社会移動が主観的ウェルビーイングに与える効果の時代変化―1975 年～2015 年 SSM データの比較分析*1―
金井雅之（専修大学）【論文要旨】
社会移動が人間の行動や心理に与える影響は、ソローキン（1927）の記念碑的な研究以来、社会階層論における古典的な課題であった。主観的ウェルビーイングは、こうした移動のありうる帰結のひとつである。しかしながら、さまざまな社会や時代における移動とウェルビーイングとの関係についての実証的研究はこれまであまり多くなく、知見も一貫していない。そのうち、1970年代から 2000 年代にかけての初期の研究では移動のウェルビーイングへの効果は見られなかったのに対して、2010 年代に入ってからの最近の研究においては、パネルデータを用いた世代間移動で有意な効果が報告されているものもある。そこで本稿では、1975 年から 2015 年までの 5 時
点・40 年分の SSM データを比較することにより、移動がウェルビーイングに与える効果の時代による変化を検証する。主観的ウェルビーイングは全般的生活満足度で測定する。上昇および下降移動は、SSM 総合 8 分類を用いた世代間・世代内職業移動によって定義する。主要な人口学的・
社会経済的属性を統制した上で 25 歳から 54 歳までの男性有職者を対象とした OLS 回帰分析の結果、1975 年から 1995 年までのデータでは移動のウェルビーイングに対する効果は検出されなかったのに対して、世代間下降移動の有意な負の効果が 2015 年データにおいて、世代内下降移動の有意な負の効果が 2005 年データと 2015 年データにおいて、それぞれ確認された。さらに、こうした下降移動の負の効果は若年層、具体的には 1970 年代生まれのコーホートにおいて、2005
年と 2015 年の 2 時点で継続してみられた。この世代は 1990 年代後半の不況期に労働市場に参入している。こうした知見は、グローバル化による 1990 年代以降の労働市場の構造変化が、若年層にライフコース上持続する悪影響を与え始めている可能性を示唆する。
キーワード：社会移動、主観的ウェルビーイング、労働市場の構造変化

１．イントロダクション
1.1

リサーチ・クエスチョン

社会移動は社会階層論における最も中心的なテーマのひとつであり、さまざまな社会におけるマクロ・レベルの移動パターンの推移が特に注目されてきた（Lipset et al. 1959; Blau andDuncan 1967; Erikson and Goldthorpe 1992; Ganzeboom et al. 1991 など）。しかし、移動の経験がマイクロ・レベルで人間の行動や心理に与える影響もまた、P. ソローキンの記念碑的著作（Sorokin 1927）以来検討されてきており、特に 1950 年代には活発な議論がおこなわれた（Roth and Peck 1951; Blau 1956; Wilensky and Edwards 1959; Sorokin 1959 など）。
1

本研究は、JSPS 科研費 JP25000001 の助成を受けたものです。
165

―165―

主観的ウェルビーイング（subjective wellbeing）もまた、こうした世代間もしくは世代内での移動経験がもたらす個人的帰結のひとつと考えられてきた。主観的ウェルビーイングは心理学や社会科学における学際的かつ包括的な概念であり、生活満足度や幸福度やディストレスといったさまざまな具体的測度と関連づけて論じられてきた（Diener et al. 2009）。
しかしながら、さまざまな社会において社会移動が主観的ウェルビーイングに与える効果
を量的調査データに基づいて実証的に検討した研究はそれほど多くはなく、知見も一貫してこなかった。知見が一貫しない理由のひとつは、こうした研究における社会移動や主観的ウェルビーイングの具体的測度が、世代間職業移動と仕事満足度（Laslett 1971）、世代内職業
移動とディストレス（Houle 2011）、世代内所得変化と生活満足度（Dolan and Lordan 2013）などのように、研究によってまちまちであったことに求められるだろう。しかし、より重要な原因として考えられるのは、それらの研究が異なる時代や出生コーホートを対象としていることである。次項で詳しく確認するように、1970 年代から 2000 年代までの実証研究では社会移動の主観的ウェルビーイングへの影響はほぼ確認されないのに対して、2010 年代に入ってからの研究には、1970 年代以降に生まれた若いコーホートでの世代内移動の効果を指摘したものが存在する。
このことは、社会移動の主観的ウェルビーイングの効果が、時代や出生コーホートごとに異なる可能性を示唆する。換言すると、冷戦終結後の 1990 年代以降に進展したグローバリゼーションによる労働市場の構造的変化が、移動という経験の新しい帰結を、特に若い世代にもたらし始めている可能性が考えられる。そこでこの論文では、以下の 2 つのリサーチ・ク
エスチョンを検討する。

：世代間・世代内社会移動が主観的ウェ
リサーチ・クエスチョン 1（移動の効果の時代変化）
ルビーイングにもたらす効果は、同じ社会の異なる時点において異なりうるか。

リサーチ・クエスチョン 2（特定のコーホートにおける移動の効果の持続）：移動の効果は、
特定の出生コーホートにおいて他のコーホートよりも大きくなるか。もしそうならば、その大きな効果はそのコーホートのその後のライフコースにおいても持続するか。

SSM 調査データの蓄積は、こうした 2 つの問いを解明するために貢献しうる。そこでこの論文では、生活満足度が初めて設問に取り入れられた 1975 年調査から最新の 2015 年調査までの 5 時点・40 年分の、25 歳から 54 歳までの男性有職者のデータを用いて、この問題を検
討する。

166

―166―

1.2

理論的・実証的先行研究

過去の社会移動の経験が人びとの現在の主観的ウェルビーイングに影響を与えうるか、与えるとすればどのようなメカニズムを通じてなのかについての理論的説明や仮説は、これまでに社会学のみならず心理学や経済学などさまざまな学問分野において多数提案されてきた。
ここでは Houle (2011) の整理を参考にしながら、3 つの主要な考え方を確認する。
第 1 の考え方は、移動とはかつての所属階層において身につけた文化的価値やサポートネ
ットワークから切り離され、新しい所属階層に適応して生きていかなければならないことを意味するので、長期にわたって精神的緊張とディストレスを与え続ける効果があるだろう、というものである（Ellis and Lane 1967; Sorokin 1927, 1959）。一般に解離仮説（dissociative
thesis）と呼ばれてきたこの考え方によれば、上昇移動であれ下降移動であれ、社会移動を経験した人は同じ階層にとどまっている人に比べて主観的ウェルビーイングが常に低くなると予測される。
第 2 の考え方は、第 1 の考え方をやや修正し、移動が主観的ウェルビーイングを下げる効
果は下降移動の場合に特に強く表れるというものである。下降移動を経験した人びとを対象と し た 質 的 研 究 （ Newman 1988 ） の タ イ ト ル に ち な ん で 転 落 仮 説 （ Falling from Grace
hypothesis）（Houle 2011）とも呼ばれるこの考え方はしかし、単なる経験的一般化としてのみ主張されてきたものではない。所得水準と主観的ウェルビーイングとの関係にかんする「幸福と所得のパラドックス」（Easterlin 1974; Easterlin et al. 2010）を説明するための相対所得仮説（Duesenberry 1949）を検証するための経済学分野における一連の理論的・実証的研究においても（Ferrer-i-Carbonell 2005 など）、効用関数における限界効用の逓減則や、損失に対するリスク回避傾向というプロスペクト理論（Kahneman and Tversky 1979; Tversky and Kahneman
1992）との関係から、移動が主観的ウェルビーイングに及ぼす効果が下降移動の場合に非対称的に強く現れる可能性は指摘されてきた。
そして第 3 の考え方はまったく逆に、社会移動の影響は移動の当初は存在したとしても、時間の経過とともに新しい所属階層に順応するため徐々に薄れていき、最終的には消えてしまうだろう、というものである。文化的適応（acculturation）仮説（Blau 1956）や順応（adaptation）
仮説（Brickman and Campbell 1971）などと呼ばれてきたこの考え方に基づけば、主観的ウェ
ルビーイングに影響を与えるのは現時点での所属階層のみであり、上昇移動、移動なし、下降移動という 3 つのカテゴリーからなる社会移動は、独立した効果をもたないだろうと予測される。
では、実証的にはこれまでどのような知見が蓄積されてきただろうか。上述のように、社会移動がウェルビーイングに影響するかどうかについては 1950 年代に米国を中心に活発な議論がおこなわれたものの、それらのほとんどは代表性のあるオリジナルな調査に基づくものではなかった。
167

―167―

代表性のあるデータに基づく本格的な研究の嚆矢は Laslett (1971) によって開かれた。この研究は、1962 年～63 年に米国の National Opinion Research Center によっておこなわれた全米
10 大都市および 4 つの町村からの無作為抽出調査の有職男性サンプルを分析した結果、世代間職業移動は仕事満足度に有意な効果をもたなかったと報告している。
1991 年に資本主義および旧社会主義の 13 ヶ国でおこなわれた International Social Justice
Project 調査のうち欧米の 10 ヶ国分のデータを分析した Marshall and Firth (1999) では、世代間職業移動とさまざまな領域別満足度との間の関連は一般に弱いものにとどまり、一貫性がなかったと報告されている。
1957 年に米国ウィスコンシン州の高校を卒業した生徒（1940 年頃生まれ）から無作為に抽出した 10,317 名を対象としたパネル調査である Wisconsin Longitudinal Study 調査を用いて、
36 歳時（1975 年調査）と 52 歳～53 歳時（1992～93 年調査）との 2 時点間での世代内職業移動がディストレスに与える効果を検証した Houle (2011) でも、やはり移動は有意な効果をもたなかった。
米国 General Social Survey の 1972 年から 2012 年までの合併データを用いて世代間の所得・職業・学歴移動が主観的幸福度に与える効果を検証した Nikolaev and Burns (2014) では、所得の世代間移動は有意な効果をもったものの、職業および学歴移動の効果は所得に媒介されたものであること、および下降移動の負の効果は上昇移動の正の効果よりも大きいことが報告されている。
最後に、1970 年 4 月 5 日～11 日に英国で生まれた新生児の 95%以上にあたる 17,000 人を追跡調査した 1970 British Cohort Study のデータのうち、10 歳時（1980 年）、30 歳時（2000年）、および 34 歳時（2004 年）の 3 時点のデータを用いて、世代間および世代内の所得移動
が生活満足度およびディストレスに与える効果を検証した Dolan and Lordan (2013) では、所得移動の有意な効果が検出されるとともに、下降移動が上昇移動と比べて非対称的に大きな負の効果をもつことがやはり指摘されている。

1.3

仮説

以上の 5 つの研究例を見て気づくのは、比較的古い時期に発表された研究では移動の効果はないとされていたのが、2010 年代の最新の研究では（所得移動が主ではあるものの）職業
移動の効果もわずかながら検出され始めているという事実である。
それぞれの研究で分析対象となっている人びとの出生コーホートを、もう少し詳しく見てみよう。第 1 の Laslett (1971) および第 2 の Marshall and Firth (1999) では調査対象者の具体的な年齢層が論文内の記述からは読み取れないが、成人を対象とした一般的な調査であるとすると、前者では 1940 年頃以前の出生コーホート、後者では 1970 年頃以前の出生コーホー
トが 40～50 年くらいの幅で広く含まれていると推測される。第 3 の Houle (2011) は、1940
168

―168―

年頃生まれのピンポイントなコーホートの 1990 年代前半の姿を分析している。第 4 のNikolaev and Burns (2014) では、GSS の対象者が 18 歳以上無制限であることを踏まえると、
1994 年に生まれた人までを含む、おそらく 100 年程度の幅のコーホートを広く含んでいる。
最後に第 5 の Dolan and Lordan (2013) は、1970 年生まれのやはりピンポイントなコーホートの 2000 年代半ばの姿を分析している。このうち移動の効果が検出されたのは最後の 2 つだけであることを踏まえると、おおよそ 1970 年頃以降の出生コーホートにおいてのみ、移動の効
果が見られ始めているのではないかと推測することができる。
1970 年頃の出生コーホートが労働市場に参入するのは 1990 年前後のことであり、1989 年のベルリンの壁崩壊に象徴される冷戦の終結にともなう市場経済のグローバル化が始まる時期と重なる。グローバル化による価格競争の激化と労働規制の弱体化は、多くの国で雇用の流動化という労働市場の構造変動をもたらし、特に労働市場に参入したばかりの若年層のその後のキャリア形成やライフコースに大きな影響を与え続けている（Blossfeld et al. 2006;
Buchholz et al. 2008）。
後期近代（Giddens 1991）、第二の近代（Beck 2000）、液状化した近代（Bauman 2000）などとも評されるこの新しい時代においては、第二次世界大戦後のブレトンウッズ体制に基づく安定した時代に蓄積されてきた研究上の定説とは異なる現象が起こり始めている可能性は十分考えられる。その際、移動の効果のように特定のコーホートにおけるライフコース上の軌跡が重要な意味をもつ現象を検討する場合には、古い時代に起こっていたことの惰性の影響を受ける高齢の世代を含む全年齢層のデータを分析するだけではなく、新しい時代の影響を直接受ける若い世代の動向に着目することが必要だろう。
そこで本稿では、上で見てきた理論的・実証的先行研究の経緯も踏まえて、以下の 3 つの仮説を検討する。

仮説 1（移動の効果の出現時期）：下降移動の主観的ウェルビーイングに対する負の効果は、
1970 年代以降の出生コーホートが労働市場に参入する 1990 年代以降に現れるだろう。

仮説 2（移動の効果の若年層からの出現）：下降移動の負の効果の増加は、特に若年層において現れるだろう。

仮説 3（移動の効果の持続）：1990 年代以降に労働市場に参入した若年層における下降移動の負の効果は、その後のライフコースにおいても持続するだろう。

169

―169―

２．方法
2.1

データ

1975 年から 2015 年までの 5 時点の SSM 調査における、25 歳から 54 歳までの男性有職者のデータを用いる。
1975 年から使い始めるのは、主観的ウェルビーイングの操作指標である全般的生活満足度（以下、生活満足度）が初めて設問に取り入れられたのが 1975 年調査だったからである。生活満足度はその後の 5 時点の調査において、同一の尺度（5 件法）かつ同一の調査モード（訪問面接）で測定されている 2。
分析対象を男性に限定するのは、1975 年調査までは女性が対象に含まれていなかったという技術的な理由もあるが、より重要な理由は、移動という個人的な経験が生活満足度に与える影響は、男性においては直截的かつ時代を通じて一貫したメカニズムを経て機能するのに対して、女性の場合はそれぞれの時代における労働市場や性役割分業のあり方に左右されやすいと考えられるからである 3。
対象者を有職者に絞るのは、世代間・世代内社会移動の操作化のために現職の情報が必須であるという技術的な理由に基づく。
そして、年齢層を 25 歳から 54 歳までに絞り込むのは、学生や定年退職といった制度的要因に基づく労働市場からの排除の影響を、この 40 年間の日本社会における制度的・社会的環
境の変化（大学進学者の増加や定年退職年齢の延長）も踏まえて、なるべく避けるためである。具体的には表 1 からわかるように、24 歳以下と 55 歳以上の年齢層では、無職者の比率がそもそも多い上に、時代的変化も大きい。本稿の分析では上述のように対象を有職者に限定せざるを得ないので、分析対象者の選択バイアスを避けるためにも 25 歳から 54 歳までに年齢層を限定することが妥当であろう。

表1

年齢層別の無職者の比率（1975 年～2015 年 SSM、男性、%）

24 歳以下
25 歳～34 歳
35 歳～44 歳
45 歳～54 歳
55 歳～64 歳
65 歳以上1975 年
27.5
2.0
1.5
1.8
10.8
29.1

1985 年
35.1
2.3
1.7
2.7
18.9
42.9

2

1995 年
28.3
4.6
1.4
2.7
17.3
39.9

2005 年
41.6
5.4
3.5
4.9
20.1
50.3

2015 年
42.7
4.6
3.5
3.2
16.9
43.6

5 件法の各項目のラベル（「満足している」から「不満である」まで）も 5 時点で同じである。ただし、設問の構造（他の領域別満足度の中の 1 項目として尋ねるか、単独の設問として尋ねるか）とそれにともなうワーディングは、時点によって異なる。
3
女性の階層的地位をめぐる個人モデルと世帯モデルとの対立も理論的背景として存在する（Acker 1973; Goldthorpe 1983）。
170

―170―

2.2

分析戦略

主観的ウェルビーイングの指標である生活満足度を従属変数、世代間・世代内職業移動を独立変数、年齢、婚姻状態、学歴、従業上の地位、現職職業威信を統制変数とする OLS 回帰
分析を、1975 年から 2015 年までの 5 時点のデータでそれぞれ独立におこなう。まず仮説 1を検証するために 25 歳から 54 歳までの全年齢層を対象とする分析をおこなった後、仮説 2と 3 を検証するために、移動の効果が現れる 2005 年と 2015 年のデータについて、10 歳刻み（25 歳～34 歳、35 歳～44 歳、45 歳～54 歳）のコーホート別の分析をおこなう。

2.3

従属変数

全般的生活満足度、すなわち「生活全般」にどの程度満足しているかどうかを 5 件法で尋ねた設問への回答を逆転し、「不満である」を 1、「満足である」を 5 とする連続変数とみなして使用する。

2.4

独立変数

本稿の分析では、移動の指標として、世代間・世代内の職業移動を用いる。
職業分類として、SSM 総合 8 分類（原・盛山 1999）を用いる。すなわち、日本社会の産業
および労働市場の制度的特徴を適切に反映させるべく、狭義の職業に従業上の地位と従業先
規模の情報を加味して定義された「専門」「大企業ホワイト」「中小企業ホワイト」「自営ホワ
イト」「大企業ブルー」「中小企業ブルー」「自営ブルー」「農業」の 8 カテゴリーを、この順序で望ましいものからそうでないものまで並んでいるものと仮定して 4、上昇・下降移動の定義に用いる。
世代間移動においては父親の（本人 15 歳時ではなく）主職と本人現職との関係を、世代内移動においては本人初職と本人現職との関係を見る。上述のような順序性を想定したときのSSM 総合 8 分類において、本人現職のカテゴリーが父親主職や本人初職のカテゴリーよりも上であれば「上昇移動」、下であれば「下降移動」、同じであれば「移動なし」と定義する。

2.5

統制変数

移動とは上述のように現在の階層的地位と過去の階層的地位との違いのことであり、現在の階層的地位の影響を当然受けるものであるから、それが生活満足度に与える効果を厳密に4言うまでもなく、この 8 つのカテゴリーをこの通りの順序で望ましいと解釈するかどうかは自明なことではない。EGP 階級分類（Erikson et al. 1979; Erikson and Goldthorpe 1992）など
国際的に広く使われている職業分類も、どんな社会でも普遍的に通用する順序として想定されているわけではない。通常の移動研究では、上昇か下降かという方向性は問わずに、どのカテゴリー間で移動が起こりやすいかを問題にすることが多いため、カテゴリー間の順序はそれほど本質的な問題となってこなかった。
171

―171―

測るためには、現在の階層的地位を統制することが不可欠である。その際、移動の定義に使用した現職の SSM 総合 8 分類自体を使うことは共線性の問題から望ましくないため、代わりに現職の SSM 職業威信スコアを統制する。具体的には、1975 年と 1985 年のデータでは 1975
年威信スコアを、1995 年から 2015 年までのデータでは 1995 年威信スコアを用いる。
それ以外の人口学的・社会経済的属性として、主観的ウェルビーイングの先行研究において通常用いられるものの中から、これらの 5 時点の SSM 調査で一貫して測定されており、かつ今回想定している因果メカニズムにおいて、移動と主観的ウェルビーイングとの間の媒介要因として想定されるもの（たとえば所得）を除いたものを統制する。具体的には、年齢、婚姻上の地位（既婚、未婚、離死別の 3 分類）、学歴（初等、中等、高等教育の 3 分類）、従
業上の地位（正規、非正規 5、自営の 3 分類）を統制する。

３．結果
3.1

記述統計

従属変数である生活満足度の分布の推移は表 2 の通りである 6。全体として顕著な傾向性は見受けられないが、1995 年以降平均が若干上昇し続けていることと、同じ期間に標準偏差がそれ以前と比べてやや高めになっていることが指摘できる。

表2

生活満足度の分布（%）・平均・標準偏差1 不満である2 どちらかといえば不満である
3 どちらともいえない
4 どちらかといえば満足である
5 満足である
平均
標準偏差N

1975 年
3.6
12.0
26.2
48.5
9.7
3.49
0.95
1,946

1985 年
2.8
10.1
26.3
43.6
17.2
3.62
0.97
1,659

1995 年
4.1
14.4
22.1
44.6
14.7
3.51
1.04
1,461

2005 年
3.4
9.4
21.8
41.5
23.8
3.73
1.03
1,346

2015 年
3.2
7.4
18.0
39.5
31.9
3.90
1.03
1,536

独立変数である世代間および世代内移動の比率の推移は表 3 の通りである。こちらも明らかな変化は見られないものの、世代間移動において 2005 年以降、下降移動の増加と上昇移動の減少が若干見受けられる。

5

1975 年調査では、非正規に相当するカテゴリーは選択肢として存在しない。
父親主職および本人初職における欠損値の関係上、世代間職業移動と世代内職業移動とで利用可能なケース数が異なる。そのため、以下の記述統計では、それぞれの調査における「25歳から 54 歳までの男性有職者」全体から各変数に固有の欠損値を除外したケース数を母数とする比率をそれぞれ示す。いずれにしても、無職者は母数に含まれていないことに注意。
6

172

―172―

表3
世代間

世代内

下降移動
移動なし
上昇移動
N
下降移動
移動なし
上昇移動
N

世代間・世代内移動の分布（%）
1975 年
16.1
30.2
53.7
1,797
21.5
54.3
24.1
1,927

1985 年
17.3
26.4
56.3
1,498
18.6
60.4
21.0
1,651

1995 年
16.9
25.7
57.4
1,317
23.6
55.8
20.6
1,438

2005 年
19.4
29.2
51.4
1,199
24.9
57.8
17.3
1,341

2015 年
21.1
27.7
51.2
1,337
23.9
56.8
19.3
1,534

最後に統制変数の記述統計を表 4 に示す。婚姻状態では、2005 年以降の未婚者の増加が目立つ。学歴では、1995 年までの急速な高学歴化と比べて、それ以降の変化は比較的緩やかである。従業上の地位では期間を通じた自営の減少と、1995 年以降の非正規雇用の増加が目につく。職業威信スコアは 1985 年までと 95 年以降との間に差が見られるが、これは 1995 年以降の職業コードおよび威信スコアの変更の影響と考えられる。

表4
年齢
婚姻状態
既婚
未婚
離死別
学歴
初等教育
中等教育
高等教育
従業上の地位正規
非正規
自営
職業威信スコア

統制変数の記述統計

1975 年
38.2(8.4)

1985 年
40.2(8.2)

1995 年
41.2(8.2)

2005 年
41.0(8.1)

2015 年
40.7
(8.0)

87.7
11.4
0.8

84.7
13.7
1.7

80.8
17.1
2.0

73.8
22.8
3.3

67.4
38.5
4.1

43.0
38.7
18.3

26.5
47.7
25.9

14.3
51.8
33.9

7.5
53.2
39.3

3.1
54.7
42.2

70.3
76.0
82.5
79.8
80.1
--0.9
1.2
5.6
8.1
29.7
23.1
16.3
14.7
11.8
45.8
46.8
52.8
52.5
52.0
(11.1)(11.2)
(8.8)
(9.4)
(9.5)
注）年齢と職業威信スコアは平均と標準偏差（括弧内）。その他は比率（%）。
3.2

仮説 1（移動の効果の出現時期）の検証

グローバル化による労働市場の構造変化が顕著になる 1990 年代以降に移動の効果が現れ始めるのではないか、という仮説 1 を検証するために、生活満足度を世代間移動および世代内移動に回帰させる OLS 回帰分析を、25 歳から 54 歳までの全体を対象に、1975 年から 2015
年までのデータにおいて独立におこなった。

173

―173―

まず世代間移動への回帰分析の結果は表 5 の通りである。下降移動の生活満足度への有意な負の効果は、2015 年において初めて検出された。

表5

生活満足度の世代間移動への OLS 回帰分析（25 歳～54 歳）

1975 年
1985 年
1995 年
2005 年2015 年
上昇移動
-.081
-.020
.006
-.072
-.081
(.058)(.064)(.072)(.071)(.065)
下降移動
-.124
.017
-.018
.025
-.217 **(.071)(.080)(.090)(.086)(.077)
年齢-.006 *
-.001
-.005
-.007
-.015 ***(.003)(.004)(.004)(.004)(.004)
未婚-.246 **-.123-.278 **-.322 ***-.338 ***(.076)(.083)(.085)(.074)(.066)
離死別
-.323
-.182
-.544 **-.455 **-.420 **(.242)(.210)(.197)(.169)(.142)
中等教育
.058
.018
.050
.258 *-.162(.052)(.067)(.090)(.117)(.161)
高等教育
.084
.124
.098
.430 ***.079(.072)(.086)(.101)(.124)(.165)
非正規---.650 *-.060-.592 ***-.611 ***(---)(.285)(.291)(.130)(.105)
自営
-.037
.118
-.064
-.165
-.277 ***(.058)(.065)(.081)(.086)(.083)
職業威信.010 ***.006 *
.004
.005
.002
(.002)(.003)(.004)(.004)(.003)（切片）
3.327 ***
3.356 ***
3.501 ***
3.614 ***
4.762 ***(.159)(.199)(.263)(.269)(.266)
Adj. R2.026 ***.013 **.012 **.063 ***.096 ***
N
1,783
1,483
1,312
1,198
1,334
注）非標準化係数と標準誤差（下段括弧内）。移動の基準カテゴリーは「移動なし」。
* <.05、** <.01、*** <.001。
一方、世代内移動への回帰分析の結果は表 6 の通りである。世代内移動の場合、下降移動の生活満足度への有意な負の効果は、2005 年からすでに現れており、2015 年においても引き続き検出された。

174

―174―

表6

生活満足度の世代内移動への OLS 回帰分析（25 歳～54 歳）

1975 年
1985 年
1995 年
2005 年2015 年
上昇移動
-.036
-.077
-.046
-.027
-.059
(.054)(.063)(.072)(.076)(.067)
下降移動
-.023
.107
-.017
-.145 *-.147 *(.056)(.066)(.070)(.070)(.066)
年齢-.007 *
.002-.000-.009 *-.014 ***(.003)(.004)(.004)(.004)(.003)
未婚-.280 ***-.110-.281 ***-.363 ***-.348 ***(.074)(.080)(.081)(.070)(.062)
離死別
-.266
-.278
-.413 *-.446 **-.463 ***(.235)(.186)(.191)(.155)(.130)
中等教育
.050
.030
.119
.147
-.096
(.051)(.063)(.084)(.109)(.147)
高等教育
.128
.113
.148
.311 **.117(.070)(.083)(.095)(.115)(.151)
非正規---.655 *-.092-.571 ***-.661 ***(---)(.255)(.254)(.123)(.099)
自営
.009
.083
-.081
-.101
-.201 *(.050)(.060)(.077)(.081)(.083)
職業威信.010 ***.006 *
.005
.003
.002
(.002)(.003)(.003)(.003)(.003)（切片）
3.309 ***
3.218 ***
3.244 ***
3.917 ***
4.593 ***(.146)(.187)(.248)(.247)(.245)
Adj. R2.026 ***.018 ***.013 **.065 ***.097 ***
N
1,910
1,631
1,427
1,336
1,530
注）非標準化係数と標準誤差（下段括弧内）。移動の基準カテゴリーは「移動なし」。
* <.05、** <.01、*** <.001。
以上の結果より、仮説 1 は部分的に支持された。すなわちまず、近年の移動の効果として、下降移動における負の効果のみが検出され、上昇移動における正の効果は検出されないという非対称性は、海外における研究動向と一致している。
そして移動の効果の検出時期については、1990 年代以降の労働市場の構造変化による移動の効果は、仮説が予想した 1990 年代、すなわち 1995 年調査の段階ではまだ実証的に検出されるに至っていないが、世代内移動では 2005 年調査から、世代間移動でも 2015 年から検出され始めている。これは、社会変動にともなう移動の効果の変化が、代表性のある調査デー
タにおいて検出されるまでには、一定の時間差をともなうことを示唆している。
そこで、つぎの仮説 2 と 3 の検証では、下降移動の効果が検出され始めた 2005 年以降について、出生コーホート別の動向を詳しく見ていこう。

175

―175―

3.3

仮説 2（移動の効果の若年層からの出現）と仮説 3（移動の効果の持続）の検証

労働市場の構造変化にともなう移動の効果は若年コーホートから検出され始めるのではな
いかという仮説 2 と、そうした若年コーホートにおける下降移動の負の効果はその後のライフコースにおいても持続するのではないかという仮説 3 を検証するために、2005 年と 2015
年のデータにおける年齢コーホート別の分析を、同じく OLS 回帰分析によっておこなった。
なお、2015 年調査における 25 歳～34 歳のコーホートは 1980 年代生まれ、35 歳～44 歳のコーホートは 1970 年代生まれ、45 歳～54 歳のコーホートは 1960 年代生まれであることに注意
しよう。
まず、世代間移動の効果を表 7 に示す。全体（25 歳～54 歳）において移動の有意な効果が見られない 2005 年データでは、各コーホートにおいてもやはり有意な効果は見られない。一方、全体において下降移動の有意な効果が見られた 2015 年データでは、コーホート別に見ると下降移動の効果が有意なのは 35 歳～44 歳コーホート（1970 年代生まれ）においてのみであり、他のコーホートでは有意な効果は見られない。

表7

生活満足度の世代間移動への OLS 回帰分析（コーホート別）

全体
25 歳～34 歳 35 歳～44 歳 45 歳～54 歳
2005 年
上昇移動
-.072
-.079
.026
-.102
(.071)(.143)(.122)(.110)
下降移動
.025
.114
-.008
-.006
(.086)(.160)(.147)(.146)
Adj. R2.063 ***.089 ***.060 ***.089 ***
N
1,198
299
426
473
2015 年
上昇移動
-.081
-.003
-.090
-.088
(.065)(.128)(.106)(.107)
下降移動-.217 **-.169-.258 *-.154(.077)(.156)(.121)(.134)
Adj. R2.096 ***.101 ***.108 ***.087 ***
N
1,334
329
521
484
注）非標準化係数と標準誤差（下段括弧内）。移動の基準カテゴリーは「移動なし」。すべてのモデルで年齢、婚姻状態、学歴、従業上の地位、職業威信を統制（係数等は省略）。* <.05、** <.01、*** <.001。
つぎに、世代内移動の効果を表 8 に示す。世代内移動については、前項で確認したように、全体としても 2005 年の時点から下降移動の有意な負の効果が現れるが、コーホート別に見ると 2005 年の段階で下降移動の有意な効果が現れているのは 25 歳～34 歳コーホート（1970年代生まれ）のみである。一方、2015 年調査でも全体で下降移動の負の効果が見られるが、コーホート別に見ると下降移動の効果が有意なのは 35 歳～44 歳コーホート（1970 年代生まれ）のみである。

176

―176―

表8

生活満足度の世代内移動への OLS 回帰分析（出生コーホート別）

全体
25 歳～34 歳 35 歳～44 歳 45 歳～54 歳
2005 年
上昇移動
-.027
-.146
-.101
.069
(.076)(.157)(.132)(.114)
下降移動-.145 *-.358 **-.231
.121(.070)(.134)(.119)(.111)
Adj. R2.065 ***.125 ***.070 ***.082 ***
N
1,336
348
486
502
2015 年
上昇移動
-.059
-.113
-.093
.036
(.067)(.137)(.106)(.115)
下降移動-.147 *
.061-.212 *-.166(.066)(.138)(.106)(.110)
Adj. R2.097 ***.122 ***.100 ***.085 ***
N
1,530
388
597
545
注）非標準化係数と標準誤差（下段括弧内）。移動の基準カテゴリーは「移動なし」。すべてのモデルで年齢、婚姻状態、学歴、従業上の地位、職業威信を統制（係数等は省略）。* <.05、** <.01、*** <.001。
以上より、仮説 2 は部分的に支持された。すなわち、1970 年代生まれ以降の若い世代で下降移動の効果が現れるだろうとの予想は、1970 年代生まれコーホートではほぼあてはまったが（ただし世代間移動では 2005 年の時点ではまだ現れていない）、その後の 1980 年代生まれ
コーホートでは、下降移動の効果は世代間でも世代内でも検出されなかった。
一方、仮説 3 は全面的に支持された。すなわち、1970 年代生まれコーホートが 25 歳～34歳だった 2005 年の時点で検出された世代内移動の負の効果は、10 年後の 2015 年においても引き続き検出された。これは、この世代が労働市場への参入した 1990 年代に背負った負の影
響が、その後のライフコースにおいても持続していることを意味する。

3.4

頑健性の確認独立変数である職業移動の指標として、本稿の分析においては、日本社会の実態に合わせて定義された SSM 総合 8 分類を使用した。これを、国際的に広く使われる EGP 階級分類
（Erikson et al. 1979; Erikson and Goldthorpe 1992; 鹿又ほか 2008）の 7 分類版において、日本
においてはほとんど存在しない農業労働者（VIIb）を自営農民（IVc）と統合した 6 分類に基づき、I+II（サービス階級）、III（事務販売）、IVa+b（自営）、V+VI（監督的・熟練マニュアル）、VIIa（半熟練・非熟練マニュアル）、IVc+VIIb（農業）の順で望ましいとして上昇・下降移動を定義した変数に置き換えて同様の分析をおこなったところ、SSM 総合 8 分類を用いたときほど明解な傾向性は見られなかった 7。
7

具体的には、まず仮説 1 の全年齢層の分析においては、有意な世代間移動は 2005 年の上昇
移動の負の効果のみ、有意な世代内移動は 1985 年の下降移動の正の効果と、2015 年の下降
移動の負の効果のみが検出された。また仮説 2 と 3 の 2005 年以降の年齢別分析においては、
177

―177―

この 2 つの指標の間で最も大きく異なるのは自営の扱いであり、日本社会における自営の位置づけをめぐっては、欧米や東アジア諸国との間での国際比較も含めて、これまで膨大な議論が積み重ねられてきた（近年ではたとえば Sato and Arita 2004; Park 2010; Takenoshita2012）。今回のリサーチ・クエスチョンのように上昇や下降といった方向性が重要な意味をもつ研究においては、それぞれの職業階層の制度的・歴史的な位置づけの社会ごとの違いをどのように扱うかが、実証的かつ理論的な課題として立ち現れてくるだろう。

４．結論
4.1

仮説の検証結果、リサーチ・クエスチョンへの回答

仮説の検証結果は表 9 の通りである。欧米諸国における先行研究と同様に日本社会においても、冷戦期には検出されなかった移動の効果が、1990 年代以降のグローバル化と労働市場の構造変化により、2000 年代以降に時間差をともないつつ、若い世代においてのみ検出され
始めた。
表9
仮説
1（移動の効果の出現時期）下降移動の負の効果は 1970 年代
出生コーホートが労働市場に参入する 1990 年代以降に現れるだろう。
2（移動の効果の若年層からの出現）下降移動の負の効果は若年層から現れるだろう。
3（移動の効果の持続）若年層
における下降移動の負の効果
はその後のライフコースにおいても持続するだろう。

仮説の検証結果

分析結果
世代間では 2015 年、世代内では2005 年と 2015 年に検出。

検証結果
部分的に支持（一定の時間差あり）

世代間では 2015 年に 1970 年代出
生コーホートで、世代内では2005 年と 2015 年にやはり 1970
年代出生コーホートで検出。
同上。

部分的に支持（さらに若い 1980 年代出生
コーホートでは検出されず）支持（1970 年代出生
コーホートでの効果
が 2005 年から 2015年にかけて持続）よって、本稿の 2 つのリサーチ・クエスチョンへの回答は以下のようになるだろう。
リサーチ・クエスチョン 1 への回答（移動の効果の時代変化）：社会移動が主観的ウェルビ
ーイングにもたらす効果は、同じ社会でも時代や出生コーホートによって異なりうる。
リサーチ・クエスチョン 2 への回答（特定のコーホートにおける移動の効果の持続）：特定のコーホートに固有に検出された移動の効果は、そのコーホートのその後のライフコースにおいても持続しうる。

世代間移動では 2005 年データにおける 1980 年代生まれコーホートの上昇移動と下降移動の負の効果と 2015 年データにおける 1970 年代生まれコーホートの下降移動の負の効果のみ、世代内移動では 2005 年データにおける 1970 年代生まれコーホートの下降移動の正の効果と1970 年代生まれコーホートの下降移動の負の効果のみが有意であり、2015 年データでは単独で有意な効果をもつコーホートは存在しなかった。
178

―178―

4.2

議論

本稿の知見の実践的インプリケーションは、1990 年代以降に労働市場に参入した若年層に対して、下降移動の悪影響を最小限に抑えるような政策的対応を、ライフコース上のなるべ
く早い段階でおこなうことの重要性であろう。1990 年代以降の労働市場の構造変動はグロー
バル化のもとで世界中で共振しながら進行している現象であり、それが若年層のライフコー
スに与える悪影響も 1.3 で確認したように世界各国で報告されている。日本社会の文脈に特に引きつけていえば、これは 1990 年代前半のバブル経済の崩壊にともなういわゆる就職氷河期に労働市場に参入した、ロスト・ジェネレーションとも呼ばれる世代の問題と重なるだろう（Brinton 2008, 2011; 太郎丸 2009）。日本の場合この問題は、日本型雇用システムの名残の中での正規雇用と非正規雇用との間での移動障壁および待遇格差という固有の歴史的・制度的文脈の中で立ち現れてきた。
一方、本研究の理論的・方法論的インプリケーションは 2 つ指摘できる。第一に、移動が主観的ウェルビーイングに与える影響は、同じ社会の中ですら、時代や出生コーホートによって検出されたりされなかったりするものであった。イントロダクションで予想したとおり、先行研究の知見が必ずしも一貫しなかった理由のひとつがここにあると考えられる。 1.2 で整理した既存の理論的説明や仮説はそれぞれ一定の合理性や説得力をもつものではあるが、時代や社会によらず普遍的に成り立つ法則のようなものとして理解するのは適切ではないことがわかる。因果法則の多様性やメカニズムを探求することが社会科学の目標であることを踏まえると（石田 2012）、特定の理論が成り立つかどうかという議論の仕方ではなく、どのようなメカニズムがどのような制度的文脈のもとで成り立ったり成り立たなかったりするのかを丁寧に検討していく、という当たり前の作業がこのテーマにおいても求められるだろう。
第二に、その問題とも関連するが、職業分類やカテゴリー間の序列が社会や時代によって異なりうるものであることにも改めて注意が必要だろう。これは社会階層論全体の問題でもあるが、特に今回のような上昇や下降といった概念を問題にするときは重大な意味をもつ。

4.3

今後の課題

最後に今後の課題を 3 点挙げる。
第一に、直前に指摘した課題に応えるために、現代の日本社会においてどのような職業分類およびカテゴリー間の序列が妥当なのかを、国際的な比較可能性も考慮しながら、理論的・実証的に検討していくことが求められるだろう。たとえば、職業分類の細かさを調整することなども有効かもしれない（Jonsson et al. 2009）。
第二に、伝統的な職業分類ではカバーできない非正規雇用や無職といった従業上の地位の情報を、移動の分析にどのように理論的に取り込んでいくかも課題であろう。特に日本社会においては、労働市場の構造変動におけるこの問題の重要性が高いからである。
179

―179―

最後に、雇用が流動化した時代においては、世代内移動において初職と現職の 2 時点のみを比較するのではなく、現職にいたるまでの職歴を丁寧に見ていくことも必要であろう。これは SSM 調査データの最も重要な特長を活かすことにもつながる。

［付記］1975 年～2015 年 SSM 調査データの使用にあたっては、2015 年社会階層と社会移動調査研
究会の許可を得た。2015 年 SSM 調査は、第 3 次配布版（2017 年 2 月 27 日版（バージョン070））のデータを用いた。

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182

―182―

Changes in the Impact of Social Mobility on Subjective
Wellbeing in Japan:
Evidence from the SSM surveys from 1975 to 2015 *Masayuki Kanai(Senshu University)
Abstract
The effect of social mobility on human behavior and psychology has been one of theclassic issues in inequality studies since Sorokin’s (1927) pioneering work. Subjective
wellbeing is one of the possible consequences of mobility. However, the empirical evidences on
the relationship between mobility and wellbeing in various societies were poor in volume andhave delivered mixed results so far. Among them, despite the earlier literature from the 1970s to
2000s that found no effects of mobility on wellbeing, some of the recent studies in the 2010s,
which examined the effect of intra-generational mobility using panel data, reported weak but
significant mobility effects. Thus, this paper examines the trend in the mobility effects on
wellbeing by comparing the SSM data of five different points in time during the last forty years,
namely from 1975 to 2015. Subjective wellbeing was measured by overall life satisfaction.
Mobility experiences were operationalized by inter- and intra-generational shifts in occupational
status measured by new SSM-8 categories. The results of OLS regressions on working malesamples aged 25 to 54 show that no effect of mobility on wellbeing is observed in the data from1975 to 1995, whereas we find significant negative effects of intra-generational downward
mobility in 2005 and 2015, and a significant negative inter-generational downward mobility in2015, even when other major demographic and socio-economic variables are controlled. In
addition, these negative effects of downward mobility are remarkable in younger generations,especially for those who were 35 to 44 years old in 2015. This generation entered the labormarket in the 1990s when the Japanese economy was in a serious depression. These findings
suggest that the structural changes in the labor market in the past two decad es caused extensive
and persistent damage to the younger cohorts in Japan.
Keywords: mobility, subjective wellbeing, structural changes in the labor market*

The study was supported by JSPS KAKENHI Grant Number JP25000001.
183―183―