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

世代間移動の閉鎖性は上昇したのか
Did the Barriers to Intergenerational Mobility Increase?

石田浩（東京大学社会科学研究所）

Hiroshi ISHIDA
November 2008
No.17

INSTITUTE OF SOCIAL SCIENCE

東京大学社会科学研究所
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.17
2008 年 11 月

世代間移動の閉鎖性は上昇したのか石田要約

浩（東京大学社会科学研究所）

本稿では、世代間の階層移動の機会に関して近年閉鎖性が上昇し階層格差の固定化傾向があるという議論を取り上げ、それを最新の社会調査データを用いて検証した。具体的には、初職時点で上層ホワイトカラー階層（専門・管理職）への入職に関して、父親が同じ上層ホワイトであることの影響力に近年増大傾向があるのかを検討した。さらに専門・管理職である上層ホワイトカラー階層だけでなく、半熟練、非熟練のマニュアル労働者（非熟練ブルー）の世代間再生産についても検証した。初職の時点での上層ホワイト階
層と非熟練ブルー階層の入職について言えば、最近の格差拡大論で声高に唱えられてきた階層の閉鎖性上昇を裏打ちする強固な実証的な知見は発見されなかった。分析から導きだされる結論は、父階層の影響力は（少なくとも男性については）一貫して高く、階層構造は継続して閉鎖的であり、とりわけ格差が最近になって拡大したわけではなく格差はずっと存在し続けている、というものであった。

付記

SSM 調査データの使用にあたっては、2005 年 SSM 研究会の許可を得た。
「働き方とライフスタイルの変化に関する全国調査」の使用は、東京大学社会科学研究所パネル調
査プロジェクトの許可を得た。2005 年 SSM 研究会のメンバーからは貴重なコメントをいただいた。記して感謝したい。

１. はじめにバブル崩壊後、日本社会では階層や格差についての関心が飛躍的に高まってきている。
特に、階層移動の機会に関しては、「格差の拡大」や「閉鎖性の上昇」という形で取り上げられてきた。階層移動に関して最も注目を浴びた社会学的研究は、佐藤俊樹の『不平等社会日本』（2000）であろう。佐藤によれば、1990 年代にはそれ以前と比べホワイト雇用上層（専門・管理階層）の世代間閉鎖性が上昇し、父親がホワイト雇用上層であることが息子も同じ階層に到達するためには、より重要になってきてことを指摘した。その結果、知的エリートが再生産され、生まれによる格差が続く「努力してもしかたがない」（佐藤 2000:
128）社会に変容したと解釈している。
しかしこの階層の固定化と階級社会の到来という知見に対しては、その後多くの社会学
者が疑問を呈している（例えば、盛山 2000，2003; 橋本 2001，2006; 石田 2002）。盛山（2000）は、知的エリートの再生産が強まり不平等時代がやってきたという主張は、分析対象となっているサンプル数が少なく十分な証拠が乏しく、「物語」に過ぎないとする。
また、知的エリートの再生産が学歴を媒介としているという主張についても、学歴を通した継承性が高まったわけではないことを、同じ 1995 年の社会階層と社会移動調査データを用いて実証している（盛山

2003）。橋本（2001，2006）によれば、佐藤が「知的エリート」と見なしたホワイトカラー雇用上層は、実は知的エリートとは呼べない中小企業の経営者が多くを占め、資本家経営者層で再生産が高まっていることを指摘している。石田（2002）は、佐藤の分析結果と時代の対応性の問題について取り上げ、1995 年の調査で40 歳の時点でホワイト雇用上層に到達した人々は、1990 年代よりずっと以前にホワイト
雇用上層に到達しており、1990 年代に閉鎖性が上昇したとは考えにくいことを指摘した。
佐藤（2000）の研究以外にも、世代間の階層閉鎖性について検証した論文は多い。原・盛山(1999)、石田(2000)、鹿又（2001）などの研究は、戦後日本の世代間移動のパターンは安定しており、大きな変動は見られないことを報告している。最も新しい 2005 年社会
階層と社会移動調査を用いた分析でも、1955 年から 2005 年にかけての長期的なトレンドを分析しながら、世代間移動の流動性が近年顕著に低下しているという知見は発見されていない（三輪・石田

2008;

Ishida and Miwa 2008）。

2000 年代にはいってからは、消費パターンと意識の傾向から「下流社会」（三浦 2005）が提唱され、インセンティブ(苅谷 2001)や希望（山田 2004）といった意識の面にわたる
格差が拡大していることが指摘されてきた。インセンティブ、希望、コミュニケーション能力などが出身家庭の環境により格差がみられ、またそれらを欠如したもの同士が家庭を築くことで、階層の固定化と「格差の悪循環」（山田・伊藤 2007）という負の連鎖が懸念されている。2007 年の全国調査では、「日本の所得格差は大きすぎる」とする意見に対し-1-

て 75 パーセントの回答者が「そう思う」と答えている。回答分布を詳細に調べると、学歴、階層間で回答が異なっていることがわかる。大学・大学院の学歴がある回答者の間では 67 パーセントが同意しているが、中卒・高卒レベルでは 81 パーセントと高くなる。専門・管理階層では 69 パーセントが同意しているのに対し、非熟練ブルーカラー階層では82 パーセントが同意している。さらに同様の調査では「所得格差が大きいことは、日本の繁栄に必要である」という意見についても尋ねている。この質問については同意した回答
者は全体の 14 パーセントに過ぎず、階層にかかわらず 48 パーセントの回答者が「そう思わない」、38 パーセントが「どちらともいえない」と回答している1。現代日本社会には、
大きな格差があるがあると認知されているが、それが一般に肯定されているわけではないことを物語っている。
本稿では、このような格差拡大と階層固定化に関する議論が大きくクローズアップされた時代に実施された全国調査データを用い、この時期に果たして世代間移動の流動性が低
下し、階層固定化傾向が見られるのかを検証する。本稿で用いる 2005 年社会階層と社会移動（SSM）調査と 2007 年働き方とライフスタイルの変化に関する全国調査（JLPS）は、1990 年代以降に格差問題が大きくクローズアップされた時代の職歴データを提供している。この貴重なデータを用いて、この時期に果たして世代間移動に関する格差は拡大したのか、格差生成のメカニズムは変化したのか、といった課題に検討を加える。
最後に、本研究では専門・管理職である上層ホワイトカラー階層（上層ホワイト）だけ
でなく、半熟練、非熟練のマニュアル労働者（非熟練ブルー）の世代間再生産についても検証する。近年の格差問題の議論では、最も恵まれた階層の閉鎖性だけでなく、貧困の連鎖などと言われる最も恵まれない階層での再生産に注目が集まっており、技術や熟練が蓄積されない単純マニュアル労働者の世代間の継承が強まっているのかを検証してみることにする。

２. データと変数
本稿で用いられるデータは、2005 年社会階層と社会移動（SSM）日本調査と 2007 年働
き方とライフスタイルの変化に関する全国調査（JLPS）である。SSM データで分析対象としたのは、対象となった 20-69 歳のすべての回答者を取り上げ、入職年度別のコーホー
トをつくりトレンドを分析した。JLPS データでは、若年調査（20-34 歳）と壮年調査（35-40
歳）を合体し、入職年度によりコーホートを区別して分析した。
分析のために以下の変数を構築した。まず世代間移動を測定するために、父親の階層と1

2007 年働き方とライフスタイルの変化に関する全国調査の結果に基づいている。

-2-

回答者の階層に関して、従業上の地位、職業、役職、企業規模の質問項目を用いて EGP
階 層 分 類 を 作 成 し た （ Erikson, Goldthorpe, ane Portocarero 1979, Erikson andGoldthorpe 1992）。分析では、以下の EGP6 分類を使用する。上層ホワイト（専門・管理）階層、下層ホワイト（事務・販売）階層、自営、農業、熟練ブルー、半・非熟練ブルーの
6 つの階層である2。学歴は SSM 学歴分類を用い、中学・高校レベル、短大・高専レベル、大学・大学院レベルの３つを区別している。
従属変数は、初職の時点での上層ホワイトあるいは非熟練ブルーへの入職であり、それぞれ独立して分析した3。マクロな経済状況の変動を捉えるために、４つの時期区分をしている。初職の入職年度を、1975 年以前、1976－1985 年度、1986－1995 年度、1996－2005
年度の４つの時期に区別している。1996－2005 年度から 10 年ごと（最も古い年度は 10
年以上の期間を含む）の４つに区分したのは、1996－2005 年度は 2005 年 SSM データでしか得られない情報であり、それ以前の 1995 年 SSM 調査では分析することが不可能であった時点であることによる。つまり前回の SSM 調査以降に発生したイヴェントを対象とした年度を設定し、この時期がそれ以前とどのように異なるかを検証することを目的として区別している。さらに 1996－2005 年の期間は、バブル経済がはじけ日本が深刻な不況期に陥った時期とほぼ対応している。経済成長率の変化ではなく、新規学卒採用率などの労働市場の指標でみると、不況の影響が如実に現れてくるのが 1995 年以降の新卒者である。1986－1995 年の年度は、バブル経済の絶頂期を中心とする時期に対応する。1976－
1985 年の時期は、1973 年 11 月のオイルショック以後の低成長期の時代であり、それ以
前は戦後の高度経済成長の時代と対応している。これら４つの時代における初職への入職を区別し、時代ごとに父階層と上層ホワイトあるいは非熟練ブルーへの入職の関連が異なるのかを検証する。JLPS では対象者の年齢が 40 歳までのため、1985 年以前に入職した
回答者は限られているため、1986－1995 年度と 1996－2005 年度の 2 つの時期だけを取り上げた。
分析手法は、ロジット分析を用いている。初職が上層ホワイト階層か否か、あるいは非熟練ブルー階層か否かを従属変数として、2 項ロジット分析を行った。

３. 分析
はじめに、初職の時点で上層ホワイト階層に入職した人々とそれ以外の階層に入職した
2 上層ホワイト（専門・管理）のカテゴリーは佐藤（2000）のホワイト雇用上層とほぼ対応している。
3 今までの先行研究でも取り上げられてきたマクロな労働市場状況の影響を検証するため、入職年度の失業率と出生コーホートの 18 歳時点での大きさ（3 年間の中学校卒業数）を統制変数にいれたが、有意な効果が見られなかったため表では割愛した。（黒澤・玄田 2001、石田 2005）。

-3-

人々の違いに着目しよう。表 1 は、男性サンプルについて初職が上層ホワイト階層か否かを従属変数とした 2 項ロジット分析の結果を示した。上段が SSM の結果、下段が JLPSの結果を示した。モデル(1)は父階層と年齢、年齢２乗のみを独立変数としたものである。
初職上層ホワイトへの入職のしやすさは、父親が上層ホワイトの場合、父親が非熟練ブルーカラー（基準カテゴリー）に比べ、SSM では約 6 倍（e1.812）高く、JLPS では約 3 倍（e1.098）
高い。年齢項がプラス、年齢 2 乗項がマイナスとなっており、年齢上昇とともに上層ホワ
イトへの入職確率が上昇する傾向がある。これは年齢の高い入職者は、高学歴である確率が高いためであり、学歴をコントロールすると年齢効果が消滅する（モデル(4)参照）。
モデル(2)は、初職の入職年度を導入したモデルである。父階層の効果は依然として高く有意である。入職年度の効果は、入職年度間の学歴構成の違いを代替している部分がある
ので若干過大に推定されているが、1976 年以降のホワイトカラー職の拡大を反映して直近の年度ほど入職確率が高くなる傾向がある。モデル(3)は、父階層（父親が上層ホワイト）と入職年度の交互作用を追加したモデルである。SSM の結果では、1986－95 年入職は1996－2005 年入職（基準カテゴリー）に比べ父階層の効果が低い（-0.301）が、統計的に有意ではない。JLPS の結果でも、1986－95 年入職は 1996－2005 年入職（基準カテゴリー）に比べ父階層の効果が低い（-0.164）。しかし、どちらも統計的に有意ではないので、直近の 1996-2005 年度入職はそれ以前の入職と比べ、父階層の効果が大きく上層ホワイト
階層の閉鎖性が上昇したと言い切ることはできない。
モデル(4)は、学歴変数を追加したものである。学歴は出身階層、年齢、入職年度にかかわらず初職での上層ホワイト入職の確率を高める。係数は大きくプラスであるので、中学・高校レベル（基準カテゴリー）に比べ、短大・高専レベル、大学・大学院レベルの学歴があると上層ホワイトに入職しやすい。父階層の効果は、学歴を経由した間接効果を除いたものである。学歴をコントロールする前と比較すると、父階層が上層ホワイトの効果は、3 割程度低下する（SSM の場合には 1.537 から 1.014、JLPS の場合には 1.020 から 0.719）。
しかし、残りの 7 割弱は、学歴にかかわらず上層ホワイトの父親をもつ息子は上層ホワイ
トの初職のつきやすいことを示している4。
表２は、女性サンプルについて初職が上層ホワイト階層か否かを従属変数とした 2 項ロ
ジット分析の結果を示した。上段が SSM の結果、下段が JLPS の結果である。モデル(1)から年齢と年齢 2 乗項のみを統制したとき、父親が上層ホワイトであると娘が初職で上層ホワイトに入職する確率は、父親が非熟練ブルーカラーである場合に比べ、SSM では 2倍（e0.701）高く、JLPS では 1.6 倍（e0.473）高い。男性に比べると、父階層の効果は半分4 ここでの学歴は、高校、短大、大学という３つの縦のレベルの学歴しか区別していない。専門学

校などの学歴、大学と大学院の区別、同じ大学内のランクによる相違など、より洗練された学歴変数を構築すれば、学歴を通した間接効果は上昇し、直接効果は減少する。

-4-

ほどであるが、統計的に有意な効果であることから、女性の場合でも職業達成に関して父親の階層の影響があることがわかる。
モデル(2)は、初職の入職年度をコントロールした。父階層の効果はほとんど変化がなく依然として有意である。男性の場合と同様に、入職年度の係数はマイナスであることから、以前の年度ほど上層ホワイトに入職する比率が低く、最も直近の 1996－2005 年度で最も高い。モデル(3)は、父階層（父親が上層ホワイト）と入職年度の交互作用を追加したモデルである。SSM の結果では、最も昔の 1975 年以前の入職の場合には、父階層が上層ホワイトである効果が統計的に有意に高い（0.801）ことがわかるが、1986－95 年入職は 1996
－2005 年入職（基準カテゴリー）に比べ父階層の効果が高い（0.378）が、違いは統計的に有意ではない。JLPS の結果でも、1986－95 年入職は 1996－2005 年入職（基準カテゴリー）に比べ父階層の効果が高い（0.230）が、違いは有意ではない。つまり直近の 1996-2005
年度入職に、上層ホワイト階層の閉鎖性が上昇したというよりも、どちらかと言えば、上層ホワイト効果は、減少傾向にあることを示唆している。
モデル(4)は学歴を追加したものだが、男性の場合と同様に短大・高専学歴、大学・大学
院学歴は、女性の上層ホワイト入職確率を大きく上昇させる。そして父上層ホワイトの効
果は学歴をコントロールすることによりほぼ消滅することから、父上層ホワイトの娘が上昇ホワイトに入職しやすいのは、娘の学歴が相対的に高いことに起因していることがわかる。
次に初職の時点から非熟練ブルーカラー階層に入職した人々とそれ以外の階層に入職した人々の違いに着目しよう。表３は、男性サンプルについて、初職が非熟練ブルー階層
か否かを従属変数とした 2 項ロジット分析の結果を示した。上段が SSM の結果、下段がJLPS の結果を示した。モデル(1)は父階層と年齢、年齢２乗のみを独立変数としたもので、初職非熟練ブルーへの入り易さは、父親が非熟練ブルーの場合、父親が上層ホワイト（基準カテゴリー）に比べ、SSM では約 3 倍（e0.974）、JLPS では約 2 倍（e0.765）高い。違いは統計的に有意である。年齢項がマイナス、年齢 2 乗項がプラスとなっているので、年齢が若いほど初職非熟練ブルーに入職し易く、年齢上昇とともに入職確率が低下する傾向がある。表 1 の場合と同様に、これは年齢の高い入職者は、高学歴である確率が高いためであり、学歴をコントロールすると年齢効果が消滅する（モデル(4)参照）。
モデル(2)では、初職の入職年度を追加したが、父階層の効果にはほとんど変化がない。
入職年度の効果を見ると、古い年度で入職し易く新しい年度で入職しにくいことがわかる。
これは新しい年度の方が高学歴者をより多くふくんでいるためである。モデル(3)は、父階層（父親が非熟練ブルー）と入職年度の交互作用を追加した。SSM の結果を見てみよう。
すべての年度でマイナスの係数となっているので、1996－2005 年入職（基準カテゴリー）
は以前の年度に比べ父階層（父親が非熟練ブルー）の効果が高いことがわかる。特に一番-5-古い 1975 年以前に初職についた対象者と比較すると父階層の効果が（10%の水準で）有意に高い（-1.164）。JLPS の結果を見ると、1996－2005 年度の効果（0.618）は 1986-1995
年度よりもわずかに高い（0.015）が、統計的に有意ではない。これらの結果は、最も恵まれない非熟練ブルーカラーの世代間閉鎖性が高まっている可能性を示唆しているが、断定的な結論を下すことはできない。
モデル(4)は、学歴変数を追加したものである。より高い学歴（特に大学・大学院レベル）は、出身階層、年齢、入職年度にかかわらず初職が非熟練ブルーである確率を低める。
学歴をコントロールすることにより、非熟練ブルー父階層の効果は低下するが、SSM では
依然として有意である。このことは、学歴にかかわらず出身階層が初職時点で再生産されていく傾向のあることが確認された。
表４は、女性サンプルについて初職が非熟練ブルーカラー階層か否かを従属変数とした
2 項ロジット分析の結果を示した。上段が SSM の結果、下段が JLPS の結果である。モデル(1)から年齢と年齢 2 乗項のみを統制したとき、父親が非熟練ブルーカラーであると娘が初職で非熟練ブルーカラーに入職する確率は、父親が上層ホワイト（基準カテゴリー）である場合に比べ、SSM では 3.6 倍（e1.294）高い。しかし、JLPS では同様の値は、1.3倍（e0.247）であり、統計的に有意ではない。JLPS では父親が熟練ブルーカラー、農業、自営であると父親が上層ホワイト（基準カテゴリー）である場合に比べ、非熟練ブルーカ
ラーに入職する確率は約 2 倍（e0.650）高い。SSM でも自営、農業、熟練ブルーの値は高く有意であるので、初職で非熟練ブルーカラーに入職する確率は、ホワイトカラー以外の階層出身者の間で高いことがわかる。
モデル(2)は、初職の入職年度をコントロールしたものであるが、父階層の効果には変化が見られない。SSM では入職年度の係数はすべてマイナスであることから、以前の年度ほ
ど非熟練ブルーカラーに入職する比率が低く、最も直近の 1996－2005 年度で最も高い。
モデル(3)は、父階層（父親が非熟練ブルーカラー）と入職年度の交互作用を追加したモデルである。SSM の結果では、最も昔の 1975 年以前の入職の場合には、父階層が非熟練ブ
ルーカラーである効果が統計的に有意に高い（1.134）ことがわかるが、1986－95 年入職
は 1996－2005 年入職（基準カテゴリー）に比べ父階層の効果がわずかに低く（-0.027）、違いは統計的に有意ではない。JLPS の結果でも、1986－95 年入職は 1996－2005 年入職（基準カテゴリー）に比べ父階層の効果が低く（-0.550）、違いは有意ではない。つまり直近の 1996-2005 年度入職に、非熟練ブルーカラー階層の閉鎖性が上昇したという根拠は見出させない。
最後にモデル(4)は学歴を追加した。男性の場合と同様に短大・高専学歴、大学・大学院
学歴は、女性の非熟練ブルーカラー階層への入職確率を大きく低下させる。また父非熟練
ブルーカラー階層の効果は学歴をコントロールすることにより大きく低下することから、-6-

父非熟練ブルーカラーの娘が非熟練ブルーカラー階層に入職しやすいのは、娘の学歴が相対的に低いことに起因していることがわかる。

３. おわりに
本稿では、世代間の階層移動の機会に関して近年閉鎖性が上昇し階層格差の固定化傾向があるという議論を取り上げ、それを最新の社会調査データを用いて検証した。具体的には、初職時点で専門・管理職の上層ホワイトカラー階層への入職に関して、父親が同じ上層ホワイトであることの影響力に近年増大傾向があるのかを検討した。2005 年 SSM 調査と 2007 年 JLPS 調査を用いた実証分析の結果を要約したのが図１である。
図１は表１と表２に示された結果の中で、上層ホワイト階層の継承率、すなわち上層ホ
ワイト出身者が非熟練ブルーカラー階層出身者に比べ、初職時点で上層ホワイトへの入職のしやすさを示した対数オッズ比の係数（モデル(3)の値）をプロットしたものである。男性の値を実線で、女性の値を破線でしめした。SSM の分析結果は 4 時点、JLPS の分析結果は 2 時点の推計値がある。この図で注目するところは、1986-1995 年度から 1996-2005
年度の入職コーホートの比較である。直近の 1990 年代後半以降に格差拡大が見られるのかを検証する。男性の値を見ると、どちらの調査でも 1986-1995 年度から 1996-2005 年
度にかけて上層ホワイト階層の閉鎖性が若干上昇していることがわかる。しかしこの変化は小幅で統計的に有意ではない。しかも 1975 年以前の入職と比較すると 1996-2005 年度
は低水準にある。女性の場合を見ると、1986-1995 年度から 1996-2005 年度にかけて上層
ホワイト階層の効果は格差拡大議論とは反対の下降傾向がある。男性と同様に 1975 年以前の入職と比較すると 1996-2005 年度には、上層ホワイト階層の効果は有意に低い。
これらの結果は、近年上層ホワイトの世代間閉鎖性が上昇したという議論とは必ずしも整合的ではない。上層ホワイトの閉鎖性は、（特に男性の場合）一貫して高いレベルを維持しており、近年になって突然に閉鎖性が顕著になったわけではない。最近声高に語られる格差拡大論は、変化を強調するあまりそれ以前の歴然と存在していた格差の実態を過小評価する危険がある。
本稿では、上層ホワイトカラー階層だけでなく、半熟練、非熟練のマニュアル労働者（非熟練ブルーカラー階層）の世代間再生産についても検証した。図２は、図 1 と同じような形で、表３と表４に示された結果の中で、非熟練ブルーカラー階層の継承率、すなわち非熟練ブルー階層出身者が上層ホワイト階層出身者に比べ、初職時点で非熟練ブルーカラー
階層への入職のしやすさを示した対数オッズ比の係数（モデル(3)の値）をプロットしたものである。男性については、SSM 調査を用いた結果では、1986-1995 年度から 1996-2005
年度にかけて非熟練ブルーカラー階層の閉鎖性が上昇していることがわかる。1975 年以前-7-

から 1986-1995 年度までは、非熟練ブルーカラー階層の閉鎖性は高いレベルで均一であったのが、1996-2005 年度の時点ではさらに上昇している。しかし、JLPS 調査を用いた分析では同様の傾向は確認されず、1986-1995 年度から 1996-2005 年度にかけて非熟練ブルーカラー階層の閉鎖性はほぼ一定である。
女 性 に 目 を 移 す と 異 な っ た ト レ ン ド が 検 証 さ れ る 。 1976-1985 年 度 か ら 直 近 の1996-2005 年度までの 30 年間は非熟練ブルーカラー階層の閉鎖性はほぼ安定している。
1975 年以前の入職コーホートについてのみ、閉鎖性が有意に高かった。これらの結果を長期的な趨勢を考慮しながら総合的に判断すると、非熟練ブルーカラー階層の閉鎖性が近年高まっているという議論を強力に支持するものではない。近年の格差問題の議論では、最も恵まれた階層の閉鎖性だけでなく、貧困の連鎖などと言われる最も恵まれない階層での再生産に注目が集まっており、技術や熟練が蓄積されない単純マニュアル労働者の世代間の継承が強まっている危惧がある。SSM 調査の男性データについては、この議論とある程度の整合性があるが、女性のデータと JLPS 男性についていうと、この議論を支持する明
確な証拠を見出すことはできない。
初職の時点での上層ホワイト階層と非熟練ブルー階層について言えば、最近の格差拡大論で声高に唱えられてきた階層の閉鎖性上昇を裏打ちする強固な実証的な知見は発見されなかった。分析から導きだされる結論は、父階層の影響力は（少なくとも男性については）
一貫して高く、階層構造は継続して閉鎖的であり、とりわけ格差が最近になって拡大した
わけではなく格差はずっと存在し続けている、というものであった。

引用文献
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-8-Tokyo: The 2005 SSM Committee: 1-48.
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盛山和夫. 2000. 「中流崩壊は『物語』にすぎない」『中央公論』11 月号: 84-100.
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-9-

表１ 初職上層ホワイト階層への入職のロジット分析(男性）男性 SSM
モデル(1)
父階層(基準：非熟練ブルー）
上層ホワイト1.812 **下層ホワイト1.231 **
自営
0.858 **
農業
0.293
熟練ブルー
0.510
年齢
0.120 **
年齢2乗
-0.001 **
初職入職年度(基準：1996-2005）
1986-1995
1976-1985
1975以前
父階層と入職年度の交互作用
上層ホワイト*1986-1995
上層ホワイト*1976-1985
上層ホワイト*1975以前
学歴(基準：中学・高校）
短大・高専
大学・大学院
定数-4.315 **モデル(2)-2Log Likelihood
Cox & Snell R-square
ケース数

1576.594
0.087
2230

1660.009
0.052
2230

男性 JLPS
父階層(基準：非熟練ブルー）
上層ホワイト1.098 **下層ホワイト
0.296
自営
0.026
農業
0.437
熟練ブルー
0.509 *
年齢
0.335 *
年齢2乗
-0.003
初職入職年度
1986-1995
交互作用（父階層と入職年）
上層ホワイト*1986-1995
学歴
短大・高専
大学・大学院
定数-8.024 **モデル(3)モデル(4)

1.600 **
1.061 **
0.782 *
0.361
0.610 +
0.452 **
-0.004 **1.537 **
1.066 **
0.805 *
0.427
0.612 +
0.452 **
-0.004 **1.014 *
0.642 +
0.526
0.554
0.646 +
0.147 +
-0.001-1.865 **-3.328 **-5.187 **-1.754 **-3.382 **-5.286 **-0.480-1.205 *-2.233 **-0.3010.144
0.325-0.3770.000-0.035-16.509 **2.135 **
2.218 **
-6.381 **-16.610 **1573.680
0.088
2230

1387.997
0.161
2230

0.938 **
0.154
-0.0550.369
0.466 +
0.277 +
-0.0011.020 **
0.168
-0.0540.374
0.472 +
0.273
-0.0010.719
0.038-0.262
0.407
0.528
0.196
-0.001-1.089 **-1.019 **-0.260-0.164-0.323-8.581 **1.250 **
1.765 **
-6.119 *-8.560 **-2Log Likelihood
1737.540
1697.279
1696.819
Cox & Snell R-square
0.1
0.124
0.125
ケース数
1481
1481
1481
** 1%の水準で有意 * 5%の水準で有意 ＋10%の水準で有意-10-1587.626
0.184
1481

表２ 初職上層ホワイト階層への入職のロジット分析(女性）女性 SSM
モデル(1)
父階層(基準：非熟練ブルー）
上層ホワイト0.701 **下層ホワイト0.294
自営-0.006
農業
0.132
熟練ブルー
-0.037
年齢
0.169 **
年齢2乗
-0.002 **初職入職年度(基準：1996-2005）
1986-1995
1976-1985
1975以前
父階層と入職年度の交互作用
上層ホワイト*1986-1995
上層ホワイト*1976-1985
上層ホワイト*1975以前
学歴(基準：中学・高校）
短大・高専
大学・大学院
定数-4.315 **モデル(2)-2Log Likelihood
Cox & Snell R-square
ケース数2135.068
0.062
2550

2157.169
0.054
2550

女性 JLPS
父階層(基準：非熟練ブルー）
上層ホワイト0.473 *下層ホワイト
0.013
自営
0.074
農業
0.607 *
熟練ブルー
0.391 +
年齢
0.176
年齢2乗
-0.003
初職入職年度
1986-1995
交互作用（父階層と入職年）
上層ホワイト*1986-1995
学歴
短大・高専
大学・大学院
定数-3.822 +モデル(3)モデル(4)

0.612 **
0.217
-0.0530.108-0.046
0.283 **
-0.003 **

0.270
0.207
-0.0430.158-0.0410.291 **
-0.003 **-0.359-0.196-0.2790.055-0.1490.174 **
-0.002 **-0.886 **-1.085 **-1.761 **-1.042 **-1.176 **-2.031 **-0.447-0.163-0.7450.378
0.068
0.801 *

0.401
-0.0930.878 *

-8.099 **1.056 **
1.743 **
-3.739 *-8.380 **2128.465
0.064
2250

2012.731
0.106
2249

0.423 *
0.000
0.080
0.620 *
0.407 +
0.160
-0.0010.321-0.0070.079
0.625 *
0.408 +
0.165
-0.0020.046-0.301-0.076
0.781 *
0.360
0.019
0.000

-0.751 **-0.831 **-0.398 +

0.230

0.054

-4.486 *1.808 **
1.754 **
-1.438-4.519 *-2Log Likelihood
1875.630
1857.737
1856.778
Cox & Snell R-square
0.011
0.022
0.023
ケース数
1574
1574
1574
** 1%の水準で有意 * 5%の水準で有意 ＋10%の水準で有意-11-1734.475
0.088
1564

表３ 初職非熟練ブルー階層への入職のロジット分析(男性）男性 SSM
モデル(1)
父階層(基準：上層ホワイト）
下層ホワイト0.548 *
自営
0.216
農業
0.517 **
熟練ブルー
0.611 **
非熟練ブルー
0.974 **
年齢
-0.077 *年齢2乗
0.001 *
初職入職年度(基準：1996-2005）
1986-1995
1976-1985
1975以前
父階層と入職年度の交互作用
非熟練ブルー*1986-1995
非熟練ブルー*1976-1985
非熟練ブルー*1975以前
学歴(基準：中学・高校）
短大・高専
大学・大学院
定数0.209

モデル(2)-2Log Likelihood
Cox & Snell R-square
ケース数2007.486
0.017
2230

2014.172
0.014
2230

男性 JLPS
父階層(基準：上層ホワイト）
下層ホワイト0.474
自営
0.512 *
農業
0.426
熟練ブルー
0.348
非熟練ブルー
0.765 **
年齢
-0.145
年齢2乗0.001
初職入職年度
1986-1995
交互作用（父階層と入職年）
非熟練ブルー*1986-1995
学歴
短大・高専
大学・大学院
定数1.720

モデル(3)モデル(4)

0.534 *
0.173
0.444 *
0.539 *
0.926 **
-0.171 **0.002 **

0.533 *
0.164
0.423 *
0.541 *
1.858 **
-0.167 **0.001 **

0.255
-0.242-0.1360.033
1.390 *
0.049
0.000

0.221
0.894 +
1.067 +

0.292
0.927 +
1.159 +

-0.724 +-0.781-1.160 +-0.963-0.777-1.164 +-1.030-0.878-1.219 +1.876-0.702 +-1.752 **-5.757 *3.231 +

2004.337
0.018
2230

1910.868
0.059
2230

0.439
0.433 *
0.367
0.254
0.611 *
-0.075-0.0010.439
0.432 *
0.366
0.254
0.618 +
-0.075-0.001

0.317
0.286
0.176
-0.0010.406
0.028-0.0020.883 **

0.886 **

0.452 +

-0.015-0.0461.748-0.521 *-0.824 **-0.756

1.759-2Log Likelihood
1781.465
1139.595
1139.594
Cox & Snell R-square
0.117
0.036
0.036
ケース数
1481
1481
1481
** 1%の水準で有意 * 5%の水準で有意 ＋10%の水準で有意-12-1118.777
0.046
1474

表４ 初職非熟練ブルー階層への入職のロジット分析(女性）女性 SSM
モデル(1)
父階層(基準：上層ホワイト）
下層ホワイト0.282
自営
0.628 **
農業
0.931 **
熟練ブルー
0.882 **
非熟練ブルー
1.294 **
年齢
-0.187 **年齢2乗
0.002 **
初職入職年度(基準：1996-2005）
1986-1995
1976-1985
1975以前
父階層と入職年度の交互作用
非熟練ブルー*1986-1995
非熟練ブルー*1976-1985
非熟練ブルー*1975以前
学歴(基準：中学・高校）
短大・高専
大学・大学院
定数1.724 *

モデル(2)-2Log Likelihood
Cox & Snell R-square
ケース数1741.936
0.028
2550

女性 JLPS
父階層(基準：上層ホワイト）
下層ホワイト0.416
自営
0.541 *
農業
0.670
熟練ブルー
0.650 *
非熟練ブルー0.247
年齢-0.511 **年齢2乗0.007 *
初職入職年度
1986-1995
交互作用（父階層と入職年）
非熟練ブルー*1986-1995
学歴
短大・高専
大学・大学院
定数6.869 *

モデル(3)モデル(4)

0.285
0.651 **
0.960 **
0.919 **
1.341 **
-0.102 +0.001 *

0.285
0.675 **
1.027 **
0.926 **
0.856
-0.121 *0.001 **

0.135
0.430 +
0.745 **
0.636 *
0.465
-0.0650.001 +

-0.244-0.951 *-0.746-0.175-0.796 +-0.778-0.536-1.339 **-1.460 **-0.027-0.6581.134 *

0.019
-0.5981.232 *

-0.917-0.215-0.570 *-1.919 **-2.8411735.812
0.030
2550

1724.210
0.035
2550

1695.038
0.046
2549

0.409
0.532 *
0.663
0.641 *
0.239
-0.501 **0.006 *

0.404
0.524 *
0.652
0.634 *
0.423
-0.498 **0.006 *

0.297
0.318
0.289
0.392
0.084
-0.378 **
0.005

0.123

0.175

-0.269 +-0.550-0.5051.748-0.845 **-1.098 **3.919

6.868 *

-2Log Likelihood
939.025938.867
938.086
Cox & Snell R-square
0.032
0.032
0.033
ケース数
1574
1574
1574
** 1%の水準で有意 * 5%の水準で有意 ＋10%の水準で有意-13-913.5920.047
1564

図１ 上層ホワイトの継承率の推移
男性SSM

男性JLPS

女性SSM

女性JLPS

1976-1985
1986-1995
入職年度

1996-2005

対数オッズ比

2
1.5
1
0.5
0
1975年以前

図２ 非熟練ブルーの継承率の推移
男性SSM

男性JLPS

女性SSM

女性JLPS2

対数オッズ比1.5
10.50
1975年以前

1976-1985

1986-1995

-0.5
入職年度

-14-

1996-2005

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、高卒パネル調査の３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～2010 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～

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 ディスカッションペーパーシリーズ

No.1

山本耕資

標本調査における性別・年齢による層化の効果：100 万人シミュレーション（2007 年 4 月発行）

No.2

石田浩
三輪哲
山本耕資
大島真夫

仕事・健康・希望：「働き方とライフスタイルの変化に関する調査（JLPS）2007」の結果から（2007 年 12 月発行）

No.3

中澤渉

性別役割分業意識の日英比較と変動要因：British Household Panel
Survey を用いて（2007 年 12 月発行）

No.4

戸ヶ里泰典

大規模多目的一般住民調査向け東大健康社会学版 SOC3 項目スケー
ル：(University of Tokyo Health Sociology version of the SOC3 scale:
SOC3-UTHS)の開発（2008 年 1 月発行）

No.5

戸ヶ里泰典

20～40 歳の成人男女における健康保持・ストレス対処能力 sense ofcoherence の形成・規定にかかわる思春期及び成人期の社会的要因に関する研究（2008 年 1 月発行）

No.6

田辺俊介
相澤真一

職業・産業コーディングマニュアルと作業記録（2008 年 2 月発行）

No.7

中澤渉

若年層における意識とライフスタイル：JLPS と BHPS における日英の家事労働と性役割意識の比較（2008 年 3 月発行）

No.8

深堀聰子

若者の働くこと・結婚すること・子どもをもつことに関わる意識
高卒パネル（JLPS-H）と NELS による日米比較（2008 年 3 月発行）

No.9

戸ヶ里泰典

若年者の婚姻および就業形態と健康状態、健康関連習慣との関連性の検討（2008 年 3 月発行）

No.10

三輪哲

働き方とライフスタイルの変化に関する全国調査 2007 における標本特性と欠票についての基礎分析（2008 年 3 月発行）

No.11

安藤理

公共政策支持の規定要因～公共事業と所得再分配に着目して～（2008 年 4 月発行）

No.12

長尾由希子

若年男女における性別役割分業意識の変化とその特徴：高校生のパネル調査から（2008 年 4 月発行）

No.13

伊藤秀樹

高校生の自信と卒業後の揺らぎ（2008 年 4 月発行）

No.14

相澤真一

誰が仕事をやめたがっているのか：重要なのは職場環境か、それとも家庭か？（2008 年 6 月発行）

No.15

元治恵子

若年層のキャリアデザイン・ライフデザインの変化―高校在学時から高卒 3 年目への変化―（2008 年 6 月発行）

No.16

橋本摂子

性別役割意識の揺らぎをたどる（1）―結婚アスピレーションから見た行動規範と現状追認の距離―（2008 年 6 月発行）

No.17

石田浩

世代間移動の閉鎖性は上昇したのか（2008 年 11 月発行）

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/