特集論文

子どもの精神的健康と家族関係・友人関係――思春期前後における世帯内外のネットワーク構造効果

野沢 慎司（明治学院大学社会学部 教授）

1. はじめに ―― 子どもにとっての「家族・コミュニティ問題」

康を含むウェルビーイングへの関心が高まっている（阿部 2008; 山野 2008）。家族の経済的格差が子どもの育つ環境の格差となって子どもたちのウェ

家族関係の紐帯と、友人関係など世帯外に形

ルビーイングに多様な影響を及ぼすことは疑いえ

成・維持されているコミュニティの紐帯とが相互ないが、従来から追究されてきた家族関係や世帯にどのように連動しながら変動しているのかを問

外ネットワークの効果など他の要因と比較検討しう「家族・コミュニティ問題」（野沢 2009a）へながら、子どもたちの望ましい成長に資する条件のアプローチ法を、思春期前後の子どものウェルを再検討する必要が生じていると言えるだろう。

ビーイング研究に応用することが、本稿の目的で親の養育行動や親との関係が子どもに及ぼす影ある。この問題へのアプローチは、E. ボットの古響に関する研究には一定の蓄積があるが、思春期典的研究（Bott 1955＝2006）からB. ウェルマン

前後の子どもたちについての研究は必ずしも多くの「コミュニティ問題」（Wellman 1979＝2006;

ない。いくつかの先行研究は、親からのサポート

Wellman and Wellman 1992）を経由する過程の程度が高いほど、子どもの心理的ウェルビーイ

で、社会的ネットワーク論、とりわけパーソナ

ングが高まることをほぼ一貫して示唆している

ル・ネットワーク分析の方法論（野沢 2009b）と（末盛 2007）。中学生とその母親を対象とした末強く結びついて発展してきた。家族内の紐帯と広盛（2000）は、母親の情緒的サポートが高まるほ

義のコミュニティ・ネットワークがどのようなメ

ど、子どもの自尊心が高まることを明らかにしてカニズムを通じて子どものウェルビーイングにいいる。一方、石川（2004）は、小学５年生から中かなる効果を及ぼすのかを広く捉える意味で、こ学３年生までの子どもと親への調査データを使っのアプローチは一定の有効性をもつ。本稿では、て、父親の情緒的サポートが（とくに中学男子

首都圏の核家族世帯の父母（夫妻）とその子どもの）精神的健康状態を向上させ、父親の統制がの三者から得られたデータを使用して、世帯内の（とくに中学女子）の精神的健康状態を低下させ

夫婦間・親子間の関係と世帯外の親密なネットワる傾向を見いだした。中学生とその父母を対象にークの構造特性の双方が子どもの精神的健康にもした平山（2001）は、父親の家庭関与度（この尺たらす効果を探索する。

度は子どもとの関わりだけでなく夫婦間の情緒的サポート授受にあたる質問項目を含む）が高いほ

2. 子どものウェルビーイングに対する家族・ネットワーク構造効果の探究
近年、とくに貧困との関連から子どもの心身の健ど子どもの精神的健康が良好であることを示唆している。親子間の支援的な関係は、基本的に子どもの精神的健康を高めると予想される。
この研究もそうだが、最近では母親だけでなく
53

季刊家計経済研究 2010 SPRING No.86

父親の影響にも関心が集まり、また子どもと親と夫婦共通の紐帯が多いネットワークに埋め込まれの関係だけでなく、親同士の夫婦関係が子どもにていることがとくに妻のウェルビーイングを高め及ぼす影響にも眼が向けられつつある（Fincham

ること、配偶者とは分離した友人ネットワークを1998 ; 末盛 2007）。例えば、９〜11歳の子どもともつことは妻のウェルビーイングには肯定的な効

その父母を対象とした菅原ほか（2002）では、両果を、夫のそれには否定的な効果を及ぼすことな

親（夫婦）間の愛情関係の強さと子どもの抑うつどを明らかにした。一方、本稿が扱う調査データ

傾向とには有意な相関がなかったが、他の要因を（後述）とほぼ同じ母集団をターゲットにした

介して間接的に抑うつに影響を及ぼしていること

1999年「現代核家族調査」データを分析した野沢が示唆された。中学生を対象とした高橋（1998） （2001）は、親しい相手の夫婦間共有が高いほどは、子どもが評価した両親（夫婦）間の愛情や葛夫婦間のみならず親子間の紐帯が強いこと、子ど藤解決の良好さの程度が子どもの精神的健康に及もの親友を母親が多く知っているほど父子間・母ぼす直接・間接の効果を検討したが、学年や性別

子間の紐帯が強いことを見いだした（別データのによって結果が分かれ、夫婦関係の良好さによる関連分析として野沢（1995, 1999）も参照）。ま一貫した強い効果は見られなかった。中学３年生

た、同データの分析から、親密な相手を配偶者がに関しては、両親間の葛藤解決が良好であるほど知っている夫婦ほど夫婦関係満足度が高く、子ど子どもの精神的健康が悪いという予想外の直接効もの親友を母親が知っているほど子どもや父親の果もあり、夫婦関係が子どもに及ぼす影響は単純

親子関係満足度が高いことも示唆されている（野ではない。

沢 2004）。

この問題の展開可能性のひとつは、世帯内の夫家族メンバー間のネットワーク共有・重複が子婦関係に限らず、親や子どもの社会的ネットワー

どもや親のウェルビーイングを増進させるというクを含めた広い社会的文脈に眼を向けることにあ

上記の知見は、J. コールマンが社会関係資本の概る。例えば末盛（2008）は、夫婦関係満足度と母念をめぐって展開した「ネットワーク閉鎖性」に

親の支援的な世帯外ネットワークがいずれも母親関わる議論と関連している（Coleman 1988＝

から子どもへの支援的行動を増加させる傾向があ2006）。彼は、高校生の中途退学率を従属変数とることに加えて、夫婦関係満足度の低さが子どもした分析を例示しつつ、友人関係にある子どものへの支援的行動を低める効果は母親のサポート・

親同士が知り合いでそこに連帯が生じている環境

ネットワークが豊富である場合には弱まることをにおいては、互いの子どもをモニターしやすく、見いだした。また、スイスの大規模データを使っ一定の規範が生成して効果的な制裁が行われるた

たWidmer et al.（2006）は、夫婦関係の質や夫妻

め、よりよい教育達成効果（低い中退率）が生じの精神的健康度などを統制したうえで、夫妻ともると論じた。このように友人関係のある子どもの

親族や友人との強い紐帯が豊富なネットワーク類

親同士にも知り合い関係がある状態をコールマン型の夫婦は子育てに関して感じる困難がもっともは「世代間閉鎖性」のあるネットワークと呼ん

少ないという結果を導いた。これらの研究は、親だ。換言すれば、親子間にネットワークの重なり

子関係の良好さが夫婦関係とネットワーク構造のが大きいほど子どもによい効果がもたらされると両方から複雑に規定されていることを示して研究いう仮説である。

の視野を拡張した点でとりわけ意義がある。

コールマンの議論における「ネットワークの閉

子どもの精神的健康へのネットワーク効果を検鎖性」は必ずしも数量化が容易な概念とは言えな討するにあたっては、ネットワーク共有度などのいが、子世代内部と親世代内部と両世代間に個人

ネットワーク特性と夫婦の結婚満足度や抑うつと間の紐帯が多数存在する状態を指すと見られ、ネの関連を検討したStein et al.（1992）が参考になットワーク密度や上述のネットワーク共有度などる。49組の夫婦にインタビューしたこの研究は、にほぼ対応するものと考えられる。しかし、この54

子どもの精神的健康と家族関係・友人関係

ネットワーク閉鎖性が、教育達成を含む子どものち、該当する子どもがおり、妻票・夫票・子票がすウェルビーイングにとってつねに肯定的な結果をべてそろっている413世帯に関するデータを使用すもたらすかどうかは議論の余地がある。少なくとる（サンプリングおよび調査方法の詳細についても成人にとっては、ネットワーク閉鎖性の対極には、財団法人家計経済研究所編（2009）参照）。

あたる、「構造的隙間」の多い（知り合い関係の少ない）ネットワークを持つことがむしろ高い業（2）従属変数 ── 子ども抑うつ尺度

績をもたらすとするR．バート（Burt 2001＝

本研究では、子どもの精神的健康の指標とし2006）からの反論もある（育児期の母親に関するて、「子どもの抑うつ傾向」を取り上げる。具体

松田（2008）の議論も参照）。少なくとも子ども

的には、先行研究の菅原ほか（2002）などで使用の精神的健康にとって親子間の世代間ネットワー

されている「子どもの抑うつ自己記入尺度（Childク閉鎖性がもたらす効果は自明ではない。子ども

Depression Self-rating Scale＝CDSS）」日本語版の成長が父母からの自立をともなうものならば、の18項目のうち、下記９項目で構成される簡略版

子どもの発達段階やジェンダーによってもその効尺度を従属変数とした。①楽しみにしていること

果は異なるだろう。さらに、子どもの友人間や親がたくさんある、②泣きたいような気がする、③夫婦間にみられる世代内ネットワーク閉鎖性（ネ

逃げ出したいような気がする、④元気いっぱいだ、ットワーク密度や共有度）の効果も同時に検討す⑤やろうと思ったことがうまくできる、⑥いつもる必要がある。

のように何をしても楽しい、⑦独りぼっちの気がこのように既存研究からは未知の部分が多いた

する、⑧落ち込んでいてもすぐに元気になる、⑨め、以下の分析では、子どもとその父母の親密な

とても悲しい気がする、の各項目に対して、「いネットワークの構造（閉鎖性）に関わる変数をでつもそうだ（０点）」「ときどきそうだ（１点）」

きるだけ取り入れながら、先行研究の示唆する知「そんなことはない（２点）」の３件法で回答して見と関連づけた探索的分析を試みる。

もらった点数を（②、③、⑦、⑨の項目は逆転して）加算した尺度である（９項目に関するクロン

3. データの特性と主要な変数（1）データの特性分析に使用するのは、財団法人家計経済研究所

バックの信頼性係数の値はα=. 814）
。これを子どものウェルビーイングの重要な一側面である精神的健康を示す指標として使用し、以下の分析における従属変数とする。

によって2008年６月に実施された「現代核家族調査」によるデータである。この調査は、東京駅か（3）独立変数 1

ら半径30km圏内の市区町村に居住する妻の年齢

──親子間・夫婦間の情緒的サポート授受が35〜49歳の核家族世帯を対象としている。調査

重要な独立変数として、親子間および夫婦間のの回答者は、妻と夫、およびその子ども（９〜18

サポート授受の尺度を作成した。まず、親子間に歳／小学４年生から高校３年生に相当）の三者で関しては、子どもの回答（子ども票）からみた母ある。三者それぞれに対して異なる調査票を使っ

親と父親それぞれとの情緒的サポート授受についた訪問留置法を採用した。該当子が複数の場合はての評価尺度を作成した。母親と父親それぞれに最年長の子のみを調査対象とし、子どもがいない

関する質問、①お母さん（お父さん）はあなたの場合は夫婦のみを対象とした。

心配事や悩みを聞いてくれますか、②お母さん

調査地点を100地点とし、層化二段無作為抽出（お父さん）はあなたの能力や努力をほめてくれ

法によってサンプリングを行った。総アタック数

ますか、③あなたはお母さん（お父さん）の心配

3,883世帯に対して回収世帯は1,021世帯（回収率

事や悩みを聞いてあげますか、④あなたはお母さ

26.3％）である。以下の分析においては、このうん（お父さん）をえらいと思いますか、の各項目
55

季刊家計経済研究 2010 SPRING No.86

図表--1 主要変数の記述統計
主要変数
子ども抑うつ尺度（0〜18点）［C］
母子間情緒的サポート授受［C］
父子間情緒的サポート授受［C］
父母との情緒的サポート授受
（平均値）
［C］
夫婦間情緒的サポート授受［W］
夫婦間情緒的サポート授受［H］
夫婦間情緒的サポート授受（平均値）［H&W］
悩みを話せる友人数（４人まで）［C］
母が顔と名を知っている友人数（４人まで）［C］
父が顔と名を知っている友人数（４人まで）［C］
子どもの親密な友人ネットワーク密度（規模２以上）［C］
親密者の夫との共有人数（４人まで）［W］
親密者の妻との共有人数（４人まで）［H］
夫婦間親密者共有人数（平均）［H&W］
子どもの年齢［C］
母親（妻）の教育年数［W］
父親（夫）の教育年数［H］
世帯年収（近似値／万円）
［W］

度数
408
407
402
407
410
402
413
404
403
403
396
413
413
413
413
411
404
389

最小値
.00
.00
.00
.00
4.00
4.00
4.00
.00
.00
.00
.00
.00
.00
.00
9
9.00
9.00
199.00

最大値
18.00
4.00
4.00
4.00
16.00
16.00
16.00
4.00
4.00
4.00
1.00
4.00
4.00
4.00
18
18.00
18.00
2000.00

平均値
5.59
3.23
2.67
2.95
11.48
11.66
11.56
2.75
2.83
1.48
.816
2.34
1.97
2.16
13.41
13.95
14.45
840.48

標準偏差
3.74
.93
1.13
.89
2.61
2.52
2.30
1.46
1.31
1.45
.260
1.40
1.56
1.16
2.63
1.82
2.33
390.17

注）独立変数欄の［ ］
はその変数がどの調査票に由来するかを示す。
［C］＝子ども票、［W］＝妻票、［H］＝夫票（以下同様）。
太字は、以降の分析で使用する変数。

に対して「はい（１点）」「いいえ（０点）」の２

α=.807）。このように構成された妻から見た夫婦件法による回答結果を加算した尺度（０〜４点）

間の情緒的サポート授受と夫から見た夫婦間の情である（クロンバックの信頼性係数は、父子間で緒的サポート授受の平均値はいずれも11.5前後でα=.611、母子間でα=.513）。

あり（図表−１）、統計的な差はない（ t =−1.43,

図表−１に示したように、子どもからみた「母n.s.）。一方、両者の間にはかなり強い正の相関が子間情緒的サポート授受」と「父子間情緒的サポある（ r =.577, p<.001）。そこで、親子間の場合とート授受」の平均値を比較すると母子間の方が父同様に、両者の平均値を取って「夫妻間の情緒的

子間よりも有意に高い（ t =−10.66, p<.001）。しサポート授受（平均値）」という変数を作り、こかし、この２変数間にはかなり強い正の相関があれを独立変数のひとつとして採用する（この変数るので（ r =.476, p<.001）、両者の平均値を「父母の基になった上記８項目に関するクロンバックのとの情緒的サポート授受（平均値）」という統合信頼性係数α=.852）。

的な変数として採用することにした（この変数の基になった上記８項目すべてに関するクロンバッ（4）独立変数 2 ──ネットワーク変数

クの信頼性係数α= .697）。

（a）子どもの友人ネットワーク構造

子どもの父母（夫婦）間での情緒的サポートの子ども票において子どものネットワークについ

授受についても、妻票と夫票によるそれぞれの回て尋ねた一連の質問項目のうち、とくに親密な中答に基づいてまず別々に尺度を構成した。①夫は核的友人ネットワークの特性に関して作成された（妻は）私の心配事や悩みを聞いてくれる、②夫

次の３変数を独立変数に加える。子ども票では、は（妻は）私の能力や努力を評価している、③私

まず「もっとも仲のよい友だちを４人思い浮かべは夫の（妻の）心配事や悩みを聞いてあげる、④て」もらい、「仲のよい順に」イニシャルなどを

私は夫の（妻の）能力や努力を評価している、の書き込んでもらった後に、挙がった「最大４人の４項目への回答（４件法）に１〜４点を与え、加親密な友人」それぞれとの関係について一連の情算した尺度（４〜16点）である（クロンバックの報を収集した。とくに、それらの親密な友人たち

信頼性係数は、妻の回答がα=.791、夫の回答がの一人ひとりについて、「自分の心配事や悩み事

56

子どもの精神的健康と家族関係・友人関係を話せる」相手かどうか、自分の母親（父親）がトワーク共有の程度を表す変数と見なして独立変「顔と名前を知っている」相手かどうかを尋ねた。

数のひとつとして使用する（夫と妻の回答の相関

それへの回答に基づき、「悩みを話せる友人数」

はr =.224, p<.001）。この変数は、世帯内の世代内と「母（父）が顔と名を知っている友人数」といネットワーク閉鎖性を表す変数である。

う変数を作成した（図表−１参照）。ただし、「母が顔と名を知っている友人数」と「父が顔と名を知っている友人数」の間にはかなり強い正の相関（5）統制変数──子どもの個人属性と家族の社会経済階層がある（ r =.488, p<.001）こと、および図表−１にすでに述べたように、経済的な貧困が精神的健示すように、父親よりも母親の方が実質的に多く

康を含む子どものウェルビーイングに与える影響の友人を知っていること（ t =19.36, p<.001）か

は、社会（学）的に重要な論点となっている（阿ら、以下の分析では「母が顔と名を知っている友部 2008; 山野 2008など）。しかし、子どもの精神人数」をおもに使用する。この変数は、子世代の的健康への家族関係変数の影響を検証する心理学

ネットワークが親世代に連結している程度を示し系の研究の多くは、経済的要因を分析モデルに組ていることから、世代間ネットワーク閉鎖性を表み込んでいない点で問題をはらんでいる。本稿でしていると言えるだろう。

は、経済的条件と家族・ネットワークの関係構造

さらに、この親密な友人ネットワークの密度をは相互に独立の効果をもつ要因と言えるのかどう

とりあげる。親密な友人（最大４人）同士にそれかも分析のひとつの焦点としている。具体的にぞれ知り合い関係があるかを尋ねて、実際に存在は、世帯収入と父親（夫）の学歴（教育年数）のする関係数を分子とし、存在可能な関係数を分母

影響を検討の対象とする。世帯年収については、として算出されたのが「子どもの親密な友人ネッ

年収額を８カテゴリーの選択肢で回答してもらっ

トワーク密度」である（回答者本人との関係とはたものを中位値に置き換えた近似的な年収額を分

別に友人間すべてに知り合い関係があれば１、ま析に使用した１）。また、父親の学歴については、ったくなければ０の値を取る）。この変数は、子10カテゴリーの選択肢で回答された最終学歴からどもにとっての世帯外の世代内ネットワーク閉鎖

推定される教育年数に置き換えた変数を使う。

性を表している。密度の高い友人ネットワークを子どもたちの精神的健康と家族内外の人間関係持つ子どもは、仲間集団のような連帯的で閉じたとの関連を捉える際に、子どもの年齢とジェンダ関係構造に埋め込まれている可能性が高い（ただーによって差異が生み出される可能性を考慮に入し、ネットワーク構造特性を表す変数としての性れる必要がある。本調査は、９〜18歳までの幅広

質上、親密な友人ネットワーク規模が２以上の場

い年齢層の男女（のいる核家族世帯）を対象とし合にのみ算出した）。

ている。先行研究は、抑うつの程度や親子関係の質が子どもの成長段階（とりわけ思春期前後）に

（b）
母親
（妻）
と父親
（夫）
の世帯外ネットワーク構造

よって非連続的であり、ジェンダーによって異質

母親と父親のネットワークに関しても、類似のである可能性を示唆している（末盛 2007; 石川

質問項目群を設定している。妻票・夫票におい2004; 平山 2001; 高橋 1998; 小西・黒川 2000; 木て、「同居している家族以外の方々のうち、もっ村・畠中 2003など）。したがって、ネットワーク

とも親しい方を４人思い浮かべて、親しい順に」効果を特定するためには、これらを統制変数に含イニシャルなどを書き込んでもらい、それぞれのめたり、年齢別・男女別の分析を比較する必要が人との関係についての情報を収集した。それら最ある（413人の男女比は、男子53.8%、女子46.2%）。

大４人の中核的な親密者のうち、夫（妻）を交え先行研究からは、子どもの精神的発達やウェルてつきあう人数を尋ねている。ここでは、夫と妻

ビーイングに対して母親の就業による明瞭な影響の回答の平均値を算出して、夫婦間の親密なネッはないことが示唆されている（末盛 2002, 2008; 木57

季刊家計経済研究 2010 SPRING No.86

図表--2 変数間の単純相関（ピアソンの積率相関係数 r ）1
1 子ども抑うつ尺度（0 〜18点）［C］
2 子どもの年齢［C］

2.287***

408

3 子どもの性別［C］
408（ダミー／女＝1）
4 世帯年収（近似値／万円）［W］ 385
5 父親
（夫）
の
399
教育年数［H］
6 母親
（妻）
が常勤職
403
（ダミー）
［W］
7 母親（妻）
が専業主婦
403
（ダミー）
［W］
8 夫妻間情緒的サポート
408
授受
（平均）
［H&W］
9 夫婦間親密者共有数
408
（平均）
［H&W］
10 父母との情緒的
403
サポート授受（平均）［C］
11 悩みを話せる友人数399（４人まで）［C］
12 母が顔と名を知っている
398
友人数（４人まで）［C］
13 子どものネットワーク
392
密度［C］

3

4

5

.016 −.072

.047

−.051

6

−.022 −.079

8

9

10

11

12

13

.023 −.154** −.188***−.055 −.194***−.202***.117 * −.124* −.012 −.134** −.107* −.111* −.202*** .189***−.287***−.238***.090 † .029413

7.090† .064 −.036 −.025.378*** .157**

.050

.051

.172**.036 −.050.078 −.025 −.055 −.033.093† .045 −.036.104* −.089† .018 −.079

389

389

404

404

380

407

407

385

398

407

407

385

398

407

413

413

389

404

407

407

413

413

389

404

407

407

413

407

407

384

398

401

401

407

407

404

404

381

395

399

399

404

404

398

403

403

380

394

398

398

403

403

397

403

396

396

374

387

392

392

396

396

390

395

−.013

.137** −.078−.222*** .054 −.022.105* −.008.020.098† .000

.108* −.101*.085† −.013.050.225*** .241*** .021
.126*

.057

.027

.005

.185***−.024.066 −.126* −.054.151**.023.133**

394

注）表中の数値は、右上半分がピアソンの積率相関係数（ r ）を、
左下半分はケース数（N）
を示している。
統計的検定結果： †p<.10, * p<.05, ** p<.01, *** p<.001（両側検定）

村・畠中 2003）。しかし、母親の就業形態は夫婦

マトリックスである。ピアソンの積率相関係数とのネットワーク特性（野沢 2004）や夫婦間の情統計的検定結果を示している。

緒的サポート（野沢 1995, 1999）と関連している

単純相関レベルで見る限り、子どもの親密な友ことが見いだされているため、これも統制変数と人ネットワークの密度が高いほど、母親が子どもして目配りをする必要がある。なお、本稿で分析の親しい友だちを知っているほど、父母との情緒対象となる子どもたちの母親（妻）たちのうち、的サポート授受が多いほど、そして父母が互いに46.2%がパートタイマーなどの非正規雇用、31.2%

親密な相手を共有している傾向が強いほど、子どが専業主婦、12.8%が自営業・自由業、9.8%が常もの抑うつ傾向が低減するという負の相関が統計

勤の正規雇用であった（N=407）。

的に有意である。同時に子どもの抑うつ傾向と子どもの年齢の間には比較的顕著な正の相関があ4. 変数間の関連 ―― 子どもを取り巻く
環境要因と精神的健康る。成長とともに思春期を迎え、それを通り抜ける過程で、子どもは抑うつ傾向を高めるが、同時に世代間ネットワーク閉鎖性（母親が子どもの友

まずは、従属変数である子ども抑うつ尺度がど人を知っている程度）と世代内ネットワーク閉鎖のような要因と関連しているか、また独立変数・性（夫婦間の親密者共有度、および子どもの友人

統制変数として設定した変数間には相互にどのよ

ネットワーク密度の高さ）は、いずれも抑うつをうな関連があるのかを２変数間の相関によって確軽減する効果をもっているように見える。

認しておこう。図表−２は、13の主要変数の相関
58

一方、子どもの年齢は、母親が知っている親し子どもの精神的健康と家族関係・友人関係

図表--3 子ども抑うつ尺度を従属変数とした重回帰分析
モデル１
全体
独立変数
β
子どもの年齢［C］.278 ***
子どもの性別（女＝1／男＝0）［C］.093 †
世帯年収 （近似値／万円）［W］−.153 **
父の教育年数［H］.114 *
夫婦間情緒的サポート授受（平均）［H&W］ .089 †父母との情緒的サポート授受（平均）［C］−.125 *
夫婦間親密者共有数（平均）［H&W］−.105 *
悩みを話せる友人数［C］−.089 †
母が顔と名を知っている友人数［C］−.077
子どもの親密な友人ネットワーク密度［C］−.114 *
2
R
.183
2
調整済みR
.159
F
7.71 ***
N
355

モデル２
９〜13歳
β
.184 *−.006−.167 *
.074
.082−.153 *−.073−.163 *−.095−.135 †
.148.096
2.88 **
177

モデル３
14〜18歳β.011.202 **−.170 *
.146 †
.094
−.109
−.117
−.011
−.090
−.082
.118
.066
2.24 *
178

モデル４
男子
β
.167 *―−.158 *
.076
.132 †−.179 *−.160 *
−.040
−.031
−.104
.127
.084
2.98 **
194

モデル５
女子
β
.366 ***―−.145 †
.159 *
.036
−.076
−.022
−.127 †−.155 *
−.096
.282
.239
6.58 ***
161

注１）強制投入法による重回帰分析の結果：†p<.10, * p<.05, ** p<.01, *** p<.001
注２）独立変数欄の［ ］
はその変数がどの調査票に由来するかを示す。
［C］＝子ども票、［W］＝妻票、［H］＝夫票

い友人数、親しい友人ネットワークの密度、父母傾向があると言えそうである。この点は、野沢との情緒的サポート授受の程度と負の相関があ（2001, 1995）の知見とほぼ一致している。

り、悩みを話せる友人数とは正の相関がある（い単純相関のレベルでは、悩みを話せる友人が多

ずれもp<.001）。つまり、子どもは成長とともに、

いほど抑うつが低減する傾向や父母（夫婦）間の親密な相談相手としての友人を増やす傾向があ情緒的サポート授受が多いほど子どもの抑うつがり、その友人は親の知らない相手であり、必ずし低減する傾向は見られなかった。また、統制変数

もひとつの友人集団内に限定されない多様な文脈として分析に含めた子どもの性別、世帯年収、父で作られる関係である傾向を強める。そして、そ親の教育年数、母親の就業形態などの変数も子どれとともに、両親との情緒的な絆は薄れていく傾もの抑うつ傾向との有意な相関はなかった。しか向がある。これは、子どもが同世代の仲間との関し、図表−２には、これらの変数のほとんどが子係形成の過程で、親離れを実現しながら精神的自どもの年齢（成長段階）とともに変化する傾向が立を遂げていくという発達モデルに沿った変化で示されている。上述した世帯内の夫婦・親子間のある。

関係および世帯外ネットワークに関する変数の多さらに、親子間の情緒的サポート授受と夫婦（父くも、子どもの年齢と多かれ少なかれ関連を示し母）間の情緒的サポート授受の間には有意な正のている。子どもの年齢による効果を統制したうえ

相関があり、夫婦間の親密者共有度（世代内ネット

で、また年齢段階別に、これらの変数の効果を検ワーク閉鎖性）と母が知っている親しい友人数（世討する必要がある。

代間ネットワーク閉鎖性）との間にも有意な正の相関がある。また、夫婦間の親密者共有度（世代内
ネットワーク閉鎖性）が高いほど親子間の情緒的サポート授受も多い傾向がある。親子間の情緒的サ

5. 思春期前後における世帯内外ネットワークの構造効果

ポート授受と母が知っている親しい友人数との間

そこで、こうした変数を投入した一連の重回帰に弱い負の相関があることを例外とすれば、全体分析を行った。最終的な重回帰分析の５つのモデ的に連帯した閉鎖的なネットワークに取り囲まれてルを図表−３に示した。モデル１は、子どもの年

いる家族の夫婦・親子は情緒的に強く依存しあう

齢が９〜18歳までのすべてのケースを含めた分析
59

季刊家計経済研究 2010 SPRING No.86

モデルである。モデル２と３は、それぞれおおま程度が低くなるという効果が有意である（モデル

かに思春期以前と以降に対応する２つの年齢グル１）。そしてこの効果は、思春期以前（モデル２）ープ（９〜13歳と14〜18歳）に分けて行った分析と男子（モデル４）に顕著な傾向であることが確である。同様に、モデル４と５は男女別に重回帰かめられた４）。

分析を行った結果である。主要変数のうち、母親

一方、夫婦（父母）間の情緒的サポート授受の（妻）の就業形態に関するダミー変数は、モデル

効果は、サンプル全体（モデル１）と男子（モデ１〜５に追加投入したモデルでいずれも有意な効

ル４）において小さな正の効果が見られる（ただ果がないことが確かめられたため、最終モデルにし、検定結果はいずれもp<.10）。つまり、他の変含めなかった２）。しかし、年齢別・男女別の分析

数の影響を統制すると、父母が夫婦間の情緒的サを含めて検討すると、それ以外の主要変数はいず

ポート授受の程度を強めることは、男子の抑うつれも何らかのかたちで子どもの抑うつ傾向に影響をやや高めてしまう傾向がある。親子間の情緒的を及ぼしていることが明らかになった。

な絆の強さは、思春期以前の男子の精神的健康に

単純な相関からも予想されたことだが、モデルとって肯定的な影響があるが、父母が相互に強い

１においてもっとも大きな独立の効果をもたらし絆で支え合っていることは必ずしも子どもの精神ているのは子どもの年齢である。成長にともなう的健康にとってよい効果を及ぼすわけではない。

抑うつ傾向の高まりはとくに女子に顕著である

最後に、子どもおよびその家族を取り巻いてい（モデル５）。モデル２〜５のβ値を比較検討する

るネットワークの構造効果を検討しよう。モデルと、９〜13歳までの時期の女子は成長にともなっ１で全体的な傾向をみると、子どもの親密な友人て抑うつを高める傾向が顕著であり、思春期以前のネットワーク密度と夫婦（父母）間親密者共有にはむしろ男子より低い女子の抑うつ感が、思春数が有意な負の効果をもたらしている。子どもの期に向かうにつれて急に高まって男子のそれを超親しい友人ネットワークに含まれる相手同士に知えることがわかる。

り合い関係が多い場合、また母親と父親に共通の年齢に次いで大きな独立の効果を及ぼしている

つきあいが多い場合、子どもの抑うつ度が低い傾のは世帯年収である（モデル１）。世帯年収は、向がある。ただし、子どもの友人ネットワーク密

年齢別・男女別の分析（モデル２〜５）において度の効果は思春期以前（モデル２）にやや顕著なもほぼ一貫して有意な負の効果をもっている。経傾向であり、両親間の共有親密者数の効果は男子

済的に貧困であることは、他の条件にかかわら（モデル４）に特有の傾向である。

ず、子どもの精神的健康状態を悪化させる要因と一方、子どもの親しい友人４人のうち悩みを話して重要であることが確認された。一方、もう一せる人数と母親が顔と名前を知っている人数の負

つの社会階層指標である父親の教育年数（学歴のの効果はかなり小さい（モデル１において、それ

高さ）は、むしろ子どもの抑うつを強める有意なぞれp<.10とn.s.）。しかし、年齢別・男女別の分

３）

効果をもたらしている（モデル１） 。年齢別・男

析結果を見ると、悩みを話せる友人数の効果（β女別で見ると、このような効果は、14歳以上（思値）の大きさは、思春期以前と女子（モデル２、春期以降）の子どもたち（モデル３）および女子

５）において増大し、検定結果の有意性もより明（モデル５）に顕著であることがわかる。高学歴５）
瞭になる（それぞれp<.05とp<.10）。母親が知っの父親をもつ思春期以降の女子たちはとくに抑うている友人数の効果も、女子（モデル５）に関しつを高める傾向がある。

てのみその効果が大きい（β=−.155, p<.05）。

次に、世帯内の情緒的サポート授受の効果を確

子ども個人の属性や世帯の社会経済階層的特性

認してみよう。子どもの年齢・性別や社会経済階および親子・夫婦間の情緒的なサポートに関する層に関わる要因の効果とは独立に、父母との間に要因とは独立に、世帯外ネットワークの構造特性

情緒的サポート授受が多いほど子どもの抑うつの変数が子どもの年齢や性別などの条件と組み合わ60

子どもの精神的健康と家族関係・友人関係されながら（交互作用しながら）有意な効果をも効果として現れる。親子間の情緒的サポート授受

たらしていることが明らかになった。子どもの友

は子どもの精神的健康を高めるが、夫婦関係や世人ネットワーク（悩みを話せるような強い紐帯数

帯外ネットワークの効果を統制してみると、これやネットワーク密度で表される連帯の強さ）が精はとりわけ思春期前の男子に顕著な効果であるこ神的健康を高める効果は、思春期以前の低年齢層とがわかった。一方、夫婦間の情緒的サポート授の子どもたちに顕著な傾向であった。子どもの親

受の独立効果は、関連する先行研究（菅原ほか

友を（母）親が知っている程度（世代間ネットワ

2002; 高橋 1998）の知見と同様に明瞭なものではーク閉鎖性）の効果が女子のみに現れ、父母間のなかったが、夫婦間の情緒的支え合いが強い場合

親密者共有（親世代内ネットワーク閉鎖性）の効にむしろ子どもの抑うつが強まる傾向を示唆して果が男子のみに現れている点が興味深い。なお、いた。夫婦関係と親子関係が子どもの精神的健康

ネットワーク閉鎖性あるいは家族を取り巻くネッに及ぼす影響については、多様な条件の下で両者トワークの連帯性に関わる変数の効果は、有意なが複雑な関係に至る可能性があり、両者の交互作ものが確認される場合にはいずれも、子どもたち用を視野に入れて検討する余地が残されている。

の抑うつを低減する効果であった。

子どもとその親を取り巻く親密な関係ネットワークの構造特性についても、年齢・性別ごとに特6. 結論 ――子どものウェルビーイングの
環境要因としての経済とネットワーク
以上の探索的な分析から得られた知見を要約しよう。

有の抑うつ抑制効果が析出された。悩みを話せる
友人数というサポート量に直結する変数が抑うつを低減させる効果はさほど大きくなく、思春期以前の女子に限定的に現れるものであった。また、子ども世代内のネットワーク閉鎖性と言い換えら

子どもの抑うつ傾向は、年齢とジェンダーに強れる親友ネットワークの密度による抑うつ抑制効く規定されている。しかし、年齢・性別にかかわ果も思春期以前に固有のものであった。親世代内

りなく、一貫して世帯の経済状況が子どもの精神のネットワーク閉鎖性である夫婦間親密者共有数

的健康を規定する相対的に大きな要因になっていの効果は男子に、親子の世代間ネットワーク閉鎖

ることも確認された。貧困が子どもに与える否定性である母親が認知する子どもの親友数の効果は的影響の一端がここにあり、この点について何ら

女子に特有のものであった。全体的にみると、親かの社会的支援を考える必要がある。

との関わりからの影響は男子に、友人との関わり

一方、社会階層的要因として取り上げた父親のからの影響は女子に顕著に出現している。

学歴の高さが思春期以降の女子の抑うつを強める

しかし、いずれにしても、14歳以降の子どもに傾向があった。小学高学年から中学生の男女を対関しては親子関係・夫婦関係およびネットワーク

象とした石川（2004）の研究でも、父親の統制がの効果は小さく、統計的に有意ではなかった。こ

精神的健康を低下させる傾向が女子中学生だけにれは、親子関係など家族から受ける影響ばかりで見られていた。中高生女子と父親との関係に特有なく、友人関係など世帯外ネットワーク閉鎖性がの難しさについては、さらなる解明が待たれていもたらす肯定的効果も思春期以降には弱まることる。なお、母親の就業は、思春期前後の子どものを示している。そこには、土井（2008）が「友だ

精神的健康と関連がないことも再確認された。

ち地獄」と呼ぶ、閉鎖的なネットワークがストレ

こうした個人・世帯特性の効果とは別に、親スや生きづらさをもたらす傾向を読み取ることは子・夫婦の情緒的な結びつき、世帯外のネットワできない。しかし、生活圏を拡げる思春期以降の子ークの構造が子どもの抑うつに影響を及ぼしていどもたちが友人など世帯外ネットワークからどのる点は本稿の重要な知見である。しかしその影響

ような影響を受けるのかについては、弱い紐帯をは、子どもの発達段階やジェンダーに結びついた含めた広範囲のパーソナル・ネットワークの構造61

季刊家計経済研究 2010 SPRING No.86

を分析に含めてさらに検討する必要があるだろう。
ごく親しい少人数のネットワークのみを使った今回の探索的な分析は、多くの限界をともなっているものの、現代の子どもの精神的健康が大人の場合と同様に貧困と孤立によってもたらされる可能性を強く示唆している（浦 2009）。それとともに、親子関係・夫婦関係とコミュニティ・ネット
ワークのマトリックスが生み出す効果の複雑さを示してもいる。ここには解明されていない多くの問題が眠っていると言わねばならない。
注1）例えば、「200〜400万円未満」というカテゴリーを選んだ場合は300万円、「1500〜2000万円未満」というカテ
ゴリーでは1750万円と中間値に置き換えた。また、両端の「200万円未満」および「2000万円以上」というカテゴリーは、便宜的にそれぞれ199万円と2000万円に置き換えている。
2）例えば、モデル１に３つのダミー変数「専業主婦」「常勤（正規雇用）」「パート・アルバイト」（基準カテゴリーは「自営など」）を追加投入したモデルでは、３変数のβ値はそれぞれ−.020, −.007, .054であった（い。
ずれもn.s.: 調整済みR 2 =.150）
3）父親の教育年数の代わりに母親の教育年数を投入したモデルでは、その効果ははるかに小さい（β=.027,
n.s.）。子どもの抑うつに対する正の効果は父親の教育年数に特有のものである。
4）親子関係の効果を詳細に見ると、父子間と母子間に違いが見られる。父母との情緒的サポート授受の代わりに母子間情緒的サポート授受または父子間情緒的サポート授受（図表−１参照）を独立変数としてモデル１〜５に投入して10個の重回帰分析を行ってみると、母子間情緒的サポート授受に関して男子にのみ有意な効
果があり（β=−.212, p<.01）、父子間情緒的サポート
授受に関して低年齢層でのみ有意な効果がある（β=−163, p<.05）。
5）独立変数に含めた子どもの友人ネットワークの密度は、
ネットワークの規模が０または１のケースを除外して算出しているため、「もっとも仲のよい友だち」がいな
いあるいは１人だけいると回答した孤立傾向のケース（それぞれ１ケースと６ケース）は各モデルの重回帰分
析から除外されている（１人だけいる６ケースのうち、その１人が悩みを話せる友人であるのが４ケース、そうでないのが２ケースである）。確認のため、モデル１〜５の独立変数から友人ネットワーク密度を除外して分析し直してみると、いずれも悩みを相談できる友人数の効果（βの絶対値）が微増するが検定結果を含めて全体の結果はほとんど変化しない。

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