Discussion Paper Series

University of Tokyo

Institute of Social Science
Panel Survey
東京大学社会科学研究所 パネル調査プロジェクト
ディスカッションペーパーシリーズ

自営業者の福祉国家への支持はコロナ禍を経て変化したのか？
――東大社研若年・壮年パネルデータの分析から――
Did the self-employed workers change their support for the welfare statethrough the COVID-19 crisis?

仲修平・永吉希久子（明治学院大学社会学部・東京大学社会科学研究所）

Shuhei NAKA, Kikuko NAGAYOSHIMarch 2024
No. 178

東京大学社会科学研究所
INSTITUTE OF SOCIAL SCIENCE UNIVERSITY OF TOKYO

東京⼤学社会科学研究所パネル調査プロジェクト
ディスカッションペーパーシリーズ No.178
2024 年 5 ⽉
自営業者の福祉国家への支持はコロナ禍を経て変化したのか？
──東大社研若年・壮年パネルデータの分析から──
仲修平（明治学院⼤学社会学部）
永吉希久⼦（東京⼤学社会科学研究所）
要旨
新型コロナウイルスの感染拡⼤は，雇⽤労働に⽐べて社会的保護が限定的な⾃営業においてより⼤きな経済的な打撃をもたらしていたことがわかっている．コロナ禍においては⾃営業者の経済的リスクへの対応として，各種の給付⾦制度が創設された．このような状況
は，⾃営業者の福祉国家の役割に対する態度を変える可能性がある．しかし，コロナ禍における⾃営業者の経済的不安の⾼まりや，経済的⽀援の制度を利⽤した経験が，その態度に及ぼした影響はよくわかっていない．そこで本稿では，コロナ禍前後において，所得格差の是正や⾃助努⼒への⽀持が正規雇⽤労働者に⽐べて⾃営業者で変化していたのかを，東⼤社
研パネル調査を⽤いて検討する．
分析の結果，主に以下の点が明らかとなった．第１に，個⼈事業主と雇⼈のいる⾃営業主の福祉国家の役割に対する⽀持は他の就業形態（正規雇⽤，⾮正規雇⽤，無職）と⽐べて変化がより⼤きくなっていた．ただし，個⼈事業主と⾃営業主の変化の⽅向性は異なっている
点に特徴があった．所得格差の是正に対する⽀持について，個⼈事業主は賛成へ変化する傾向であるのに対して，⾃営業主は反対へ変化する傾向であった．第 2 に，コロナ禍における経済的な不安の⾼まりや経済的⽀援を受けた経験は福祉国家の役割への⽀持にわずかに影響を及ぼしていたが，その影響は限定的なものであった．
謝辞
本研究は，⽇本学術振興会（JSPS）科学研究費補助⾦・特別推進研究（25000001, 18H05204），
基盤研究（S）（18103003, 22223005）の助成を受けたものである．東京⼤学社会科学研究所（東⼤社研）パネル調査の実施にあたっては，社会科学研究所研究資⾦，株式会社アウトソ
ーシングからの奨学寄付⾦を受けた．パネル調査データの使⽤にあたっては東⼤社研パネル運営委員会の許可を受けた．また，本稿に対して貴重なコメントをしてくださった東⼤社
研パネル研究会の出席者の⽅々に感謝したい．

1

1 研究の背景
新型コロナウイルスの感染拡⼤は，サービス産業を中⼼に企業の経営状況を⼤幅に悪化させた．2020 年のはじめから，資⾦繰りが悪化した企業の数が好転した企業の数を⼤きく
上回り，その後回復するものの，⼩規模事業者ではコロナ禍以前の⽔準には戻っていなかった（中⼩企業庁 2022）．他⽅で，企業の倒産数は低⽔準にとどまっており，その原因として
公的な資⾦繰りの⽀援策の影響が指摘されている（中⼩企業庁 2022: 25）．具体的には，国レベルでは持続化給付⾦や家賃⽀援給付⾦，無利⼦・無担保での融資などが，⾃治体レベルでも休業補償や固定費の補助などが実施された（宮津 2021）．コロナ禍は⾃営業者の経済的リスクへの対応として，直接的な現⾦給付が⾏われたという点で，新しい状況であったと⾔えよう．では，⾃営業者の経済的リスクの⾼まりと，直接的な経済的⽀援を受けた経験は，⾃営業者の福祉国家への⽀持に影響を与えたのだろうか．これを明らかにすることが，本研究の⽬的である．
福祉国家への⽀持を扱う福祉意識（welfare attitudes）研究において，⾃営業者は福祉国家の不⽀持層であると考えられてきた（Brooks and Svallfors, 2010; Iversen and Soskice 2001;
Kuivalainen and Erola, 2017; Langsaether and Evans 2020; Svallfors, 1997, 2011）．しかし，⾃営業者の福祉国家への⽀持は他の階層以上にマクロレベルでの経済状況の影響を受け，不況期においては⽀持が⾼まることも⽰されている（Bonoli et al. 2022; Kuivalainen and Erola 2017;
Sachweh 2018）．この点を踏まえれば，新型コロナウイルスの感染拡⼤が⽣じさせた経済状
況の悪化は，⾃営業者の福祉国家への⽀持に影響を与えたと考えられる．ただし，⾃営業は安定性や規模等について内部の異質性が⾼い（Jansen 2019; 仲 2018; Sachweh 2018）ため，これらの要因によってリスク下での反応が異なる可能性がある．
本研究ではこれらの点を考慮し，同⼀の対象者に繰り返し調査を実施する縦断調査デー
タを⽤いて，⾃営業者の福祉国家への⽀持がコロナ禍を経て変化したのか，その変化は経済的な影響と公的な経済⽀援を受けた経験とどのように関連するのかを検証する．その際，雇⽤者のいる⾃営業主と個⼈事業主を区別することにより，⾃営業者の中での経済的安定性の違いがもたらした，福祉国家への⽀持の変化の異質性についても検討する．
2 先⾏研究福祉意識研究では，福祉国家への⽀持を規定する重要なメカニズムとして，⾃⼰利益がある（Iversen and Soskice 2001; Jæger 2006; Mehlkop and Neumann 2012; Rothstein 1998）．つまり，福祉国家を維持するための負担よりも恩恵が上回る層は⽀持し，負担が利益を上回る層では⽀持しないというように，福祉国家にかかわる利害が⽀持を規定するというメカニズムが想定される．このような⾃⼰利益からの説明は，しばしば階級と福祉国家⽀持を結びつけ

2

るものとして⽤いられてきた．⾃営業者は⼯場や店舗などの資本を保有しているため，資本家階級の⼀つとして位置付けられ，実際に労働者よりもサービスクラスやノンマニュアル層と近い態度を⽰すことが確認されてきた（Brooks and Svallfors 2010; Iversen and Soskice
2001; Kuivalainen and Erola 2017; Svallfors 1997, 2011）．
福祉国家と関わる⾃⼰利益はマクロレベルの要因によっても影響を受ける．例えば，マク
ロレベルでの経済状況の悪化は，経済的リスクを⾼めるため，政府が国⺠の⽣活を保護する
必要性の認識を⾼め，福祉国家への⽀持を⾼めると考えられる（Blekesaune 2007; Jæger 2013;
Sachweh 2018）．先⾏研究では，⾃営業者の再分配政策への⽀持が他の階層以上に経済的シ
ョックに影響を受けることが指摘されている（Bonoli et al. 2022; Kuivalainen and Erola 2017;
Sachweh 2018）．ただし，こうした変化が何によって⽣じたのかについては，⾒解が分かれている．⼀⽅では⾃分⾃⾝の経済的リスクの認識が⽀持を⾼めたと指摘され（Bonoli et al.
2022; Sachweh 2018），他⽅では⾃分⾃⾝のリスクを超えた受益層への共感の⾼まりから説明されている（Kuivalainen and Erola 2017）．
⾃営業者の福祉国家への⽀持を考える際に，⾃営業者内部の異質性を考慮する必要があ
る（Sachweh 2018）．Jansen（2017）は 1980 年代から多くの先進国で旧来⾃営業の⼤部分を構成していた農家や⼩規模経営者，商店主の割合が低下し，雇⼈のいない個⼈事業主の割合が⾼くなってきたことを指摘する．彼らは雇⽤契約を結んで働いていないものの，実際には企業に柔軟な労働⼒として⽤いられており，「不安定性」，「⾮⾃発性」，「依存性」の⾯で他の⾮典型的な雇⽤と類似の⽴場に置かれる（Jansen 2017: 313）
．したがって，伝統的な⾃営業とは福祉国家にかかわる利害が異なり，福祉国家により⼤きな恩恵を⾒出している可能性がある．
上記を踏まえれば，以下の仮説が⽴てられる．
仮説 1：新型コロナウイルス感染症の拡⼤前後で，個⼈事業主は，雇⽤者のいる⾃営業主以上に，福祉国家への⽀持が⾼まる．
仮説２：⾃営業者の福祉国家への⽀持の⾼まりは，経済的不安を経験した層で⽣じている．
仮説 3：⾃営業者の福祉国家への⽀持の⾼まりは，政府による経済的⽀援を受けた層で⽣じている．
これらの仮説をコロナ禍前後に⾏われたパネル調査データの分析から検証する．
3 ⽅法
3.1 データ
本稿の分析には，東京⼤学社会科学研究所パネル調査プロジェクトが実施している「働き3

⽅とライフスタイルの変化に関する調査」（通称「東⼤社研若年・壮年パネル調査」，JLPSYM）を⽤いる1．この調査は⽇本全国に居住する 20 歳から 40 歳までの男⼥を対象として，
層化⼆段無作為抽出によってサンプリングされたパネル調査である．2007 年から毎年追跡している調査で，2007 年（1 ⽉から 4 ⽉）
，2016 年と 2017 年（4 ⽉から 6 ⽉）を除いて各年1 ⽉から 3 ⽉が調査時期である．本稿では，2022 年（Wave16）調査までのデータを⽤いる
が，コロナ禍前後の状況に焦点を当てる分析では，2019 年，2020 年，2021 年を主に⽤いた．
これらの調査は，福祉国家に対する態度を継続的に聴取しており，コロナ禍前後に⽣じた態
度の変化を明らかにするという本研究の関⼼に適している．
上述の調査データに加えて JLPS-YM の⼀環として実施された「ウェブ特別調査」を⽤いる．この調査は，コロナ禍の⼈々の⽣活状況を把握することを⽬的の 1 つとして，2020 年
8 ⽉末から同年 11 ⽉上旬（多くの回答は 2020 年 9 ⽉から 10 ⽉に回収）までに実施されたものである2．調査の概要等は⽯⽥ほか（2021）を参照されたい．
主な分析対象の調査は，コロナ前とコロナ禍の変化を捉えるために 4 つのデータセットを統合したものである（2019 年，2020 年，2021 年の継続調査と 2020 年の特別調査）．本稿では「コロナ禍」での変化の特徴を確認するため，「コロナ前」に起きていた変化との⽐較を⾏う．
「コロナ前」の変化は 2019 年調査と 2020 年調査の間で⽣じた変化を意味する．それに対して，「コロナ禍」の変化は，2020 年 2 ⽉調査と 2021 年 2 ⽉調査の間で⽣じた変化とする．JLPS ではその間となる 2020 年 9 ⽉にコロナ禍の状況を把握する特別調査を⾏なっており，コロナ前からの情報と紐付けることができる設計となっている．
3.2 変数
被説明変数は次に⽰す 2 つの福祉国家の役割に対する⽀持である．第 1 に，「収⼊の多い⼈と少ない⼈の所得格差を縮めるのは政府の責任だ」（以下，所得格差の是正）に対する⽀持である．回答項⽬は，「賛成」「どちらかといえば賛成」「どちらともいえない」「どちらかといえば反対」「反対」の 5 件法である．ここでは格差是正を⽀持するほど値が⾼くなるよ
うにした連続変数（反対を 1，賛成を 5 とする）とする．第 2 に，「お年寄りや⼼⾝の不⾃由な⼈は別として，すべての⼈は社会福祉をあてにしないで⽣活しなければならない」（以下，⾃助努⼒）に対する⽀持である．変数の作成は上記と同様の⽅法である．
説明変数は，正規雇⽤，⾮正規雇⽤（臨時雇⽤，パート・アルバイト，契約社員，派遣社
員，嘱託社員を統合），個⼈事業主，⾃営業主，無職からなる就業形態である．個⼈事業主は従業上の地位に関して⾃営業主・⾃由業者に加えて経営者・役員を選択し，かつ事業規模が本⼈のみの場合である．⼀⽅，⾃営業主は従業員数が 30 ⼈未満の⾃営業主・⾃由業者，

1

調査の概要はプロジェクトのウェブサイトを参照されたい（https://csrda.iss.utokyo.ac.jp/socialresearch/JLPSYM/）．
2
ウェブ特別調査の企画・実施の背景として，「いかにして調査の持続可能性を保っていくか」という実務的な問題意識があったことが⽰されている（⽯⽥ 2024: 113）．

4あるいは経営者・役員とする．本稿の分析では，第 2 節で述べたように⾃営業の異質性を考慮するために，雇⽤労働者を雇う⾃営業主と個⼈事業主を区別し，その違いによる⽀持の変化の異質性を考慮する点に特徴がある．
コロナ禍における経済リスクの⾼まりを捉えるためにここでは特別調査に含まれている
2 つの変数を⽤いる．⼀つは経済的⽀援の利⽤の有無である．具体的には，「2020 年 3 ⽉から現在にいたるまで，あなたの世帯で以下のことがらのうちあてはまるものはありますか」という質問項⽬のうち，「その他の給付⾦を申請した（臨時特別給付⾦，持続化給付⾦，家賃⽀援給付⾦など）」を選択した場合を 1，選択していない場合を 0 とするダミー変数である．もう⼀つは，収⼊の減少に伴う⽣活への⽀障（調査時点の 8 ⽉から 11 ⽉）を測定した
経済的不安の有無である3．その項⽬について「不安あり」を選択した場合を 1，「不安なし」
を選択した場合を 0 とするダミー変数とした．
そのほかの統制変数として，出⽣コーホート（1960 年代，1970 年代，1980 年代，1990 年
代⽣まれ），性別（男性，⼥性），最終学歴（中学校・⾼等学校，専⾨学校・短期⼤学・⾼等専⾨学校，⼤学・⼤学院）を⽰すダミー変数を⽤いる．
3.3 分析⼿法
分析には多項ロジットモデルを使⽤する（4.2 と 4.3 では被説明変数をカテゴリカル変数として扱うが，その作成⽅法は後述する）．まず，就業形態の違いがコロナ前とコロナ禍における所得格差の是正に対する⽀持の変化にどのような影響を及ぼしたのかを推定する．
より具体的には，⽀持の変化がなかった場合を基準カテゴリとして，賛成への変化と反対への変化に対する就業形態の係数を算出し，その値（特に，正規雇⽤と⽐べた場合の個⼈事業
主と⾃営業者の係数）をコロナ前とコロナ禍で⽐較する．続いて，就業形態の影響がコロナ
禍における各個⼈の状況によって異なっているのかを検討するために，就業形態と経済的不安・経済的⽀援との交互作⽤項を投⼊したモデルを推定する．この推定結果をよりわかりやすく解釈するために，交互作⽤項を含むモデルの結果の提⽰には予測確率を⽤いる．最後に，上述と同様の⽅法を⽤いて⾃助努⼒に対する⽀持の変化に関する分析を⾏う．
4 分析
4.1 福祉国家の役割に対する⽀持の平均的な傾向の推移（2007 年〜2022 年）
まず，所得格差の是正の⽀持に対する 2007 年から 2022 年までの趨勢を⾒ておきたい．
図 1 の左側は就業形態別に各年の平均値をプロットしたものである．
この図を⾒ると，就業形態間の平均値と布置関係はそれほど変化していないという意味
で安定的である．具体的には，各年の平均値は⾮正規雇⽤，無職，正規雇⽤，個⼈事業主，

3

調査では，緊急事態宣⾔下（4 ⽉〜5 ⽉）の経済的不安についても尋ねている．次節の分析に際しては両時期の経済的不安をそれぞれ投⼊してみたが，分析結果の傾向はほとんど変わらなかった．第 4 節では⼀度⽬の緊急事態宣⾔を経た後の経済的不安に焦点を当てるために調査時点の変数を⽤いる．

5

⾃営業主の順で，その関係が調査期間を通じておおむね継続している．ただし，⾃営業に着⽬すると個⼈事業主と従業員を雇っている⾃営業主では若⼲異なる傾向を⽰している．両者は調査開始の 2007 年から 2012 年まではほぼ同じ⽔準であるが，それ以降は個⼈事業主の平均値がわずかに上昇しているのに対して（⽀持する傾向），⾃営業主のそれは下降していることがわかる（⽀持しない傾向）．そのため，両者の差は拡⼤していた．

図 1 各調査年における福祉国家の役割に対する⽀持（平均値）

しかし，コロナ禍前後（2019 年以降）において，⾃営業主と個⼈事業主の⽀持に変化が⽣じている．個⼈事業主の平均値はコロナ前に低くなっていたが，2020 年から 2021 年のコ
ロナ禍に上昇して正規雇⽤の平均値とほぼ同⽔準になっている．それに対して⾃営業主の平均値はコロナ禍前後で上下した後に，2022 年では再び上昇に転じている．いずれも⼤きな変化とまでは⾔えないものの，他の就業形態の平均値に⽐べると，個⼈事業主と⾃営業主の平均値は相対的に変化が⼤きくなっている．また，その変化の仕⽅が両者の間で異なっていることが読み取れる．
続いて，⾃助努⼒対する⽀持の各年の平均値を確認する（図 1 の右側）
．⾃助努⼒の平均
値の趨勢は所得格差是正の⽀持の平均値と⽐べると，全般的に変化が⼤きいことがわかる．
就業形態別の平均値は調査年によって上下しているものの，⾃営業主と個⼈事業主の平均値が⾼く，⾮正規雇⽤，無職の平均値が低く，その間に正規雇⽤の値があるという布置関係となっている．ただし，個⼈事業主の平均値は調査年による変化が他の就業形態の平均値よ6

りも⼤きく，安定的な推移とはなっていない点に特徴がある．
また，コロナ禍前後を⾒ると，特に個⼈事業主と⾃営業主の平均値は変化していることがわかるが，両者の変化の仕⽅は若⼲異なっている．個⼈事業主の値はコロナ前に減少してコ
ロナ禍に上昇しているのに対して，⾃営業主の値は 2020 年から 2021 年にかけて減少し，その後にコロナ前の⽔準に近い値へ戻っている．
上述の通り，各年の平均値とその趨勢から判断すると，所得格差の是正と⾃助努⼒に対する⽀持は個⼈事業主と⾃営業主においてより変化していると⾔える．そしてその変化の⽅
向性は両者の間で⼀致しているわけではないことがわかる．
しかし，ここで⽰したのは平均的な傾向の推移であり，同⼀個⼈内での態度変化ではない．
そこで，4.2 では，コロナ禍前後での個⼈内の態度の変化を確認する．
4.2 コロナ禍前後における個⼈内の態度の変化（2019 年，2020 年，2021 年）
図 2 と図 3 は，所得格差の是正と⾃助努⼒に対する⽀持の変化を⽰したものである．こ
こでは，コロナ禍での変化の特殊性を⾒るため，新型コロナウイルスの感染拡⼤の直前である 2019 年から 2020 年にかけての変化と⽐較しつつ，2020 年から 2021 年への変化を捉える．本節以降の分析では，それぞれの態度について，「賛成」と「どちらかといえば賛成」
を統合して「賛成」，「どちらともいえない」，「どちらかといえば反対」と「反対」を統合して「反対」とする．また，それぞれの調査時点の差分をとり，賛成への変化，変化なし，反対への変化の 3 値とするカテゴリカル変数として扱う．
図 2 に基づくと，コロナ前の変化とコロナ禍での変化を⽐較した場合，所得格差の是正に対する⽀持の変化の仕⽅の違いは，正規雇⽤と⾮正規雇⽤に⽐べると個⼈事業主や⾃営業
主においてより⼤きいことが読み取れる．しかし，個⼈事業主と⾃営業主ではその内実が異なっている．両者はいずれも「変化なし」の⽐率が減少しているものの（それぞれ 4.4 と 4.2
ポイントの減少），「賛成への変化」と「反対への変化」のどちらが⾒られるかは逆になっている．個⼈事業主では賛成の⽐率が 5.6 ポイント増加しているのに対して，⾃営業主では 4.7
ポイントの減少となっている．他⽅，反対の⽐率は個⼈事業主と⾃営業主でそれぞれ 1.2 ポ
イントの低下と 8.8 ポイントの上昇となっている．つまり，⾮雇⽤労働という点は同じであるが，個⼈事業主と⾃営業主では所得格差の是正に対してはコロナ禍において異なる態度へと変化していることがわかる．
それ以外の就業形態ではコロナ前の変化とコロナ禍での変化には，それほど⼤きな違いはない．例えば，正規雇⽤と⾮正規雇⽤の賛成の⽐率はそれぞれ 1.3 ポイントの低下と 1.5
ポイントの増加とほぼ同⽔準となっている．それぞれの反対の⽐率は 1 ポイントと 3.3 ポイ
ントの低下であり，⽀持のあり⽅の変化は⼩さい．無職の⽀持は正規雇⽤や⾮正規雇⽤と同様に賛成と反対ともあまり変化していないことがわかる．これらの記述から判断する限り，個⼈事業主と⾃営業主の態度は他の就業形態と⽐べると，コロナ禍で変化を経験している
と⾔える．

7

24.2

23.3

22.5

22.4

20.8

60.5

59.1

55.6

61.6

16.3

18.4

22.0

正規雇用

19.3

無職

23.7

自営業

100.0
%
80.0

18.6
29.8

21.3

53.3

59.9

23.0

20.8

正規雇用

非正規雇用

60.0
50.0

56.3
45.6

57.6

40.0

20.0
25.8

17.5

24.6

25.1

21.1

2019 -> 2020

無職

自営業

個人事業

非正規雇用

個人事業

0.0

2020 -> 2021

反対

変化なし

賛成

25.2

21.3

20.4

49.2

51.7

57.4

56.9

23.8

23.1

21.3

22.7

21.1

非正規雇用

個人事業

自営業

無職

26.2

23.1

20.8

49.2

53.1

27.7

26.1

18.5

21.5

23.2

49.7

49.9

28.8

26.9

無職

26.9

正規雇用

100.0
%

自営業

図 2 コロナ禍前後における所得格差の是正に対する⽀持の変化

80.0

60.0
52.7

66.7

40.0

20.0
14.8

2019 -> 2020
反対

個人事業

正規雇用

非正規雇用

0.0

2020 -> 2021
変化なし

賛成

図 3 コロナ禍前後における⾃助努⼒に対する⽀持の変化

⼀⽅，⾃助努⼒に対する⽀持のコロナ前およびコロナ禍での変化を⽰したのが図 3 である．この図をみると，こちらの態度についても，個⼈事業主と⾃営業主では変化の仕⽅が異なっていることが読み取れる．まず，個⼈事業主では「変化なし」の⽐率の拡⼤を指摘でき8

る（57.4%から 66.7%へ）．その内実をみると，「反対」と「賛成」の⽐率がそれぞれ低下している（21.3%から 14.8%，21.3%から 18.5%へ）．それに対して，⾃営業主では「変化なし」の⽐率が減少している（56.9%から 49.7%）．その内実をみると，「反対」と「賛成」の⽐率
はそれぞれ 6.1 と 1.1 ポイントの増加である（それぞれ 22.7%から 28.8%，20.4%から 21.5%
へ）．この変化に基づくと，⾃助努⼒についてもコロナ禍を経て⽀持の変化の⽅向性が個⼈
事業主と⾃営業主の間で相違が⽣じていることを⽰している．
⾃助努⼒の⽀持については，他の就業形態においても変化が⾒られる．正規雇⽤と⾮正規雇⽤の賛成の⽐率は，それぞれ 3.8 ポイントと 4.4 ポイントの低下である．それに対して反対の⽐率は，それぞれ 3.9 ポイントと 3 ポイントの増加である．つまり，反対の⽐率は個⼈
事業主以外の就業形態では⾼まっている（無職では 5.8 ポイント増）．
4.3 多変量解析
本節では，⾃営業者はコロナ禍において福祉国家の役割への態度を変化させたのか，その変化の仕⽅は経済的不安の有無や経済的⽀援を受けた経験によって異なるのかを検討する．
以下では，所得格差の是正に対する⽀持（4.3.1）と⾃助努⼒に対する⽀持（4.3.2）についてそれぞれ分析した結果を⽰す．
4.3.1 所得格差の是正に対する⽀持
⾃営業者の所得格差の是正に対する態度は，コロナ禍前後においてどの程度変化したのだろうか．分析では正規雇⽤に⽐べて雇⼈のいない個⼈事業主と雇⼈のいる⾃営業主では⽀持の変化に対する効果がどのくらい異なっているのかに注⽬する．図 4 は，所得格差の是正の⽀持に対して「変化なし」を基準カテゴリとして，「賛成」と「反対」のそれぞれに対する多項ロジットモデルによる就業形態の係数の推定値を，コロナ以前の 2 時点での変化とコロナ禍での変化に分けて⽰したものである．分析結果については，コロナ前に⽣じた変化を確認した後に，コロナ禍に⽣じた変化を⾒る．そのうえで，両者を⽐較していく．なお，以降の多変量解析によるグラフは，統制変数（出⽣コーホート，性別，最終学歴）を含めたモデルの分析結果に基づいている．
まず，賛成への変化に対する結果を⾒ておきたい（図 4 の左側）
．この図を⾒ると，正規
雇⽤に⽐べて就業形態間の違いはそれほど明瞭ではなく，推定値の⽔準はコロナ前でも後でも⼩さい，すなわち就業形態間の差はほとんど変化していないことがわかる．個⼈事業主の推定値はいずれの時点においても正の符号（それぞれ 0.326 と 0.232）となっており，コロナ前から⼀貫して正規雇⽤よりも賛成を選択するようになりやすい傾向があるが，統計的に有意な値ではない．⾃営業主の推定値はコロナ前には負の符号（-0.032）だったものが，
コロナ禍では正の符号（0.135）となっているものの，顕著な傾向とは⾔えないことがわかる．
続いて，反対への変化に対する結果を⾒ると（図 4 の右側）
，個⼈事業主と⾃営業主では

9

2 つの期間での変化が逆⽅向であることがわかる．個⼈事業主の係数はコロナ禍前後で正の符号から負の符号（0.412 から-0.257）となっているのに対して，⾃営業主の係数は負の符号
から正の符号（-0.408 から 0.475）へ変化している．つまり，所得格差の是正に対する態度について，個⼈事業主ではコロナ前には正規雇⽤よりも反対する態度を選択する確率が上昇しやすかったものの，コロナ禍では上昇しにくかったのに対して（変化なしを選択する確率が上がる），⾃営業主ではむしろコロナ禍に正規雇⽤よりも反対を選択しやすい傾向となっている．個⼈事業主の推定値の 95%信頼区間はゼロをまたいでいるため，明瞭な結果とは⾔えないものの，⾃営業間において雇⼈がいるか否かによって⽀持の変化のあり⽅が異なりうることを⽰唆している．ただし，それは仮説 1 で想定した傾向と異なり，個⼈事業主
で効果が⼤きいというものではなく，逆の傾向がみられるという形での⽀持の変化の違いであった．
では，コロナ禍において就業形態間の影響の仕⽅は経済的不安の有無や経済的⽀援を受けた経験によって異なるのだろうか．以下は，コロナ禍での変化（2020 年から 2021 年への変化）に限定して，分析を⾏う．図 5 は，就業形態と経済的不安／経済的⽀援との交互作⽤項を含めたモデルにより推定し，その結果に基づいてそれぞれの態度に対する予測確率を⽰したものである．
まず就業形態と経済的不安との交互作⽤項を含むモデルの結果を確認したい（図 5 の上段）
．いずれの交互作⽤項も統計的に有意ではないものの，賛成への変化に対する予測確率
は個⼈事業主と⾃営業主では経済的不安を感じている⼈ほどわずかに⾼い値となっている．
その差は他の就業形態に⽐べると若⼲⼤きいが，顕著な違いとまでは⾔えない結果である（仮説 2 の想定通りの傾向だが，⽀持する判断には⾄らない）．
次に就業形態と経済的⽀援の利⽤との交互作⽤項を含むモデルの結果を⾒ておきたい（図 5 の下段）．賛成への変化を⾒ると，個⼈事業主では経済的⽀援を利⽤した⼈ほど賛成を選択する確率がわずかに低くなるのに対して，⾃営業主ではほぼ変わらない確率となっている．⼀⽅，反対に対する態度の予測確率を⾒ると，⾃営業主では経済的⽀援を受けた⼈の⽅が低い値となっている（交互作⽤項は統計的に有意）．他⽅，個⼈事業主では経済的⽀援を受けるか否かによって，その予測確率はほぼ変わらないことが⾒て取れる．ここから，⾃営業主と個⼈事業主で⽀援を利⽤したことによる態度変化の⽅向性は相反しており，個⼈事業主では積極的な⽀持からの撤退の傾向がみられるのに対し，⾃営業主は積極的な不⽀持からの撤退の傾向がみられる．つまり，仮説 3 で想定したような傾向ではなく，⾃営業の中でも個⼈事業主と⾃営業主で異なる傾向が⾒られた．

10

図 4 コロナ前後における就業形態の係数（被説明変数：所得格差の是正に対する⽀持）

正規

正規

⾮正規

⾮正規

個⼈事業

個⼈事業

⾃営業

⾃営業

無職

無職

正規

正規

⾮正規

個⼈事業

⾃営業

経済的不安

無

⾮正規

⾃営業

個⼈事業

経済的⽀援

無

無職

正規

⾮正規

個⼈事業

⾃営業

無職

無職

正規

⾮正規

個⼈事業

⾃営業

無職

有

有

図 5 就業形態と経済的不安・経済的⽀援との交互作⽤項を含めたモデルによる予測確率11

4.3.2 ⾃助努⼒に対する⽀持
では，⾃営業者の⾃助努⼒に対する態度は正規雇⽤のそれと⽐べてコロナ禍前後においてどの程度変化していたのだろうか．以下では 4.3.1 の分析と同様の枠組みで検討した結果を確認する．図 6 は，⾃助努⼒に対する⽀持を被説明変数とする多項ロジットモデルによる就業形態の推定値をコロナ前の変化とコロナ禍での変化で⽐較したものである．
⼀⽬してわかるのは，賛成と反対への変化に対する就業形態による影響の違いはそれほ
ど⼤きくないことである．ただし，個⼈事業主と⾃営業主の推定値の変化の仕⽅は若⼲異なっている．賛成への変化を⾒ると（図 6 の左側）
，個⼈事業主の推定値の符号は負のままであるのに対して（-0.560 -> -0.302），⾃営業主のそれは負から正へ変化している（-0.229 ->0.238）．いずれの推定値も統計的には有意ではないものの，正規雇⽤と⽐べるとコロナ禍の
⾃営業主は⾃助努⼒に対する⽀持を選択しやすい傾向になったと⾔える．他⽅，反対への変化を⾒ると（図 6 の右側）
，個⼈事業主の推定値は負の符号がより⼤きくなっているのに対して（-0.286 -> -0.646），⾃営業主のそれは負から正へ変化している（-0.042 -> 0.106）．
これらの分析結果から判断できることは限定的ではあるが，⾃営業主についてはコロナ
禍の⽅が⾃助努⼒に対して中間的な回答をしにくくなり，賛成，あるいは反対の態度を選択する傾向へ変化していると⾔える．逆に，個⼈事業主についてはコロナ禍において少なくとも⾃助努⼒に対して反対を選択する確率が下がる（変化なしを選択しやすい）傾向である⼀⽅，賛成を選択しやすくなっているわけでもないため，態度を保留する傾向が強まったことを⽰唆している（図 3 で⽰したように個⼈事業主では「変化なし」の⽐率がコロナ前の 57.4%
から 66.7%となっていたことと関係しているだろう）．
最後に，就業形態と経済的不安／経済的⽀援との交互作⽤項を含めたモデルの分析結果を⾒ておきたい．まず，就業形態と経済的不安との交互作⽤項が統計的に有意であったのは反対に対する⾃営業主の係数であった（図 7 の上段）
．つまり，正規雇⽤に⽐べて⾃営業主
では経済的な不安を感じた⼈ほど⾃助努⼒に対して反対を選択する確率が下がる傾向を意
味する．その傾向は個⼈事業主においてもわずかに⾒られるが，明瞭な違いとは⾔えない．
それに対して，賛成への態度については経済的不安の有無による相違はほぼ⾒られない．
他⽅，就業形態と経済的⽀援との交互作⽤項はいずれも顕著な傾向は⾒られないが，賛成への態度については経済的⽀援を受けた⼈ほど賛成を選択する確率がわずかに⾼い傾向である．その傾向は個⼈事業主や⾃営業主だけではなく他の就業形態においても観察されるため，⾃営業に特有の傾向とはまでは⾔えないだろう．いずれにしても，JLPS のデータで確認する限り，コロナ禍における経済的なリスクの⾼まりや経済的⽀援を受けた経験によって⾃助努⼒への態度を⼤きく変化させたような傾向とはなっていないことがわかった．

12

図 6 コロナ前後における就業形態の係数（被説明変数：⾃助努⼒に対する⽀持）

正規

正規

⾮正規

⾮正規

個⼈事業

個⼈事業

⾃営業

⾃営業

無職

無職

正規

正規

⾮正規

個⼈事業

⾃営業

経済的不安

無

⾮正規

⾃営業

個⼈事業

経済的⽀援

無

無職

正規

⾮正規

個⼈事業

⾃営業

無職

無職

正規

⾮正規

個⼈事業

⾃営業

無職

有

有

図 7 就業形態と経済的不安・経済的⽀援との交互作⽤項を含めたモデルによる予測確率

13

5 考察
本稿の⽬的は，コロナ禍において⾃営業者の経済的リスクの⾼まりと，経済的⽀援を受けた経験が，福祉国家の役割への態度に影響を及ぼしたのかを，東⼤社研パネル調査によって明らかにすることであった．具体的には，所得格差の是正や⾃助努⼒への⽀持が正規雇⽤労働者に⽐べて⾃営業者において変化していたのかを検討した．その際，⾃営業の中でも本⼈のみで事業を⾏う個⼈事業主と従業員を雇う⾃営業主とを区別し，経済的な安定性の違い
による⽀持の変化の異質性を考慮した．
分析の結果，主に以下の点が明らかとなった．第１に，コロナ禍直前の 2019 年から 2020
年にかけての変化と⽐較しつつ，コロナ禍の 2020 年から 2021 年への変化を⾒ると，コロ
ナ禍での個⼈事業主と⾃営業主の福祉国家の役割に対する⽀持は他の就業形態（正規雇⽤，
⾮正規雇⽤，無職）と⽐べて変化がより⼤きくなっていた．ただし，個⼈事業主と⾃営業主の変化の⽅向性は異なっている点に特徴があった．所得格差の是正に対する⽀持について，
個⼈事業主は賛成へ変化する傾向であるのに対して，⾃営業主は反対へ変化する傾向であった．⾃助努⼒に対する⽀持は前者で反対への変化が減少しているのに対して，後者で反対への変化が増加していた．
第２に，多変量解析による分析では，正規雇⽤に⽐べて⾃営業特有の顕著な傾向が⾒られたとまでは⾔えない結果であった．所得格差に対する賛成への変化について，個⼈事業主と⾃営業主の推定値はコロナ禍前後でほとんど変化していなかった．ただし，第１の点で指摘したように個⼈事業主と⾃営業主では異なる変化がわずかに観察された．⼀⽅，反対への変化については，個⼈事業主はコロナ禍では正規雇⽤と⽐べて明確な⽀持の変化の違いが⾒られなかったのに対して，⾃営業主ではコロナ禍に正規雇⽤者と⽐べてより反対を選択しやすくなっていた．
第３に，コロナ禍における経済的な不安の⾼まりや経済的⽀援を受けた経験は福祉国家の役割への⽀持に⼤きな影響を及ぼしているわけではなかったが，態度変化の⽅向性は個⼈事業主と⾃営業主では相反していた．個⼈事業主では経済的⽀援を利⽤することで積極的な⽀持からの撤退が⾒られるのに対して，⾃営業主では積極的な不⽀持から撤退する傾向が⾒られた．
本稿の先⾏研究に対する⼀つの貢献として，コロナ禍において福祉国家の役割に対する⽀持の変化が⾃営業の中でも個⼈事業主と⾃営業主の間で異なっていた点を⽰したことにある．ではなぜ両者の間で⽀持のあり⽅は異なる⽅向性だったのだろうか．この点は，先⾏研究で⽰されてきた⾃⼰利益仮説（再分配政策からの利益と負担のバランスから福祉国家への⽀持が規定されるという説）から⼀つの説明があり得る．
とりわけ，⾃営業主において所得格差の是正に対する反対への変化が⾒られたが，その傾向は⾃営業主にとっては従業員に対する負担がより重くなるという判断が背景にあったの

14

かもしれない．それに対して個⼈事業主が⽀持する⽅向であるのは，⾃らの負担が経済的な危機に際して受益に直結するために⾃営業主とは異なる傾向となっていた可能性がある．
また，⾃営業主の格差是正への不⽀持は経済的な不安のない層と経済的な⽀援を受けていない層で⾼いため，コロナ危機を乗り切れるだけの事業基盤の安定している層が負担増を忌避していた可能性も考えられるだろう．逆に，個⼈事業主ではコロナ禍の状況にかかわらず不⽀持に回りにくいため，そもそもの経済的な脆弱性の⾼さにより，不安を感じていなくても福祉国家による制度的な保護の必要性を認識していたこともあり得るだろう．
しかしながら，上述の説明が妥当であるのかについてはさらなる検討が必要である．本稿の分析では「コロナ禍」の影響を捉えるために，コロナ直前（2019 年から 2020 年）とコロ
ナ禍（2020 年から 2021 年）に着⽬したが，変化の趨勢を⾒極めるためにはもう少し⻑い期間が必要となる．というのも，福祉国家の役割に対する個⼈事業主と⾃営業主の間で⽰された異なる傾向は，時間が経つにつれてより鮮明に現れる可能性が考えられるためである．とりわけ，個⼈事業主ではコロナ禍による影響の程度や回復の仕⽅が職業や学歴によって異なりうることが⽰されており（仲 2023），そのことが所得格差の是正や⾃助努⼒に対する態
度の変化に及ぼすことが予想される．
本稿の分析は探索的な検討にとどまっているが，⾃営業者に対する社会的な保護のあり⽅をめぐる国際的な議論に対して，⽇本の事例から発信できる余地は⼤いに残されていると考えている．本稿を⼀つの⼟台としてさらなる研究に発展させたい．
［⽂献］
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15

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16

［Appendix］
4.3 の分析では，福祉国家の役割に対する態度を主にカテゴリカル変数として扱ったが，所得格差の是正や⾃助努⼒に対する⽀持は 5 件法の連続変数としても扱うことができる（値が⼤きくなるほど⽀持する）．ここでは補⾜的な分析として，各調査年の両変数を被説明変数とする最⼩⼆乗法（OLS）を施した結果を⽰しておきたい．
まず所得格差の是正に対する⽀持の結果を確認する（補論表１）．正規雇⽤労働者を基準
カテゴリとすると，⾃営業主・個⼈事業主は負の符号（⽀持しない傾向）となっているのに対して，⾮正規雇⽤労働者や無職は正の符号（⽀持する傾向）となっていることがわかる．
ただし，⾃営業主と個⼈事業主の係数は各地点において異なる変化であることが読み取れる．具体的には，2019 年と 2020 年の値を⾒ると，⾃営業主の係数は-0.324 と-0.198 である
⼀⽅，個⼈事業主の係数は-0.233 と-0.317 となっている．それに対してコロナ禍の 2021 年を確認すると，両者の係数はそれぞれ-0.387 と-0.038 である．2022 年の値の絶対値は 2021
年に⽐べると若⼲⼩さくなっているものの，同様の傾向が続いていると判断できる．これらの結果は，4.3.1 で⽰した結果とおおむね整合的であると⾔える．
補論表１ 所得格差の是正に対する⽀持を被説明変数とする OLS の推定結果

2019

2020

2021

2022

B

S.E.

B

S.E.

B

S.E.

B

S.E.

-0.002-0.002-0.001-0.0020.000-0.002-0.001-0.0020.121**-0.0310.079*-0.0320.118**-0.0330.065+-0.034

専門学校

0.004

-0.0440.004-0.045-0.036-0.046-0.063-0.046

高専・短大-0.136**-0.051-0.155**-0.051-0.156**-0.054-0.098+-0.053

大学・大学院-0.172**-0.036-0.112**-0.037-0.095*-0.039-0.090*-0.039自営-0.324*-0.137-0.198-0.135-0.387**-0.137-0.217-0.134

非正規

0.127**-0.0370.075*-0.0380.147**-0.0400.096*-0.040個人事業主-0.233-0.151-0.317*-0.145-0.038-0.142-0.033-0.140無職

0.077+-0.041

0.058-0.0440.141**-0.0470.155**-0.048切片

3.458**-0.0683.454**-0.074

3.337**-0.0803.427**-0.082

年齢
男性
女性
中学・高校

正規

調整済みR2

0.019

0.009

0.016

0.008

n

4,595

4,191

3,906

3,873

（注）+: p<0.1, *: p<0.05, **: p<0.01

17続いて，⾃助努⼒に対する⽀持を被説明変数とする OLS による結果も確認しておきたい（補論表 2）．⾃営業主と個⼈事業主の係数は，正規雇⽤との差異は顕著ではないものの，
正の符号（⽀持する傾向）となっているのに対して，⾮正規雇⽤と無職の係数はいずれの地点においても負の符号（⽀持しない傾向）であることがわかる．⾃営業主と個⼈事業主の係数の⽔準と変化に着⽬してみると，その内実は両者の間で異なっていることがわかる．⾃営業主の係数は 2019 年と 2020 年ではほぼ変化していないが，2021 年でゼロに近づいている（2022 年では元の値に近い）．それに対して各調査年の個⼈事業主の係数は，0.006 -> -0.218-> 0.014 -> 0.116 となっている．つまり，コロナ直前の調査では⾃助努⼒を⽀持しない⽅向であったものが，コロナ禍を経て⽀持する⽅向へと緩やかに変化していることがわかる．いずれも正規雇⽤との差異は顕著ではないものの，⾃営業主と個⼈事業主では⾃助努⼒に対する態度とその変化の仕⽅も異なっている可能性を⽰唆している．
補論表２ ⾃助努⼒に対する⽀持を被説明変数とする OLS の推定結果

2019

2020

2021

2022

B

S.E.

B

S.E.

B

S.E.

B

S.E.

0.008**-0.0020.005**-0.0020.004*-0.0020.007**-0.002-0.120**-0.034-0.042-0.035-0.088*-0.037-0.063+-0.036

専門学校-0.023-0.048-0.004-0.048-0.110*-0.051-0.035-0.050

高専・短大-0.027-0.0550.018-0.054-0.021-0.0580.082-0.056

大学・大学院-0.063-0.040-0.060-0.040-0.120**-0.042-0.104*-0.042

自営

0.192-0.151

0.197-0.1440.063-0.1480.216-0.140-0.097*-0.041-0.141**-0.040-0.144**-0.043-0.110**-0.042

個人事業主

0.006

-0.166-0.218-0.1590.014-0.1560.116-0.149無職-0.172**-0.045-0.171**-0.047-0.203**-0.051-0.260**-0.051

切片

3.043**-0.0753.130**-0.0803.181**-0.0882.988**-0.088

年齢
男性
女性
中学・高校

正規
非正規

調整済みR2

0.015

0.009

0.012

0.018

n

4,767

4,310

4,065

3,981

（注）+: p<0.1, *: p<0.05, **: p<0.0118東京大学社会科学研究所パネル調査プロジェクトについて
労働市場の構造変動、急激な少子高齢化、グローバル化の進展などにともない、日本社会における就業、結婚、家族、教育、意識、ライフスタイルのあり方は大きく変化を遂げようとしている。これからの日本社会がどのような方向に進むのかを考える上で、現在生じている変化がどのような原因によるものなのか、あるいはどこが変化してどこが変化していないのかを明確にすることはきわめて重要である。
本プロジェクトは、こうした問題をパネル調査の手法を用いることによって、実証的に解明することを研究課題とするものである。このため社会科学研究所では、若年パネル調
査、壮年パネル調査、高卒パネル調査、中学生親子パネル調査の４つのパネル調査を実施している。

本プロジェクトの推進にあたり、以下の資金提供を受けた。記して感謝したい。

文部科学省・独立行政法人日本学術振興会科学研究費補助金
基盤研究 S：2006 年度～2009 年度、2010 年度～2014 年度 基盤研究 C：2013 年度～
2016 年度 特別推進研究：2015 年度～2017 年度 若手研究 A：2015 年度～2018 年度
基盤研究 B：2016 年度～2020 年度 特別推進研究：2018 年度～2024 年度
厚生労働科学研究費補助金
政策科学推進研究：2004 年度～2006 年度
奨学寄付金
株式会社アウトソーシング（代表取締役社長・土井春彦、本社・静岡市）：2006 年度
～2008 年度

東京大学社会科学研究所パネル調査プロジェクト
ディスカッションペーパーシリーズについて
東京大学社会科学研究所パネル調査プロジェクトディスカッションペーパーシリーズは、
東京大学社会科学研究所におけるパネル調査プロジェクト関連の研究成果を、速報性を重視し暫定的にまとめたものである。

東京⼤学社会科学研究所 パネル調査プロジェクト
http://ssjda.iss.u-tokyo.ac.jp/panel/