過去の世代内移動パターンによって，現在の階層帰属意識は異なるのか？*1
鈴木伸生（東北大学）【論文要旨】
本稿の目的は，現代日本の有職男性を対象に，「過去の職歴パターンが異なる人々の間では，現在の階層帰属意識にどのような違いが存在するのか」を明らかにすることである．本稿では，世代内移動パターンの影響に関する 5 つの仮説（疵痕仮説，累積的不利仮説，転落
仮説，現職受容仮説，乖離仮説）の成否について，従業上の地位変数と企業規模変数に着目して，初職―現職間の移動パターンの効果を重回帰分析によって検証した．分析の結果，第1 に，有職男性全体の分析では，累積的不利仮説と乖離仮説が支持された．第 2 に，有職男
性を年齢階層（若年層，壮年層，中年層）別に分析した結果，①若年層では，転落仮説と乖
離仮説が支持された．②壮年層では，上昇移動の正の効果が確認された．③中年層では，累積的不利仮説と乖離仮説が支持された．以上の知見は，ライフコース（年齢階層）によって，有職男性の階層帰属意識に対する世代内移動の影響が異なることを示唆している．
キーワード：階層帰属意識，世代内職業移動のパターン，従業上の地位と企業規模

１．問題の所在
社会学者には周知のように，社会学の根本課題は人々の意味世界の解明にあり，その意味
世界を表す社会意識の 1 つに，階層帰属意識がある（佐藤 2011）．階層帰属意識とは，個人の客観的な社会階層（e.g. 学歴，職業，収入）ではなく，個人の主観的な社会階層，すなわ
ち，自身がどの階層に所属すると認知しているかに関する意識を表す（濱嶋ら 1997）．階層
帰属意識に関する研究が意味をもつのは，それが社会現象（e.g. 中意識の肥大化）や社会構
造（e.g. 地位の非一貫性）のような社会階層研究の大きな謎に関わるから，というマクロな
理由だけではない．自身を序列的な社会階層に位置づけることが，本人の心身（e.g. 主観的健康，精神的健康，客観的健康）に影響を及ぼす（cf. 神林 2016）から，というミクロな理由も存在する．したがって，個人が自身の階層帰属意識をどのように評価するのかという問
題には，社会のメカニズム解明のみならず，評価者本人にとっても重要な意味がある．

1

本研究は，JSPS 科研費 JP25000001 の助成を受けたものです．本稿を作成するにあたり，2015 年 SSM 調査研究会「移動・健康班」の先生方から，多くの有益なコメントをいただきました．記して謝意を表します．
1

―277―

それでは，個人はどのように自身の階層帰属意識を決めるのだろうか．先行研究では，階層帰属意識の規定要因として，おもに，客観的な社会階層である学歴・職業・収入（e.g. 神
林 2011）の効果が指摘されてきた．このように，本人の客観的な社会階層が階層帰属意識（i.e.
主観的な社会階層）に重要な影響を及ぼす点については，研究者の間で，総意が得られている．
それにもかかわらず，個人の客観的な社会階層の変化が階層帰属意識にどのような影響を及ぼすかについては，十分に研究されていない．この問題を検討する意義は，以下の通りである．ある個人における過去（時点 t－1）の階層帰属意識は，過去（時点 t－1）の社会階層に対する自己の位置づけだと考えられる．そのため，次の時点（時点 t）で当人の客観的な社会階層が変化することに伴い，その時点（時点 t）で階層帰属意識も変わりうると考えるのが自然であろう．ならば，現在（t＋1 時点）に至る過去の職業経路が異なる人々の間では，
現在（t＋1 時点）の階層帰属意識も異なる可能性がある．この可能性を調べることによって，これまで解明されてこなかった新たな要因が見つかるかもしれない．
そこで，本稿では，「過去の職歴パターンが異なる人々の間では，現在の階層帰属意識にどのような違いが存在するのか」を明らかにする．本稿の構成は，以下の通りである．つづく
第 2 節では，先行研究の批判的検討を通じて，本稿の検討課題を明示し，仮説を提示する．
第 3 節では，分析に使用するデータ，分析対象者，変数，記述統計を説明する．第 4 節では，仮説を検証する．最後に，第 5 節では，本稿の知見と意義をまとめ，今後の課題を提示する．

２．先行研究の批判的検討と仮説の提示
2.1

先行研究の到達点と本稿の検討課題

階層帰属意識に対する世代内移動パターンの影響を検討した研究は，管見の限り，星（2008）と三輪・山本（2012）の 2 つである 2．1 つ目の先行研究（星 2008）は，2005 年 SSM 調査データを用いて，65 歳までの有職男性を対象に，個人の職歴（経験職種数，経験職種の威信ス
コアの標準偏差，経験職種の威信スコアのレンジ，勤め先の数，現職の継続年数）が階層帰属意識（5 段階評定と 10 段階評定）に及ぼす影響を検討した．この研究の知見は，次の 3 点である．第 1 に，勤め先の数（転職回数）が多い人ほど階層帰属意識が低かった．第 2 に，5段階評定の階層帰属意識には，現職の継続年数が負の効果をもつ一方で，10 段階評定の階層
帰属意識には，経験したことのある職種の数が負の効果をもっていた．第 3 に，5 段階評定の階層帰属意識に対する間接効果として，経験したことのある職種の威信スコアのレンジの広さが負の効果をもっていた．2 つ目の先行研究（三輪・山本 2012）は，働き方とライフス
2

それに対して，世代内移動のパターンがその他の社会意識（e.g. Well-being，生活満足度）に及ぼす影響については，近年，研究が蓄積されつつある（e.g. Hadjar and Samuel 2015; Houle
2011; Johansson et al. 2007; Zhao et al. 2017）．
2

―278―

タイルの変化に関する全国調査（パネル調査）のデータ 4 波分（2007 年～2010 年）を用いて，
25 歳－40 歳の男女を対象に，職業 4 分類（専門・管理，一般ノンマニュアル，自営，マニュアル）と職業威信が 10 段階評定の階層帰属意識に及ぼす因果効果を検討した．この研究の知見は，次の 2 点である．第 1 に，男性サンプルでは，階層帰属意識に対して，専門・管理からその他の職業への下降移動が負の効果をもち，その他の職業から専門・管理への上昇移動
が正の効果をもっていた．第 2 に，女性サンプルでは，階層帰属意識に対して，一般ノンマ
ニュアルからマニュアルへの下降移動が負の効果をもち，一般ノンマニュアルへの上昇移動
が正の効果をもっていた．これらの先行研究では，おもに，転職回数・現職の継続年数・経験職種数（星 2008）や職業に関する上昇移動・下降移動（三輪・山本 2012）の重要性が明らかにされている．このように，先行研究では，移動回数や職種（職業の内容）の移動パターンに関する効果が検討されてきた．
ところが，先行研究では，従業上の地位や企業規模に関する移動パターンの効果については，検討されていない．従業上の地位や企業規模が重要なのは，日本では，初職が「正規雇用か非正規雇用」，「大企業か中小企業」かによって，労働市場の分断（e.g. 移動障壁，待遇格差）が存在しうるからである（石田 2013; 渡邊・佐藤 1999）．実際，日本人男性では，現職の非正規雇用者や現職の小企業勤務者の階層帰属意識は低い（有田 2009）．そのため，相対的に厚遇の正規雇用や大企業勤務から，相対的に不遇な非正規雇用や小企業勤務へと下降
移動した個人は，その落差によって，自身の主観的な地位評定を低下させるかもしれない．
このように，個人の職業キャリアにおいては，従業上の地位や企業規模に関する過去の職歴パターンの違いによって，現在の階層帰属意識が異なる可能性がある．
以上の議論を踏まえて，本稿では，過去の職歴パターンのうち，「従業上の地位」と「企業規模」に関する初職―現職間の移動パターンに着目して，「過去の職歴パターンが異なる人々の間では，現在の階層帰属意識にどのような違いが存在するのか」という問題の解明を検討課題とする．

2.2

仮説

これまで，Well-being や生活満足度に関する研究を中心に，世代内移動パターンの影響を説明する仮説が，5 つ提出されている．第 1 は，疵痕仮説（Scar effect hypothesis）である．
この仮説によると，上昇移動者は，移動前の苦痛・不遇経験を引きずったり，移動前の地位に対するコンプレックスを感じていたりするために，非移動者と比べて階層帰属意識が低い．
もし，疵痕仮説が正しければ，非正規雇用から正規雇用への上昇移動や小企業から大企業への上昇移動が，負の効果をもつだろう．
第 2 は，累積的不利仮説（Accumulation hypothesis）である．この仮説によると，初期のキャリアにおいて不利な環境条件で過ごした者は，その不利を蓄積（e.g. Matthew effect: Merton
3

―279―

1968）することに伴い，初期のキャリアが厚遇の者と比べて階層帰属意識が低い．もし，累積的不利仮説が正しければ，初職が非正規雇用や初職が小企業であることが，負の効果をもつだろう．
第 3 は，転落仮説（Falling from grace hypothesis）である．Newman（1988）によると，下降移動者は，自責の念・ディストレス・失敗に駆られやすいために，非移動者と比べて階層帰属意識が低い．もし，転落仮説が正しければ，正規雇用から非正規雇用への下降移動や大企業から小企業への下降移動が，負の効果をもつだろう．
第 4 は，現職受容仮説（Acculturation hypothesis）である．Blau（1956）によると，現時点の社会意識は現時点の地位に規定される．それゆえ，現職の低地位占有者は，現職の高地位占有者と比べて階層帰属意識が低いことが予想される．もし，現職受容仮説が正しければ，現職が非正規雇用や現職が小企業であることが，負の効果をもつだろう．
第 5 は，乖離仮説（Dissociation hypothesis）である．Sorokin（1959）によると，移動者（i.e.
転職者）は，上昇／下降に関わらず，変化（移動先の職場）への不適応が残存することに伴い，非移動者と比べて階層帰属意識が低い．さらに，移動の回数が多いほど，その影響が強くなることが予想される．もし，乖離仮説が正しければ，初職―現職間での移動経験や転職
回数が，負の効果をもつだろう．

３．方法
3.1

データと分析対象者

本稿の分析には，2015 年 SSM 調査（2017 年 2 月 27 日版：バージョン 070）のデータを使用する．分析対象者は，調査時点で働いている（初職と現職をもつ）者のうち，20 歳－65歳の男性に限定する．その理由は 3 点ある．
第 1 に，初職と現職をもつ者を対象にする理由である．上述のように，本稿では，日本における労働市場の分断に焦点を当てて，従業上の地位・企業規模に関する移動パターンの影
響力を解明することに主眼を置く．その方法の 1 つとして，個人の職業キャリアに関する分
断要因と考えられる学卒後の「初職」と，「現職」間の移動パターンを検討することが考えられよう．なぜなら，労働市場の分断とは，初職が正規／非正規，大企業／小企業によって，その後の職歴が分断されることを意味するからである．ただし，初職―現職間で自営か官公庁に勤務した者は，分析対象には含めない 3．
第 2 に，対象年齢を 20 歳－65 歳に限定する理由である．本調査データの母集団は，日本

3なぜなら，転職（自営―企業間移動，自営―官公庁移動，企業―官公庁移動）と従業上の地位の変化（自営の正規雇用―自営の非正規雇用，官公庁の正規雇用―官公庁の非正規雇用）を混在したまま分析すると解釈が難儀である一方，それらを別々に分けると，モデルが複雑になるからである．
4―280―

全国の 20 歳－80 歳の成人である．一般的な退職年齢である 66 歳以上の高年層も対象に含む
場合，仮に，小企業で非正規雇用として働き続けていたり，大企業の正規雇用から下降移動
したりしても，その現職・移動自体の意味が，当該世代の人々によって大きく異なる可能性がある（e.g. 社会貢献・生きがいなどのポジティブな意味，貧困による退職後の就労などのネガティブな意味）ためである（星 2008）．
第 3 に，対象を男性に限定する理由である．男性と比べて，女性の階層帰属意識は，本人の地位だけでなく，配偶者の地位などによっても規定されており（Yamaguchi and Wang 2002），
女性の既婚者では，結婚・出産を契機に休職・退職した後，職場復帰・再就職した場合の現職・移動自体の意味も，上記の高年層と同様に，多様な可能性があるためである．以上の理由により，職業と階層帰属意識との関係を検討する研究では，分析対象者を有職男性に限定することも少なくない（e.g. 星 2000; 星 2008）．

3.2

分析に使用する変数

本稿の分析に使用する変数は，表 1 の通りである．従属変数は，階層帰属意識である．こ
の変数は，「かりに現在の日本の社会全体を 5 つの層に分けるとすれば，あなた自身はこのどれに入ると思いますか」という質問文に対する回答（上，中の上，中の下，下の上，下の下）から測定された．
独立変数は，以下の 10 変数である．初職の変数は，「初職：非正規」ダミー（基準カテゴ
リーは，初職：正規）と「初職：小企業」ダミー（基準カテゴリーは，初職：大企業）である．現職の変数は，「現職：非正規」ダミー（基準カテゴリーは，現職：正規）と「現職：小企業」ダミー（基準カテゴリーは，現職：大企業）である．初職―現職間の移動に関する変数は，「初職―現職間：移動」ダミー（基準カテゴリーは，非移動），「転職回数」（連続変数），「上昇：非正規→正規」ダミー「下降：正規→非正規」ダミー（基準カテゴリーは，非移動：
従業上の地位），「上昇：小企業→大企業」ダミー「下降：大企業→小企業」ダミー（基準カ
テゴリーは，非移動：企業規模）である．なお，変数作成の詳細については，表 1 を参照されたい．
統制変数は，以下の 9 変数である．それぞれ，「年齢」，学歴「大卒以上」ダミー（基準カ
テゴリーは，その他），婚姻上の地位「既婚」ダミー「離死別」ダミー（基準カテゴリーは，
未婚），「対数世帯年収」（連続変数），「子どもの数」（連続変数），最近 1 か月間の日常生活動
作「ADL：Activities of Daily Living」（4 件法），「現職の仕事内容満足度」（5 件法），「現職の収入満足度」（5 件法）である．

5

―281―

表１

変数の説明

説明

変数名
階層帰属意識
年齢
大卒以上
既婚
離死別
対数世帯年収子どもの数
ADL「かりに現在の日本の社会全体を5つの層に分けるとすれば，あなた自身
はこのどれに入ると思いますか」に対する回答（5件法：連続変数）．
調査時点の年齢（連続変数）．
最終学歴．その他を基準カテゴリーとする．
婚姻上の地位．未婚を基準カテゴリーとする．
婚姻上の地位．未婚を基準カテゴリーとする．
世帯年収の対数変換（連続変数）．
これまでの子どもの数．養子・継子・亡くなった子を含む（連続変数）．
「健康上の理由で，この1か月間に仕事やふだんの生活が思うようにできずに困ったということがありましたか」に対する回答（4件法：連続変数）．

現職の仕事内容満足度
現職の収入満足度
初職：非正規「現在の仕事の内容」に対する満足度（5件法：連続変数）．
「現在の仕事による収入」に対する満足度（5件法：連続変数）．
初職の従業上の地位のうち，経営者・役員と被雇用者を「初職：正規」（基準カテゴリー），パート・アルバイト，派遣社員，契約社
員・嘱託，臨時雇用を「初職：非正規」とした．

現職：非正規現職の従業上の地位のうち，経営者・役員と被雇用者を「現職：正規」（基準カテゴリー），パート・アルバイト，派遣社員，契約社
員・嘱託，臨時雇用を「現職：非正規」とした．
初職の仕事のうち， 官公庁を除いて，従業員数が30名以上を「初職：大企業」（基準カテゴリー），29名以下を「初職：小企業」とした．
現在の仕事のうち， 官公庁を除いて，従業員数が30名以上を「現職：大企業」（基準カテゴリー），29名以下を「現職：小企業」とした．
初職と現職の勤め先が，異なる場合を「初職―現職間：移動」，同じ場合を「非移動」（基準カテゴリー）とした．

初職：小企業現職：小企業
初職―現職間：移動
転職回数

初職から現職に至るまでの転職回数（連続変数）を職歴からカウントして作成した．

上昇：非正規→正規

初職と現職の従業上の地位について，①初職―現職間で非正規から正規に移動した場合を「上昇：非正規→正規」，②初職―現職間で従業上の地位が変わらない場合を「非移動：従業上の地位」（基準カテゴリー），③
初職―現職間で正規から非正規に移動した場合を「下降：正規→非正規」とした．

下降：正規→非正規

上昇：小企業→大企業

下降：大企業→小企業

3.3

初職と現職の企業規模（官公庁を除く）について，①初職―現職間で小企業（29名以下）から大企業（30名以上）に移動した場合を「上昇：小企業→大企業」，②初職―現職間で企業規模が変わらない場合を「非移動：企業規模」（基準カテゴリー），③初職―現職間で大企業から小企業に移動した場合を「下降：大企業→小企業」とした．

変数の分布

本稿の分析で使用する変数の記述統計は，表 2 の通りである．まず，従属変数の分布を確認する．階層帰属意識は，5 段階評定尺度の中央（中の下＝3.00）付近（＝3.08）を中心に，±1 標準偏差（2.26～3.90）で分布しており，正規分布に近似していた．そのため，仮説検証の方法として，次節では，重回帰分析を採用する．
次に，独立変数の分布である．初職が非正規雇用の者は 10%，初職が正規雇用の者は 90%
6

―282―

であった．現職が非正規雇用の者は 14%，現職が正規雇用の者は 86%であった．初職が小企業の者は 22%，初職が大企業の者は 78%であった．現職が小企業の者は 26%，現職が大企業の者は 74%であった．このように，調査対象者の従業上の地位・企業規模については，正規雇用者と大企業勤務者が多数を占めていた．初職―現職間で移動経験のある者は，64%と過半数を占めていた．転職回数は，平均値が 1.70 回を中心に，±1 標準偏差（0 回～3.41 回）で分布していた．従業上の地位では，上昇移動が 7%，非移動が 82%，上昇移動が 11%であった．企業規模では，上昇移動が 9%，非移動が 78%，上昇移動が 13%であった．以上より，初職―現職間の移動経験者は 6 割を超え，転職回数は平均的には約 2 回程度であることが分かった．他方，移動経験や転職回数の割には，上昇移動と下降移動の合計が約 2 割程度と少ないため，初職―現職間の移動経験者の約 4 割程度は，同地位内の移動（非正規間移動，正規間移動，小企業間移動，大企業間移動）で構成されていた．

表２

記述統計

平均値
3.08

標準偏差
0.82

最小値
1

最大値
5

年齢

45.60

11.15

20

65

大卒以上

0.40

0.49

0

1

既婚

0.77

0.42

0

1

離死別

0.05

0.23

0

1

対数世帯年収

6.40

0.54

3.65

8.52

子どもの数

1.55

1.15

0

6

ADL

1.82

0.86

1

4

現職の仕事内容満足度

3.94

0.98

1

5

現職の収入満足度

3.30

1.20

1

5

初職：非正規

0.10

0.30

0

1

現職：非正規

0.14

0.35

0

1

初職：小企業

0.22

0.42

0

1

現職：小企業

0.26

0.44

0

1

初職―現職間：移動
転職回数
上昇：非正規→正規

0.64
1.70
0.07

0.48
1.71
0.26

0
0
0

1
11
1

下降：正規→非正規
上昇：小企業→大企業
下降：大企業→小企業

0.11
0.09
0.13

0.32
0.29
0.33

0
0
0

1
1
1

階層帰属意識注： N ＝ 1129

7

―283―

４．分析結果
4.1

男性（20 歳－65 歳）を対象とした分析

表 3 は，階層帰属意識を従属変数とする重回帰分析の結果を示したものである．モデル 1－1 では，累積的不利仮説，現職受容仮説，乖離仮説の成否を検証する．分析の結果，年齢が高い人ほど，大卒以上の人の方が，世帯年収が多い人ほど，現職の収入満足度が高い人ほど，初職が大企業の人の方が，転職回数が少ない人ほど，階層帰属意識が高かった．このよ
うに，初職が小企業であることに伴う累積的不利と，転職回数の増加に起因する職場不適応（乖離）の効果が確認された．
モデル 2－1 では，世代内移動に関する詳細なパターンの効果を検討するために，モデル 1－1 における世代内移動の変数「初職―現職間：移動」を上昇移動・非移動・下降移動に分解して，累積的不利仮説，疵痕仮説，転落仮説，乖離仮説の成否を検証する 4．分析の結果，年齢が高い人ほど，大卒以上の人の方が，世帯年収が多い人ほど，現職の収入満足度が高い
人ほど，初職が大企業の人の方が，転職回数が少ない人ほど，階層帰属意識が高かった．このように，階層帰属意識に対しては，上昇移動と下降移動の影響が観察されない一方で，モデル 1－1 と同様に，初職が小企業であることに伴う累積的不利と，転職回数の増加に起因す
る職場不適応の効果が確認された．
なお，モデル 1－1 とモデル 2－1 の多重共線性を確認したところ，投入した全ての変数（独立変数・統制変数）において，VIF < 4 であった．そのため，本稿のモデルでは，多重共線性による係数バイアスの問題は生じていなかった．

4

モデル 2－1 において，現職が統制されていないことに疑念を抱く読者がいるかもしれない．
実際，モデル 2－1 に「現職」2 変数を投入すると，これらの変数と「上昇移動・下降移動」
変数との間に，深刻な多重共線性が発生した．このことは，「現職」変数と「上昇移動・下降
移動」変数が実質的に等価であることを意味する．すなわち，モデル 2－1 の「上昇移動」2
変数と「下降移動」2 変数は，モデル 1－1 の「現職」2 変数と「初職―現職間：移動」変数の分解（変形）に過ぎない．その証左として，調整済み決定係数 R2 の値は，両モデルで等しい．ただし，モデル 2－1 では，現職変数が統制されているものの，現職変数自体の効果を推定することはできない．したがって，もし，初職・現職の効果と移動パターンの方向効果（上昇移動，下降移動）を厳密に比較検証したいのなら，後述のように，Diagonal Reference Model（Sobel 1981; 1985）を用いるべきである．
8

―284―

表３

男性：階層帰属意識を従属変数とする重回帰分析
モデル1－120－65歳
RobustB
S.E.

モデル2－120－65歳
RobustB
VIF VIF
S.E.

-.18

.32

-.21

.32

年齢

.01 **.00.01 **.00

1.44 1.44

大卒以上(ref. その他)

.22 ***.04.22 ***.04

1.13 1.13

既婚(ref.未婚)

.06

.07

.05

.07

2.26 2.28

離死別(ref.未婚)

.02

.12

.02

.12

1.53 1.54.37 ***.05.37 ***.05

1.54 1.54

子どもの数

-.03

.02

-.02

.02

1.74 1.74

ADL

-.03

.03

-.03

.03

1.05 1.05

現職の仕事内容満足度

.04

.03

.03

.03

1.41 1.41.18 ***.02.19 ***.02

1.48 1.48

.03

.08

-.12

.14

1.17 3.40

現職：非正規-.10(ref. 現職：正規).08

初職：小企業-.14 *(ref. 初職：大企業).06

現職：小企業-.04(ref. 現職：大企業)

.06

1.33

初職―現職間：移動-.06(ref. 非移動)

.07

2.40

定数項

対数世帯年収現職の収入満足度
初職：非正規(ref. 初職：正規).02-.18 **.07

1.31 1.82-.06 ***.02

2.41 1.28

上昇：非正規→正規(ref. 非移動：従業上の地位)

.17

.15

3.16

下降：正規→非正規(ref. 非移動：従業上の地位)

-.07

.08

1.38

上昇：小企業→大企業(ref. 非移動：企業規模)

.02

.09

1.59

下降：大企業→小企業(ref. 非移動：企業規模)

-.05

.07

1.13

転職回数

-.05 *

1.38

F (df) 33.5 (15, 1113)***31.0 (16, 1112)***

.32

.32

N 11291129

Adj. R2

注： * p < .05 , ** p < .01 , *** p < .001.

9

―285―

4.2

男性を年齢階層別に 3 分割した分析

表 4 は，表 3 の分析結果をライフコースの観点から正確に解釈するために，年齢階層（「若年層：20 歳－34 歳」，「壮年層：35 歳－49 歳」，「中年層：50 歳－65 歳」）別にサンプルを 3分割して，比較検討したものである．本項の記述は，前項（4.1 項）とは異なり，本稿の仮説に関わる独立変数の効果に限定する．モデル 1－2 からモデル 1－4 は，累積的不利仮説，
現職受容仮説，乖離仮説の成否を年齢階層別に確認したものである．モデル 1－2（若年層）とモデル 1－3（壮年層）では，現職が正規雇用の人と比べて，現職が非正規雇用の人の階層帰属意識が低かった．それに対して，モデル 1－4（中年層）では，初職が小企業である人の方が，転職回数が多い人ほど，階層帰属意識が低かった．このように，ライフコースの異なる個人が階層帰属意識を決めるとき，若年層と壮年層は，現職の地位を参照するのに対して，中年層は，転職による不適応・ストレスや初職の地位を参照することが明らかになった．年
齢階層に分ける前の分析結果（表 3）では，「初職：小企業」と「転職回数」が階層帰属意識にネガティブな影響力をもっていたことを鑑みると，全サンプルの分析結果は，おもに中年層の傾向を反映したものだと言える．それに加えて，年齢階層別の分析結果（表 4）から，若年層と壮年層の現職受容効果が浮き彫りになった．
モデル 2－2 からモデル 2－4 は，世代内移動に関する詳細なパターンの効果を精査するために，モデル 1－2 からモデル 1－4 における世代内移動の変数「初職―現職間：移動」を上
昇移動・非移動・下降移動に分解して，累積的不利仮説，疵痕仮説，転落仮説，乖離仮説の成否を年齢階層別に確認したものである．分析の結果は，以下の通りである．モデル 2－2（若年層）では，転職回数が多い人ほど，正規雇用から非正規雇用へと下降移動した人の方が，階層帰属意識が低かった．モデル 2－3（壮年層）では，非正規雇用から正規雇用へと上昇移
動した人の方が，階層帰属意識が高かった（10%水準で有意）．モデル 2－4（中年層）では，初職が小企業の人の方が，転職回数が多い人ほど，階層帰属意識が低かった．このように，
階層帰属意識に対する世代内移動のパターンの影響を確認すると，若年層では転職回数と下降移動の負の効果が，壮年層では上昇移動の正の傾向が，中年層では初職小企業と転職回数の負の効果が，それぞれ明らかになった．以上の結果から，全体サンプルの分析結果を反映した中年層の傾向に加えて，若年層と壮年層に特有の世代内移動パターンの効果が確認され
た．

10

―286―

表４

男性・年齢階層別：階層帰属意識を従属変数とする重回帰分析
モデル1－220－34歳
Robust
B
S.E.

モデル1－335－49歳
Robust
B
S.E.

モデル1－450－65歳
RobustB
S.E.

モデル2－220－34歳
RobustB
S.E.

モデル2－335－49歳
RobustB
S.E.

モデル2－450－65歳
Robust
B
S.E.

.01

.66

-.64

.53

.09

.76

.15

.67

-.70

.53

.04

.77

年齢 -.02

.01

.01 †

.01

.00

.01

-.02

.01

.01 †

.01

.00

.01

定数項

大卒以上
(ref. その他)

.28 **.10.31 ***

.06

.07

.08

.27 **.10.30 ***

.06

.08

.07

既婚
(ref.未婚)

.09

.14

.01

.11

.05

.17

.10

.14

.00

.11

.03

.17

離死別
(ref.未婚)

.40 *

.19

-.03

.17

-.02

.20

.39 *

.16

-.03

.17

-.02

.20

対数世帯年収子どもの数.38 ***.10.39 ***.08.38 ***.08.36 **.10.40 ***.08.38 ***

.08

.03

.06

-.03

.03

.00

.04

.03

.06

-.03

.03

.00

.04

.05

.05

-.08 *

.04

-.02

.04

.04

.06

-.08 *

.04

-.01

.04

.11 *

.05

.03

.04

.01

.05

.11 *

.05

.03

.04

.01

.05

.19 ***.04.20 ***.03.15 ***.04.18 ***.05.20 ***.03.14 ***.04

初職：非正規.11(ref. 初職：正規)

.15

.14

.10

-.16

.17

-.09

.22

-.24

.21

-.09

.26

現職：非正規-.33 *(ref. 現職：正規).17-.35 *

.15

.08

.11

初職：小企業.13(ref. 初職：大企業)

.15

-.07

.09

-.29 **

.09

.00

.13

-.15

.09

-.33 **.12

現職：小企業-.12(ref. 現職：大企業)

.15

-.09

.08

-.02

.10

初職―現職間：移動-.17(ref. 非移動)

.20

-.06

.10

.11

.11

転職回数 -.13

.09

-.02

.03

-.08 *.03

ADL
現職の仕事内容満足度
現職の収入満足度-.17 **

.06

-.03

.02

-.07 **.02

上昇：非正規→正規(ref. 非移動：従業上の地位)

.05

.28

.39 †

.22

-.05

.32

下降：正規→非正規(ref. 非移動：従業上の地位)-.59 *

.23

-.30

.19

.07

.11

上昇：小企業→大企業(ref. 非移動：企業規模)

.14

.23

-.01

.13

.12

.15

下降：大企業→小企業(ref. 非移動：企業規模)

-.19

.18

-.15

.10

.05

.12

F (df)

9.5 (15, 198)***22.0 (15, 463)***9.9 (15, 420)***10.5 (16, 197)***20.9 (15, 462)***

Adj. R2

.40

.40

.28

.40

.40

9.3 (15, 419)***
.28

N

214

479

436

214

479

436

注： † p < .10 , * p < .05 , ** p < .01 , *** p < .001.

５．考察
5.1

本稿の知見と意義

本稿の目的は，現代日本の有職男性を対象に，従業上の地位と企業規模に関する初職―現職間の移動パターンに着目して，「過去の職歴パターンが異なる人々の間では，現在の階層帰属意識にどのような違いが存在するのか」を解明することであった．分析の焦点は，次の 2点に集約される．1 つ目は，現職変数と初職―現職間移動の有無変数に関するモデルと，そのモデルを上昇移動・非移動・下降移動へと分解したモデルを比較検討した点にある．2 つ目は，有職男性の分析結果をライフコースの観点から正確に解釈するために，3 つの年齢階層（若年層，壮年層，中年層）にサンプルを分割して，分析した点にある．この分析を通し
11

―287―

て，過去の世代内移動パターンが現在の階層帰属意識に及ぼす影響を明らかにする．
本稿の知見は，以下の 2 点である．第 1 に，有職男性（20 歳－65 歳）では，初職が小企業である人の方が，転職回数が多いほど，階層帰属意識が低かった（表 3）．この知見は，年齢
階層別の分析結果（表 4）を確認する限り，中年層（モデル 1－4，モデル 2－4）の傾向を反映したものだと判断できる．累積的不利仮説によると，初期のキャリアでの不遇がその後のライフコース上での階層帰属意識にネガティブな影響をもつと予想する．一般的に，初職で小企業に勤務した人は，初職で大企業に勤務した人よりも，賃金や福利厚生などの面において，待遇が良くない．とくに，2015 年時点で 50 歳－65 歳の中年層が入職した 1970 年代前半
から 1980 年代後半の時代には，終身雇用制度が主流であるため，初職に長期間勤務した人が多数であったと推察される．仮に，こうした初職における企業規模間の待遇格差が年を重ねても継続するならば，収入格差の拡大に伴い，当人の主観的社会階層に対する評価も低いままか，あるいは低くなるだろう．また，乖離仮説によると，移動者は，移動先の職場に完全には適応できないために，階層帰属意識が低いと予想する．もし，上述の企業規模間の格差から脱出しようと試みて転職しても，初職よりも望ましい勤務先に到達できず，あるいは，
仮に到達できたとしても，以前の企業とは組織文化の異なる職場に適応できないために，さらに焦って転職を重ねた結果として，自身の社会的地位を低く見積もる可能性がある．このように，中年の有職男性では，累積的不利仮説と乖離仮説が支持された．
第 2 に，有職男性では，職歴の移動パターンに関する影響の方向（上昇移動，非移動，下降移動）が，ライフコース（年齢階層）によって，異なっていた．年齢階層別の分析結果（表4）から，若年層の結果（モデル 1－2 とモデル 2－2）を比較すると，モデル 1－2 では「現職：非正規」が負の効果をもつ一方で，モデル 2－2 では「転職回数」と「下降：正規→非正
規」が負の効果をもっていた．これらの結果は，「現職：非正規」の効果が実際には，「下降：
正規→非正規」に起因するものであり，この従業上の地位に関する下降移動の負の効果に連動して，「転職回数」の係数が微量に増加することで，「転職回数」の効果も顕在化したことを示唆している．他方，壮年層の結果（モデル 1－3 とモデル 2－3）を比較すると，モデル 1－3 では「現職：非正規」が負の効果をもつ一方で，モデル 2－3 では「上昇：非正規→正規」
が正の効果（10%水準で有意）をもっていた．これらの結果は，「現職：非正規」の負の効果（i.e. 現職：正規の正の効果）が実際には，「上昇：非正規→正規」に起因することを示唆している．最後に，中年層の結果（モデル 1－4 とモデル 2－4）を比較した結果，両モデルにおいて，「初職：小企業」と「転職回数」が負の効果をもっていた．これらの知見のうち，興味深いのは，若年層と壮年層の間で，同じ「現職：非正規」変数の効果が存在しても，初期の職歴（若年層）では「下降：正規→非正規」から生じた効果である反面，中期の職歴（壮年層）では「上昇：非正規→正規」から生じた効果であるという点である．この差は，若年層と壮年層の間で，現職に至る転職の意味が異なる可能性を示唆している．まずは，若年層
12

―288―

の知見に対する解釈を示そう．転落仮説によると，下降移動者は，初職での挫折感を味わったり，転職を後悔したりした結果として，階層帰属意識が低いと予想する．20 歳－34 歳の若年層は，周囲のピアとの比較に基づき，自身の自尊心を変化させる年頃でもある．そのため，もし，正規雇用として初職に就いた当時の同僚が，比較参照として選ばれるのなら，現職への下降移動は，移動者にとって，自身の主観的地位を低下させる現象となるかもしれない．
また，乖離仮説によると，移動者は，移動先の職場に完全には適応できないために，階層帰属意識が低いと予想する．現代の若年層にとっては，壮年層より年長の世代と比べて，退職・転職のコストやそれに伴う社会的圧力が低い可能性がある．そこで，もし，初職の仕事内容・
条件が自分に合わないことを理由に，気軽に転職すると，履歴書に短期の職歴が並ぶことによって，自分の希望する仕事や条件の良い仕事に就くことが困難になるかもしれない．また，
仮に給与の良い仕事に就職できたとしても，仕事内容がハードであるために，転職せざるを得なくなる可能性もある．こうして職を重ねた結果として，自身の社会的地位を低く見積もる可能性がある．それに対して，35 歳－49 歳の壮年男子にとって，非正規雇用からの離脱は，生活の安定や結婚・出産の条件に関わるような重要なライフイベントである可能性が高い．
そのため，壮年層における従業上の地位に関する上昇移動は，自身の主観的社会階層を下層から中層へと上昇させるような効果をもつのかもしれない．このように，若年の有職男性では，転落仮説と乖離仮説が支持された一方で，壮年の有職男性では，従業上の地位に関する
上昇移動の正の効果が確認された．
以上の知見は，従業上の地位と企業規模に関する職歴のパターンを年齢階層別に検討することの重要性を示唆している．先行研究では，階層帰属意識に対して，職種の移動パターンの影響しか検討されてこなかった．そのため，有職男性では，現職における従業上の地位や企業規模が階層帰属意識に作用する点については解明されている（有田 2009）ものの，そのメカニズムの詳細には，踏み込むことができなかった．それに対して，従業上の地位と企業規模の移動パターンの影響を年齢階層別に検討した本稿では，若年男子・壮年男子の「現職：非正規」効果に関するメカニズムが明らかになった．このように，今後は，過去の SSM 調査
データについても，本稿の分析枠組みを適用することで，従来の知見を再評価する必要があ
るだろう．

5.2

今後の課題

今後の課題は，以下の 4 点である．第 1 は，現職効果と移動パターンの効果の識別についてである．本稿で用いた重回帰分析では，モデル 2－1 からモデル 2－4 において，現職効果
を十分に統制できても，現職効果を推定することはできない．そのため，初職変数，現職変数，移動パターン変数（上昇移動，非移動，下降移動）を同時に投入した場合でも，本稿と同様の知見が得られるとは，断言できない．ゆえに，Diagonal reference model（Sobel 1981; 1985）
13

―289―

によって，本稿の知見を再検証することが期待される．
第 2 は，職種の分析である．三輪・山本（2012）によると，若年・壮年の有職男性では，専門・管理職とその他の職業間における上昇移動・下降移動が，階層帰属意識に対して，因果効果をもつ．そのため，本稿のモデルに加えて，初職と現職における職種変数や職種の移動パターンについても，検討することが望ましい．
第 3 は，世代間―世代内移動の効果の検討である．CGSS2006 調査データ用いて，中国人の成人男女の混合サンプルを対象に，世代間―世代内移動が主観的 Well-being に及ぼす影響を検討した Zhao et al.（2017）によると，職種に関する世代間移動のパターンでは，上昇移動が正の効果をもつ一方で，職種に関する世代内移動のパターンでは，上昇移動が正の効果
を，下降移動が負の効果をもっていた．また，階層帰属意識に対する世代間移動の効果については，日本でも，研究が蓄積されつつある（e.g. 狭間・谷岡 2015; 数土 2009）．したがって，職種・従業上の地位・企業規模に関する世代間・世代内移動の効果を比較検討すること
で，興味深い知見が得られる可能性がある．
第 4 は，時系列比較である．SSM 調査データでは，過去の職歴パターンと階層帰属意識との関係について，1985 年データ，1995 年データ，2005 年データでも比較検討が可能である．
そのため，本稿の分析枠組みを用いて，過去 3 回分のデータを分析することで，本稿の知見
が 30 年間ロバストなのか，あるいは，異なる傾向が発見されるのかを検討することも，重要
であろう．

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―290―

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15

―291―

The Effects of Intragenerational Social Mobility Patterns on
Class Identification *Nobuo Suzuki（Tohoku University）
Abstract

The present study examined the effects of intragenerational social mobility patterns on class
identification for employed men. We used data from the Social Stratification and Mobility survey
conducted in 2015 to test five hypotheses: scar effect, accumulation, falling from grace,
acculturation, and dissociation. Our multiple regression models revealed that the accumulation
hypothesis and the dissociation hypothesis were supported for the 20 -65 age group. In addition, theanalysis showed, first, that the falling from grace hypothesis and the dissociation hypothesis were
supported for the 20-34 age group; second, that upward mobility between the first and last job has apositive effect on class identification for the 35-49 age group; and third, that the accumulation
hypothesis and the dissociation hypothesis were supported for the 50 -65 age group. These findings
suggest that the effects of intragenerational social mobility patterns on class identificat ion for
employed men depend on life-course, i.e. three age-groups: the 20-34 age group, the 35-49 age group,and the 50-65 age group.
Key words: class identification, intragenerational social mobility patterns, employment status and firmsize*

The study was supported by JSPS KAKENHI Grant Number JP25000001 and JP15H03405.
16―292―