3.4 主 観 的地位評価指標 の導 出 .…
4.3.5 個 人属性 の効果 :パ ラメー タの解釈 .…
多少冗長 にな るが
,ま
ず はパ ラメー タ解釈 について若干 の補足 を加 えてお こ う.相
対的 効果 に個人属性 の効果 を認 め る比率モデル の構造 を再度確認 してお くと,以
下に示す通 り,ダ ミー変数 である個人属性z″ に よる効果/1レ が,相対的効果 の切片/0ル に加 わ る形 になつて い る.
例 えば
,年
代変数 に含 まれ るカテ ゴ リーには10歳刻 みの20代 ,30代,40代 ,50代 ,そ
して
60歳
以上 を全 て含 む60+代が含 まれ てい るので,年
代 のダ ミー変数 には4つ
の二値変数 が含 まれ てい るが,こ
の とき,年
代 のダ ミー変数 に含 まれ ていないカテ ゴ リー (基準 カテ ゴ リー)に
お け る準拠集 団へ の認識程度 が切片/0た として表現 され,そ
れぞれ の年代の効果/1ル は 「基準カテ ゴ リー に比較 して
,ど
の よ うな変動があったのか」を表現 してい る.そ
れ ゆえ,例
えば基準カテ ゴ リー に20代
を設 定 した場合 は,約ルの解釈 としては20代
に比較 し た ときに各年代 に属す る個人 が どれ だ け異 な る認識 を行 つてい るのか,と
い うよ うに解釈され る。なお
,総
和・比率モデル で も以 下 に示す よ うに同様 の構造 を もつてい るので,基
準 カテ ゴ リー に比較 した値 が ‰ルに表 出 されてい る.
以 下では
,基
準 カテ ゴ リー と比較 した ときに,そ
の他 の属性 カテ ゴ リー に よつて確認 で きる変化 為腸に注 目して,調査年度 ごとの相対的効果 に対す る個人属性 の効果 を探 ってい く.4。
3.6
個人属性 の効果 :年代まず初 めて個人属性 に よる違 いが確認 できた1965年では
,年
代 を相対的効果 の個人属性 に認 める比率モデル が選択 され た.表
10は,20代
を基準カテ ゴ リー とした ときに推定 され た各年代 の効果 ‰レを示 した ものである.基
準カテ ゴ リー とな る20代
では,職
業次元 における主観 的地位評価指標 の効果 が最 も高い値 (0。
013)を
と り,次
いで地域 に よる主観 的地 位 評価指標 の効果 が二番 目に高い値 (0。002)を
とつた。選択・ 認識 の傾 向 としてはベー ス ライ ンモデル で推 定 した結果 と同 じ傾 向 を示 してい る と言 えるだ ろ う.た
だ し,そ
の他 の 年代 で確認 され る変動分 に比べれ ば,正
の値 を とつた として も相対的 にかな り低 い値 を とつてい るので
,そ
こまで顕著 に認識 の相違 が確認 で きるのではないの も事実である. さて,こ
の よ うな20代
の傾 向を軸 として各年代の傾 向を確認す る と,ま
ず30代
の属性 の効果 の うち,正
の値 を とつた ものは 日本全体 (0。067)と
地域 (0。051)の 2つ
で,残
りの次元 に よる主観 的地位評価指標 は負 の値 を とつてい るこ とが確認 で きる
Dこ
こか ら30代で あ る個人 は,20代
の個人 に比較 して 日本全体 とい う広範 な次元で類似性 を検 出す る傾 向,ε
＋ γ″
α″
Σ
″
＋ ヽ
︱
︱
︱ ノ χ ヽ
︱
︱
︱
︱ ノ 肋Ｚ
Σ
／″
＋
／
／ １ １ ｋ
Σ た
／ １ １ １ １
＼
＋為
ノ 鳥
＋ε
″″
α″
Σ
″
＋ ヽ
︱
︱
︱
︱ ノ χ ヽ
︱
︱
︱
︱ ノ レＺ
Σ
／″
為 ＋
／ １ １ １ １
＼
Σ た
／ １ １ １ １
＼
花Ｚ
Σ
″
為
／ １ １ １ １
＼
鳥＋ ノ
そ して地理 的 に制 限 され た居住地域 が近 い他者 を比較対象 として強 く認識す る とい う, 見すれば矛盾す るよ うな
2つ
の認識傾 向を抱いた と言 えるだろ う。表 10年代別 の相対的効果 (1965年) 類似・近接性次元
20代
30代
(基準カテゴリー)
40代 50代 60■代
日本 全体 年代 地域
0.000
0。000
0。002
0。000
0。013
0.067
‑0.051 0.051
‑0.025
‑0.012
0.270
‑0.116 0.009
‑0。093
‑0.033 歴
業 学 職
1.000 0.183
‑0.995 ‑0.204
‑0。017 ‑0。 122
‑0.020 0。142 0.016 0.018
この傾 向は
40代
で も確認す ることがで きる (日本全体 :0.270,地域 :0.009)。 しか し,50
代 と 60+代 にな る と,日本全体 を類似・近接性次元 とす る主観 的地位評価指標 は確 かに正の 値
(50代 :1.000,60代
:0。183)を
とつていた ものの,地
域 を類似 0近接性次元 とす る主 観 的地位評価指標 は負 の値(50代
:‑0。017,60代 :‑0.122)を
とつてお り,代
わ りに職業 による効果 が正 の値
(50代
:‑0。017,60代 :‑0.122)が
確認 できる.以
上 か ら,1965
年 時点で20代を基準 とした ときに浮 かび上が る年代別 の効果 として
,30代
か ら60+代の全 て年度 で確認 できる 日本全体 を比較準拠枠 とす る全体的な傾 向 と,30代
と40代
の限定 した 年代 で表れ た居住 地域 で近接す る他者 を強 く比較対象 とす る傾 向,そ
して50代
以上でみ ら れ た職業で類似 した他者 を強 く比較対象 と して認識す る傾 向を指摘す ることができる.次 の調査年度 で あ る
1975年
で も,比
率モデル ではな く職 業 を統合 的効果 に想 定す る総 和・ 比率モデル が選択 され た とい う相違 点 はあ るものの,同
じく年代 の個人属性 に よる相 違 を認 め るモデル が選択 され た.そ
のモデル のパ ラメー タ/1ル の推 定結果 を示 したのが表Hで
ある.表 11年代別 の相 対的効果 (1975年) 類似・近接性次元
20代
30代
(基 準 カテゴ リー)
40代 50代 6い 代
日本全体 年代 地域 学歴 職業
0。000
0。022
0.055 0.000 0.000
‑0。130
‑0.027 0.249 0.183
‑0.161
‑0.029 0.136 0.007 0.117
‑0.062
‑1.000 ‑0.628
0。965 0.308
‑0.021 0.093 0.382 0.391
‑0.164 ‑0.071
86
まず
,基
準 カテ ゴ リー とな る20代
の傾 向 を確認す る と,年
代 と地域 を類似・近接性次元 と す る主観 的地位評価指標 の効果 が,そ
れ ぞれ0。022と 0。055と他 の次元 に比較 して高い値 を とつてい るこ とが確認 で きる.こ
の20代
の結果 を所与 とす る他 の年代 による変動分 を確認 す る と,ま
ず 1965年で確認 で きた,30代
か ら60+代まで一貫 して正 の値 を示 していた 日本 全体 に よる主観 的地位 評価指標 では,む
しろ全 ての年度 で負 の値 が推 定 され てい るこ とが 分 か り,代
わ りに学歴 に よる主観 的地位評価指標 が30代
か ら60+代の全ての年度 で正 の値 を とつてい ることが確認 で きる.また
,1965年
で見 られ た30代
と40代
の居住地域 で近接 した他者 を強 く比較対象 として 認識す る傾 向につ いては,1975年
の時点で も同様 の傾 向が確認 で き,加
えて,60+代
もその 傾 向 を持つ こ とも確認 で きる.し
か し,50代
以上でみ られ た職業で類似 した他者 を強 く比 較対象 として認識す る傾 向は,1975年
時点では確認 されず,代
わ りに年代 での限定性 を持 つ認識傾 向 として,40代
以上であれ ば年代 を類似・ 近接性 次元 とす る他者 を比較対象 とし て強 く認識す る傾 向を掬 い とることがで きるだ ろ う.きわめて記述的 にではあるものの
,以
上の調査年度 ×年代別 の認識傾 向の検討 を通 して, 年代 ごとに異 な る認識傾 向を少 なか らず 見出す ことがで きた。 しか し,30代
と40代
で 20代 に比較 して地域 で近接 した他者 を強 く比較対象 と して見 な してい る とい う傾 向をのぞい て
,2つ
の調査時点に共通 した認識傾 向はほ とん ど確認 できず54,この点 を踏 まえれ ば
,時
代 的 な条件 をよ らず
,年
代 とい う個人属性 が与 える一貫 した普遍 的 な認識傾 向 とい うもの は確認 で きなかった と言 えるだろ う55。4。 3。
7
個人属性 の効果 :職業ところで
,年
代 の個人属性 だけではな く,1965年
と1975年では職 業威信 の序列 によつて 分割 され た個人属性 で も,相
対的効果 に違 いが認 め られ た.表 12職業威信別 の相 対的効果 (1965年)
類似0近接性次元
低(基準カテゴリー
)
中日本全体 0.000
「 ft O.000自 劇Ltt o.oo7 弩自E O.000 職業
o.229
‑0.277
‑0.407
0。165
0.203 0.298
1。000
‑0.594
0。022
‑0.175
‑0.277
54他には 60+代 以上 で あれ ば学歴 での類似性 を持 つ他者 を強 く比較対象 として認識す る傾 向が確認 で きる が,複数 の年代 に亘 るもので はない。
55時代 的効果 だ けではな く,年 代 コー ホー ト単位 で維持 され た傾 向が推移 してい る可能性 もあ る.しか し,
少 な くとも 1965年 と 1975年 の間 には,得られ た結果 か らその よ うな傾 向 を読 み取 るこ とはで きない.
表 12は基準カテ ゴ リー を低威信 のカテ ゴ リーに合 わせ て推 定 した1965年の結果 を示 した ものである
.ま
ず,職
業で類似 した他者 をもつ とも強 く比較対象 として認識 し (0。229),次
いで地域 で近接 した他者 を強 く比較対象 として認識 してい る とい う特徴 を持つ低威信 に比 較 して,中
威信 では地域 (0。165),学歴 (0.203),職業 (0.298)の3次
元で類似・近接 した 他者 を強 く比較対象 と して認識す る傾 向を,高
威信 では 日本全体 (1。000),地
域 (0。022) の2次
元で類似0近接 した他者 を強 く比較対象 として認識す る傾 向を表 12から読み取れ る. ここか ら職業威信 の序列 に関係 な く,居
住地域 が近接す る他者 を比較対象 として認識す る とい う共通性 と,職
業威信 の レベル に応 じた比較対象 の選択 と認識程度 を指摘 できるだ ろ う.し
か し,本
章の冒頭 で述べた,一
般 的 に威信 の高い地位 にある個人 は,そ
の地位 で類 似 した他者 を準拠集 団 に選択す る とい う仮定は,少
な くとも1965年に関 しては,そ
の傾 向 は部分的 に しか妥 当 しない とい うこ とが示 され る結果 となった.低威信 と中威信 を比較すれ ば
,低
威信 に比較 して 中程度 の威信 を持つ個人は職業で類似 した他者 を比較対象 として よ り強 く認識 してい るこ とが読み取れ るので,こ
の低威信 と中 威信 の2つ
カテ ゴ リー に限定すれ ば,威
信 の高い地位 にある個人の方が,よ
り強 くその地 位 で類似 した他者 を比較対象 として認識 してい る と言 うことができる.し
か し,高
威信 で は負 の値 を とってお り(‑0.175),低威信 一高威信 間 と中威信 一高威信間では威信 と認識程 度 の線形的な関係性 は確認 で きず,翻
つては一貫 した傾 向 として職業威信 と認識程度 の比 例的関係 は認 めることがで きない.また,仮
説検討 ではな く現象把握 の 目的で確認すれ ば,職 業次元だけではな く
,低
威信 ―中威信 間での認識程度 に関す る線形関係 は,地
域 (低 :0。
007,中
:0。165)や
学歴 (低 :0。000,中
:0.203)の次元で も確認 できるが,高
威信 を見る と
,地
域 での増分 は0.022と 中威信 のそれ よ りも低 く,学
歴 では‑0。175と 負 の値 を とつ てい ることが確認 できるた め,職
業 をのぞ く他 の類似・ 近接性 次元で も職業威信 と認識 と の一貫 した線形的な関係 は確認 できない ことが この表 で確認す ることができる.表 13職業威信別 の相対的効果 (1975年)
類似0近接性次元
低(基準カテゴリー
)
中日本 全 体 年代 地域 学 歴 職 業
0.000 0.000 0.000 0.201 0.000
‑1.000 0.564
0。188
0.861
‑0.322
‑0.574 0.633 0.614 0.164
‑0.417
この よ うに1965年では部分的 に しか確認 できなかつた職業威信 カテ ゴ リー と準拠集 団認 識 との線形関係 だが
,表
13で示 した1975年の結果 か らは異なる結論が導かれ る.ま
ず基 準カテ ゴ リー とな る低威信 では,学
歴 で類似 した他者 を唯一の比較対象 として認識 してい るこ とが読み取れ る (0。201)の
だが,こ
の低威信 に比較 した とき,高
威信 と中威信 では共88