過去に非自発的な理由によって無職の期間を経験していることと、現在の主観的 Well-Being にネガティブな関係性があることを明らかにした。特に非正規雇用の仕事に就いていた経験がある人は、その人の初職や現職、収入、婚姻状況、健康といった様々な要因の影響を統制しても、主観的 Well-Being が低いことが確認された。
過去の失業などの経験が現在の主観的 Well-Being に影響を与えることは欧米圏の先行研究を中心に指摘されていたが、その理由についてはほとんど明らかになっていなかった。本稿では、
さらに恐怖（Scare）仮説と傷跡（Scar）仮説を取り上げて、現代日本社会においてはどちらの仮説のほうが非正規や非自発的無職の主観的 Well-Being に対する長期的影響を適切に説明できるのか検討した。分析の結果、女性より男性において非正規雇用の経験と主観的 Well-Being の関連は強いこと、その一方で大卒／非大卒と現役労働者／高齢リタイア者という違いによる、過去の経験と主観的 Well-Being の関連に差はなかった。この分析結果からは、現代日本社会においては、
傷跡（Scar）仮説のほうがより適切な説明であることが示唆された。
キーワード：非正規雇用、非自発的無職、主観的 Well-Being、傷跡仮説

１．流動化する労働市場における失業と非正規雇用
近年わが国においては、労働市場の流動化が進んでいる。特に、非正規雇用者の増加は顕著である。かつての日本社会においては、非正規雇用といえば日雇い労働者や季節工などのブルーカラー層と、既婚である程度子育ても落ち着いた女性が家事や育児と並行しながら行う家計補助的な働き方、いわゆる主婦パートが主なものであった。
しかし近年では、男性においても非正規雇用で働く人の数が増えている。象徴的な事例としては、1986 年に施行された労働者派遣法がある。非正規雇用者全体に占める割合は決して高くはないものの、施行後の度重なる改正による、労働者の派遣可能業種の拡大や、2009 年に大きな話題となったいわゆる「派遣切り」などを鑑みれば、日本社会における非正規雇用

1

本研究は、JSPS 科研費 JP25000001 の助成を受けたものです。
1―63―

の拡大とその問題を象徴する事例といえるだろう。
実際、総務省統計局による労働力調査の結果を見ると、非正規雇用者が 1990 年代以降その数を増やしていることが確認できる。図 1 を見ると、平成になったばかりの 1989 年当時は20%を下回る程度であった、非正規雇用率は今回の SSM 調査が行われた 2015 年時点においては 35%を越え、40%に近づこうというほどになっている。

非正規率（%）
40
35
30

25
20
15
10

図１

雇用者に占める非正規割合の増大傾向（労働力調査より作成）

問題は労働市場の流動化や、非正規雇用の増加自体だけではない。より重要な問題は非正
規雇用と正規雇用の賃金格差（太田 2006）や、非正規雇用から正規雇用への移動障壁があることである。太郎丸博は非正規雇用の一種であるフリーターについて、一度フリーターにな
るとその後もフリーターとしての生活を継続しやすい傾向があることや、若年非正規雇用者の賃金が低く抑えられていることを指摘している（太郎丸編 2006；太郎丸 2009）。また、非正規雇用では一般的に、重要な仕事は任されず、人的資本が蓄積されにくいことも知られている（小杉 2004）。これらのことからもわかるように、非正規雇用を経験することは、その後の社会経済的地位の達成に対して、ネガティブな意味を持ち、のちのキャリアのための踏み台に放っていないのが現状である。そして、当然ながらこれは失業の経験についても同様のことが指摘でき、失業の経験がその後の地位達成において不利を生んでいるのである（石田 2005；Kondo 2007；Yu 2012；Brand 2015）。

２．主観的 Well-Being と過去の失業・非正規雇用経験
2.1

主観的 Well-Being への注目
2―64―

失業や非正規雇用がネガティブな影響を持つのは個人の収入や職業といった社会経済的地
位だけにとどまらない。近年では失業や非正規雇用と主観的な意識の関係性にも注目が集まっている。近年ダニエル・カーネマンやリチャード・セイラーがノーベル経済学賞を受賞したことで注目が集まっている行動経済学は主観的な意識を経済学的分析に取り入れていることが知られているが、社会学や心理学なども含め様々な分野において学際的な研究対象となっているのが、幸福感や生活満足度などによって測定される、主観的 Well-Being である。
この主観的 Well-Being と失業や非正規雇用の関連については、すでに多くの先行研究が存在する。そもそも主観的 Well-Being の研究にこれほど注目が集まるようになったきっかけは、
1974 年に R.イースタリンが発表した“Easterlin’s Paradox”と呼ばれる、経済成長と主観的Well-Being の関係性についての現象であった。彼は論文中で、一定以上経済的に豊かになっても、それ以上幸福感は増大しないと述べ、すでに経済的に豊かな社会においては豊かさと主観的 Well-Being（幸福感）が相関しないことを実証的に示したのであった（Easterlin 1974）。
“Easterlin’s Paradox” は多くの経済学者に大きなインパクトを与えた。本当にアメリカなど
では経済的な豊かさと主観的 Well-Being に関連がないのか、先進国におけるこれ以上の経済
成長は幸福の増大に結びつかないのか、と多くの研究者が主観的 Well-Being に関する研究を行うようになったのである。彼らの関心は国や地域レベルの経済成長と主観的 Well-Being の関連にとどまらず、個人レベルの経済力の差，つまり収入の多い個人とそうではない個人の間に主観的 Well-Being の差があるのかというところにまで広がっていった。
さらに、個人レベルでの経済力の効果を検証するにあたり、様々な個人の特徴についても同時に検討されている。女性のほうが男性よりも主観的 Well-Being が高いこと、年齢については U 字の効果が確認でき、若年期と高齢期において主観的 Well-Being は高いことなどのデモグラフィックな要因との関連、結婚している人、健康状態の良い人、政治参加の盛んな地域では主観的 Well-Being が高いといった様々な関連が指摘されているのである（Frey andStutzer 2002=2005；Frey 2008=2012；大竹他 2010）。その中でも収入などの経済的な豊かさと並んで多くの研究が行われているのが失業との関連についてである。多くの研究において、失業者の主観的 Well-Being が、仕事に就いている人に比べて低いことが指摘されている（Clark and Oswald 1994；Frey and Stutzer 2002=2005；大竹他 2010）。さらに、自営業やパートの主観的 Well-Being は失業者よりは高いものの、その他の被雇用者や非労働力に比べると低いなど、非正規雇用者の主観的 well-Being が低いことも明らかになっている（佐野・大竹
2010；浦川 2011）。
このような、失業や非正規雇用と主観的 Well-Being の関係は、一時点のことに限らない。
クロスセクショナルな調査データの分析のみならず、パネルデータを用いた研究においても失業や非正規雇用と主観的 Well-Being の負の関係性が確認されている（Winkelmann andWinkelmann 1998；Hurd, Rohwedder and Tassot 2014；橋爪 2016）。つまり、失業している人の3―65―

主観的 Well-Being が低いだけではなく、失業すると主観的 Well-Being が低下していることも確認されているのである。そしてこの失業と主観的 Well-Being の低下の関連は、所得の減少を考慮してもなお残るものであることが既に知られている（Clark et al. 2001；Young 2012）。
失業によって低下した主観的 Well-Being が、その後再び仕事に就いたとしても回復するのはおよそ低下した主観的 Well-Being の 1/3 程度であり、元の水準までは戻らないのである（Young 2012）。

2.2

過去の経験と主観的 Well-Being

このような、パネル調査のから得られた知見は非常に重要なことを示唆している。それは、主観的 Well-Being の規定要因を説明しようとする際に、現在の状況のみならず、過去の経験も考慮に入れる必要があるかもしれないという点である。過去の失業による主観的Well-Being の低下が再就職後も回復せずに残るのであれば、過去の経験の影響は無視できな
いものとなるだろう。実際いくつかの先行研究において、過去に失業経験があると現在の主観的 Well-Being が低い傾向にあることが示されている（大竹 2004；Falk and Knell 2000；Clark,
Georgellis and Sanfey 2001）。しかし、これら既存の研究には問題点が残されている。まず 1
つが、非正規雇用の問題である。先ほども確認したように、労働市場の流動化が進む現代日
本社会において、非正規雇用の仕事に就く人は増加し続けている。すると、今後は職業人生において非正規雇用の仕事を経験する人はさらに増加する可能性がある。このような社会背景を念頭に置くと、ますます非正規雇用の経験と主観的 Well-Being の関係性を明らかにすることの重要性は増していくことだろう。それにもかかわらず、非正規雇用の経験の効果についてはごくわずかな例があるのみであり（稲垣・小塩 2013）、過去に非正規雇用の仕事に就いていたという経験が現在の主観的 Well-Being にどのような影響を与えるのかはまだ十分に明らかにはなっていないのである。本稿ではこうした状況も踏まえ、まず非正規雇用の中長期的な影響について検討したいと考えている。一方で、失業に関する研究が十分かというと決してそうではない。過去の失業の影響について論じている先行研究においても、検討されている失業経験は直近 5 年以内などの比較的近い過去である。つまり、いまだ失業経験の長期的な影響については明らかになっていない。こうした過去の経験の中長期的な影響を明らかにするにあたって、SSM 調査データは初職から現職までの職歴データを含む点において、非常に優れたものであるといえる。
これとは別に、失業の主観的 Well-Being に対する長期的な影響は、なぜ生じるのかという、メカニズムに接近する試みも行われている。そこでは大きく 2 つの仮説が検討されている。1
つは恐怖（Scare）仮説と呼ばれるものである。これは過去に失業している人が、将来もう一度失業するリスクを、失業経験がない人よりも高く認識し、その結果として主観的 Well-Beingが低くなるというものである（Knabe and Rätzel 2011）。この、リスクを高く認識するがゆえ
4―66―

に、恐怖や不安を感じ、主観的 Well-Being が低下するという説明は、非正規雇用の仕事を経験している場合にも適応可能な説明である（小塩 2014）。
もう 1 つの仮説は傷跡（Scar）仮説と呼ばれるものである。そこでは、失業は能力不足の表れであるとか、失業者は労働者として不完全失業な存在である、とかいうようなネガティ
ブなイメージを、失業経験者自身が内面化させた結果、失業経験が傷跡のように心の中に残り、その後も主観的 Well-Being が低い状態にとどまると指摘されている (Young 2012)。しかし日本においてこのようなメカニズムにまで言及している研究はない。本稿では、非正規や失業に関する過去の経験と主観的 Well-Being の関連を明らかにすることに加えて、恐怖（Scare）仮説と傷跡（Scar）仮説のどちらがより日本社会において適切なのかという点についても議論を深めてみたいと考えている。
さらに、高齢社会における階層と格差や不平等を考えるにあたっても、過去の経験が現在の主観的 Well-Being に影響しているのかどうかは、非常に興味深い点であるといえる。というのも、仕事から引退した高齢者には仕事とそれに伴う収入がないために、例えば主観的
Well-Being の分析をしようと考えても、使用できる変数は健康や、家族、ネットワークなど
一部の変数に限定されてしまいがちであった。過去に非正規雇用の仕事に就いていたことや、
非自発的に無職になったことの経験が、現在の主観的 Well-Being に影響していることが明らかになれば、高齢期の格差や不平等についての研究を行う上でも、重要な示唆が得られるこ
とになる。

2.3

リサーチクエスチョン

本節のここまでの内容を踏まえて、本稿におけるリサーチクエスチョンは、まず 1 つが「過去の非正規や失業経験は、現在の主観的 Well-Being に対してネガティブに影響しているか」である。この非正規・失業経験の中長期的な影響が確認されたならば、昨今話題の働き方改
革など、これからの労働政策に対しても非常に重要な示唆を与えることになると考えられる。
このような影響が確認されたのちには、「過去の経験が現在の主観的 Well-Being に影響しているのはなぜか」が次の問いとなる。本稿では特に、恐怖（Scare）仮説と傷跡（Scar）仮説に着目し、そのどちらが現代日本社会に対してより適切な説明といえるのか、検討することが最終的な目的となる。将来的に再び非正規雇用の仕事に就くことになったり、失業した
りするリスクを高く見積もり、それに対する不安感から主観的 Well-Being が低くなっているのであれば、恐怖（Scare）仮説が正しいことが示唆される。また、過去に経験した非正規雇用の仕事や失業というイベントが、その後の将来にわたって心の傷として残っていることで主観的 Well-Being が低いのであれば傷跡（Scar）仮説の方が適切であることが示唆される。
いよいよ次節では、分析に用いる変数や作業仮説、分析モデルについて述べる。

5

―67―

３．変数と分析デザイン
3.1

使用する変数

本稿において注目するのは、非正規雇用の仕事に就いていた経験と、非自発的離職による無職期間の経験である。非正規雇用の経験については職歴データから、従業上の地位に関して「パート・アルバイト」「派遣社員」「契約社員、嘱託」「臨時雇用」の経験が 1 回でもある
場合を 1、これらの経験がない場合を 0 とする過去の非正規経験ダミーを作成する。なお、
この非正規経験に現職は含めない。非自発的離職による無職期間の経験も同じく職歴データを用いる。職歴において、無職を経験しており、その時の離職理由が「定年、契約期間の終了など」「倒産、廃業、人員整理など」「健康上の理由（病気やケガなど）」である場合を 1、そのような経験がない場合を 0 とする過去の非自発的無職ダミーを作成する。なお、こちらも現在の無職は含まない。これによって、定年退職によって離職し現在無職である場合や、定年退職したが、すぐに嘱託などの仕事に就いた場合を除くことができている。
SSM 調査においては職歴を聞いているために、ライフコースにける無業の期間や無業の経験回数に関する情報は得られるが、これは必ずしも失業とは限らない。職歴データから単純に無業経験を抽出するだけでは、失業と専業主婦などの非労働力が区別できないのである。
確かに、現在の有職者にとって、過去の無職というのはその期間のいずれかのタイミングにおいては失業者であることが類推できる。というのも、無業期間の後に何かしらの職に就いているということは、どこかの時点で職を探していたであろうことが予想できるからである。
しかし、これを失業経験に含めてしまうと、大きな問題が生じる。結婚や出産を機に退職し、しばらくは専業主婦をしていたが、子どもが大きくなったので、パートの仕事に就くというある程度のボリュームで存在しているライフコースを歩んだ女性をすべて失業経験者とみなしてしまうことになるのである。こうした例を除くため、今回は離職理由が非自発的とみなされ、3 か月以上の無職期間を有していることを条件とした、非自発的無職経験を過去の失業経験に変わる変数として採用したのである。
また主観的 Well-Being の指標として、生活満足度と幸福感を従属変数に用いる。生活満足度は数値を反転し、「満足している」が 5、「不満である」が 1 となるようにしている。幸福感は 0 から 10 までの数値をそのまま用いている。
その他に統制変数として性別（男性を 1、女性を 0 とする男性ダミー）、年齢、年齢の 2 乗、学歴（四大卒以上の学歴を 1、それ以下を 0 とする大卒ダミー）、初職カテゴリ、現職カテゴ
リ、大企業ダミー（現職の企業規模が 300 人以上または公官庁勤務の場合を 1、そうでない
場合は 0）、世帯収入（実数値を対数化したもの）、婚姻状態、主観的健康を用いる。初職カテゴリは、「経営者、役員」「常時雇用されている一般従業者」を正規、「パート・アルバイト」「派遣社員」「契約社員、嘱託」「臨時雇用」を非正規、「自営業主、自由業者」「家族従業者」「内職」を自営とする 3 カテゴリの変数である。現職カテゴリは、正規、非正規、自営につ
6―68―

いては初職と同様であり、そのほかに「無職：仕事を探している」を失業、そのほかの無職者（学生含む）を無業とする 5 カテゴリからなる。婚姻状態は、「未婚」「既婚」「離別」「死別」の 4 カテゴリの変数である。最後に、主観的健康は「とてもよい」が 5、「わるい」が 1となるように値を反転化している。なお、各変数とも「わからない」や無回答などは欠損値扱いをしている。ちなみに、分析全体を通じて、過去一度も仕事に就いたことがない人は分析対象から除外している 2。

3.2

分析方針とモデル

本稿においてはまず、非正規雇用を経験している人がどれほどいるのか、また非自発的な離職を契機とした無職を経験している人がどれほどいるのか、度数分布から確認してゆく。
併せて、従属変数である主観的 Well-Being の指標となる 2 変数（生活満足度及び幸福感）の度数分布も確認しておく。データの分布を確認したのち、まずは過去の経験と主観的
Well-Being のシンプルな関係性について、過去に非正規雇用の仕事や非自発的な無職期間を経験している人のほうが主観的 Well-Being が低いことを確認する。
単純な関係性が確認できたならば、性別や年齢などの統制変数を加えた OLS 重回帰分析を行い、過去の経験と主観的 Well-Being の関係性についてより詳細な検討を加える。最後に、デモグラフィック変数や社会経済的地位を統制しても、過去の経験が現在の主観的Well-Being と関連しているのであれば、その原因は、将来再び非正規や非自発的な無職を経験する可能性への恐怖（Scare）にあるのか、それとも過去の経験が傷跡（Scar）として残っているのか、交互作用項を含めたモデルの分析から議論する。本稿において検討する交互作
用項モデルは 3 種類である。1 つ目が男性ダミーと過去の非正規及び非自発的無職経験の交互作用効果を投入するものである。2 つ目は大卒ダミーとの交互作用項、3 つ目は現役（職業生活から引退していない人）ダミーとの交互作用である。交互作用が有意であった場合には、予測値を算出し、カテゴリごとの主観的 Well-Being の差を詳細に記述する。

3.3

仮説

分析モデルを踏まえると、作業仮説は次のようになる。まず、①他の変数の影響を統制しても、過去の非正規雇用経験は現在の主観的 Well-Being に対して有意な負の効果を持つ。同様に②過去の非自発的なきっかけによる無職経験は現在の主観的 Well-Being に対して有意な負の効果を持つ。続いて、先行研究において指摘されていた恐怖（Scare）仮説と傷跡（Scar）
仮説について検討する。前述の 3 つの交互作用項に対応して、恐怖（Scare）仮説と傷跡（Scar）
仮説のそれぞれが正しい場合に生じると考えられる結果をまとめた。
2

これによって現在学生である多くの人が分析対象から外れているが、社会人学生がいるので、すべての学生を分析対象から外しているわけではない。
7―69―

まずは性差について、男女の社会的地位の格差から、女性のほうが非正規雇用や非自発的無職になるリスクは高いと考えられる。その一方で、今なお男性に対する仕事をしていて当然といった視線は残っている。このことを踏まえると、もし恐怖（Scare）仮説が正しければ、
より非正規や非自発的無職のリスクが高い女性のほうが、同じように過去に非正規雇用の仕事や非自発的な無職を経験していたとしても、再びそのような経験をするリスクに対して強く恐怖を感じ、主観的 well-Being は低下する可能性が考えられる。逆に、傷跡（Scar）仮説の方が適切なのであれば、働いていることが当然視され、働いているべきだとの規範が強いために、過去の非正規や非自発的無職の経験と主観的 Well-Being の低さは男性において女性よりも強く関連すると考えられる。なぜならば、今なお日本社会においては男性が非正規雇用の仕事についていることや、非自発的に無職になったことは非典型的なライフスタイル・
ライフコースとみなされる傾向があり、より深い傷になると考えられるからである。また同時に、日本社会において女性は、これまで結婚や出産を機に仕事を辞める傾向があり、労働参加率が M 字型カーブを描くことが知られている。このカーブの後半においては、特に非正規雇用で働くことが多くなっており、非正規雇用で働く音が男性ほどには傷跡（Scar）としてはたらかないことが考えられるからである。
大卒ダミーについても同様のことがいえる。非大卒のほうが非正規雇用の仕事に就いたり、失業したりするリスクが高いことはよく知られている。そのため、恐怖（Scare）仮説が正しければ、非大卒層において過去の経験と主観的 Well-Being の負の関連は強くなると考えられる。逆に傷跡（Scar）仮説が正しいならば、大卒層の方が非大卒層よりも、過去の非正規雇用や非自発的無職の経験と現在の主観的 Well-Being のネガティブな関係性が強いか、学歴によってそのような関係性の強さには差がないかのどちらかであると考えられる。これも、非大卒層 3に比べると職業的地位が高く、しかもその地位は安定的であるにもかかわらず、大卒層で非正規雇用の仕事に就いたり、非自発的に無職になったりすることは、非大卒層が同じ状況に置かれる場合よりも深い傷跡（Scar）になるか、そもそも日本では正規と非正規の格差が大きく、欧米などの諸外国に比べると失業率も低いため、学歴にかかわらず非正規や非自発的無職を経験することは深い傷跡（Scar）になると考えられるからである。
現役層と引退した人との差は、明確である。すでに労働市場から引退した人にとっては、
将来再び非正規雇用や非自発的無職を経験することに対する恐怖（Scare）は存在しないはずである。しかし傷跡（Scar）であれば引退しているか否かにはかかわりがないと予想される。
むしろ、今後そのような過去を取り返すような職業的成功は期待できないので、引退してい3

大学への進学は、人的資本への投資（Becker 1993）と考えられるが、大学へ進学したにもかかわらず、非正規雇用や非自発的無職を経験するというのは、ある種の投資失敗といえる。
人的資本論の立場からは、大卒層が非正規雇用や非自発的無職を経験することは、より強く主観的 Well-Being を低下させると予想できるが、本稿の主題ではない。
8―70―

る人の方が傷跡（Scar）の影響は強いかもしれない。以上から、7 つの仮説が導き出される。
まず（1）女性の方が主観的 Well-Being に対する過去の経験の影響は強い。次に、（2）男性の方が主観的 Well-Being に対する過去の経験の影響は強い。
（3）非大卒層のほうが過去の経
験と主観的 Well-Being の関連が強い。（4-A）大卒層のほうが過去の経験と主観的 Well-Beingの関連が強いか、（4-B）大卒非大卒による差はみられない。（5）現役の労働者のみに過去のネガティブな経験は影響する。（6）現役層か、すでに引退しているかによって過去のネガテ
ィブな経験と主観的 Well-Being の関連は変わらない。これら 7 つの仮説のうち、恐怖（Scare）
仮説に対応するものが（1）（3）（5）であり、傷跡（Scar）仮説に対応するものが（2）
（4-A）
（4-B）
（6）である。これら 7 つの仮説は、それぞれ該当する変数との交互作用項かを検討することで、その成否が判断されることになる。

４．過去の経験と主観的 Well-Being の基礎分析
4.1

非正規雇用の経験と非自発的無職経験の基礎分析

ここではまず、非正規雇用の経験と非自発的無職の経験の度数分布から確認する。表２で確認すると、過去に非正規雇用の仕事を経験している人は 2,875 人で、全体の 37.79%であった。その一方で、非自発的な理由での離職をきっかけとした無職を過去に経験しているのはもう少し少なく、590 人で全体の 7.75%であった。なお、中には非正規雇用の仕事や非自発的な無職を複数回経験しているケースもあるが、そのようなケースは少なく（例えば、非正規経験のある 2,875 人中、1,596 人は 1 回、683 人が 2 回である 4）、経験回数を用いても、経験ダミーを用いても違いはないことを確認している 5。

表２

非正規経験と非自発的無職経験の度数分布

非正規経験
非自発的
無職経験

なし
あり
なし
あり
合計

度数
4,733
2,875
7,018
590
7,608

%
62.21
37.79
92.25
7.75
100

非正規経験や非自発的無職の経験と、性別や年代、学歴、職業、収入、家族や健康との関係性についてもここで簡単に確認しておく。クロス表や平均値の差を検定した結果、それぞ4

非正規経験は 0～3 回の人で全体の 96%以上を、非自発的無職は 0 または 1 回で 99%以上を占める
5
実際に非正規経験ダミー、非自発的無職経験ダミーに代えてそれぞれ経験回数を用いて分析を行っても結果に大きな差はないことを確認している。
9―71―

れ経験がある場合に、学歴が低く、現在正規雇用で働いている可能性が低く、逆に非正規雇用で働いている可能性が高く、収入が少なく、既婚者である確率が低く、健康状態が悪いことが確認された。

4.2

主観的 Well-Being の基礎分析

次に従属変数となる生活満足度と幸福感の分布を確認しておく。生活満足度は「どちらかといえば満足している」を頂点として、「満足している」側に偏った分布をしており、「満足している」と「どちらかといえば満足している」を合わせると全体の 70%以上を占めている。
これは、一般的に生活満足度の項目でみられる分布であり、今回の 2015 年 SSM 調査においても、これまで同様に、生活満足度が測れていることがわかる。幸福感については留置票に含まれている質問であった。そのため、留置票回収不能分だけ、生活満足度（7,594 人）に比べると少し回答者が少ない（7,344 人）。こちらも分布は通常よく見られる形をしている。
0 から 10 までの 11 段階のスケールで幸福感を聞いた場合、7 や 8 のあたりと 5 のあたりに山ができる分布をとることが多い。今回の SSM 調査においても、8 と 5 にそれぞれ山の頂点が来るような分布をしていることが確認できる。

表３

主観的 Well-Being の度数分布表

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
生活満足度
どちらかといえば
不満である
不満である
合計
10
9
8
7
6
5
幸福感
4
3
2
1
0
合計
4.3

度数
2,642

%
34.79

2,986

39.32

1,234

16.25

491

6.47

241
7,594
546
512
1,621
1,380
901
1,565
403
256
99
41
20
7,344

3.17
100
7.43
6.97
22.07
18.79
12.27
21.31
5.49
3.49
1.35
0.56
0.27
100

過去の経験と主観的 Well-Being の単純な関連

それでは、いよいよ過去に非正規雇用の仕事をしていた経験や、過去の非自発的な理由に
10

―72―

よる無職経験と現在の主観的 Well-Being の関連について確認を進めてゆく。ここではまず、
シンプルに過去の非正規経験と非自発的無職経験の有無による、生活満足度と幸福感の平均値の差を確認する。表 4 を見ると、非正規経験のない場合は生活満足度の平均値が約 4.0、
一方経験のある場合は約 3.8 とおよそ 0.2 の差があり、F 検定の結果からも両者に差があることが確認された。同様に、非自発的無職の場合も経験なしが約 4.0、経験ありが約 3.7 と、こちらも生活満足度の有意な差が確認できた。幸福感についても同じであり、非正規雇用も非
自発的無職も、経験なしに比べて経験ありの方が、幸福感の平均値が有意に低かった。以上の結果から、まずはシンプルな 2 変数間の関連レベルにおいて、過去に非正規雇用の仕事や、
非自発的きっかけによる無職を経験している人の方が、経験していない人よりも主観的Well-Being が低いことが確認された。しかし、主観的 Well-Being はデモグラフィック変数や社会経済的地位と関連していることが知られているので、それらの影響を取り除いたうえで詳細な分析を、次節において行う。

表４

非正規経験
非自発的
無職経験

過去の経験による主観的 Well-Being の平均値の違い

なし
あり
なし
あり

生活満足度
幸福感
平均値
F値（d.f.）
平均値
F値（d.f.）
4.030
6.690
56.56(1,7592)**
21.09(1,7342)**
3.848
6.478
3.983
6.643
43.94(1,7592)**
25.58(1,7342)**
3.692
6.217

（注）表中の**はF検定の結果、1%水準で有意であることを示す

５．過去の経験と主観的 Well-Being の関係
5.1

重回帰分析による検討

本節では、過去の非正規雇用経験や非自発的無職経験の主観的 Well-Being に対する影響を
OLS 重回帰分析によって検討する。2 つの従属変数、生活満足度と幸福感について分析を行うが、まずは非正規経験ダミーと非自発的無職経験ダミーのみを投入したベースモデルの検討から行う。表 5 を見ると、ベースモデルにおいて生活満足度に対して、非正規経験と非自発的無職経験はともに 1%水準で有意な負の効果（係数はそれぞれ-.159 と-.241）をもっていた。同様に、幸福感に対しても両独立変数は 1%水準で有意な負の効果（係数は非正規経験が-.177、非自発的無職経験が-.369）をもっていた。
ベースモデルにおいて、非正規経験と非自発的無職経験の有意な負の効果が確認できたところで、統制変数を投入したフルモデルの結果も確認しよう。投入した統制変数は男性ダミ
ー、年齢、年齢の 2 乗、大卒ダミー、初職非正規ダミー、初職自営ダミー、現在非正規ダミー、現在自営ダミー、現在失業ダミー、現在無業ダミー、現在大企業ダミー、個人収入（対数化）、既婚ダミー、離別ダミー、死別ダミー、主観的健康である。まずは生活満足度の分析
11

―73―

から詳細に結果を確認する。フルモデルにおいて分析に投入されたサンプル数は、すべての変数に対して有効な回答があった 6,638 名であり、調整済み決定係数 R2 の値は.116 と 10%以上の説明力を持ったモデルになっていることが確認できた。非正規経験ダミーの係数は-.118
であり、1%水準で有意なものであった。同様に、非自発的無職経験ダミーも係数が-.120 の1%水準で有意な効果が確認された。デモグラフィック要因や初職、現職、収入などの影響をコントロールしても、過去の非正規雇用経験と過去の非自発的無職経験には、現在の生活満足度との有意な負の関連が見いだされたのである。統制変数の効果を確認しておこう。有意な負の効果が確認されたのは、男性ダミー、現在非正規ダミー、現在自営ダミー、現在失業
ダミー、離別ダミーであった。また、有意な正の効果が確認されたのは、年齢 2 乗（係数は極めて小さいが）、大卒ダミー、現在大企業ダミー、個人収入（対数化）、既婚ダミー、主観的健康であった。

表５

主観的 Well-Being に対する重回帰分析の結果

生活満足度
幸福感
ベースモデルフルモデル
ベースモデル
フルモデル
B
S.E.
B
S.E.
B
S.E.
B
S.E.
非正規経験
-.159 .025 ** -.118 .029 ** -.177 .047 ** -.153 .054 **非自発的無職経験 -.241 .045 ** -.120 .045 ** -.369 .085 ** -.095 .083
男性-.269 .028 **-.500 .052 **年齢.001 .001-.010 .002 **年齢2乗.000 .000 **.000 .000 **大卒.092 .029 **.326 .053 **
初職非正規-.024 .040
.090 .073
初職自営.040 .093.281 .171
現在非正規-.169 .036 **-.145 .067 *
現在自営-.184 .048 **-.096 .088
現在失業-.299 .081 **-.464 .148 **現在無業-.007 .049
.067 .090
現在大企業.090 .032 **.090 .059
個人収入（対数）.024 .010 *.049 .018 **既婚.382 .038 **1.268 .069 **離別-.127 .061 *.097 .112
死別.124 .066.768 .121 **健康.227 .013 **.489 .023 **切片
4.040** 2.914 .080 ** 6.706 .029 ** 4.467 .147 **
7,594
6,638
7,344
6,547
N
.011
.118
.005
.172
R-squ
.011
.116
.005
.169
adj. R-squ（注）表中の＊は5%、＊＊は1%水準でそれぞれ有意であることを示す

続いて、幸福感を従属変数とした分析の結果も確認する。分析に用いたのは 6,547 ケースであり、調整済み決定係数 R2 の値は.169 とモデルの説明力は 16%を超えていた。非正規経験
12

―74―

ダミーの係数は-.153 と 1%水準で有意な負の効果が確認された。しかし一方で、非自発的無職経験ダミーの効果は有意なものではなかった。統制変数のうち、負の有意な効果を有していたのは男性ダミー、年齢、現在非正規ダミー、現在失業ダミーの 4 変数であった。また、正の有意な効果が確認された統制変数は、年齢の 2 乗、大卒ダミー、個人収入(対数化)、既婚ダミー、死別ダミー、主観的健康であった。
分析から得られた知見を整理しておこう。まず、本稿で一番注目している、過去の非正規雇用経験と非自発的理由による無職経験の影響からである。過去に非正規雇用の仕事に就いていた経験があると、初職や現職の従業上の地位や現在の収入、家族や健康状態の影響を考慮しても、有意に主観的 Well-Being が低いことが明らかになった。しかし、過去に非自発的理由による無職を経験していることの効果は、主観的 Well-Being の指標に対して一様ではない効果を有していた。統制変数の効果を考慮した場合、過去に非自発的な理由による無職を経験していると現在の生活満足度は低い一方で、幸福感に対する効果は確認できなくなった 6。
つまり、2 変数間の関係やベースモデルにおいてみられていた、非自発的な理由による無職を経験している人ほど幸福感が低いという関係性は、収入や現職といった社会経済的地位や健康、さらにはデモグラフィック要因によるコインシデンスであることが分かったのである。

5.2

交互作用項を用いた分析

ここまでの分析で、特に非正規雇用の仕事を過去に経験している人は、現在の主観的Well-Being が低いことが確認された。次に検討するのは、こうした過去の経験が現在の主観的 Well-Being に影響するメカニズムについての議論である。本稿において 2 種類の仮説を検討するために、3 つの分析を行う。1 つ目は先ほどの表 5 のフルモデルに、非正規経験×男性
ダミーと非自発的無職×男性ダミーの交互作用項を投入するものである。2 つ目は同様に、
非正規経験×大卒ダミーと非自発的無職×大卒ダミーの交互作用項を投入するものである。
最後の 3 つ目では新たな変数を追加する。これは、65 歳以上の非労働力を 0、その他の人を1 とする現役ダミーである。3 つ目のモデルでは現役ダミーを投入し、非正規経験×現役ダミ
ーと非自発的無職×現役ダミーの交互作用項も併せて投入する。
表 6 を用いて、分析結果を確認する。2 つの従属変数に対して 3 つの分析モデル、合計 6
つの分析において、交互作用効果が有意になったものは、生活満足度幸福感ともに男性モデ
ルと過去の経験の交互作用項を投入したモデルであった。生活満足度に対する分析においては、非正規経験ダミーの主効果が 5%水準で有意（係数は-.081 と効果の向きは負）であり、さらに非正規経験×男性ダミーの交互作用項が 5%水準で有意な負の効果（係数は-.106）をもっていることが確認された。加えて、幸福感を従属変数とした分析においても、非正規経
6

生活満足度と幸福感は、ともに主観的 Well-Being の代表的な測定指標であるが、必ずしも同じ変数ではない。両者の規定要因は異なっていることが既に示されている（小林ほか 2015）。
13

―75―

験×男性ダミーの交互作用項が 5%水準で有意な負の効果（係数は-.211）をもっていることが確認された。しかし、生活満足度の場合と異なり、交互作用項を含めたモデルにおいては主効果が有意でなかった。

表６

交互作用項を含む生活満足度についての重回帰分析

男性モデル
B
S.E.
-.081 .035 *

生活満足度
大卒モデル
B
S.E.
-.101 .031 **

現役モデル
B
S.E.
-.064 .057

非正規経験
非正規経験
-.106 .053 *-.098 .062-.064 .063
交互作用
非自発的無職-.101 .057-.132 .049 ** -.201 .105
非自発的無職-.050 .090
.074 .120.096 .116
交互作用
男性-.229 .033 ** -.268 .028 ** -.275 .028 **年齢.001 .001.001 .001.002 .001
年齢2乗.000 .000 **.000 .000 **.000 .000 **大卒.092 .029 **.117 .034 **.088 .029 **
初職非正規-.016 .040-.017 .040-.022 .040
初職自営.034 .093.040 .093.038 .093
現在非正規-.169 .036 ** -.169 .036 ** -.160 .037 **
現在自営-.181 .048 ** -.181 .048 ** -.188 .048 **現在失業-.299 .081 ** -.297 .081 ** -.252 .082 **
現在無業-.005 .049-.007 .049
.117 .063
現在大企業.088 .032 **.089 .032 **.089 .032 **.024 .010 *.040 .011 **個人収入（対数）.024 .010 *既婚.374 .038 **.381 .038 **.384 .038 **離別-.136 .061 *-.128 .061 *-.127 .061 *死別.113 .066.123 .066.122 .066
健康.227 .013 **.227 .013 **.227 .013 **現役.210 .069 **切片
2.892 .081 ** 2.907 .080 ** 2.547 .143 **
6638
6638
6638
N
.119
.119
.120
R-squ
.116
.116
.117
adj. R-squ（注）表中の＊は5%、＊＊は1%水準でそれぞれ有意であることを示す

男性モデル
B
S.E.
-.077 .064

幸福感
大卒モデル
B
S.E.
-.160 .058 **

現役モデル
B
S.E.
-.173 .106-.211 .097 *.036 .114.036 .117-.134 .105-.127 .090-.257 .193

.101 .167.202 .222.197 .214

-.437
-.010
.000
.327
.104
.272
-.147
-.088
-.464
.069
.087
.049
1.254
.080
.749
.490

-.502
-.010
.000
.304
.085
.284
-.146
-.098
-.463
.067
.092
.049
1.270
.100
.770
.489

-.508 .052 **-.009 .002 **.000 .000 **.322 .054 **.085 .074.276 .171-.145 .068 *-.102 .088-.415 .151 **.215 .116.092 .059.068 .020 **1.271 .069 **.098 .112.772 .122 **.489 .023 **.207 .126
4.054 .262 **
6547
.172
.170

.061 **.002 **.000 **.053 **.074.171.067 *.088.148 **.090.059.018 **.070 **.112.122 **.023 **

4.431 .148 **
6547
.172
.170

.052 **.002 **.000 **.063 **.074.171.067 *.088.148 **.090.059.018 **.069 **.112.121 **.023 **

4.474 .147 **
6547
.172
.169

他方、大卒ダミーとの交互作用項や、現役ダミーとの交互作用項において有意なものは確
認できなかった。さらに、非自発的無職経験との交互作用効果についてはどのモデルにおいても有意なものは確認できなかった。これらの分析から、大卒か否か、現役かすでに引退した身か、といったことによっては過去の非正規経験や非自発的無職の経験と現在の主観的Well-Being の間の負の関係性に差はないことが明らかになった。ところが、性別による差はあることが明らかになった。男性の場合のほうが女性の場合よりも、過去の非正規経験と現在の主観的 Well-Being の負の関係性がより強かった。

5.3

分析結果のまとめここで、本節において得られた分析結果を基に、仮説の採否についてまとめよう。まずは、
1 つめのリサーチクエスチョンに関する仮説である。そもそも過去に非正規雇用の仕事に就いていた経験や、非自発的な理由によって無職になった経験は、現在の主観的 Well-Being に
14

―76―

ネガティブな影響を与えるのかという問いであった。分析からは仮説①他の変数の影響を統制しても、過去の非正規雇用経験は現在の主観的 Well-Being に対して有意な負の効果を持つは採択された。次の仮説②過去の非自発的なきっかけによる無職経験は現在の主観的Well-Being に対して有意な負の効果を持つは半分採択という結果になった。生活満足度に対しては有意な負の効果を有しているものの、幸福感に対する効果は有意ではなかったからである。このことから、現代日本社会においては、特に過去に非正規雇用の仕事に就いていた経験を有している場合に、生活満足度や幸福感といった主観的な Well-Being が低くなる傾向があることが確認できた。非正規雇用の仕事に就いていた経験から時間的には間隔があくものの、こうした効果は収入や現職を統制しても確認できるのであった。

4.3
4.2
4.1
4

3.9
3.8
3.7

3.6
3.5
女性×非正規なし

女性×非正規あり

男性×非正規なし

男性×非正規あり

生活満足度

図７

性別×非正規経験有無の予測値（生活満足度）

そこからさらに分析を進めて、過去のネガティブな経験と現在の主観的 Well-Being が、その時間的隔たりにもかかわらず関連するのはなぜか、という点についても検討してきた。分
析の結果、男性において非正規雇用の経験があることと主観的 Well-Being の間の負の関連がより強いことから仮説（2）が一部採択されることが明らかになった。一部となるのは、非自発的無職経験の効果については男女差がみられなかったからである。学歴に関しては仮説（4）のうち学歴による差はないという部分が当てはまる結果となった。同様に、現役か労働市場からの引退をしているかによる差もないことから仮説（6）も採択される結果となった。採択
された仮説についてまとめると、仮説（2）の一部と（4-B）、（6）と、どれも傷跡（Scar）仮説に対応したものが採択される結果となった。このことから、現代日本社会においては恐怖（Scare）仮説よりも傷跡（Scar）仮説のほうが適切な説明であることが示唆される。
さらに、男性ダミーと過去の経験との交互作用項を含めたモデルについて、性別と過去の
15

―77―

非正規経験の有無による 4 パターンの組み合わせそれぞれについて予測値を算出し、グラフを作成した。

7.2
7

6.8
6.6
6.4
6.2

6
5.8
女性×非正規なし

女性×非正規あり

男性×非正規なし

男性×非正規あり

幸福感

図８

性別×非正規経験有無の予測値（幸福感）

図 7、8 にはそれぞれ予測値と 95%の信頼区間を付けている。この信頼区間に注目してみると、両図とも、男性においては非正規経験ありとなしで信頼区間が重ならず、非正規経験の有無によって、主観的 Well-Being の有意な差があることがわかる。しかし、女性において
は信頼区間が重なっており、非正規経験の有無による主観的 Well-Being の差は女性においては有意とは言えないことが改めて確認された。

６．過去の経験が傷跡（Scar）になるとき――相対比較・セルフスティグマ
本稿において、過去の非正規雇用経験や非自発的なきっかけによる無職の経験が、傷跡（Scar）として、その後の主観的 Well-Being にネガティブな影響を与えていると論じた。この傷跡（Scar）について、C．ヤングは個人が失業した自分に対する「価値がなく不完全な労働者」という評価を内面化することによって生じるものであると述べている（Young 2012）。
ここでの失業者に対するネガティブなラベリングは、当然ながら働くことに対する強い規範がなくては成立しない。J．ヘリウェル（2003）は貧しい国よりも経済的に豊かな国においての方が，失業が主観的 Well-Being に与える負の影響が大きいことを明らかにしたうえで、失業によって主観的 Well-Being が低下する理由について、自尊心や生きがい、やりがいが失われることを挙げている。ここからも、経済的に豊かな国においては働くことに対する規範も強く、それゆえに失業した時には自尊心や生きがい、やりがいが大きく損なわれることが考
16

―78―

えられる。実際に、B.フライと A.スタウツァーは失業による主観的 Well-Being に対するダメージは、仕事をすることが強い規範となっている国において大きいことを指摘している（Freyand Stutzer 2002=2005）。
本稿での分析結果から導かれる傷跡（Scar）効果も含めて、これらの議論において共通して透けて見えるのは、仕事に対する規範が強い場合に、あるべき姿との乖離によって主観的
Well-Being を損なうという構図である。主観的 Well-Being と所得の関係性についての仮説では他者との相対的な所得差によって主観的 Well-Being が決まるとする相対所得仮説が有名であるが（Ferrer-i-Carbonell 2005；浦川・松浦 2007；小塩・浦川 2012）、失業や非正規雇用と主観的 Well-Being の関連においても、ある種の理想と比較したときの、失業や非正規という現実が主観的 Well-Being を引き下げるという意味において、同種のメカニズムが働いているようである。
ヤングが傷跡（Scar）という言葉を用いた背景には、E．ゴッフマンが議論したスティグマ（1963=1970）の概念があるように思われる。実際にヤングはゴッフマンのスティグマに関する議論に言及していた。ゴッフマンは社会的にネガティブなレッテルやそれによって生じる様々な障壁のことをスティグマと呼んでおり、スティグマは対他的社会的アイデンティテ
ィと即自的社会的アイデンティティの間に乖離がある状態で生じると述べられている。つまり、他者から外見的に（性別や年齢など他者からある程度判別可能な属性によって）判断・期待されるアイデンティティと、実際の本人の状態や認識の間に乖離がある場合に、スティグマが生じるというのである。このことを踏まえると、大企業を中心に安定した正規雇用が守られていた、少なくともそういったイメージを持つ人が多かった日本社会が、景気変動やグローバリゼーションといった社会変動のなかで、流動的な雇用環境に変化してきた一方で、非正規雇用や失業に対する人びとの認識は変化していないというギャップが生じている。その中で非正規雇用や失業（あるいは非自発的無職）を経験する人が増え、しかし社会に対する認識は変わらないために、そうした経験が傷跡（Scar）として残り、将来にわたって主観的 Well-Being にネガティブな影響を与えるという構造ができていると考えられるのである。
このようなメカニズムは、非正規雇用で働くことなど珍しくもないことだといった認識が広まり、かつ正規と非正規の間に行き過ぎた格差 7が是正されない限りは続いていくことだろう。
今後のこうした非正規や失業と主観的 Well-Being の関係性については引き続き、経時的に検討を続けることが必要である。また、主観的 Well-Being のような意識のメカニズムを明らかにするのは容易ではない。様々なデータの分析を通じて多角的なアプローチが今後とも必要
であろう。

7

本稿 1 節において触れたように、非正規雇用から正規雇用への移動には強固な障壁がある
17

―79―

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19

―81―

Long-term Impact of Involuntary Separation and Irregular
Employment on Subjective Well-Being:
Scare and Scar Hypothesis Approach
Yuto Hashizume(Tobacco Academic Studies Center)
Abstract
In this paper, we clarify that non-regular employment and involuntary separation in the past are
negatively affecting the current subjective well-being of the people. Even if we control the
influence of various factors such as gender, age, education, first job, current job, income,marital status, and health, the people who were once employed as non-regular workers are lesssatisfied and feel unhappy.
Previous studies in the U.S. and Western Europe have already pointed out that negative
experience, such as unemployment affects the subjective Well-being negatively. But the reasonsand mechanisms for this have not been clarified. In my research, I also discuss the Scare and theScar hypothesis. I study which hypothesis adequately explains long-term effects on subjective
well-being of non-regular or non-voluntary unemployed in the Japanese society currently. The
analysis shows that the relationship between experiences of irregular employment andsubjective well-being is stronger in men than in women. At the same time, the relationshipbetween experiences of irregular employment and subjective well-being are not different
between university graduates/non-university graduates and active workers/elderly retirees. The
results of this analysis suggested that the Scar hypothesis is a more appropriate explanation forthe current Japanese society.
Keywords: non-regular worker, involuntary separation, subjective well-being, scar effect20―82―