オリンピック開催がスポーツボランティア全般に与える影響―レバレッジ概念を用いた東京五輪のレガシー測定―桜井 政成*
立命館大学

The impact of the Olympic Games on Sports Volunteering:
Measuring the legacy of the Tokyo Olympics and Paralympics by leverage
Masanari Sakurai
Ritsumeikan University

オリンピックにおいてボランティアは開催都市や開催国に，ある種の「レガシー」を残すべき存在として位置づけられてきた．先行研究ではボランティア活動のレガシーの分析はオリンピックボランティアの参加者をもっぱら対象としていたが，そうした捉え方はレガシーを限定的に捉えてしまっており，より幅広い検討が必要と言える．そのため，一つのイベントを「より幅広い利益をもたらすことができるリソース」と考えるレバレッジ概念を援用することで，オリンピックの観戦やボランティア活動に関心を持った幅広い人々に対して，オリンピック開催が与えた影響を本研究では測定した．2018 年に行われた調査データを用いてロジスティック回帰分析を行った結果，東京五輪の開催は，スポーツボランテ
ィア活動全般への参加意欲に幅広く影響したことが明らかとなった．
キーワード：オリンピック，スポーツボランティア，レガシー, レバレッジ, ロジスティック回帰分析

Volunteer activities at the Olympics have been positioned as leaving a kind of "legacy" in the host city or country.
The examinations of the legacy of volunteer activities at the Olympics was exclusively aimed at those who
participated in the Games' volunteer activities in the previous researches. However, those research frameworks
have a limited view of legacy, and it is necessary to examine it more broadly. This study measured the influencethat the Olympic Games has had on a wide range of people interested in volunteer activities in the Olympics andOlympic using the concept of leverage to consider one event as “a resource that can bring a wider range ofbenefits”. As a result of performing logistic regression analysis using survey data conducted in 2018, it becomes
clear that holding of Tokyo Olympics shows that it has widely motivated participation in sports volunteer activities
in general.
Key words: Olympic Games, Sports Volunteers, Legacy, Leverage, Logistic Regression Analysis* 立命館大学政策科学部 教授〒567-8570 大阪府茨木市岩倉町 2-150 masanari@sps.ritsumei.ac.jp

にはより顕著になった．1988 年のカルガリー冬季五輪においては組織委員会は入札書の中で，カナダ人に永久的なレガシーを残したいという意向を表明していたし，さらに 1996 年のアトランタ大会の準備段階では，オリンピック 100 周年を記念する何かを残すため，レガシーはより注目を集めた(Leopkey 2009: 15)．
Girginov (2014)によれば，オリンピックのレガシーの概念に注目する学術的な試みは 1980 年代初頭にまで遡るが，それを議論する最初の試みは，2002 年に IOC の後援により開かれたオリンピックのレガシーに関するシンポジウムであるという．このシンポジウムではレガシー
に関して，それ定義することは困難で，その概念にはい
くつかの意味を有することから，以下の緩やかな考え方を提示している．

1. オリンピックにおけるボランティアと「レガシー」概念
近年のオリンピック・パラリンピック競技大会（以下，「オリンピック」と略記する）では，その運営をサポー
トしたり，開催都市において競技者や観客を歓迎するボ
ランティアが活躍している．Moragas et al. (2000)によれ
ば，オリンピックにおけるボランティアの貢献は第二次世界大戦以降，徐々に進展したものであるという．戦前，
あるいは戦後の 1976 年のモントリオール大会までは軍隊や伝統的な慈善組織を通じた組織的な活動が中心であったが，個人の参加形態も徐々に増えていった．そして1980 年レイクプラシッド冬季大会では初めて組織委員会がボランティアプログラムを作成し，約 6 千人のボラ
ンティアを組織したとしている．その後，ボランティア
は組織委員会の指揮に従うようになり，1984 年ロサンゼ
ルス大会以降のオリンピックでは，その重要性は決定的なものとなったとしている．
そして 6 万人以上が組織された 1992 年バルセロナ大会の公式レポートでは，オリンピックボランティアの定義
として，一般的なボランティアの認識に近い次のような規定がなされていた．すなわち，「ボランティアとはオリンピック競技大会の組織において，支払いや他のいかなる報酬も受け取らずに，与えられた業務を遂行するために自分の能力を最大限に発揮し，利他的な意思を持って個人的に協力をする者」である．ただしこのような規定にも関わらず，修了証書，ユニフォーム，お土産，大会観戦のフリーチケットといったいくらかの補償が，1990
年代の大会から継続的にボランティアには与えられてきている(Panagiotopoulou 2010)．
こうしたオリンピックでのボランティアの活躍は，大会後も「遺産」として何らかのインパクトをその開催都市
や国に残すことが期待されるようになってきている．そもそもオリンピック憲章第 14 条第 2 規則において，国際
オリンピック委員会（以下，「IOC」と略記）の重要な役割のひとつとして「オリンピック大会から開催都市と開催国への前向きなレガシーの推進」があるとされている．
Leopkey (2009)によれば，オリンピックの開催において「レガシー」という概念が初めて用いられたのは，1956
年大会にメルボルンが立候補した際に，ジェームズ S.
ディズニー市長が「メルボルンは施設をレガシーとして建設する準備ができている」と述べたことであるという．
1930 年代から 1960 年代にかけて，オリンピックは国のイメージと地域の体制を促進するためのツールとして使用されるようになった．その中でレガシー概念は大会の開催を正当化するために使用され，その傾向は 1980 年代「オリンピックのレガシー（…）は，学際的かつ動的であり，時間の経過とともに変化し，さまざまなローカル
およびグローバルな要因の影響を受ける．したがって，定義するのは困難だが，それは，都市，地域，そして国の中に，そして国際的にも存在する，ローカルでグロー
バルな概念である．さらに，それは社会におけるオリン
ピ ズ ム の 使 命 を 理 解 す る た め の 基 本 で あ る ．」
(International Olympic Committee, 2003: 2)
IOC ではオリンピックの大会はスポーツだけでなく，社会的，経済的および環境的な利益をも含むレガシーを残すものであるとし，その類型をスポーツ，社会，環境，
都市，経済の 5 つに分類している．ボランティア活動はこのうち，社会的なレガシーに含まれるものとされている(International Olympic Committee 2012)．そしてオ
リンピック大会でのボランティア活動は，例えば言語ス
キルの獲得といったような個人的利益を得る機会として想定されるだけでなく，そこで形成されたスキルと関係性のネットワークが，開催地域で今後開かれるスポーツ
イベントにも継続して生かされる機会であることが期待されている(International Olympic Committee 2017)．
2020 年に開催される東京オリンピック・パラリンピック
競技大会（以下，東京五輪と略記する）でも，ボランテ
ィアの活躍とレガシーは期待されている．東京五輪では「大会ボランティア」と「都市ボランティア」の募集が行われた．大会ボランティアは，東京 2020 組織委員会が募集し，競技会場，選手村などの大会関係施設において大会運営に直接携わるボランティアである．また都市ボ
ランティアは，東京都を含め競技会場が所在する自治体が募集し，空港・主要駅・観光地などで観客や観光客の2

案内をするボランティアである2．大会ボランティアは 8万人の募集であり，東京都が募集する都市ボランティア
は 3 万人であり，さらに競技会場が所在する自治体が募集する都市ボランティアを合わせると合計11万人以上の募集が想定されていた．
東京都ならびに公益財団法人東京オリンピック・パラリ
ンピック競技大会組織委員会は『東京 2020 大会に向けたボランティア戦略』の中で，大会後，「様々な活動への参加に繋げていくことで，ボランティア文化の定着と，一人ひとりが互いに支え合う『共助社会』実現」を目指すとしている．また都市ボランティアを募集する東京都
は独自に『2020 年に向けた東京都の取組－大会後のレガシーを見据えて－』を発表している．そこではボランテ
ィアを，「都民とともに大会を創りあげ，かけがえのない
感動と記憶を残」す存在としている．そして，「大会を契機として都民のボランティア活動への参加を促進し，ボランティアの裾野を広げ，ボランティア文化を定着させます」としている．さらにその具体的な目標として「都民のボランティア行動者率 40%」という数値目標を掲げている34．

の広がりという観点からは，オリンピックにボランティ
アとして参加した者がその後，どのようにスポーツイベ
ントやその他のボランティアに（継続的に）参加するかについても，これまでに複数の研究がなされてきている(Dickson et al. 2017; Fairley et al. 2007; Fairley et al.
2014 など）．
しかしながらそうした数多くの実証的な検討結果にも関わらず，オリンピックを含むスポーツのメガイベント
は，極めて限られた範囲にしか望ましい影響をもたらしていない，という批判はあり得るかもしれない(McCartney et al. 2010)．これに対し Smith (2014)は，大会開催自体のみの影響を検討するのではなく，イベン
トの自動的（automatic）な影響とレバレッジ（てこ）となる諸取り組みの結果の違いを強調する必要があると述べる．レバレッジの取り組みとは，Chalip (2004)によって，「イベントからの長期的な利益の最大化を追求するため，イベント自体の周辺で実施される必要がある活動」（Chalip 2004: 228）として定義されている．すなわち，
メインのイベントはそれ自体が介入の形態であるのではなく，より幅広い利益をもたらすことができるリソースになるという考え方である．またレバレッジとしてのイ
ベントと従来型のイベントとは，出発点（および全体を通しての焦点）が異なり，それは地域の利害関係者の戦略的目標にあるとされる（Smith 2014: 19）．外部の利害に振り回されず，地元の長期的な影響を意図した取り組
みがそのアプローチの目的なのである．
さらに，「レガシーの偶発性」(Kidd 2011)も合わせて考慮することで，より幅広いインパクトを想定することが可能となろう．すなわち大会からのレガシーは自動的に生み出されるというよりも，様々な要因よって，大なり小なり，持続的あるいは短期的な影響の広がりがあると想定される．そもそもボランティア文化の広がりとは，
オリンピックのレガシーにおいては不可視的なものである(Poynter 2006)．
この目に見えないものを醸成するという方向性からも，レガシー形成の偶発性はより高まると考えられる．偶発性も想定に入れたとき，結果としてレバレッジは主催者が戦略的に行う公式的なイベント開催
以外でも，幅広く現れることが想定される．
このように偶発性を考慮に入れたレバレッジ概念をボ
ランティア文化の醸成に援用したとき，次のような仮説が導出されるだろう．すなわち，たとえオリンピックボ
ランティアに参加しなかったとしても，オリンピックボ
ランティアという機会があるという情報，あるいは，オ
リンピックの開催自体が，スポーツボランティア活動全般への関心を喚起する可能性が幅広い層に対してあるかもしれない，と考えられるのではないだろうか．従来の2. オリンピックボランティアのレガシーに関する先行研究
前章で説明してきたように，オリンピックにおいてボラ
ンティアは開催都市，あるいは開催国に，レガシーを残すべき存在として位置づけられてきた．これまで多くの研究は，オリンピックでのボランティア活動のレガシーに関して，ボランティア自身が身につける技能，知識や態度について注目してきた(Alexander et al. 2015;
Blackman et al. 2017; Kemp 2002 など)．これは，ボラ
ンティアが人的資本をどのように獲得するかをレガシーの一つとして注目してきたオリンピック国際委員会の姿
勢とも対応するものである．加えて，ボランティア文化
2 「東京 2020 大会公式ウェブサイト」より．

https://tokyo2020.org/jp/special/volunteer/faq/ 閲覧日 2019 年
6 月 25 日．
3 日本のボランティア行動者率は『平成28 年社会生活基本調査』によれば，全国平均が 26.0%となっている．その中で東京都は21.6%であり，全国の都道府県の中で下から二番目の数値となっている．ちなみに最大値は滋賀県の 33.9%であり，このことか
ら東京都が『2020 年に向けた東京都の取組－大会後のレガシーを見据えて－』の中で掲げる 40%は相当野心的な数値であることがうかがわれる．
4 またその戦略の中には「障害のある人もない人もボランティ
アに参加しやすい環境づくり」という，包摂的に社会参加を推進することも含まれている．

3

する研究も見られる(Pauline and Pauline 2009)．性別については参加には関係しないとする研究，あるいは関係するがその影響は一定の見地がもたらされておらず，明
確な結論は出ていない(Cuskelly 2014; Burgham and
Downward 2005; Pauline and Pauline 2009; Taylor etal. 2012)．またスポーツボランティアの動機に関しては，利他的な動機と利己的な動機を併せ持っている存在である と さ れ て い る (Busser and Carruthers 2010;
Hallmann and Harms 2012; Pauline and Pauline
2009; 山下・行實 2015)．とりわけスポーツへの関心は強くボランティアへの参加を促進するという研究が散見される（Burgham and Downward 2005; 山下・行實,
2015)が，これについても安定した結果が全ての研究で見られるわけではない(Hallmann and Harms 2012)．このため本調査では，個人特性要因を測定する変数として，
年齢，性別に加えて，個人の動機を示す変数として，まず，スポーツへの愛着を示す変数をいくつか用意した．
そこには，過去 1 年間の運動・スポーツ経験の有無，過去１年間の直接スポーツ観戦の有無が含まれる．さらに利他的な動機を示す代理変数として，スポーツ以外のボ
ランティア経験も独立変数として加える．
社会的背景・文脈要因としては，ひとつには子どもがいる方が，子どもがスポーツクラブに加入するなどし，
スポーツボランティアに関わる機会が増えるとする研究がある(Burgham and Downward 2005; Schlesinger
and Nagel 2013)．またこれに関連するが，スポーツクラブへの所属もボランティア参加のきっかけとなるだろうとされている(Schlesinger and Nagel 2013)．このため本調査においては，社会的背景・文脈要因を測定するために，子どもの数，スポーツクラブへの所属の有無を独立変数として用いる．
個人的資源要因としては，所得，学歴などがスポーツボ
ランティア活動への参加に影響するとされている．経済的な安定はスポーツボランティアへの参加を促す要因となるが(Cuskelly 2014; Burgham and Downward 2005;
北村他 2005)，しかし就労時間が長いとそれは活動の時間を抑制する原因ともなる(Burgham and Downward
2005; Taylor et al. 2012)とされている．また所得の高さ(Burgham and Downward, 2005; Schlesinger andNagel 2013)や学歴といった階層性は，これまでの研究においては，それらが高いほどスポーツボランティアに参加するという結果が散見されるものの，影響しないとする研究も見られる(Taylor et al. 2012)．こうしたことから，
本調査においては個人的資源に類する独立変数として，世帯所得を取り入れている．
さらにこれらに加えて，「今後のスポーツボランティア研究においてはオリンピックボランティアに参加した人々にのみ注目し，大会後のボランティア活動継続の意
図や行動が見られるかどうかを検討としていた(Dickson
et al. 2017; Fairley et al. 2014)．しかしながら，より幅広いオリンピックの開催に刺激された層の分析が，上記のレバレッジ概念を踏まえると必要でないかと考えられるのである．
3. 調査：スポーツボランティア参加意向に与える五輪開催の影響
本研究においては上記のような問題意識に立ち，五輪
ボランティアの開催は，それに刺激された広範な人々のスポーツボランティア参加意向にも，影響を与えているかどうか検討する．本分析で使用するデータは，「スポー
ツライフに関する調査 2018」である．これは，笹川スポーツ財団が 2018 年 7 月から 8 月にかけて訪問留置法による質問紙調査にて実施したもので，割当法による全国
300地域の3000人が対象となっている（大都市88地点，
人口 10 万人以上の市 122 地点，
人口 10 万人未満の市 65地点，町村 25 地点）．なお同調査において「スポーツボ
ランティア活動」とは，報酬を目的としないで，自分の労力・技術・時間を提供して地域社会や個人・団体のスポーツ推進のために行う活動」（ただし実費程度の金額の受け取りは報酬に含めず）とされている．
まず，調査時点においてすでにスポーツボランティア
活動を行なっている者が，どのような要因によりその参加を規定されているのかを理解するために，「過去１年間のスポーツに関するボランティア活動」（ある／なし）を従属変数とした名義ロジスティック回帰分析を行う．次に，「今後のスポーツボランティア活動への参加意向」（行
いたい／行いたくない）を従属変数とした名義ロジステ
ィック回帰分析を行う．分析に使用したソフトはどちらもJMP® 14.0.0である．
それらの結果を踏まえ最終的に，東京五輪開催が人々のスポーツボランティア活動への参加意向に与えている影響について，考察を行う．
独立変数，すなわちスポーツボランティア活動参加を決定づける変数としては，Einolf and Chambré (2011)の分類を参考に，個人的な特性に関係する要因，社会的背景に関わる文脈的な要因，そして個人の持つ資源に関わる要因を用意する．
個人特性要因について，これまでの研究では，年齢，性別，個人の動機といったものがスポーツボランティアの活動参加に影響を与えているとされている．年齢は高い方が参加を促すとする研究が散見される(Cuskelly 2014;
Burgham and Downward 2005)が，年齢は関連しないと4

活動への参加意向」の分析に際してのみ，東京五輪開催の影響についても測定するため，「東京オリンピックの観
戦希望」（ある／ない），「東京パラリンピックの観戦希望」（ある／ない），「東京オリンピックでのボランティア希望」（行いたい／行いたくない），「東京パラリンピックでのボランティア希望」（行いたい／行いたくない）を独立
変数に加えている．
4. 調査結果

東京オリンピックでの直接観戦希望次に調査の結果を示す．まずサンプルの特徴は表 1 に示している通りである．

東京オリンピックでのボランティア希望
東京パラリンピックでの直接観戦希望
東京パラリンピックでのボランティア希望
過去 1 年間のスポーツに関するボランティア
活動
スポーツボランティアの活動意向

表 1 サンプルの特徴
性別

男性
女性

1491 50%1509 50%

年齢（平均）（標準偏差）
ある
ない

49.4
16.8
2219 74%781 26%

あるないある955 32%2045 68%2717 91%

ない

283

ある

741 25%ない

2259 75%

過去１年間の運動・ス
ポーツ経験
過去 1 年間の直接スポーツ観戦有無過去１年間のテレビ・ネットでのスポーツ観
戦有無
過去 1 年間のスポーツ
以外のボランティア活動
スポーツクラブへの加入状況
子供人数
世帯年収（税込）

ある
553
ない
2439
（平均）
1.8
（標準偏差）
0.8
1（収入はなかっ24た）2（200 万円未満） 173
3（200 万～300
269
万円未満）
4（300 万～400
318
万円未満）
5（400 万～500
313
万円未満）
6（500 万～600
276
万円未満）
7（600 万～700
172
万円未満）

8（700 万～800
144 7%万円未満）
9（800 万～900
116 6%万円未満）
10（900 万～1 千
86 4%
万円未満）
11（1 千万円以
135 7%
上）ある
1302 43%
ない
1695 57%
行いたい
302 12%
行いたくない2150 88%ある
611 20%ない
2386 80%
行いたい
256 11%
行いたくない
2182 90%ある
202 7%
ない

2798 93%

行いたい
行いたくない441 20%1801 80%

次に，調査時点においてスポーツボランティア活動を行なっている者が，どのような要因によりその参加を規定されているのかを理解するために行なった，「過去１年間のスポーツに関するボランティア活動」（ある／なし）を従属変数とした名義ロジスティック回帰分析について述べる（強制投入法）．結果は表 2 に示している通りとなっている．なお分析の標本において，イベント数としての過去１年間のスポーツに関するボランティア活動参加経験が「ある」者は，80 名となっている．これに対し独立変数の数は 8 であるため，従属変数のイベントの 10 分の1 を超えず，過剰適合とはならない．
分析の結果，モデル内の変数を統制した場合において有意であった変数は，過去１年間の直接スポーツ観戦あり，
過去１年間の身近なスポーツ観戦あり，過去１年間のスポーツ以外のボランティア活動あり，スポーツクラブへの加入あり，であった．この結果からスポーツに親しんでいること，ならびにボランティアに親しんでいることが，スポーツボランティア活動を行う確率を高めることが見て取れた．他方で性別，年齢，世帯年収，子どもの人数といったデモグラフィックな指標からは，参加経験のある者とない者を区別できるほどの有意性ある特徴は見られなかった．

9%

18%
82%

1%
9%
13%
16%
15%
14%
8%

5

表2 過去1年間のスポーツボランティア参加経験
オッズ比 95%信頼区間

ため，前回の分析で強い影響が見られたスポーツへの愛着についてより詳細に分析する意図から，モデル①から④全てに，新たに「過去１年間のテレビ・ネットでのスポーツ観戦の有無」変数を投入する．また，前段階の分
析の従属変数であった「過去 1 年間のスポーツボランテ
ィア参加経験」も全てのモデルに独立変数として加え，その影響を検討する．これにより，モデル①の独立変数
は 10，モデル②およびモデル③では東京五輪関連の変数も加えて両方とも 12 となるが，いずれにしても過剰適合ではない．モデル④では過剰適合の恐れから，モデル①から③までに有意な影響の見られなかった独立変数である性別と世帯年収の 2 項目を外している．その結果，モデル④の独立変数は 12 となっている．
結果は表 3 から表 6 の通りとなっている．

独立変数

性別 [男性]年齢
過去1年間の運動・スポー
ツ経験の有無 [ある]過去１年間の直接スポー
ツ観戦の有無 [ある]過去１年間のスポーツ以外のボランティア活動[ある]スポーツクラブ等への加入状況 [ある]
子ども人数
世帯年収

1.09
1.01

0.66 - 1.81
1.03 - 0.99

2.32*

0.89 - 6.05

4.27***

2.49 - 7.30

2.57***

1.56 - 4.25

3.67***

2.21 - 6.10

1.17
0.94

1.60 - 0.85
1.05 - 1.06
N= 1068(-1)*対数尤度（完全）231.06885（縮小）284.24731
カイ2乗
106.3569
R2乗(U) 0.1871
AICc
480.308※注1) *：p<0.1, **：p<0.05, ***：p<0.01

表 3 スポーツボランティア参加意向 モデル①
（東京五輪の影響考慮なし）
モデル①
独立変数
オッズ比 95%信頼区間
性別 [男性]年齢
過去1年間の運動・スポ
ーツ経験の有無 [ある]過去１年間の直接スポーツ観戦の有無[ある]過去１年間のテレビ・ネットでのスポーツ観戦の有無 [ある]
過去１年間のスポーツに関するボランティア
活動 [ある]
過去１年間のスポーツ
以外のボランティア活動 [ある]
スポーツクラブ等への加入状況 [ある]
子ども人数
世帯年収

次に，
「今後のスポーツボランティア活動への参加意向」（行いたい／行いたくない）を従属変数とした名義ロジスティック回帰分析を行った．東京五輪開催の影響を考
慮せず，それらの変数を含めないモデルとしてのモデル①と，東京五輪開催の影響を考慮に入れ，それらの変数を含めたモデル②，モデル③，モデル④という 4 つのモデルで分析を行った（逐次投入法）．モデル②は東京五輪におけるオリンピック開催のみの影響を検討するため，「東京オリンピックの直接観戦希望」（ある／ない）および，「東京オリンピックでのボランティア希望」（行いた
い／行いたくない）の 2 変数を加えている．モデル③では東京五輪におけるパラリンピック開催のみの影響を検討するため，「東京パラリンピックの直接観戦希望」（ある／ない）および，「東京パラリンピックでのボランティ
ア希望」（行いたい／行いたくない）の 2 変数を加えている．そしてモデル④ではオリンピック・パラリンピック
両方の影響を考慮した 4 変数を加えている．
なお分析の標本において，イベント数としてのスポーツ
ボランティアへの参加意向が「ある」者は，モデル①に
おいて 162 名でモデル②は 127 名，モデル③は 127 名，
モデル④は 167 名となっている．これに対して独立変数の数は前回の分析に使用したものと同様であれば 8 であり過剰適合にはならないが，その数に余裕もある．この

1.01
0.98**

0.69 - 1.48
0.97 - 1.00

2.20***

1.23 - 3.91

1.59**

1.07 - 2.35

3.65**

1.25 - 10.70

3.49***

1.97 - 6.19

1.93***

1.31 - 2.85

1.20

0.77 - 1.88

0.84
1.00

0.66 - 1.08
0.92 - 1.08
N= 802(-1)*対数尤度（完全）356.52083（縮小）403.53086
カイ2乗
94.02007
R2乗(U) 0.1165
AICc
735.376※注1) *：p<0.1, **：p<0.05, ***：p<0.01

6

ブへの所属，子どもの数）および個人資源要因（世帯年収）の影響が全く見られず，個人特性要因の，それもス
ポーツに関わる愛着性やボランティア経験が特徴的に影響を与える変数として現れている．特にスポーツボラン
ティア活動の経験は高い確率で活動意向を高める．
モデル②の分析結果では，過去１年間のテレビ・ネット
でのスポーツ観戦あり，過去１年間のスポーツに関するボランティア活動あり，過去１年間のスポーツ以外のボ
ランティア活動あり，子どもの数（の少なさ），そして東京オリンピックでのボランティア希望といった項目において有意に影響が見られた．

表 4 スポーツボランティア参加意向 モデル②
（東京五輪のオリンピックの影響のみ考慮）
モデル②
独立変数
オッズ比 95%信頼区間
性別 [男性]
1.21
年齢
0.99
過去1年間の運動・スポー
1.89
ツ経験の有無 [ある]過去１年間の直接スポー
1.07
ツ観戦の有無[ある]過去１年間のテレビ・ネットでのスポーツ観戦の3.76*
有無 [ある]
過去１年間のスポーツに関するボランティア活動 4.85***[ある]
過去１年間のスポーツ以外のボランティア活動
1.70**[ある]スポーツクラブ等への加0.99
入状況 [ある]
子ども人数
0.74*
世帯年収
1.04
東京オリンピックの直接
1.51
観戦希望 [ある]東京オリンピックでのボ
ランティア希望 [行いた 14.64***
い]0.74 - 1.98
0.97 - 1.01
0.88 - 4.07
0.64 - 1.80

表 5 スポーツボランティア参加意向 モデル③
（東京五輪のパラリンピックの影響のみ考慮）
モデル③
独立変数
オッズ比 95%信頼区間

0.99 -14.22

2.35 - 10.03

性別 [男性]
1.30
年齢
0.98
過去1年間の運動・スポーツ
1.71
経験の有無 [ある]過去１年間の直接スポーツ
1.33
観戦の有無[ある]過去１年間のテレビ・ネットでのスポーツ観戦の有無 3.81*[ある]
過去１年間のスポーツに関するボランティア活動 [あ 4.29***
る]
過去１年間のスポーツ以外
1.89**のボランティア活動 [ある]1.02 - 2.83
0.55 - 1.76
0.54 - 1.02
0.94 - 1.15
0.87 - 2.61
8.19 - 26.16

N= 712(-1)*対数尤度（完全）229.93396（縮小）333.86678
カイ2乗
207.8657
R2乗(U) 0.3113
AICc
486.389※注1) *：p<0.1, **：p<0.05, ***：p<0.01
モデル①の分析結果では，年齢（の低さ），過去 1 年間の運動・スポーツ経験あり，過去１年間の直接スポーツ
観戦あり，過去１年間のテレビ・ネットでのスポーツ観
戦あり，過去１年間のスポーツに関するボランティア活動あり，過去１年間のスポーツ以外のボランティア活動ありが有意に影響していた．先述の「過去１年間のスポーツに関するボランティア活動」を従属変数とする分析
結果に比べて，社会的背景・文脈的要因（スポーツクラ

0.79 - 2.14
0.96 - 1.01
0.79 - 3.72
0.80 - 2.22
0.99 - 14.64

2.07 - 8.91
1.13 - 3.16

スポーツクラブ等への加入
状況 [ある]1.09

0.61 - 1.94

子ども人数
世帯年収

0.71**
1.03

0.51 - 0.98
0.93 - 1.14

東京パラリンピックの直接
2.17***
観戦希望 [ある]1.24 - 3.77

東京パラリンピックでのボ
13.09***
ランティア希望 [行いたい]

6.91 - 24.78

N= 710(-1)*対数尤度（完全）227.61699（縮小）333.47324
カイ2乗
211.7125
R2乗(U) 0.3174
AICc
481.757※注1) *：p<0.1, **：p<0.05, ***：p<0.01

7

表 6 スポーツボランティア参加意向 モデル④
（オリンピ
ック・パラリンピック両方の影響考慮）
モデル④
独立変数
オッズ比 95%信頼区間
年齢
過去1年間の運動・スポ
ーツ経験の有無 [ある]過去１年間の直接スポーツ観戦の有無[ある]過去１年間のテレビ・ネットでのスポーツ観戦の有無 [ある]
過去１年間のスポーツに関するボランティア
活動 [ある]
過去１年間のスポーツ
以外のボランティア活動 [ある]
スポーツクラブ等への加入状況 [ある]子ども人数
東京オリンピックの直接観戦希望 [ある]東京オリンピックでのボランティア希望 [行
いたい]東京パラリンピックの直接観戦希望 [ある]東京パラリンピックでのボランティア希望[行いたい]

0.99

0.97 - 1.01

1.60

0.85 - 3.03

1.52*

0.98 - 2.36

2.91**

1.02 - 8.26

3.20***

1.69 - 6.04

1.89***

1.22 - 2.91

1.08

0.66 - 1.78

0.85

0.65 - 1.11

0.84

0.49- 1.44

6.96***

2.24 - 21.70

2.95***

1.70 - 5.10

1.54

0.47 - 5.08

ル②と似ているが，こちらのパラリンピックのみの影響を検討したモデルにおいては，直接観戦希望とボランテ
ィア参加の両方で，スポーツボランティア参加意向を高める確率が認められた．
そして東京五輪の影響をオリンピック・パラリンピック
両方とも考慮したモデル④の結果では，過去１年間の直接スポーツ観戦あり，過去１年間のテレビ・ネットでのスポーツ観戦あり，過去１年間のスポーツに関するボラ
ンティア活動あり，過去１年間のスポーツ以外のボラン
ティア活動あり，東京オリンピックでのボランティア希望あり，東京パラリンピックの直接観戦希望あり，で有意に影響が認められた．
5 議論と課題
本研究では，オリンピックにおけるボランティア活動のレガシーについての広範な影響を検討した．まず，これまでの研究ではボランティア活動のレガシーはオリン
ピックボランティア活動に参加した者をもっぱら対象としていたこと．そしてそれに対し，そうした捉え方はレ
ガシーを限定的に捉えてしまっており，より幅広い検討が必要であることを，先行研究の考察を踏まえ指摘した．
そのため，一つのイベントを「より幅広い利益をもたらすことができるリソース」と考えるレバレッジ概念を援用し，オリンピックの観戦やボランティア活動に関心を持った幅広い人々に対してオリンピック開催が与えた影響を，本研究では測定することにした．
2018 年に行われた調査データを用いてロジスティック
回帰分析を行った結果は，東京五輪の開催が，スポーツ
ボランティア活動全般への参加意欲を幅広く喚起したことを示すものであった．東京五輪開催を考慮に入れた分析であるモデル②からモデル④の結果においては，考慮していないモデル①，ならびに「過去１年間のスポーツに関するボランティア活動」の分析結果に比べ，直接的なスポーツ体験に関わる変数（「過去 1 年間の運動・スポーツ経験」，「過去１年間の直接スポーツ観戦」，「スポー
ツクラブへの加入」）の影響がほぼ見られなくなっていた．
しかしながら気軽にスポーツを楽しむ変数は依然として影響を与えていた（「過去１年間のテレビ・ネットでのスポーツ観戦の有無」）．このことは東京五輪の開催が，現在スポーツに直接的に関わっている「コア層」以外にも広範に，スポーツを楽しんでいる層に向けてスポーツ
ボランティア活動全般への参加意向を促した証左といえるだろう．
加えて過去１年間のボランティア活動経験が，スポーツ
ボランティア活動参加意向を高めるという結果も，分析

N= 979(-1)*対数尤度（完全）312.67921（縮小）447.21524
カイ2乗
269.0721
R2乗(U) 0.3008
AICc
651.736※注1) *：p<0.1, **：p<0.05, ***：p<0.01
モデル③の結果においては，過去１年間のテレビ・ネットでのスポーツ観戦あり，過去１年間のスポーツに関す
るボランティア活動あり，過去１年間のスポーツ以外のボランティア活動あり，子供の数（の少なさ），東京パラ
リンピックの直接観戦希望あり，東京パラリンピックでのボランティア希望あり，が有意に影響していた．モデ

8

のモデル②から④にかけて特徴的に見られた．ボランテ
ィア活動経験は，それがスポーツに関わるもの，関わらないものを問わず，新たなスポーツボランティア活動参加（あるいは既存の活動継続）を強く決定づけるということが言える．
いずれにしても，スポーツボランティア活動にこれまでに参加していた層以外にも，東京五輪開催はスポーツボ
ランティアへの関心を高めるレガシーを生んでいることは明らかである．この結果を踏まえて実践的な課題について述べるならば，今後どのようにその新たな活動希望
層を実際の活動につなげるかであろう．Girginov (2014)は 2012 年のロンドン五輪での取り組みを踏まえ，オリンピックの競技大会を開催しても，開催都市や国に社会的または経済的遺産が自動的にもたらされるわけではなく，戦略的に計画され活用される必要があると述べる．そのためには幅広いスポーツボランティア推進団体の協力が欠かせないことは確かである．しかしながら，その環境整備は様々な事情により，現実的には困難な場合も多い．
例えば Nichols and Ralston (2015)は，ロンドン五輪では業務の多くが民間企業に委託されたために，秘密保持義
務やロゴの利用制限などによって，スポーツボランティ
アを広げることへの障害が生まれたことを指摘している．
レガシーの醸成と活用に向けて，本研究で明らかにした
レバレッジによる幅広い視点から，関係者は戦略的に取り組む必要があるだろう．

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