Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
表 5 基準統計量（全体データ：正規・非正規・無職）

変数名	定義	観測数	平均	標準偏差	最小值	最大值
従属変数
人生自己決定意識	自由に生き方を決めることができる
(0:全くそう思わない～10:とてもそう思う)	5497	5.23	2.62	0	10
独立変数
男性ダミー	(1:男性、0:女性)	5497	0.47	0.50	0	1
年齢	年齢	5497	50.22	16.25	17	102
年齢2乗	年齢2乗	5497	2785.74	1679.64	289	10404
主観的健康感	現在の健康状態
(1:健康ではない、
2:どちらかといえば健康ではない、
3:どちらとも言えない、
4:どちらかといえば健康である、
5:健康である)	5497	3.60	1.10	1	5
経済力
等価世帯年収	世帯全体の年間収入(税・社会保険料込み)
の選択区分にのっとって金額を割り当て、
世帯人数の平方根で除算したもの16。	5497	3311017	1821055	0	12500000
本人年収	自身の年間収入(税・社会保険料込み)の
選択区分の中央値となる金額を割り当て
たもの(選択肢と中央値は等価世帯年種入
と同じ)。	5497	2733400	2632101	0	15000000
教育レベル
高卒以下が一(基準)	最終学歴
(1:高校卒業以下、0:それ以外)	5497	0.54	0.50	0	1
高等教育修了ダミー	(1:専門・専修・各種学校、短大、大学、
大学院卒業、0:それ以外)	5497	0.46	0.50	0	1
就業状態
正規ダミー(基準)	(1:正規雇用・役員・自营業・自营手伝い、
0:それ以外)	5497	0.48	0.50	0	1
非正規ダミー	(1:パート、アルバイト、派遣・契約社員、
内職等、0:それ以外)	5497	0.25	0.43	0	1
無職ダミー	(1:学生以外の仕事をしていない人、
0:それ以外)	5497	0.28	0.45	0	1
婚姻状態
未婚ダミー(基準)	(1:未婚、0:それ以外)	5497	0.18	0.38	0	1
既婚ダミー	(1:既婚、0:それ以外)	5497	0.75	0.44	0	1
離婚・死別ダミー	(1:死別、0:それ以外)	5497	0.07	0.26	0	1
ケアの必要度
子どもの数
要介護者と同居ダミー	(0:子どもはいない、1:1人、2:2人、3:3人、
4:4人、5:5人以上)	5497	1.66	1.15	0	5
(1:要介護者あり、0:それ以外)
※同居の家族・親族に世話をされている人(要
介護認定を受けた人・寝たきりの人・病気療
養中の人・障がい認定を受けた人)がいるか	5497	0.18	0.38	0	1
表 6 基準統計量（全体データ：学生（ただし 15~34 歳の未婚者））

変数名	定義	観測数	平均	標準偏差	最小値	最大値
従属変数
人生自己決定意識	自由に生き方を決めることができる
(0:全くそう思わない～10:とてもそう思う)	604	6.24	2.58	0	10
独立変数
男性ダミー	(1:男性、0:女性)	604	0.51	0.50	0	1
年齢	年齢	604	18.29	2.56	15	32
年齢2乗	年齢2乗	604	340.91	100.10	225	1024
主観的健康感	現在の健康状態
(1:健康ではない、
2:どちらかといえば健康ではない、
3:どちらとも言えない、
4:どちらかといえば健康である、
5:健康である)	604	4.31	0.91	1	5
経済力
等価世帯年収	世帯全体の年間収入(税・社会保険料込み)
の選択区分にのっとって金額を割り当て、
世帯人数の平方根で除算したもの(割当は
脚注16と同じ)。
自身の年間収入(税・社会保険料込
み)の選択区分の中央値となる金額
を割り当てたもの(割当は脚注16と同
じ)。	604	3194813	1654681	0	8660254
本人年収	604	206954	332414	0	250000

表 7 は、学生以外（正規・非正規・無職）のデータを使用して、人生自己決定意識の規定要因を重回帰分析で検討した結果である。

モデルの説明をすると、モデル 1 では、性別や年齢といった個人属性に加え主観的健康感を投入した。モデル 2 とモデル 3 は、等価世帯年収と本人年収のいずれの規定力が強いかを探るためのモデルである（モデル 2 は、等価世帯年収のみを加え、モデル 3 では本人年収のみを加えた）。モデル 4 は、モデル 1 に等価世帯年収および本人年収という経済力を示す変数のほか、学歴・就業状態といった社会的属性を加えた。モデル 5 は、モデル 4 に婚姻状態やケアの必要度といった家庭に関する変数を加えたものである。

全てのモデルに共通して言えることは、①主観的健康感が高い人ほど人生自己決定意識が高いこと、②年齢が上がるほど人生自己決定意識が高いが年齢2乗項が有意であることからU字型（若者と高齢者で人生自己決定意識が高く真ん中で一度落ち込む型）であること、である。

性別に関しては、モデル 1 やモデル 2 では、男性であることが人生自己決定意識を有意に高めているが、本人年収を加えたモデル 3 以降では男性ダミーは有意ではない。以上から性別よりも本人の稼得状況が人生自己決定意識を規定していることがわかる。

経済力に関しては、モデル 2 の等価世帯年収、モデル 3 の本人年収ともに正の規定要因であるが、モデル 4 以降では本人年収のみが有意である。家庭の経済力というよりも本人の経済力が人生自己決定意識を規定していると言える。

学歴に関しては、投入したモデル4以降、一貫して有意であり、高卒以下に比べ高等教育
修了以上の学歴を取得することによって人生選択の幅が広がることを意味している。

就業状態に関しては、モデル4以降に示されるように有意ではない。つまり、正規に比べ非正規や無職だからといって実感が異なるわけではない。これは非正規雇用者の中には、正規雇用への道を閉ざされ“やむを得ず”不安定な状態で雇用されている者だけでなく、フリーターに関する諸研究（上西2002）で明らかになった“夢追求型”や“モラトリアム型”のような積極的に非正規を選択している者の存在を示唆している可能性がある。しかし、次項で検討するように、性別・年齢別に検証した場合、異なる結果になる場合があり、解釈には注意が必要である。

婚姻状態に関しては、モデル 5 に示すよう、未婚者に比べ既婚や離婚・死別といった婚姻経験のある者の実感が低い。これは家族を持つことが自由な人生決定を妨げることを意味している。

ケアの必要度に関しては、モデル 5 に示すよう、子どもの数は有意でないものの、要介護者と同居していることは人生自己決定意識を有意に低めている。

表 7 「人生自己決定意識」の規定要因（全体データ：正規・非正規・無職）

モデル1	モデル2	モデル3	モデル4	モデル5
非標準化 標準化 係数	係数	非標準 化係数	標準化 係数	非標準化 標準化 係数	標準化 係数	非標準化 標準化 係数	標準化 係数	非標準化 標準化 係数	標準化 係数
男性 ダミー	0.201	0.038	**	0.192	0.037	**	0.004	0.001	0.077	0.015	0.047	0.009
年齢	0.015	0.090	***	0.015	0.092	***	0.015	0.090	***	0.016	0.102	***
年齢2乗	0.001	0.079	***	0.001	0.082	***	0.001	0.093	***	0.001	0.095	***
主観的健康感	0.547	0.229	***	0.533	0.223	***	0.530	0.222	***	0.522	0.219	***
等価世帯年収(×10^{-6})（注）	0.081	0.056	***	0.031	0.022	0.023	0.016
本人年収(人10^{-6})（注）	0.077	0.078	***	0.057	0.058	***
高等教育修了ダミー	0.323	0.061	***	0.313
非正規ダミー	0.106	0.017	0.080	0.013
無職ダミー	0.042	0.007	0.060	0.010
既婚ダミー	-0.569	-0.095
離別・死別ダミー	-0.338	-0.034
子どもの数	-0.055	-0.024
要介護者と同居ダミー	-0.320	-0.047
(定数)	2.248	***	2.017	***	2.162	***	1.823	***	2.080	***
N	5496	5496	5496	5496	5496
調整済みR2乗	0.058	0.061	0.062	0.066	0.072
F値	85.219	***	72.901	***	73.646	***	43.818	***	33.893	***

*** p < 0.001 ** p < 0.01 * p < 0.05 † p < 0.1

（注）等価世帯年収および本人年収の非標準化係数に関しては、 $ 10^{-6} $ を掛けること。

### 4 −3. 「人生自己決定意識」に対する年代や性別の影響−学生以外（正規・非正規・無職）

前項では、正規・非正規・無職の場合、人生自己決定意識には、年齢の影響が強いことが明らかになったが、年代ごとに区切ると同じ結果になるのであろうか。また、前項では本人年収を投入すると性別の影響が出なくなったが、性別によって影響の出方が異なる変数が他にもあるのではないだろうか。本項では、経済力（等価世帯年収、本人年収）、社会的属
性（学歴、就業状態、婚姻状態）、ケアの必要度が人生自己決定意識に与える影響が性別によって異なるかを、年代別に検討する。性別の効果をみるのは、これらの諸変数の状況が男女で異なっているためである。例えば、賃金で言えば正社員の場合、男性で月額約34万円、女性で月額約26万円と約8万円の差がある（厚生労働省、平成26年賃金構造基本統計調査）。学歴に関しては、かつては大きな男女差があり17、「生活の質に関する調査」を実施した2012年度でも大学進学率は男性で55.6%、女性で45.8%と約10ポイント女性が低い。女性の短大進学率9.8%を合算すれば、男女ほぼ同じ割合になる18が、大学への進学率を見れば男性のほうが高学歴と言える。子育てや介護についても、男女で担う割合は異なっており、女性のほうが一般的に負担が高い19。

交差項の投入に際しては中心化を行い VIF が小さくなるよう（多重共線性が起こりにくくなるように）配慮している $ ^{20} $ 。また、以下の分析では、サンプル数の少なさから年齢と年齢2乗項が多重共線性を起こす場合があるので年齢2乗項を取り除いている。

検討は２パターンで行った。第１は、性別と婚姻状態の交互作用である。第２は、性別と婚姻状態以外の諸変数との交互作用である。
## ①性别×婚姻状態

前項で、既婚者と離婚・死別経験者は未婚者に比べ、人生自己決定意識が有意に低いという結果がでた。婚姻状態は個人のライフスタイルの違いを如実にあらわす変数であるため、まずは性別によって婚姻状態が人生自己決定意識に与える影響が異なるかについて、検討する。図2は、性別、婚姻状態、および性別×婚姻状態の交互作用項を投入したモデルによって人生自己決定意識の予測値を出した結果をグラフ化したものである（なお、本図を作成する上での数値データは表8である）。

表 8 に示されるように、若年層と中年層で性別と婚姻状態の交互作用があった。高齢層に関しては係数が有意でなかった。男女差に着目すると、若年層・中年層いずれにおいても、わずかながらではあるが、未婚者の場合は女性のほうが人生自己決定意識が高く、既婚者の場合は男性のほうが高い。また離婚経験者については男性のほうが人生自己決定意識が高い。

年代・性別ごとに婚姻状態の差に着目すると、若年層の男性の人生自己決定意識は既婚者＜未婚者＜離婚経験者の順で高くなり、女性の場合は離婚経験者＜既婚者＜未婚者の順に並ぶ。中年層の男性については、死別経験者＜未婚者＜既婚者＜離婚経験者の順であり、女性に関しては離婚経験者＜既婚者＜未婚者＜死別経験者の順番である。

以上から男性では既婚者に比べて離婚経験者のほうが人生自己決定意識が高いのに対し、女性では逆になっていることや、未婚女性の人生自己決定意識の高さが確認できた。

図２　年代別、交差項として性別×婚姻状態を投入した重回帰分析による「人生自己決定意識」の予測値（全体データ：正規・非正規・無職）
表 8 年代別、「人生自己決定意識」の規定要因（全体データ：正規・非正規・無職） 交差項として性別×婚姻状態を投入

若年層(15～34歲)	中年層(35～59歲)	高齡層(60歲以上)
非標準化
係数	標準化
係数	非標準化
係数	標準化
係数	非標準化
係数	標準化
係数
男性ダミー	-0.327	-0.059	-0.732	-0.142 *	-0.400	-0.078
既婚ダミー	-1.056	-0.181 ***	-0.536	-0.074 *	-0.938	-0.131
離婚ダミー	-1.751	-0.088 *	-0.644	-0.051 †	-0.494	-0.061
死別ダミー	0.453	0.018	-0.842	-0.031
男性ダミー×既婚ダミー	0.740	0.093 *	0.980	0.186 **	0.480	0.028
男性ダミー×離婚ダミー	2.452	0.075 *	1.689	0.071 **	0.812	0.158
男性ダミー×死別ダミー	-1.118	-0.022	0.094	0.005
(定数)	5.751	***	5.397	***	6.200	***
N	1113	2642	1739
調整済みR2乘	0.019	0.004	0.006
F值	5.220	***	2.400	*	2.418	*

（注）若年層（15～34歳）には死別経験者はいない。

$$ ***p<0.001\quad**p<0.01\ *p<0.05\ \dagger p<0.1 $$

## ②性別×婚姻状態以外の諸変数

表 9 は、3つの年代区分に関して、経済力、学歴、就業状態、ケアの必要度、それぞれと性別の交互作用を加えたモデルである。

表では上段に若年層、中段に中年層、下段に高齢層の結果を示している。それぞれの表中の網掛けになっている部分は、交互作用を検討する独立変数（なお独立変数の係数は調節変数である男性ダミーが0の時、つまり女性の場合の効果を意味する）と、当該独立変数と男性ダミーの交差項である（男性の場合の効果は、男性ダミーの係数、当該独立変数の係数、当該交差項の係数を加えたものとなる。交差項が有意であるということは男女差があることを意味している $ ^{21} $ ）。

以下では、交差項ごとに年代比較をする。

まず、経済力（等価世帯年収および本人年収）である。表7では、等価世帯年収と本人年収、両方を投入した場合、本人年収のみ正の規定力を有していた。表9を見ると、等価世帯年収の交差項も本人年収の交差項も有意ではなく、性別によって経済力が与える効果に違いがあるとは言えない。経済要因以外の交互作用項を投入した場合は、本人年収は一貫して効果をもち続けていることから、本人年収と性別に相関があるため、効果がうまく検出できていない可能性がある。

次に、学歴（高等教育修了以上ダミー）に関しては、表7では正の効果を持っていたが、
表 9 を見ると、交差項は有意ではなく、性別によって学歴が与える効果に違いはない。

次に、就業状態（非正規ダミー、無職ダミー）である。表 7 では非正規ダミー、無職ダミーいずれも有意ではなかった。表 9 では、若年層および高齢層の交差項で、非正規雇用であることが有意となっており、男女によって非正規であることが人生自己決定意識に与える効果が異なることがわかる。女性の場合は、非正規、無職ともにどの年代でも人生自己決定意識に与える有意な効果はないが、男性の場合は非正規であると、若年層で-0.563、高齢層で-0.467、人生自己決定意識を下げる $ ^{22} $ 。

最後にケアの必要度（子どもの数、要介護者との同居ダミー）である。表7では子どもの数は有意ではなく、要介護者との同居は負の効果を持っていた。表9を見ると、年代によって有意となる交差項が異なっている。

まず、子どもの数の交差項に関しては、中年層および高齢層で有意であり、両年代では男女によって子どもの数が人生自己決定意識に与える影響に違いがあると言える。具体的には、子どもの数は、中年層では、女性の場合に-0.151、男性の場合に+0.037（算出式は脚注 $ ^{[23]} $ ）の規定力を持っており、子どもの数が増えることが人生自己決定意識に与える影響が男女で逆になっている。他方、高齢層や若年層に関しては有意性に問題はあるものの係数に言及すると、高齢層の場合は中年層と同様の傾向にあり、子どもの数は女性にとっては人生自己決定意識を低めるが、男性にとっては逆に高めている $ ^{[24]} $ 。また、若年層の場合の子どもの数の規定力は、女性で-0.573、男性で-0.293（算出式は脚注 $ ^{[25]} $ ）といったように、男女ともに子どもの数が増えることで人生自己決定意識は低まるが、とりわけ女性において低下の程度が顕著と言える。上田・川原（2013）が子どもを持つ20・30代の男女の幸福度の規定要因を探った際、子どもの数は男性では有意でなかったが、女性では負の規定要因であった。こうした先行研究の結果とあわせると、子どもの数が増えるほど、若年層の母親の育児負担が増え、人生自己決定意識を低めるという仮説が成り立つ可能性がある。ただし、本調査では育児負担については直接質問していないため、この仮説を検証するには別の調査データで行う必要がある。

次に、要介護者との同居の交差項に関しては、若年層と中年層で有意であり、両年代では男女によって要介護者との同居が人生自己決定意識に与える影響に違いがある。まず、中年層に関しては、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、女性で-0.553、男性で-0.111（算出式は脚注 $ ^{26} $ ）というように、女性のほうが要介護者との同居によって人生自己決定意識が下がる程度が大きい（有意性には問題があるが、高齢層の場合も同様で、女性で-0.405、男性で-0.216（算出式は脚注 $ ^{27} $ ）であった）。こうした男女の違いは要介
護者との同居という家族内ケアの必要度が高まる状況に関して、ケアの負担度が男女で異なることを意味している可能性がある。なお、若年層に関しては、女性の場合は、要介護者との同居が正の規定力+0.087を有しているのに対し、男性の場合は負の規定力-0.674（算出式は脚注 $ ^{[28]} $ ）を有している。一般的に女性のほうがケア労働を求められることが多くケアの負担度が人生自己決定意識を低めると思われるため、女性の係数が正、男性の係数が負になることの説明は難しく、更なる要因の検討が必要である。
### 4 –4. 「人生自己決定意識」の規定要因－学生

前項では、学生以外、正規・非正規・無職を検証したが、本項では、学生の人生自己決定意識を同年代の学生以外（正規・非正規・無職）と比較して、検討する。

表 10 は、分析対象を若年層の未婚者に限定し、さらに学生と学生以外（正規・非正規・無職）に分け、重回帰分析を行った結果である。ここで用いたモデルは、学生以外の全年齢を対象に行った回帰分析（表 7）のモデル 5 のうち、学生を対象にした場合に投入できる変数のみ投入した結果であり、特に経済力（等価世帯年収および本人年収）の影響度を見ることを目的としている

表 10 「人生自己決定意識」の規定要因

(全体データ：若年層の未婚者のうち、学生と学生以外（正規・非正規・無職）)

学生
(ただし 15～34 歳の未婚者)	学生以外 (正規・非正規・無職)
(ただし 15～34 歳の未婚者)
非標準化
係数	標準化
係数	非標準化
係数	標準化
係数
男性ダミー	0.071	0.014	-0.318	-0.058
年齢	-0.066	-0.065	-0.057	-0.083 *
主観的健康感	0.456	0.161 ***	0.559	0.223 ***
等価世帯年収 (×10^{-6})	0.095	0.061	0.045	0.028
本人年収 (×10^{-6})	0.444	0.057	0.239	0.119 **
(定数)	5.049	***	4.402	***
N	603	714
調整済み R2 乗	0.024	0.076
F 值	4.018	**	12.720	***

*** p < 0.001 ** p < 0.01 * p < 0.05 † p < 0.1

（注）年齢との多重共線性が想定される（VIFが極めて高い）ため年齢2乗項は除去している。

表 10 に示されるように、学生と学生以外（正規・非正規・無職）のいずれの表でも、最も強い影響力を有しているのは主観的健康感である。学生については、主観的健康感しか有意な変数はなく、家庭の経済力（等価世帯年収）も本人の経済力（本人年収）も人生自己決定意識に影響を与えていない。学生の場合、雇用者とは異なり小遣いやアルバイト代等しか収入がないと思われるため、本人年収が効果を有しないのは当然と言えるが、等価世帯年収が影響しないのは意外な結果である。他方、学生以外（正規・非正規・無職）に関しては、本人年収が1%水準で正に有意であり、本人年収が多いほど人生自己決定意識は高い。

### 5. 親子（父母子）セットデータでの検証

本節では、親子（父母子）三者がそろったデータに関して、人生自己決定意識が家庭の経済状況や親の社会的属性や意識によって規定されているかを検討する。

桑原・上田・河野（2013）が示すように、幸福度に関しては世帯主の幸福度が増すと配偶
者の幸福度も増すという関係になっている。人生自己決定意識に関しては、親子（父母子）三者の関係はどのようになっているのであろうか。

以下では、子どもの年齢が若年層（15～34歳）のケースを検討する。34歳に年齢の区分を設けるのは、フリーターやニートなど若年者雇用の定義における年齢区分が34歳であることと $ ^{29} $ 、表3に示したように人生自己決定意識の平均値が35歳以降になると4点台に急激に下がるためである。また、分析においては、第4節と同様に、未婚者について、学生とそれ以外（正規・非正規・無職）に分けて検討する。基準統計量は、子ども・学生は表11、子ども・学生以外（正規・非正規・無職）は表12である。

表 11 と表 12 を比較すると、子どもの年代が同じであっても、世帯の状況が異なることがわかる。例えば、子どもが学生の世帯では、子どもが学生以外（正規・非正規・無職）の世帯に比べると、等価世帯年収は低いものの父の本人年収や母の本人年収が高い。その背景として、子どもが学生の世帯では、父の正規雇用の割合が9割以上と大多数であること、母の正規雇用および非正規雇用の割合が子どもが学生以外（正規・非正規・無職）の世帯に比べ高いことがあげられる。学歴も子どもが学生である世帯のほうが父母ともに高い。
表 11 子ども・学生（ただし 15～34 歳の未婚者）の基準統計量（親子セットデータ）

変数名	観測数	平均	標準偏差	最小值	最大值
従属変数	359	6.08	2.65	0	10
子:人生自己決定意識
独立変数	359	0.54	0.50	0	1
子:男性ダミー(基準:女性)
子:年齢	359	18.27	2.52	15	32
子:主観的健康感	359	4.29	0.91	1	5
等価世帯年収	359	3482724	1532790	288675	8660254
子:本人年収	359	188022	299247	0	2500000
父:本人年収	359	6144847	3003940	0	15000000
母:本人年収	359	1479109	1857788	0	15000000
父:高等教育終了以上ダミー(基準:高卒以下)	359	0.55	0.50	0	1
母:高等教育終了以上ダミー(基準:高卒以下)	359	0.58	0.49	0	1
父:正規ダミー(基準)	359	0.91	0.29	0	1
父:非正規ダミー	359	0.06	0.24	0	1
父:無職ダミー	359	0.03	0.17	0	1
母:正規ダミー(基準)	359	0.30	0.46	0	1
母:非正規ダミー	359	0.50	0.50	0	1
母:無職ダミー	359	0.20	0.40	0	1
父:人生自己決定意識	359	5.25	2.60	0	10
母:人生自己決定意識	359	4.89	2.63	0	10

表 12 子ども・学生以外（正規・非正規・無職）（ただし15〜34歳の未婚者）の基準統

計量（親子セットデータ）

変数名	観測数	平均	標準偏差	最小值	最大值
従属変数	363	5.61	2.58	0	10
子:人生自己決定意識
独立変数	363	0.45	0.50	0	1
子:男性ダミー(基準:女性)
子:年齢	363	26.07	3.99	17	34
子:主観的健康感	363	3.85	1.12	1	5
等価世帯年収	363	3582658	1752331	0	8660254
子:本人年収	363	2041322	1217824	0	5500000
父:本人年収	363	4637741	2871133	0	15000000
母:本人年収	363	1249311	1563294	0	7500000
父:高等教育終了以上ダミー(基準:高卒以下)	363	0.47	0.50	0	1
母:高等教育終了以上ダミー(基準:高卒以下)	363	0.40	0.49	0	1
父:正規ダミー(基準)	363	0.68	0.47	0	1
父:非正規ダミー	363	0.20	0.40	0	1
父:無職ダミー	363	0.13	0.33	0	1
母:正規ダミー(基準)	363	0.27	0.45	0	1
母:非正規ダミー	363	0.43	0.50	0	1
母:無職ダミー	363	0.30	0.46	0	1
父:人生自己決定意識	363	5.15	2.46	0	10
母:人生自己決定意識	363	4.71	2.80	0	10
まず、親子の人生自己決定意識の相関を見ると（表 13）、尾嶋・吉川・直井（1996）と同様に、父母の意識に相関があることがわかる。また、子どもが学生の場合のみ、母と子の意識に弱い相関がみとめられる。

表 13 子どもが学生か否か別、父母子の「人生自己決定意識」の相関

子ども・学生(ただし15～34歳の未婚者)	子ども・学生以外(正規・非正規・無職)(ただし15～34歳の未婚者)
父と母の相関係数	0.143 **	0.131 *
父と子の相関係数	0.061	0.082
母と子の相関係数	0.122 *	0.009

$ ^{**} $ p < 0.01 $ ^{*} $ p < 0.05

次に、学生と学生以外（正規・非正規・無職）、それぞれについて、人生自己決定意識の規定要因を探る。その際、これまで投入してきた本人に関する変数だけでなく、父母に関する変数も投入する。父母それぞれに関して投入する変数は、本人年収、学歴、就業状態、そして人生自己決定意識である（表 14）。

表 14 に示すように、子どもが学生か否かを問わず、子ども自身の主観的健康感および本人年収が正の効果を持っている。子どもが学生の場合は、父職が非正規雇用であること、母の人生自己決定意識が正の規定力を持っている。父が非正規の場合、人生自己決定意識が有意に高いのは意外な結果と言えるが、サンプルが20名強と少数なため、信頼性については検討が必要である。また、母の人生自己決定意識が正の規定力を持つことは、中高生のデータで検証した吉川（1998）では、子どもの自己確信性に対し父の自己確信性が正の効果を持っていたので、異なる結果と言える。しかし、日本では家族生活において夫婦関係よりも親子関係が優先されており、父親が家庭外で就労していたり子ども数が減少したりすることで母子関係が濃密である（牧野 1993）という指摘もある。本稿によって、中高生以上の幅広い年齢を含めた学生において、母子の人生自己決定意識の弱い相関が認められたと言える。

他方、学生以外（正規・非正規・無職）の場合では、父母の社会的属性や意識は効いていない。
表 14 子どもが学生か否か別、子どもの「人生自己決定意識」の規定要因（親子セットデータ）

子ども・学生
(ただし15～34歳の未婚者)	子ども・学生以外
(正規・非正規・無職)
(ただし15～34歳の未婚者)
非標準化
回帰係数	標準化
回帰係数	非標準化
回帰係数	標準化
回帰係数
子:男性ダミー	0.229	0.043	0.191	0.037
子:年齢	-0.122	-0.115 †	-0.047	-0.072
子:主観的健康感	0.419	0.143 *	0.583	0.254 ***
等価世帯年収(×10⁶)	0.162	0.093	0.052	-0.035
子:本人年収(×10⁶)	0.938	0.106 †	0.319	0.151 *
父:本人年収(×10⁶)	-0.043	-0.048	0.025	0.027
母:本人年収(×10⁶)	0.032	0.022	0.069	0.042
父:高等教育修了ダミー	-0.254	-0.048	-0.020	-0.004
母:高等教育修了ダミー	-0.048	-0.009	-0.093	-0.018
父:非正規ダミー	1.322	0.120 *	-0.193	-0.030
父:無職ダミー	-1.240	-0.081	-0.108	-0.014
母:非正規ダミー	-0.025	-0.005	-0.156	-0.030
母:無職ダミー	-0.276	-0.042	0.041	0.007
父:人生自己決定意識	0.047	0.046	0.079	0.075
母:人生自己決定意識	0.100	0.099 †	0.010	0.011
(定数)	5.312	***	3.542	**
N	358	362
調整済みR2乗	0.037	0.074
F值	1.920	*	2.928	***

$$ ***p<0.001\quad**p<0.01\quad*p<0.05\quad\dagger p<0.1 $$

経済力のうち等価世帯年収は前節でも本節でも人生自己決定意識に影響を及ぼしていなかったが、なぜだろうか。

図 3 は、等価世帯年収を低群・中群・高群にわけ 30、学生の子ども、父、母、それぞれに関してグループごとの人生自己決定意識の平均値を示したものである。図 4 は、学生以外（正規・非正規・無職）の場合である。図 3 を見ると、子どもが学生の場合、父母子の三者とも、人生自己決定意識が、等価年収の区分別に有意に異なっている。特徴的なのは、中群の人生自己決定意識が最も低いということである。子どもが学生以外（正規・非正規・無職）の場合を検証した図 4 でも同様であり、図 4 では母の人生自己決定意識しか有意ではないが、中群が最も低い。このように等価世帯年収は高まるほど人生自己決定意識が高まるという線型の関係性が成り立っていないため、回帰式で等価世帯年収は有意とならない。つまり家庭の経済力が高ければ人生自己決定意識が単純に高まるわけではない。
図３等価世帯年収区分別、子ども・学生、父、母の「人生自己決定意識」の平均値（注） $ ^{**} $ p<0.01 $ ^{*} $ p<0.05 $ \dagger $ p<0.1は等価世帯年収区分別に一元配置の分散分析を行った結果である。

図４ 等価世帯年収区分別、子ども・学生以外、父、母の「人生自己決定意識」の平均値（注）*p<0.05 は等価世帯年収区分別に一元配置の分散分析を行った結果である。
### 6. おわりに

本稿で明らかになったことは以下の5点である。

第一は、正規・非正規・無職を対象に人生自己決定意識の要因を探ったところ、主観的健康感、経済力、学歴が人生自己決定意識を高めていることである。まず、主観的健康感は極めて強い正の規定力を有していた。つまり、健康である人ほど自由な人生決定ができていると感じているという結果であり、“意識が意識を規定する”というトートロジカルな結果とも言える。幸福のみならず自由な人生決定の前提に健康ありきという常識的な結果と言えよう。次に、経済力については本人の経済力が正の規定力を持つことである。家庭の経済力ではなく本人の経済力のみが有意であるということは、人生自己決定意識は世帯の経済状況ではなく本人の稼得状況に左右されることを意味している。最後に、学歴については、高等教育機関を修了した者はそれ以下の学歴の者よりも人生自己決定意識が高かった。

第二は、年齢に関して30代後半から40代で人生自己決定意識が低まるU字型をとることである。これは正規・非正規・無職に関して全年齢を対象に分析した際、年齢2乗項が有意であったことから明らかである。

第三は、学生の人生自己決定意識が極めて高く、家庭の経済力が有意でない点である。子どもの貧困の観点から若年層の人生自己決定意識に焦点を当てたが、その他の年代と比較すれば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かった。しかも学生の場合は、経済的な理由が人生自己決定意識に効きにくい傾向にあった。

第四は、学生の場合、親の社会的属性・意識の影響が若干、見られることである。親子（父母子）セットデータで検証したところ、父が非正規雇用であること、母の人生自己決定意識が高いことが、子どもの人生自己決定意識に正の規定力を有していた。父職の影響はサンプル数の観点から慎重に判断しなければならないが、母親の意識との弱い相関は、父子の結びつきよりも母子の結びつきのほうが強いことが表れている。

このように若者の人生自己決定意識は家庭の経済力や親の社会的属性の影響を受けにくいが、実際に若者が選ぶ進路はその若者が属する社会階層によって異なることは想像に難くない $ ^{31} $ 。苅谷（2001）は、学習意欲の格差に関する研究で、低い社会階層の家庭の子どもほど、学びから“降り”ており、そのことが逆に自己肯定感を高めていることを指摘している。本稿で検討した人生自己決定意識も、この自己肯定感のように若者の所属する社会階層の影響が表れていない可能性も考えられる。社会階層を単純に世帯年収のみで考えることはできないが、図3や図4に示されるように等価世帯年収が低群にあたる人々の人生自己決定意識が最も低いわけではないという結果には、客観的に見て人生選択の機会（ライフチャンス）の乏しい等価世帯年収・低群の人々が、選択の機会（ライフチャンス）を高く見積もっている可能性を含んでいる。人生自己決定意識の高さを安心材料とすることなく、若者が実際に選ぶ進路について、今後、より詳細に検討を加える必要がある
と考える。

第五は、学生以外（正規雇用・非正規雇用・無職）に関しては、社会的属性・ケアの必要度が人生自己決定意識に与える影響が年代・性別によって異なっていることである。例えば、婚姻状態については、どの年代でも未婚女性は未婚男性よりも人生自己決定意識は高く、既婚女性は既婚男性よりも人生自己決定意識は低かった。また、若年層や中年層の離婚経験については、男性のほうが人生自己決定意識が高かった。ここから男女によって婚姻状態が人生自己決定意識に与える効果が異なることが推察される。また、その他の諸変数に関して、男女差が認められたのは就業状態、子どもの数、要介護者との同居である。まず、就業状態に関しては、若年層および高齢層で男女差が認められ、男性にとっては非正規であることが有意に人生自己決定意識を低めていた。次に、子どもの数の多さは中年層および高齢層で男女差が認められ、女性にとって子どもの数が多いことは人生自己決定意識を低めるが、男性にとっては人生自己決定意識を高めている。最後に、要介護者との同居は若年層および中年層で男女差があり中年層の女性で有意に人生自己決定意識を低めていた。性別によってケアの必要度が人生自己決定意識に与える影響が異なるということは、家庭内におけるケアの負担度の違いを示唆している。

以上から得られる知見は、人生自己決定意識が低いのは、自身の年収の低い者、高学歴を得られなかった者、男性の非正規労働者、子育て・介護負担が高い者（子育てに関しては若年層の男女や中年層の女性、介護に関しては中年層・高齢層の女性）であり、こうした属性の人たちが人生選択の機会（ライフチャンス）に制約を感じている可能性があることである。これまでにも、高等教育機会の充実、非正規雇用者の正規雇用への転換、育児・介護支援などの施策が行われてきたが、「自由に生き方を決めることができる」というエウダイモニア的幸福（意義深い人生を送る上で有用な行為者としての潛在能力）を高めることにも寄与していると言え、その重要性が確認できた。

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## 国土交通省（自動車安全特別会計自動車検査登録勘定）

## 国の債権に係る情報の公表

歳入金債権の発生額及び消滅額等の推移

(单位:百万円)

平成21年度	平成22年度	平成23年度
管理对象債權額	消滅額	管理对象債權額	消滅額	管理对象債權額	消滅額
前年度以前発生未消滅債權分	本年度発生分	前年度以前発生分	本年度発生分	前年度以前発生未消滅債權分	本年度発生分	前年度以前発生分	本年度発生分	前年度以前発生未消滅債權分	本年度発生分	前年度以前発生分	本年度発生分
うち不納欠損額	うち不納欠損額	うち不納欠損額	うち不納欠損額	うち不納欠損額	うち不納欠損額	うち不納欠損額
合 計	34,184	485	33,699	33,699	0	-	33,699	-	34,216	488	33,728	33,731	2	-	33,728	-	34,313	487	33,825	33,827	2	-	33,825
備 考	【前年度以前発生分】 运输金債權 484 【本年度発生分】 自動車債捨登錄印証巻単仮儲備 32,909	【前年度以前発生分】 运输金債權 0 【本年度発生分】 自動車債単儲登錄印証巻単仮儲備 32,909	【前年度以前発生分】 运输金債權 483 【本年度発生分】 自動車債単儲登錄印証巻単仮儲備 32,466 免許料及び手数料債 1,011	【前年度以前発生分】 运输金債權 2 【本年度発生分】 自動車債単儲登錄印証巻単仮儲備 32,466 免許料及び手数料債 1,011	【前年度以前発生分】 运输金債權 485 【本年度発生分】 自動車債単儲登錄印証巻単仮儲備 31,164 免許料及び手数料債 1,615	【前年度以前発生分】 运输金債權 1 【本年度発生分】 自動車債単儲登錄印証巻単仮儲備 31,164 免許料及び手数料債 1,615

※消滅額の項中「うち不納欠損額」は、歳入徴収官事務規程（昭和二十七年大蔵省令第百四十一号）第二十七条第一項各号に該当する金額の合計額であり、消滅額の内数。

## 歳入金債権の年度末現在額の推移

(单位:百万円)

平成21年度末現在額	平成22年度末現在額	平成23年度末現在額
一般分(微收停止分を除く。)	微收停止分	微收停止分
本年度発生債權分	前年度以前発生債權分	合計	本年度発生債權分	前年度以前発生債權分	本年度發生債權分	前年度以前発生債權分	合計	本年度發生債權分	前年度以前発生債權分	微收停止分
履行期限到來額	履行期限未到來額	履行期限到來額	履行期限未到來額	履行期限到來額	履行期限未到來額	本年度發生債權分	履行期限到來額	履行期限未到來額	履行期限到來額	履行期限未到來額	履行期限到來額	履行期限未到來額	本年度發生債權分	前年度以前發生債權分	履行期限到來額	履行期限未到來額	履行期限到來額	履行期限未到來額	履行期限到來額	履行期限未到來額	本年度發生債權分	前年度以前發生債權分
債權の種類	歳入
(款) 雑収人	(項) 雑収人
(項) 返納金債權	(項) 返納金債權	-	-	485	-	485	-	-	-	-	485	-	485	-	-	-	0	-	485	-	485	-	-
(項) 退儲金債權	(項) 退儲金債權	-	-	483	-	483	-	-	-	-	483	-	483	-	-	-	-	-	483	-	483	-	-
(項) 損害賠償金債權	(項) 損害賠償金債權	-	-	0	-	0	-	-	-	0	-	0	-	-	-	0	-	0	-	1	-	-	-
(項) 利息債權	(項) 利息債權	-	-	0	-	0	-	-	-	-	0	-	0	-	-	-	-	0	-	0	-	-	-
合 計	-	-	485	-	485	-	-	-	-	0	-	485	-	485	-	-	-	0	-	485	-	485	-	-

2. 「特別会計に関する法律」附則第六十七条第一項第八号の規定により設置された自動車損害賠償保障事業特別会計が廃止されたことに伴い、同法附則第二百二十八条第七項の規定により

※1. 計数はそれぞれ単位未満切り捨てによっているので、端数において合計とは合致しないものがある。

3. 「特別会計に関する法律」附則第六十七条第一項第九号の規定により設置された自動車検査登録特別会計が廃止されたことに伴い、同法附則第二百四十七条第三項の規定により

自動車検査登録特別会計の平成十九年度末における権利義務は、本特別会計の本勘定に帰属した。
# 行政機関等の視察の概要

## 1 地方公共団体情報システム機構

(1) 日時：平成26年5月23日（金）

(2) 出席者：

（先方）西尾 勝 理事長 他

（当方）堀部委員長、阿部委員、手塚委員、其田事務局長、松元総務課長、大塚調査官

(3) 主な意見交換事項：

① 特定個人情報等の漏えい等に対するリスク対策について

②システム構築の現状と今後の予定について

③ 地方公共団体との連携等について

④ 特定個人情報保護評価に当たっての懸案事項について

## 2 国税厅

(1) 日時：平成26年5月29日（木）

(2) 出席者：

（先方）金沢 孝志 参事官 他

（当方）堀部委員長、阿部委員、手塚委員、其田事務局長、松元総務課長、大塚調査官

(3) 主な意見交換事項：

① 国税関係システムの概要について

② 情報漏えい等に対するリスク対策について

③ 特定個人情報保護評価の準備状況について

④ 特定個人情報保護評価に当たっての懸案事項について

## 3 三鹰市役所

(1) 日時：平成26年5月29日（木）

(2) 出席者：

（先方）清原 慶子 市長 他

（当方）堀部委員長、阿部委員、手塚委員、其田事務局長、松元総務課長、大塚調査官

(3) 主な意見交換事項：

① 事務（システム）の運用状況等について

② 三鷹市における番号制度への取組について

③ 特定個人情報保護評価に関する取組について

④ 条例改正等に関する取組について
## 別記第1

セクシュアル・ハラスメントをなくすために職員が認識すべき事項についての指針

第1 セクシュアル・ハラスメントをしないようにするために職員が認識すべき事項

## 1 意識の重要性

セクシュアル・ハラスメントをしないようにするためには、職員一人一人が、次の事項の重要性について十分認識しなければならない。

(1) お互いの人格を尊重しあうこと。

(2) お互いが大切なパートナーであるという意識を持つこと。

(3) 相手を性的な関心の対象としてのみ見る意識をなくすこと。

(4) 異性を劣った性として見る意識をなくすこと。

## 2 基本的な心構え

職員は、セクシュアル・ハラスメントに関する次の事項について十分認識しなければならない。

(1) 性に関する言動に対する受け止め方には個人間や男女間で差があり、セクションアル・ハラスメントに当たるか否かについては、相手の判断が重要であること。具体的には、次の点について注意する必要がある。

ア 親しさを表すつもりの言動であったとしても、本人の意図とは関係なく相談を不快にさせてしまう場合があること。

イ 更快に感じるか否かには個人差があること。

ウこの程度のことは相手も許容するだろうという勝手な憶測をしないこと。

エ 相手との良好な人間関係ができていると勝手な思い込みをしないこと。

(2) 相手が拒否し、又は嫌がっていることが分かった場合には、同じ言動を決して繰り返さないこと。

(3) セクシュアル・ハラスメントであるか否かについて、相手からいつも意思表示があるとは限らないこと。

セクシュアル・ハラスメントを受けた者が、職場の人間関係等を考え、拒否することができないなど、相手からいつも明確な意思表示があるとは限らないこ
とを十分認識する必要がある。

(4) 職場におけるセクシュアル・ハラスメントにだけ注意するのでは不十分であること。

例えば、職場の人間関係がそのまま持続する歓迎会の酒席のような場において職員が他の職員にセクシュアル・ハラスメントを行うことは、職場の人間関係を損ない勤務環境を害するおそれがあることから、勤務時間外におけるセクシュアル・ハラスメントについても十分注意する必要があること。

(5) 職員間のセクシュアル・ハラスメントにだけ注意するのでは不十分であること。行政サービスの相手方など職員がその職務に従事する際に接することとなる職員以外の者及び委託契約又は派遣契約により同じ職場で勤務する者との関係にも注意しなければならない。

3 セクシュアル・ハラスメントになり得る言動

セクシュアル・ハラスメントになり得る言動として、例えば、次のようなものがある。

(1) 職場内外で起きやすいもの

ア性的な内容の発言関係

（ア）性的な関心、欲求に基づくもの

① スリーサイズを聞くなど身体的特徴を話題にすること。

② 聞くに耐えない卑猥な冗談を交わすこと。

③ 体調が悪そうな女性に「今日は生理日か」、「もう更年期か」などということ。

④ 性的な経験や性生活について質問すること。

⑤ 性的な噂を立てたり、性的なからかいの対象とすること。

(イ) 性別により差別しようとする意識等に基づくもの

①「男のくせに根性がない」、「女には仕事を任せられない」、「女性は職場の花でありさえすればいい」などと発言すること。

②「男の子、女の子」、「僕、坊や、お嬢さん」、「おじさん、おばさん」などと人格を認めないような呼び方をすること。
## イ性的な行動関係

(ア) 性的な関心、欲求に基づくもの

① ヌードポスター等を職場に貼ること。

② 雑誌等の卑猥な写真・記事等をわざと見せたり、読んだりすること。

③ 身体を執拗に眺め回すこと。

④食事やデートにしつこく誘うこと。

⑤ 性的な内容の電話をかけたり、性的な内容の手紙・Ｅメールを送ること。

⑥ 身体に不必要に接触すること。

⑦ 浴室や更衣室等をのぞき見すること。

(イ) 性別により差別しようとする意識等に基づくもの

女性であるというだけで職場でお茶くみ、掃除、私用等を強要すること。

## (2) 主に職場外において起こるもの

ア性的な関心、欲求に基づくもの

性的な関係を強要すること。

イ 性别により差別しようとする意識等に基づくもの

(ア) カラオケでのデュエットを強要すること。

（イ）酒席で、上司の側に座席を指定したり、お酌やチークダンス等を強要すること。

## 4 懲戒処分等

セクシュアル・ハラスメントの態様等によっては、信用失墜行為、国民全体の奉仕者たるにふさわしくない非行などに該当して、懲戒処分等に付されることがある。

## 第2 職場の構成員としては良好な勤務環境を確保するために認識すべき事項

勤務環境はその構成員である職員の協力の下に形成される部分が大きいことから、セクシュアル・ハラスメントにより勤務環境が害されることを防ぐため、職員は、次の事項について、積極的に意を用いるように務めなければならない。

1 職場内のセクシュアル・ハラスメントについて問題提起する職員をいわゆるトラブルメーカーと見たり、セクシュアル・ハラスメントに関する問題を当事者間の個
人的な問題として片付けないこと。

職場におけるミーディングを活用することなどにより解決することができる問題については、問題提起を契機として、良好な勤務環境の確保のために皆で取り組むことを日頃から心がけることが必要である。

2 職場からセクシュアル・ハラスメントに関する問題の加害者や被害者を出さないようにするために、周囲に対する気配りをし、必要な行動をとること。

具体的には、次の事項について十分留意して必要な行動をとる必要がある。

(1) セクシュアル・ハラスメントが見受けられる場合は、職場の同僚として注意を促すこと。

セクシュアル・ハラスメントを契機として、勤務環境に重大な悪影響が生じたりしないうちに、機会をとらえて職場の同僚として注意を促すなどの対応をとることが必要である。

(2) 被害を受けていることを見開きした場合には、声をかけて相談に乗ること。

被害者は「恥ずかしい」、「トラブルメーカーとのレッテルを貼られたくない」などとの考えから、他の人に対する相談をためらうことがある。被害を深刻にしないように、気が付いたことがあれば、声をかけて気軽に相談に乗ることも大切である。

3 職場においてセクシュアル・ハラスメントがある場合には、第三者として気持ちよく勤務できる環境づくりをする上で、上司等に相談するなどの方法をとることをためらわないこと。

第3 セクシュアル・ハラスメントに起因する問題が生じた場合において職員に望まれる事項

1 基本的な心構え

職員は、セクシュアル・ハラスメントを受けた場合にその被害を深刻にしないために、次の事項について認識しておくことが望まれる。

(1) 一人で我慢しているだけでは、問題は解決しないこと。

セクシュアル・ハラスメントを無視したり、受け流したりしているだけでは、必ずしも状況は改善されないということをまず認識することが大切である。