投稿論文

誰にも頼れない人たち――JGSS2003から見る孤立者の背景
石田 光規（東京都立大学大学院社会科学研究科博士課程）

1. はじめにいない。そこで本研究では情緒的サポート関係を保持しない人々を「孤立者」と捉え、それら

悩みや苦しみを相談する人といった情緒的サ
ポート関係の喪失は人々の生活にさまざまな悪の人々の分析を通じて、現在社会の孤立に潜む問題へのアプローチを試みる。

影響を及ぼす。ソーシャルサポート研究では、
情緒的サポートを「苦しむ人の傷ついた自尊心や情緒に働きかけてその傷を癒し、自ら積極的

2. 先行研究の整理に問題解決に当たれるような状態に戻すような諸個人が取り結ぶ人間関係のありようを検働きかけ」（浦 1992: 58-59）とみなし、それら討したパーソナルネットワーク研究では、「重が人々の心身の健康に与える効果を追究してい要なことを相談する人」「親しい人」といったる。この研究は、情緒的サポートが人々の心身形で人々が保有するネットワークを特定し、その健康に強い影響を与えることを表している。

の構造を検討してきた。その中で高い地位や学また、自殺や犯罪などの行動にいたる契機とし歴をもつ人々が豊富かつ多様なネットワークをて情緒的関係の喪失が指摘されることも少なく持つこと（Fischer 1982; Marsden 1987; 中尾

ない 。こうした研究は、情緒的サポート関係

2002）や居住する都市の規模に応じて人々の取の確保が健全な生活を送るにあたり重要なこ

り結ぶ関係の構造が異なること（Fischer 1982）と、裏を返せば、そのような関係からの孤立はが明らかになっている。しかし、これらの研究

深刻な問題につながることを示している。

では、ネットワークを保有していない人、すな

１）

その一方、情緒的サポート関係の確保と孤立の問題は複雑な様相を呈している。これまで情わち本論でいう孤立者に対してはほとんど焦点が当てられていない。

緒的サポート役割の中心を担ってきた家族の機

日本で孤立者を追究した研究は、高齢者を対能的衰退が指摘されると同時に（山田 2001）、

象とした松木（1991）の研究や老人施設入所者

結婚していても孤独（Kiley 1989＝1990）、家族を対象とした長田ほか（1981）の研究が存在すと同居しても孤独（斎藤 2000）というように、る程度である。しかし、松木の研究は母集団や一見関係に取り込まれているようでも、実は誰

平均年齢に関する情報が欠けているため研究対にも頼ることができない人々の存在が取り上げ象の範囲が定かではない。長田らの研究は老人られるようになった。しかし、これらの議論は施設入所者のみを対象としているため、得られカウンセリングなどの事例を通じて導かれたもた知見の応用範囲が狭く限定されてしまう。しのであり、実際のところどのような人々が孤立たがって、日本において孤立者の実態はほとんに陥っているのかということは明らかになってど明らかになっていないといってよい。この状
71

季刊家計経済研究 2007 WINTER No.73

況はアメリカにおいてもあまり変わらず、人々と出会う契機をもたらし、それにより新た

Fischer（1982）またはFischer & Phillips（1982）

なサポート源の獲得に寄与すると考えられる。

が北カリフォルニア調査において、Marsden &仕事をすることは職場関係の確保につながる

Hurlbert（1987）が1985年のGSS調査においてし、趣味などの団体に参加することは新たな関若干検討した程度である。しかし、前者は都市係の確保につながる。家族以外に関係を構築すとネットワークに注目した論文、後者は調査法

ることの重要性が指摘される現在（野沢 2004）、

に関する論文であるため、ネットワークを保有

孤立を回避するためには家族外の社会活動を行しない人々にはあまり焦点が当てられていな

うことも重要だと考えられる。

い。情緒的に誰にも頼れない状況の負の側面を地域とは諸個人が居住する地域の特性であ考慮すると、そうした関係からの孤立は特定のる。都市社会学にもあるように居住地の特性は研究テーマとしてもっと注目されてもよいと考諸個人の関係形成の契機に強い影響をもたらす

えられる２）。そこで次節では、パーソナルネッ（Fischer 1982）。しかしその場合、都市部のほトワーク研究の知見を援用して孤立の要因を検うが関係形成を容易にするという考え方と地方討するための分析枠組みを構築する。

のほうが関係形成を容易にするという考え方の2つが想起される。前者の立場に立てば、人口3. 分析枠組み

量が多く人口密度が高い都市部では、人々と知り合う機会も多いため情緒的関係を喪失する人

パーソナルネットワーク研究では人々の保は少ないと考えられる。一方、後者の立場に立有するネットワークの構造が追究されている。

てば、親族・地域の規範が強固に存在する地方

その議論を援用すると、孤立に影響を与える要では、親族・地元関係が強く機能するため、情因として機会、資源、属性の3つがあげられる。

緒的関係を喪失する人は少ないと考えられる。
これらのどちらの影響が表れるかはわからない（1）機会
機会とは「サポート関係を生成するための機が、居住地域も孤立に強い影響を与えるだろう。

会」である。他者から情緒的サポートを得るた
めには、まず、サポートを受けられそうな人々（2）資源との出会いが必要である。それらの機会を豊富

資源とは「サポート関係を構築・維持するたにもっている人ほど情緒的関係からの孤立を回めの資源」である。サポートを受けられそうな避しうるだろう。この機会に関する要素として人々との出会いがあっても、彼ら／彼女らとの家族、家族外の社会活動、地域の3つがあげら関係を構築・維持しうる資源をもたなければサれる。

ポート関係は形成されない。したがって、機会サポートネットワークの構造を検討した先行と資源は関係形成にあたりともに重要な要素で研究にもみられるように、家族・親族はいまだある。この資源の要素として経済的資源と人的に中心的なサポート源と人々から認識されてい資源の２つがあげられる。

る（中尾 2002）。また、ソーシャルサポート研

関係の維持・構築には経済的コストがかか

究では、さまざまなサポートの享受にあたり同る。人と会うために出かけたり、食事をしたり居・近居の家族が重要であると指摘されている

するには相応な経済コストを求められる。した（松岡 1999）。これらの研究から配偶関係の有がって、豊富な経済的資源をもつ人ほど情緒的

無や家族との同居は情緒的関係の確保に強く影関係を形成しやすいと考えられる。

響していると考えられる。
家族外の社会活動は、行為者に家族以外の72

人的資源とは「諸個人の身体に備わった関係の形成・維持に寄与する能力」である。例えば、

誰にも頼れない人たち

コミュニケーション能力の高い人は孤立に陥る

第二は今回の研究でキーになると考えられる高可能性も少ないだろう。Fischer （1982）は、齢者を含むことである。関係からの遮断の問題

高学歴者が豊富な友人関係をもつ理由として、を指摘されるのは高齢者が多い４）。したがって、

彼ら／彼女らの関係の形成・維持に関する能力

情緒的関係の喪失者を探求するうえで、高齢者の高さを指摘した３）。また、身体の健康も関係のサンプルは欠かせない。本調査は幅広い年代の形成・維持に影響すると考えられる。心身の層の人々を対象としているため、そうした問題

健康に問題がある場合には、多くの行動が制約も回避できる。以上の利点は本研究の目的を達されるため関係形成を行うことも困難になるだ

成する上で非常に重要である。なお、分析サン

ろう。

プルの概略は以下のとおりである。
男性は42.3%、女性は57.7%である。年代は20（3）属性〜30代25.4%、40〜50代33.9%、60歳以上40.7%と属性とは諸個人が生得的に保持する属性であ

高齢者がやや多い。学歴は大卒以上の学歴取得る。年齢や性別に応じて関係の構造が異なるこ者が29.2%である。仕事をしている人は58.4%、とは多くの研究で指摘されている。情緒的関係

何らかの社会活動を行っている人は41.9%であについては、性別では情緒的役割を担ってきたる。家族的背景をみると既婚者は74.1%、結婚女性のほうが豊富であり（稲葉 2004）、年齢でしたが離別・死別した人は12.5%、未婚者はは活動量の落ちる高齢者ほど縮小するといわれ13.4%であり大半は既婚者である。家族と同居ている（松木 1991）。性別や年齢が孤立に強いしている人は92.3%であり、サンプルのほとん

影響を及ぼしていれば、孤立の背後には特定のどが家族と同居している。

属性の人々が不利を被るメカニズムがあると考えられる。

（2）使用する変数

本研究では情緒的関係からの孤立／非孤立に孤立の変数は以下のように操作化した。

上述の要因がどのように影響するか検討するこ

JGSS2003では「重要なことを話したり、悩みをとで孤立の問題にアプローチする。

相談する人たち」について4名を上限として特定してもらい、それぞれの人々について、回答

4. データと変数

者との間柄、接触頻度、親密さなどを回答してもらっている。この質問で悩みを相談する相手（1）データを一人もあげていない人を情緒的関係を保有し分析には「日本版General Social Surveys-

ない人、すなわち孤立者とし、相談相手を一人

2003」（以下JGSS2003）を使用する。この調査

でもあげている人を非孤立者とする５）。今回のは日本全国に居住する満20〜89歳の男女を対象データで孤立している人は152人（8.9%）であに2003年に実施された。標本の抽出方法は層化る。したがって、9割以上の人々は情緒的サポ

二段無作為抽出法であり、抽出台帳は選挙人名ートを望める相手を少なくとも一人確保してい簿である。回収票と回収率は3,279票／51.5%でる。

ある。ただし本論文では、情緒的サポートのネットワークを尋ねたB票の1,706人（回収率独立変数となる機会、資源、属性の変数は以下のように操作化した。

48.0%）のみを使用する。
このデータを使う利点は2つある。第一はこ①機会の調査が日本に居住する人々を対象に行われて1）
家族いるということである。したがって、本研究の知見を幅広い範囲に一般化することができる。

・婚姻：有配偶、離死別、未婚（多変量解析
では有配偶基準のダミー変数）73

季刊家計経済研究 2007 WINTER No.73

図表--1 情緒的サポートネットワークの概要
図表--1A サポートをもたらす人々の種類
親族

仕事関係

図表--1B 親族・友人の詳細
その他

上司 同期
組織
その
他仕事
配偶者 親子 他親族
近隣 友人
n
部下 同僚
団体
他
n 854 960 613 106 182 64 88 138 987 68 4026
% 21.2 23.8 15.2
2.6 4.5 1.6 2.2 3.4 24.5 1.7

・居住：家族と同居（1）、家族と非同居（0）
2）
家族外活動

配偶者サポートありなし
854（73.7）305（26.3）

親族サポート1285（82.7）269（17.3）

友人サポート587（37.8）967（62.2）

親族以外サポート 841（54.1）713（45.9）

図表−１B（右側）は情緒的サポートの関係をあげた人々のなかで何割の人が配偶者や親族、・就業の有無：有職（1）、無職（0）

友人をあげているのか示している７）。これをみ・会社以外の団体や組織への加盟：加盟（1）、

ると、情緒的サポートの供給源としての家族・

非加盟（0）

親族の重要性がわかる。情緒的サポート関係を

3）
地域：居住地の都市規模（14大市部、その他あげた人の8割以上はその中に家族・親族を含

市部、町村部）（多変量解析では町村部のダめ、既婚者の7割以上はその中に配偶者を含めミー変数のみを投入)る。また、情緒的サポートネットワークのメンバーに親族以外をあげる人は5割強しかいない②資源（図表−１Bの4行目）。これはつまり、情緒的サ

1）
経済的資源：家計状態良い（1）、家計状態悪ポートの相手がいる人の半分弱は家族・親族の

６）

い（0）

みでそのネットワークを構成していることを表

2）
人的資源

しており、裏を返せば、家族・親族からのサポ

・学歴：高等教育（大学、大学院）以上（1）、
高等教育未満（0）・健康状態：良い（1）、悪い（0）

ートがなくなると約半数の人々が孤立することを示している。一方、友人をあげる人は4割弱にとどまる。これらの結果から情緒的サポートの供給源としてはいまだに家族・親族が中心的③属性な役割を果たしており、それに友人が補足的に

1）
性別：男（1）、女（0）加わっているということが明らかになった。

2）
年齢（年代）：実測値（年代は20〜30代、40〜50代、60〜80代とした）（2）孤立する人々（クロス表による分析）
図表−２は家族（居住、婚姻）、家族外の社会5. 分析結果

活動（就業の有無、会社以外の団体加盟）、地
域（居住地規模）、経済的資源（家計状態）、人（1）情緒的サポートネットワークの特性的資源（学歴、健康）、属性（性別、年齢）別

孤立者の分析に入る前にまず、情緒的サポーに孤立している人がどの程度いるのか表したもト関係を保有する人々が実際にどのような人にのである。表をみるとネットワーク構築に不利頼っているのかみてみよう。

を被ると考えられた人々に孤立の傾向がみられ

図表−１A（左側）は情緒的サポートの提供た。すなわち離死別、無職、町村居住、低学歴、者としてあげられた人々の回答者との間柄をま

不健康、男性、高齢の人に孤立の傾向が見られとめたものである。これを見ると情緒的サポーたのである。

トの供給源はほとんど家族・親族と友人である

しかしその一方で意外な傾向も見受けられことがわかる。そこで家族・親族および友人とる。家計状況や団体加盟は孤立とあまり関連しの関係についてさらに細かくみてみよう。

ていない。さらに注目すべきは居住形態であ74

誰にも頼れない人たち

図表--2 さまざまな要因と孤立
孤立 非孤立

合計

χ2

1574

0.1

孤立

非孤立

合計

χ2

家計

悪い

8.9

91.1

561

0.0

経 状況
済

良い

8.8

91.2

1131

合計

8.9

91.1

1692

高等

なし

10.3

89.7

1200

214

人 教育

あり

5.2

94.8

496

94.7

228

91.1
88.0

1706
709

的
資 健康
源

合計
悪い

8.8
11.8

91.2
88.2

1696
688

良い

7.0

93.0

1015

居住 家族と同居

9.0

91.0

非同居

8.3

91.7

132

合計
家
族 婚姻 有配偶

8.9
8.3

91.1
91.7

1706
1264

状況 離死別

16.4

83.6

未婚

5.3

合計
仕事 なし

8.9
12.0

他
あり
社
合計
会
活 団体 なし
動 加盟 あり

6.7

93.3

997

8.9

91.1

1706

10.0

90.0

992

7.4

92.6

714

8.9

91.1

1706

都市 14大市

5.4

94.6

317

地 規模 その他市
域
町村

8.3

91.7

967

13.0

87.0

422

8.9

91.1

1706

合計

合計

18.9 **

14.2 **

状態
性別

3.3

14.2 **

合計

8.9

91.1

1703

男

13.2

86.8

722

女

5.8

94.2

984

合計
属
性 年代 20〜30

8.9

91.1

1706

2.5

97.5

433

40〜50

7.1

92.9

578

60〜80

14.4

85.6

695

8.9

91.1

1706

合計
**:p<.01, *:p<.05

11.3 **

11.5 **

27.8 **

49.7 **

る｡家族との同居／非同居は孤立とまったく関力をもっていた。やはり離死別経験者は孤立に連していない。それどころか孤立者のほぼ全員陥りやすいようである。居住地域については町（92.8%）が家族と一緒に住んでいる 。先ほど村に居住している人ほど孤立する傾向が見られの分析で、情緒的関係を保有している人々の大た。ここから、大都市の隣人に対する関心のう

半が家族・親族関係に依拠していたことを考慮

すさが孤立を生み出すというより、地方の人口すると、孤立者とは「家族と同居していても彼の少なさが孤立に影響すると考えられる。家族

ら／彼女らに頼れない人」だと考えられる。こ外の社会活動や個人的資源は有意な規定力をもの結果は、家族と住んでいても孤独であること

たず、孤立／非孤立に影響しないことが明らかの病理を指摘した議論（Kiley 1989＝1990; 斎藤

になった。

８）

2000）と符合する。したがって、これは現代社

以上の結果から孤立に対しては①家族外の社会における孤立の問題を示唆するといえよう。

会活動は影響しないが離死別による配偶関係の喪失は強い影響を与える、②経済的および人的（3）多変量解析による検討

資源の不平等は影響しないが、属性を背景としここでは先ほどあげたさまざまな独立変数間た社会的不平等が存在する、③居住地の都市規の関連を統制したうえで、孤立／非孤立にどの模の影響が存在するということが明らかになっような要因が影響するのかロジスティック回帰

た。以下ではこれらの結果をもとに現在社会に分析により検討する（図表−３）。従属変数にはおける孤立の実態について議論していきたい。

孤立（0）、非孤立（1）を用いる。独立変数は性別、年齢、婚姻（有配偶を基準として離死別、

6. 結論と考察

未婚のダミー）、家族との同居、家計、学歴、
健康、就労有無、団体加盟、居住都市規模である。

（1）それでも強い家族・親族の絆
先行研究の検討から、情緒的サポートの供給

属性の効果をみると、性別、年齢ともに強い源として、家族・親族以外にも自己選択的に築規定力をもっている。係数の方向をみると男性

かれた家族外の絆が重要性をもつと考えられおよび高齢者が孤立しやすいことがわかる。家た。しかし、相談ネットワークのデータをみる

族に関する変数では離死別ダミーが有意な規定と、友人を含む人は多少見られるものの、大半
75

季刊家計経済研究 2007 WINTER No.73

彼ら／彼女らに頼ること

図表--3 ロジスティック回帰分析の結果（n=1679）
属性

性別
（男=1）

B
−1.094

S.E.
0.195

Wald
31.327Exp（B） p
0.335 **

年齢

−0.0320.008

14.8980.969 **ができないのである。この傾向は先行研究にあるような「家族といても孤

経済的資源

家計
（良=1）

0.091

0.198

0.214

1.096

独」という状態が進行し

人的資源

高等教育
（有=1）

0.183

0.247

0.554

1.201

つつあることを示してい

健康
（良=1）

0.295

0.188

2.455

1.343

るのかもしれない９）。した

離死別（該当=1）−0.756

0.262

8.310

未婚
（該当=1）−0.239

0.375

0.406

0.470 **
0.788

居住
（同居=1）−0.665

0.388

2.929

0.514

連は今後注意深く見守っ

就労
（有=1）

0.147

0.221

0.440

1.158

ていく必要がある。

組織加盟
（有=1）

0.343

0.190

3.258

1.409

地域

町村居住
（居住=1） −0.407

0.192

4.509

0.665 *

定数

5.149

0.706

53.235172.330 **χ2

104.7 **

家族

他活動

がって、家族・親族の情
緒的サポートと孤立の関（2）属性の背後に見られる不平等−2 対数尤度

孤立の規定要因を検討した結果、情緒的関係か

896.7**: p<.01, *: p<.05

らの孤立の問題は個人の保有資源の不平等でなく、の人々は家族・親族を中心に情緒的サポートの特定の属性の背後に潜む不平等にあるというこ関係を構成していた。しかも今回の調査対象者とが明らかになった。

の半数弱は家族・親族以外に情緒的サポートの経済力や学力、身体的な健康といった資源の関係を保有していない。ここから、家族・親族

保有量は個々人に応じて大きく異なる。これらはいまだに情緒的サポート関係の中心に位置しの不平等は豊富あるいは多様な社会関係を築けており、その関係の揺らぎは家族・親族にしかるか否かといったことには強く影響する（中尾頼ることのできない多くの人を孤立に陥れる可

10）
2002）
。しかし、今回の分析を通じて、情緒的能性があるといえる。したがって、「家族から関係からの孤立に対しては、家計状態、学歴、の解放」を議論するさいには、上述のリスクを健康状態といった保有資源は影響しないことが念頭に置く必要があるだろう。

明らかになった。ここから、経済的資源（経済また、孤立の規定要因を検討すると、家族外力）、人的資源（学力、健康）の不平等は情緒の社会活動は何の影響も示さない一方、婚姻形的関係からの孤立に直接影響しているわけでは態は強い影響力をもつことが明らかになった。

ないといえよう11）。

すなわち、離別・死別により婚姻関係を解消し一方、個人属性（性別、年齢）は非常に強いた人々に孤立の傾向が見られたのである。以上

規定力をもっていた。すなわち、男性および高の結果をまとめると、情緒的関係の確保にあた

齢者は孤立に陥りやすいのである。このそれぞり、婚姻関係を中心とした家族・親族づきあいれの要素は孤立に潜む社会的な問題を浮き彫りはいまだに非常に重要な役割を果たしているとにしている。まず、高齢者の問題である。高齢

結論づけられる。

者は肉体的な衰え、仕事からの退出に伴う収入

しかしその一方で孤立者の背景を確認するの減少などにより社会的弱者として位置づけらと、彼ら／彼女らの9割以上は家族と同居してれる。今回の分析で、高齢者は社会関係においいるという事実も忘れてはならない。つまり、ても弱者として位置づけられることが明らかに

孤立者の大半は家族と同居しているにも拘らずなった。今後ますますの高齢化が予測される社76

誰にも頼れない人たち

会において、関係弱者としての老人の存在は一場に規定されない「純粋な友人」（just friend）

層重要な社会問題となるだろう。

との関係が増えると指摘した。今回の分析で、次に性別の問題である。孤独感の研究でもそ①情緒的サポートの相手に友人をあげる人があうであるが、男性には孤立、孤独の傾向が強くる程度いること、②就労や社会活動などが孤立みられる（長田ほか 1981; 工藤ほか 1984; 松木の回避に効果をもたないことを鑑みると、居住

1991）。ここには、ジェンダー的な問題が潜ん地の特性は純粋な友人を形成する機会への影響でいると考えられる。従来の性別役割分業規範を通じて孤立に影響を与えたと考えられる。

は女性に母性的な役割を要求するとともに男性には家族を支える強さを要求してきた。すなわ（4）まとめち、「『男は、弱みをみせてはならない』『男は、以上の議論から孤立に関する問題をまとめよ

自分の感情を表に出してはならない』『男は、う。孤立に関する問題は大きく分けて3つある。

がまんしなければならない』といった<男らし家族に関する問題、属性に関する問題、地域にさ>」（伊藤 1996: 32）を男性に求めてきたので関する問題である。このうち後二者は社会に潜ある。そのような規範の存在は情緒的なサポー

む構造的な問題を表している。具体的にいうとト関係の構築にマイナスの影響を及ぼす。性別

高齢者問題、性別格差の問題、地域格差の問題

役割分業規範が両性に強く働いている時には、である。今後は各個人および各社会集団による情緒的サポートのエージェントとしての家族

それぞれの問題への対応策の検討が求められ（妻）が強く機能するため、男性の孤立はあるる。一方、家族に関する問題は少々複雑である。

程度抑止されたかもしれない。しかし、「女性

なぜなら得られた知見に「ねじれ」とも思われの解放」の流れに沿って、女性の役割のみが緩る現象が存在するからである。

和され、男性の役割は存続するという状況にな

分析の結果から情緒的サポートの供給源としれば、男性は孤立に陥るだろう。つまり、女性て家族はいまだに重要な機能を果たしており、に偏った性別役割規範の緩和が今回の分析結果

中でも婚姻関係の役割がとりわけ重要であるこにつながっていると考えられるのである。中高とが明らかになった。しかしその一方で、孤立

年男性の自殺やストレス増加の背景として「相者の大半は家族と同居しており、また、男性の談できない男性」の存在が取り上げられる現在

孤立の背景に性別役割分業の揺らぎを読み取るにおいて（伊藤 1996）、この問題は検討すべきこともできた。つまり、近代家族の機能不全傾

深刻なテーマである。そのためには、ジェンダ

向を読み取ることもできたのである。この「ねー的視点から孤立の問題をみつめる必要があじれ」が家族機能の衰退を表すものであれば、る。

今後の動向いかんで孤立者はさらに増加すると考えられる。なぜなら、今回の分析対象の半数（3）地域に関する問題

弱は家族・親族にしか依存していないという事

最後に地域特性の問題について言及しよう。

実があるからである。したがって、情緒的関係

先行研究を検討した段階では、都市規模は孤立からの孤立と家族の関連については注意深く見にプラス、マイナスいずれの影響も与えうると守り、詳細に研究する必要がある。

予測された。しかし、実際に分析してみると、町村部居住者に孤立の傾向がみられた。これに付記研究にあたっては、東京大学社会科学研究所所属日
ついては、Fischer（1982）のネットワークの本社会研究情報センターSSJデータ・アーカイブから議論から説明できる。Fischerは人口量が多く、 「日本版General Social Surveys-2003」（大阪商業大学比較
密度の高い地域に住む人ほど、さまざまな人々
地域研究所、東京大学社会科学研究所）の個票データをご提供いただきました。記して謝意を表します。
との出会いが多くなるため、職場や団体などの77

季刊家計経済研究 2007 WINTER No.73

注1）
自殺と関係からの切断については古くはDurkheim（1960=1980）が自殺の一類型としてあげており、現在でも同様の原因が指摘されている（高橋 1992）。逸脱行動についてはコントロール理論で愛着のある絆の欠如と逸脱行動との関連が指摘されている（Hirschi
1969=1995）。
2）
類似する研究として「人の社会的関係性における何らかの欠損から生ずる、不快で苦悩を伴った主観的な経験」（工藤ほか 1984: 168）である孤独感の研究があげられる。しかし、これらは定義にあるとおり人々の主観的状況に焦点を当てたものであり、誰にも頼ることができず孤立した状況とは異なる。したがって、孤立は孤独感とは別に検討していく必要がある。
3）
ただし、学歴には資源としての効果のみでなく「多種多様な人々との接触機会の提供」という機会提供を通じた効果も存在する（Fischer 1982; 中尾 2002）。
4）
例えば長田ほか（1981）や松木（1991）を参照されたい。
5）
ネットワークの保有人数別に家庭生活、友人関係、配偶者関係の満足度（1〜5点）の平均点をみてみると、
孤立者は家庭生活、友人関係、配偶者関係の満足度が顕著に低くなっている（数値略）。そこから、本論で孤立者とした人は「人に頼らない」生活を選択的に選んだわけでないといえる。
6）
家計状態は「現在の家計の状態」の満足度について「満足1〜5不満」のどの段階に属するか特定した質問を利用し、1〜3点を「良い」、4〜5点を「悪い」としている。健康状態は「現在の健康状態」について「良い1〜5悪い」のどの段階に属するか特定した質問を利用し、1〜2点を「良い」、3〜5点を「悪い」としている。家計状態と健康状態の得点の区切り方が異なるのは「良い」と「悪い」の分布を偏らないようにするためである。なお、経済的資源を収入ではなく家計状態から測定した理由は、世帯収入項目の欠損値の多さによる。今回のデータでは世帯収入の欠損値が578ケースもあり、得られたデータの1/4以上が使えなくなる。こうした変数を用いると「世帯収入を答えない」という特定層の人々が分析から除かれるため、分析結果に歪みが生じる危険性がある。そのような事態を回避する
ため、本論では家計状態の変数を用いることにした。
実際に、家計状況の良いグループと悪いグループの世
帯年収の差を分散分析により確認すると有意な差が認められ、家計の良いグループのほうが世帯収入は多いという結果がみられる。そのため、変数の妥当性にも問題はないと考えられる。なお、後述の回帰分析の結果は世帯収入を用いても変わらない。また、個人収入の質問は無職の人々に尋ねておらず、それらの人々が欠損扱いとなってしまうため本分析で用いることはできない。
7）
配偶者サポートの有無は既婚者のみを対象としている。
8）居住の部分の縦パーセントを計算すると、孤立者の92.8%、非孤立者の92.2%が家族と同居している。
9）
実際に、「孤立者は配偶者と同居している人が顕著に少78ない」といった同居メンバーの構成の違いや、配偶者との同居、子供との同居が孤立／非孤立に影響を与える傾向も見出せなかった。
10）その傾向は本データでも同様であり、ネットワークサ
イズに学歴、健康状態が有意な規定力をもっていた。
つまり保有資源はサポートの総量には影響を及ぼすが、サポートの有無には直接的に影響を及ぼさないのである。
11）
もっとも、保有資源の多寡は結婚の機会や家庭環境への影響などを通じて、孤立／非孤立に間接的に影響すると考えられる。しかし、それらは本論文の研究範囲を超えるためここでは立ち入らない。
文献
伊藤公雄，1996，『男性学入門』作品社．
稲葉昭英，2004，「結婚とディストレス」石原邦雄編著『家族のストレスとサポート』放送大学教育振興会，
215-235．
浦光博，1992，『支えあう人と人――ソーシャル・サポー
トの社会心理学』サイエンス社．
工藤力・長田久雄・下村陽一，1984，「高齢者の孤独に関する因子分析的研究」『老年社会科学』6(2): 167-185．
斎藤学，2000，『家族という名の孤独』講談社α文庫．
高橋祥友，1992，『自殺の危険――臨床的評価と危機介入』金剛出版．
中尾啓子，2002，「パーソナルネットワークの概要と特性――東京都居住者対象のネットワーク調査から」森岡 志編著『パーソナルネットワークの構造と変容』
東京都立大学出版会，17-39．
長田久雄・原慶子・荻原悦雄・井上勝也，1981，「老人の孤独に関する心理学的研究」『老年社会科学』3: 111123．
野沢慎司，2004，「ネットワークとサポート」石原邦雄編
著『家族のストレスとサポート』放送大学教育振興会，90-113．
松岡英子，1999，「妻たちが抱える生活ストレッサー――
地方都市の分析」高橋勇悦監修，石原邦雄編『妻たちの生活ストレスとサポート関係』東京都立大学出版会，121-150．
松木美佐子，1991，「社会関係と孤立化――高齢者の生活問題と社会的支援の課題」『立正大学社会学・社会福祉学 論叢』25: 1-30．
山田昌弘，2001，『家族というリスク』勁草書房．
Durkheim, Émile, 1960, Le Suicide: Étude de Sociologie,
Paris: Presses Universitaires de France.（＝1980，
宮島喬訳『自殺論（世界の名著 58）』中央公論社．
）
Fischer, Claude S., 1982, To Dwell among Friends:
Personal Networks in Town and City, Chicago:
The University of Chicago Press.
Fischer, Claude S., and S L. Phillips, 1982, Who is
Alone? Social Characteristics of People with Small
Networks
Peplau, L.A., and D. Perlman eds.,
Loneliness: A Sourcebook of Theory, Research,
and Therapy, New York: Wiley, 21-39.

誰にも頼れない人たち

Hirschi, Travis, 1969, Causes of delinquency, California:
University of California Press.（＝1995，森田洋
司・清水新二監訳『非行の原因――家庭・学校・社会のつながりを求めて』文化書房博文社．
）
Kiley, Dan, 1989, Living Together, Feeling Alone, New
York: Howard Marhaim Literary Agency. （＝1990，深沢道子監訳・岡達子訳『結婚していてもな
お孤独――LTL症候群の女たち』社会思想社．
）
Marsden, Peter V., 1987, Core Discussion Networks ofAmericans
American Sociological Review, 52（1）: 122-131.
Marsden, Peter V., and Jeanne S. Hurlbert, 1987,

Small Networks and Selectivity Bias in the
Analysis of Survey Network Data,
SocialNetworks, 9（4 ）:333-349.
（2006年8月3日掲載決定）

いしだ・みつのり 東京都立大学大学院社会科学研究科博士課程。主な論文に「有配偶女性の仕事に対して家族関係が及ぼす影響」（『経済社会学会年報』28，2006）。
産業社会学、人間関係論専攻。
（ttn3gue2er@mx9.ttcn.ne.jp）79