庄 映琮・張しん妍・馮 昕「グローバル･マーケティングと消費者の価値観」

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慶應義塾大学大学院商学研究科 2016 年度学事振興資金成果論集『世界および地域のビジネス・商業』

グローバル･マーケティングと消費者の価値観― 世界価値観調査の分析 ―

庄
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琮
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昕

約>

1980 年代以降，セグメンテーションにもとづくマーケティングが重視されてきた｡そこでは，基準変数の一つとして，価値観やライフスタイル変数が重視された｡本研究は世界価値観調査データを使用し，｢政治体制の変化と解放的価値観の規定要因の変化:ドイツの分析から｣，｢幸福度の規定要因の三カ国（日中米）比較｣と｢日本人の環境増税価値観及びその規定要因の分析｣を行った。
1) 政治体制の変化と解放的価値観の規定要因の変化：ドイツの分析から
1990 年に東ドイツと西ドイツが統一され，民主主義への価値観の変化が生じた可能性がある｡本研究では，民主主義の指標として，解放的価値に注目し，これが｢両性の平等｣｢服従性｣｢自治制｣｢参加度｣によって構成されるとした｡さらに，収入と学歴がこれらに影響を与えるという仮説を設定した｡世界価値観調査の Wave 3（1997）と Wave 6（2013）の東，西ドイツのデータに対して分析を行った｡2 母集団の共分散構造方程式モデ
ルの分析結果によると，Wave 3 では東西でパスに等値制約を課さないモデル，Wave 6 では等値制約を課すモデルの適合度が最良となった｡つまり，Wave 3（統合後 7 年）の東西ドイツ間では 2 地域で差異があったが，Wave 6（統合後 23 年）のドイツでは変数間の関係が同じ，つまり差異がなくなったことを意味する｡パスの大きさは異なるものの，収入と学歴が性別の平等と正の相関があること，学歴は服従性と正の相関があることが示された。
2) 幸福度の規定要因の三カ国（日中米）比較
幸福度に関する研究は社会学，経済学に限らず，マーケティング研究にも大きな意義を持つと考えられる。
そこで，GDP 上位の 3 ヵ国の米国，中国，日本を対象とし，Wave 5（2005-2009）と Wave 6（2010-2014）のデータを利用し，重回帰分析により，社会階層，ソーシャルキャピタル及び収入の 3 つの側面から幸福度を規定する要因を探索した。その結果，3 ヵ国とも「信頼」が正で有意となった。一方，「収入」が正で有意となったのは中国だけであり，米国と日本は有意な傾向が見られなかった。
「社会階層」が有意ではないのは米
国の Wave 5 だけであり，中国と日本は Wave 5 と Wave 6 両方が正で有意となった。またデモグラフィック要因からみると，「幸福度」と「個人の教育レベル」が中国のみ正で有意となり，「幸福度」と「年齢」正で有意とはならなかったのは日本のみであった。社会の発展につれて，情報接触度などのように，「幸福度」に影響を及ぼす要因も増加してくるだろう。今後もこれらの要因を組み込み，人々の「幸福度」が何によって規定されるのかを明らかにすることが必要であろう。
3）日本人の環境増税価値観及びその規定要因の分析
世界各国の経済発展の歴史を振りかえると，どの国においても経済の成長に伴い，非常に深刻な環境問題が発生したことがわかる。現在の国際社会でも，特に発展途上国は様々な環境問題に直面しており，環境に関することはよく議論される。本研究では世界価値観調査データの中で，日本の Wave 3（1995-1998）と Wave 4

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庄 映琮・張しん妍・馮 昕「グローバル･マーケティングと消費者の価値観」（1999-2004）のデータを用いて，20 世紀末期から 21 世紀初頭にかけての日本人の環境増税価値観の変化及び，規定要因を分析した。分析の結果，21 世紀に入った後，日本人の環境増税賛成度が低下したことがわかった｡
また，Wave 3 と 4 のいずれの時期においても日本人の環境増税意識は調査対象国の中間程度の水準となっていた。さらに，日本人の環境増税価値観に影響を与える要因は両時期においては異なることがわかった。つまり，21 世紀に入ったら，報道機関への信頼度が環境増税価値観の阻害要因になっていた｡本研究の分析では，重回帰係数（R2）が低くなった｡今後，日本人の環境増税価値観を規定する他の要因をさらに明らかにする必要がある。

<キーワード>
価値観，国際比較，構造方程式モデル

1.

はじめに
1980 年代以降，セグメンテーションにもとづくマーケティングが重視されてきた｡そこでは，基準変数の一つとして，価値観やライフスタイル変数が重視された（大澤，1992）｡マーケティン
グの実務で広く知られているのは，SRI（Stanford Research Institute）が提供していた VALS（Valueand Lifestyle）であろう1)｡この名前にみられるように，消費者の価値観は，消費を規定する重要な要因と考えられている｡
価値観（values）はもともと社会（心理）学における概念である｡真鍋（2013）は，社会学者の視点から価値観研究を分析方法の発展も含めて概観している｡そこで取り上げられている価値観調査は，IBM 社員を対象とした（Hofstede, 1980），個人主義に注目した Schwartz（1992），対人行動の研究書もある Triandis（1977）による個人主義と集団主義に注目した Triandis（1995）そして，世界価値観調査（World Value Survey）および，その前身である欧州価値観調査（European Values
Survey）である｡
この他，筆者の知る範囲でも，アジア諸國を対象として 2003 年から 2008 年の間，行われたアジア･バロメーター 2)，日本では統計数理研究所によって 1950 年代から行われている｢国民性｣調査3)などがある｡
これらは社会学者もしくは（比較）政治学者によるものであり，マーケティングへの適用は必ずしも多くはない｡ただし，消費者行動に影響を与える要因として価値観は重要であり，代表的な教科書である Engel（1990）では Envirnmental influence の一つとして“cultural and ethnic values”の章が，同様に Solomon（1999）では，“Motivation and Values”という章が設けられている｡
国際マーケティング，グローバル･マーケティングという観点からもいくつかの研究が行われている｡Steenkamp et al.（1999）は，消費者の革新性 innovativeness の規定要因として，消費者のデ

その後 VALS2 に改定され､現在は米国 SBI 社によってサービスが提供されている（http://www.strategicbusinessinsi
ghts.com/vals/ustypes.shtml）｡日本でもこれに基づく｢日本版 VALS｣が開発され､現在は JDS 社によってサービスが提供されている（http://www.japan-vals.jp/index.php）。
2) AsiaBarometer のホームページ（https://www.asiabarometer.org）。
3) 国民性調査のホームページ｡データのオンライン集計は可能だが､個票データは公開されていない（http://www.ism.
ac.jp/~taka/kokuminsei/index.html）。
1)庄 映琮・張しん妍・馮 昕「グローバル･マーケティングと消費者の価値観」

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モグラフィクスの他，Schwartz（1992）による個人の価値観，Hofstede（1980）の文化次元を用いて仮説を設定した｡そして欧州 12 ヵ国で，これらが与える影響を比較した｡このような分析は，特に知見の一般化に寄与できるとしている｡
筆者らも日米中のクチコミ行動に関して，Hofstede（1980, 1991）に基づいて，例えば｢不確実性回避度｣の高い日中では米国よりもクチコミが利用されるといった仮説を設定して，検証した（濱岡・里村，2009, ch.9）｡
社会学者による価値観研究は，例えば｢物質主義-脱物質主義｣｢近代化-脱近代化｣といった，途
上国が先進国になる過程に注目しており，先進国を対象としてきたマーケティングには利用しづらい｡これに対して，Hofstede の研究は，もともと多国籍企業 IBM の各国の社員への調査から始まっており，探索的ではあるが，Individualism, Uncertainty avoidance, Masculinity など先進国間での比較も可能他（国の）文化次元（cultural dimension）を抽出している｡なお，Hofstede（1980）
は中国については測定も行われていなかったが，その後，Hofstede（1991）では，中国が追加さ
れ，5 つめの次元として｢長期/短期志向｣が追加された｡

表１: Hofstede（1991）の 5 つの文化次元と日，米，中国のスコア
権力の格差（Power Distance）
個人主義（Individualism）
男性らしさ（Masculinity））
不確実性の回避（Uncertainty Avoidance）
長期志向（Long-Term Orientation）

日本
54
46
95
92
80

米国
40
91
62
46
29

中国
80
20
60
33
118

台湾
58
17
45
69
87

香港
68
25
57
29
96

注：Hofstede（1991）の邦訳および中国については同氏のサイトの情報より作成。
http://www.geert-hofstede.com/hofstede_dimensions.php（2016 年 12 月 10 日アクセス）。
参考までに台湾，中国も示した。

2.

世界価値観調査(1) 調査の概要
世界価値観調査（World Value Survey） 4)は，1981 年から 5-6 年間隔で 6 回行われてきた｡この調査はもともと，8 ヵ国から開始されたが，その後参加国が増え，最新の Wave 6 調査では 60 ヵ国が参加した（表 2）｡現在，2016-18 年の予定で 7 回目の調査（Wave 7）が実施中である｡
この調査は表 3 の内容から成っている（池田，2016）｡マクロな政治経済，家族に関する項目が中心であり，消費に関する項目はほぼみられない｡マーケティングでほとんど用いられていないのは，このためだと考えられる｡
日本では，ここ数回分については，調査結果が出版されている（電通総研・日本リサーチセン
ター編，2004，2008; 池田，2016）｡Wave 6 までの調査の匿名化個票データは同プロジェクトのホームページから公開されている｡Wave 毎のデータや，それらを時系列に結合して整形したデー
4)

世界価値観調査のホームページ（http://www.worldvaluessurvey.org/）。

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庄 映琮・張しん妍・馮 昕「グローバル･マーケティングと消費者の価値観」

タを利用可能だが，本研究では後者を用いる 5)｡このデータの Codebook も同サイトからダウンロ
ード可能である｡

表２: 世界価値観調査の実施国とサンプルサイズ

注：国名は時系列データコードブック 6)の変数 S003 に基づく｡
例えば統一前は東西ドイツに分けて調査されていたが，このデータではまとめて Germany とされている｡

5)
6)

WVS Longitudinal files（http://www.worldvaluessurvey.org/WVSDocumentationWVL.jsp）.
f00003843_wvs_evs_integrated_dictionary_codebook_v_2014_09_22.xls.

庄 映琮・張しん妍・馮 昕「グローバル･マーケティングと消費者の価値観」○個人・生活観53

表３: 世界価値観調査の主要な調査内容○社会観･人生・ライフスタイルに関する意識･社会システムに関する意識･ジェンダー・家族に関する意識･社会・政治行動･宗教に関する意識･環境に関する意識と行動･生活様式の変化･近隣・治安に関する意識･信頼と寛容性に関する意識○政治観･高齢化社会に関する意識･政治に関する意識･科学技術に関する意識･民主主義および政治制度に関する意識･情報に関する意識○国家・国際社会観･自国に関する意識･国際社会に関する意識･近未来展望に関する意識
出典：池田（2016）の目次より作成｡(2) 調査からの知見
この調査を利用した論文や図書は，同サイトで公開されている｡日本語でも論文が書かれている｡
ここでは，それらを簡単にレビューしておく｡

1) 国際比較調査のリーダーである Inglehart は，物質主義-ポスト物質主義，さらには近代化-脱近代化といった価値観の変化がいかに生じるかについての仮説を設定し，実証を試みてきた｡また，生存-自己表現価値観（survival vs self-expression value），伝統-合理的価値観（traditional vs secular rational
values）の 2 軸によって，国をプロットした文化地図（cultural map）を描いている（図 1）｡
ただし，君塚（2003）は，この調査について，事前に設定した仮説に基づいて仮説を検証する｢演繹法｣から，（ポスト）近代化に関連すると考えられる多数の項目から主成分分析もしくは探索的
因子分析によって軸を抽出するという｢帰納法｣へと方法を変化させてきたと指摘している｡また，
文化地図の 2 軸について，特に中国の解釈が妥当ではないと批判している｡
筒井（2012）は世界価値観調査による国際比較を通じて，日本人の公的セクターへの信頼の特徴を分析した。まず，ほとんどの国においては新聞・雑誌などのマス・報道機関への信頼と行政・政府への信頼と正の相関関係にあることを示した｡さらに，デモグラフィック変数を統制しても，日本の公的セクターへの信頼度が他国と比べて低いことを見いだした。さらに，政府のガバナン
スの質と国民の信頼度には逆相関があることを見いだした｡

庄 映琮・張しん妍・馮 昕「グローバル･マーケティングと消費者の価値観」

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翟（2015）は過去 20 年間にわたり，4 つの側面から，中国人の社会意識の変遷を分析した。その結果，経済発展，政治体制と社会環境などの変化につれて，人々の社会意識も変化していることを指摘している。

出典： http://www.worldvaluessurvey.org/WVSContents.jsp.

図１: Inglehart–Welzel Cultural Map

川北（2011）は現代国際社会の価値観構造を類型化している。経済成長を規定する価値観の 22
変数（e.g. 技術革新，人的資本，私的所有権，ガバナンス，社会的統合）の主成分分析を行い，「倫理観」「意見格差（権威・公平）」「意見格差（ジェンダー）」「反技術革新」「体制信頼」「個人自立」の主成分を抽出した。これら 6 つを用いた階層的クラスター分析から，国際比較を行った。

庄 映琮・張しん妍・馮 昕「グローバル･マーケティングと消費者の価値観」

552) 日本に注目した研究
栗田（2012） は，日本人の価値観が物質主義から脱物質主義へと変容してきたという命題を検証するために，日本の GDP と内閣府世論調査の単純集計，世界価値観調査の日本のデータの平均値の推移から，脱物質主義への傾向があるかどうかを検討した。その結果，実質 GDP と「物の豊かさと心の豊かさ」の回答割合に強い相関がみられた。同様に，世界価値観調査データにおいても，同様の傾向がみられたが，近年においては物質主義的なものへの回帰もみられた。
「日本人は，他国民と比較すると同質的であり，国民のあいだにコンセンサスが形成されている」と主張されることが多い。間淵（2002）は，このような「日本人同質論」が，少数の事例から推論された場合が多く，大規模なランダムサンプルを対象とした世論調査データによるものではないことを指摘した｡そこで，国際共同世論調査である ISSP 調査と世界価値観調査のデータに
よって，日本人同質論の検証を試みた。その結果，日本人の意識は必ずしも他国民より特に同質的とは言えず，家族・ジェンダー意識，政府役割観，職業意識についてはむしろ同質性が低い場
合もあることを見いだした。
また，米田（2014）は WVS（世界価値観調査）データを利用し，日本人の労働義務感を二時点（2000 年と 2010 年）で比較した｡さらに，各時点で労働義務感の規定要因と世代差を明らかにした。その結果，2010 年には，若年男性の世帯年収が低い層において労働義務感が低下していることを明らかにした。また，若い世代では労働義務感が「ハプニング的成功観」や「社会貢献的労働志向」とより強く関連するようになっており，低階層の生活条件と価値志向の変化との交互作
用によって労働倫理の変容が生じている可能性が示唆された。
大山（2010）は世界価値観の Wave 5 における日本のデータを利用して行政の信頼を規定する要因を分析した。政府側と市民側２つの側面を中心とし，市民に関する属性などの要因も含めた。
政府要因モデル，市民要因モデル，属性要因モデルとこれらをすべて含むフル要因モデルという４つのモデルによって，行政の信頼の要因を分析した。その結果行政の信頼に最も影響を与えているのは政府要因であり，次いで市民要因であることを示した。このことは，行政のパフォーマンス（業績）が行政信頼を規定する基本的な要因であることを意味する。市民要因については，
情報源とインターネットや電子メールを利用する人ほど行政を信頼しなくなることを示した。

(3) 本研究の目的
世界価値観調査はいくつか行われている価値観調査の中でもカバーしている国，時期ともに最大である｡しかし，筆者らの知る限り，このデータはマーケティングや消費者行動の立場からはほとんど用いられていない 7)｡その最も大きな理由は，消費（者行動）に関する調査項目がほとんどないためだと考えられる｡
ただし，前述のようにグローバル･マーケティングという視点からは，消費に限定せず，国の特徴を理解することは極めて重要である｡実際，Bottom of Pyramid と呼ばれる国々へのマーケティン

7) ホームページには paper や publication リストがあるが､マーケティング､消費に関するものはほとんどない｡

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庄 映琮・張しん妍・馮 昕「グローバル･マーケティングと消費者の価値観」

グという視点も極めて重要化しつつある（Prahalad, 2004）｡この観点から筆者らは，セネガルにおけるモバイルデータの分析（赤松・他，2015; 濱岡・他，2015），エジプトにおける企業デー
タの分析（王・他，2016）などを行ってきた｡将来的には，各国の多様なデータを関連づけて，消費者行動，企業行動両面から研究を進める予定であるが，本研究では，消費者の視点から世界価値観調査データを用いて多角的な分析を行う｡これによって，この調査の特徴や限界を把握し，さらに消費者行動とマーケティングの多様な側面の理解を深めることを目的とする｡
以下，｢幸福度の規定要因の三カ国（日中米）比較｣｢日本人の環境増税価値観及びその規定要因の分析｣「政治体制の変化と解放的価値観の規定要因の変化:ドイツの分析から」を行う｡

3.

幸福度の規定要因の三カ国（日中米）比較 8)
古代ギリシャの哲学者アリストテレスによると，人間の活動の最上位目的は「最高善」であり，

その「最高善」が幸福のことである。すなわち，幸福は人間が一生にわたって追求する究極の目標である（廖（訳），2003）。米国の「独立宣言」の中にも，「幸福の追求」が「自由」，「生命」と同様に，重要な位置づけで提唱された。そこで，国民の全体の幸福を示す「幸福度」が重視されてきた（田辺・鈴木，2014）。しかし，経済が発展していることに対し，国民の幸福度が増加していない国は多く見られる。現在の政府にとっても，国民の幸福度を増加させることは重要な課題と言えるだろう。
幸福度に関する研究は社会学，経済学などの多数分野の学者が注目しているが，マーケティン
グ研究にも大きな意義を持つと考える。例えば，幸福度に影響を及ぼす要因を理解すると，顧客が重視する点も理解することができるし，消費者が幸福感を知覚することによってリピート購買行動を促進することもできる。従って，企業にとって顧客の幸福度を理解することはより効率的にマーケティング戦略を実施することにつながるだろう。

(1) 幸福についての先行研究
幸福度について研究は，1970 年に米国の経済学者である Easterlin が「幸福のパラドックス」という理論を提唱し，短期的には国の経済，あるいは個人の消費と幸福度には正の相関があるが，長期的には無関係であることを指摘した（Easterlin, 1970）。彼の研究をきっかけに，その後多くの学者が幸福について研究してきた。Duesenberry（1949）は幸福論の「相対所得仮説」を提唱し，人々の幸福度は絶対的な収入に応じた変化ではなく，他人との比較を通して感じることを指摘した。また Ferrer-i-Carbonell（2005）は，周りの人の収入が増加すると，幸福度と収入の正の相関が弱まることを見出した。
幸福の経済学に関する研究が進むにつれ，ソーシャル・キャピタルと幸福度の関係の探索も重要になってきた。米国の政治学者ロバート・パットナムは，「ソーシャル・キャピタル」とは人々

8)

この章は張が担当した｡

庄 映琮・張しん妍・馮 昕「グローバル･マーケティングと消費者の価値観」

57の協調行動を活発にすることによって，社会の効率性を高めることのできる「信頼」「規範」「ネットワーク」といった社会組織の特徴」であるとし，物質的資本や人的資本などと並ぶ新しい概念であると定義した 9)（Putnam, 1994）。また，人々の信頼，繋がり，規範などを促進することができる資本としてソーシャル・キャピタルは健康の増進，社会市民の発展と経済的成長など，政策の成果と関連がある（西出，2005）。
Bjørnskov（2006）はソーシャル・キャピタルの中の信頼と幸福度に顕著な正の相関がある一方，社会活動が人々の幸福度を減少させる傾向を示した。小塩（2016）はクロスセクション分析方法を用い，信頼と幸福度の関係を探索し，性別や年齢などの個人属性に，婚姻関係，社会経済要因
またパーソナリティーなども説明変数として加えると信頼感と幸福度の相関が弱まることを指摘した。また集団として地域を取り上げ，地域のソーシャル・キャピタルと個人的な幸福度の相関は個人レベルでのソーシャル・キャピタルによって媒介されている可能性を指摘した。また艾・袁（2015）は社会ネットワークと幸福度の関係を探査し，中国人の社会活動参加と幸福度が正で有意となるが，有意水準は低いことを示した。また信頼が幸福度に対する非常に影響を与えていることも指摘した。
李・黄（2015）は中国と日本に対し，教育レベルと幸福度の関係を分析した。両国とも教育レ
ベルと幸福度の正の相関があると明らかにした一方で，日本と中国ではこのメカニズムが異なることを指摘した。つまり，中国では，教育レベルと幸福度の正の相関が収入や社会階層の向上という物質主義の欲求の満足によって作用されているのに対して，日本では，教育レベルと幸福度の正の相関が自由と社会活動の参加という脱物質主義の欲求の満足によって作用されている。

(2) 本章の目的
これらの幸福度に関する研究は，ほとんど一国だけ，あるいはある一時点だけに限定して検討されてきた。しかし，各国の社会意識は異なっており，さらに社会環境の変化とともに社会意識も変わっていく。翟（2015）は過去 20 年間にわたり，4 つの側面から，中国人の社会意識の変遷を分析した。ここでは，経済発展，政治体制と社会環境などが変化するにつれ，人々の社会意識にも変化していることを指摘している。しかし，国ごとの幸福度の変化や，影響要因の差異は明らかにされていない。そこで，本研究では，GDP 上位の 3 ヵ国の米国，中国，日本について，世界価値観調査のデータを利用して幸福度に影響を及ぼす要因を明らかにする。また Wave 5（2005-2009）と Wave 6（2010-2014）のデータを利用して，二つの時期にわたり，どのような変化あるかを探索する。

(3) 仮説小塩（2016）は「幸福度」と個人レベルの「スポーツ，娯楽，余暇活動」は正の相関があることを示した一方，個人レベルの「NPO 活動，ボランティア，市民活動」は正の相関があるが有意9)厚生省資料（http://www.mhlw.go.jp/stf/shingi/2r98520000011w0l-att/2r98520000011w95.pdf）を参照。

58

庄 映琮・張しん妍・馮 昕「グローバル･マーケティングと消費者の価値観」

性は低いことを指摘した。Bjørnskov（2006）は，ソーシャル・キャピタルの「信頼」は「幸福度」と正の相関があるが「社会活動」は幸福度を減少させる傾向を示した。艾・袁（2015）は中国人の「社会活動」と幸福度は正の相関があるが有意水準は低いことを示し，「信頼」は幸福度に正の相関を持つことを明らかにした。これらの研究に基づき，以下の仮説を設定した。

H1a：「信頼」と「幸福度」には正の相関がある。
H1b：「社会活動」と「幸福度」には負の相関がある。
H1c：「娯楽活動」と「幸福度」には正の相関がある。

李・黄（2015）は中国と日本の教育レベルと幸福度の関係を探索し，日本では教育レベルと幸福度の正の相関が自由と社会活動の参加という脱物質主義の欲求の満足によって作用されているので，脱物質主義国の仮説が検定された。それに対して，中国では教育レベルと幸福度の正の相関が収入や社会階層の向上という物質主義の欲求の満足によって作用されているため，脱物質主義国の仮説が棄却された。また米国は先進国であるため，脱物質主義傾向が高いと考えられる。
そこで，以下の仮説を設定した。

H2a：中国では，「収入」と「幸福度」には正の相関がある。
H2b：日本と米国では，「収入」と「幸福度」には相関がない。

Wave 6 のデータを見ると，3 ヵ国のうち，中国は下層階級（Lower Class）が最も多く存在しており（20.2%），日本は中下層階級（Lower middle class）が最も多く（41.3%），上層階級（UpperClass）は米国で圧倒的に多くなっている 10)。3 ヵ国の社会階層構成が異なるため，幸福度と社会階層構成の関係についても仮説を設定しておく。Islam（2009）は，収入と幸福度に影響を与える
要因として社会階層の作用をあげている。これを参考に，以下の仮説を設定した。

H3：「社会階層」と「幸福度」には正の相関がある。

(4) データと利用した質問項目
上述のように，本研究は世界価値観調査の Wave 5 と Wave 6 のデータを利用し，GDP 上位３ヵ
国，米国，中国と日本の国民の幸福度に影響を及ぼす要因を探索する。世界価値観調査のデータ
は，Wave ごとに対象国と質問項目が異なり，３ヵ国共通の質問のデータを利用しなければならないため，本研究は以下の質問項目（表 4）を利用した。
利用した項目は，幸福度，収入，社会階層，ソーシャル・キャピタルとデモグラフィックである。厚生省のサイト 11)資料によると，日本のソーシャル・キャピタルには「i 付きあい，交流」，
10)
11)

世界価値観サイトオンライン分析結果（http://www.worldvaluessurvey.org/WVSOnline.jsp）を参照。
厚生省サイトの資料（http://www.mhlw.go.jp/stf/shingi/2r98520000011w0l-att/2r98520000011w95.pdf）を参照

庄 映琮・張しん妍・馮 昕「グローバル･マーケティングと消費者の価値観」

59「ii 信頼」と「iii 社会参加」の３つの構成要素があるという。「i 付きあい，交流」は近隣，友人との付き合いまたスポーツ，趣味活動の参加状況により取得され，「iii 社会参加」は地縁的な活動，ボランティア活動者率により個別指標として取得されている。よって，本研究では世界価値観データの質問項目の「人に対する信頼」，「人道的，チャリティー活動に参加状況」，「運動，娯楽活動の参加状況」をソーシャル・キャピタルの変数として利用する。デモグラフィックは「年齢」「性別」「教育レベル」「結婚状態」「健康状態」から構成される。
またいくつの回答項目については，データの処理を行なった。例えば非説明変数の「幸福」の回答項目「1 Very happy」「2 Rather happy」「3 Not very happy 」「4 Not at all happy」を反転させ，「結婚状態」の回答項目「1 Married 」と「2 Living together as married 」を「結婚状態」として 2値化した。また，回答項目「Missing;Unknow」「Not asked in survey」「Not applicable」「No answer」「Don’t know」は欠損値として扱い，各項目の平均値で置換した。

表４: 利用した質問項目
質問項目

回答

処理した後の回答データ

幸福
被説明変数

Taking all things together,would you say you are

1 Very happy
2 Rather happy
3 Not very happy
4 Not at all happy

4 Very happy
3 Rather happy
2 Not very happy
1 Not at all happy

信頼
H1a の
利用変数

Generally speaking, would you
say that most people can betrusted or that you need to bevery careful in dealing withpeople?

1 Most people can be trusted.
2 Need to be very careful.

2 Most people can be trusted.
1 Need to be very careful.

社会活動
H1b の
利用変数

Humanitarian orcharitable organization

2 Active member
1 Don’t belong
0 Inactive member

2 Active member
1 Inactive member
0 Don’t belong

娯楽活動
H1c の
利用変数

Sport orrecreational organization

2 Active member
1 Don’t belong
0 Inactive member

2 Active member
1 Inactive member
0 Don’t belong

収入
H2 の
利用変数

On this card is a scale ofincomes on which 1 indicatesthe “lowest income decile” and10 the “highest income decile”
in your country.

1 Lowest Decile~
10 Highest Decile

処理なし

You describe yourself as
belonging to the ______.

1 Upper class
2 Upper middle class
3 Lower middle class
4 Working class
5 Lower class

5 Upper class
4 Upper middle class
3 Lower middle class
2 Working class
1 Lower class

社会階層
H3 の
利用変数

庄 映琮・張しん妍・馮 昕「グローバル･マーケティングと消費者の価値観」

60

表４: 利用した質問項目（つづき）
質問項目

回答

処理した後の回答データ

教育レベル

What is the highest
Educational levelthat you have attained?

1 No formal education~
9 University-level education,with degree

年齢This means you are ____ years
old(write in age in two digital).

そのまま数値で分析

性別（女性ダミー）

Code respondent’s sex byobservation

1 Male2 Female

1 Female0 Male1 Married
2 Living together as married
3 Divorced
4 Separated
5 Widowed
6 Single

1 Married
2 Living together as married→「結婚状態」と二値化｡

結婚状態

健康状態

Are you currently

All in all, how would you
describe your state ofhealth these days?
Would you say it is

処理なし

1 Very good
4 Very good
2 Good3 Good3 Fair
2 Fair
4 Poor
1 Poor
注：Wave 5 のサンプル収集時期：中国 2007，日本 2005，米国 2006。
Wave 6 のサンプル収集時期：中国 2012，日本 2010，米国 2011。

各変数の平均値（表 5）を見ると，「幸福度」が最も高いのは米国であり，「収入」「社会階層」「社会活動参加」「教育レベル」と「健康状態」も米国が最も高くなっている。「信頼」の平均値は中国が最も高い。
表５: 変数の平均値
国中国
Wave 5
Wave 6（2007） （2012）

日本
Wave
5&6

Wave 5
Wave 6（2005） （2010）

米国
Wave
5&6

Wave 5
Wave 6（2006） （2011）

Wave
5&6

N

1991

2300

4291

1096

2443

3539

1249

2232

3481

幸福

2.94

2.78

2.97

3.18

3.22

3.20

3.28

3.26

3.27

信頼

1.52

1.64

1.59

1.39

1.38

1.39

1.40

1.38

1.39

社会活動

0.11

0.03

0.07

0.07

0.05

0.05

0.47

0.48

0.48

娯楽活動

0.23

0.13

0.17

0.46

0.36

0.39

0.44

0.41

0.42

収入

3.96

4.42

4.22

4.69

3.98

4.22

5.04

5.17

5.12

社会階層

2.33

2.32

2.33

2.69

2.65

2.66

2.88

2.96

2.93

教育レベル

4.41

4.70

4.58

5.88

5.68

5.74

4.77

6.79

6.06

年齢

44.72

43.92

44.29

58.15

50.74

49.94

47.96

48.91

48.57

性別
（女性ダミー）

1.54

1.51

1.53

1.56

1.52

1.53

1.50

1.51

1.51

健康状態

2.78

2.84

2.81

2.59

2.56

2.57

3.04

3.06

3.05

結婚状態

0.86

0.83

0.84

0.75

0.70

0.71

0.58

0.66

0.63

庄 映琮・張しん妍・馮 昕「グローバル･マーケティングと消費者の価値観」

61(5) 分析方法と結果設定した仮説は，重回帰分析によって検定した。幸福度に影響する要因について，10 変数を扱
い，Wave 5 と Wave 6 のデータを使い，統計ソフト R を用いて分析を行なった（表 6）。

1) ソーシャル・キャピタルと幸福度「幸福度」に対して，3 ヵ国とも「信頼」が正で有意となった。
「社会活動」については中国（Wave6）と日本（Wave 5）が負で有意となり，米国（Wave 5）と日本（Wave 6）が正で有意となった。
「娯楽活動」は 3 カ国が正で有意となった。よって，H1a と H1c は支持され，H1b は棄却された｡（支持）H1a：「信頼」と「幸福度」には正の相関がある。
（棄却）H1b：「社会活動」と「幸福度」には負の相関がある。
（支持）H1c：「娯楽活動」と「幸福度」には正の相関がある。

これまでの研究で指摘されてきたように，本研究でもソーシャル・キャピタルの中の「信頼」が幸福度に対する最も影響を与えていることがわかった。
「社会活動」については不安定な結果であり，中国は 2007 年（Wave 5）の時は有意ではないが，5 年後（Wave 6）には負に有意となった。中国ではチャリティー，人道的な活動の参加するほど，幸福度が弱まることが分かった。日本は 2005 年（Wave 5）の時は負で有意であったが，2010 年（Wave 6）には正で有意になった。日本が物質主義から脱物質的主義に転換が進行していると考えられる。米国は 2006 年（Wave 5）には正で有意であったが，2010 年（Wave 6）には有意な傾向とはならなかった。これは，米国の経済環境の変化など影響があったためだと考えられ，特に2008 年の金融危機が米国の国民の社会意識にも影響を与えた可能性がある。
「娯楽活動」については，中国は Wave 5 において正で有意となかった。これはデータを収集した時点の 2007 年に中国がオリンピックを準備していおり，国民も積極的にスポーツに参加していた時期と考えられる。日本と米国は Wave 6 において正で有意となったが，有意水準は低い。

2) 収入と幸福度「幸福度」に対して，「収入」が正で有意となったのは中国だけである。一方で，米国と日本は有意な傾向は見られなかった。よって，仮設 H2a と H2b は支持された。

（支持）H2a：中国では，収入と「幸福度」に正の相関がある。
（支持）H2b：日本と米国では，「収入」と「幸福度」には相関がない。

62

庄 映琮・張しん妍・馮 昕「グローバル･マーケティングと消費者の価値観」

ここでの結果は，李，黄（2015）の研究で示されたように，中国では物質主義傾向が高いが，日本すでに脱物質主義国であることを示している。また，米国も先進国であるため，脱物質主義
国の傾向にあると考えられる。

3) 社会階層と幸福度「幸福度」に対して，「社会階層」が有意ではないのは米国の Wave 5 だけであり，中国と日
本は Wave 5 と Wave 6 両方が正で有意となった。よって, 仮設 H3 を支持されたものとする。

（支持）H3：社会階層と幸福度には正の相関がある。

米国だけ有意な傾向が見られなかったのは，Wave 5（2006）の米国の社会階層データでは最も多い人の階層は「Upper middle class」であったのに対し，Wave 6（2011）には最も多い階層は「Lower
middle class」に変化した。これも米国の金融危機などが影響しているのであろう。それに対して，
日本と中国の社会階層 Wave 5 から Wave 6 まで，ほとんど変わっていなかった。米国の社会階層が大きな変化があったため，人々が感じた幸福度にも差異が見られたと考える。

4) デモグラフィック変数と幸福度
上記で分析した要因以外にも，デモグラフィックの要因も無視できない。まず「幸福度」に対して，「個人の教育レベル」が中国だけ正で有意となった。中国では，全く教育を受けっていない
人が日本や米国を比べて圧倒的に多い。また現在の競争が激しい中国社会において，自分の教育レベルが将来成功できるかどうかの一つの決定要因だと考えている人は少なくはない。従って，教育レベルは中国人の幸福度に対して，影響を与えることも説明できる。
次に，日本においてのみ，「幸福度」と「年齢」が正で有意とはならなかった。まず，回答者の平均年齢を見ると日本が最も高くなっている。これに加え，近年，日本における高齢者人口が増加するとともに，高齢化が社会的問題にもなっている。例えば，一人暮らしの高齢者の安全性の問題，社会から孤立などである。これについて，政府も積極的に解決しているが，加齢とともに不安を抱く者は少なくはないだろう。
最後に，日本においては，「幸福度」と「女性」が正で有意となった。それは日本の男女の役割の差が高いためと考えている。Hofstede の文化次元が表示したように，日本では「男性らしさ」のスコアが最も高くなっている。すなわち，日本では男女の役割がはっきりしていることを示している。ストレスの高い社会で，女性は男性のように仕事をしなくでも，主婦として活躍している女性が認められるのは日本の特徴である。男性よりストレスは低く，日本での女性は「幸福」が高い傾向にあると考える。

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63

表６: 幸福感の規定要因の推定結果
中国

日本

米国

Wave 5（2007）

Wave 6（2012）

Wave 5（2005）

0.819***（6.11）
0.814**（2.71）-0.0445（-0.861）
0.163**（2.68）
H2a（+）
0.0407***（3.94）
0.140***（6.85）

1.63***（11.8）
0.106***（4.51）-0.222**（-2.87）0.980（1.35）
H2a（+）
0.0165*（2.10）
0.0672***（4.01）

1.92***
1.77***
1.99***
2.03***（13.0）（16.3）（17.9）（21.1）
0.109**
0.0560*0.0700*0.100***（3.02）（2.28）（2.11）（3.86）-0.252**0.137*
0.0648*0.00905（-3.19）（2.11）（2.25）（0.416）
0.06980.0345*0.0720.
0.0771*（1.55）（1.06）（1.66）（2.20）
H2b（N.S.） H2b（N.S） H2b（N.S.） H2b（N.S.）-0.00787
0.002210.01490.0160.
（-1.09）（0.422）（1.37）（1.93）
0.174***
0.130***
0.0368.
0.0479**（7.58）（8.38）（1.67）（2.79）

教育レベル

0.0175*（2.04）

0.0128*（2.05）

0.000899（0.0820）-0.0180**（-2.61）-0.0354**（-2.78）-0.0680***（-6.53）

年齢

0.0818***（6.79）

0.00459***（5.34）

0.00127（1.07）-0.000130（-0.163）

0.00282**（2.94）

0.00237**（3.19）

0.0552.
（1.89）
0.302***（20.1）
0.0760.
（1.80）

0.0517*（2.35）
0.250***（18.4）
0.104***（3.44）

0.0899**（2.60）
0.219***（10.3）
0.208***（5.04）

0.142***（6.16）
0.264***（18.542）0.280***（10.510）0.0460（1.46）
0.258***（11.9）
0.151***（4.65）

0.0258（1.07）
0.329***（19.2）
0.137***（5.27）

1991
0.226
0.262

2300
0.18440.18081096
0.21370.20652443
0.23790.23471249
0.16620.15952232
0.21110.2075Intercept
H1a（+）
信頼
H1b（-）
社会活動
H1c（+）
娯楽活動
H2
収入
H3（+）
社会階層

性別（女性ダミー）
健康状態
結婚状態
N
R2
修正 R2

Wave 6（2010）

Wave 5（2006）

Wave 6（2011）

注：表の数値は，推定値（t 値），有意水準を示す｡***:1%水準で有意 **:5%水準で有意 *:10%水準で有意 。

(6) 本章のまとめ
本章では，世界価値観調査における，中国，日本，米国の Wave 5 と Wave 6 のデータを用いて，3 ヵ国の幸福度に影響を与える要因を探索した。現在，中国は急速なスピードで経済が発展して
おり，GDP は二番目に高い国である。しかし，この一方で，GDP 一番目の米国と三番目の日本と比較すると，人々の幸福度には大きな違いがあることがわかった。中国では，収入と個人の教育レベルが幸福度に大きな影響が与えている。これも中国は物質主義の傾向が未だ高いためだと考えられる。これに対して日本と米国は人々の幸福度が収入と相関がみられず，教育レベル高い人
ほど，幸福になるとは限らないことが考えられた。すなわち，米国や日本のような先進国では脱物質主義の傾向が高いと考えられる。また，ソーシャル・キャピタルについて「信頼」以外の「社会活動」，「娯楽活動」が Wave 5 と Wave 6 で異なる傾向がみられ，これは社会環境，経済環境などの要因によって国民の社会と娯楽活動に対する考え方も変化しているためだと考えられる。

庄 映琮・張しん妍・馮 昕「グローバル･マーケティングと消費者の価値観」

64

しかし，「幸福度」に影響を及ぼす要因は様々である。本研究はソーシャル・キャピタル，収入や社会階層の３つの側面に限定して探索したが，社会の発展につれ，情報接触度などのように，「幸福度」に影響を及ぼす要因も増加してくるだろう。今後もこれらの要因を組み込み，人々の「幸福度」が何によって規定されるのかを明らかにする必要がある。また本研究では Wave 5 と Wave
6 のデータのみを利用し，二時点で 3 ヵ国を比較した。今後は，時系列で，かつ社会環境なども考慮した上で人々の幸福度の変化について分析する必要がある。これらを分析することは，将来の企業のマーケティング戦略，国の政策にも有益な知見となるだろう。

4.

日本人の環境増税価値観及びその規定要因の分析 12)
世界各国の経済発展の歴史を振りかえると，どの国においても経済の成長に伴い，非常に深刻な環境問題が発生したことがわかる。現在の国際社会でも，特に発展途上国は様々な環境問題に直面しており，環境に関することはよく議論される話題である。そこで，本稿では WVS（世界価値観調査）データを用いて，20 世紀末期から 21 世紀初頭にかける日本人の環境増税価値観の変化及びそれを規定する要因について分析した。

(1) 先行研究の検討：「環境増税価値観」への着目
1) 環境税
環境汚染を低減する施策の一つとして，環境税を課す方法がある。「環境税」という概念を最初に提出した者は，厚生経済学の創始者と言われる，イギリスの経済学者 Pigou である。Pigouの 1920 に出版された著作『厚生経済学』は汚染物の排出量によって，排出者から税金を徴収する理論を主張した。この環境税は直接税の一種であり，徴収によって汚染物を排出する行動の個人
コストと社会コストのバランスを調整することで，汚染物の排出を低減する効果がある。
一方で，環境税は間接税の形としても徴収することができる。これは石油や石炭などのエネル
ギーに対して課税を行うことで，需要量を減少させるものである。この環境税が 1990 年代からフィンランドをはじめとする北欧諸国に導入された。その有効性について，Oates（1995）は環境税の導入は環境問題を解決できるだけではなく，国の税金システム全体にとっても有利な政策であると主張した。また，Hoerner and Bosquet（2001）はヨーロッパの国々における環境税改革を分析した。オーストリア，ベルギー，ドイツ，デンマークなど 10 か国それぞれについてモデルを建て研究したうえで，環境税改革を導入した国が環境的な便益も経済的な便益も与えられたことを明らかにした。
日本の場合では，2012 年 10 月に地球温暖化対策のための環境税が導入された。その有効性については様々な文献で批判され，国民のコンセンサスが得られているとは言い難い状態にある。
例えば，松枝（2005）によると，環境税の導入は完全競争市場において充分汚染物排出を抑える

12)

この章は馮が担当した｡

庄 映琮・張しん妍・馮 昕「グローバル･マーケティングと消費者の価値観」

65

役割を果たせるが，不完全競争市場においては逆にマイナスな影響を及ぼすことがある。というのは，独占市場や寡占市場などの不完全競争市場において企業が市場支配力を持ち，環境税の導入によって企業の生産費用が高くなり，生産物の供給量を減少するからである。現在の日本にとって環境税の導入は必ずしも良いことではないと指摘している。また，諸富（1998）は環境税の導入と国のグローバル経済における国際競争力のトレードオフ関係を強調した。この研究では，
環境税の導入が理論的には問題がないが，実行のプロセスにおいては注意点が多いと主張している。しかし，広瀬（2015）は価格弾力性とシグナリング効果の視点から，日本における環境税が確実に重要な役割を果たしていることを証明した。

2) グリーンコンシューマー
環境問題の深刻化に伴い，人の消費行動が変化しつつある。自己満足を追求するだけではなく，社会への影響を配慮する他人志向の消費者が増えている。そのため，マーケティング研究において新しい概念が生まれた。その中で典型的なのはグリーンコンシューマーである。
グリーンコンシューマーという概念を最初に提出したのは Elkington and Hailes （1989）である。
彼らによると，グリーンコンシューマーとは買い物をする時，できるだけ環境に配慮した製品を選ぶことによって，社会を変えていこうとする消費者のことである。既存研究では，グリーンコ
ンシューマー及びその動きであるグリーンコンシューマリズムに関する文献が数多く存在している。例えば，Prothero（1990）はグリーンコンシューマリズムと社会志向マーケティングの関連を分析し，1990 年代のマーケティング戦略への示唆を明らかにした。また，田口・坂上（2000）は消費者のグリーン購入の意思について分析を行った。環境にやさしい紙の購入行動を例として分析し，その結果，消費者は価格の 4-6%程度の金額についてグリーン購入を行う意思があることを明らかにした。

3) 過去の WVS 研究
既存研究では，WVS（世界価値観調査）のデータを利用する研究が多数存在している。例えば，筒井（2012）は世界価値観調査による国際比較を通じて，日本人の公的セクターへの信頼の特徴を分析した。具体的にはまず，新聞・雑誌などのマス・報道機関への信頼がほとんどの国においては行政・政府への信頼と正の相関関係にあると検証された。同時に，筆者はデモグラフィック
変数を統制しても，日本がほかの国と比べ公的セクターへの信頼度が低いと指摘した。さらに，
政府のガバナンスの質と国民の信頼度の関係に関して，基本的には逆相関な関係が見出されたものの，筆者はその説明のために，より詳細的な分析が必要と述べた。

(2) データと分析手法
本研究では上述の環境税とグリーンコンシューマーに関する先行研究を参考としたうえで，世界価値観調査データの中の環境のための増税に関する質問を調査した。対象としては ，日本のWave 3（1995-1998）と Wave 4（1999-2004）のデータを用いて分析を行った。分析については，

庄 映琮・張しん妍・馮 昕「グローバル･マーケティングと消費者の価値観」

66

まず日本の世界各国における位置を明らかにし，Wave 3（1995-1998）と Wave 4（1999-2004）という二時点の環境増税価値観の規定要因を分析する。さらに，被調査者の年齢層によって規定要因には差があるかどうかについても検証する。
使用した被説明変数，説明変数の測定項目と尺度については，以下に示した表 7 を参照されたい。
被説明変数は環境のための増税に対する態度である。具体的には，“Increase in taxes if used toprevent environmental pollution”という質問であり“1：Strongly agree”から“4：Strongly disagree”
までの 4 段階で回答させている（逆転項目）。また，欠損値は平均値に置換した。
説明変数については，WVS データの質問項目の分類基準によって，“環境”“政治・社会”“宗教とモラル”“デモグラフィクス”という四種類に分けられている。
欠損値処理については，まず環境保護と経済発展の優先度（B008）に“3 other answer”と回答した者を削除した（Wave 3：N=98; Wave 4：N=172）。また，人類と自然の関係（B009）は連続
変数ではないが，“3：Both”“4:Neither”“5：Other answer”と回答した人がいないため，欠損値を平均値に置換し，連続変数として取り扱うこととした。“政治・社会”の 4 変数はすべて“1：A great deal”から“4：None at all”までの逆転尺度であるが，分析においては順序を逆転した項目を用いた。さらに，デモグラフィック変数では，性別は男性の場合に 1，女性の場合に 0 をとるダミー変数とした。年齢は比率尺度として分析した。収入規模は大きさによって 1 から 11 までの段階に分けられ，序数尺度として取り扱った。雇用状況の回答項目は名義尺度であるため，「1：
Full time」「2：Part time」「3：Self employed」の項目を「1：雇用されている」，「4：Retired」「5：Housewife」「6：Students」「7：Unemployed」「8：Other」の項目を「0：雇用されていない」とした。
表７: 変数の測定項目と尺度
変数名

回答

処理した後の回答
データ

被説明
変数

環境増税価値観（B002）
Increase in taxes if used toprevent environmental
pollution

1：Strongly agree
2：Agree
3：Disagree
4：Strongly disagree

環境

環境保護と比べた経済発
展の優先度（B008）
Protecting environment vs.
Economic growth

人類と自然の関係（B009）
Human & nature

環境

平均値
WAVE 3

WAVE 4

1： Strongly disagree
2：Disagree
3：Agree
4：Strongly agree

2.762

2.709

1：Protecting
environment
2：Economy growthand creating jobs
3：Other answer

1：Protecting
environment
2：Economy growthand creating jobs

1.231

1.211

1：Human beings
should master nature
2：Human beings
should coexist withnature3：Both
4：Neither
5：Other answer

処理なし

1.963

1.984

庄 映琮・張しん妍・馮 昕「グローバル･マーケティングと消費者の価値観」

67

表７: 変数の測定項目と尺度（つづき）
変数名

回答

処理した後の回答
データ

報道機関に対する信頼度（E69_04）
The Press

1：A great deal
2：Quite a lot
3：Not very much
4：None at all

WAVE 4

1： None at all
2： Not very much
3： Quite a lot
4： A great deal

2.774

2.788

同上

同上

2.311

2.225

同上

同上

2.218

2.118

環境保護運動に対する信頼度（E69_14）
The Environmental
Protection Movement

同上

同上

2.718

2.625

税金の不正行為に対する受容度（F116）
Justifiable: cheating on
taxes

1:Never justifiable~10:Always
justifiable

処理なし

1.508

1.460

性別（男性ダミー：X001）

1：Male2：Female

0:Female
1:Male

男性の割合
49.3%

同
46.5%

年齢（X003）

10-29 up to 29
30-49 30-49
50-99 50 and more

処理なし

44.82（歳）46.85（歳）収入規模（X047）
Scale of incomes

1：Lower step
2：second step
3：Third step~
10：Tenth step
11：Highest step

処理なし

4.834

4.941

環境増税価値観（B002）
Increase in taxes if used toprevent environmental
pollution

1：Strongly agree
2：Agree
3：Disagree
4：Strongly disagree

1：Strongly disagree
2：Disagree
3：Agree
4：Strongly agree

2.762

2.709

雇用状況（被雇用ダミ
ー:X028）
Employment status

1：Full time
2：Part time
3：Self employed
4：Retired
5：Housewife
6：Students
7：Unemployed
8：Other

1：Full time
1：Part time
1：Self employed
0：Retired
0：Housewife
0：Students
0：Unemployed
0：Other

被雇用者の割合 69.8%

同 60.6%

行政に対する信頼度
政治，社 （E69_08）
The Civil Services
会
Confidenc 政府に対する信頼度e（E69_11）
The Government

宗教と
モラル

デモグラ
フィクス

被説明
変数

デモグラ
フィクス

平均値
WAVE 3

注：WVS Codebook より作成｡（R）は逆転項目であることを示す。

(3) 仮説の設定
以上の変数に基づき，具体的な仮説を設定する｡

68

庄 映琮・張しん妍・馮 昕「グローバル･マーケティングと消費者の価値観」

まず，マクロ経済の面から見て，松枝（2005）と諸富（1998）でよく議論された経済発展と環境保護のトレードオフに言及する変数を考察する。高い経済成長度を目指す人のほうが環境保護のための増税を批判すると推測できる。そこで，以下の仮説 H1 を設定する。

H1：（環境保護と比べた）経済成長の優先度は，環境増税賛成度と負の相関がある。

次に，グリーンコンシューマーの面から見れば，環境を配慮しながら買い物をする消費者のほうが自然との共生意識が高くなる傾向があると思われる。そのため，自然との共生を重視した人が環境増税への賛成度が高いと推測できる。そこで，以下の仮説 H2 を設定する。

H2：（自然へのコントロールと比べた）自然との共生の優先度は，環境増税賛成度との正の相関がある。

また，筒井（2012）が議論した報道機関，行政などの信頼度から見れば，報道機関への信頼度
が行政，政府への信頼度へ負の影響を及ぼすといわれている。環境のための増税が政府による行政行動であるため，それへの賛成度が人々の報道機関，行政，政府への信頼度と深く関連すると考えられる。WVS データの関連項目を参考としたうえで，行政，政府及び環境保護運動のことを信頼した人が環境保護のための増税への賛成度が高いと考えられる。筒井（2012）によれば，行政，政府への不信が報道機関への信頼の高さによって生じる可能性がある。上述の先行研究で指摘した通り，環境税の導入が日本で様々な批判を受けたため，報道機関への信頼が環境増税賛成
度と負の相関があると推測する。そこで，以下の仮説 H3～H6 を設定する。

H3：報道機関への信頼度は，環境増税賛成度と負の相関がある。
H4：行政への信頼度は，環境増税賛成度と正の相関がある。
H5：政府への信頼度は，環境増税賛成度と正の相関がある。
H6：環境保護運動への信頼度は，環境増税賛成度と正の相関がある。

最後に，WVS データの項目を参考として，納税価値観に関する変数（F116）に注目した。税金の不正行為を受容する者のほうが納税の積極度が低いため，環境増税の賛成度も低いと予測される。そこで，以下の仮説 H7 を設定した。

H7：税金の不正行為の受容度は，環境増税賛成度と負の相関がある。

(4)単純集計
まず，Wave ごとに被説明変数（環境増税賛成度 B002）への回答の構成をプロットした（図 2）。
Wave 3（1995 年-1998 年）から Wave 4（1999 年-2004 年）にかけて，環境のための増税に賛成す庄 映琮・張しん妍・馮 昕「グローバル･マーケティングと消費者の価値観」

69

る者（Agree）の割合が 2.5%程度低下し，反対する者（Disagree）の割合が 3.6%程度増加した。
21 世紀に入った後，日本人の環境増税賛成度が低下したのである｡

Wave3
57.76%

60.00%

55.27%
40.00%
31.30%
27.72%
20.00%
8.91%

6.54%

6.89%

5.61%

0.00%
Strongly Agree

Agree

DisagreeStongly Disagree

図２: 日本人の環境増税賛成度（質問 B002）への回答の構成

1) 日本の世界各国における位置
Wave 3 と Wave 4 の調査対象国の B002 への回答の基本統計量を図 3 に示した。これは逆転項目なので，反転させて，回答値が大きい程，環境増税の賛成度が高い｡Wave 3 と 4 で調査対象国が異なるが，いずれにおいても日本（Japan）は調査対象国の中間程度の水準となっている。

注：逆転項目だが，環境増税賛成度が高いほど値が大きくなるように変換した｡
Wave 3 と 4 では，この質問が設定されている国が異なる｡
例えば左端の諸国は Wave 4 のみ調査されている｡

図３: Wave 3 と Wave 4 調査対象国の環境増税賛成度

70

庄 映琮・張しん妍・馮 昕「グローバル･マーケティングと消費者の価値観」(5) 環境増税価値観の規定要因の時間的比較
表 8 は Wave 3 と Wave 4 を使用した重回帰分析を行った結果を比較したものである。仮説検証の結果を表 9 にまとめた。
まず，経済成長と環境保護のトレードオフ関係に関して，Wave 3（1995-1998）と Wave 4（1999-2004）において，環境保護と経済発展の優先度（B008）から環境増税賛成度の係数は負で有意であり（Wave 3：𝛽 = −0.151, 𝑡 = −3.513, 𝑝 < 0.01, Wave 4：𝛽 = −0.093, 𝑡 = −2.244, 𝑝 < 0.05），「H1：環境保護より経済成長を優先した人が，環境増税賛成度と負の相関がある」が両時点で支持された。
次に，人類と自然の関係（B009）から環境増税賛成度の係数は両時点において有意ではないた
め，「H2：自然へのコントロールより自然との共生を優先した人が，環境増税賛成度との正の相関がある」が棄却された。
また，筒井（2012）で議論された報道機関，行政，政府への信頼度の環境増税賛成度との関係
は，時点によって異なる結果となった。Wave 4 において，「報道機関に対する信頼度（E69_04）」
から「環境増税賛成度」の係数が負で有意であり（𝛽 = −0.074, 𝑡 = −2.187, 𝑝 < 0.05），「H3：報道機関への信頼度が，環境増税賛成度との負の相関がある」が支持された。しかし，この変数はWave 3 において有意ではないため，「H3：報道機関への信頼度が，環境増税賛成度との負の相関がある」は Wave 3 で棄却された。両時期においては「行政に対する信頼度（E69_08）」と「政府に対する信頼度（E69_11）」から「環境増税賛成度」の係数が有意ではないため，「H4：行政への信頼度が，環境増税賛成度との正の相関がある」と「H5：政府への信頼度が，環境増税賛成
度との正の相関がある」が棄却された。
さらに，環境保護運動に対する信頼度（E69_14）から環境増税賛成度の係数が両時期において正で有意であり（Wave 3：𝛽 = 0.070, 𝑡 = 1.888, 𝑝 < 0.1, Wave 4：𝛽 = 0.133, 𝑡 = 4.241, 𝑝 < 0.01），「H6：環境保護運動への信頼度が，環境増税賛成度との正の相関がある」が支持された。
最後に，税金の不正行為を認めるか否か，という点に関して，税金の不正行為に対する態度（F116）から環境増税賛成度の係数が両時点ともにおいて有意ではないため，「H7：税金の不正行為の認め度が，環境増税賛成度との負の相関がある」が棄却された。
人口動態変数の視点から見ると，いずれの時期においても年齢（X003）と収入規模（X047）から環境増税賛成度の係数が正で有意であり（年齢：Wave 3：𝛽 = 0.003, 𝑡 = 1.817, 𝑝 < 0.1, Wave 4：
𝛽 = 0.005, 𝑡 = 3.952, 𝑝 < 0.01；収 入 規 模： Wave 3： 𝛽 = 0.015, 𝑡 = 1.713, 𝑝 < 0.1, Wave 4 ： 𝛽 =0.028, 𝑡 = 3.899, 𝑝 < 0.01），両時期において高年層と富裕層のほうが環境増税への賛成度が高い
ことがわかる。また，Wave 4 において性別から環境増税賛成度の係数が正で有意であり（𝛽 =0.074, 𝑡 = 1.862, 𝑝 < 0.1），Wave 4 において女性より男性のほうが環境増税への賛成度が高いということがわかる。

庄 映琮・張しん妍・馮 昕「グローバル･マーケティングと消費者の価値観」

表８: 推定結果
Wave 3

71

Wave 4

推定値

t値

有意
水準

環境保護と比べた経済発展の優先度(B008)-0.151-3.513***-0.093-2.244

人類と自然の関係(B009)-0.076-0.471-0.093-0.582

報道機関に対する信頼度（E69_04）-0.058-1.467-0.074-2.187

行政に対する信頼度（E69_08）

0.028

0.631

0.069

1.628

政府に対する信頼度（E69_11）

0.042

0.975

0.044

1.096

環境保護運動に対する信頼度(E69_14)

0.070

1.888

0.133

4.241

税金の不正行為に対する受容度（F116）

0.001

0.086

0.002

0.127

性別(男性ダミー)（X001）-0.009-0.200

0.074

1.862

*

年齢（X003）

0.003

1.817

*

0.005

3.952

***

*

0.028

3.899

***

0.036

0.848

変数

収入規模(X047)

0.015

1.713

雇用状況(被雇用ダミー:X028）-0.016-0.329

*

推定値

t値

有意
水準
**

N

944

1178

2

0.031

0.070

0.02

0.061

R

修正 R2

**

***

注：***:1%水準で有意 **:5%水準で有意 *:10%水準で有意 。

表９: 仮説検証の結果
Wave 3

Wave 4

H1(環境保護と比べた)経済成長の優先度は，環境増税賛成度と負の相関がある。

支持

支持

H2

(自然へのコントロールと比べた)自然との共生の優先度は，環境増税賛成度との正の相関があ
る。

棄却

棄却

H3

報道機関への信頼度は，環境増税賛成度と負の相関がある。

棄却

支持

H4

行政への信頼度は，環境増税賛成度と正の相関
がある。

棄却

棄却

H5

政府への信頼度は，環境増税賛成度と正の相関
がある。

棄却

棄却

H6

環境保護運動への信頼度は，環境増税賛成度と正の相関がある。

支持

支持

H7

税金の不正行為の受容度は，環境増税賛成度と負の相関がある。

棄却

棄却(6) 環境増税価値観の規定要因の世代差の分析
ここでは，アンケート回答者の年齢層を青年層（10-29 歳），中年層（30-49 歳）と高年層（50歳以上）という三層に分けて日本人の環境増税賛成度の規定要因の世代差を分析した。その結果を表 10 にまとめた。
Wave 3 の場合では，青年層と高年層において「環境保護と経済発展の優先度（B008）」から環
境増税賛成度の係数が負で有意であり（青年層：𝛽 = −0.241, 𝑡 = −2.148, 𝑝 < 0.05; 高年層：𝛽 =庄 映琮・張しん妍・馮 昕「グローバル･マーケティングと消費者の価値観」

72−0.151, 𝑡 = −2.185, 𝑝 < 0.05），Wave 3 全体と同じように，経済成長のスピードを重視した者のほうが環境増税への賛成度が低い。また，青年層のみにおいて政府に対する信頼度（E69_11）から環境増税賛成度の係数が正で有意であり（𝛽 = 0.362, 𝑡 = 2.499, 𝑝 < 0.05），「H6：政府への信頼度が，環境増税賛成度との正の相関がある」が支持された。つまり，若者の中で政府を信頼する者のほうが環境増税への賛成度が高い。また，環境保護運動に対する信頼度（E69_14）から環境増税賛成の係数が Wave 3 全体で有意であるが，世代ごとに分析すれば，50 歳以上の高年層でのみ有意となっている（𝛽 = 0.100, 𝑡 = 1.701, 𝑝 < 0.1）。そのため，世代別に見れば 50 歳以上の者の中で，環境保護運動を信頼する者が環境増税への賛成度が高いということがわかる。
Wave 4 の場合，Wave 4 全体で有意である変数が年齢層ごとに見れば全年代で有意となっているわけではない。具体的には，環境保護と経済発展の優先度（B008）から環境増税賛成度の係数が青年層と中年層において負で有意であるが（青年層：𝛽 = −0.203, 𝑡 = −1.775, 𝑝 < 0.1; 中年層：
𝛽 = −0.164, 𝑡 = −2.319, 𝑝 < 0.05），高年層においては有意ではない。次に，報道機関に対する信頼度（E69_04）から環境増税賛成度の係数が青年層と高年層において負で有意であるが（青年層：
𝛽 = −0.188, 𝑡 = −1.953, 𝑝 < 0.1; 高年層：𝛽 = −0.103, 𝑡 = −2.181, 𝑝 < 0.05），中年層においては有意ではない。行政に対する信頼度（E69_08）から環境増税賛成度の係数は青年層だけにおいて正で有意であり（𝛽 = 0.190, 𝑡 = 1.670, 𝑝 < 0.1），Wave 4 の 10-29 歳の年齢層において「H4：行
政への信頼度が，環境増税賛成度との正の相関がある」が支持された。また，環境に対する信頼度（E69_14）から環境増税賛成度の係数が青年層と中年層において正で有意であるが（青年層：
𝛽 = 0.241, 𝑡 = 2.756, 𝑝 < 0.01; 中年層：𝛽 = 0.177, 𝑡 = 3.332, 𝑝 < 0.01），高年層においては有意ではない。
また，世代別検証結果の中で興味深い点は，Wave 4 全体では有意でない変数が世代によって有意になることである。例えば，人類と自然の関係（B009）において環境増税賛成度の係数が中年層において正で有意である（𝛽 = 1.216, 𝑡 = 1.780, 𝑝 < 0.1）。そのため，「H2：自然へのコントロールより自然との共生を優先した人が，環境増税賛成度との正の相関がある」が支持された。Wave
4 における中年層で自然との共生を優先した者の環境増税賛成度が高いという傾向があるといえる。しかし，この係数は高年層においては負で有意であり（𝛽 = −0.424, 𝑡 = −2.201, 𝑝 < 0.1），今回の仮説とは逆である。そのため，「H2：自然へのコントロールより自然との共生を優先した人
が，環境増税賛成度との正の相関がある」が高年層で棄却された。したがって，50 歳以上の高年層で自然との共生を優先した者の環境増税賛成度が低いことについて，さらに検証する必要がある。
最後に，デモグラフィック変数の場合は，Wave 3 全体で有意である年齢（X003）と収入規模（X047）は三つの年齢層においても有意ではない。Wave 4 全体で有意である性別（X001）と年齢（X003）と収入規模（X047）は世代別で有意となるパターンが異なる。性別（X001）では環境増税賛成度の係数が 10-29 歳の青年層において正で有意であるが（𝛽 = 0.205, 𝑡 = 1.944, 𝑝 < 0.1），
他の年齢層において有意ではない。年齢（X003）においては環境増税賛成度の係数が中年層において正で有意であるが（𝛽 = 0.014, 𝑡 = 2.301, 𝑝 < 0.05），青年層と高年層においては有意ではな庄 映琮・張しん妍・馮 昕「グローバル･マーケティングと消費者の価値観」

73

い。また，収入規模（X047）は青年層と中年層において正で有意であるが（青年層：𝛽 = 0.048, 𝑡 =2.515, 𝑝 < 0.05；中年層：𝛽 = 0.034, 𝑡 = 2.475, 𝑝 < 0.05），高年層では有意ではない。そのため，世代別に見れば，日本人の環境増税賛成度を規定する要因が異なるということが明らかである。
以上をまとめると，いずれの時点でも全体モデルと世代別モデルで有意となる変数に違いが見られる。そのため，調査時期によって日本人全体の環境増税価値観の規定要因が変貌する一方，世代によって日本人の環境増税価値観の規定要因のパターンが異なるといえる。

(7) 議論
本章では日本人の環境増税価値観を中心として，WVS（世界価値観調査）データの Wave 3 とWave 4 を参考としたうえで，様々な分析を行った。本研究によって，以下の結論を出すことができると考えている。
まず，国際比較の視点から見れば，日本は世界価値観調査のほかの調査対象国と比べ，環境のための増税の賛成度が中間水準となっている。そして，21 世紀には，その賛成度が低くなる傾向がある。その原因として，バブル期を経験した国民の，国の経済発展への懸念や報道機関による環境税への批判などが挙げられる。
次に，サイコグラフィック変数から見れば，21 世紀に入った後日本人の環境増税賛成度の規定
要因が変わることが明らかとなった。Wave 3 と比べて，Wave 4 において筒井（2012）で議論された報道機関への信頼度が日本人の環境増税賛成度のより重要な規定要因となる。
一方，デモグラフィック変数から見れば，デモグラフィック変数が環境増税賛成度に及ぼす影
響は Wave 3 より Wave 4 のほうが強いことが明らかとなった。しかし，その規定要因の影響力は世代間の差が大きい。そのため，環境配慮型商品を開発するマーケターにとって，対象の世代差を重視してこそ，説得力のある戦略を制定でき，市場パフォーマンスの良い商品を開発することができる。
しかし，本研究で設定した仮説の検定という点では問題ないが，指標の R2 は極めて低い点は問題点である。そのため，日本人の環境増税価値観を規定する要因をほかの方面からさらに明らかにすることが将来の課題である。
表１０: 世代別の推定結果（Wave 3）
Wave 310－29 歳30－49 歳

変数

推定値

t値

有
意
水
準

環境保護と比べた経済発
展の優先度（B008）-0.242-2.148**

人類と自然の関係（B009）

0.011

0.016

50 歳以上

推定値

t値

有
意
水
準

-1.516-0.151-2.185**-0.893

0.075

0.391

推定値

t値

-0.1
-0.264

有
意
水
準

74

庄 映琮・張しん妍・馮 昕「グローバル･マーケティングと消費者の価値観」

表１０: 世代別の推定結果（Wave 3）（つづき）
Wave 310－29 歳

変数

推定値

t値

報道機関に対する信頼度（E69_04）-0.152

行政に対する信頼度（E69_08）30－49 歳
有
意
水
準

推定値

t値

-1.331-0.101-0.219-1.576

政府に対する信頼度（E69_11）

0.362

2.499

環境保護運動に対する信頼度（E69_14）

0.07

税金の不正行為に対する受容度（F116）

50 歳以上
有
意
水
準

推定値

t値

-1.623

0.025

0.428

-0.014-0.203

0.096

1.517

0.008

0.123

0.012

0.19

0.759

0.04

0.735

0.1

1.701

-0.042-1.109

0.018

0.744

-0.003-0.122

性別（男性ダミー：X001）-0.028-0.236

0.034

0.484

-0.065-0.91

年齢（X003）

0.009

0.466

-0.003-0.477-0.0005-0.09

収入規模（X047）

0.024

1.097

0.01

0.669

0.018

1.378

雇用状況（被雇用ダミー：
X028）-0.167-1.304

0.039

0.449

0.007

0.09

**

N

157

417

346

R2

0.093

0.02

0.061

修正 R2

0.03

-0.006
注：***:1%水準で有意

有
意
水
準

*

0.031
**:5%水準で有意*:10%水準で有意。

表１１: 世代別の推定結果（Wave 4）
Wave 410－29 歳30－49 歳

50 歳以上

変数

推定値

t値

有
意
水
準

t値

有
意
水
準

推定
値

t値

環境保護と比べた経済発展の優先度（B008）-0.203-1.775*-0.164-2.319

**

0.016

0.287

人類と自然の関係（B009）

0.223

0.722

1.216

1.78

*

-0.424-2.201**

報道機関に対する信頼度（E69_04）-0.188-1.953*-0.002-0.031-0.103-2.281**

行政に対する信頼度（E69_08）

0.19

1.67

*

0.017

0.232

0.046

0.801

推定値

有
意
水
準

庄 映琮・張しん妍・馮 昕「グローバル･マーケティングと消費者の価値観」

75

表１１: 世代別の推定結果（Wave 4）（つづき）
Wave 410－29 歳変数

30－49 歳
有
意
水
準

推定値

t値

政府に対する信頼度（E69_11）

0.046

0.382

環境保護運動に対する信頼度（E69_14）

0.241

2.756

税金の不正行為に対する受容度（F116）

0.013

0.342

性別（男性ダミー：X001）

0.205

1.944

年齢（X003）

0.013

0.781

収入規模（X047）

0.048

2.515

雇用状況（被雇用ダミー：
X028）-0.093-0.818******50 歳以上
有
意
水
準

推定
値

t値

0.034

0.653

0.068

1.573

推定値

t値

0.066

0.933

0.177

3.332

-0.022-0.862

0.008

0.443

0.084

1.2

0.071

1.286

0.014

2.301

**

0.006

1.57

0.034

2.475

**

0.013

1.398

0.011

0.14

0.088

1.465

***

N

196

428

530

R2

0.143

0.097

0.047

修正 R2

0.094

0.074

0.028

注：***:1%水準で有意5.

**:5%水準で有意

有
意
水
準

*:10%水準で有意。

政治体制の変化と解放的価値観の規定要因の変化：ドイツの分析から 13)
社会学では民主主義発生の要因から民主主義の達成まで数多くの研究が行われてきた。いくつかの分析アプローチがあるが，ストラクチャー中心のアプローチ（Structure-focused Approaches）
では，社会を特徴づける要因とそれらの関係（構造）を強調している。例えば，Doorenspleet（2005）
は，現代性（Modernization），収入の平等性（Income equality），集団の分化（Group divisions），
階層の組合（Class coalition），宗教の構成（religious composition），植民の遺産（Colonial heritage），
世界的における位置づけ（World system position）などの特徴を挙げている。これら社会構造に関する条件を満たすことで民主主義が発生するとした。このように，ストラクチャー中心のアプロ
ーチでは民主主義体制への変化の規定要因として社会の民主化の過程を解明している。
これに対して行動中心のアプローチでは，社会のエリート層から大衆までが民主主義を実現することに注目している（Casper and Taylor, 1996）。行動中心のアプローチでは，民主主義体制への変化の規定要因として公民行動が民主主義を推進し，実現することを主張する。たとえば，こ13)

この章は庄が担当した｡

庄 映琮・張しん妍・馮 昕「グローバル･マーケティングと消費者の価値観」

76のアプローチでは，言論の自由を守る行動，アメリカで行った男性と女性の性別の平等に関する社会運動などによって社会の民主主義が進歩したと考える。
しかし，ストラクチャー中心のアプローチと行動中心のアプローチの両方では説明できない盲点が存在している。民主主義の進展の過程の解明である。民主主義が進展する背後には，ストラ
クチャー中心のアプローチから行動中心のアプローチへと移行することが考えられるが，この要因についてはまだ解明されていない。Tarrow（1998）はマス信念（Mass beliefs）という概念を提唱し，これが中間変数としてストラクチャー面と集団行動とを連結していると指摘した。このよ
うに，人々が民主主義を理解する指標を用いて，民主主義の発生の要因を解明している。
マス信念は，社会の人々が民主主義を信念することである。民主主義への移行は，社会の多数が共同的価値観を持ってはじめて行うことができる。だが，人々が民主主義への価値観を社会主
流的価値観に反して個人的な価値観を素直に表現することは困難だ。たとえば，2016 年のアメリ
カ大統領選挙運動は選挙結果に関する調査の結果と最後に選民の行動との巨大な偏差が存在している。したがって，マス信念を確実に反映することが社会学の研究者の課題となる。
Inglehart & Welzel（2005） は民主主義に関するマス信念を反映する指標として｢解放的価値（Emancipative Value）｣を提唱した｡これは，性別の平等（Gender equality over Patriarchy），服従性（Tolerance over Conformity），自治性（Autonomy over Authority），参加度（Participation over Security）という四つの指標に分類できる｡これによって，民主主義に対する考え方を定量的分析に測ることを試みた。解放的価値観の指標によって人々の民主主義への認知や価値観などことが確実に把握できることから，国の体制やソーシャル・ストラクチャーの研究に重要な役割を果たすと考える。
表１２: 解放的価値変数（Emancipative value variables）
性別の平等

服従性

仕事に
政治
大学の
同性の
中絶の
おける権利
リーダー
重要性
正当性
正当性
C001
D059
D060
F118
F120
Jobs scarce:
University is
Men make
Men should
more
Justifi-able:
better political
Justifi-able:
have more
important for homo-sexualit
leaders thanabortionright to a job
a boy than for ywomen dothan women
a girl

自治性
離婚の
正当性
F121

Justifi-able:
divorce

独立性
Y003

Autonomy
Index

参加度
言論の自由
と権利
E1000
Freedom ofspeech andright of say

注：Inglehart と Welzel の解放的価値の構成指標によって，世界価値観調査データが当てはまる変数を示している。
E1000 は E003（Aims of respondent: first choice）と E004（Aims of respondent: second choice）を合成した変数である。

(1) 仮説1) 収入と解放的価値
ここでは，解放的価値観を性別の平等，服従性，自治性，参加度という四つの側面から測定し，国民の収入との相関関係を検定する。Christian Welzel and Ronald Inglehart（2008）は世界の民主主義の発展を考察し，1986 から 1995 までの期間において，民主主義を導入した国ないし民主主
義を継続している国は中所得水準に達成した国が多いこと明らかにした｡ また，Inglehart, Norris,庄 映琮・張しん妍・馮 昕「グローバル･マーケティングと消費者の価値観」

77

and Welzel（2004）は女性が男性と同等な公民権を保つことも民主主義の特徴の一つとしている。
このことから，以下の仮説を設定する｡

Hsi.ge：国民の収入と性別の平等には正の相関がある。
Hsi.cf：国民の収入と服従性には正の相関がある。
Hsi.at：国民の収入と自治性には正の相関がある。
Hsi.ps：国民の収入と参加度には正の相関がある。

2) 学歴と解放的価値
世界価値観調査の発見によると，イスラム教国のソーシャル・ドミナンスのため解放的価値観が非常に低い水準になっている 14。ただし，ムスリムの若い世代のうち，特に学歴が高水準の女性は解放的価値に対して非ムスリム人と同じ傾向があることがわかった。すなわち，一般的に学歴が高ければ，解放的価値に対しての態度にも正の相関があると考えられる。このことから，学歴と性別の平等，服従性，自治性，参加度といった解放的価値観の四つの側面との相関関係について，以下の仮説を設定する。

Hel.ge：国民の学歴と性別の平等には正の相関がある。
Hel.cf：国民の学歴と服従性には正の相関がある。
Hel.at：国民の学歴と自治性には正の相関がある。
Hel.ps：国民の学歴と参加度には正の相関がある。

3) 収入と学歴
Glick & Miller（1956）は，学歴が現代の工業化された社会における仕事と収入に対して最も重要な影響が与えていると指摘している。学歴が高い水準になる人が低水準になる人より収入が多い傾向がある。このことから，以下の仮説を設定する｡

His.el：国民の収入と学歴には正の相関がある。

14)

http://www.worldvaluessurvey.org/WVSContents.jsp?CMSID=Findings庄 映琮・張しん妍・馮 昕「グローバル･マーケティングと消費者の価値観」

78

図４: 仮説のパス図(2) データ1) 使用する変数と対象国
1945 年，第二次世界大戦直後のドイツは東ドイツ，西ドイツに分割されたが 1990 年に再統一された。資本主義の旧西ドイツと社会主義の旧東ドイツは異なる経済体制のため，大きな経済格
差がドイツ再統一の問題点となっていった。また，Siemienska（2002）は社会主義国が民主主義国へ変革してからの最初の 10 年は脱社会主義のため，明らかな体制の変化が見えないことを指摘した。つまり，継続的社会主義の特徴も存在している。本研究では，世界価値観調査データを使用し，分割時期に最も近い Wave 3（1997 年）の調査データと Wave 6（2013 年）の調査データを使用して分析を実施する。Wave 3(脱社会主義)の東ドイツ，Wave 3（民主主義）の西ドイツ, Wave
6（民主主義）の東西ドイツの変化の有無を比較する。
Inglehart と Welzel が提唱した解放的価値観指標を参考し，2 調査時点のデータに基づいて，最も近い調査項目を選んだ（表 13）。有効回答以外の項目（未回答，未設置，欠損値など非正常回答）は平均値に置換した。
表１３: 世界価値観調査データを使用する変数
質問項目

回答

処理した後の回答データ

1: Agree2: Disagree
3: Neither
仕事に
Men should have
-5: Missing; Unknown
おける権利 more right to a job-4: Not asked in survey
C001
than women-3: Not applicable-2: No answer-1: Don’t know

1: Agree
2: Neither
3: Disagree
全て負の回答項目と欠損値を有効
回答の平均値に置換する

1：Agree strongly
2：Agree
3：Disagree
4：Strongly disagree
欠損は C001 と同じ｡

全て負の回答項目と欠損値を有効
回答の平均値に置換する

政治
リーダー
D059

Men make better
political leadersthan women do

大学の
重要性
D060

University is more
同上important for a boy

同上庄 映琮・張しん妍・馮 昕「グローバル･マーケティングと消費者の価値観」

79

表１３: 世界価値観調査データを使用する変数（つづき）
質問項目

回答
1：Never justifiable
2：2
=
9：9
10：Always justifiable
欠損は C001 と同じ｡

処理した後の回答データ
1：Never justifiable
2：2
=
9：9
10：Always justifiable
全て負の回答項目と欠損値を有効
回答の平均値に置換する

同性の
正当性
F118

Justifiable：homosexuality

中絶の
正当性
F120

Justifiable：abortion 同上

同上

離婚の
正当性
F121

Justifiable：divorce 同上

同上

独立性
Y003

Autonomy Index-2：Obedience/Religious Faith
-1：-1
0：0
1：1
2：Determination, perseverance/Independence-5：Missing-3：Not applicable

Protecting freedom
言論の自由
1：Not agreeof speech or giveと権利
2：Neitherpeople more say as
E1000
3：Agreepriority

学歴
X025

収入尺度
X047

1：Inadequately completed elementary education
2：Completed (compulsory) elementary education
Highest educational ~level attained
8：University with degree/Higher education upper-level tertiary certificate
欠損は C001 と同じ｡

Scale of incomes

1：Lower step
2：second step~
9：Ninth step
10：Tenth step
11：Highest step
欠損は C001 と同じ｡

1：Obedience/Religious Faith
2：2
3：3
4：4
5：Determination,perseverance/Independence-2 から 2 を 0 から 4 とする｡欠損値を有効回答の平均値に置換する

処理なし

左と同じ｡ ただし， 全て負の回答
項目と欠損値を有効回答の平均値に置換する

左と同じ｡ ただし， 全て負の回答
項目と欠損値を有効回答の平均値に置換する

2) 単純集計
これら変数について，調査時期×国別に単純集計した（表 14）。まず，異なる時期において東
ドイツと西ドイツは自治性に関する独立性の変数は明らかに低下していたが，他の変数では，大幅な変化が見られなかった。同一の時期における東西ドイツの数値を比較しても，各々の変数の違いは見られない。
性別の平等の分野，仕事における権利の平均値は全て 2.4 を超えていたことから，平等性を重視する傾向があると考える。同じように，政治リーダーと大学の重要性でも，全ての平均値は性庄 映琮・張しん妍・馮 昕「グローバル･マーケティングと消費者の価値観」

80

別の平等性を重視することがわかった。服従性の分野では，Wave 6 の平均値は Wave 3 よりやや低下している。同性関係，中絶，離婚 3 つの正当性を提唱しているが，ますます中間位置に移動する可能性が高い。ほかの二つの分野は，自治性と参加度も服従性の分野と類似する変化が見ら
れ，民主主義に移行すると低水準になる可能性がある。以上から，全面的に Wave 3 から Wave 6にかけて，東西ドイツは民主主義への価値観が低下している傾向にあると考えられる。なお，収入変数と学歴変数も低下している状態である。
表１４: 単純集計
分類

平均値

東ドイツ

西ドイツ

細目

Wave 3

Wave 6

Wave 3

Wave 6

仕事におけるの権利

2.42

2.50

2.41

2.49

政治リーダー

3.03

3.17

3.23

3.19

大学の重要性

3.21

3.36

3.32

3.36

同性の正当性
中絶の正当性
離婚の正当性

5.89
5.71
6.62

5.74
4.94
6.44

7.15
5.37
7.17

6.42
4.60
6.56

独立性

2.31

1.97

2.32

1.89

言論の自由と権利

2.15

2.02

2.05

2.02

収入

4.83

4.55

5.77

5.09

学歴

4.60

4.14

4.58

4.17

性別の平等

服従性

自治性
参加度

3) 探索的因子分析（EFA）
東ドイツと西ドイツに分けて，Wave 3 と Wave 6 それぞれについて探索的因子分析を行った（表15）。4 因子では，自治性と参加度についての潜在変数の分類ができなかった。このため，問題となった変数を除き，2 因子の分析結果によると，性別の平等と服従性という二つのグループが抽出された。なお，この分類は解放的価値観変数の指標と一致する。このため，性別の平等と服従性という二つの因子を用いてモデル化し，異なる Wave においての複数母集団の確認的因子分
析を行う。

庄 映琮・張しん妍・馮 昕「グローバル･マーケティングと消費者の価値観」

81

表１５: 探索的因子分析の結果
東ドイツ

分類
細目

西ドイツ

Wave 3

Wave 6

Wave 3

Wave 6

2 因子解

2 因子解

2 因子解

2 因子解

因子 1

因子 2

因子 1

因子 2

因子 1

因子 2

因子 1

因子 2

政治リーダー--0.08

0.54

-0.03

0.55

-0.02

0.57

-0.03

0.68

大学の重要性

-0.03

0.63

-0.04

0.80

-0.05

0.67

0.01

0.70

同性の正当性

0.61

0.14

0.57

0.14

0.64

0.15

0.69

0.11

中絶の正当性

0.75

0.02

0.72

-0.03

0.71

-0.02

0.78

-0.06

離婚の正当性

0.93

-0.08

0.85

-0.07

0.91

-0.06

0.84

-0.01

固有値

1.78

0.70

1.56

0.96

1.73

0.80

1.81

0.97

寄与率

0.72

0.28

0.62

0.38

0.68

0.32

0.65

0.35

累積寄与率

0.72

1.00

0.62

1.00

0.68

1.00

0.65

1.00

性別の平等

服従性

(3) 分析
1) 複数母集団の確認的因子分析（MGCFA）
本研究は社会主義から民主主義への体制変化にともなう，価値観（構造）の変化に注目するため，東ドイツ，西ドイツそれぞれについて Wave 3 と Wave 6 に分けて 4 母集団モデルを推定する｡
まず，確認的因子分析について，測定の不変性を確認する。探索的因子分析の結果をもとに，性別の平等と服従性からなるモデルで分析を行う。なお，東ドイツ，西ドイツと，それぞれ Wave
3 と Wave 6 を組み合わせた 4 グループ母集団確認的因子分析を行い，測定の不変性を検討する（表16）｡
4 つのグループについて，｢因子負荷量等値｣としたモデルが AIC,BIC，RMSEA とも最良となった｡東ドイツは Wave 3 の脱社会主義から Wave 6 の民主主義へと体制が大きくかわったのにもかかわらず，因子構造は変わっていないことになる｡西ドイツにおいても Wave 3 と 6 では因子構造は同一であり，価値観の変化の程度は少ないことがわかる｡
表１６: 複数母集団（2Wave X 東西ドイツ=４グループ）の測定不変性の結果
モデル

Df

AIC

BIC

CFI

RMSEA

χ2

配置不変

16

81249

81653

0.986

0.067

88.592

因子負荷量等値

25

81248

81595

0.984

0.056

切片等値

34

81428

81718

0.947

0.088

残差等値

49

81505

81700

0.929

因子平均等値

55

81625

81782

0.905

△χ2

△Df

P値

105.291

16.69990.05365

303.012197.72192.2E-16

***

0.085

409.686106.675

15

6.9E-16

***

0.093

541.661131.975

6

2.2E-07***

注：２因子モデルで４母集団の確認的因子分析の結果，Wave 3 西ドイツの N=1009，Wave 6 西ドイツの N=1012。
Wave 3 東ドイツの N=1017，Wave 6 東ドイツの N=1034。

庄 映琮・張しん妍・馮 昕「グローバル･マーケティングと消費者の価値観」

822) 複数母集団共分散構造方程式モデルの分析
前節の分析によって，測定方程式においては，測定の弱不変性が確認できた｡これを前提として，
ここでは，性別の平等，服従性，収入（X047），学歴（X025）間に想定した仮説どおりのパスを導入したモデルを推定する｡
まず，モデル間の異なる等値関係を比較し，等値制約を課さなく，因子負荷量等値，因子間パス等値制約という 3 つのモデルの測定結果は（表 17）で示している。因子負荷量等値モデルの
AIC,BIC,RMSEA が最良となったが，パス間の係数は同じではないことはわかった。東西ドイツでのパス係数が異なるというモデルを推定する。
表１７: 複数母集団共分散構造方程式モデルの異なる等値関係
モデル

AIC

BIC

CFI

RMSEA

等値制約なし119237119843

0.937

0.090

因子負荷量等値

119237119786

0.935

0.083

因子間パス等値

119345119800

0.914

0.085

注）2 因子モデルで４母集団の確認的因子分析の結果。
Wave 3 西ドイツの N=1009，Wave 6 西ドイツの N=1012。
Wave 3 東ドイツの N=1017，Wave 6 東ドイツの N=1034。

なお，東西ドイツが統合されたことを考慮して次の 4 種類のモデルを推定する｡

モデル 1) 概念間のパスに等値制約を課さないモデル
2 ヵ国，2 時点で概念間の関係が異なるというモデル｡

モデル 2) 概念間のパスに等値制約を課すモデル
2 ヵ国，2 時点で概念間の関係がまったく同じ，つまり時点間，2 ヵ国間ともに概念間には同じ関係があるというモデル｡

モデル 3) Wave 3，Wave 6 とも，東西で異なり，東，西それぞれは Wave 3，Wave 6 で等値制約を課すモデル 15)。
lavaan の関連する部分のスクリプトを示す｡なお､パラメータについては､下記のように命名した｡
Wave 3 の東ドイツ：3_East Wave 3 の西ドイツ：3_West
Wave 6 の東ドイツ：6_East Wave 6 の西ドイツ：6_West
モデル 3)
Fmat1 ～ c (b1_3_West, b1_6_East, b1_3_West, b1_６_East) X047＋c (b2_3_West, b2_6_East, b2_3_West, b2_6_East)X025
Fmat2 ～ c (b3_3_West, b3_6_East, b3_3_West, b3_6_East) X047＋c (b4_3_West, b4_6_East, b4_3_West, b4_6_East) X025
X047 ～ (b5_3_West, b5_6_East, b5_3_West, b5_6_East) X025
15)

庄 映琮・張しん妍・馮 昕「グローバル･マーケティングと消費者の価値観」

83

東西ドイツで概念間の関係が異なるが，東，西それぞれの国での変数間の関係は統一後も変わっていない｡

モデル 4) Wave 3 では東西で等値制約を課さないが，Wave 6 では等値制約を課すモデル
Wave 3（統合後 7 年） の東西ドイツ間では差異があるが，Wave 6（統合後 23）のドイツ
では変数間の関係が同じ，つまり差異がなくなったいことを意味する｡

これら 4 つのモデルの適合度を示す（表 18）｡モデルの適合度をみると，モデル 4 の BIC（119786），RMSEA（0.083）であり最良であった。
つまり，Wave 3（統合後 7 年）の東西ドイツ間では差異があったが，Wave 6（統合後 23 年）のドイツでは変数間の関係が同じ，つまり差異がなくなったことを意味する｡
表１８: 複数母集団共分散構造方程式モデル（因子負荷量等値）
モデル

AIC

BIC

GFI

AGFI

RMSEA

1) 因子間のパス係数に等値制約なし

119237119843

0.996

0.988

0.090

2) 因子間のパス係数に等値制約あり

119237119786

0.996

0.989

0.083

3) モデル 3

119343119829

0.995

0.988

0.087

4) モデル 4119268119786

0.996

0.989

0.083

119261119728

0.995

0.990

0.078

4’) モデル 4 について Wald 検定に基づいて制約をはずした

注：測定方程式については，｢因子負荷量｣を等値制約した｡

3) Wald 検定による詳細なパス関係の確認
前節での示したように，モデル 4 の適合度が最良となった｡ただし，これらは構造方程式がすべて上記の傾向であることを仮定している。例えば，性別の平等＝β1 収入＋β2 学歴という仮説を設定し，β1，β2 ともに Wave 3 では東西で異なっていたが，Wave 6 では東西ともに同一となったというモデルである｡
しかし，β2 については変化があるが，β1 については 2 ヵ国，2 時点ともに同一という可能性もある｡実際に推定結果をみると，等値制約しないパラメータが類似する値となった｡これを踏まえて，モデル 4 については，Wald 検定で詳細な因子間のパスの強さの等値関係を検定した（モデル
4'）16)。
b1_3_West-b1_3_East (p=0.008) -> 不等値
b1_3_West-b1_6_West (p=0.660) -> 等値
b2_3_West-b2_3_East (p=0.014) -> 等値
b2_3_West-b2_6_West (p=0.358) -> 等値
b3_3_West-b3_3_East (p=0.738) -> 等値
b3_3_West-b2_6_West (p=0.854) -> 等値
b4_3_West-b4_3_East (p=0.738) -> 等値
b4_3_West-b4_6_West (p=0.265) -> 等値
b5_3_West-b5_3_East (p=0.803) -> 等値
16)

庄 映琮・張しん妍・馮 昕「グローバル･マーケティングと消費者の価値観」

84

この結果からモデル 4 の制約を変更して推定したモデルを（モデル 4'）とする 17)｡
表 18 の結果によると，Wald 検定で確認したパスの等値関係で推定したモデルによって，あてはまりが改善された。

(4) 仮説の検定結果
最終的なモデル 4'のパラメータの推定結果を示す（図 5）｡Wave 3 については，東西ドイツの等値制約をは課さない（図 5-1）｡まず，学歴→性別の平等，学歴→服従性への係数は正で有意となった。次に，収入→性別の平等への係数は東ドイツの場合が正で有意，西ドイツの場合が負で有意。収入→服従性への係数が東西ドイツとも負で有意。学歴→収入への係数は負で有意となった。
東ドイツ（図 5-2）の二つの時期ともに等値制約をしたパスモデルの場合は，まず，学歴→性別の平等への係数は東西ドイツが正で有意。学歴→服従性への係数は正で有意。次に，収入→性別の平等への係数は東ドイツの場合は正で有意，西ドイツの場合が負で有意。収入→服従性への係数が負で有意。学歴->収入への係数は Wave 3 の場合が負で有意，Wave 6 の場合が正で有意であった。
以上の推定結果を考察する。東西ドイツについて，まず，国民の収入は仕事における権利，政治リーダー，大学の重要性からなる性別の平等への価値観は正の相関があることが支持されたが国民の収入は同性の正当性，女性の中絶の正当性，離婚の正当性からなる服従性への価値観とも正の相関があることが支持されなかった。
次に，学歴の場合は，学歴は性別の平等への価値観は東ドイツの場合のみ正の相関があるが西ドイツの場合には負の相関があることがわかった。つまり，学歴は服従性への価値観は正の相関があることが支持される。また，学歴は収入へ相関関係は東ドイツの場合は負の相関があり，西ドイツの場合が正の相関があることがわかった。
なお，自治性と社会的参加に関する推定についてモデルの推定では，データに関わるエラーのため，最後の結果まで推定ができなかった。

Hsi.ge：国民の収入と性別の平等には正の相関がある。（支持）Hsi.cf：国民の収入と服従には正の相関がある。（棄却）
Hsi.at：国民の収入と自治には正の相関がある。（推定できず）
Hsi.ps：国民の収入と社会的参加には正の相関がある。（推定できず）
b5_3_West-b5_6_West (p=0.000) -> 不等値17) lavaan のスクリプト(構造方程式部分)は以下の通り｡
Fmat1 ～ c (b1_3_West, b1_3_East, b1_3_West, b1_3_West) X047＋c (b2_3_West, b2_3_West, b2_3_West, b2_3_
West) X025
Fmat2 ～ c (b3_3_West, b3_3_West, b3_3_West, b3_3_West) X047＋c (b4_3_West, b4_3_West, b4_3_West, b4_3_
West) X025
X047 ～ (b5_3_West, b5_3_West, b5_6_West, b5_6_West) X025

庄 映琮・張しん妍・馮 昕「グローバル･マーケティングと消費者の価値観」

85

Hel.ge：国民の学歴と性別の平等には正の相関がある。（支持）Hel.cf：国民の学歴と服従には正の相関がある。（支持）Hel.at：国民の学歴と自治には正の相関がある。（推定できず）
Hel.ps：国民の学歴と社会的参加には正の相関がある。（推定できず）
His.el：国民の収入と学歴には正の相関がある。（西ドイツで支持/東ドイツで棄却）

注）f は固定したパス，＊＊＊：1％有意，＊＊：5％有意，＊：10％有意を示す。
実線は 10％有意水準となったパス，点線は 10％有意水準とならなかったパスを意味する。
収入 →性別の平等への推定結果の表示は“東ドイツ/西ドイツ”のように示している。
“（）”中には Wave 3 の係数である。

図５－１: 推定結果(1)

Wave 3

東ドイツ/西ドイツ等値制約なし（モデル 4）

注）f は固定したパス，＊＊＊：1％有意，＊＊：5％有意，＊：10％有意を示す。
実線は 10％有意水準となったパス，点線は 10％有意水準とならなかったパスを意味する。
収入→性別の平等への推定結果の表示は“東ドイツ/西ドイツ”のように示している。
“（）”中には Wave 3 の係数である。

図５－２: 推定結果(2)

Wave 6 東ドイツ/西ドイツ等値制約あり，Wald 検定で制約を検定（モデル 4’）(5) 本章のまとめ
本研究は，1986 年から 1995 年までの世界民主主義体制への変化の潮流に基づき，1990 年に東
ドイツと西ドイツの統一の背景を踏まえて今まで経過した期間に国民の民主主義への価値観の変86

庄 映琮・張しん妍・馮 昕「グローバル･マーケティングと消費者の価値観」

化を分析した。世界価値観調査のデータを利用し，Wave 3（1997）と Wave 6（2013）の東西ドイツの調査データをもとに，16 年間の民主主義への構造上の変化について仮説を検定した。特に，
かつて元は社会主義体制であった東ドイツと民主主義体制であった西ドイツとの比較を行なった。
なお，1989 年は民主主義体制であった西ドイツの経済は東ドイツとの巨大な格差が存在していた
ため，国の経済水準や国民の収入などの指標は民主主義への変化の重要な条件だと考えられる。
さらに，1986 年から 1995 年の期間に民主主義へ移行した国はすべて中所得水準を達成した国であり，これらの国の民主主義の発展について失敗例も存在していないことから，社会学視点から民主主義を研究する上で収入は重要な要素となる。したがって，収入を反映する変数を利用し，解放的価値観との相関関係を分析した。また，国民の学歴も民主主義に関する認知に相関関係があることも分析した。
推定の結果，Wave 3（統合後 7 年）の東西ドイツ間では差異があるが，Wave 6（統合後 23 年）のドイツで は変数間の関係が同じ，つまり差異がなくなっていた。また，収入の高さと性別の平等の重視が正の相関関係があり，収入が高い人は性別の平等への価値観が支持する傾向があるとわかった。また，収入の高さと服従性にも正の相関関係があり，同性関係の正当性，女性の中絶の正当性，離婚の正当性への認知も高いこともわかった。さらに，学歴の高さも性別の平等と服従性が正の相関関係があることとわかった。したがって，収入が高くて学歴も高い人は解放的価
値観の認知のレベルが高く，民主主義についての認知も高い水準になると言える。
なお，自治性と社会的参加に関する推定についてモデルの推定の際に，データに関わるエラーのため，最後の結果まで推定ができなかった。今後の課題として性別の平等，服従性と合わせて完全な解放的価値観の指標に基づいて再分析を行う予定である。

6.

マーケティング上の示唆
本研究は世界価値観データを利用し，｢幸福度の規定要因の三カ国（日中米）比較｣｢日本人の環境増税価値観及びその規定要因の分析｣，｢政治体制の変化と解放的価値観の規定要因の変化:ドイツの分析から｣の研究を行った。
日中米の幸福度の規定要因の分析結果から見ると，3 カ国とも顧客との信頼関係の構築が重要であることがわかった。また中国は物質主義の傾向が高いため，中国の市場参入の際に，このような傾向も考慮した上で，製品開発及びマーケティング戦略を実施することが重要であろう。最後は日本においてのみ，「幸福度」と「年齢」が正で有意とはならなかったため，日本の高齢者の不安を解決し，幸福度を向上する目標に基づき設定したマーケティング戦略が期待される。
日本人の環境増税価値観及びその規定要因の分析結果から見ると，環境保護を優先する人や環境保護運動への信頼度が高い人などのほうが環境のための増税を支持する傾向が明らかである。
また，21 世紀に入ると，報道機関への信頼度が高い人が環境のための増税を反対する傾向にある。
さらに，人口動態変数から見ると，高収入の高齢男性のほうが環境のための増税を賛成すること

庄 映琮・張しん妍・馮 昕「グローバル･マーケティングと消費者の価値観」

87

がわかる。そのため，本研究からの知見はマーケターにとって，環境志向型製品を開発する際の標的市場設置にいい示唆を与えると考えられる。
東ドイツと西ドイツの政治体制の変化と解放的価値の規定要因の分析結果について，収入の高さと学歴の高さは性別の平等性と正の相関関係があることを確認した。つまり，普段男性市場にメインとしている製品，特に高価格水準や製品の使用に関する知識を学習することが必要な製品
カテゴリーは女性に向け販売することも可能であろう。新しいマーケティング・セグメントの発見と拡大を課題として研究する必要があると考えられる。

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