日本版 General Social Surveys 研究論文集[6] JGSS で見た日本人の意識と行動 JGSS Research Series No.3

高齢期における幸福感規定要因の男女差について― JGSS-2000/2001 統合データに基づく検討 ―宍戸 邦章
大阪商業大学比較地域研究所 JGSS ポスト･ドクトラル研究員

Difference between Men's Happiness and Women's Happiness in Later Life
An Analysis Based on JGSS Integrated Data 2000/2001
Kuniaki SHISHIDOJGSS Post-doctoral Fellow, Institute of Regional Studies
Osaka University of Commerce
Recently, lifestyles of young-old (age 60 to 74) become diverse. There is a difference
between elderly men and women in their feeling of happiness. This study shows determinants of
the above differences based on JGSS integrated data 2000/2001. Following a hypothesis that if
their social roles were maintained or newly created, the elderly would lead successful aging, thisstudy conducts analyses concerning four different social activities: their working conditions,family relationship, participation in community activities and leisure activities. Results are as
follows: 1) Elderly men’s feeling of happiness is enhanced if they are living with their wife or
married children, but not with unmarried children. 2) On the other hand, elderly women’s feelingof happiness is enhanced if they regularly participate in community activities and spend theirleisure time with their friends. 3) Working in their old age does not affect elderly men’s happiness,while the same condition affects negatively to women’s. These dissimilarities are caused by their
way of life and social network which have been acquired during the period of their adulthood andmiddle age.
Key Words：JGSS, Senior citizen, happiness
本稿では、JGSS‑2000/2001 統合データに基づき、ライフスタイルが多様化している高齢前期（60‑74 歳層）における幸福感の規定要因の男女差を検討する。高齢期においても社会的役割を維持・創出することが「幸福な老い」に結びつくという仮説に従い、就労状態、家族関係、地域活動への参加、余暇活動の 4 つの生活領域を設定して分析を行った。分析の結果得られた知見は以下の通りである。高齢男性と高齢女性では幸福感の規
定要因に違いが確認された。高齢男性の幸福感は配偶者の存在や既婚同居子・未婚同居
子の有無といった家族領域の影響を強く受け、高齢女性の幸福感は、地域社会での集団参加や余暇領域での活動の影響を受ける。就労状態は高齢男性の幸福感に影響を与えず、
高齢女性の就労は幸福感に負の効果をもっていた。成人期・中年期までの男女の生活パ
ターンの違いや社会的ネットワークの違いが、高齢期の幸福感の規定要因の違いに結びついていると解釈した。
キーワード：JGSS、高齢者、幸福感45

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1. はじめに2007 年に入って団塊世代（1947‑49 年生まれ）の動向に注目が集まっている。この規模の大きなコーホートが 2007 年から定年を迎え始めるからである。2005 年度国勢調査によれば団塊世代（2005 年
時点で 56‑58 歳）は 678 万人である。大量人口の一斉退職に伴う企業側の問題として、技能や技術の世代間継承、退職金による経営の圧迫、雇用者の減少などが、マス・メディアを通して報道されている。日本の 65 歳以上高齢者の労働力人口比率は、1995 年に 37.3%であったものが 2005 年には 29.4%まで減少しているものの、依然として主要先進諸国のなかで高い傾向を示しており（『データブック国
際労働比較』，2006）、60 歳で完全に労働市場から引退する高齢男性は少数派である。シニアプラン開
発機構「サラリーマンの生活と生きがいに関する調査（2001）」によれば、定年経験者の職業キャリア
は、「労働市場引退型（完全引退･シルバー人材就業）」､「内部労働市場移動型（雇用延長･出向）」、「外部労働市場移動型（転職・再就職・独立開業・自営）」の 3 つのコースに約 3 割ずつ分かれる（前田, 2006）。
エイジング研究においても新しい世代の高齢期への参入に関心を寄せている。戦後生まれの世代がいかに生活を設計するのか、これまでの生き方に大きな変容が生じるのか、定年後の職業キャリアはどうなるのか、職場引退後に「仕事人間」から「地域人間」への転向は可能か、団塊世代の老後の家
族関係はどのようなものか、誰に介護されたいか、などの問題が取り上げられている。今後の方向として、高齢期のライフスタイルが多様化することが予測されている。2006 年 4 月の高年齢者雇用安定法の改正(1)に伴い、定年年齢の引き上げや定年制の廃止が徐々に進み、高齢期の就労選択の幅が広がることが予想される。子どもとの同居率も年々低下し、家族ライフスタイルが多様化（『国民生活基礎調査』, 1980‑2003）している。地域生活においては、老人クラブへの参加率が減少し、個人の興味や能力に見合った趣味や教養のサークル、ボランティア団体への参加率が上昇している（『高年齢者の地
域社会への参加に関する意識調査』, 1988‑1998）。このような変化は、高齢期の生き方への関心を高める一方で、それを目前に控える当事者にとっては、後悔する選択をしないために生き方の選択に悩まされるという事態を生じさせる。
エイジング研究においては、日本が高齢化社会になったばかりの 1970 年代とは異なり、老いを単線的な衰退過程として捉えないで、ポジティブな側面に注目することが可能であり、また必要であるとする主張（Kaufman, 1986；Friedan, 1993；高橋・高萩, 1996；安川・竹島, 2002）が徐々に台頭し始め、近年では「サクセスフル・エイジング」（小田, 2004）、「アクティブ・エイジング」（前田, 2006）、「プロダクティブ・エイジング」（斉藤, 2006）等の観点から、高齢期の雇用・労働、余暇生活、社会
参加、ボランティア、健康、長寿、幸福・満足といった生産性や能動性に着目する研究が現れている。
これらの研究の視点は、健康で活動能力のある高齢前期にあたる人々の生活欲求を前提にしている一方で、高齢者個人の欲求や生活志向とは離れた社会的要請に促されている側面もあるのではないかと思われる。社会的要請とは、「社会の負担にならずに、自立した生活を送り、さらには社会に役立つ存在であれ」というものである。かつては「役割なき役割」（Burgess, 1960;Rosow, 1974）が問題とされたが、もしかすると高齢期にも「有用な」社会的役割が規範的に配分され、「役割の呪縛」に苦しむ事態が生じるかもしれない。
本稿では、高齢期のライフスタイルが多様化しつつある背景のなかで、生活におけるどのような要因が高齢期の幸福感と結びついているのかを JGSS‑2000/2001 統合データから分析する。本稿の分析対
象は、定年を迎え始める高齢前期（60‑74 歳層）のライフステージにある人々である。就労状態、家族関係、地域社会での活動、余暇活動と幸福感の結びつきは、男女によって異なると仮定し、幸福感の規定要因の男女差を明らかにする。

2. 幸福感の分析枠組
2.1 先行研究
社会老年学では、幸福感、モラール、生きがいといった回答者の主観的な状態の規定要因の分析と並行して、高齢期の well‑being の構造そのものを分析する研究が頻繁に行われている。平野(2002)46

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や古谷野(2002)が紹介しているように、22 項目からなる PGC モラールスケールや 17 項目からなる改訂版 PGC モラールスケール、さらに数項目からなる生活満足度尺度の研究（Lawton, 1975;前田ほか,
1989；古谷野ほか, 1989；Neugarten, 1961;和田, 1979/1981）が盛んである。規定要因の分析で特によく用いられる PGC モラールスケールは、①心理的動揺・安定に関わる因子、②自分の老化についての態度に関わる因子、③孤独感・不満感に関わる因子の 3 因子からなることが多い。
調査地域や調査対象者の違いをこえて、一貫して幸福感・生活満足度に有意な影響を及ぼす要因は、健康状態と経済状態である。これらの要因以外で、幸福感やモラールに影響を与える要因は、研究により幾分異なる。比較的安定した結果が得られるのは、社会関係や集団参加といった関係的要因である。関係的要因としては様々な指標があるが、social support や社会的統合（前田ほか, 1989）、社
会関係量や友人の有無、近隣関係の親密度（古谷野, 1983;古谷野ほか, 1995；前田, 1988;前田, 2006）などが有意な関連を示している。すなわち、社会関係が豊かなほどモラールが高い。家族に関しては、
同居家族数や世帯類型、配偶者の有無、配偶者以外の世帯員の有無などの要因が分析されている。高
齢女性にとっては夫の存在は負の効果をもち、高齢男性にとっては妻の存在は正の効果をもつ（古谷野, 1992）という知見や、有配偶女性と無配偶女性ではモラールや生活満足度に違いはない（野辺,1999）という知見がある。また、同居する孫の存在が正の効果をもち、同居する独身の子どもが負の効果をもつ（杉井・本村, 1992）という知見が報告されている。就労の影響は認めていない研究が少なくなく、影響がある場合でも大きなものではない。幸福感の規定要因の男女差を分析した谷口ほか(1984）の研究では、男性は「月額の小遣い」が多く、活動レベルが高いほど、女性は「現住地の居住歴」が長いほどモラールが高いと報告している。しかし、性別による幸福感の規定要因の相違は少な
く、明らかでない面が多いという報告もある(Liang, 1982; Larson, 1978)。
これらの先行研究は、調査対象地域、対象者の属性、住居形態等の面で、限定されたサンプルに基づいた知見が少なくない。そこで本稿では、全国規模の調査を実施している Japanese General Social
Surveys(JGSS)のデータを用いて検証を行う。なお、JGSS ではモラールスケールを用いておらず、全般的な幸福感を 1 問で尋ねている(2)。したがって厳密な意味での比較はできないが、先行研究で効果の有無が分かれていた就労や家族関係、ライフスタイル要因の効果に着目して分析を行う。
2.2 幸福感に影響を与える要因の検討
幸福感に影響を及ぼすと思われる要因の検討にあたって、高齢期の社会化に関わる議論を参照しておこう。Rosow(1974)によると、高齢者は、主として家族役割と職業役割から制度的に疎外される結果、社会的統合が困難になる、すなわち、深刻な役割の曖昧さに直面し、社会的アイデンティティが不明
確になることで、自己評価が不安定になるという。しかし、役割を維持・創出しうる生活領域は家族
領域や職場領域だけではない。金子(1993)、藤崎(2004)、富永(1992)が指摘するように、地域社会には多様な中間集団・関係性の集積体が存在する。自由時間が増加する高齢期は余暇活動を生かして
informal role を創出することが可能である。このように見れば、役割を維持・創出しうる生活領域
は①職場領域、②家庭領域、③セミ・フォーマルな集団参加に基づく余暇領域、④インフォーマルな
社会関係に基づくプライベートな余暇領域の 4 つにまとめられる。
幸福感を規定すると思われる要因は、この 4 つの生活領域に沿って選定する。まず、コントロール
変数として、先行研究で最も強い影響があるといわれる健康状態と生活水準(3)を投入し、これに年齢を加える。職場領域に関わる要因として、就労有無を投入する。家庭領域に関わる要因として、配偶者の就労有無（配偶者の有無を含む）、同居子（既婚子・未婚子）の有無、同居する親の有無を投入する。セミ・フォーマルな集団への参加に基づく余暇領域に関わる要因として、各種集団・サークル（教養講座、スポーツクラブ、ボランティア団体、市民・消費者運動の団体、趣味のサークル、政治関係の団体、業界・同業者団体の 7 つ）への参加度(4)を投入する。プライベートな余暇領域では、在宅型余暇の代表としてテレビ視聴時間を投入し、外出型余暇の代表として旅行頻度と友人との会食頻度や集まりの頻度を投入する。以上を図示したのが図 1 である。

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年齢コントロール変数

健康状態
生活水準

就労有無

職場領域

配偶者の就労有無
既婚同居子の有無

家庭領域

幸福感

未婚同居子の有無
同居する親の有無

集団参加（7つの集団への参加から作成）

セミ・フォーマル集団
への参加

テレビ視聴時間

プライベートな
余暇領域

1泊以上の旅行頻度
友人との会食頻度

図1

幸福感に影響を与える要因の図式

2.3 生活領域ごとの仮説
高齢期の社会化論に従えば、4 つの生活領域それぞれにおいて社会的役割を維持・創出することが幸福な老いをもたらす、という仮説が考えられる。しかし、すべての役割が「生きがい」に繋がるとは限らない。しばしば役割は、個人を拘束する重荷にもなる。本稿では、幸福感の規定要因の男女差に着目して、生活領域ごとの 7 つの仮説を提示する。
[仮説 1] 非就労者よりも就労者の方が幸福感は高い。この傾向は女性よりも男性に顕著に現れる。
若い世代と比較して、高齢世代は「夫は外、妻は家庭」という性別役割分業規範を内面化しているため(5)、女性よりも男性のほうが、就労に意義を見出す傾向が強いと考えられる。長年、家計の稼ぎ手としての役割を担ってきた男性にとって、職場は役割と社会的地位の主な源泉である。就労の継続は幸福感を高い水準に維持する効果があると仮定する。

[仮説 2] 無配偶者よりも有配偶者の方が幸福感は高い。この傾向は女性よりも男性に顕著に現れる。
配偶者は、最も重要なサポート・ネットワークであり、配偶者の喪失は男女ともに幸福感を低下させると考えられる。しかし、その重みは男女で異なる。男性は家事全般や介護を妻に依存する傾向があるため、妻を喪失することは孤立を深め、重大な生活危機になる。一方、女性は配偶者以外の社会的ネットワークを男性よりも多く持っている傾向にあるため、男性ほど配偶者喪失の危機は大きくならないと仮定する。

[仮説 3] 夫の退職は妻の幸福感を低下させる。
性別役割分業と職住分離の生活パターンを長年続けてきた夫婦にとって、夫の退職は妻の生活リズムを乱す要因になると考えられる。

[仮説 4] 既婚同居子の存在は幸福感を高め、未婚同居子の存在は幸福感を低下させる。この影響に男女差はない。

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既婚子との同居は、将来にわたる生活基盤を安定化させるので、幸福感を高める要因になると仮定する。一方、未婚同居子は家事を親任せにする傾向が高く、経済面での基礎的生活基盤も親にパラサイトする（山田,1999）傾向があるので、幸福感を低下させる要因になると考えられる。

[仮説 5] 同居する親の存在は幸福感を低下させる。この影響に男女差はない。
高齢者が親と同居している場合は、現在介護を行っている可能性が高い。また、生活全般において親の世話の責任を担うので、幸福感は低下するだろう。

[仮説 6] セミ・フォーマルな集団への参加は幸福感を高める。この影響に男女差はない。
地域社会に繁茂する中間集団への参加は、非親族ネットワーク（近隣・友人）を増大させ、家族以外の他者との間で新しい役割を創出することになるので、幸福感を高める要因になるだろう。

[仮説 7] 活動的で社交的な人ほど幸福感は高い。この影響に男女差はない。
テレビ視聴時間(6)が長いことは在宅時間が長い、すなわち、家族外との関係が希薄で役割が少ないことを意味するので、幸福感は低いだろう。一方、旅行頻度や友人と集まる頻度が高いことは、重要な他者の存在や
Face‑to‑face 接触に伴う情緒的なサポートの授受につながるので、幸福感を高める要因になるだろう。

3. データ分析に用いるのは JGSS‑2000/2001 統合データである。調査は層化二段無作為抽出法により、全国の 20‑89 歳男女個人を対象に 2000 年と 2001 年の 10 月〜11 月に実施された。JGSS‑2000 の有効回収数
は 2,893（回収率 64.9%）、JGSS‑2001 は 2,790（回収率 63.1%）である。本稿で分析の対象とするのは60 歳から 74 歳までの 1,461 人（男性 697 人、女性 764 人）であり、基本属性は表 1 の通りである。
表1
男性
n

%

分析対象の基本属性
女性
n

男性
n

%

年齢階級
60-64歳65-69歳70-74歳
計

241
251
205
697

34.6
36.0
29.4
100.0

288
264
212
764

37.7
34.6
27.7
100.0

就労の有無
就労
非就労
計

350
347
697

50.2
49.8
100.0

210
554
764

27.5
72.5
100.0

配偶者の有無
有配偶
無配偶
計

634
63
697

91.0
9.0
100.0

545
219
764

71.3
28.7
100.0

%

女性
n

%

市郡規模
13大市
その他の市
町村
計

116
372
209
697

16.6
53.4
30.0
100.0

143
425
196
764

18.7
55.6
25.7
100.0

最終学歴
大学卒
高校卒
中学卒
NA
計

130
263
301
3
697

18.7
37.7
43.2
0.4
100.0

67
331
363
3
764

8.8
43.3
47.5
0.4
100.0

4. 分析
4.1 幸福感の指標
幸福感に関する JGSS の設問は「あなたは、幸せですか」というシンプルな問いであり、回答の選
択肢は両端のみに「幸せ(1)/不幸せ(5)」のワーディングを付した 5 点尺度である。20‑89 歳全体に共通して回答の多くは「幸せ」から中間値(3)の間に集中しており、「不幸せ」の方に傾く回答は非常に少ない。図 2 は幸福感の平均値であり、尺度は 1 を「不幸せ」、5 を「幸せ」に反転させている。20代前半と 50 代後半〜60 代前半で幸福感が低く、高齢後期では高い。60‑74 歳層男性の幸福感の平均値
は 3.77、女性は 3.88 であり、女性の方がわずかに高い（p<.05）。
JGSS データには幸福感以外に「住んでいる地域」「余暇の過し方」「家庭生活」「家計状態」「友人関係」の 5 つの満足度の設問がある。これら 5 つの満足度と幸福感を主成分分析すると、固有値が 1 以

49日本版 General Social Surveys 研究論文集[6] JGSS で見た日本人の意識と行動 JGSS Research Series No.3

上の成分は 1 つのみであり、この 1 つの成分で分散の 52%が説明される(7)。すなわち、個別生活領域
で「満足」している人は、幸福感設問で「幸せ」と回答しやすいということであり、漠然とした設問
でありながらも対象者のなんらかの主観的な「よい」状態を捉えたものであると考えられる。本稿は、この漠然とした幸福感の内実を、生活諸要因との結びつきの中から浮かび上がらせようとする試みで
ある。
4.2
4.1
4
幸
福
感

3.9
3.8
3.7
3.6
3.5
20- 25- 30- 35- 40- 45- 50- 55- 60- 65- 70- 75- 80- 8524 29 34 39 44 49 54 59 64 69 74 79 84 89

年齢

図2

年齢と幸福感4.2 幸福感との関連（一元配置分散分析）
以下の分析では、60 歳から 74 歳の回答者のうち、分析に用いるすべての変数について欠損値のな
い 1,388 人（男性 663 人、女性 725 人）に限定する。表 2 は一元配置分散分析の結果であり、図 3 は
男女別の幸福感の平均値のグラフである。図 3 の Y 軸の目盛は幸福感を表し、3.0〜4.5 の範囲に調整した。上下に大きく振れるグラフほど幸福感との関連が強いことを表す。
表2

幸福感との関連（一元配置分散分析）(8)

男性
平均値
年齢
60-64歳65-69歳70-74歳
健康状態
1悪い
2
3
4
5良い
生活水準
平均よりかなり少ない
平均より少ない
ほぼ平均
平均より多い本人の就労就労
非就労
配偶者の就労就労
非就労
無配偶
既婚同居子の有無
いる
いない

3.70
3.74
3.87

n

女性
F
1.77 ns

235
234
194

平均値
3.76
3.90
4.00

n
276
251
198

14.66 ***
3.43
3.65
3.59
3.82
4.27

54
138
218
125
128

20.62 ***
3.38
3.54
3.83
4.03
4.36

53
157
235
144
136

13.60 ***
3.40
3.68
3.86
4.32

99
249
258
57

3.83
3.70

331
332

3.80
3.86
3.00

197
404
62

4.05
3.70

114
549

男性
F
3.78 *

23.62 ***
3.33
3.72
4.10
4.25

97
254
322
52

3.82
3.89

204
521

4.04
3.86
3.73

185
333
207

4.05
3.83

147
578

3.11 +

0.93 ns

24.29 ***

5.23 **

13.18 ***

6.74 ***** p < .001, ** p < .01, * p < .05, + p < .1050

未婚同居子の有無
いる
いない
同居親の有無
いる
いない
集団参加
参加
非参加
テレビ視聴時間/日
1時間以下
2時間
3時間
4時間
5時間
6時間以上
旅行頻度/年0（全くなし）1（年に1回程度）
3.5（年に数回以上）
友人との会食頻度/週0（全くなし）0.02（年に1回程度）
0.1（年に数回）
0.25（月に1回程度）
1（週に1回以上）

平均値

n

3.59
3.84

209
454

3.70
3.77

60
603

3.86
3.69

287
376

3.80
3.89
3.75
3.77
3.72
3.65

41
127
185
109
93
108

3.60
3.66
3.96

145
265
253

3.60
3.57
3.81
3.81
3.90

97
76
259
151
80

女性

F
10.60 **

平均値

n

3.66
3.94

176
549

3.82
3.88

51
674

4.06
3.75

284
441

3.83
3.96
3.91
3.93
4.00
3.60

48
113
173
126
129
136

3.51
3.88
4.09

176
258
291

3.52
3.72
3.86
4.07
4.04

110
89
221
192
113

0.30 nsF
11.29 ***

0.15 ns

5.43 *

19.11 ***

0.84 ns

3.15 **

9.74 ***

22.07 ***

2.29 +

7.50 ***

日本版 General Social Surveys 研究論文集[6] JGSS で見た日本人の意識と行動 JGSS Research Series No.3

4.50

4.00

女性

4.50

4.50

4.50

4.00

4.00

4.00

3.50

3.50

3.50

男性
3.50

本人の就労

年齢
3.00

60-64歳65-69歳テレビ視聴時間

未婚同居子の有無
3.00

3.00

70-74歳

就労

3.00

いる

非就労

いない

1以下

4.50

4.50

4.50

4.50

4.00

4.00

4.00

4.00

3.50

3.50

3.50

3.50

配偶者の就労

健康状態
3.00

1悪い

2

3

4

5良い

非就労

無配偶

いる

全くなし

いない

4.50

4.50

4.50

4.50

4.00

4.00

4.00

4.00

3.50

3.50

3.50

3.50

生活水準

集団参加

既婚同居子の有無

3.00

かなり少ない

少ない

ほぼ平均

多い

図3

いる

6以上

年に1回程度

年に数回以上

3.00

参加

いない

5

友人との会食頻度

3.00

3.00

4

3.00

3.00

就労

3

1泊以上の旅行頻度

同居する親の有無

3.00

2

非参加

全くなし 年に1回程度 年に数回 月に1回程度 週に1回以上幸福感の平均値のグラフ（実線：男性/点線：女性）

12 の要因のうちで、男女ともに幸福感に影響していない要因は、「同居している親の有無」である。
それ以外の要因は男女両方、または、どちらかで有意な効果が認められる。特に幸福感に強い影響を及ぼすのは、健康状態と生活水準である。また、男性における配偶者の存在も幸福感に大きな影響を及ぼしている。女性でも無配偶の場合に幸福感の低下が見られるが、男性ほどではない。既婚同居子の存在は男女ともに正の効果をもち、未婚同居子の存在は男女ともに負の効果をもつ。集団参加やプライベートな余暇領域の要因に関しては、男女ともに集団参加群、旅行頻度高群、友人との会食頻度高群の方が、幸福感が高い。この傾向は、男性よりも女性の方が明確である。テレビ視聴時間については、男女ともに明確な傾向は見出せないが、テレビ視聴時間が 1 日 6 時間以上（男性の 16%、女性の 19%）の場合に、幸福感の低下が見られる。
以上、一元配置分散分析の結果を見てきたが、この分析では、見かけ上の関連の影響を受けている可能性がある。例えば、旅行頻度や友人との会食頻度は、経費や外出能力を伴うので、生活水準や健康状態の間接効果が含まれているかもしれない。また、集団参加やテレビ視聴時間などは、就労状態と関連していると思われるので注意して見る必要がある。次節では、これらの要因間の関連をコントロールした上で、幸福感に及ぼす影響を明らかにする。

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日本版 General Social Surveys 研究論文集[6] JGSS で見た日本人の意識と行動 JGSS Research Series No.3

4.3 幸福感の規定要因（一般線形モデル）
表 3 は、12 の要因を投入した一般線形モデルの結果である。Model2 は、「本人の就労」と「配偶者の就労」を組み合わせた要因を投入した。7 つの仮説に照らし合わせながら、結果を要約する。
表3

幸福感の規定要因（一般線形モデル）
Model1Model2

男性
変数（参照カテゴリー）
年齢
健康状態
生活水準
本人の就労(非就労）
配偶者の就労（無配偶）

カテゴリー
共変量
共変量
共変量
就労
就労
非就労

本人就労×配偶者就労

就労・就労
就労・非就労
就労・無配偶非就労・就労非就労・非就労（非就労・無配偶）

b
0.017
0.175
0.162
0.044
0.817
0.862
――
――
――
――
――
0.201
-0.2410.018-0.039-0.050-0.040
0.039
0.063
0.971
11.651
0.184
663

既婚同居子ダミー（いない） いる
未婚同居子ダミー（いない） いる
同居親ダミー（いない）
いる
集団参加（非参加）
参加
テレビ時間/日（6時間以上） 2時間以下
3-5時間
旅行頻度/年
共変量
友人との会食頻度/週
共変量
切片
F
adjusted R2n*** p < .001 , ** p < .01 , * p < .05, + p < .10

女性p0.060 +
0.000 ***
0.000 ***
0.559
0.000 ***
0.000 ***
――
――
――
――
――
0.030 *
0.002 **
0.879
0.588
0.659
0.680
0.126
0.584
0.113
0.000 ***

b
0.024
0.199
0.189
-0.228
0.316
0.095
――
――
――
――
――
0.115
-0.135
0.072
0.028
0.125
0.186
0.076
0.122
0.582
13.443
0.194
725

男性
p

0.004 **
0.000 ***
0.000 ***
0.004 **
0.000 ***
0.221
――
――
――
――
――
0.173
0.088 +
0.573
0.700
0.234
0.036 *
0.002 **
0.230
0.307
0.000 ***

b
0.016
0.175
0.160
――
――
――
0.937
0.970
0.224
0.900
0.952
0.202
-0.2430.017-0.038-0.052-0.044
0.040
0.053
0.892
10.223
0.182
663

女性
p

0.074 +
0.000 ***
0.000 ***――――――
0.000 ***
0.000 ***
0.315
0.000 ***
0.000 ***
0.030 *
0.001 **
0.885
0.600
0.646
0.646
0.123
0.648
0.161
0.000 ***

b
0.025
0.198
0.187
――
――
――
0.020
0.001
-0.232
0.396
0.069
0.124
-0.133
0.075
0.031
0.134
0.176
0.076
0.118
0.749
11.9550.195
725

p
0.003 **
0.000 ***
0.000 ***
――
――
――
0.865
0.997
0.099 +
0.000 ***
0.429
0.142
0.092 +
0.556
0.662
0.201
0.047 *
0.002 **
0.247
0.201
0.000 ***

[仮説 1] 非就労者よりも就労者の方が幸福感は高い、という仮説は支持されない。男性の場合は無関連で、女性の場合は就労者よりも非就労者の方が幸福感は高い。就労有無の代わりに、就労地位や職種の要因も検討したが、同様の結果であった。60 歳以降の就労は、身体的な疲労を伴うと考えられ、職場役割や社会的地位を維持していれば幸福だという単純な仮説は成り立たない。
[仮説 2] 無配偶者よりも有配偶者の方が幸福感は高く、その傾向は男性に顕著に現れる、という仮説は支持される。無配偶の場合に、男性の幸福感は顕著に低下している。女性の場合も、無配偶の場合に低下しているが、男性のように顕しい低下ではない。
[仮説 3] 夫の退職は、妻の幸福感を低下させるという仮説は、「配偶者の就労」の要因を見ると支持される。女性において幸福感が高いのは、夫が就労している場合である。夫が非就労の場合は、無配偶者と同様に、幸福感のスコアは高い水準にない。
「本人の就労」と「配偶者の就労」を組み合わせた要因（Model2）を見ると、女性で幸福感が高いのは「本人非就労・夫就労」の場合であり、「本人就労・
無配偶」の場合に低い。
「夫は元気でいてもらいたいが、適度な距離を保ちたい」という本音が見える。
[仮説 4] 既婚同居子の存在は幸福感を高め、未婚同居子の存在は幸福感を低下させる。この影響に男女差はない、という仮説は部分的に支持される。既婚同居子の存在は、男性の幸福感を高め、未婚
同居子の存在は男女双方の幸福感を低下させる。配偶者の存在を含め、男性の方が家族領域の影響を強く受けるという傾向がある。
[仮説 5] 同居する親の存在は幸福感を低める。この影響に男女差はない、という仮説は支持されない。男女双方で、同居する親の存在は幸福感に無関連である(9)。
[仮説 6] 集団参加は幸福感を高める。この影響に男女差はない、という仮説は支持されない。男女双方で無関連である。ただし、プライベートな余暇領域の要因を投入せずに、集団参加要因だけを投入した場合は、女性の場合のみ集団参加が緩やかな正の効果をもつ(表 4 の Model3)。セミ・フォーマ52

日本版 General Social Surveys 研究論文集[6] JGSS で見た日本人の意識と行動 JGSS Research Series No.3

ルな集団への参加と、インフォーマルな社会関係には密接な関係があるため、プライベートな余暇領域を投入した場合に、集団参加の効果が消えてしまうのだろうと思われる。
[仮説 7] 活動的で社交的な人ほど幸福感は高い。この影響に男女差はない、という仮説は部分的に支持される。女性の場合にのみ、旅行頻度が正の効果をもち、テレビ視聴時間が緩やかな負の傾向（テ
レビ時間が 3〜5 時間の場合に幸福感が高い）を示す。集団参加、テレビ視聴時間、旅行頻度、友人との会食頻度には、その背後に「活動性・社交性」の因子が想定できる。4 変数の主成分分析の結果、固有値 1 以上の成分は 1 つのみ抽出され、分散の 40%が説明される（因子寄与率はそれぞれ 0.737、‑0.296、0.745、0.625）。この成分を因子得点化して分析すると、やはり女性にのみ幸福感との関連が認められる（表 4 の Model5・図 4）。
表4余暇領域と幸福感の関連（上段：男性/下段：女性）
Model3変数（参照カテゴリー）
集団参加（非参加）
テレビ時間/日（6時間以上）
旅行頻度/年
友人との会食頻度/週
活動性・社交性因子

カテゴリー
参加
2時間以下
3-5時間
共変量
共変量
共変量

b
p
-0.014 0.840

Model3p
カテゴリーb
参加
0.129 0.058 +
2時間以下
3-5時間
旅行頻度/年
共変量
友人との会食頻度/週
共変量
活動性・社交性因子
共変量*** p < .001 , ** p < .01 , * p < .05, + p < .10
変数（参照カテゴリー）
集団参加（非参加）
テレビ時間/日（6時間以上）

Model4Model5bpbp-0.055-0.045
0.037
0.056

0.622
0.642
0.145
0.625
0.021

0.574

Model4
b
0.127
0.190
0.078
0.127

p

Model5bp

0.225
0.031 *
0.000 ***
0.208
0.118

0.000 ***

4.50

4.00

女性

幸
福
感
3.50

男性

3.00

低

図4

中
高
活動性・社交性
活動性・社交性の因子得点別幸福感の推定周辺平均注）表 4、図 4 は、年齢、健康状態、生活水準、就労有無、配偶者の就労有無、既婚同居子、未婚同居子、親同居をコントロールした結果である。

5. まとめと考察
本稿では、ライフスタイルの多様化が生じている高齢前期（60‑74 歳層）のライフステージにあたる人々を対象に、就労状態、家族関係、地域集団への参加、プライベートな余暇活動が幸福感に及ぼす影響を分析した。幸福感と 12 の要因における一元配置分散分析、および一般線形モデルの結果から、幸福感規定要因の男女差を把握することができた。結果を要約すると、男性の場合は配偶者の存在を53

日本版 General Social Surveys 研究論文集[6] JGSS で見た日本人の意識と行動 JGSS Research Series No.3

軸とする家族領域と幸福感が結びつきやすく、女性の場合は夫の就労状態に左右されるものの、地域集団への参加や家族外での余暇活動と幸福感が結びつきやすい、ということである。
生活領域別にみると、就労に関しては、女性において有職層よりも無職層、特に夫が就労している
無職層で幸福感が高いという結果になり、男性では就労状態は幸福感に影響を与えていなかった。高
齢期の社会化論では、職場役割の喪失は「幸福な老い」の妨げになるという見方があるが、調査デー
タに基づくと、経済的に余裕があるならばそれほど就労にこだわらないという本音が見える。そのような状況を鑑みると、定年制が徐々に延長され、廃止されることがあったとしても、高齢期の就業率がそれに平行して著しく上昇するということは起こらないだろうと想定できる。
家族領域や地域領域、余暇領域は相互に密接に絡み合う生活領域である。高齢男性が家族の状況に左右されるのは、退職後に地域や余暇領域でやりがいを抱けるような新たな活動を見出せないためではないだろうか。これは「仕事人間」から「地域人間」へとスムーズに転向できない高齢男性の老い方を取り囲む社会的な問題である。筆者のフィールド・ワークの経験（宍戸, 2004）では、退職後、地域での居場所のなさに悩み、駐輪場でやりがいのないアルバイトを始めたり、テレビゲームにふけったり、地域で誰も知り合いがいないからシルバー人材センターに通ったりする高齢男性に何度も出会った。地域集団に参加しようとしたら、「参加しているのはかしましい女性ばかりで、無理やりサー
クルの役員にさせられてしまい冷や汗をかいた」という男性（69 歳・男性・夫婦世帯）の苦笑いも思い出す。集団参加の意味や非親族ネットワークとの関係の質は、男女で異なっており、男性の場合は職場時代に身に着けざるを得なかった目的合理的志向性（目的達成のために効率を重視するものの考え方）や手段的関係志向（関係自体の価値ではなく、目的の達成に役立つ限りにおいて関係に価値があるという志向）の影響が尾を引き、女性と比較して地域・余暇活動と幸福感が直接的には結びつかない事態になっているのではないか。女性は、高齢期以前のライフステージにおいて、出産・育児といったイベントのために職場から一時撤退し、地域コミュニティに根を下ろす機会がある。女性の M
字型就労パターンの後半の山で再就労をしたとしても、軸足は家庭や地域に置いていることだろう。
そのため高齢期になった頃には、女性は男性と比較して社会的ネットワークの構成が多様になっており、社会関係資本に男女による格差ができている。JGSS‑2003 のネットワーク・モジュールの分析では、高齢女性は高齢男性と比較して孤立型や小家族型（夫婦と子どもだけの構成）のネットワークが少ない（宍戸,2006）。成人期・中年期に蓄積された生活パターンの男女差が、高齢期幸福感の規定要
因に影を落としていると解釈できる。
高齢男性の幸福感の規定要因を鑑みると、ただ単に高齢期の生産性や活動性を強調し、就労や地域活動・社会貢献活動への参加を呼びかけても、当事者にとっては内的欲求充足が得られない可能性がある。中年期から高齢期への移行期に困惑しないために、個人的対応として、高齢期以前における高齢期のための地域・余暇活動の準備や社会関係の見直し、例えば、経済面の準備だけではなく、地域情報の収集や余暇歴の構築、友人関係の再編成、配偶者や子どもとの関係の再評価等が必要である(10)。
社会的対応としては退職後の高齢男性をスムーズに受け入れられるような地域システム、例えば、高齢者の関心やニーズに見合う集団やサークルの立ち上げ、活動内容を知らせるきめ細かな広報活動の充実、集団加入メンバーの年齢および男女比構成への配慮、身近な活動施設の整備、町内会・社会福祉協議会・自治体組織の連携等を構築しておくことが必要であろう。
[Acknowledgement]
日本版 General Social Surveys(JGSS)は、大阪商業大学比較地域研究所が、文部科学省から学術フ
ロンティア推進拠点としての指定を受けて（1999‑2003 年度）、東京大学社会科学研究所と共同で実施
している研究プロジェクトである（研究代表：谷岡一郎・仁田道夫、代表幹事：佐藤博樹・岩井紀子、事務局長：大澤美苗）。東京大学社会科学研究所附属日本社会研究情報センターSSJ データアーカイブ
がデータの作成と配布を行っている。

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[注]（1）前回の改正で、1998 年から「60 歳以上」とされ、希望者は 65 歳まで雇用することを「努力義務」とした。
今回の改正では、雇用を延長する年齢を 2006 年度から段階的に引き上げて、最終的に 2013 年度以降は 65歳までとすることが義務づけられた。定年が 60 歳未満の企業は、65 歳まで引き上げる、65 歳までの継続雇用制度を導入する、定年制の廃止のいずれかを選択しなければならない。
（2）JGSS が範とする GSS では、幸福感を Very Happy/Pretty Happy/Not too Happy の 3 つのカテゴリーで問うている。
（3）生活水準に関しては、実際の世帯収入を用いるべきだが、「わからない」「回答したくない」「無回答」の合計が 30%にもなるので、この変数と最も相関の高かった「世間一般と比較した主観的な世帯収入のレベル（5段階）」を用いた。実際の世帯収入（中央値変換）と代理変数として挙げられた変数との相関係数（60‑74
歳層に限定）は次の通り。
「世間と比較した主観的な世帯収入（.490）」「階層帰属意識 5 段階（.365）」、「階層帰属意識 10 段階(.349)」、「家計状態満足度（.236）」。これらはすべて 1%水準で有意。
（4）当初は、7 つの集団のうちいくつに参加しているかにより得点化したが、全く参加していない（0）と、少なくとも 1 つの集団に参加している（1 以上）との違いが最も際立っているので、7 集団のうち 1 つでも参加している場合を「参加群」とした。
（5）「夫は外で働き、妻は家庭を守るべきだ」（1 反対〜4 賛成）と年齢との相関は 0.316(p<.01)。20 代男性で賛成（賛成+どちらかといえば賛成）の割合は 43%だが、70 歳以上男性では 81%、20 代女性では 33%だが、70 歳以上女性では 80%である。

（6）社会生活基本調査（2001）によると、高齢期に著しく伸びる生活時間は、「休養的自由時間」であり、そのなかで最も多くを占めるのは「テレビ・ラジオ・新聞・雑誌」にかける時間である。
（7）この結果は、20‑89 歳までの全年齢層の結果。60‑74 歳層に限定すると、やはり固有値 1 以上の成分は 1 つのみ抽出され、この 1 つの成分で分散の 57%が説明される。
（8）ケース数が 30 以下であったカテゴリー（生活水準の「平均よりかなり多い」、旅行頻度の「月に 1 回以上」、友人との会食頻度の「週に数回以上」）は 1 つ前のカテゴリーに統合した。
（9）しかし、親の介護経験が幸福感に影響しないとは言い切れない。JGSS‑2001 には「家族への介護経験」の設問があるので、JGSS‑2001 に限定して分析すると、女性の場合に介護経験が幸福感を低下させる有意な効果が確認できる。親と同居している対象者のなかに現在介護を行っている対象者が多いが、現在介護を行っている対象者は極めて少数（男性 19 人、女性 31 人）であるため、親同居変数だけでは統計的に有意な結果が出ないのだろうと思われる。
（10）50 代男性の労働時間をみると、20‑40 代までの労働時間と大差がない。
「常雇」や「自営業」では、週当たり平均して 46 時間〜47 時間働いていることから、就労時間の長さが個人的対応を難しくしているものと思われる。

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