Japanese Journal of Applied Psychology
2016, Vol. 42, No. 1, 1–11

原著

夫婦の生活形態特性が夫婦関係・家族の状態不安に及ぼす影響 1）―中学生を持つ共働き家庭を対象としたワーク・ライフ・バランスの検討―

福 田 佳 織 *・森 下 葉 子 **・尾 形 和 男 ***Impact of Married Couples Lifestyle Traits on their Relationship and Family State Anxiety
Kaori FUKUDA*, Yoko MORISHITA**, and Kazuo OGATA***This study investigated married couples lifestyle traits that contribute to Work Life Balance (WLB) and clarified
the impact of their lifestyle traits on their relationship and family state anxiety. A questionnaire was administered
to 448 families with middle school students where both parents worked. A hierarchical cluster analysis identified
the following lifestyle trait clusters: (1) married couples with family and free time; (2) married couples with freetime; (3) married couples with low activity levels; (4) married couples with moderate activity levels; and (5) married couples with family and work. The results of a one-way analysis of variance indicated that married couples
with family and free time, married couples with moderate activity levels, and married couples with family andwork had better marriages than married couples with free time and those with low activity levels. State anxiety regarding their parents was also found to be lower for married couples with family and free time than for those withlow activity levels. This suggests that a high level of family participation by the couple leads to WLB.
key words: WLB, lifestyle trait, married couples relationship, state anxiety, middle school student

問題と目的がら働き，仕事上の責任を果たす一方で，子育て・介護の時間や，家庭・地域・自己啓発等に係る個人

近 年， ワ ー ク・ ラ イ フ・ バ ラ ン ス（以 下，の時間をもてる健康で豊かな生活ができるよう，今「WLB」）の重要性が謳われるようになった。そのこそ，社会全体で仕事と生活の双方の調和の実現を契機となったのは，内閣府 (2007) の「仕事と生活希求していかなければならない」とあり，仕事と生の調和（ワーク・ライフ・バランス）憲章」であ活の両立は人生の生きがいや喜びの倍増につながるる。そこには，「誰もがやりがいや充実感を感じなとしている。

本研究の実施にあたり，科学研究費（基盤研究 (C)(1) 課題番号 23530661，研究代表者： 尾形和男）を受けた。
調査の実施にあたり，多くのみなさまのご協力を頂いたことに心より感謝申し上げます。
* 東洋学園大学人間科学部
The Faculty of Human Sciences, Toyo Gakuen University, 1660 Hiregasaki, Nagareyama-shi, Chiba 270–0161, Japane-mail: kaori.fukuda@tyg.jp** 文京学院大学人間学部
The Faculty of Human Studies, Bunkyo Gakuin University, 1196 Kamekubo, Fujimino-shi, Saitama 356–8533, Japane-mail: mrstyhk@bgu.ac.jp*** 愛知教育大学教育学部
Department of School Education (Psychology), Aichi University of Education, 1 Hirosawa, Igaya-cho, Kariya-shi, Aichi
448–8542, Japan
現所属： 埼玉学園大学人間学部
The Faculty of Human Studies, Saitama Gakuen University, 1510 Kizoro, Kawaguchi-shi, Saitama 333–0831, Japane-mail: k.ogata@saigaku.ac.jp
1）

（2）

応用心理学研究WLB は，少なくとも仕事と生活の双方に関与すVol. 42, No. 1

川上，2012）や個人の意識・行動とどう関連するのることが前提となっているはずであるが，Kahn,

か（例 え ば， 岩 下，2010; 久 保・ 倉 持・ 岸 田・ 及

Wolfe, Quinn, Snoek, & Rosenthal (1964) は，人間の所

川・田村，2013; 佐藤，2013）に焦点があてられて有時間は 1 日 24 時間であり，役割が増えると 1 つ

きた。しかし，仕事と生活とのバランスを論じるうの役割に割く時間や能力が足りず，葛藤を引き起こ

えで，その個人と関与の深い家族にも焦点化する必すとしている。これはワーク・ファミリー・コンフ

要があるだろう。家族システム論（家族自体が 1 つ

リクト（以下，「WFC」）と呼ばれる。このようなのまとまりを有する組織であり，家族成員は家庭内欠乏仮説 (Marks, 1977) に基づくと，人は，1 つの領外と直接的・間接的に，そして双方向に作用し合っ域に力を注ぎ，他の領域への関与は最低限に抑えるている (Minuchin, 1980)）に従えば，個人の生活形方が，精神的安寧が得られるとも読み取れる。それ態の特性は他の家族成員に何らかの影響をもたらす

は，WLB の意義を覆すことになる。

（もたらされる）ことは間違いない。さらに，配偶もちろん，Sieber (1974) のように，多重役割を担者が存在すれば，配偶者の生活形態の特性との兼ねうことでそれぞれの役割からポジティブな影響を受合いを考慮することが家族への影響を考えるうえでけ，人間的に成長し，精神的にも身体的にも健康に必須となる。特に，近年では，女性の社会進出が進なるという増大仮説を提唱する者もいる。また，み，女性（母親）の WLB を無視できない状況にあ

ワーク・ファミリー・ファシリテーション (WFF)る。こうした理由から，本研究では，共働き夫婦のと呼ぶ同様の概念も存在する (Voydanof, 2005)。こ

生活形態の特性が，父親・母親・子どもにもたらすれらの概念は WLB の有用性にも通じる。

影響を検討し，どのような夫婦の生活形態の特性が両者は一見相反する概念のように思われるが，多WLB につながるかについて明らかにする。

重役割のそれぞれにどのような力を注ぐのかという続いて，調査対象の家庭についてであるが，家族「関与の度合い」の相違が，こうした多重役割に対のライフステージによって夫婦の生活形態の特性がする効果と弊害といった相違を生みだしているので家族に与える影響は異なると考えられる。本研究ではないだろうか。つまり，適切な調和のあり方を見は，「中学生のいる共働き家庭」を対象とするが，出すことが必要なのである。

その理由は以下のとおりである。まず，未だ M 字とはいえ，調和のあり方は個人裁量によるところ

型にある女性の就業率は，我が子が中学生頃になるが大きいことから，ある特定の生活形態の特性を

45〜49 歳 の 年 齢 層 で ピ ー ク を 迎 え る（内 閣 府，

WLB の取れた状態として呈示することに違和感

2013）。このように共働き家庭が増える時期であるがあるかもしれない。しかし，北欧のような WLB

ことが一点である。次に，青年期の子どもを持つ親の良好な国では，基本的ワークとライフの配分は制

は，対社会的な関係において担う役割が増える上，度化されており，これらの国々は生活全体に対する母親の就業に伴う家族の役割分担の調整，個人の余国民の評価の上位を占めている（丸尾，2010）。つ

暇 活 動 の設 計 が 必 要 に な る（Carter & McGoldrick,

まり，効果的な仕事と生活の調和の傾向（WLB の2005; 望月，1980）。これらのことから，中学生を持取れた生活形態）の共通特性を明らかにすることにつ夫婦は生活形態の見直しを余儀なくされる時期には意義があると考えられる。そこで，本研究では，あるといえ，この時期の WLB を検討することは有どのような生活形態の特性が最も WLB の取れた状用と考えられる。

態かについて検討する。
次に，この生活形態の特性が影響を及ぼす対象に夫婦の生活形態の特性が家族に及ぼす影響を捉える上で，夫および妻の双方からみた夫婦関係，父

ついてであるが，本研究では，夫婦の生活形態の特親・母親・子ども（中学生）の状態不安に着目する。

性が家族に及ぼす影響を捉える。もともと，この憲

上記の通り，この時期は夫婦関係の再構築を必須と章は個人の充実した生き方の重要性，また，その充することから，夫婦の生活形態の特性を夫婦関係と実した生活が社会に及ぼす影響に着眼してきた。そいう指標で検討することは重要であろう。また，状のため，これまでの研究では，個人の生活形態の特態不安は様々な内外の刺激によって喚起され，頑健性がその個人の精神的健康（例えば，島田・島津・といわれている人にも生じうる種類の不安であり，

福田・森下・尾形： 夫婦の生活形態特性が夫婦関係・家族の状態不安に及ぼす影響（3）

身近なストレス反応といえる（佐藤，2011）。身近判断できる者）103 名 (23.0％)。母親； 会社員 57 名

ではあるが，ストレス反応や神経症の様々な症状の(12.7％)， 教 員 13 名 (2.9％)， 公 務 員 11 名 (2.5％)，

中心には，何らかの「不安」反応が認められる（坂パ ー ト タ イ ム 307 名 (68.5％)， そ の 他 51 名

野・菅野・佐藤・佐藤，1996）ことから，この状態(11.4％)，未記入（ただし，他の回答内容から有職不安を取り上げることは意義があるといえる。

と判断できる者）9 名 (2.0％)。②平均年齢： 父親

最後に WLB の領域についてであるが，ここまで

40.63 歳（SD＝5.04，レンジ＝30–60），母親 38.59 歳

WLB を仕事と生活とのバランスが取れた状態とし（SD ＝4.25，レンジ＝30–50），対象児 14.03 歳（SD ＝て論じてきたが，本研究では，WLB を「仕事」・

4.78， レ ン ジ 12.75–15.67）。 ③ 子 ど も の 人 数： 1 人「家庭」・「余暇活動」・「地域活動」の 4 領域への関43 世 帯 (9.6％), 2 人 228 世 帯 (50.9％), 3 人 133 世 帯

与特性から検討することとする。先述の「仕事と生(29.7％), 4 人 19 世 帯 (4.2％), 5 人 8 世 帯 (1.8％)， 未

活の調和（ワーク・ライフ・バランス）憲章」にも記入 17 世帯 (3.8％)。④対象児の性別： 男児 218 名あるように，実際 WLB には様々な領域が含まれて(48.7％)，女児 217 名 (48.4％)，未記入 13 名 (2.9％)。

いる。WLB に関する先行研究として例えば，小野

2.

調査期間
平成 23 年 11 月から平成 24 年 2 月に質問紙の配(1993) は「仕事」・「家族」・「レジャー」の 3 領域に対する関心と行動の配分に関する実証研究を行って布回収を行った。

いる。また，赤岡 (1993) は労働者の生きがいは「労

3.

調査方法
東海の教育委員会に調査依頼をし，協力を得られ働生活」・「家庭生活」・「社会生活」という領域で自己が尊重され，自己実現していくことによるとしてた中学校に人数分の依頼状および質問紙を郵送しいる。赤岡 (1993) の 3 領域に対し，渡辺 (2009) はた。質問紙は母親用，父親用，子ども用を別々に冊「職業生活」・「家庭生活」・「社会生活」・「自分生活」

子にしてまとめて同封し，記入後，同封の返信用封という 4 領域を挙げ，これらの生活の充実が求めら筒に入れて返送してもらった。

れ る と し て い る。 同 様 に 田 村 (2009) は，「労 働 生

4.

活」・「家庭生活」・「地域生活」・「余暇生活」のバラ

質問紙(1) 父親用①父親の生活形態； 父親の生活形態

ンスを重視することの重要性を提唱している。さらの特性を明らかにするため，尾形 (2009) の仕事（私に，安齋 (2012) は，「会社生活」・「家庭生活」・「社は仕事がうまく行っているときは，表情に出やす

会生活」・「自分生活」・「学習生活」の 5 つの領域モい，など）と家庭（私は休暇のとき，妻と一緒にいデルを提唱している。

る時間を大事にしている，など）の関与状況を測定

このように WLB を扱う際の領域は研究によってする尺度に，余暇（自分の趣味など時間をとって若干異なるが，上記の「レジャー」，「自分生活」，

ゆっくりと楽しむのが好きだ，など），地域活動へ「学習生活」は個人がやりたい事柄を自由に選択での関与状況（町会など近隣の仕事に関わるのは楽し

きる時間帯として，「余暇活動」に含めることが妥当い，など）を測定する項目を加えた 22 項目を使用であろう。そのほかの領域については，
「仕事」
，
「家

した。「かなりあてはまる（5 点）」〜「全くあては庭」，「地域活動」にそれぞれ対応すると考えられる。

まらない（1 点）」の 5 件法で回答を求めた。②夫

方
1.

法

調査対象者

からみる夫婦関係； 夫や妻が自分たちの夫婦関係をどのようにみているかを明らかにするため，「私たちは，申し分のない結婚生活を送っている」などの対象は，名古屋市と刈谷市を中心とする東海地方

夫婦の満足度を測定する 6 項目（諸井，1997）と，の中学生とその母親，父親から構成されている 583「私は妻と納得の行くまで話しすることが良くある」

世帯のうち，共働き家庭 448 世帯である。対象者のなどの夫婦間のコミュニケーションを測定する 13

属性などは以下のとおりである。①職業： 父親； 会

項目（大野・柏木，1992）に，「私は妻とできるだ社 員 251 名 (56.0％)， 教 員 8 名 (1.8％)， 公 務 員 16

け一緒に出かけたり，旅行がしたい」という夫婦で

名 (3.6％)， 自 営 業 49 名 (10.9％)， そ の 他 21 名

行動を共にすることへの要望に関する 1 項目（オリ(4.7％)，未記入（ただし，他の回答内容から有職とジナル）を加えた 20 項目を使用した。「かなりあて（4）応用心理学研究

Vol. 42, No. 1

は ま る（5 点）」〜「全 く あ て は ま ら な い（1 点）」り，第 1 因子を「仕事関与」，第 2 因子を「家庭関の 5 件法で回答を求めた。③父親の状態不安； 父親

与」，第 3 因子を「余暇活動」，第 4 因子を「地域活の状態不安を明らかにするため，清水・今栄 (1981)

動」と命名した。なお，これら 4 つの下位尺度のの状態不安を測定する尺度 (STAI) のうち，10 項目

Cronbach のα係数による信頼性については，.725–を選択して使用した。10 項目選択の理由は以下の.788 という数値が得られ，4 つの下位尺度得点（各通りである。夫婦の生活形態特性が家族成員の状態

項目の得点の合計／項目数）を算出した。

不安にどう関与するか検討するには，全成員に同じ指標を用いて測定した方が把握しやすい。そのため，中学生にも，18 歳以上を対象に作成されたこ

なお，父母ともに既存の尺度から推測される因子が抽出されたと考えられる。
(2) 夫および妻からみる夫婦関係

夫婦関係尺度の尺度で測定する必要がある。そこで，中学生自身

20 項目に 1〜5 点を付与し，夫婦別に主因子法によが回答しやすいよう，塚本 (2013) を参考に，不安る因子分析（プロマックス回転）を実施した。固有

状況下の自身の内面状態がより明確にイメージしや値の減衰状況や累積寄与率から，夫婦ともに 2 因子

すい項目（私は不安である，など）を選択した。

が適切であると判断し，1 つの因子にのみ絶対値 .40「かなりあてはまる（5 点）」〜「全くあてはまらな以上の負荷量を基準に項目を選択した。その結果，

い（1 点）」の 5 件法で回答を求めた。

第 1 因子（夫 16 項目，妻 15 項目）は夫婦ともに，①フェイスシート； 父親・母親の職「妻（夫） と の 関 係 に よ っ て， 私 は幸 福 で あ る」，

業，家族構成，子どもの年齢・性別について記入を「夫婦でお互いを思いやっている」などの項目の負求めた。②母親の生活形態； 父親と同様の尺度を使荷が高く，夫婦間の良好な関係性を示す内容である用した。③妻からみる夫婦関係； 父親（夫）と同様ことから「良好な関係」と命名した。第 2 因子（夫の尺度を使用した。④母親の状態不安； 父親と同様

婦とも 4 項目）も夫婦ともに，「妻（夫）には私のの尺度を使用した。

話をよく聞いてほしい」，「妻（夫）には家庭や家族(2) 母親用(3) 子ども用

子どもの状態不安； 父親と同様の尺度を使用した。

どの項目の負荷が高く，相手に対する要望の高さをなお，いずれの尺度使用に関しても著作権の問題示す内容であることから「相手への要望」と命名した。なお，これら 2 つの下位尺度の Cronbach のα係はクリアしている。
結

数による信頼性について，夫はそれぞれ .958, .791，

果

妻はそれぞれ .958, .753 という比較的高い数値が得

以下の統計処理は，SPSS21.0 を用いた。
1.

のことについてできるだけ関心を持ってほしい」な

項目数）を算出した。

各因子の構造(1) 父親および母親の生活形態特性られた。各々2 つの因子得点（各項目の得点の合計／

生活形態に関する 22 項目の質問について，各項目に 1〜5 点を付与し，父母それぞれについて，主因子法による因なお，夫婦ともに，既存の尺度から推定される因子が抽出されたと考えられる。
(3) 父親・母親・子どもの状態不安

状態不安尺子分析（プロマックス回転）を実施した。父母とも

度 10 項目について，各 1〜5 点を付与し，主因子法に，固有値の減衰状況や累積寄与率から 4 因子が適による因子分析（プロマックス回転）を実施した。

切であると判断し，1 つの因子にのみ絶対値 .40 以

固有値の減衰状況や累積寄与率から父・母・子ども

上の負荷量を基準に項目を選択した。父親について

ともに 1 因子が適切であると判断し，絶対値 .40 以は Table 1 の と お り で あ り， 第 1 因 子 を「家 庭 関

上の負荷量を基準に項目を選択した。父・母・子ど与」，第 2 因子を「仕事関与」，第 3 因子を「余暇活

もとも第 1 因子（10 項目）を「状態不安」と命名し動」，第 4 因子を「地域活動」と命名した。なお，

た。この Cronbach のα係数による信頼性について

これら 4 つの下位尺度の Cronbach のα係数による信は，父親は .902，母親は .869，子どもは .834 という頼性については，.764–.802 という数値が得られ，4高い数値が得られた。3 者それぞれについて，因子つの下位尺度得点（各項目の得点の合計／項目数）

得点（各項目の得点の合計／項目数）を算出した。

を算出した。母親については Table 2 のとおりであ

なお，父母子ともに既存の尺度と同様の因子が抽福田・森下・尾形： 夫婦の生活形態特性が夫婦関係・家族の状態不安に及ぼす影響

Table 1

（5）

父親の生活形態の因子分析結果（主因子法・プロマックス回転）
因子

項目内容

1

2

3

4

1. 私は休暇のとき，妻と一緒にいる時間を大事にしている
2. 私は家族で食事をするとき，仕事のことだけでなくいろいろな話をしている
3. 私は休暇のとき，家族のみんなを誘って出かけることがある
5. 私は忙しくて家族との会話が少ない（*）
4. 私は子どもの将来のことについてよく相談にのる
6. 私は休暇のとき，家族とかかわらず，一人でのんびりしていることがある（*）
19. 時間を作って妻と旅行などに行きたいと思う
7. 私は家族に自分の生き方を話すことがある
12. 私は仕事がうまく行っているときは，表情に出やすい
10. 私は休暇のときでも仕事のことが頭から離れないことがある
9. 私は仕事のことで悩んだり喜んだりしている
11. 私は仕事が順調なとき，家族と良く話をする
8. 私は家族と話をするとき，仕事のことが多い
13. 私は仕事の話をするとき，生き生きとしていると思う
21. 自分の趣味など時間をとってゆっくりと楽しむのが好きだ
14. 私は時間があるときは，自分の趣味を行うことがある
15. 日曜日などは自分の時間を作って楽しむ
20. 時間を作って，自分が楽しめることをしたいと思う
16. 町会など近隣の仕事に関わるのは楽しい
17. 町会など近隣の仕事に関わるのはおっくうである（*）
22. 休日など地域とのかかわりが多い方だ

.750
.737
.693
−.628
.600
−.470
.456
.433
−.052
−.103
.028
.057
−.012
.129
−.012
.057
−.045
.046
−.008
.051
−.028

.047
−.050
.065
.206
.067
.050
.022
.149
.709
.689
.611
.595
.471
.414
.047
−.134
−.063
.098
−.002
.001
.003

−.081
.021
−.043
−.025
.099
.286
.094
.172
.046
−.053
−.023
−.058
.000
.035
.775
.673
.642
.590
.065
.130
.060

−.070
−.048
.016
.050
.052
−.115
−.089
.069
−.010
−.081
−.101
.089
.044
.133
−.042
.037
.051
−.052
.941
−.648
.641

（*）は逆転項目

固有値

4.118

2.537

2.409

2.002

α係数

.802

.764

.764

.772

因子 1
̶

因子 2
.217
̶

因子 3
.117
.117
̶

因子 4
.241
.141
.092
̶

因子間相関
因子 1
因子 2
因子 3
因子 4

出されたと考えられる。
2.

夫婦の生活形態特性

ド距離）9〜11 において 5 つのクラスターに分かれた。5 クラスターは，生活形態の 4 因子（z 得点）

夫婦の生活形態の特性を捉える 2） ため，夫と妻の一元配置の分散分析および平均値 (Table 3) ならの 4 因子得点を基にした階層的クラスター分析

びに平均値の z 得点 (Figure 1) に基づき，夫婦が家（ウォード法）を行った 3）。結合距離（ユークリッ

庭・仕事・余暇・地域の 4 領域へどのように関与し平成 13 年度国民生活白書（内閣府，2002）が家族の視点から働き方の多様化について論じたことを皮切りに，労働者のライフスタイルに合わせた働き方の推進が図られつつある。男性も女
性も働き方が多様化し，共働き家庭における夫婦の生活形態は非常に多岐にわたることが推測
さ れ る。 し か し， 本 研 究 で は， 共 働 き 家 庭 のWLB に見られる共通点を明らかにすることを目的とするため，このクラスター分析を用いて，夫婦の生活形態のいくつかの特性に基づいたグループを抽出していく。
3）クラスター分析とは，変数間に意味のあるまとまり（クラスター）を見つけ出す多変量解析である（古谷野，2001）。
2）ているかを検討したところ，下記の特徴が明らかになった。
クラスター I は夫婦ともに家庭と余暇への関与が高いことから「夫婦家庭・余暇型」とした。クラス
ター II は夫婦ともに余暇への関与が比較的高いことから「夫婦余暇型」とした。クラスター III は夫
婦ともにどの領域にも関与が低い（平均値では夫婦の家庭関与や夫の余暇は 5 点満点中 3 点を超えているが，クラスター内で 4,5 番目に位置していることから他に比べて低いと判断した）ことから「夫婦低活動型」とした。クラスター IV は夫婦ともにどの

（6）応用心理学研究

Table 2Vol. 42, No. 1

母親の生活形態の因子分析結果（主因子法・プロマックス回転）
因子

項目内容

1

2

3

4

12. 私は仕事がうまく行っているときは，表情に出やすい
11. 私は仕事が順調なとき，家族と良く話をする
10. 私は休暇のときでも仕事のことが頭から離れないことがある
8. 私は家族と話をするとき，仕事のことが多い
9. 私は仕事のことで悩んだり喜んだりしている
13. 私は仕事の話をするとき，生き生きとしていると思う
1. 私は休暇のとき，夫と一緒にいる時間を大事にしている
3. 私は休暇のとき，家族のみんなを誘って出かけることがある
5. 私は忙しくて家族との会話が少ない（*）
2. 私は家族で食事をするとき，仕事のことだけでなくいろいろな話をしている
19. 時間を作って夫と旅行などに行きたいと思う
6. 私は休暇のとき，家族とかかわらず，一人でのんびりしていることがある（*）
4. 私は子どもの将来のことについてよく相談にのる
21. 自分の趣味など時間をとってゆっくりと楽しむのが好きだ
20. 時間を作って，自分が楽しめることをしたいと思う
14. 私は時間があるときは，自分の趣味を行うことがある
15. 日曜日などは自分の時間を作って楽しむ
16. 町会など近隣の仕事に関わるのは楽しい
17. 町会など近隣の仕事に関わるのはおっくうである（*）
22. 休日など地域とのかかわりが多い方だ

.753
.670
.633
.630
.572
.546
.141
.060
.279
−.035
.176
.097
−.042
−.046
.033
−.068
−.030
.071
.055
.059

.036
.031
−.102
−.106
.127
.078
.687
.604
−.553
.537
.527
−.453
.449
.059
.063
.023
−.045
.005
−.010
.003

−.026
.030
−.094
−.090
.047
.045
−.026
.000
.055
.107
.114
.357
.052
.771
.634
.625
.554
.013
.102
.113

.051
−.006
−.059
−.030
−.004
.161
−.036
.063
−.046
−.031
−.090
−.006
.057
−.120
−.171
.180
.243
.863
−.780
.471

（*）は逆転項目

固有値

3.330

2.841

2.424

1.993

α係数

.788

.725

.729

.755

因子 1
̶

因子 2
.018
̶

因子 3
.152
.078
̶

因子 4
.020
.029
.123
̶

因子間相関
因子 1
因子 2
因子 3
因子 4
Table 3

夫婦の生活形態特性クラスター別 4 領域
の平均値
夫

I
II
III
IV
V

妻

よる家族への影響の相違も報告されている（三輪・青山，2014）ことから，上記の 5 クラスターに母親の就業の偏りがないか検討した。その結果，フルタ

家庭

仕事

余暇

地域

家庭

仕事

余暇

地域

イムとパートタイムの割合（不明やその他を除く）

4.02
3.03
3.25
3.57
4.03

2.96
2.57
2.84
3.05
3.08

4.27
4.03
3.08
3.69
3.20

1.80
2.59
2.01
2.88
2.71

4.29
3.24
3.55
3.90
3.99

2.63
2.61
2.45
3.19
3.54

3.80
3.69
2.94
3.73
2.65

2.35
2.36
2.41
3.14
1.79

は，I で 19.4％ と 80.6％, II で 23.2％ と 76.8％, III で
13.4％と 86.6％, IV で 23.5％と 76.5％, V で 36.8％と63.2％であり，χ2 検定において有意差が見られなかったことから，この後の分析でみられるクラス
ター間の差異は母親の就業形態の差異によるものではないと考えられる。

領域にも程よく関与していることから「夫婦中活動型」とした。クラスター V は夫婦ともに家庭と仕

3.

父母の生活形態特性が夫婦関係・状態不安に及ぼす影響

事が比較的高い（夫の仕事関与は 3 点程度である

父母の生活形態において，5 つのクラスターの特が，他のクラスターの中で最も高いことから，関与性が，夫婦関係，状態不安にどのような影響を及ぼが高いと判断した）ことから「夫婦家庭・仕事型」

しているのかを明らかにするため，5 つのクラスとした。

ターを独立変数，夫および妻からみる夫婦関係，父母親の就業形態（フルタイム・パートタイム）に親・母親・子どもの状態不安の 5 つすべての変数を

福田・森下・尾形： 夫婦の生活形態特性が夫婦関係・家族の状態不安に及ぼす影響

Figure 1（7）

父母の生活形態の 5 つのクラスターの特徴（z 得点）

従属変数とする一元配置の分散分析を実施し4），有次に，状態不安については，父で有意差が見られ意差のあるものについては Tukey 法による多重比較(F(4, 347)＝4.46, p＜.01)，多重比較の結果，I・V＜

を 行 っ た。Table 4 は， 各 変 数 の 平 均 値・ 標 準 偏III（順に p＜.01, p＜.05）という有意差が見られた。

差・最小値・最大値および分散分析・多重比較の結また母でも有意差が見られ (F(4, 347)＝2.63, p＜.05)，

果を表したものである。

多重比較の結果，I＜II・III（いずれも p＜.05）とい夫婦関係については，夫の「良好な関係」で有意う有意差が見られた。子どもの状態不安については差が見られ (F(4, 347)＝20.91, p＜.0001)，多重比較の群間で有意差は見られなかった。これらのことか

結 果，I＞II・III・IV（順 に p＜.0001, p＜.0001, p＜.01），

ら，父母ともに I「夫婦家庭・余暇型」は比較的不II＜IV・V（いずれも p＜.0001），III＜IV・V（順に，

安が低く，III「夫婦低活動型」は比較的不安が高p＜.01, p＜.001）といった有意差が見られた。また，いことが窺える。また，親の生活形態特性と子ども

夫の「相手への要望」で有意差が見られ (F(4, 347)＝の状態不安には有意な関連が見られないことも明ら

5.52, p＜.001)，多重比較の結果，I＞II・III・V（順かになった。

に p＜.05, p＜.01, p＜.001），IV＞V(p＜.05) といった

考有意差が見られた。さらに，母の「良好な関係」で

察も有意差が見られ (F(4, 338)＝20.83, p＜.0001)，多重夫婦の生活形態についてクラスター分析したとこ

比較の結果，I＞II・III・IV（順に p＜.0001, p＜.0001,

ろ，クラスター I「夫婦家庭・余暇型」，クラスター

p＜.05），II＜IV・V（順 に p＜.0001, p＜.001），III＜

II「夫婦余暇型」，クラスター III「夫婦低活動型」，

IV・V（順に p＜.001, p＜.05）といった有意差が見クラスター IV「夫婦中活動型」，クラスター V「夫られた。そして，妻の「相手への要望」でも有意差

婦家庭・仕事型」という 5 つの生活形態特性が抽出が見られ (F(4, 348)＝2.72, p＜.05)，多重比較の結果，された。これらの特徴を持つ夫婦の生活形態が夫婦

I＞II(p＜.05) という有意差が見られた。これらのこ関係や家族の状態不安にどのような影響をもたらすとから，I「夫婦家庭・余暇型」は比較的夫婦関係のかを検討したところ，複数の群間に有意差が見らが良好で，なおかつ相手への要望が高く，II「夫婦れ，夫婦の生活形態によって家族に及ぼす影響が異

余暇型」ならびに III「夫婦低活動型」は夫婦関係なることが明らかになった。これらの影響についてがあまり良好でないことが窺える。

は以下のように考える。
1.

4）

多変量検定内の分散共分析行列の等質性の検定を行ったところ，有意傾向の差が見られ，従属
変 数 の 等 質 性 が 保 障 さ れ な い（出 村・ 小 林，
2004）と考えられたため，一元配置分散分析を実施した。

夫婦の生活形態特性が夫婦関係に与える影響
夫婦関係については，「夫から見る良好な関係」

においても「妻から見る良好な関係」においても，
I「夫婦家庭・余暇型」が II「夫婦余暇型」，III「夫婦低活動型」，IV「夫婦中活動型」よりも有意に高（8）応用心理学研究

Vol. 42, No. 1

Table 4 父母の生活形態特性における各変数の平均値・標準偏差・レンジおよび分散分析・多重比較の結果
変数

生活形態特性

度数

平均値

標準偏差

最小値

最大値

F値

有意確率

多重比較
I＞II・III****
I＞IV**
II＜IV・V****
III＜IV**
III＜V***

I
II
III
IV
V

39
104
89
97
23

4.33
3.36
3.55
3.89
4.23

.501
.827
.657
.605
.622

3.31
1.00
2.06
1.94
2.56

5.00
5.00
4.88
5.00
5.00

20.91

****

I
II
III
IV
V

37
104
91
96
24

3.61
3.14
3.12
3.33
2.78

.897
.721
.733
.704
1.038

1.00
1.00
1.00
1.75
1.00

5.00
5.00
5.00
5.00
4.75

5.52

***

I＞II*
I＞III**
I＞V***
IV＞V*

I
II
III
IV
V

39
102
87
92
23

4.24
3.17
3.37
3.81
3.87

.528
.836
.732
.635
.898

3.20
1.07
1.13
1.00
2.00

5.00
4.87
4.93
5.00
5.00

20.83

****

I＞II・III****
I＞IV*
II＜IV****
II＜V***
III＜IV***
III＜V*

I
II
III
IV
V

39
104
91
97
22

3.91
3.50
3.57
3.56
3.69

.668
.721
.648
.728
.707

2.25
1.00
2.00
1.00
2.25

5.00
5.00
5.00
5.00
5.00

2.72

*

I＞II*

父・状態不安

I
II
III
IV
V

37
106
90
97
22

2.31
2.67
2.78
2.53
2.32

.731
.750
.708
.613
.694

1.00
1.00
1.10
1.20
1.30

4.80
5.00
5.00
4.10
3.30

4.46

**

I＜III**
III＞V*

母・状態不安

I
II
III
IV
V

38
106
92
97
22

2.92
2.88
3.02
2.85
3.14

.871
.770
.812
.853
.991

1.14
1.00
1.00
1.00
1.29

4.43
4.86
5.00
5.00
4.71

2.63

*

I＜II・III*

子ども・状態不安

I
II
III
IV
V

39
99
85
90
23

3.18
3.11
3.01
3.15
2.88

.711
.768
.814
.755
.919

1.60
1.00
1.00
1.30
1.00

4.60
4.80
4.90
4.90
4.60

1.38

n.s.

父・夫婦関係良好な関係

相手への要望母・夫婦関係良好な関係

相手への要望―*p＜.05, **p<.01，***p<.001，****p<.0001
いこと，IV「夫婦中活動型」や V「夫婦家庭・仕事

緒関係が強いとしている。この仮説は，夫婦で一緒型」が II「夫婦余暇型」および III「夫婦低活動型」に外出や買い物をするといった情緒的な共同行動がより有意に高いことが示された。このことから，少90 年代後半頃から出現したことに伴い，夫婦関係なくとも家庭にある程度関与が高いという生活形態が良好な男性は妻との共同行動として家庭への関与を有する夫婦は，夫婦ともに余暇に専念していたを高めるというものである。また，妻においても，り，夫婦ともに力を入れている領域がない生活形態

夫婦関係満足度は夫婦で共有する休日の「くつろよりも夫婦関係が良好であることが窺える。

ぎ」「趣味・娯楽・スポーツ」，平日の「食事」「く以下，夫婦の家庭関与と夫婦関係との関連についつ ろ ぎ」 な ど の 共 有 が 大 き く 影 響 す る（山 口，て考察する。稲葉 (1998) は「夫婦の情緒関係仮説」

2007）としており，夫の家庭関与の重要性が見出せから，家庭への関与度合いの高い男性は，夫婦の情る。

福田・森下・尾形： 夫婦の生活形態特性が夫婦関係・家族の状態不安に及ぼす影響（9）

こうした夫婦の共同（共有）行動と夫婦関係とのス状態）には「積極的休息」，つまり趣味やスポー

関連性を示す報告から，「家庭関与の高い夫婦は夫ツ，ボランティア活動などで週休を積極的に過ごす

婦関係が良好」という今回の結果は裏付けられるだ

ことの重要性を挙げている。夫婦低活動型の父母にろう。

おいては，余暇への関与が低いことから，積極的休

もう一つの結果は，父母ともに I「夫婦家庭・余息が取られていないことが推測される。

暇型」は II「夫婦余暇型」より相手への要望が高い

もちろん，余暇さえ充実していればよいわけではということである。相手への要望が高いということない。そのことは，母親において II「夫婦余暇型」

は，一見，相手に不満があることを示しているようは I「夫婦家庭・余暇型」より状態不安が高いといに感じる。しかし，本結果では，I「夫婦家庭・余う結果を見てもわかるだろう。また，父親において暇型」の夫婦関係は良好であることが示されていIII「夫婦低活動型」は V「夫婦家庭・仕事型」よりる。この点に関しては，I「夫婦家庭・余暇型」がも状態不安が高いという結果と併せると，夫婦とも

夫婦ともに「相手への要望」が高いことがポイントに家庭関与が高いことが，不安低減に関与することであると考えられる。中年期の夫婦のコミュニケーが窺える。そこで，不安低減と家庭関与との関連にションを事例的に検討した難波 (1999) によれば，

ついて考える。総理府 (2014) の日常生活での悩み

妻は夫婦で自分の意見を言い合い，どうしたらよいや不安に関する調査から，30,40 代は男女ともに不か話し合うことを求めるのに対し，夫は都合が悪く安を抱える率が徐々に高まりつつある世代と捉えらなると怒ったり，黙ったり，無視したりするというれる。そうした年代の半数以上が，家庭の役割とし態度で応じやすいという。そのような場合，妻も諦て「互いに助け合い，支え合う」ことを重視していめて逆らわないという。平山・柏木 (2001) においる（経済企画庁，1995）。つまり，夫婦ともに家庭ても，中年夫婦の夫は，「無視・回避」，「威圧」と関与が高いということは，こうした家庭に求める役

いう否定的態度の得点が妻より高かったという。こ

割が達成されており，それが不安の低減に一役買っのような中年期の夫婦の特徴と比べて，I「夫婦家ていると推測される。

庭・余暇型」の夫婦はともにしっかり相手への要望

子ども（中学生）の状態不安については，今回のを有しており，互いに家庭への関与が高いことか

調査結果では両親の生活形態特性との関連は見られ

ら，対称的なコミュニケーションが可能になっていなかった。これに関して，思春期にある中学生は，ると推測される。このことは，妻の望むコミュニ

進学など将来の選択を迫られたり，成長に伴う身体ケーション形態であり，夫もそれを望んでいるとすの急激な変化を経験したりなど，精神的に大きな影れば，I「夫婦家庭・余暇型」の夫婦関係が良好で，響を与える要因が多い時期である（福田，2009）。

相手への要望が高いという結果に矛盾はないと考え

このように，家庭以外の大きな影響要因が存在するられる。

ために，両親の生活形態特性との関連が見出されな

2.

かったと考えられる。

夫婦の生活形態特性が家族の状態不安に与える
影響
状 態 不 安 に つ い て は， 父 母 と も に，I「夫 婦 家

今後の課題

庭・余暇型」は III「夫婦低活動型」より低いとい

今回の結果から，夫婦ともに最低限，家庭への関う結果が得られた。この結果について，不安と活動与を高めること，さらにその他の領域（＋余暇，＋の関連から考察する。そもそも，不安が強い状態で仕事・余暇・地域，＋仕事）にも関与を高くするこ

あれば，どの領域にも積極的に活動できないことはとが，この時期の夫婦の生活形態として適してい想像に難くない。また，低活動であることは不安をる，つまり WLB の取れた状態と推察される。一低減するための策を講じていないとも推測される。

方，夫婦ともに余暇のみに興じたり，どの領域にも

厚生労働省 (2000) が打ち出した休養・こころの健高く関与しないことは，この時期の夫婦の生活形態

康づくりの対策（日本健康 21）では，単に何もしとして適さないことが示された。しかしながら，子ないで過ごすような休息だけでは真の「休息」にはども（中学生）にとって，両親がどのような生活形

ならないこと，ストレス解消（不安は一種のストレ態を有していることが適切かは明らかにされなかっ（ 10 ）

応用心理学研究た。その背景は先述の通りだが，他のライフステー
ジの子どもを持つ家庭を対象に同様の分析を行うことによって，さらに理解を深めることが可能であろう。
尺度について，今回使用した親の生活形態に関する尺度は，WLB に関係する 4 領域から生活形態の特性を測定することが可能であった。また，夫婦関係に関する尺度は夫婦の満足感やコミュニケーショ
ン，共同行動に対する要望という幅広い側面を測定できるものであった。さらに，状態不安に関する尺度は，不安状況下の自身の内面状態がより明確にイ
メージしやすい項目を用いることで親子が同指標で測定でき，3 者の比較を容易にした。いずれも，既存尺度から推測される因子が抽出され，信頼性も確認された。しかし，既存尺度との関連性等については未検証である。また，今回の生活形態特性を捉える尺度では，実際に各領域における活動時間や労力は把握できていない。今後は，このような未検証の箇所を検証するとともに，時間の実測値から捉える
生活形態特性も併せて検討していく必要があると考えられる。
さらに，今回抽出されなかった，「家庭のみ」「仕事のみ」のような偏った生活形態特性が親自身や家族に与える影響についても検討が必要だと考えられる。
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