特集●仕事の中の幸福

労働と幸福度佐野 晋平(日本学術振興会特別研究員)

大竹 文雄(大阪大学教授)

本稿は, 幸福度の決定要因として, 労働変数がどのような影響を及ぼすのか 3 つのデータセットを用い実証的に明らかにした｡ 特に, 短期的な幸福度の変動, 他人との比較の重要性, パネルデータによる因果関係の識別, 日米比較に焦点を当てて分析を行った｡ 推定結果によると, 短期的には個人的なニュースが幸福度の決定に重要である, 日本では他人よ
り高い生活水準にあると考えていれば幸福だがアメリカでは不幸である, 壮年期において失業が幸福度を引き下げるという結果を得た｡

次能性が高いため, ニュースの変動を考慮した労働

Ⅰ

はじめに

状態の効果を調べることができる｡ また, 幸福度

Ⅱ

労働と幸福度をめぐる論点

は自身の所得水準だけではなく, 他人との比較,

Ⅲ

データ

直面している所得分布により異なる可能性がある｡

Ⅳ

分析結果

本稿で用いるデータは, 他人との比較に関するユ

Ⅴ

おわりに

ニークな設問があり, 他人との比較が幸福度に与目える効果を調べることができる｡ パネルの特性をⅠ はじめにどのような労働者が幸福なのだろうか｡ 通常は賃金が高いほど労働者は幸福で, 労働時間が長い

生かし, 因果関係を明らかにできる点も本稿の特徴である｡ 加えて, 日本とアメリカで同じ設計のアンケート調査を用いているため, 日米比較が可能となっている｡

ほど不幸だと考えられている｡ こうした通念は,統計的にも確かめられるのだろうか｡ どのような職業, 産業の労働者が幸福なのだろうか｡ 失業の影響はどうだろう｡ 本稿では, 幸福度の決定要因として, 労働変数がどのような影響を及ぼすのか
実証的に明らかにする｡

Ⅱ
1

労働と幸福度をめぐる論点
失業・無業・労働と幸福度

失業者は不幸なのだろうか｡ もし市場均衡を前

本研究の特徴は, 3 つの異なるデータセットを提とする新古典派経済学が想定する世界が正しけ

用い, 様々な仮説を検証できる点である｡ まず,れば, 失業は自発的であると考えられる｡ 仮に,

月次毎のクロスセクションデータを用いることで労働市場の賃金調整が伸縮的であれば, 失業状態

短期的な幸福度の変動を調べることができる｡ 幸にあるものは低賃金で働くよりも, よりよい職場

福度は個人的なニュースによって変動している可を求めて自発的に失業していると考えられる｡ も4

No. 558/January 2007

論 文 労働と幸福度

しも失業者が自ら望んで失業状態にあるのならば,された所得を元に消費を行うことで正の効用を得同一の所得水準の下では雇用者のほうが失業者とる｡ この意味で, 主観的な幸福度が効用を表して比べ同水準の幸福度かそれ以下の幸福度であるといるのならば, 賃金の絶対水準は幸福度を引き上いえる｡

げ, 労働それ自身は幸福度を引き下げる｡

仮に, 労働市場の賃金調整が十分に伸縮的では新古典派モデルが妥当であり, 労働時間が幸福

なく, 賃金の下方硬直性があり失業が発生してい度に負の影響を与えていたとしても, その影響はるのならば, 失業状態で高い所得を得ている状態

必ずしも線形の関係を持つとはいえない｡ たとえと, その同じ水準で労働をしている場合では, 労ばワーカホリックは労働から正の効用を得ている

働に負の効用がある限り, 失業状態のほうが高い状態を意味する (Hamermesh and Slemrod 2005)｡

効用水準にあるといえる｡ もし雇用状態にあるこしたがって, 労働時間と幸福度は非線形の関係にとが失業と比べ非金銭的な面で幸福度を高めるのある可能性が高い｡

であれば, 失業対策としては失業給付金の水準を

近年, 自身の賃金の絶対水準のみならず, 他人

上げるより, 同額で雇用創出を行うことが望ましとの比較より効用を得るという参照点モデルが多いということになる｡ この意味で, 失業状態が幸く検証されている｡ このモデルでは, 同僚, 近所

福度に与える効果を調べることは重要となる (大の住人, 国民全体などといったある参照点を設定

竹 2004)｡し, その参照点よりも高い生活水準にあることが2 就業形態と幸福度

効 用 を 高 め る と い う も の で あ る (Hamermesh
1975, Clark and Oswald 1996, Clark 2003)｡

働いているという状態が同じであっても, どの比較対象の平均的な賃金水準だけではなく, 比ような就業形態を選択しているかで幸福度が異な

較グループの賃金分布の形状により幸福度が変化

る可能性がある｡ たとえば, 自営業であることは,す る モ デ ル も 提 唱 さ れ て い る ｡ Brown .

低賃金であるがその代わり, 自ら労働時間を選択(2005) は実験データを用い, 平均値が同じであっで き る と い う 利 点 が あ る (Blanchflower andても賃金分布が異なれば, 幸福度が異なるという

Oswald 1998, Kawaguchi 2004) ｡ したがって, 所ことを発見した｡

得水準を同一とした場合, 労働時間を容易に変更

雇用されている状態で幸福度に差が生じる場合

できない労働者と比べ, 労働時間を最適水準に容として, 職種と産業, 企業規模間の差異が考えら易に変更できる自営業者のほうが同水準または高れる｡ たとえば, 企業規模が大きいということは,い幸福度を得ていると考えられる｡

賃金以外のフリンジベネフィットが小規模企業よパートタイム労働者に関しても同様の議論が成りも充実しており, 幸福度が高まる可能性がある｡

り立ちうる｡ ただし, パートタイム労働者の場合

また賃金水準や労働時間では捉えることのできなは, 労働市場の需給条件がタイトであるため, 正い雇用保障の点で, 企業規模, 産業間で幸福度に社員になれず, ｢非自発的に｣ パートタイム労働差が生じているかもしれない｡ たとえば, 失業リ

者を選択している可能性がある｡ この場合, 同一

スクや賃金変動リスクが高い職種や産業に属しての所得水準の下でも, パート労働者は雇用者と比いる個人は, 賃金や労働時間を一定にしても不幸

べ不幸であるかもしれない｡

である可能性がある｡

3 仕事と満足度

4

クロスセクション分析とパネル分析

雇用されている状態で幸福度に差が生じるのは本研究の利点は, パネル調査をデータとして用どのような場合なのだろうか｡ 新古典派モデルにいていることである｡ パネル調査を用いることに従うと, 余暇・消費の選択モデルに代表されるよより, 因果関係を識別できる｡

うに, 通常家計は余暇から正の効用を得ており,

幸福度の決定要因の論点に, 年齢効果と世代効

労働から負の効用を得る｡ 家計は労働により獲得

果の識別問題がある｡ 先行研究によると幸福度と

日本労働研究雑誌5年齢にはＵ字型の関係がある｡ しかし, ほとんど

幸福度や個人的なニュースに対する評価を尋ねての研究はクロスセクション分析であるため, 加齢いる点である｡ 分析に用いる幸福度とニュースのに伴う幸福度の変化なのか, ある世代に生まれた設問は, 以下のようになっている｡

ことが幸福感に影響を与えているのかが識別でき●幸福度の質問ない｡

この 1 週間に, あなたがどのように感じていた同様に婚姻状況と幸福度の関係もパネルデータ

かを思い出してください｡

を用いることで識別が可能となる｡ すなわち結婚

あなたはこの 1 週間どの程度幸福だと感じていにより幸福度が上昇するのか, もともと幸福な個ましたか｡ ｢非常に幸福｣ を 10 点, ｢非常に不幸｣人が結婚しているのかについて, 因果関係を明らを 0 点として, あなたは何点ぐらいになると思かにできる｡

いますか｡

次に, 賃金と幸福度の関係がある｡ 労働変数と幸福度については内生性があると考えられる｡ た●ニュースの質問

とえば, 賃金が高いことは幸福度を高めるだろう｡

この 1 週間の, あなた自身の生活に関する個人

一方, 幸福な個人は昇進の際有利になって高賃金的なニュースや身の回りの出来事の中で, 良いを得ると考えることもできる｡ つまり, 観測されことや良くないことも含め, 最も重要なものを 1

ない個人の性格 (固定効果) が賃金と幸福度双方

つ思い起こしてください｡ ｢最も良い｣ を 5 点,に影響を与えている可能性がある｡ この問題は,｢最も悪い｣ を− 5 点として評価すると, その個パネルデータを用い固定効果を制御することで対人的なニュースや身の回りの出来事は何点ぐら処する｡

いになると思いますか｡

5 日米比較

20 歳から 64 歳までにサンプルを限定したため,

本研究で用いるデータセットは日本だけではな
くアメリカでも実施されたものであり, 同一の設分析に用いることのできるサンプルは最大約 1 万4000 人である｡

計の下での, 両国間の比較が容易となっている｡

月次データの利点として, 個人的なニュースの両国の直面する景気状況や国民性の違いが日米間評価を尋ねているため, ニュースの効果を制御しの幸福度を変化させている可能性がある｡

た上で, 労働状態と幸福度の関係を分析できる点がある｡ また, 毎月調査され約 1 年間プールされⅢ データているため, 幸福度の短期的な変動を捉えることができる点｡ 一方, 月次調査の欠点は, 幸福度の本研究では 3 つのデータセットを用い, 労働と決定要因として重要な所得に関する情報が毎月尋ねられているわけではないことにある｡ しかし,

幸福度の関係を明らかにする｡

サンプル数が十分大きいため, 所得が調査されて

1 月次データ

いる月のデータだけで統計的に十分な自由度を確分析に用いる 1 つ目のデータは,大阪大学保できる｡ ただし, 利用可能な労働変数が少ない

COE 月次データ (以下, 月次データ)である｡

こと, パネル調査でないことにより, 個人属性の本調査は, 2005 年 8 月より毎月 15 日前後に訪問

影響を十分に除去できないという問題点がある｡

面接法によって実施され, 20 歳以上の 2000 人が

この点は, 後述するパネル調査で補完する｡

全国から無作為抽出された｡ 毎月約 1400 人 (約70％) からの回答がある｡ 分析に利用するデータ
は 2005 年 8 月調査から 2006 年 9 月調査であり,

2

パネル調査 (日本)

分析に用いる 2 つ目のデータは,

くらしの好合計約 1 万 9000 人のサンプルが利用可能である｡

みと満足度についてのアンケート (以下, 日本パ

月次調査の特徴的な点は, 性別・職業などに加え,

ネルデータ)

6である｡ 本調査は大阪大学 COE に
No. 558/January 2007

論 文 労働と幸福度

より 2004 年より継続して調査されているデータである｡ 本調査は現在までに 3 カ年調査された｡
2004 年調査は, 2004 年 2 月に 20 歳以上の 6000

3

パネル調査 (アメリカ)

分析に用いる 3 つ目のデータは,

アメリカ版

人を全国から二段階抽出, 訪問留め置き法にて実くらしの好みと満足度についてのアンケート (以施し, 4224 人からの回答を得た (回答率 70.4％)｡

下, アメリカパネルデータ)

2005 年調査は, 2005 年 2 月に, 前年度の回答者

阪大学 COE により 2005 年よりアメリカにおい

4224 人を再調査し, 2987 人の回答を得た｡ 2006て調査されている｡ 日本で行われた調査と同様の年調査は, 2006 年 2 月から 3 月に, 前年の回答設問設計であるため, 設問形式の違いにより分析

者 2987 人に加え, 新たに 2000 人を二段階抽出し,結果が変化するということを回避できる｡ アメリ

計 4987 人を対象に調査し, 3767 人の回答を得た｡

カパネルデータは日本調査と同時期に, 無作為抽

3 カ年合計で約 1 万サンプルが利用可能である｡

出, 郵送法によって実施され, 2005 年で対象者 1

パネル調査の特徴的な点は, 就業状態等の労働変万 2338 人のうち 4979 人の回答を得ている｡ 2006

数を詳細に調査している点に加え, 危険回避度や年調査では, 前年の回答者を再調査し, 3094 人

時間選好率といった個人の選好パラメータに関すの回答を得ている｡ 分析に用いるサンプルは日本

る調査を詳細に行っている点である｡ 分析に用いと同様に 20 歳から 64 歳までに限定している｡ そる幸福度の設問は以下のようになっている｡の結果, 約 5900 サンプルが利用可能である｡

である｡ 本調査は大全体として, あなたは普段どの程度幸福だと感

本稿の分析で用いる幸福度は ｢生活満足度｣ でじていますか｡ ｢非常に幸福｣ を 10 点, ｢非常にある｡ 幸福度の代理変数としては ｢賃金満足度｣

不幸｣ を 0 点として, あなたは何点ぐらいにな

や ｢仕事の満足度｣ がありうる｡ 家計所得や失業

ると思いますか｡

状態などの分析では生活満足度を幸福度の代理変数とすることができるが, 企業規模や勤続年数に分析に用いるサンプルは 20 歳から 64 歳までに関する効果では代理変数として十分ではない可能限定する｡ その結果, 分析に用いることのできる性がある｡ 本稿では, 個人属性に関する変数を十

サンプルは最大約 8000 である｡

分に制御した場合, 賃金水準や労働時間の生活満パネル調査を用いることの利点は, 詳細な労働変数に加え, 選好パラメータに関する質問など個

足度への効果と仕事の満足度の効果は同じである
として分析を進める2)｡

人の属性変数を詳細に尋ねており, かつそれらをパネルとして利用できる点である｡ したがって,

Ⅳ

分析結果

個人の属性を十分に制御したうえで, 労働変数が幸福度に及ぼす効果を明らかにできる｡ 一方, パ

月次調査とパネル調査を用い, 労働と幸福度のネル調査の欠点として, パネルの減耗が激しい点

関係を明らかにしよう｡ なお, 図 1 より 3 つのデーがある｡ パネルの減耗とは, ある年の調査に回答

タセットの幸福度の分布を見ると, 日本の 2 つのした個人が次の年に調査に回答しないために, サ

調査の間には大きな違いはなく, 分布の形状も先ンプルから抜け落ちてしまうことである｡ 本調査

行研究と比べ似通った形をしている (大竹 2004,

は, 訪問留め置き法を採用しているため, 前年調

筒井・大竹・池田 2005) ｡ また, アメリカの幸福査時点から翌調査時点にかけて住居を変えてしまっ

度の分布は, 日本よりも高いところに偏っている

た場合, サンプルから抜け落ちる可能性が高い｡(アメリカ平均：6.95, 日本平均：6.38)｡

しかし, 64 歳以下のサンプルに限ると, パネルの減耗率はそれほど高いとはいえないため, パネ
ルの脱落によるバイアスは小さいといえる1)｡

1

月次データによる分析① 記述統計, グラフによる分析
図 2 は職業別の幸福度の分布を示したものであ

日本労働研究雑誌

7

図１

幸福度の分布

%
30

25

20

15

10

5

0
0

1

2

3

月次データ

4

5

6

日本パネル調査

7

8

9

10

アメリカパネル調査

注：各データセットとも64歳以下のサンプルに限定している。

図２
6.70
6.60
6.50
6.40
6.30
6.20
6.10
6.00
5.90
5.80
5.70
5.60

職業別幸福度（月次データ）

6.57
6.39

6.39

6.21
6.06
5.96

農
業

商
工
・
サ
ー
ビ
ス

事
務

労
務

管
理

無
職

る｡ この図によると, 就業者の平均的な幸福度ににした場合の, 職業形態と幸福度の関係について比べ無職であることがもっとも幸福度が高いとい

回帰分析により明らかにする｡ 被説明変数である

える｡ ただし, 本調査では失業と無業を完全に区

幸福度が 0 から 10 までの段階を示す変数である

分していないために, 非労働力であるのか職探しため, 推定方法は順序プロビット法を用いる｡ コをして無業であるのかの識別ができない｡

ントロールする説明変数は, 性別, 年齢, 年齢の2 乗, 学歴ダミー (中卒＝参照グループ, 高卒, 大

8② 回帰分析の結果

卒以上) , 職業ダミー (農業, 商工・サービス, 事

個人的なニュース評価, 所得, 学歴などを一定

務, 労務：参照グループ, 管理, 無職) , 対数年収No. 558/January 2007

論 文 労働と幸福度
表 1 幸福度の決定要因 (月次データ)

個人的ニュース

(1)
幸福度

(2)

(3)

(4)

0.230
(47.51)***

0.213(27.24)***0.220(55.65)***0.206(31.68)***

悪いニュース
よいニュース男性
年齢
年齢 2 乗高卒
大卒以上
農業
商工・サービス
事務職
管理職−0.198(9.15)***
0.016(2.19)**−0.000(2.13)**
0.068(1.54)
0.198(4.19)***
0.028(0.38)
0.064(2.15)**
0.083(3.14)***
0.161(3.09)***−0.166(4.54)***
0.008(0.65)−0.000(0.68)
0.062(0.85)
0.158(1.97)**
0.057(0.46)
0.114(2.25)**
0.050(1.13)
0.141(1.64)

無職
log(年収)−0.239(12.39)***0.011(1.96)**−0.000(2.21)**
0.131(3.67)***
0.255(6.66)***
0.067(0.93)
0.070(2.35)**
0.072(2.80)***
0.172(3.36)***
0.125(4.95)***

0.161(4.01)***−0.186(5.63)***−0.003(0.27)
0.000(0.04)
0.084(1.40)
0.178(2.74)***
0.096(0.78)
0.113(2.25)**
0.021(0.50)
0.122(1.45)
0.142(3.32)***
0.238(7.21)***

(5)

(6)

−0.251(4.68)***
0.728(17.76)***−0.197(5.42)***
0.010(0.76)−0.000(0.82)
0.085(1.17)
0.179(2.25)**
0.082(0.68)
0.124(2.48)**
0.048(1.11)
0.165(1.94)*−0.289(6.29)***
0.675(19.23)***−0.215(6.61)***−0.002(0.18)−0.000(0.05)
0.091(1.54)
0.197(3.06)***
0.108(0.90)
0.119(2.40)**
0.019(0.44)
0.141(1.68)*
0.140(3.30)***
0.250(7.66)***

0.182(4.58)***

調査月, 都市規模, 地域

yes

yes

yes

yes

yes

yes

Observations

9655

3506

13841

4872

3570

4968

注：｢悪いニュース｣ はマイナスのニュース評価をした場合に１をとるダミー, ｢よいニュース｣ はプラスのニュース評価をした
場合に１をとるダミー｡ 括弧の中はｚ値｡ ***は 1％, **は 5％, *は 10％水準で有意であることを示す｡ 推計方法は順序プロビッ
トモデル｡ 括弧の中は標準誤差｡ ダミーのベースはそれぞれ中卒ダミー, 労務職ダミーである｡ 調査月, 都市規模, 地域ダミーを含んでいる｡

である｡

ルした場合, サービス業や管理職が, 労務職と比

表 1 は月次データを用いた場合の推定結果であ

べ幸福であることがわかる｡ 観測されない労働時る｡ 推計結果によると, 男性は女性よりも不幸で間の柔軟性や労働環境の良し悪しが幸福度を変化あり, 年齢と幸福度はＵ字型の関係を示している

させているため, この結果がもたらされたのかもことがわかる｡ しかし, 年収をコントロールするしれない｡と年齢の効果が消えている｡ 高学歴者は低学歴者と比べ幸福であり, 所得の上昇は幸福度を高める｡
個人的によいニュースに直面した場合, 幸福度を2

日米パネルデータによる分析① 記述統計, グラフによる分析高める｡ ニュースが幸福度に与える効果は非対称

月次データでは無業者が非労働力状態にあるのである｡ すなわち, よいニュースに直面した場合か失業状態にあるのかの識別ができなかった｡ まの幸福度の上昇の程度は, 悪いニュースに直面した, 労働力状態にあっても労働者であるのか自営た場合の幸福度の低下より大きい｡

業者やパート労働者であるのかの識別ができなかっ職業と幸福度の関係をみると, 所得をコントロー
日本労働研究雑誌た｡ パネルデータでは就業に関して詳細に尋ねて
9

図３

8.00
7.00

6.94
6.35

6.87

就業形態別幸福度（パネルデータ）

7.19

7.28

7.02
6.20

7.12

6.68

6.21

5.67

6.00

5.56

5.00
4.00
3.00
2.00
1.00
0.00
雇
用
者

公
務
員

自
営
業

パ
ー
ト
労
働
者

日本

図４
8.00
7.00
6.00
5.00
4.00
3.00
2.00
1.00
0.00

6.43

6.98

事
務
職

6.08

6.39

シ
ョ
ッ
プ
店
員

失
業
者

非
労
働
力

アメリカ

職業別幸福度（パネルデータ）

6.85

7.14

6.77

7.17

6.81
5.94

管
理
職

専
門
職

日本

サ
ー
ビ
ス
職

6.95

6.64
5.94

現
業
職

5.91

農
業

アメリカ

いるため上記の識別が可能となる｡ また, 労働者の図によると, 専門職や管理職であることがもっであっても企業規模, 産業, 労働時間などの情報

とも幸福度が高い｡ この結果は, 一般的に高所得が利用可能である｡ そのため月次調査では観察さであり, 時間の柔軟性が高いことを反映している

れなかった, 労働時間の柔軟性や労働環境の良し可能性がある｡ 日米間で職業別の幸福度の特徴に悪しが幸福度へ与える効果を調べることができる｡

差異はほとんどない｡

図 3 は就業形態別の幸福度を示したものである｡

産業別の幸福度 (図 5) を見ると, 日本では,月次データと同様に, 無業 (非労働力) であるこ金融業やその他に分類される産業の幸福度が高い｡とは幸福度が高く, 失業者の幸福度は低い｡ 雇用

金融業は高所得であることを反映している可能性

者の中では, 公務員であることがもっとも幸福度がある｡ その他の場合は, 専門職や公的部門の就が高い｡ 日米で就業形態別の幸福度の分布は似通っ業者が ｢その他｣ に回答しているため, 高い幸福ているが, アメリカ人でパート労働者である者の度を生んでいる可能性が高い｡ アメリカでも金融

幸福度がやや高いことが特徴的である｡

業の幸福度は高いが, 鉱業の平均的な幸福度がもっ

職業別の幸福度を示したものが図 4 である｡ こ
10とも高くなっている｡
No. 558/January 2007

論 文 労働と幸福度
図５
7.43

8.17

6.97

産業別幸福度（パネルデータ）

6.91

6.64

7.01

7.07

6.91

7.04

7.09

7.04

6.02

6.15

6.18

6.25

6.31

6.61

5.96

6.21

6.22

6.27

6.75

農
業

鉱
業

建
設
業

製
造
業

小
売
・
卸
売

金
融

不
動
産

運
輸

電
気
・
ガ
ス

サ
ー
ビ
ス

そ
の
他

9.00
8.00
7.00
6.00
5.00
4.00
3.00
2.00
1.00
0.00

日本

図６

アメリカ

企業規模別幸福度（パネルデータ）

7.40
7.20
7.00

7.14

7.08

7.01

6.90

6.83
6.68

6.80
6.46

6.42

100−999人

1000−4999人

6.60
6.40
6.20

6.13

6.21

6.00
5.80
5.60
1−5人

6−99人

日本

企業規模別の幸福度を示したものが図 6 である｡

5000人以上

アメリカ

め, 高い幸福度を生んでいる可能性がある｡

図 6 によると, いわゆる大企業に勤めている労働

週当たり労働時間別の幸福度をプロットしたも者の幸福度が高いといえる｡ 勤続年数別に見た場のが図 8 である｡ 日本では, 労働時間が長くなれ合, 勤続年数が上がるにつれ幸福度が上昇していばなるほど平均的な幸福度は低下する｡ しかし,る結果が見て取れる｡ これらの結果は, 所得水準

週 90 時間以上労働を行っている者の平均的な幸の高さを反映している可能性が高い｡ アメリカで福度は他と比べ高い｡ このことはワーカホリック

も大企業に属している労働者の幸福度は高いが,により労働自身に効用を感じているという可能性

5000 人以上の企業規模の幸福度は 1000〜4999 人が示唆されるが, サンプル数が 21 と少ないため,の規模の幸福度よりやや低いものとなっている｡

異常値である可能性も否定できない｡ 一方, アメ

勤続年数別の幸福度の分布によると (図 7), 勤

リカの場合, 労働時間が長くなるほど平均的な幸続年数が長いほど幸福度が高い｡ 日本においては福度は低下している｡

勤続年数が長いほど所得水準が高く, 労働時間を調整しやすい管理職についている可能性が高いた
日本労働研究雑誌

本調査はパネルデータであるため, 就業状態の
11

図７
7.60
7.40
7.20
7.00
6.80
6.60
6.40
6.20
6.00
5.80
5.60

勤続年数別幸福度（パネルデータ）
7.44
7.30
7.08

6.98

7.07

6.97

6.78
6.23

１
年
未
満

6.45

6.40

6.26

１
〜
５
年
未
満

５
〜
10
年
未
満

6.35

10
〜
20
年
未
満

20
〜
30
年
未
満

日本

図８
7.20

6.42

6.33

30
〜
40
年
未
満

40
年
以
上

アメリカ

労働時間別幸福度（パネルデータ）
7.04

7.03

7.00
6.71

6.80
6.60
6.40

6.48
6.34

6.27
6.13

6.20

6.14

6.00
5.80
5.60
週1〜40

週41〜70

週71〜90

日本

週90以上

（時間）

アメリカ

表 2 状態変化と幸福度変化
日本 (2004‑2006)

アメリカ (2005‑2006)

サンプル数

幸福度変化

サンプル数

幸福度変化

雇用→非労働力
失業→非労働力
雇用→失業
変化なし
失業→雇用
非労働力→失業
非労働力→雇用

187
26
41
3573
28
13
146

−0.09
−0.35
−0.02
−0.13
0.21
0.46
−0.12

80
25
29
1523
20
84
25

0.01
−0.04
−0.31
0.03
−0.90
0.48
0.08

合計

4014

−0.12

1786

0.03

変化と幸福度の変化の関係を調べることができる｡

ただし, 日本では非労働力から雇用状態になった

表 2 は就業状態の変化と幸福度の変化を示したも場合幸福度が低下し, アメリカでは失業から雇用のである｡ これらの表によると, 雇用状態から失状態に変化した場合, 幸福度が低下している｡ こ

業や非労働力へ変化した個人の幸福度は低下し,

れは所得の変化を一定にしたものではないが, 就

雇用状態になった個人の幸福度は上昇している｡

業による所得の上昇よりも, 労働時間の増加によ

12

No. 558/January 2007

論 文 労働と幸福度
図９
8.00
7.00

6.21

望ましい労働時間との乖離と満足度（パネルデータ）

6.72

6.44

7.03

6.46

7.18
6.14

6.48

6.73
5.94

6.00
5.00
4.00
3.00
2.00
1.00
0.00
１
減〜
ら 10
し時
た間
い

10
減時
ら間
し以
た上
い

変
え
な
い

１
増〜
や 10
し時
た間
い

日本

10
増時
や間
し以
た上
い

アメリカ

図１０ 生活水準の他人との比較と幸福度
8.00
7.00
6.00
5.00
4.00
3.00
2.00
1.00
0.00

7.20

7.15

6.57

7.28
5.74

自分の方が高い同じくらい

日本

る負の効用の程度が上回っている可能性がある｡

6.43

自分の方が低い

アメリカ

間を変更したい個人の幸福度が低いという結果になっている｡ 労働時間を減らしたいと思っているパネルとして利用できないが, 2005 年と 2006
年調査ではそれぞれ特徴的な質問をしている｡ ま個人より, 増やしたいと思っている個人の幸福度が低い点が特徴的である｡

ず, 2005 年データでは最適な労働時間との乖離

次に, 2006 年調査では ｢他人との比較｣ に関の程度の質問を行っている｡ すなわち, ｢現在のする設問をしている｡ ｢あなたの周りの人の生活

時間給のもとで, あなたが自由に労働時間を選べ

水準はあなたの生活水準と比べ高いと思いますか｡｣

るとすれば, あなたは労働時間を増やしますか,という設問に, ｢高いと思う, 同じくらい, 低い

減らしますか｡ それはどの程度ですか｡｣ というと思う｣ と回答させるものである｡ 図 10 は他人設問から, 賃金を一定にした場合に現在の労働時との比較と幸福度の分布を示したものである｡ 図

間が最適なのか, 増減をしたいのかを尋ねている｡

10 によると, 日本では, 他人よりも生活水準が最適労働時間との乖離と幸福度の分布を示したも高いと思っている個人の幸福度が高い｡ もし個人のが図 9 である｡ 図 9 によると, 日米で同様の傾が他人の生活水準 (たとえば所得) を正確に予測向を示し, 現在の労働時間を変更したくないといしているならば, 本人の所得水準をコントロール

う個人がもっとも幸福度が高く, 少しでも労働時したうえで, 他人との比較項が統計的に有意であ日本労働研究雑誌13

表 3 誰と比較をしているか
日本
構成比

男女計

比較対象

他人より高い 同じくらい 他人より低い

N＝2979
合計

身近な人
会社関係
その他

5.1
1.4
1.4

39.2
8.7
8.5

23.9
5.0
6.7

68.1
15.2
16.6

合計

8.0

56.5

35.6

100

構成比

男女計

N＝2125

比較対象

他人より高い 同じくらい 他人より低い

アメリカ

合計

身近な人
会社関係
その他

8.3
1.7
4.0

38.4
6.3
14.3

16.1
3.0
8.0

62.8
11.0
26.2

合計

14.1

58.9

27.1

100

注：｢身近な人｣ は比較対象が, ｢近所, 同級生, 親戚, 子供の同級生の親｣, ｢会社関係｣ は比較対象が, ｢勤め先の同期, 勤め先の全体, 同業他社の同期, 同業他社の全体｣, ｢その他｣ は比較対象が, ｢日本全体の平均, 世界全体の平均, 上記以外の知人, その他｣ である｡

れば, 参照点モデルが成立する可能性がある｡ 一がいるかどうか, 6 歳以下の子供がいるかどうか,方, アメリカでは他人と同じであるという個人が健康状態 (5：健康〜1：不健康), 他人のことを気もっとも幸福度が高く, 他人よりも高い, もしくにするか, 宗教を熱心に信仰しているか, 対数年は低いと思っている個人の幸福度が低い｡ 表 3 に収 (本人所得または家計所得), 対数時間当たり賃よると, 他人よりも高いと思っている個人の比率

金, 対数週当たり労働時間である｡ なお, 労働時

は日本よりアメリカのほうが高い｡ すなわち日本

間については 2004 年では調査されておらず, 賃

では自分を ｢中流｣ だと感じている個人が多く,

金や労働時間の効果は 2005 年および 2006 年のサ

アメリカでは自分を高所得者だと思っている個人

ンプルのみを利用する｡ 労働変数としてさらに職が多い｡ これは両国間の所得分布の違いを反映し業ダミー, 産業ダミー, 勤続年数ダミー, 企業規たものかもしれない｡

模ダミーを用いる｡ 危険回避度の指標として ｢虎2006 年調査では, 誰と生活水準を比べたのか

穴にいらずんば虎児を得ず｣ ということわざに考についての設問を行っている｡ 表 3 によると, 近

えが近いならもっとも危険愛好的であり, ｢君子所の人など身近な人と比較している個人が多い｡

危うきに近寄らず｣ ならばもっとも危険回避的とする 11 段階の変数を用いる｡ 時間割引率の指標② 回帰分析の結果

は, ｢2 日後に 1 万円をもらうか, 9 日後にいくら

月次データの分析時と同様に, 所得, 学歴などもらうか｣ という仮想的な設問に対し, 要求するを一定にした場合の, 労働変数と幸福度の関係に利子率を用いる｡ すなわち, 利子率が高いほどせっついて回帰分析により明らかにする｡ 被説明変数

かちである｡

である幸福度が 0 から 10 までの段階を示す変数であるため, 推定方法は順序プロビット法を用いる｡

3

クロスセクション分析

表 4 は就業形態と幸福度の関係を示したもので主な説明変数は, 性別, 年齢, 年齢の 2 乗, 学

ある｡ 日本では, 男性が不幸であり, 年齢と幸福歴ダミー (中卒：参照グループ, 高卒, 大卒, 院卒),

度はＵ字型の関係を示し, 高学歴者は幸福である｡

結婚状態ダミー (未婚：参照グループ, 既婚, 離死

これらの結果は月次データの結果や大竹 (2004),

3)別 ), 5 年以内に失業を経験したかどうか, 子供
14

筒井・大竹・池田 (2005) と整合的である｡ また,
No. 558/January 2007

論 文 労働と幸福度
表 4 幸福度の決定要因に関する基本推計モデル

(1)
男女計
男性
年齢
年齢の 2 乗
高卒
大卒
院卒
失業経験
既婚
離婚
死別
子持ちダミー
6 歳以下の子持ち
健康
他人を気にする
宗教を熱心に信仰する
公務員
自営業
パート
失業
非労働力
危険回避度
時間割引率
log(家計所得)

Observations

日本
(2)
男性

(3)
女性

(4)
男女計

アメリカ
(5)
男性

(6)
女性

−0.046(2.76)***
0.001(3.00)***
0.162(0.22)
0.341(0.47)
0.666(0.91)−0.305(5.16)***−0.389(4.89)***−0.568(6.05)***−0.198(0.76)−0.101(1.31)
0.026(0.30)
0.190(8.66)***
0.088(1.66)*
0.225(3.89)***−0.049(0.61)−0.056(0.69)
0.147(0.45)−0.375(2.81)***
0.052(0.59)−0.050(4.50)***
0.010(0.61)−0.007(0.15)−0.044(2.87)***
0.001(2.88)***
0.350(0.64)
0.492(0.95)
0.557(1.06)−0.157(2.97)***−0.429(5.77)***−0.267(3.43)***−0.488(3.58)***−0.104(1.52)−0.003(0.04)
0.178(9.02)***
0.093(1.95)*
0.274(5.63)***
0.020(0.27)
0.063(0.67)
0.126(1.14)−0.193(1.71)*
0.042(0.68)−0.034(3.41)***−0.023(1.57)
0.065(1.62)

1619

1986−0.169(4.74)***−0.033(2.69)***
0.000(2.76)***
0.242(4.47)***
0.389(6.78)***
0.646(5.38)***−0.137(3.61)***
0.311(4.19)***−0.080(0.80)
0.030(0.25)
0.013(0.21)
0.268(5.44)***
0.169(12.19)***−0.237(7.03)***
0.405(7.42)***
0.081(1.37)−0.015(0.32)−0.124(2.38)**−0.104(0.90)
0.073(1.62)
0.001(0.11)−0.027(3.06)***
0.260(10.23)***−0.018(0.99)
0.000(0.75)
0.254(3.40)***
0.336(4.24)***
0.420(2.97)***−0.145(2.57)**
0.540(5.21)***−0.302(2.07)**−0.163(0.67)−0.104(1.15)
0.282(4.05)***
0.129(6.55)***−0.195(4.03)***
0.285(3.32)***
0.073(1.02)−0.006(0.11)
0.253(1.18)−0.342(2.14)**
0.195(1.97)**−0.008(0.81)−0.020(1.56)
0.303(7.91)***−0.047(2.68)***
0.001(2.94)***
0.216(2.71)***
0.427(5.02)***
1.356(5.28)***−0.120(2.29)**
0.119(1.08)
0.010(0.07)−0.088(0.59)
0.092(1.00)
0.255(3.56)***
0.211(10.64)***−0.276(5.84)***
0.473(6.60)***
0.085(0.77)
0.034(0.45)−0.092(1.52)
0.269(1.56)
0.109(1.88)*
0.014(1.40)−0.030(2.44)**
0.253(7.23)***−0.051(1.42)−0.042(3.82)***
0.001(4.00)***
0.214(0.49)
0.369(0.88)
0.548(1.29)−0.221(5.62)***−0.402(7.48)***−0.387(6.50)***−0.458(3.82)***−0.101(2.00)**
0.010(0.18)
0.182(12.45)***0.094(2.67)***
0.256(6.91)***−0.008(0.14)
0.006(0.10)
0.131(1.27)−0.275(3.20)***
0.052(1.04)−0.041(5.49)***−0.008(0.78)
0.036(1.20)

5213

2513

2700

3605

注：括弧の中はｚ値｡ ***は 1％, **は 5％, *は 10％水準で有意であることを示す｡ 地域, 調査年, 新規サンプルダミーを含んでいる｡ 以下同じ｡

日本労働研究雑誌15既婚者は幸福であるが, その効果は男性のほうがざるをえない状況にあることを意味している｡ な高く, 男性に限れば離婚は幸福度を下げる｡ 子供

お, アメリカのデータでは就業者間で幸福度に有がいることは必ずしも幸福度を高めないが, 6 歳

意な差がない｡ 長い労働時間は日本では有意に幸以下の子供がいた場合幸福度が高まる｡ 健康であ福度を引き下げるが, アメリカでは係数は負であるほど幸福である｡ 他人を気にすると答えた個人

るが, 統計的には有意ではない｡

は不幸であり, 宗教を熱心に信仰している人は幸

現在の賃金率の下で自由に労働時間を変えられ福度が高い｡ 危険回避的であるほど幸福度は低く,るとすれば何時間働くかという最適労働時間と現せっかちであるほど幸福度は低い｡

実の労働時間の乖離の効果についても推定した｡

就業形態の効果を見ると, 男女計の場合, パー

その結果, 最適労働時間と乖離が発生している場

ト労働者の係数が負に有意であるが, 失業の係数

合, 幸福感が下がる｡ 日本では統計的に有意な差は負だが統計的に有意ではない｡ この結果は大竹はないが, アメリカでは 10 時間以上減らしたい(2004) と異なるものだが, 大竹 (2004) で用いた

場合と 1〜10 時間増やしたい場合が統計的に有意調査時期に比べ, 本研究で用いたデータセットのであり, 労働時間を減らしたいと思っている人の調査時期のほうが景気がよいためもたらされた可ほうが幸福度がより大きく低下している｡

能性がある｡ しかし失業経験ダミーは負で有意で勤続年数, 企業規模, 産業などの属性を詳細にあるため, 失業自体は幸福度を引き下げる可能性

コントロールした場合はどうだろうか｡ 推計結果が高い｡ 男女間の差を見ると, 男性では失業が幸によると, 日本において, 大企業や管理職である

福度を有意に引き下げているが, 女性にはその関ことが幸福感を高め, その効果は男性のみに見ら係が見られない｡ また男女とも非労働力であるとれる｡ ただし, 産業間や勤続年数の幸福度への効

幸福度が高い｡

果は見られない｡ アメリカにおいては, 大企業でアメリカの結果も日本と多くの部分で共通しており, いくつかの点で異なる｡ まず, ｢他人を気あることが幸福感を高める効果がやや見られるが,その他の属性による違いは見られない｡にする｣ の係数は正に有意である｡ この点は, 他

日本では他人を気にしている個人は幸福度が低人との比較の程度と関連している可能性があり,

く, アメリカでは高い｡ 他人との比較についてよ

後で詳しく議論する｡ 次に婚姻状態の違いの効果

り詳細に分析してみよう｡ 表 4 の基本モデルに,が日米で大きく異なる｡ アメリカでは男女とも結

他人よりも生活水準が高いと思っているかどうか,婚の係数が統計的に有意であり, 特に女性の係数についての変数を加えると, 興味深い結果が得らが男性のそれと比べ大きい｡ またアメリカでは失れた｡ 日本について, ｢他人を気にする｣ 人は幸業の幸福度に与える効果が負に有意な結果である｡

福度が統計的に有意に低いが, 他人よりも高いと

表 4 で示した基本モデルに, 労働条件に関する思っている人は幸福で, 低いと思っている人は不様々な変数を追加したモデルも推定した｡ 結果表幸である｡ 女性のほうが他人を気にして, 比較しの詳細は割愛するが, 主な結果を紹介しよう｡ まているときの幸福度の変化が大きい｡ 一方, アメず, 労働時間が観測できる 2005 年と 2006 年調査

リカでは ｢他人を気にする｣ という係数は正で有で就業者に限定してサンプルを用いた分析結果で意であり, 他人より生活水準が低くても高くても,ある｡ 日本において, 賃金水準をコントロールす

幸福度を引き下げている｡ 男女間の差異についてると男女計ではパートの係数は負で統計的に有意は, 男性が他人より低いと思っている場合の幸福である｡ ただし男性ではパートの効果は正で有意度の低下の程度が大きい｡ つまり, アメリカ人はであり, 女性では負である｡ つまり, 日本の女性

他人と同じくらいの生活水準だと思っている場合

では, 労働時間をコントロールしてもパート就業に最も幸福度が高い｡

は正社員に比べて幸福度が低く, 正規社員に就け

比較対象が誰であるかによって, 他人との比較ないため非自発的にパートに就業しているか, 非の効果がどのように変化するかについても検討し労働力を選びたいにもかかわらずパート就業をせた｡ 日本では, 身近な人や会社の人と比べ同程度

16

No. 558/January 2007

論 文 労働と幸福度である, または高いと思っている場合の幸福度がではない｡ アメリカのデータを用いた場合, 失業

高い｡ 特に, 会社の人と比較していて, 他の人よや賃金の効果は見られない｡ この結果もサンプル

りも生活水準が高いと感じている場合の幸福度の数や調査期間が短いために発生している可能性が上昇が大きく, その効果は女性のほうが大きい｡

あり, より詳細な分析が必要である｡

アメリカでは, 身近な人と比べて生活水準が低いと思っている個人の幸福度が低い4)｡

Ⅴ

おわりに

なぜ, 日本では他人と比べると不幸で他人より高いと思っていると幸福であり, アメリカでは他

本稿は, 幸福度の決定要因として労働変数がど人と比べると幸福で他人より高いと不幸なのだろのような影響を及ぼすのか, 3 つのデータセット

うか｡ 表 3 によると, 日本で自分が他人よりも高を用い実証的に明らかにした｡ 特に, 短期的な幸

いと思っている人の割合は, アメリカのそれと比福度の変動, 他人との比較の重要性, パネルデー

べ小さい｡ これは日米の所得分布の違いを反映しタによる因果関係の識別, 日米比較に焦点を当てている可能性がある｡ 日本では所得上位層が少なて分析を行った｡ 推定結果によると, 短期的にはく, 所得上位者になることで幸福感を感じ, 上位

個人的なニュースが幸福度の決定に重要である,層を見ることで不幸になっている｡ 一方, アメリ

日本では他人より高い生活水準にあると考えていカでは所得上位層が多く, 所得上位者になるとそれば幸福だがアメリカでは不幸である, 30 から

れよりも下位層を見ることで幸福感を感じている｡

49 歳のいわゆる壮年期の失業が幸福度を引き下

これは Brown . (2005) の議論と整合的であげるという結果を得た｡

る｡
1) すべてのサンプルでは 2004 年調査から 2005 年調査で約4 パネル分析

29％の脱落が発生しているのに対し, 64 歳以下では同期間クロスセクション分析では固定効果を十分に考2) 生活満足度といった主観的な情報を分析に用いる場合, いで約 3％程度の脱落しか見られない｡

慮していないため, 失業したから不幸なのか, 不幸な人が失業しやすいのかという因果関係が識別できない｡ そこでパネル分析を試みる｡ 推計方法
は Winkelmann and Winkelmann (1998) に従い,幸福度が 6 以上を 1, それ以外を 0 とするダミー変数に変換し, 固定効果ロジット法を用いた5)｡

くつかの問題点がある (富岡 2006)｡ たとえば, 回答者が戦略的な回答を行い, その結果満足度が個人の真の効用を表していない可能性がありうる｡ 本稿では, 生活満足度が個人の効用水準を十分に表しているものとして分析を進める｡
3) 2004 年調査においては離婚と死別を区別して尋ねていない｡ そこで, 2005 年かつ 2006 年で ｢死別｣ と回答した個人であり, 2004 年に ｢離死別｣ と回答した個人については｢死別｣ であるとした｡
4) 日本では ｢誰と比較したか｣ という設問に対して単一回答

推計結果の詳細は割愛するが, 日本のデータをを指示しているが, アメリカパネルデータでは複数回答を指用いた推計結果によると, 失業の係数は負である示している｡ しかし 2 つ以上回答したものは極めて少数であが統計的に有意ではない｡ しかし, 年齢階層別にみると, 失業の幸福度への影響が異なることが明らかになった｡ 男女とも, 30 から 49 歳のいわゆり, 本稿の分析では複数回答したものはサンプルから除外した｡
5) その他の方法として, 幸福度をあたかも連続変数として固定効果モデルを用いる方法がある｡ しかし, 固定効果モデルを採用する場合, 各数値間の距離が同一であるという仮定がる壮年期の失業が幸福度を引き下げている｡ 一方,置かれる｡ また, 固定効果ロジットモデルでは被説明変数を

若年の非労働力状態であることは幸福度を高めて

2 値変数に変換する必要があり, そのため変数間の時系列変いる可能性がある｡ また, 女性に関しては, 若年動が小さくなる問題がある｡ この問題を回避するには固定効
果順序ロジットモデルが適しているが (Ferrer-i-Carbonell

期の非労働力状態は幸福であるが, 壮年期の非労and Frijters (2004)) 本稿では記述的な問題より, 固定効

働力状態は不幸である｡ 結婚に関しては, 男性で果ロジットモデルを採用した｡

結婚が有意に幸福度を高め, クロスセクション分

参考文献

析の結果とは異なり, 離婚も有意に幸福度を高め

Blanchflower, D. G. and Oswald, A. J. (1998)

るという結果を得ている｡ ただし, サンプルサイ
ズが小さいことから結果は必ずしも安定的なもの
日本労働研究雑誌

an Entrepreneur?"  

What Makes  , 16(1),26‑60.
Brown, Gordon D. A, Gardner, Jonathan, Oswald, Andrew. J.
17

and

Qian,

Jing (2005)

Does

Wage

Employees' Wellbeing?" 
 





Rank

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, Vol. 21 No. 2 pp. 323‑351.






61(3)

pp. 359‑381.

 65 pp. 1‑15.

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Positive, Non-Earnings Aspects of

さの・しんぺい 日本学術振興会特別研究員｡ 最近の主な著作に ｢女性の雇用待遇と教員市場における実証分析｣ (大阪大学博士論文, 2006 年)｡ 労働経済学専攻｡
おおたけ・ふみお 大阪大学社会経済研究所教授｡ 最近の主な著作に日本の不平等

格差社会の幻想と未来(日

本経済新聞社, 2005 年)｡ 労働経済学専攻｡

Self-Employment: Evidence from Job Satisfaction Scores"

18

No. 558/January 2007