JGSS研究論文集[3](2004.3)

収入決定における教育、職業、役職の効果−JGSS データにみる長期雇用存続の検証−
西村 幸満（国立社会保障・人口問題研究所）

Education, Occupation, Hierarchy and Income in Japan: An investigation of life-long employment using JGSS
Yukimitsu NISHIMURA

This paper attempts to estimate a recursive model of income distributions witheducation, occupation and hierarchy using the 2002 survey on Japan General Social
Survey, the 1975 and the 1995 surveys on social mobility and stratification (SSM75,
SSM95). The model is estimated with OLS through a simultaneous recursive
framework where the causal relations are taken into account. According to the
incentive theory, on condition that there is a fixed regular pay raise, a reward
equivalent to output level is reflected in a short-term bonus or in a long-term
promotion, which may explain one reason that Japanese workers support the life-longemployment. Using income instead of wage, this paper verifies whether anindividual’s hierarchy influences their income in the three points of time.
keyword:

JGSS-2002, Rank (Hierarchy), Life-long employment

本論文は 2002 年の JGSS 調査、1975 年 SSM 調査、1995 年 SSM 調査を使って、収入における学校教育、職業、そして役職の効果を推定する。この分析に用いるのは変数の先行性を考慮した逐次モデルであり、推定方法は最小二乗法を用いる。インセンティヴ理論では、固定的な定期昇給を前提とすると、業績に対する報酬は、短期的なボーナスと長期的な昇進に反映し、このことが長期雇用をサポートしていることになる。本論文では賃金ではなく収入を用いた分析であるが、組織上の役職が収入の上昇に影響を与えるかどうかを３時点で確認する。
キーワード：JGSS-2002、役職、長期雇用-135-

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１．はじめに日本の大規模事業所で働く就業者の報酬の特徴は、「査定」という業績評価によって多くを決定されていることにある（伊藤 1992、1995、遠藤 1999）。「査定」が成立する根拠は、報酬決定に際して、仕事内容あるいは職業（「何をする」）のあいまい性を理由として業績評価の定式化・標準化が不十分であっても、「何をした」か（結果＝業績評価）によって労働者の報酬を決定できる点にある。同時に、「査定」が内在するリスクには、短期的な業績に対して定期昇給あるいはボーナスを固定給に付加することで報酬を決定しようとすると、上司による「査定」の恣意性が高くなることがある。たとえば、これは上司−部下間に共謀などが発生するために、上司を管理する新たな機能で補完するなど、職場内のリスク管理コストが高くなることにつながる。このことから、企業は、「査定」による業績評価を短期的な報酬に反映するのではなく、複数の上司が労働者を「査定」することで恣意性を排除できる長期的な昇進･昇格へと反映するほうを、望ましいと考える(1)。同時に、企業は労働者の業績の不安定性を、雇用期間を延ばすことでならすことができる。こうした仕組み
は、企業が労働者の業績の不安定性を基本給あるいは固定給という報酬のベースメントで保証する限り、労働者にとって、短期的な賃金の上昇に向けて努力するよりも、企業内昇進競争へと駆り立てられる誘因になる。すなわち、「査定」は日本の長期的雇用成立の論理的なサポートを可能にしていると考えられる（伊藤 1995）。
これに対して、経済の長期的停滞の打開策として企業側は、欧米において一般的である
短期的な業績に応じた報酬決定メカニズムを日本に導入しようという議論を積極的に展開する。長期雇用を背景とした中高年の労働報酬が企業を圧迫していることをうけ、裁量労働性あるいは業績主義的報酬決定メカニズムが長期雇用の有効な代案として浮上してきたのである。現状打開のために報酬決定の方法をこのように移行することは企業側からのリ
ストラの一環であるという側面を否めない。なぜなら、いくつかの代表的な調査からは、労働者側の意識が企業側とは一致していないことがわかる。たとえば、日本労働研究機構の調査報告書（2003）によれば、働き方の好ましさという点では「終身雇用」（全体 77.5％、
男性 75.8％、女性 78.8％）は依然として高く、「年功賃金」（全体 61.8％、男性 58.4％、女性 64.7％）も根強い支持を得ている(2)。また、生産性本部の最近の調査でも、同様にもっとも業績主義的な人事制度に積極的であった若年層においても、入社以降半年の間に「長期的」昇格への肯定的な回答（29.6％、2002 年比 4.2 ポイントの上昇）が高まってきているのである（社会経済生産性本部(2003)）。業績主義的な人事制度の導入に対する支持は依然として高いものの、その有効性とリスクが顕在化するにしたがい多様な選択が行われるようになっている。こうした意識調査は、長引く不景気のために業績が担保されないため、就労者側のリスクのみが高まってしまった結果を反映したものかもしれない。すなわち、短期的な業績自体を達成しにくい状況においては、短期的な業績に対する報酬決定のメカ
ニズムが機能すると、必然的に一部の不安定就労が高まらざるをえないというわけである。

-136-

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こうして、ベターな選択肢としてむしろ長期的な業績を担保に現状の業績が低いことを企業側に負担してもらう方が、労働者側は安定した生活を送ることができると判断したのだと考えられる。
このような企業側と労働者側の不一致に関する説明の是非はここでは問わない。本論文
では、これまでの労働問題研究の「様式化した事実」−理論的には賃金に対する昇進の効
果が長期雇用をサポートするものであること−を前提にしている。すなわち本論文では、
長期雇用の現状をどのように評価できるかという問題関心から、長期的雇用の指標として「役職」を用い、収入に対する役職の効果について JGSS-2002 のデータを用いて分析をおこなうことを主な目的とする。「流動化」の高まりが経済学的には好ましいとの観点から、労働者の企業間移動の増大は、長期雇用の解消に向けた１つの目標となっている。しかし、長期雇用と企業間移動の高まりは相反する現象ではない。なぜならば、「周辺」で働く労働者の移動量が高まっても、長期雇用は一部の企業で存続することが可能である。現在の調査環境では、「流動化」は１つの指標で測定されうるものではなく、有効な指標の蓄積によって総合的に判断するほかはない。この意味で本論文の貢献は、役職の収入への有意な効
果を長期雇用存続の１つの指標として捉えることにある。また、30 年弱にわたる時代効果をとらえるために、「社会階層と社会移動調査」1975 年調査（以下、SSM75 とする）と「社会階層と社会移動調査」1975 年調査（以下、SSM95 とする）を利用して時点間の比較を行う。日本の雇用構造の長期的な変化をとらえると同時に、企業と労働者間に生じる長期雇用の評価について１つの材料を提示することになる。

２．データと変数
本論文で分析に使用するのは、「生活意識に関する全国調査：日本版 General Social
Survey」の 2002 年 version3（以下、JGSS-2002 とする）である。標本サイズは 5000 人（回収数 2953 人、回収率 62.3％）である。さらに、本論文では、JGSS データとの調査時点間の比較分析をおこなうために、「社会階層と社会移動調査」の 1975 年（以下、SSM75 とする）と 1995 年男性 A 票（以下、SSM95 とする）のデータを使用する。それぞれ標本サイズ
は 4001 人（回収数 2724 人、回収率 68.1％）と 2016 人（回収数 1248 人、回収率 61.9％）である。JGSS は、調査データを共有財産とするデータ･アーカイヴの動向と長期的な国際比較調査の設計という２つの背景によって東京大学社会科学研究所と大阪商業大学によって 1999 年以降毎年実施されている個票レベルの全国標本調査である。他方、SSM は 1955
年以降 10 年ごとに、社会学者によって行われている個票レベルの全国標本調査である。基
本的な調査法、標本、就労あるいは社会階層に関する項目については、JGSS と SSM は極めて親近性の高い調査である。決定的な違いは、JGSS 調査の内容では幅広い意識項目に重点が置かれているのに対して、SSM では詳細な職業経歴（Occupational Career）の情報と職業威信スコア（Occupational Prestige Score）に関する情報が詳細に収集されている。ま-137-

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た JGSS では調査開始当初（1999 年）から女性票が収集されているのに対して、SSM では
1985 年の第４回調査以降になって女性票が収集されている。しかし、本分析では SSM75 との比較を目的の一つとしているので、女性票は扱わない。さらに、本分析では自営業・自由業者、家族従業者などを分析から除外して雇用者のみを扱っている。自営業などは賃金の決定メカニズムが雇用者と異なっていることがわかっているが、依然として適当な分析モデルが見つかっていない。また自営業・自由業者の役職を測るスケールが雇用者と同じとは考えられないためである。このようなセレクションの結果、本分析で使用したサンプ
ルは、JGSS-2002、SSM75、SSM95 それぞれ、763 名、1734 名、854 名である。
分析に使用する変数は、内生変数のグループとしては、教育（Education）、職業（First
occupation, Current occupation）、役職・ランク（Hierarchy）、そして収入（Income）がある。社会的な背景としての外生変数は、年齢（Age）、従業先規模（Size）、経験（Experience）、
そして結婚の有無（Marriage）などがある。
教育変数（Education）は、最後に通った教育段階とその卒業の有無の確認を組み合わせ
ることによって年数を計算している(3)。職業変数は職業（その数は、SSM で 289、JGSS は293）に対して SSM 調査で作成された職業威信スコア(4)をそれぞれ対応させ得点（標準得点+50）を用いる。役職・ランク（Hierarchy）は、従業上の地位について確認して、経営者・役員に「５」、部長（部長相当職）に「４」、課長（課長相当職）に「３」、係長（係長相当職）・職長・班長・組長に「２」、役職なしと役職はわからないものに「１」を与えた組織上の連続変数を与えている。
被説明変数となる収入（Income）は、本分析で用いるモデル（後述）の関係からすると、就労先で支払われている労働賃金（Earning）であることが望ましい。役職などの効果は、
就業先の労働賃金との関係でしか定式化できないためである。しかし、JGSS と SSM は共に「 昨 年 一 年 間 の 収 入 」 に つ い て の カ テ ゴ リ ー を 選 択 す る 方 法 を 採 用 し て い る (5) 。
Tachibanaki（1988）では、本分析同様に SSM75 を用いてモデル推定を行っているが、被説明変数である収入については、等間隔の１〜２１(6)のカテゴリーをそのまま分析に使用している。本分析では、収入カテゴリーに金額の中央値をあてている。さらに、各調査の最上位の収入カテゴリーには、予備項目として金額を聞いているので収入の分布は右側に伸
びたものになっている。そのため、その金額も含めて収入値を対数化して分析に使用している。
また、役職（Hierarchy）変数の使用にあたっては次のような困難と曖昧性がある。まず、JGSS と SSM 両方の調査には職業分類に「管理職」と呼ばれる分類がある。職業カテゴ
リー上の「管理職」は、議員あるいは法人・団体の役員・管理職員を指している。通常、
JGSS あるいは SSM の分析結果ではこうした層を管理職と呼んでいる。すでに示したように、
本論文では、企業組織における階層的な地位の名称を役職と呼んでいる。この点を留意されたい。つぎに、従業上の地位で自営業・自由業と回答したものは分析対象には含まれて-138-

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いない。共同経営者であり役員をしている場合などであっても、回答者本人が自分を自営
業・自由業と位置づけているものは分析から排除している。なかでも SSM75 においては、従業上の地位の分類に、「学校長・教頭・研究所長・病院長など」と「主任研究員・技師長・編集長・室長など」がある。どのような理由からこうしたカテゴリーが調査票の内容とは別に作成されたのかはわからない。本分析では、前者を部長（部長相当職）にし、後者を課長（課長相当職）に再割当した(7)。さらに、こうした役職は、従業している企業規模あるいは団体のもつ特質によってそれぞれ異なった権力構造を持っていることは想定しやすい。本分析ではこの点をほとんど考慮していない。JGSS 調査の「管理職」については、職業コーディングの段階で一部は考慮しているので（西村・石田 2001）、職業威信スコアには反映しているが、残念なことに役職には反映していない。

３．分析モデル、投入変数の相関、社会的背景と教育
本論文で用いるモデルは、社会学では非常によく使われる完全逐次パス・モデルを使う（Blau and Duncan, 1967）。ここでは、従属変数と各独立変数間の関係を通常の OLS（最小二乗法）によって推定した重回帰分析と、社会的背景、教育、初職、現職、役職、そして収入における変数間の先行性と因果関係を想定したモデルによって推定を行う（図１）。

図１a complete recursive model

教

育

現

職

社会的背景
収

初

職

役

入

職

主な変数における各変数間の相関係数は、調査データごとに表１a、表１b、表１c として示した。各表から確認できる変数間の相関の傾向はほとんど同じである。1995 年において、父主職と教育、父主職と現職、父主職と役職の相関関係は一時的に高くなっている。
また、現職と収入、役職と収入の相関係数はどの調査時点でも高く、表１a では.453 と.463、
表１b では.402 と.539、表１c では.442 と.491 である。教育と収入の相関関係は長期的に高くなっている反面（1975 年で.207、1995 年で.235、2002 年で.384）、経験年数と収入の相関関係は小さくなっている（.141、.253、.086）。さらに、現職と役職との関係も３時点で徐々に小さくなっている。

-139-

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表２は、完全逐次モデルを推定する前に、このモデルでは排除する教育達成に対する社会的背景の影響についてみたものである。非標準化係数の値から、教育達成に対する社会的背景の重要さが３つの調査から安定的に確認できる。親の教育レベル、父親の職業、そして SSM75 と JGSS-2002 では 15 歳時の暮らし向きが本人の教育達成に有意な影響を与えている。また、教育達成に対する母親の教育レベルの効果は、SSM95 でのみ小さくなっている。また教育達成に対する父主職の効果が SSM95 でのみ高くなっている。３時点間の比較をすると、SSM95 時点での社会的背景の効果に時代的な変動があったのかもしれない。

表1a

主要投入変数の相関（SSM75)
父主職

父主職
教育
現職
役職
経験
結婚ダミー
従業先規模
収入

表1b

教育

1.000
0.289 ** 1.000
0.259 ** 0.336 **0.235 ** 0.106 **0.012-0.586 **0.069 ** -0.189 **0.090 ** 0.224 **0.221 ** 0.207 **

現職

役職

経験

結婚ダミー 従業先規模

収入

1.000
0.566 ** 1.000
0.017
0.242 ** 1.000
0.092 ** 0.231 ** 0.487 ** 1.000
0.143 ** -0.102 ** -0.023
0.044
1.000
0.453 ** 0.463 ** 0.141 ** 0.323 ** 0.177 ** 1.000

主要投入変数の相関係数（SSM95）
父主職

教育

現職

役職

経験

結婚ダミー 従業先規模

収入

1.000
父主職
0.406 ** 1.000
教育
0.353 ** 0.418 ** 1.000
現職
0.253 ** 0.194 ** 0.451 ** 1.000
役職-0.091 * -0.445 ** -0.025
0.260 ** 1.000
経験-0.103 ** 0.070 * 0.295 ** 0.536 ** 1.000
結婚ダミー -0.033
0.227 ** 0.072 * -0.131 ** -0.130 ** -0.006
1.000
従業先規模 0.067
0.202 ** 0.235 ** 0.402 ** 0.539 ** 0.253 ** 0.446 ** 0.222 ** 1.000
収入

表1c

主要投入変数の相関係数（JGSS-2002）
父主職

教育

現職

役職

経験

結婚ダミー 従業先規模

収入

1.000
父主職
0.283 ** 1.000
教育
0.245 ** 0.371 ** 1.000
現職
0.130 ** 0.103 ** 0.322 ** 1.000
役職-0.086 * -0.414 ** -0.013
0.408 ** 1.000
経験-0.0470.130 ** 0.279 ** 0.506 ** 1.000
結婚ダミー 0.004-0.0830.032
1.000
従業先規模 0.080 * 0.111 ** 0.129 ** -0.074
0.115 ** 0.384 ** 0.442 ** 0.491 ** 0.086 * 0.343 ** 0.151 ** 1.000
収入

-140-

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表２

教育達成への社会的背景の影響
教育
SSM75
B

父 教 育
母 教 育
父 主 職
暮し向き

0.199
(7.160)0.320(9.069)0.024(3.605)0.334(3.533)

SSM95
β
0.228
0.285
0.093
0.087

B
0.171
(3.983)0.163(3.064)0.064(5.983)-

5.119
constant
0.290
R2
2.321
S.E
1292
N
注：カッコ内はｔ値

JGSS-2002
β
0.214
0.157
0.241
-

6.343
0.264
2.354
621

B
0.162
(3.750)0.249(4.958)0.032(2.483)0.352(3.482)

β
0.211
0.264
0.100
0.128

6.657
.290
2.124
558

４．パス･モデルの解析
4.1

３時点における変化

ここでは社会的背景から教育達成と社会的地位達成の媒介を因果構造に想定しながら、収入に対する影響をまったく同一のモデルで比較する。図２から図４は、1975 年、1995
年、そして 2002 年の３時点において収入の決定がいかなる要因によって影響を受けたのかを完全逐次パス・モデルを想定して推定したものである。図中の実線は５％水準で有意な標準回帰係数を示し、破線は有意でない結果を示している。また、図の下にはモデルで算出されるすべての標準回帰係数と決定係数をそれぞれ示してある（表３、表４、表５）。投入変数間の相関係数については、表１a、表１b、表１c を参照して欲しい。
はじめに、27 年間の間の変化についてみる。第一に、父主職からの直接効果（現職、役職、収入）は徐々に消失した。第二に、1995 年には、一時的に父主職−教育−初職の効果（直接・間接）が高まった。第三に、初職−現職の直接効果と現職−役職の直接効果は高いレベルで安定した因果関係をもっている。さらに第四に、現職−収入の直接効果に比べて、役職−収入の直接効果が 1995 年以降高まっていることが確認できる。

4.2

1975 年の収入決定における規定要因

1975 年の時点では、収入の決定係数は R2＝.273 であり、父主職、本人の教育、職業が収入の分散の約４分の１にあたる 27％を説明している。
収入に対する因果効果の大きさを検討していくと、役職からもっとも大きい効果（.291）
がみられる。また現職も同程度の大きい効果（.241）をもつ。これは Tachibanaki(1988)
が SSM75 を使用して分析した効果と同じものであろう。さらに社会的背景要因（階層要因）-141-

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である父主職の効果は、それほど大きくないものの教育年数と同等の効果を持つ（それぞれ.076、.077）。ただし、初職からの直接効果は観察されなかった。階層要因よりも現職とそれに付加的な役職を高めることの効果が顕著になっている。

図２

教

完全逐次モデル（SSM75）

育

.28
9

.138

現

.094

職

.484
.077

.241

父 主 職
.076

収

-.104
.14
8

初

.340

.291

.14
5

職

-.189

入

.666

役

職

表３ 完全逐次モデル
父主職
教育年数
本人初職
本人現職
役職（Hierarchy）

対数所得
注：

4.3

0.289
0.148
0.094
0.145
0.076

教育年数 本人初職 本人現職 役職（Hierarchy）
0.340
0.138
-0.1040.077

0.484-0.189(-0.002)

0.666
0.241

0.291

R2
0.084
0.167
0.343
0.363
0.273

カッコ内は有意でない

1995 年時の収入決定における規定要因

1995 年の時点では、収入の決定係数は R2＝.323 にまで向上し、説明力は 30％を超えている。因果関係の大きさを検討すると、この間の説明力の向上は、社会的背景要因、教育、初職の効果が有意でなくなり、さらに SSM75 では役職と同程度の効果をもっていた現職の効果の半減（.241 から.131）を考慮しても余りある役職の直接効果が増大したことによる（.291 から.460 へ）。収入と役職の相関係数も SSM75 から SSM95 にかけて.463 から.539
へと高くなっている。このことから、1995 年時点では、収入の決定要因は、社会的背景、教育、初職の効果が消失し、役職の上昇の効果に集中するようになったということができるだろう。日本的雇用慣行の凋落が議論され、あらたな人事管理の模索がリストラの一環として盛んに議論されていたまさにその渦中にあって、収入の決定に役職の重要性が高まっていたのである。

-142-

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図３

教

完全逐次モデル（SSM95）

育

.40
6

.145

現

.156

職

.497
.131

父 主 職

収
.120

.408

初

表４

職

入

.460

.12
3

.575

役

-.337

職

完全逐次モデル（SSM95)
父主職

教育年数
本人初職
本人現職
役職（Hierarchy）

対数所得

教育年数 本人初職 本人現職 役職（Hierarchy）

0.406
0.120
0.156
0.123
(0.005)

0.408
0.145
(0.061)(0.061)0.497-0.337(0.049)

0.575
0.131

R

2

0.165
0.220
0.421
0.272
0.323

0.460

注：カッコ内は有意ではない

4.4

2002 年時の収入決定における規定要因

図４

完全逐次モデル（JGSS-2002）

教

育

.28
3

.137

現

職

.556
.215

.167

父 主 職

収
.20
0

初

.355

入

.422
.339

職

役

職

2002 年の時点では、収入の決定係数は R2＝.364 へとわずかに向上している。すなわち、
2002 年ではこのモデルで全体の３分の１以上を説明している。このモデルで７年の間に12％ほどの説明力が向上したことになる。因果関係の大きさを検討すると、社会的背景要因は有意でなく 1995 年の.005 から 2002 年の-.008 とほぼ変わらないため、この間の説明力の向上は、教育の直接効果の上昇であるとみなされる（1995 年の 0.061 から 2002 年の-143-

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0.215）。1995 年には有意な効果ではなかった教育の効果が非常に大きな効果をもたらし、説明力の向上に寄与したのである。この変数間の相関係数も 1995 年の.235 から 2002 年の.384 へと改善されている。

表５ 完全逐次モデル（JGSS-2002)
父主職
教育年数
本人初職
本人現職

0.283
0.200
(0.042)
役職（Hierarchy (0.056)(-0.008)
対数所得
注：

教育年数 本人初職 本人現職 役職（Hierarchy）
0.355
0.137
(0.040)
0.215

0.564
(-0.099)(0.020)

0.339
0.167

0.422

R2
0.080
0.207
0.420
0.101
0.364

カッコ内は有意ではない

５．まとめ
本分析を要約する。まず、全体について 30 年ほどの変化をみると、第一に、教育達成に対する社会的背景の効果（父教育、母教育、そして父主職の３つ）は安定的であるが、父主職のみを取り上げて社会経済的達成への効果をみると徐々に消失している。第二に、入職後の効果（初職−現職の直接効果、現職−役職の直接効果）は安定している。第三に、現職と役職・収入との関係は低下している。
つぎに収入を説明するモデルについてみると、決定係数は、2002 年まで高くなりこのモデルの説明力が高まっている。なかでも収入に対する役職の直接効果は 1975 年がもっとも低く、2002 年の役職の直接効果はもっとも高い。2002 年のデータでの説明力の向上は、この役職の直接効果の寄与が大きいことによるが。しかもその他の社会的背景などはほぼ消失しているため、ほぼ役職単独の効果と考えられる。
このモデルの時点間の比較によって、1975 年から 2002 年の間に、社会的背景から教育
達成、教育達成から社会的地位達成という因果関係の想定が社会を説明できなくなっていることが予想される。父主職−教育−初職−現職−役職−収入というように、すべての因果関係の連鎖から構成されていたモデルの説明力は低下し、辛うじて個々の変数間のつながりによってモデルが維持されているのである。細かくみると、社会的背景・初職から年収へのパスは消失し、教育から役職・収入へのパスも不安定な因果関係をもっている。一
方で初職−現職のパスと現職−役職のパスは安定しているものの、収入への役職の直接効
果だけがこのモデルを支えている。すなわち、役職の収入に対する直接効果が安定しているのである。この結果は、長期雇用存続の一つの証拠と考えられるが、肥大化している BB（ベビー･ブーマー）世代の分布上の偏重も考慮しなくてはならないだろう。控えめに次のようにいえるだろう。収入の上昇は企業組織における階層上昇−役職につくこと−によって生じる可能性が高い。

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なお、本稿における SSM データ使用については、SSM 調査委員会の許可を得ている。

[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）。データの入手先は、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・アーカイブである。

[注](1) この論に従えば、当然、短期的な業績の報酬を将来に担保することから、中途退職者へは未払い分が生じると考えることもできる。しかし、この未払い分においては、訓練投資費用あるいは賞与などに還元されている部分もある。厳密には、この査定の長期的な部分については実態がほとんどわかっていない。
(2) この数値は就労者だけに限っていないため、たとえば、女性の回答の比率に夫の働き方への期待が含まれている可能性を排除できない。
(3) 「最後に通学した学校」と「卒業」、「中退」、そして「在学中」の組み合わせによって再コードした。「中退」の場合は、その前段階の学校卒者として再コードし、卒業した学校の教育年数に変換して分析に使用した。
(4) 1975 年と 1995 年の調査時のものを使用、JGSS には 1995 年のスコアを使用。
(5) この質問では労働賃金以外の収入も含めて回答を求めている。また、税・保険料の差引き前の額である。利子・賃収、株配当などが含まれている可能性があるため、労働による収入よりも余分に計測している可能性がある。さらに、収入カテゴリーの選択であるため、額としてはカテゴリーの中央値を採用している。JGSS では「なし」「70 万円未満」「70〜100 万円未満」「100〜130 万円未満」「130〜150 万円未満」「150〜250 万円未満」「250〜350
万円未満」「350〜450 万円未満」「450〜550 万円未満」「550〜650 万円未満」「650〜750 万円未満」「750〜850 万円未満」「850〜1,000 万円未満」「1,000〜1,200 万円未満」「1,200〜1,400 万円未満」「1,400〜1,600 万円未満」「1,600〜1850 万円未満」「1,850〜2,300 万円未満」「2,300 万円以上」の 19 カテゴリーである。SSM75 では、「25 万円未満」「50 万円
位（25〜75 万円未満、以下略）」「100 万円位」「150 万円位」「200 万円位」「250 万円位」
「300 万円位」「350 万円位」「400 万円位」「450 万円位」「500 万円位」「550 万円位」「600万円位」「650 万円位」「700 万円位」「750 万円位」「800 万円位」「850 万円位」「900 万円
位」「950 万円位」「1,000 万円以上」の 21 カテゴリーである。なお、21 番目のカテゴリー
は、金額記入により、1,000 万円、1,200 万円と 2000 万円となる。SSM95 は、「なし」「70-145-

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万円未満」「100 万円位（70〜150 万円未満、以下略）」「200 万円位」「300 万円位」「400 万円位」「500 万円位」「600 万円位」「700 万円位」「800 万円位」「900 万円位」「1,100 万円
位」「1,300 万円位」
「1,500 万円位」
「1,700 万円位」
「2,000 万円位」
「2,300 万円以上」の17 カテゴリーである。なお、17 番目以降は、金額の記入から「2,550 万円位」、「4,050 万円位」「7,050 万円位」を新たにカテゴリー化している。
(6) Tachibanaki(1988)では、「１年間の総年収は、おのおののグループにおいて等しい収入の重さをもつ 20 のグループによって分類されている」とし、その 20 のグループに１〜20 の値を当てている。しかし、SSM75 は 21 の収入カテゴリーをもち、21（高収入者）については、金額を確認し、そのアフター・カテゴリー化をしている。Tachibanaki(1988)は、この層を無視しているのかもしれない。
(7) Tachibanaki(1988)では、分析から排除されている。

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