Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
# ABSTRACT OF AN EAST ASIAN MACROECONOMETRIC LINK MODEL

### 1. Background

The Japanese economy has suffered from the collapse of asset price bubbles in the early 1990s. Average GDP growth of the Japanese economy in the 1990s was 1.3 percent, compared to 4.3 percent in the 1980s. GDP growth climbed to 3.5 percent in 1996 temporarily, which was the highest level in the 1990s. However, the economy turned downward in 1997, and recorded minus 1.1 percent growth in 1998. The rising consumption tax burden, the termination of special income tax reductions, the turmoil surrounding the Asian currency crises, and the collapse of several Japanese financial institutions were just a few of the factors that brought about the recession of the period from 1997 to 1998.

The developing economies, especially the East Asian economies, experienced drastic changes in the 1990s. The East Asian economies had recorded higher economic growth than other regions, led by high growth in investments and exports since the mid 1980s. The vigorous investment was financed by a high domestic savings ratio and a vigorous foreign capital inflow. Even though current accounts continued to record huge deficits, other macroeconomic indicators had shown good performance. These included high GDP growth rates, low inflation, and balanced government budgets. They had contributed to form the confidence for the future in the Asian economies. In addition to good economic performance, the exchange rate system pegged to the US dollar and the keeping of interest rates higher than other developed countries caused a large amount of foreign capital inflow into Asian countries. All of this led to what people began calling the “Asian Miracles.”

Thailand, however, had been attacked by speculation to devalue its currency since mid 1996, because export growth had slowed. In spite of an effort to sustain the baht, Thailand moved to a floating currency system after the currency attack in May 1997. At the same time, large amounts of capital fled from Thailand, which combined with the collapse of the weak financial sector. GDP growth rate in Thailand became negative in 1997, and recorded minus 10 percent in 1998, both of which were due to sharp declines in private demand and exports caused by the credit crunch. At this point, the currency crises spread over Malaysia, Indonesia, and Korea. By then, most of the East Asian economies had fallen into severe recession.
The East Asian crises have several common threads. Movements of asset prices, such as the currency and stock market prices, have played extremely important roles in the fluctuations of the East Asian economies. It is well known that asset prices are influenced by expectations and risks. Expectations and risks are also known to be volatile and contagious. Because the East Asian economies are closely interrelated through both trade and capital movement, it is reasonable that a chain reaction exists whereby a concern about one economy based on cautious expectations on difficulties influence the other economies instantaneously.

### 2. Forward-Looking Model

The model is designed to evaluate the impacts of not only traditional policy changes, but also volatilities of expectations and risks, where forward-looking mechanisms take on important roles. The model includes 11 economies: Japan, the United States, Korea, Thailand, Malaysia, Indonesia, the Philippines, Singapore, China, Taiwan, and the European Union.

To analyze the East Asian crises, we developed a world econometric model with forward-looking expectations. The basic structure of the model is based on a Mark III version of MULTIMOD developed by the IMF. In the model, economic agents are assumed to behave in a forward-looking manner based on a model consistent with rational expectations. The East Asian crises were associated with a fear of significant capital losses by US, EU, and Japanese financial institutes and by a major reversal of capital flows. A fear of these capital losses has potentially damaged the balance sheets of foreign financial institutes. As a result, asset prices have fallen and forced them to reconsider the risk and size of their loan portfolios. On the other hand, the condition of a borrower's balance sheet was also a source of output dynamics. As a result, lower borrower net worth increases the agency costs of financing real capital investment. That is, if business fluctuations undergo a downturn, shocks affect net worth, and reduce real investment.

Paul Krugman emphasized two factors: the role of business firms' balance sheets in determining their ability to invest, and capital flows in affecting the real exchange rate. Kiyotaki and Moore also proposed the model of credit cycles whereby temporary shocks generate persistent fluctuations in asset prices due to credit market imperfections. The model is used to evaluate asset price bubbles and their bursting in the East Asian economies.

If we want to take those factors into account, we need to involve a forward-looking
mechanism in our macroeconometric models. If we don’t, macroeconometric models tend to overestimate the expansionary effects of currency depreciations even though depreciation leads to capital losses in local currencies that have negative effects on consumption and investment. It implies that macroeconometric models fail to simulate crises in Asia. The East Asian economies have been severely depressed by their currency depreciations. Consumption depends on discounted future labor income, current labor income, and wealth, where wealth is the net assets of the countries. Investment depends on Tobin’s average Q Monetary policy has a direct effect on consumption and investment through expectation mechanism in the model. According to simulations, currency depreciation expands net exports and has an expansionary impact on the domestic economy in general, unless monetary and fiscal policies have negative impacts. If wealth is negative, that is, the country is a net borrower; currency depreciation may have a negative impact on wealth.

### 3. Simulation Results

The consensus is that the East Asian crises began with the currency crisis in Thailand. Thailand had pegged its currency to the US dollar until early 1997 to encourage foreign capital inflow for investment in export-oriented industries and the promotion of industrialization. During the period when the Thai economy was attractive, huge amounts of foreign capital inflow had supported the long-lived high economic growth and huge current account deficit. Unfortunately, immediately after Thailand lost its attractiveness, foreign capital flew away. As a result, the currency depreciated tremendously. Generally speaking, currency depreciation has an expansionary effect on the economy. However, financial institutes and business firms in Thailand suffered from a liquidity crisis brought on by the rapid withdrawal of foreign capital. The resulting liquidity shortage and sudden increase in risk premiums pushed down the economy.

Both Japan and Korea also suffered from an increase in risk premiums. In some sense, both countries were damaged by a fear of contagion of the currency crisis in Thailand, which was presented as a risk premium. Many Japanese and Korean banks were significant creditors of Thailand and other ASEAN countries. Korea had borrowed short-term debt from foreign financial institutes, and invested it in ASEAN countries through long-term capital investment. So it was natural that the currency crisis in Thailand created an anticipation of a run on Korean banks. As a result, Korea failed to refinance against the sudden withdrawal of foreign capital, and went into its own liquidity crisis of international reserves, which led to the currency depreciation.

According to the simulation results, the volatility of asset prices such as currency and
stock market prices has a strong impact on the East Asian economies. The Japanese yen had appreciated during the period from late 1985 to early 1995, when lots of Japanese business firms moved their factories to the East Asian economies to keep their competitiveness in the world market. The East Asian economies also became attractive for the US and EU economies. These movements contributed to stimulate a rapid development in the region, but caused asset bubbles. Unfortunately, the yen depreciation, in addition to the RMB yuan, reduced the competitiveness of the East Asian economies. As a result, export growth showed a sharp decline in 1996. Many factors contributed to the East Asian crises, but the appreciation of the yen might have been a trigger.

The Japanese economy had suffered from the collapse of asset bubbles in the early 1990s, despite the zero-interest policy taken by the Bank of Japan and the economic stimulus packages put forth by the government. According to the simulations, fiscal and monetary policies are limited as means for the recovery of the Japanese economy. In some cases, policies for stimulating the Japanese economy result in deflationary effects on its East Asian neighbors.
# 「特定個人情報の取扱いの状況に係る行政機関等に対する定期的な検査に関する規則（案）」の方向性について

## 1 定期的な検査の方向性等

効率的、効果的な監視・監督を行う観点から、次のような考え方により定期的な検査を行うこととする。

（１）事務の重要性に鑑み、行政機関、独立行政法人等が行う個人番号利用事務(地方公共団体情報システム機構が番号法に基づき行う事務はこれに準ずる。）を優先して行う。

（２）検査周期はおおむね２年とするが、各機関の規模・特性及び検査結果等に応じて柔軟に対応するほか、（１）以外の事務は、特定個人情報の取扱いに係る実態等を踏まえて検討する。

なお、定期的な検査のほか、特定個人情報の漏えいその他の状況により、随時に検査を行うことを妨げない。

## 2 委員会規則に定める内容

番号法第28条の3第1項の規定により、行政機関、独立行政法人等及び地方公共団体情報システム機構は、委員会規則の定めにより、各機関が保有する特定個人情報ファイルに記録された特定個人情報の取扱いの状況について、委員会による定期的な検査を受ける義務を負っている。

委員会規則においては、定期的な検査の対象となる特定個人情報ファイル及び定期的な検査の周期を定める。

## （１）定期的な検査の対象となる特定個人情報ファイル

定期的な検査は、次の①から④までに該当しない特定個人情報ファイルを優先して行うこととし、①から④までについては、委員会が必要と認めた場合に行う。

① 役員若しくは職員又はそれらの者の被扶養者等に係る特定個人情報ファイルのうち、人事、給与又は福利厚生に関する事項等を記録する特定個人情報ファイル

② 事務ごとに保有する本人の数の総数が千人未満である特定個人情報ファイル

③ 個人番号関係事務のみを処理するために保有する特定個人情報ファイル

④ 特定個人情報の取扱いの状況を勘案して委員会が定める特定個人情報ファイル

## （２）定期的な検査の周期について

定期的な検査は、おおむね２年ごとに行うものとする。

## （３）その他随時検査の実施について

（１）の定期的な検査のほか、特定個人情報の漏えいその他の状況により、随時に検査を行うことを妨げない。
平 成 2 9 年度 誠 出 概 算 要 求 額 明 細 表
19 内 閣 府 所 管(企画調整課(国際室))
要求
番号	事 项	前 年 度 額	2 9 年 度 概 算 要 求 額	对 前 年 度 比 較 增 △ 減	備 考
1	010 内 閣 本 府 010 内 閣 本 府 共 通 費 01-95 内閣本府一般行政必要な経費 011 經 常 事 務 費 041 国際会議その他諸費	34,445	34,517	72	2 3 年度	2 4 年度	2 5 年度	2 6 年度	2 7 年度
31,853	31,925	72	予 算 額 (39,231)(37,516)(31,790)(31,853)(31,853)(要求要旨) 大臣·副大臣·大臣政務官が複数部局にまたがる案件や緊急案件等により外国出張を行う経費、内閣府職員が複数部局にまたがる重要な国際会議出席のため外国出張を行う経費を計上。これらの実施により適切な政策運営に資する。
95016-2122-08-2010 職 員 旅 費	25,901	25,899	4	2	1 . 国際経済会議出席旅費(全国平均4泊5日)	206(208)
指定職	1人	@13,040	113(114)
1 0 ~ 7 級	1人	@93,120	93(94)
2 . WTO一般理事会(ジュネーブ1 0泊1 2日)
9 級	1人	@1,478,700	1,479(1,479)
(航空貨) (日当) (宿泊) 1,170,000 83,700 225,000 日当 : 7,200円 * 11日 + 4,500円 * 1日 = 83,700 宿泊 : 22,500円 * 10日 = 225,000
3 . WTO閣僚会合(ジュネーブ7泊9日)	4,182(4,182)
大臣政務官	1人	@2,791,800	2,792(2,792)
(航空貨) (日当) (宿泊) 2,507,900 80,900 203,000 日当 : 9,400円 * 8日 + 5,700円 * 1日 = 80,900 宿泊 : 29,000円 * 7日 = 203,000
7 級	1人	@1,389,600	1,390(1,390)
(航空貨) (日当) (宿泊) 1,170,000 62,100 157,500
内(本)

要求番号	事 项	前 年 度 额	2 9 年 度 概 算 要 求 额	对 前 年 度 比 较 增 减	備 考
日当: 7,200円 * 8日 + 4,500円 * 1日 = 62,100宿泊: 22,500円 * 7日 = 157,5004.经济協力開発機構经济開発調査委員会(OECD/EDRC)(パリ10泊12日)9級2人@1,478,7002,957(航空賃)(日当)(宿泊)1,170,000 83,700 225,000日当: 7,200円 * 11日 + 4,500円 * 1日 = 83,700宿泊: 22,500円 * 10日 = 225,0005.日·EU首脳会議(欧州諸国5泊7日)指定職1人@1,342,4001,342(航空賃)(日当)(宿泊)1,170,000 52,300 120,100日当: 8,300円 * 4日 + 7,000円 * 2日 + 5,100円 * 1日 = 52,300宿泊: 25,700円 * 3日 + 21,500円 * 2日 = 120,1006.国連人間居住委員会(アメリカ5泊7日)8級2人@1,197,9002,396(航空賃)(日当)(宿泊)1,042,400 46,700 108,800日当: 7,200円 * 5日 + 6,200円 * 1日 + 4,500円 * 1日 = 46,700宿泊: 22,500円 * 4日 + 18,800円 * 1日 = 108,8007.国連アジア太平洋経済社会委員会(ESCAP)総会(東南アジア5泊6日)8級2人@661,0001,122(航空賃)(日当)(宿泊)455,500 30,000 75,500日当: 5,000円 * 6日 = 30,000宿泊: 15,100円 * 5日 = 75,5008.アジア欧州会合首脳会合(中国6泊7日)1,788(1,788)指定職2人@455,100910(航空賃)(日当)(宿泊)326,400 35,700 93,000日当: 5,100円 * 7日 = 35,700
内(本)

要求番号	事 项	前 年 度 算 额	2 9 年 度 概 算 要 求 额	对 前 年 度 比 较 增 减	備 考
宿泊	15,500 丹 * 6 日	93,000
7 級	2 人	@438,900
(航空賃)	(日当)	(宿泊)
326,400	31,500	81,000
日当	4,500 丹 * 7 日	31,500
宿泊	13,500 丹 * 6 日	81,000
9 . 大臣出張	7,703	7,703
( 欧州諸国 5 泊 7 日 )
大臣	1 人	@2,743,300
( 航空賃)	(日当)	(宿泊)
2,541,800	62,100	139,400
日当	10,500 丹 * 2 日 + 8,700 丹 * 4 日 + 6,300 丹 * 1 日 = 62,100
宿泊	32,200 丹 * 1 日 + 26,800 丹 * 4 日	= 139,400
( 欧州諸国 5 泊 7 日 )
大臣	1 人	@2,772,100
( 航空賃)	(日当)	(宿泊)
2,541,800	69,300	161,000
日当	10,500 丹 * 6 日 + 6,300 丹 * 1 日 = 69,300
宿泊	32,200 丹 * 5 日	= 161,000
( アメリカ 5 泊 7 日 )
大臣	1 人	@2,187,800
( 航空賃)	(日当)	(宿泊)
1,957,500	69,300	161,000
日当	10,500 丹 * 6 日 + 6,300 丹 * 1 日 = 69,300
宿泊	32,200 丹 * 5 日	= 161,000
10 . 副大臣出張 ( 欧州諸国 5 泊 7 日 )
副大臣	1 人	@2,723,700
( 航空賃)	(日当)	(宿泊)
2,541,800	56,100	125,800
日当	9,400 丹 * 2 日 + 7,900 丹 * 4 日 + 5,700 丹 * 1 日 = 56,100
宿泊	29,000 丹 * 1 日 + 24,200 丹 * 4 日	= 125,800
計	25,899	25,901
内(本)

要求番号	事項	前年度算額	2.9年度概算要求額	对前年度比較增△減	備考
95016-2122-08-6010 委員等旅費	3,879	3,879	0	1.大臣出張(欧州諸国5泊7日)警護官(3級) 1人 @,340,800(航空賃)(日当)(宿泊)1,220,100 37,000 83,700日当: 6,200円*2日+5,200円*4日+3,800円*1日=37,000宿泊: 19,300円*1日+16,100円*4日=83,700(欧州諸国5泊7日)警護官(3級) 1人 @,357,600(航空賃)(日当)(宿泊)1,220,100 41,000 96,500日当: 6,200円*6日+3,800円*1日=41,000宿泊: 19,300円*5日=96,500(アメリカ5泊7日)警護官(3級) 1人 @,179,900(航空賃)(日当)(宿泊)1,042,400 41,000 96,500日当: 6,200円*6日+3,800円*1日=41,000宿泊: 19,300円*5日=96,500(1)通信運搬費國際携带電話通話料2回 90分 4台 @0922(2)借料及び損料自動車借り上げ2回 4日 1式 @54,2861,234(3)雑役務費通訊料2回 4日 @0,000 1.08691(注)当該經費に係る(目)庁費の一部については、一般行政共通經費に計上している。計2,147(2,073)
内(本)

要求番号	事項	前年度算額	29年度概算要求額	对前年度比較增△減	備考
113 海外情報収集・提供のための経費	2,592	2,592	0	23年度(2,520)(2,520)2,520(2,520)2,592(2,592)(要求要旨)大臣・副大臣・大臣政務官(以下、大臣等)の外国出張や外国政府要人等の大臣等への表敬の際に必要となる外国出張国や表敬国の把握・分析を行うため、オンラインサービスを利用した専門機関からの情報収集に必要な経費を計上。これらの実施により大臣等の外国出張の円滑な執行や大臣等への表敬の適切な対応に資する。(1)雑役務費JCIF(国際金融情報センター)のオンラインサービスを利用した情報収集の経費@200,000 12月 1.08(注)当該経費に係る(目)庁費の一部については、一般行政共通経費に計上している。
# 委員長代理の決定について

平成26年1月日

特定個人情報保護委員會決定

行政手続における特定の個人を識別するための番号の利用等に関する法律（平成25年法律第27号）第44条第2項に基づき、委員長に事故がある場合に委員長を代理する者を次のとおり定める。

委員長代理は、阿部孝夫委員とする。
# New ESRI Working Paper No.36

# 「自由に生き方を決めることができる」実感の規定要因

河野 志穂

March 2016

内閣府経済社会総合研究所

Economic and Social Research Institute

Cabinet Office

Tokyo, Japan

New ESRI Working Paper は、すべて研究者個人の責任で執筆されており、内閣府経済社会総合研究所の見解を示すものではありません（問い合わせ先：https://form.cao.go.jp/esri/opinion-0002.html）。
新 ESRI ワーキング・ペーパー・シリーズは、内閣府経済社会総合研究所の研究者および外部研究者によってとりまとめられた研究試論です。学界、研究機関等の関係する方々から幅広くコメントを頂き、今後の研究に役立てることを意図して発表しております。

論文は、すべて研究者個人の責任で執筆されており、内閣府経済社会総合研究所の見解を示すものではありません。

The views expressed in “New ESRI Working Paper” are those of the authors and not those of the Economic and Social Research Institute, the Cabinet Office, or the Government of Japan.
# 「自由に生き方を決めることができる」実感の規定要因 $ ^{1} $

河野志穂 $ ^{2} $

## 要旨

本稿では、「自由に生き方を決めることができる」という実感（以下、人生自己決定意識と略記）の規定要因を探ることを目的とする。人生自己決定意識は、OECDが公表した主観的幸福度調査のガイドライン（2015）によれば、エウダイモニア（Eudaimonia）的幸福の一要素である。エウダイモニア的幸福とは、意義深い人生を送る上で有用な行為者としての潜在能力の保有の程度を指している。人生自己決定意識とは人生選択の機会（ライフチャンス）に関する意識であり、どのような属性の人たちが自由に生き方を決められていると感じ、逆にどのような人たちがそう感じていないのか、それを明らかにすることは、ライフチャンスの社会的布置を明らかにすることにつながる。特に、若者のライフチャンスについては、子どもの貧困ともかかわる問題であり、彼らの属する家庭の経済状況等との関連を解明する必要がある。苅谷（2001）は、子どもの学習意欲が社会階層（親の職業や学歴等）によって規定されていることを明らかにしているが、人生自己決定意識についてもそうした傾向が見られるのだろうか。また、子どもの人生自己決定意識は親の同意識と相関するものなのだろうか。

本稿では、内閣府が実施した「平成24年度生活の質に関する調査」の個票データを使用し、全年齢（ただし学生以外の正規・非正規・無職）と若年層（15～34歳。学生と学生以外の両方）を対象に、人生自己決定意識が何によって規定されているかを重回帰分析を用いて検討した。

主な結果は以下のとおりである。

若年層の人生自己決定意識は高く、中でも学生は極めて高い。また、学生の人生自己定意識は家庭の経済力が影響しない。親の意識との相関に関しては、学生の人生自己決定意識は、母の人生自己決定意識と正の関連があり、先行研究で指摘されている母子の結びつきの強さが窺える。

学生以外（正規・非正規・無職）の人生自己決定意識に関しては、本人の経済力や高等教育機関を修了することが正の規定力を持っている。

学生以外（正規・非正規・無職）の人生自己決定意識は、30代後半から40代にかけて低まるU字型をとる。

学生以外（正規・非正規・無職）の人生自己決定意識は、年代・性別によって社会的属性やケアの必要度の影響が異なる。例えば、婚姻状態については、若年層・中年層において、
未婚女性は未婚男性よりも人生自己決定意識が高く、既婚女性は既婚男性よりも人生自己決定意識が低い。また、就業状態（非正規雇用）に関しては若年層及び高齢層の男性で人生自己決定意識を低めていた。また、家庭内のケアの必要度に関しては、子どもの数の多さについて中年層および高齢層で男女差が確認でき、これらの年代では女性にとって子どもの数の多さは人生自己決定意識を低めるが、男性にとっては逆に人生自己決定意識を高めていた。また、要介護者との同居に関しては、中年層で男女差があり、男女ともに要介護者との同居が負の規定力を有しているものの、女性のほうが人生自己決定意識を下げる程度が大きかった。

本稿の分析では、若者の人生自己決定意識は家庭の経済状況や親の社会的属性の影響を受けづらいという結果であったが、若者が実際に選択する進路が彼らの属する社会階層の影響を受けているかどうかは更なる検討が必要である。また、人生自己決定意識が低い人たち（例えば、高学歴を得られなかった者、男性の非正規労働者、女性の育児・介護負担が高い者など）は人生選択の機会（ライフチャンス）に制約を感じている可能性がある。これまでにも高等教育機会の充実、非正規雇用者の正規への転換、育児・介護に対する支援は行われてきたが、人生自己決定意識というエウダイモニア的幸福の向上につながっている可能性がある。

### 1. はじめに

心理学においてモチベーションを高める要因として自己決定の重要性が指摘されている(Ryan and Deci 2000)。本稿では、「自由に生き方を決めることができる」という実感（以下、人生自己決定意識と呼ぶ） $ ^{3} $ の規定要因を探ることを目的とする。

幸福にかかわる諸研究では、性別、収入、婚姻状態など様々な要因の規定力が検証されている。本稿で取り扱う「自由に生き方を決めることができる」という質問項目は、OECDが公表する主観的幸福度のガイドライン（2015）によれば、エウダイモニア（Eudaimonia）的幸福の一要素である。エウダイモニア的幸福とは、「人生における意義と目的意識、または良好な精神的機能（OECD 2015）」を指す。エウダイモニア的幸福とは、意義深い人生を送る上で有用な行為者としての潜在能力の保有の程度に焦点をあてるものであり、快楽というよりも人生全般の深い満足とかかわるものである。エウダイモニア的幸福は、研究者によってその構成要素は異なるが、前向きな感情（Positive-Emotion）、学習への関心（Engagement, Interest）、自己成長（Personal Growth）、立ち直る力（Resilience）、他者との肯定的関係（Positive Relations with Others）人生の目的（Purpose in Life）、自己受容（Self-Acceptance）、自制感（Environmental Mastery）、自律性（Autonomy）といった要素で構成されている（Deci and Ryan 2006; Huppert and So 2009; Clark and Senik 2011）。昨年10月、一億総活躍が政策として提示された。ここでは「一人ひとりが、個性と多様性
を尊重され、家庭で、地域で、職場で、それぞれの希望がかなり、それぞれの能力を発揮でき、それぞれが生きがいを感じることができる社会を創る。そのために、一人ひとりの希望を阻む、あらゆる制約を取り除き、活躍できる環境を整備する」とされている $ ^{4} $ 。また、福島（2011）によれば、個人の満足度とやる気を高め、高い水準に維持することは、結果として経済成長にも貢献する。

本研究で課題とする人生自己決定意識は、人生選択の機会（ライフチャンス）に関する意識である。どのような属性の人たちが自由に生き方を決められていると感じ、逆にどのような人たちがそう感じていないのか、それを明らかにすることは、ライフチャンスの社会的布置を解明するとともに、そうした機会の乏しい層（＝政策のターゲット層）を明らかにすることと言える。特に、若者の人生自己決定意識は、子どもの貧困ともかかわる問題である。

茍谷（2001）は、子どもの学習意欲が社会階層（親の職業や学歴等）によって規定されていることを明らかにしているが、人生自己決定意識についてもそうした傾向が見られるのだろうか。彼らのライフチャンスが家庭の経済力や親の社会的属性・意識といった子ども自身の力で変えられない要因によって制限されていないか、検証しておく必要があろう。従来、こうしたアプローチでは、子どもの置かれた社会経済的地位に着目することが多く、親の意識に着目することは少ない。今回それに注目するのは、最も身近な社会化のエージェントたる父母の意識を子どもが継承するものなのか、検証するためである。子どもの貧困の連鎖が指摘されるが、人生に立ち向かう上での潜在能力と言えるエウダイモニアに関しても、父母の意識を継承するものなのだろうか。

本稿の構成は以下のとおりである。まず、第2節では、先行研究によって明らかになっていることをまとめ、第3節では分析に用いるデータの概要を述べ、第4節では全体データを使っての分析を行い、第5節では親子（父母子）をセットにしたデータを使っての分析を行う。

### 2. 先行研究の検討

ここではエウダイモニア的幸福のうち特に自律性（Autonomy）の規定要因に関する先行研究と、親子の意識の相関に関する先行研究を検討する。

まず、エウダイモニア的幸福の規定要因を探る先行研究としては Ryff, Keyes and Hughes（2003）がある。Ryff 他は、6 つのエウダイモニアの要素に関して、人種、性別、年齢、居住地、教育歴、婚姻状態、被差別意識がどれほど規定力を持っているかを重回帰分析で検証した。ただし Ryff 他が検討した自律性は「強く意見する他者に影響されやすいか」という質問によって測られた $ ^{5} $ 、いわば「見解の自律性」であり、本稿で検討する「自由に生き方を決めることができるか」という「人生の自律性」を問う質問とは異なっている。
また、本稿で用いる「人生の自律性」を扱った研究としては英国で行われた調査の概要を紹介した Austin（2015）がある。Austin によれば「自由に生き方を決めることができる」という質問に対して、肯定回答（「とてもそう思う」と「そう思う」の合算）をした者は 8 割以上おり、これは収入を平均以上・以下で分けた場合でも大差がなかった。

以上のようにエウダイモニア的幸福や「自由な人生決定の実感」の決定要因を明らかにした先行研究は必ずしも多くない。日本における「人生の自律性」に関する意識、つまり人生自己決定意識を検討するにあたり、Austinが着目した収入以外の要素、例えば、性別、学歴、職業、婚姻状態などの影響も検討する必要がある。そこで本稿では日本における人生自己決定意識についてこれら基本的な個人属性や社会的属性の影響を検討する。

次に、親子の意識の相関に関する先行研究について述べる。人々の意識は他者とのコミュニケーションによって醸成されていくものである。他者の中でも父母は子どもの人生の最初期からかかわる「重要な他者」であり、「社会化のエージェント」である。子どもの人格や基本的対人態度は家族内の相互作用の影響を受けるという観点は、1930年代にホーナイ（Horney）が唱えて以降、精神分析における主要な理論である（橋本・高木2006）。父母子三者の意識の関連について検証した尾嶋・吉川・直井（1996）によれば、アメリカ産の社会理論においては親子のパーソナリティの類似性を指摘するものが多く、実証としても親子間の階層的な価値伝達とその結果としての社会的態度の類似性を指摘するものが多い。他方、父母子三者の意識の関連を日本の中高生のデータを用いて検証してみると、必ずしもアメリカのような結果ではなく、例えば、権威的伝統主義7については父母子三者に正の相関関係が見られるが、自己確信性8については父母間でのみ正の相関が見られ、母子間や父子間では相関が見られなかった。本稿が分析の対象とする人生自己決定意識は、自己の行為能力への自信を含んでいるという点では、尾嶋他が検証した自己確信性と近い項目である。そこでさらに先行研究を探ったところ、吉川（1998）が子どもの自己確信性を従属変数として重回帰分析を行っていた。吉川によれば、子どもの自己確信性に対し、父の自己確信性は正の規定要因であり母のそれは有意でなかった。では、自己確信性に換え人生自己決定意識を従属変数とした場合、父母の自己決定意識は子どもの同意識と共変するのだろうか、それともしないのだろうか。

以下では、内閣府の実施した「生活の質に関する調査」をもとに、①全体のデータセットで見た場合、人生自己決定意識はどのような要素の影響を受けるのか、②親子（父母子）セットのデータで見た場合に子どもの人生自己決定意識に家庭の経済力や親の社会的属性・
意識は影響を及ぼすのか、を検討する。

### 3. データの概要

本研究において使用するデータは2013年2月に内閣府経済社会総合研究所によって実施された「生活の質に関する調査」である。この調査は全国の住民基本台帳から15歳以上の者を無作為で抽出し、抽出者が属する世帯全員の回答を依頼した調査である。本調査の特質は同一世帯の世帯員の回答をセットで分析できることである。そこで、本稿の5節では、男性の世帯主（父親）と女性の配偶者（母親）と、世帯主から見た続き柄が「子ども」である者が一揃いとなるデータセットを作り、分析を行った。25年度にも同じ回答者に調査を依頼する継続調査（パネル調査）を行ったが、回答数が1932世帯、4066人と減少するため9サンプル数が十分に確保できる24年度調査を用いることとした。

調査名：内閣府経済社会総合研究所実施「平成24年度生活の質に関する調査」

調査方法：調査員が調査票を配布し、回収する訪問留置法

調查期間：平成25年2月中旬～3月上旬

調査内容：現在の幸福感、エウダイモニア、生活の満足度、感情、不安、仕事の状態など

調査機関：社団法人新情報センター

調査区域：全国

調査の範囲：全国450地点

調査対象：全国の一般世帯で15歳以上の者

調査客対数：4950 世帯の 15 歳以上の世帯員全員

回収数・回収率：世帯票回収数3086世帯（うち単身世帯は222世帯）・回収率62.3%

：個人票回収数7717人（男性3604人、女性4113人）

本稿で検討する人生自己決定意識とは、調査票では「あなた自身やあなたが人生で感じたことについて伺います」という前置きのもとで聞かれたエウダイモニア的幸福6項目の一つである $ ^{10} $ 。「自由に生き方を決めることができる」という項目に対しどのように感じたかを、0（全くそう思わない）から10（非常にそう思う）までの11段階で回答を求めた。本分析ではこの11段階の尺度を人生自己決定意識の高低を示す尺度として使うこととした。

人生自己決定意識とは何を意味しているのであろうか。エウダイモニア的幸福とは、前述のように潜在的な行為能力をどの程度保有しているかによって測られるものである。つまり、エウダイモニア的幸福自体は、回答者自身が実際に行った行為に対する評価というよりも、回答者が何らかの行為を行う能力なり性格的な特質なりをどの程度保有しているかを
測るものである。しかし、本調査では、回答者自身が人生で感じたこと、つまり過去の評価としてエウダイモニア的幸福を聞いている。そのため、回答者は過去を振り返りながら人生自己決定意識（「自由に生き方を決めることができる」か）を回答していると思われる。その試みに、人生自己決定意識と「人生で達成しているもの」に対する満足度の相関を年代別に見たところ（表1）、どの年代においても0.3から0.4程度の相関があったが、特に、中年層や高齢層における相関係数は0.4以上とやや高かった $ ^{11} $ 。若年層に比して参照できる人生経験の多い中年層・高齢層においては、それまでの人生の実績と人生自己決定意識が連動していると言える。

表 1 年代別「人生自己決定意識」と「人生で達成しているものに対する満足度」との相関

「人生で達成しているものへの満足度」との相関係数
若年層(15～34歳)	0.363 **
中年層(35～59歳)	0.400 **
高齢層(60歳以上)	0.475 **

（注）相関係数 0.4 以上の場合を、強い相関があると見なし、下線を引いた。

$$ **p<0.01 $$

## 4 ．全体データを使っての分析

以下では、全体データを使っての分析を行う。

### 4 -1. 学生で顕著に高い「人生自己決定意識」

まず、従属変数となる人生自己決定意識について、就業状態（分類の詳細については表 5 を参照）ごとに実感がいかに異なるかを確認する。

図 1 には度数分布を、表 2 には平均値と標準偏差を示した。これらの図表に示されるように就業状態によって人生自己決定意識には違いがあり、特に学生の実感は顕著に高い。学生の次に高いのは正規雇用であり、次いで無職、最も低いのは非正規雇用である。無職には、表 4 に示すように高齢の職業生活引退者も含まれるため、非正規雇用者よりも実感が高くなっている可能性がある。

表 3 の年代別の平均値を見ると、実感が低いのは 30 代後半や 40 代であり、10 代後半および 20 代そして 60 歳以降で実感が高くなる U 字型となっている。
図 1 就業状態別「人生自己決定意識」の分布

表 2 就業状態別「人生自己決定意識」の平均値、標準偏差、度数

人生自己決定意識 ***
度数	平均值	標準偏差
正規雇用	2867	5.28	2.59
非正規雇用	1494	5.11	2.59
無職	1698	5.22	2.70
学生	698	6.24	2.60

*** p < 0.001

表 3 年代別「人生自己決定意識」の平均値、標準偏差、度数

人生自己決定意識 ***
度数	平均值	標準偏差
15-19 歲	526	6.32	2.58
20-24 歲	499	5.69	2.75
25-29 歲	515	5.41	2.78
30-34 歲	419	5.11	2.71
35-39 歲	522	4.79	2.59
40-44 歲	551	4.85	2.45
45-49 歲	547	4.93	2.62
50-54 歲	647	5.01	2.61
55-59 歲	597	5.25	2.55
60-64 歲	720	5.39	2.56
65-69 歲	436	5.65	2.54
70-74 歲	325	5.45	2.53
75-79 歲	223	5.82	2.55
80 歲以上	230	5.50	2.73

*** p < 0.001
では、就業状態と年代の両方をコントロールした場合はどうであろうか。表4は年代 $ ^{12} $ ・就業状態別の人生自己決定意識の平均値である。表2では無職の平均値は5.22であり非正規の5.11よりも高かったが、表4を見ると若年層および中年層の無職の人生自己決定意識は4点台と低く、高齢層の無職が平均値を引き上げていることがわかる。

このように、学生の人生自己決定意識は他の層に比べて顕著に高く、意識に影響する要因も異なっていると考えられることから、以下では必要に応じ学生とそれ以外の層を分けて分析する。

表 4 年代・就業状態別 「人生自己決定意識」の平均値、度数

正规	非正规	无职	学生	合计
若年届（15～34岁）***	平均值	5.58	5.21	4.75	6.25	5.66
度数	717	333	219	690	1959
中年届（35～59岁）†	平均值	5.05	4.95	4.69	6.00	4.97
度数	1668	763	428	5	2864
高龄届（60岁以上）n.s.	平均值	5.64	5.34	5.53	5.00	5.52
度数	482	398	1051	3	1934

*** $p < 0.001$ † $p < 0.1$

### 4 -2. 「人生自己決定意識」の規定要因 - 学生以外（正規・非正規・無職）

前項では学生の人生自己決定意識の高さが明らかになった。以下では、学生以外、つまり正規・非正規・無職に関して、人生自己決定意識の規定要因を検討する。

着目する説明変数は以下のとおりである。

まず、Ryff 他（2003）がエウダイモニア的幸福の規定要因として用いた性別、年齢といった個人属性、および学歴、就業状態、婚姻状態といった社会的属性である。前述のように、Ryff 他が検証したのは「見解の自律性」である。重回帰分析の結果、「見解の自律性」の正の規定要因は年齢、有職であること、負の規定要因は女性であることがわかった。また、教育歴は居住地や人種によって効果は異なり $ ^{13} $ 、既婚者であることは規定要因ではないことが明らかになっている。「見解の自律性」において婚姻状態は規定要因ではなかったものの、他のエウダイモニア的幸福の要素、具体的には「人生の目的」「自己受容」「他者との肯定的関係」の意識については既婚者であることは一貫して正の規定要因であった。そこで婚姻状
熊の影響についても検討する。

また、Austin（2015）が用いたように経済的要因も投入する。これは人生決定の場において、経済的な余裕の有無によって選択が左右されると考えるためである。具体的には、等価世帯年収と本人年収を投入する。これは小塩（2014）が提示した、幸福感を左右する他人の所得との比較が、中国では本人所得ベース、日本や韓国では世帯所得ベースであるという知見を参考にしている。人生自己意識が世帯全体の経済状況によって左右されるのか、回答者自身の経済状況によって左右されるのかを検証するためである。なお、等価世帯年収も本人年収もフローとしての経済要因であり、貯蓄額などストックについては本調査では質問していないため考慮しない。

加えて、人生選択の前提とも言える主観的健康実感も説明変数（独立変数）として投入する。健康実感と幸福感に正の相関があることを示した研究は多い（Easterlin 2003；友原2013；松島・立福・伊角・山内2013）。人生決定の場面においても健康実感は人生の選択肢を広げたり狭めたりする要素として影響することが想定される $ ^{14} $ 。

加えて、家族内のケアの必要度も投入する。子育てや介護といった家族内にケアが必要な人がいた場合、自由に生き方を決めることができるとは限らないであろう。本稿では、子育てを見る上で子どもの数、介護を見る上で要介護者の有無の影響を検討する。

表 5 に正規雇用、非正規雇用、無職の基準統計量を、表 6 に学生（ただし 15～34 歳の未婚者のみ）の基準統計量を示した。学生を 15～34 歳の未婚者に限定するのは、本稿で焦点を当てたいのは、親の経済的庇護下にある若者の人生自己決定意識であるためである $ ^{15} $ 。また、学生を分けて分析するのは、前述のように、学生の人生自己決定意識は他の層に比べて顕著に高く意識に影響する要因も異なっていることが想定される他、学生は学歴を取得中で、もちろん職業もついておらず、正規雇用・非正規雇用・無職と同様の社会的属性を用いた分析を行うことが難しいためである。ただし、個人属性、主観的健康感、経済的要因に関しては学生でも投入できるので、4-4.でその結果も掲載する。