対象と方法

2-1 対象と調査項目

調査対象者は，平成19年10月1日時点に都市部A市に住んでいる65歳以 上の在宅市民25,316人とした．調査方法は，平成 19年10月2日から19日 に調査票を郵送し，記入後に郵送により15,428人（回収率60.9%）の調査票 を回収した．

そのうち，下記の質問項目に欠損のない65〜84歳の男女4,920人^*1（男性 3,064 人，平均年齢71.4歳，SD=±4.95，女性 1,856人，平均年齢71.4 歳，

SD=±4.94）^*2を抽出し分析に用いた．分析に用いたデータは全体の19.4%（有 効回答率）であった．分析に用いた調査項目は，性と年齢の基本属性，社会経 済的要因として教育歴と収入，主観的指標として幸福感，生活満足感，主観的 健康感である．

主観的幸福感の設問^*3は，「全体的にいうと，現在，あなたは幸せだと思い ますか」とした．回答は，1「非常に幸せ」，2「やや幸せ」，3「あまり幸せで はない」，4「全く幸せではない」の4選択肢からひとつを選択してもらった．

分析には選択肢番号を反転して用いた．

主観的健康感の設問^*4は，「あなたは，普段ご自分で健康だと思いますか」

とした．回答は，1「とても健康である」，2「まあまあ健康である」，3「あま り健康ではない」，4「健康でない」の4選択肢からひとつを選択してもらっ た．分析には選択肢番号を反転して用いた

生活満足感の設問^*5は，「全体的にいうと，あなたは現在の生活に満足して いますか」とした．回答は，1「はい」，2「いいえ」，3「どちらともいえない」，

*1問1（1）年齢（2）性別

*2調査票の回収は，男性7,130人（46.9%），女性8,064人（53.1%）であったが，問54世帯 収入の回答が，男性3,509人（回答率49.2%），女性2,397人（回答率29.7%）と低かった．

このため，論文の分析に用いた全ての変数に欠損のない対象者数が，男性3,064人，女性

1,856人となった．

*3問7幸福感

*4問4主観的健康感

*5問6生活満足感

の3選択肢からひとつを選択してもらった．分析には，1「いいえ」，2「どち らともいえない」，3「はい」として用いた．

教育歴の設問^*6は，「最後に卒業した学校はどちらですか」とした．回答は，

1「小学校」，2「中学校」，3「高等学校」，4「大学・大学院」，5「その他」， 6「答えたくない」の6選択肢からひとつを選択してもらった．「5その他」，

「6答えたくない」の回答は，欠損値として分析から除外した．

収入の設問は，「昨年度の世帯全体の収入はいくらでしたか．年金などを含 めてお答えください」と質問し，回答は，（     ）万円 の括弧に数字を 記入してもらう方式とした．分析に当たっては，世帯収入^*7を世帯人数^*8の平 方根で除する等価収入^*9を用い，日本版総合的社会調査（JGSS）¹³⁹⁾を参考に して，1「100万円未満」，2「100〜200万円未満」，3「200〜300万円未満」， 4「300〜400万円未満」，5「400〜500万円未満」，6「500〜600万円未満」， 7「600〜700万円未満」，8「700〜800万円未満」，9「800〜900万円未満」， 10「900〜1,000万円未満」，11「1,000〜1,200万円未満」，12「1,200〜1,400 万円未満」，13「1,400〜1,600万円未満」，14「1,600〜1,850 万円未満」，15

「1,850〜2,300万円未満」，16「2,300万円以上」のカテゴリを用いた．

*6問58教育歴

*7問54世帯収入

*8問53生計を共にする世帯人数

*9等価収入= √ ^世帯収入

生計を共にする世帯人数

2-2 分析方法

先 行研 究 44, 75, 134) と 重回 帰 分析 によ る 媒介 分 析の 結 果を 参考 に モデ ル を設定（図II.1）し，共分散構造分析を行った．NFI (Normed Fit Index)，CFI (Comparative Fit Index)，GFI (Goodness of Fit Index)，AGFI (Adjusted Goodness of Fit Index)，AIC（Akaike’s Information Criterion,赤池情報量基準），RMSEA (Root Mean Square Error of Approximation)，χ²値の適合度指標によりモデル を修正しながら適合度の高いモデルを採用した．モデルの適合度を確認した 後，男性と女性の2群，男性と女性（年齢を投入）の2群，性別・同居家族の 有無別4群を同時分析し，標準化直接効果，標準化間接効果，標準化総合効果 を比較した．標準化間接効果の信頼区間はブートストラップ法 ^{149, 150)} による バイアス修正済の値を用いた．^*10 パス係数の統計的有意性は，5%有意水準と し，検定統計量（Critical ratio，以下C. R.と略）の絶対値が1.96以上とした．

データの集計，分析には統計パッケージSPSS11.5 for WindowsとAMOS5.0 for Windowsを用いた．

個人情報とプライバシー保護については，2007年8月にA市と協定書を結 び，公務員としての守秘義務を確認するとともに，大学側で扱う個人情報は個 人が特定できないIDとした．また，首都大学東京都市システム科学専攻倫理 委員会の承諾（2007年9月20日）を得て実施した．

*10ブートストラップ法を用いて算出した標準誤差は，大標本下ではデルタ法（Sobel test）と あまり変わらないことが知られている^{150, 158)}．

デルタ法（Sobel test）は，間接効果αβ の標準誤差s_αˆβˆ を，

   s_αˆβˆ=√

αˆ²s²_βˆ+βˆ²s²_αˆ+s²_αˆs²_βˆ

によって求める．sαˆ とsβˆはパス係数α（a：媒介変数への効果）とβ（b：間接効果）の標 準誤差である（図I.10）¹⁵⁰⁾．大標本下ではs²_αˆs²_ˆ

β は非常に小さい値となるので，実際の計 算の際には省略されることが多い．その他の変法もある¹⁴⁷⁾．

図II.1 仮説モデル：“社会経済的要因”と『幸福感』『生活満足感』『主観的健康感』