特集論文

未婚者のソーシャル・ネットワークと健康――孤独感と生活習慣を経路とした影響

原田 謙（実践女子大学人間社会学部 准教授）

本研究は、未婚者のソーシャル・ネットワークが健康に及ぼす影響を、孤独感（心理的な経路）と飲酒・喫煙・運動・食習慣といった生活習慣（行動的な経路）に着目して検討した。分析の結果、（1）
恋人や仕事仲間、隣人、友人といった選択的なネットワークの存在が孤独感の低さにつながっていた。
（2）
同居
家族がいる者や親族数が多い者ほど望ましい食習慣をもち、恋人がいる者ほど飲酒・喫煙する傾向が
みられた。
（3）
恋人と仕事仲間の存在が、孤独感を低減することによって精神的健康の良好さにつながっていた。また、恋人がいる者、望ましい食習慣である者ほど主観的健康感が良く、孤独感が高い者ほ
ど主観的健康感が悪かった。

1. 目的

Montez 2010; Berkman et al. 2000; 杉澤 2012）。
しかしソーシャル・ネットワークが健康に及ぼす（1）
ソーシャル・ネットワークと健康

経路にかんする実証研究は国内では進んでいない。

ソーシャル・ネットワーク（social network）
がそこで本研究では、未婚者のソーシャル・ネッ

身体的・精神的健康や死亡率に及ぼす影響にかんトワークが健康に及ぼす影響を、孤独感（心理的する研究は、日本においても公衆衛生学と社会学

な経路）と飲酒・喫煙・運動・食習慣といった生を中心に蓄積されてきた（Sugisawa et al. 1994;

活習慣（行動的な経路）に着目して検討していく。

『おひとりさまの老後』と表現さ原田ほか 2005）。

孤独感は、横断的および縦断的なデータ分析にも

1）

れるように
（上野 2007）、とくに高齢世代の未婚者とづき、健康のリスク要因として検証されてきたについては、ひとり暮らし高齢者や社会的孤立に（Cacioppo et al. 2006）。同様に、喫煙・飲酒や焦点をあてた実証研究が蓄積されてきた（斉藤ほ

望ましくない食習慣などの生活習慣も健康のリス

か 2009）。しかし、晩婚化が進展するなかで、若ク要因として、とくに公衆衛生学において分析さ年世代の未婚者に焦点をあてたソーシャル・ネッ

れてきた（Berkman and Breslow 1983=1989）。

2）

3）

トワークと健康にかんする研究は十分に検討されてきていない。

（2）
ソーシャル・ネットワークと孤独感

またソーシャル・ネットワークがどのような経ソーシャル・ネットワークと孤独感、そして健路（pathway）
を通じて健康に影響を及ぼすのか

康との関連を検討する場合、まずネットワークのというメカニズムについては、心理的な経路、行欠如といった客観的な状態としての「社会的孤立動的な経路、生理的な経路を介したモデルなど（social isolation）」と諸個人によって認知された主が提示されている（Thoits 2011; Umberson and

観的な感情である「孤独感（loneliness）
」
を概念的
43

季刊家計経済研究

2016に区別する必要がある（De Jong Gierveld et al.

SPRING

No.110制）という間接的・直接的な影響が示唆された。

2006）。実際に、身体的健康や精神的健康を従属

一方、喫煙や肥満をもたらす食習慣といった健変数とした分析では、両者が及ぼす影響の差異が康リスク行動は、感染症が広がるように、身近な

焦 点になる（Coyle and Dugan 2012; Cornwell

家族・親族や友人などのソーシャル・ネットワー

and Waite 2009）。

クを通じて拡散するという「社会的伝染（social

また、どのようなつながりの有無、ネットワー

contagion）」仮 説が 考えられる（Christakis andクの規模や構成
（配偶者や同居家族、別居親族、

Fowler 2013）。 具 体 的 に は、Christakis and仕事仲間、隣人、友人）が、孤独感に結びつく

Fowler（2007）
は、フラミンガム心臓研究を用いのかにかんする研究が蓄積されてきた（De Jongて、肥満者と非肥満者のクラスター（群れ）がソー

Gierveld et al. 2006; Shiovitz-Ezra and Leitsch

シャル・ネットワーク内に「三次の隔たり」
という規

2010）
。たとえば安藤ほか（2000）
は、中高年者を則性に基づいて現れることを描き出した。つまり対象とした調査から、友人・知人（からの手段的ある者が肥満であると、その肥満者に直接つながっサポートの受領）が孤独感と有意な関連を示し、別

ている友人
（一次）
、またその
「友人の友人（二次）」、

居子、きょうだい・親戚、近隣は有意な関連を示

さらに「友人の友人の友人（三次）」も肥満である確さなかったことを指摘している。

率が有意に高かったのである。こうした三次の隔

さらに近年の SNS（Social Networking Service）

たりに基づくネットワーク現象は、喫煙においてもの普及に伴い、インターネット利用と孤独感の関確認されている（Christakis and Fowler 2008）。

連にかんする研究も進んでいる。たとえば Krautet al.（2002）
は、インターネットを広範に利用

（4）
分析課題

している外向的な者は孤独感が低いが、内向的本研究は、上記の先行研究における分析枠組みな者は孤独感が高いことを指摘している。また、を参照し、図表−1 のような概念モデルを設定しMorahan-Martin and Schumacher（2003）は、た。第一に、ソーシャル・ネットワークの視点から、孤独感が高い者ほどネット上の友人がおり、その未婚者の孤独感に関連する要因を明らかにするこ

友人たちに満足していることを示している。

とを目的とする（a の経路）。
第二に、こちらもソーシャル・ネットワークの（3）
ソーシャル・ネットワークと生活習慣
ソーシャル・ネットワークが生活習慣に影響を及ぼす理論的説明として、二つの仮説が挙げられる。まず、ソーシャル・ネットワーク（とくに家

視点から、未婚者の生活習慣（飲酒、喫煙、運動、食習慣）に関連する要因を明らかにすることを目的とする（b の経路）。
第三に、未婚者のソーシャル・ネットワークが族や親族といった親密な関係）
が、身体的・精神精神的健康と主観的健康感に及ぼす影響を明らか的健康に影響を及ぼす飲酒や喫煙などの望ましにすることを目的とする。具体的には
（1）
ソーシャ

くない生活習慣をやめさせ、バランスのとれた食

ル・ネットワークの諸変数を投入したモデル（c の事といった好ましい生活習慣を促進させるという経路）を検討したうえで、（2）
孤独感を投入したモ「社会的統制（social control）」
仮説である。たとえデル（d の経路）と生活習慣を投入したモデル（e のば Umberson（1987）
は、
米国の確率標本を用いて、経路）を検討することによって、ソーシャル・ネッ

ソーシャル・ネットワーク（家族的地位）と身体的トワークが健康に影響を及ぼす経路を確認したい。

健康を結びつけるメカニズムとして、生活習慣の社会的統制モデルを検証した。具体的には、配偶者や同居子の存在が、健康に望ましい行動規範の内面化を促し（内的統制）、飲酒・喫煙や望ましくない食習慣に対する制限や制裁を加える
（外的統
44

2. 方法
（1）
データ
本研究のデータは、公益財団法人家計経済研究未婚者のソーシャル・ネットワークと健康

図表-1 概念モデル
ソーシャル・
ネットワーク

（c）

（a）

属性
（性、学歴、年収）

身体的・
精神的健康

（b）

（d）

孤独感
（e）
生活習慣
（飲酒、喫煙、運動、食生活）所が実施した「未婚者の生活と意識に関する調査」

現在の健康状態はいかがですか」という質問に対から得た。調査方法はインターネット調査である。

して、
「よい」
「まあよい」
「ふつう」
を 0、
「あまり

対象者は
（株）
インテージのモニターから
「未婚」
「同

よくない」
「よくない」
を 1 とするダミー変数を用

居子なし」の者を抽出し、全国の 30 歳から 44 歳

いた。

の男女 2,247 人から回答を得た。
（b）
孤独感
（2）
変数
（a）
精神的健康、主観的健康感

孤独感は、UCLA 孤独感尺度短縮版を用いた（Russel et al. 1980; Hughes et al. 2004）。具体

最 終 的 な 従 属 変 数 と な る 精 神 的 健 康 は、的には、
「人づきあいが足りないと感じること」「疎Kessler et al.（2002）
がうつ病を含む気分・不安

外されているように感じること」「他の人たちから障害のスクリーニングのために開発した K6 を用孤立していると感じること」
がどれくらいあるかの「神経過敏
いた 。具体的には、過去 1 カ月の間に3 項目に関して、「ほとんどない
（1 点）
」
「時々ある
（2

4）

に感じましたか」「絶望的だと感じましたか」
「そ

点）
」
「よくある
（3 点）
」
という選択肢を用いて測定わそわしたり、落ち着きなく感じましたか」「気分した。この 3 項目に対する回答を単純加算するこが沈み込んで、何が起こっても気が晴れないようとで得点化した（Cronbach の α 係数＝ .80）
。つに感じましたか」「何をするのも骨折りだと感じま

まり得点の高い者の方が孤独感が高いことを示ししたか」「自分は価値のない人間だと感じましたか」ている。

の 6 項目に関して、
「いつも
（4 点）
」
「たいてい
（3
点）
」
「ときどき
（2 点）
」
「少しだけ
（1 点）
」
「全くな
い
（0 点）
」
という選択肢を用いて測定した。この 6
項目に対する回答を単純加算することで得点化した（Cronbach の α 係数 = .92）
。つまり得点の高い者の方がうつ傾向が高いことを示している。
主観的健康感は、「全般的にいって、あなたの

（c）
生活習慣
生活習慣は、飲酒、喫煙、定期的な運動、食習
慣の 4 つを取り上げた。
飲酒は、「一日平均して、ビールなら中ビン 1 本
以上、清酒なら 1 合以上、焼酎ならお湯割り 1 杯
以上」
を
「毎日」
飲む者を 1、それ以外の者を 0 とす45

季刊家計経済研究

2016

図表-2 分析対象者の特性
変数名
精神的健康
主観的健康感（悪い＝ 1）
孤独感
毎日飲酒（はい＝ 1）
喫煙（はい＝ 1）
定期的な運動（はい＝ 1）
食生活
性別（男＝ 1）
学歴（教育年数）
年収（百万）
同居家族有無（あり＝ 1）
恋人有無（あり＝ 1）
親族数
仕事仲間数
隣人数
友人数
ソーシャル・メディア知人数

n = 2,155

SPRING

No.110

図表-3 孤独感を従属変数とした重回帰分析
（β係数）
平均値
7.51
0.23
5.45
0.10
0.21
0.15
16.76
0.51
14.57
2.75
0.62
0.23
2.25
2.39
0.82
3.60
4.50

標準偏差
6.41
0.42
1.89
0.31
0.41
0.35
4.22
0.50
1.93
2.19
0.49
0.42
3.92
4.61
2.29
7.42
16.41

性別（男＝ 1）
学歴
年収（百万）
同居家族有無（あり＝ 1）
恋人有無（あり＝ 1）
親族数
仕事仲間数
隣人数
友人数
ソーシャル・メディア知人数2
決定係数（R ）*p<.05, **p<.01, ***p<.001

0.007−0.011−0.124 ***−0.026−0.067 **0.024−0.097 ***−0.052 *−0.105 ***0.054 *
0.074 ***

会調査
（TGSS）の項目を用いた（松本編 2004）。領域別ネットワークは、日頃から何かと頼りにし親しくしている別居の親族数（両親・子どもを含む）、
仕事仲間数（同じ会社の同僚・上司・部下、取引先や前にいた会社など別の会社にいる人）、隣人

るダミー変数を用いた。
喫煙は、タバコを「現在も習慣的に吸っている」

数（親族・仕事仲間は除く）、親族・仕事仲間・隣人以外の友人数である 。さらに上記以外に、こ5）

者を 1、それ以外の者を 0 とするダミー変数を用

れまで実際に対面したことはなく、ソーシャル・

いた。

メディア
（Facebook、mixi、twitter、ブログなど）

定期的な運動は、「運動やスポーツ（ウォーキン
グ、水泳、野球など）」を「週に数回以上」行ってい上のみで交流している人数も測定し、分析に投入した。

る者を 1、それ以外の者を 0 とするダミー変数を
用いた。

（e）
属性

食習慣は、
「毎日、朝食を食べている」「なるべ

属性にかんする変数は、性別（男性を 1 とする

く野菜を食べるようにしている」「糖分・塩分を摂

ダミー変数）、学歴（教育年数）、個人年収である。

りすぎないようにしている」「無農薬や有機栽培の野菜、無添加の食品を購入している」「栄養バラ
ンスに気をつけて食事している」の 5 項目に関し（3）
分析方法
孤独感に関連する要因分析は、孤独感の得点をて、「あてはまる（5 点）「」ややあてはまる
（4 点）
「
」ど

従属変数とし、性別、学歴、年収、同居家族有無、

ちらとも言えない（3 点）「」あまりあてはまらない（2

恋人有無、親族数、仕事仲間数、隣人数、友人数、点）」「まったくあてはまらない
（1 点）
」
という選択

ソーシャル・メディア知人数を独立変数とする重肢を用いて測定した。この 5 項目に対する回答を回帰分析を用いた 。
6）

単純加算することで得点化した（Cronbach の α

生活習慣に関連する要因分析は、飲酒、喫煙、

係数 = .78）。つまり得点の高い者の方が望ましい

定期的な運動を従属変数とし、上記の独立変数を

食習慣であることを示している。

投入したロジスティック回帰分析、そして食習慣を従属変数とし、同様の独立変数を投入した重回（d）ソーシャル・ネットワーク

帰分析を用いた。

ソーシャル・ネットワークの測定は、同居家族のソーシャル・ネットワークが健康に影響を及ぼ有無（ありを 1 とするダミー変数）、恋人の有無（あす要因分析は、属性とソーシャル・ネットワークのりを 1 とするダミー変数）
とともに、東京版総合社

諸変数を独立変数として投入したモデル 1 と、さ46

未婚者のソーシャル・ネットワークと健康

図表-4 飲酒、喫煙、運動を従属変数としたロジスティック回帰分析

性別（男＝ 1）
学歴
年収（百万）
同居家族有無（あり＝ 1）
恋人有無（あり＝ 1）
親族数
仕事仲間数
隣人数
友人数
ソーシャル・メディア知人数
定数項
2
モデル χ（df）*p<.05, **p<.01, ***p<.001

飲酒
回帰係数
オッズ比
0.472 **
1.603
−0.100 **0.904
0.125 ***
1.133
−0.0600.942
0.445 **
1.560
0.047
1.048
−0.0850.919−0.141
0.868
0.278
1.320
0.144
1.155
−1.55148.304 ***図表-5 食習慣を従属変数とした重回帰分析（β係数）
性別（男＝ 1）
学歴
年収（百万）
同居家族有無（あり＝ 1）
恋人有無（あり＝ 1）
親族数
仕事仲間数
隣人数
友人数
ソーシャル・メディア知人数2
決定係数（R ）*p<.05, **p<.01, ***p<.001−0.167 ***0.107 ***
0.100 ***
0.178 ***
0.004
0.062 **
0.020
0.094 ***
0.049
0.026
0.106 ***

喫煙
回帰係数
オッズ比
0.765 ***
2.148
−0.189 ***0.828
0.059 *
1.061
−0.0960.909
0.723 ***
2.060
−0.125
0.882
0.294
1.342
0.106
1.112
0.338
1.403
0.033
1.033
0.428
141.927 ***

運動
回帰係数
オッズ比
0.056
1.058
0.080 *
1.083
0.068 *
1.070
0.230
1.259
0.198
1.219
−0.0050.995−0.1040.901
0.841 ***
2.319
0.190
1.209
0.053
1.054
−3.56942.850 ***（2）
ソーシャル・ネットワークと生活習慣
飲酒、喫煙、運動を従属変数としたロジスティッ
ク回帰分析の結果が図表− 4 である。
男性
（オッズ比 = 1.603）、年収が高い者（オッズ
比 = 1.133）、恋人がいる者ほど毎日飲酒する傾向が高く（オッズ比 = 1.560）、学歴が高い者ほど飲酒する傾向が低かった（オッズ比 = .904）。
男性（オッズ比 = 2.148）、年収が高い者（オッズ
比 = 1.061）、恋人がいる者ほど現在喫煙している
傾向が高く（オッズ比 = 2.060）、学歴が高い者ほど喫煙する傾向が低かった（オッズ比 = .828）。
学歴が高い者（オッズ比 = 1.083）、年収が高らに孤独感を投入したモデル 2 と生活習慣を投入い者（オッズ比 = 1.070）、隣人数が多い者ほどしたモデル 3 を検討した。精神的健康を従属変数

定期的な運動をする傾向が高かった（オッズ比 =とした分析は重回帰分析、主観的健康感を従属変2.319）。

数とした分析はロジスティック回帰分析を用いた。
分析対象者は分析に投入する項目に欠損がない
2,155 人である。その特性は図表−2のとおりである。

食習慣を従属変数とした重回帰分析の結果が図表− 5 である。
学歴が高い者、年収が高い者、同居家族がいる
者、親族数が多い者、隣人数が多い者ほど望ましい食習慣であり、男性の方が望ましい食習慣でな

3. 結果

かった。

（1）
ソーシャル・ネットワークと孤独感
孤独感を従属変数とした重回帰分析の結果が図表− 3 である 。年収が高い者、恋人がいる者、仕7）

事仲間数、隣人数、友人数が多い者ほど、孤独感が低かった。またソーシャル・メディア知人数が多い者ほど孤独感が高かった。

（3）
精神的健康、主観的健康感に関連する要因
精神的健康を従属変数とした重回帰分析の結果が図表− 6 である。
モデル 1 では、男性、年収が高い者、恋人がいる者、仕事仲間数が多い者ほどうつ傾向が低く、ソーシャル・メディア知人数が多い者ほどうつ傾47

季刊家計経済研究

2016

SPRING

No.110

図表-6 精神的健康を従属変数とした重回帰分析（β係数）
性別（男＝ 1）
学歴
年収（百万）
同居家族有無（あり＝ 1）
恋人有無（あり＝ 1）
親族数
仕事仲間数
隣人数
友人数
ソーシャル・メディア知人数
孤独感
毎日飲酒（はい＝ 1）
喫煙（はい＝ 1）
定期的な運動（はい＝ 1）
食習慣
2
決定係数（R ）*p<.05, **p<.01, ***p<.001

model 1−0.044 *0.001−0.155 ***−0.010−0.052 *−0.046−0.102 ***0.012−0.0510.082 ***

model 2−0.047 *0.005−0.095 ***0.003−0.020−0.057 **−0.055 *0.036−0.001
0.056 **
0.483 ***

0.073 ***

0.290 ***

model 3−0.052 *0.009−0.159 ***−0.006−0.057 **−0.045−0.103 ***0.017−0.0530.081 ***
0.066 **
0.017
−0.042 *−0.0080.080 ***

図表-7主観的健康感を従属変数としたロジスティック回帰分析

性別（男＝ 1）
学歴
年収（百万）
同居家族有無（あり＝ 1）
恋人有無（あり＝ 1）
親族数
仕事仲間数
隣人数
友人数
ソーシャル・メディア知人数
孤独感
毎日飲酒（はい＝ 1）
喫煙（はい＝ 1）
定期的な運動（はい＝ 1）
食習慣
定数項
2
モデル χ（df）*p<.05, **p<.01, ***p<.001

model 1
回帰係数
オッズ比0.304 **
1.355
0.010
1.010
−0.182 ***0.834−0.1070.898−0.413 **0.661−0.0350.966−0.169
0.845
0.014
1.014
−0.214
0.808
0.191
1.210

−0.80685.118 ***向が高かった。孤独感を分析に投入すると（モデル 2）、恋人の存在が精神的健康に及ぼす有意な影

model 2
回帰係数
オッズ比0.310 **
1.363
0.013
1.013
−0.157 ***0.854−0.0820.921−0.352 *0.703−0.071
0.932−0.033
0.967
0.111
1.117
−0.083
0.920
0.140
1.150
0.255 ***
1.290

−2.486166.113 ***model 3
回帰係数
オッズ比
0.211
1.235
0.031
1.032
−0.171 ***
0.843
0.004
1.004
−0.419 **
0.658
0.012
1.012
−0.168
0.845
0.146
1.158
−0.1770.838
0.219 *
1.245
−0.0050.096−0.327−0.066 ***−0.114118.490 ***

0.995
1.101
0.721
0.936
0.892

主観的健康感を従属変数としたロジスティック
回帰分析の結果が図表− 7 である。

響が消失し、親族数が多い者ほどうつ傾向が低い

モデル 1 では、男性の方が主観的健康感が悪くという影響が有意になった。そして孤独感が高い（オッズ比 = 1.355）、年収が高い者（オッズ比 =者ほどうつ傾向が高かった。生活習慣を分析に投.834）、恋人がいる者ほど主観的健康感が良かっ入すると（モデル 3）、毎日飲酒している者ほどうた（オッズ比 = .661）。孤独感を分析に投入する

つ傾向が高く、定期的な運動をしている者ほどうと（モデル 2）、孤独感が高い者ほど主観的健康感

つ傾向が低かった。

が悪かった（オッズ比 = 1.290）。生活習慣を分析

48

未婚者のソーシャル・ネットワークと健康に投入すると（モデル 3）、性別が主観的健康感に

第二に、ソーシャル・ネットワークと生活習慣及ぼす有意な影響が消失し、ソーシャル・メディの関連について、同居家族がいる者や親族数が多

ア知人数が多い者ほど主観的健康感が悪いというい者ほど望ましい食習慣をもっていた。この知見

影響が有意になった。そして、望ましい食習慣では、一人暮らしの者は同居家族がいる者に比べてある者ほど主観的健康感が良かった（オッズ比 =

朝食の摂取頻度が少ないことを明らかにした高齢

.936）
。

者を対象とした全国調査の結果とも一致している（杉澤 1993）。つまり、近親者が健康リスク行動

4. 考察を制限し、バランスのとれた食事といった好ましい生活習慣を促進させるという「社会的統制」の影本研究では、未婚者のソーシャル・ネットワー

響を示唆している（Umberson 1987; Umberson

クが健康に及ぼす影響を、孤独感（心理的な経路）and Montez 2010）。しかし、同居家族、親族数と飲酒・喫煙・運動・食習慣といった生活習慣（行

ともに、飲酒・喫煙・運動に対しては有意な影響

動的な経路）に着目して検討してきた。

をもっていなかった。

第一に、ソーシャル・ネットワークと孤独感のまた恋人がいる者ほど、毎日飲酒する傾向が関連について、同居家族や親族ではなく、恋人や

高く、現在喫煙している傾向が高かった。婚姻状

親しい仕事仲間、隣人、友人といった選択的なネッ況と喫煙に関して Fukuda et al.（2005）
は、国トワークの存在が、孤独感の低さにつながってい

民生活基礎調査を用いて、雇用形態や収入の影（親密な）ネットワークは、た 。こうした選択的な響を統制しても、25 歳未満の男女そして 25 歳か

8）

伝統にとらわれない自らの意思によって形成されら 39 歳の男性では、結婚している者の方が喫煙る関係性であり、Giddens（1992=995）
が「純粋なしている傾向が高いことを明らかにしている。本

関係性」とよぶものである。純粋な関係性とは、「社

調査では恋人の飲酒・喫煙状況を尋ねていないの

会関係を結ぶというそれだけの目的のために、つで厳密な分析は不可能だが、先行研究の知見もふまり、互いに相手との結びつきを保つことから得まえると、若年者では恋人やパートナーが飲酒・られるもののために社会関係を結び、さらに互い喫煙していると、その彼／彼女に直接つながってに相手との結びつきを続けたいと思う十分な満足いる本人も飲酒・喫煙する確率が高いという「社

感を互いの関係が生み出していると見なす限りに会的伝染」の影響を示唆している（Christakis andおいて関係を続けていく、そうした状況」
を指して

Fowler 2013）。つまり飲酒・喫煙する者同士がついる（Giddens 1992 ＝ 1995: 90）。この孤独感にながりやすいという「同類性（homophily）」、ある

かんする知見は、未婚者がこうした「所属する」といは親密な他者が飲酒・喫煙していると自分も同いうよりもむしろ「選択する」
関係性を願望し、高じ行動をとるようになってしまうという「社会的影く価値づけていることを示唆している（Chambers

響（social influence）」の可能性が考えられる。

2006=2015: 77）。

ほかにも、隣人数が多い者ほど定期的な運動をまた、ソーシャル・メディア上のみで交流してする傾向が高く、望ましい食習慣をもっていた。

いる知人が多い者ほど孤独感が高かった。この

この知見については、朝夕の散歩やランニングをソーシャル・メディアを含むインターネット利用

通じて隣人が増えたり、NPO や生活協同組合をと孤独感の正の関連は海外の先行研究とも一致す

通じて有機栽培の食品を購入することによって隣る（Morahan-Martin and Schumacher 2003）。

人が増えたりするとも解釈できるので、両者の関ただし、孤独感が高い者ほど実際の対面を伴わな係は双方向的なものと考えるべきだろう。

いソーシャル・メディア上のみでの交流を追求す

第三に、ソーシャル・ネットワークが精神的健るとも解釈できるので、両者の関係は双方向的な康に及ぼす影響について、恋人（および仕事仲間）ものと考えるべきだろう。

の存在が、孤独感を低減することによってうつ傾49

季刊家計経済研究

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向の低さ（＝精神的健康の良好さ）につながっていMontez 2010）。今後は、日本においても、飲酒・た。豊島・佐藤（2013）
は、UCLA 孤独感尺度を

喫煙や望ましくない食習慣などの健康リスク行動

用いて、中高年者における孤独感と精神的健康

が、恋人・友人などの親密なネットワークを通じには強い関連があり、（社会関係の機能的な側面てどのように拡散するのか、その年齢差や性差をである）
情緒的サポートの授受が孤独感を低減し、含めて「社会的伝染」
仮説の検証が必要である。

精神的健康に影響を及ぼすことを明らかにしている。つまり本研究の知見は、若年の未婚者においても、（社会関係の構造的側面である）
ソーシャル・
ネットワークが精神的健康に及ぼす影響を、孤独感が媒介するという心理的経路を示唆している。
またソーシャル・メディア知人数とうつ傾向の正の関連がみられたが、先に孤独感にかんする考察で述べたように、うつ傾向が高い者ほど実際の対面を伴わないソーシャル・メディア上のみでの交流を追求するとも解釈できる。
ソーシャル・ネットワークが主観的健康感に及ぼす影響については、恋人の有無のみが有意な関連をもっていた。そして孤独感が高い者ほど主観的健康感が悪く、望ましい食習慣である者ほど主観的健康感が良かった。男性の方が主観的健康感
が悪い傾向がみられたが、これは男性の方が望ま
しい食習慣でなかったため、主観的健康感の悪化につながっていた。
つまり、主観的健康感の性差は、食習慣によって説明された。
最後に、本研究の限界をふまえて今後の課題について述べておきたい。第一に、本研究は横断的な研究であり、とくに未婚者の「ソーシャル・メディ
ア上のみでの交流」
が及ぼす健康影響の解釈については限界がある。また本研究では、実際に対面したことがないネット上の匿名的な関係性に着目したが、ソーシャル・メディアは既存の対面的な関係性を維持／強化する機能ももつ（Chambers
2006=2015: 188）
。今後は、パーソナリティ特性も考慮して（Kraut et al. 2002）、ソーシャル・メ
ディア利用と孤独感や精神的健康との双方的な関連について、パネル調査等を用いて検討することが課題である 。
9）

第二に、本研究の知見は、未婚者の生活習慣がソーシャル・ネットワークによって統制される側面と、伝染する側面、つまりポジティブ・ネガティ
ブ両面あることを示唆していた（Umberson and50

注1）社会関係（social relationship）と健康の関連について
は、社会関係の構造的側面であるソーシャル・ネットワー
クだけでなく、機能的側面であるソーシャル・サポート、
そして否定的側面であるネガティブ・インタラクション（negative interaction）にかんする分析も蓄積されている（原田・杉澤 2015）。本稿では、ソーシャル・ネッ
トワークに焦点を絞った分析を実施した。
2）日本でも豊島・佐藤（2013）は、中高年者における孤独感と精神的健康には強い関連があり、情緒的サポートの授受が孤独感を低減し精神的健康を維持することを明らかにしている。
3）さらに近年、健康の階層格差にかんする研究が注目されるにつれて、社会学においても、階層（とくに学歴）と健康をつなぐ媒介要因として生活習慣が取り上げられるようになった（石田 2006; 小林 2010）
4）K6の日本語版尺度は、Furukawa et al.（2008）やSakurai et al.（2011）によってその信頼性および妥当性が検証されている。
5）この質問方法は、親族・仕事仲間・隣人でもない残余
カテゴリーとしての「純粋な友人（just friends）」を測定する形になる。
6）ネットワーク規模の分布は非対称になりがちであり、0人から3人といった数の少ない方に偏る傾向がある。この非対称度を補正するために本分析では、ネットワーク
分析の標準的な手法に基づき（Fischer 1982=2002）、
それぞれのネットワーク規模に1を加え10を底とする対数に変換した値を用いた。
7）孤独感に関連する要因の性差を確認するために、性別とネットワーク諸変数の交互作用項を分析に投入するモデルも検討したが、いずれの交互作用項も有意でなかった。
8）この結果は、親族ではなく友人・知人からの手段的サポートの授受が孤独感の低減につながっていた中高年者を対象とした調査結果とも整合的である（安藤ほか
2000）。
9）杉原ほか（2012）は、一都三県に居住する25歳以上の男女に対する調査から、若年者ほどUCLA孤独感尺度
短縮版の得点が高い（つまり孤独感が高い）ことを明らかにしている。
とくに若年者の孤独感に関連する要因と、その健康影響にかんする分析が必要である。
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はらだ・けん 実践女子大学人間社会学部 准教授。
主な論文に「都市度とパーソナル・ネットワーク――親族・隣人・友人関係のマルチレベル分析」（『社会学評論』
65（1），2014）。都市社会学、社会老年学専攻。
（harada-ken@jissen.ac.jp）