日本版 General Social Surveys 研究論文集[8] JGSS で見た日本人の意識と行動 JGSS Research Series No.5

JGSS-2005 にみる性別役割分業と自発的社会奉仕活動−政治参加との比較の観点から−
前田 幸男
東京大学大学院情報学環 東京大学社会科学研究所 兼務

Analyzing Gender and Volunteer Activity Using JGSS-2005:
Implicit Comparison With Political Participation
Yukio MAEDA
Interfaculty Initiative in Information Studies/
Institute of Social Science
The University of Tokyo
This study examines the impact of division of labor between men and women on volunteer
activity using the JGSS-2005 data set.

In contrast to political participation, labor force

participation and family structure do not exercise large influence on voluntary activity.

Rather,education and personal networks are far more important in explaining volunteer activity, and no
meaningful interactive effect of gender with occupation is detected.

Though expertise andresources are distributed unevenly across the gender line, they do not influence volunteer activity
presumably because volunteer activity does not require high social status and specific skills.
Key Words: JGSS, gender, volunteer activity
本稿では JGSS-2005 のデータを用いて性別役割分業が自発的社会奉仕活動に与える影響を検討する。JGSS-2003 を用いた過去の政治参加研究と比較すると、職業と家族構成が社
会奉仕活動への参加に与える影響は小さい。性別と職業との交互作用も検出できず、むしろ、個人の教育程度と社会的家計とが与える影響が顕著に大きいのが社会奉仕活動の特徴である。社会的に重要な資源や専門技能の分布は男女で異なると思われるが、社会調査で一般的に尋ねられる社会奉仕活動の内容が誰でも関与できる簡単なものであることから、社会的地位や専門能力が影響を与えないと考えられる。
キーワード：JGSS，性別役割分業，自発的社会奉仕活動

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日本版 General Social Surveys 研究論文集[8] JGSS で見た日本人の意識と行動 JGSS Research Series No.5

1．はじめに
自発的社会奉仕活動（ボランティア活動）は市民社会において極めて重要である(1)。政府による関与が難しい、あるいは、望ましくない領域で人々が自発的に公共的な問題に関与することは、国民の福利を増進するだけでなく、市民社会の基盤の上に成立している民主政治の質にも影響を与えるだろう（山内 2001）。日本で自発的社会奉仕活動（以下、社会奉仕活動と表記する）が活発になった契機
は 1995 年の阪神淡路大震災だと一般的に認識されている。その後、1998 年には特定非営利活動促進法（NPO 法）が施行され、制度面での条件整備が進められた。
総務省の社会生活基本調査によると、人間の活動は睡眠や食事など生理的に生きていく上で必要な「一次活動」、仕事や学業、あるいは家事や介護のように社会的生活を営む上で不可欠の「二次活動」
そして、各自が自由に使える時間における活動の「三次活動」に分けることができる（総務省統計局
2008）。社会奉仕活動は明らかに三次活動に属し、必ずしも全ての人が携わる活動ではない。また、選挙への参加のように自動的に行政がお膳立てをして全国民が一律に参加を促される行為とも異なる。
まさに字義通り良心の発露としての「自発的奉仕」であるが故に、その個人の属性や価値観により大きな影響をうけるものと予想される。
では、その中で特に性別差に着目するのは何故であろうか。従来の研究でも性別と社会奉仕活動との関係は議論されている（例えば、鈴木 2006）。しかし、様々な要因の働き方が男女で異なる点が分析上十分掘り下げているとは言い難い。例えば、子育てについては、女性の方が時間を多く割かざるを得ない立場にあることが多いは周知の事実であろう。
筆者はかつて JGSS-2003 を利用して政治参加と性別役割分業との関係を検討したが、その際には、政治参加における男女差の全てではないにしても多くの部分が家庭における性別役割分業の帰結として説明できることを指摘した（前田 2007）。例えば、殆どの男性が有職であるが故に、男性の間では職業の有無による差は大きくないが、女性の場合は職業の有無自体が政治活動の量的違いを弁別するために重要になる。一方、女性の場合通勤時間の長短が政治参加に影響を与えないのに対して、男性の場合は大きな影響を与えていることが明らかになった。これは、女性が家事・育児に支障のない範囲の職場を選ぶ傾向があるのに対し、男性は住宅取得と通勤においてあまり選択の余地がないからではないかと考えられる。
JGSS を利用した社会奉仕活動の分析については既に本プロジェクトの中でも就労観との関係を考察した松本（2007）、活動と寄付との相互関係を検討した Matsunaga（2007）があるが、本稿では性別役割分業との関係を中心に、JGSS-2003 を利用して政治参加についての考察を行った前掲拙稿との対比を念頭におきつつ分析を行う。
2．データ
本稿が分析対象とするのは JGSS-2005 であるが、同調査は 2005 年 8 月下旬から 11 月上旬にかけて、調査員による面接と調査対象者自身が記入する留置を併用する形で行われた。層化二段無作為抽出法
で、全国に居住する満 20〜89 歳の男女個人が調査対象として選ばれている。
JGSS-2005 では、留置 Q58-1 で「あなたは過去 1 年間に、定期的にボランティア活動を行なったことがありますか」と質問し、「ある」と答えた人々には 1 ヶ月の所要時間と、活動の種類（環境保護・
清掃、 介護・福祉、文化・芸術、教育・技術指導、寄付金を集め、その他）について追加的に質問をしている。さらに、Q59-1 では、定期的な社会奉仕活動参加者および不参加者の両者に「あなたは過去 1 年間に、不定期にボランティア活動を行なったことがありますか」と尋ねた上で、その日数と活動の種類について尋ねている（種類は先と同一）。政治参加との比較が念頭にあるので、本稿では活動の有無のみを扱い、活動時間については別の機会に検討を譲りたい。
3．社会奉仕活動
表 1 に社会奉仕活動への参加率を男女別に示してある。留置表 Q58-1 の定期的活動が上段に、Q59-1

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日本版 General Social Surveys 研究論文集[8] JGSS で見た日本人の意識と行動 JGSS Research Series No.5の不定期活動が中段に掲載されている。上段と中段とを対比すると、定期的な活動と不定期の活動の比率そのものは異なるが、男性および女性の参加率が大幅に逆転するような活動はない。そこで、以下では分析の単純化のために、6 つの活動の種類毎に定期活動あるいは不定期活動のいずれかに参加した場合を 1，不参加の場合を 0 としたダミー変数を作成した。また、政治参加との比較の観点からは、できるだけ検討対象となる変数の性質を揃えることが望ましい。政治活動は大抵の人にとっては不定期の活動であり、職業政治家以外の人々が定期的に政治活動に従事することは稀なので、活動の領域毎に定期・不定期を区別しない方が良いだろうと判断した。作成したダミー変数に対して改めて計算した参加率が表 1 の下段に示してある。
表1

男女別社会奉仕活動参加率

定期活動
男性
女性

環境・清掃 介護・福祉 文化・芸術 教育・技術 寄付集め
8.7%
1.5%
1.4%
2.5%
2.2%
5.5%
4.6%
1.4%
3.0%
3.4%

その他
1.2%
0.1%

N

不定期
男性
女性

環境・清掃 介護・福祉 文化・芸術 教育・技術 寄付集め
11.5%
2.5%
2.1%
2.3%
3.5%
8.6%
4.7%
1.8%
2.2%
4.2%

その他
1.0%
0.5%

N

どちらか
男性
女性

環境・清掃 介護・福祉 文化・芸術 教育・技術 寄付集め その他
15.4%
3.7%
2.8%
4.0%
4.5%
1.8%
12.4%
7.7%
2.4%
4.2%
6.2%
0.5%
+
**
+
**

N

出典：JGSS-2005+ 両側10% 水準で有意

920
1103
920
1103
920
1103

** 両側1%水準で有意表 1 下段の数値を見ると、活動の種類によって、男女別の参加率に差があることがわかる。男女で参加率に差があるか否かを両側検定で確認したところ、6 つの活動中 4 つで男女差があることがわかった。特に興味深いのは介護・福祉領域での奉仕活動であり、女性の比率が男性の 2 倍近い。これは一般的に子どもやお年寄りの世話が女性の領域とされていることを考えれば、分かりやすい結果である。政治参加においては政治が男性の領域とされているが故に女性の参加が心理的に抑制されると説明される場合があるが（綿貫 1991）、介護・福祉の領域における社会奉仕活動については逆の力学が働いている可能性がある。環境・清掃では男性の参加率が高めだが、環境整備や清掃活動の中に一定の肉体労働的要素が含まれているからではないかと推察される。寄付集めで女性の参加率が高いのは具体的な選択肢の文言が「寄付金を集める活動（募金集め、バザーの手伝いなど）」となっており、高額の寄付のお願いよりは、少額の募金・バザーについての活動が多いからであろう。なお、文化・芸
術、教育・技術では男女差は見受けられないが、他の活動についての検討を踏まえるならば、仮に男女で参加率の差がないとしても、具体的に従事している文化・芸術活動、教育・技術指導活動の内容が異なる可能性が高い。
これ以降は、上記の諸活動を個別に扱うのではなく、6 つのダミー変数を合算した社会奉仕活動尺度を作成して検討の対象とする。分野により実際の社会奉仕活動へと到る因果の経路は様々であろうが、異なる種類の活動をダミー変数にして、それを合算した尺度を作ることは政治参加研究では一般的な手続きであり、本稿ではそれに従った（例えば、Burns, Schlozman, and Verba 2001）。
表 2 にその分布を示すが、男女で全体的な分布には大きな違いがないように思われる。実際、3 から 5 までを一括して、二元分割表に対する独立性の検定を行うと χ2 =6.16（自由度 3）となり、性別により参加尺度の分布が異なるという帰無仮説を 5％水準で棄却できない。
ところで、JGSS-2005 の質問項目から上記の手続きに従って尺度を構成した場合、男女を問わず全体の 75％以上が一つも社会奉仕活動に参加していないことがわかる。翌 2006 年（平成 18 年）に行わ

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れた総務省統計局の社会生活基本調査でも結果も同様であり、過去一年間に全く社会奉仕活動に参加しなかった(その機会が無かった)人の比率は全体の 73.8％となる（総務省統計局 2008）。社会生活基本調査では 11 種類の活動が尋ねられているが、一つ一つ活動の比率が小さいことを考えると、
JGSS-2005 の数値と平成 18 年社会生活基本調査の数字は極めて近く、JGSS-2005 の結果は相当程度信頼できるものと思われる。次節以降は、この社会奉仕活動の合成尺度と他の変数との関係を検討する。
表2

社会奉仕活動数
男性
女性
男性
女性

0
711
865
77.3%
78.4%

男女別社会奉仕活動参加尺度の分布

1
145
145
15.8%
13.1%

2
48
59
5.2%
5.3%

3
9
30
1.0%
2.7%

4
6
4
0.7%
0.4%

5 合計
1
920
0
1,103
0.1%
100%
0.0%
100%

出典：JGSS-2005
4．記述的分析
4.1 年齢と社会奉仕活動
まず、年齢と社会奉仕活動との関係を確認しておきたい。なお、これ以降グラフを多用するが、グラフはデータの理解を促進すると同時に誤解を与えかねない危険がある。本稿では、誤解を与える可能性を最小限にするためにグラフの尺度は極力統一した。ただし、完全には統一することによる不都合もあるので、本稿で採用するグラフの Y 軸（社会奉仕活動）の尺度は、最大値 0.5（一目盛 0.1）か
最大値 1.4（一目盛 0.2）のいずれかにした。
図 1 に年齢と社会奉仕活動との関係を示す。政治参加の場合と共通だが、社会奉仕活動への参加は年齢と強く関係している。ただし、単純な線形関係ではなく、20 歳代から 40 歳代にかけて上昇し、その後安定する。そして、おそらく健康・身体上の理由から、80 歳代で急速に活動が低下していくことが分かる。ただし、政治参加の場合、JGSS-2003 で見ると 50 歳代・60 歳代が最も活動的で 70 歳代
では明確に下落するのに対し、社会奉仕活動は 70 歳代まで活動量が下落しない。70 歳代は自営業や経営者を除けば殆どの場合退職し無職であることを考えるならば、社会奉仕活動は政治参加と比べて職業を通じて獲得される技能や職業利益との関連が希薄であることを示唆する結果である。

0.5
男性

女性

0.4
0.3
活
動
0.2
0.1
0.0
20歳台

30歳台

図1

40歳台

50歳台

60歳台

年齢と社会奉仕活動

30

70歳台

80歳台

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4.2 職業と社会奉仕活動
次に就業形態による社会奉仕活動の差を検討したい。常勤、パート、自営、無職の四分類について
男女それぞれの社会奉仕活動参加尺度の平均値をグラフにしたのが、図 2 である。視覚的に検討する
限りでは、男性の場合パートとそれ以外との差が大きいように見える。女性は就業形態による差が明確ではない。確認のため性別、就業形態と両者の交互作用項を投入した二元配置分散分析を行うと、性別と雇用形態の主効果は 5％水準で統計的に有意ではなく、交互作用のみが有意となる。

0.5
男性

女性

0.4

活
動

0.3
0.2

0.1
0
正規雇用

パート

図2

自営

無職

就業形態と社会奉仕活動

次に、男女それぞれについて SSM 職業 8 分類の範疇毎に社会奉仕活動の平均点を示したのが、図 3である。男性については販売、半熟連、非熟練という単純労務に従事する人々の活動が低調であるよ
うに見えるのに対し、農業従事者は活動量が多い。女性については、熟練と非熟練の活動量が男性の場合と逆になっており、仕事に要求される技能の程度と社会奉仕活動との関係は見えない。女性管理職の参加が飛び抜けて高いが、女性管理職は JGSS-2005 では 4 人しかいないので、注意を要する。SSM
職業 8 分類についても二元配置分散分析を行ったが、主効果も交互作用も統計的に有意ではない。社会奉仕活動への参加において職業の影響が確認できない点は政治参加の場合と大きく異なり、正直に言って筆者にとっては意外な結果である。
なお、仕事に要する時間と、社会奉仕活動との関係は興味深い。男女とも週の労働時間と社会奉仕活動との相関係数を計算すると実質的に 0 になる。これは、極端に言えば、労働時間が 0（無職）であろうが、50 時間であろうが、社会奉仕活動の参加には関係ないことを示唆する。その一方、通勤時
間と社会奉仕活動について相関係数を計算すると男女とも負になり（男性-0.71、女性-0.79）、かつ、
統計的に有意である。一日の時間の中でも相当の割合を占める仕事の時間の長さは社会奉仕活動と無関係なのに対して、全体の割合から見ると小さな通勤時間は社会奉仕活動と明確に関連している。仕事を削って社会奉仕活動に参加することは通常考えにくいので、人々は自分自身の一次活動・二次活動に支障を与えない範囲で社会奉仕活動に参加している。通勤時間が長いと自由に使える時間が減少
し、奉仕活動への参加が抑制されてしまうのだと思われる。

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1.4
1.2
管
理

1

活
動

0.8
0.6
0.4

専
門

管
理

事
務

熟
練
販
売

農
業
半
熟
練

0.2

非
熟
練

専
門
無
職

事
務

半
熟
練

販
売

非
熟
練

農
業

無
職

熟
練

0
男性

図3

女性

職業分類と社会奉仕活動

4.3 家族構成と社会奉仕活動
次に、家族と社会奉仕活動との関係を検討しよう。家族は、親子あるいは配偶関係を通じた極めて私的な関係であるが、個人が最初に接する他者という意味では、より大きな社会関係へと導く重要な関係でもある。たとえば、夫婦に子ども一人の家庭で、夫が毎日 1 時間半通勤し、平日殆ど家にいな
い状況を考えて見よう。その場合、妻が専業主婦、そして子どもが小学校に通っていれば、妻と子どもは夫にとって、地域との関わりを維持する重要な結節点の役割を果たしていると言ってよいであろう。また、職業は個人が選択し、職業上の関係も（自営業を除けば）個人が取り結ぶものだが、近所づきあいには世帯が単位として重要となる局面が多々ある。とりわけ社会奉仕活動が地域の文脈で行われることが多いことを考えるならば、家族構成と社会奉仕活動との間には一定の関係あることが予想される。
まず、婚姻と社会奉仕活動との関係を示したのが図 4 である。予想通り、男女を問わず未婚者と有配偶者との間には一見して大きな差がある。結婚して（配偶者と同居して）いることが、何らかの経路を通じて、社会奉仕活動への参加を促していることがわかる。その逆に、離婚は結婚している者が持つ社会奉仕活動への参加経路をもう一度閉じる効果があるように見える。離婚は、様々な心理的な問題から人々の社会的活動を抑制するかもしれないが、それ以外に、離婚という事実が短期的には社会的関係を忌避するように働く可能性もあるだろう。このグラフで最も興味深いのは死別における社会奉仕活動の男女差である。女性は有配偶者と夫に先立たれた人との間に明瞭な差はないが、男性の場合は大きな差がある。死別であるが故に当然高齢者が多く含まれることを勘案する必要があるが、女性と男性とで、社会関係のパターンが大きく異なることが影響しているのではないだろうか。即ち、離婚と比べると死別は社会関係を忌避させるものではないであろうが、男性の場合には妻を通じて維持していた地域的なつながりを弱める効果があるのではないか。

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0.5
男性

女性

0.4

活
動

0.3
0.2
0.1
0
有配偶

離婚

図4

死別

未婚

婚姻状況と社会奉仕活動

では、子どもを持つことは、社会奉仕活動とどのような関係があるだろうか。子どもがいると、特に乳幼児期には育児に多大な時間を要するために、社会奉仕活動への参加は抑制される可能性が高い。
ただし、子どもが保育園・幼稚園に行き、そして学校に通うようになると、様々な地域活動への参加
が、子どもとの関係を通じて促される可能性がある。従って、子どもが 0〜3 歳くらいまでの時期を除
くと、子どもを持つことで様々な地域の社会関係が広がり、奉仕活動参加の機会が増えることが予想される。
図 5 に子どもの数と社会奉仕活動との関係を示してある。なお、婚姻の効果を取り除くため、未婚者はグラフの作成から除外してある。日本の場合未婚者はほとんどの場合子どもを持たないので、グラフは最低一度結婚した効果を統制した上での、子どもの数と社会奉仕活動との関係を示していることになる。子どもと社会奉仕活動との関係は予想の通りであるが、男性と女性とで少しパターンが違うようにも見える。ただし、確認のため分散分析を行うと、子どもの数の主効果のみが統計的に有意で性別および性別と子どもの数の交互作用の影響は確認できなかった。

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0.5
男性

女性

0.4
活
動

0.3
0.2
0.1
0
子ども無し

図5

一人

二人

三人

四人以上

子どもと社会奉仕活動（未婚を除く）

4.4 組織帰属と社会関係
上記では家族との関係を通じて、間接的に地域社会との関係を検討してきたが、ある意味でそれは憶測の域を出ない。記述的な検討の最後に、より直接的な組織帰属と社会奉仕活動への参加との関係を検討しておきたい。JGSS-2005 の留置表では、組織への加入状況について、「Q60 あなたは、次にあげる会や組織に入っていますか。A〜F それぞれについて、お答えください」と尋ねている。具体的な組織は 6 種類挙げてあるが、そのうち「ボランティアのグループ」についても選択肢が用意されている。ボランティア関連の会に入っている人が社会奉仕活動に従事するのは当然なので、ここでは、ボランティアを除く 5 種類の組織への帰属を単純に数え上げて、社会奉仕活動との関係を見よう。図
6 には加入組織数と、社会奉仕活動との関係が示してある（Y 軸の尺度が 0-1.4 になっていることに注意されたい）。男女を問わず帰属組織が増える毎に、社会奉仕活動への参加は明確に増えている。
では、何故加入組織（団体）数が増えると、社会奉仕活動への参加が活発になるのであろうか。一つは、組織や団体が社会奉仕活動を目的としたものではなくとも、団体・組織として奉仕活動を行う
ことが考えられる。この場合、仮に本人に自発的に奉仕しようという意欲が低くとも、組織や団体の活動の一環として、いわば「団体ぐるみ」で、社会奉仕活動に従事することになる。また、仮に組織や団体と奉仕活動との間に関係が無くとも、加入組織の数はその人の持つ人脈の広がりを意味するだろう。より多くの組織に加入している人は、より多くの人脈を持ち、その人脈を通じて社会奉仕活動へ参加していることが考えられる。
ただし、組織への参加も社会奉仕活動への参加も、個人が持つ何らかの社交性や外向性、即ち、他の人との交際の中に喜びを見出す傾向と関連している可能性があることには注意するべきであろう。
実際問題として、社会奉仕活動に従事する人は、その奉仕活動そのものから得られる喜びだけでなく、共同で活動する側面を重視している可能性が高い。社会奉仕活動は、選挙における投票のように最終的には一人で投票箱に向き合う行為ではなく、より広い社会的文脈の中でのみ意味を持つように思われる。記述的検討の最後に、この点を確認しておきたい。

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1.4
男性

女性

1.2
1
活
動

0.8
0.6
0.4
0.2
0
0

1

図6

2

3以上

組織帰属数と社会奉仕活動

どのようにして個人の性格や社交性を計るかは難しい問題であるが、JGSS-2005 の留置表には、「Q64
あなたの高齢期の生活を充実させるうえで、次の A〜J との関係は、どの程度重要だと思いますか」という問があり、10 の対象について意見を尋ねている。対象は配偶者からペットまで多岐にわたるがその中に「H 参加団体・サークルの友人」という設問があるので、その回答を代理指標として利用した。親族以外には他に、「F 仕事関係の友人・昔の同僚」や、「G 学校時代の友人」もあるが、両方とも就業なり学業なりの副産物としてできた過去の関係に対して尋ねるものであるのに対し、「参加団体・サークルの友人」は、自発的に形成される現在の（あるいは若年・壮年にとっては未来の）人間関係という意味で、その人にとっての社交・交際の重要性を最も良く表すと思われる。
図 7 は、その質問への回答と、社会奉仕活動への参加との関係を、男女別に示している。Y 軸の尺
度はまた 0-0.5 区間に戻っているが、高齢者にとっては現在の、そして若者にとっては未来の、団体・サークルの友人の重要性と社会奉仕活動との間には明瞭な結びつきがあるように見える。団体・サー
クルでの人間関係が重要になるほど男女を問わず奉仕活動にも積極的になる。また、両者の相関係数
は 0.13 だが、実は Q64 で尋ねられた 10 項目の中で一番大きな係数の値である。社会奉仕活動と仕事関係の友人の重要性の相関係数は 0.05、学校時代の友人との相関係数は 0.05 に過ぎない。従って、組織帰属と社会奉仕活動との関係は、組織に帰属することで多くの機会に恵まれる、あるいは勧誘を受けるという側面と、そもそも多くの組織に属するような人は外交的・社交的であり、仲間との共同の活動に積極的であるという側面の両者があるように思われる。ただし、両者の説明は相互排他的ではない。

35

日本版 General Social Surveys 研究論文集[8] JGSS で見た日本人の意識と行動 JGSS Research Series No.5

0.5
男性

女性

0.4
活
動

0.3
0.2
0.1
非 常 に重 要重要ど ち ら と も いえ な い重 要 で はな い

図7

ま った く 重 要 で は な い

0

高齢期における団体・サークルの友人の重要性と社会奉仕活動

5．回帰分析
以上、社会奉仕活動と関連する変数との関係を個別に検討してきたが、最後に重回帰分析を行い、各変数の影響力の有無を総合的に評価しておきたい。分析にあたっては、離散変数は参照基準を 0、各値を 1 とする複数のダミー変数に変換した。連続変数は、偏回帰係数の相対的な比較を容易にするために全て 0-1 区間に変換した。従って、ダミー変数の係数は基準範疇と対比される範疇との差を、連続変数の係数は独立変数が最小値から最大値へと変化したときに従属変数に生ずる変化をそれぞれ表していると解釈できる。
表 3 には五つの推定結果が掲載してあるが、最初に全標本を一括して分析した(1)から(3)までの結果を確認したい。第 1 列は独立変数に性別、教育程度（教育年数）、年齢、年齢二乗、婚姻状態と子どもの数という基本属性と家族にかかわる変数を投入した。結果を見ると、教育年数の影響が大きく、社会奉仕活動に関連して最大で 0.561 の違いになることが分かる。高校卒業と大学卒業との間ではおおよそ 0.125 の差になる（0.561÷18×4=0.125）。また、年齢との関係も明確で、ここで便宜上統計的に有意ではない二乗項の係数を無視すると、年齢が 10 歳上がると、奉仕活動で 0.04 の差へとつながる。
小数点以下の数値が続くと社会属性と社会奉仕活動との関係は弱いという印象を与えるかも知れないが、そもそも従属変数の分布が平均 0.33、標準偏差 0.72 であることを考えるならば、個人属性と社会奉仕活動との間に一定の関連があることは明確ではないかと思われる。一方、記述的な分析から社会奉仕活動との関連が予想された婚姻状態と子どもの数の影響は統計的には確認できなかった。
第 2 列の回帰分析は、独立変数に就業に関連した変数である雇用形態、労働時間、そして通勤時間をそれぞれ投入した(2)。記述的分析で差が出なかった SSM 職業 8 分類は割愛してある。雇用形態については、年齢の影響を統制した後でも、常時雇用と無職との間に差があることが確認できる。常時雇用の者は 0.16 だけ、無職の者と比べて社会奉仕活動の数が多い。一方、可処分時間に対する制約として極めて大きな要素であると思われる勤労時間の影響は確認できなかった。それに対して、ある意味
では付随的な通勤時間の影響のみが確認できる点は興味深い。係数の値は-0.345 だが、通勤時間の最
大値は 135 分なので、通勤時間が 1 時間増加すると、社会奉仕活動が約 0.15（=0.345÷135×60）低下する計算になる(3)。従って、常時雇用の正社員になることは社会奉仕活動を 0.16 増加させるとはいえ、通勤時間が 1 時間かかると雇用から来る効果は帳消しになってしまう。その意味では、大都市近辺で住宅が集積するベッドタウンは、社会奉仕活動参加に対する時間的な制約が厳しい人が多く住んでいると言うことができるだろう。

36

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表3

重回帰分析

(1)

(2)

(3)

(4)

(5)

男性のみ 女性のみ

性別（男性=0, 女性=1)
教育年数 (!)
年齢 (!)
年齢二乗 (!)
平均値を引いた上で二乗）!
離婚（参照基準は有配偶）死別（参照基準は有配偶）未婚（参照基準は有配偶）子どもの数 (!)
就労時間 (!)
通勤時間 (!)
常時雇用(参照基準は無職）
パート等(参照基準は無職）
自営業(参照基準は無職）
持ち家（持ち家=1, それ以外=0）
郡部
参照基準は「その他の市」）
政令指定都市
参照基準は「その他の市」）
加入している組織の数 (!)
友人の重要性 (!)
定数項

0.040
0.061
0.060
(0.033) (0.036) (0.035) 0.561
0.592
0.411
0.351
0.501
(0.125)** (0.127)** (0.127)** (0.161)* (0.209)*
0.288
0.331
0.178
0.250
0.146
(0.090)** (0.099)** (0.099) (0.153) (0.140)
0.111
0.092
0.089
0.050
0.099
(0.081) (0.083) (0.082) (0.120) (0.117)-0.160 -0.183 -0.118 -0.127 -0.107(0.088) (0.089)* (0.087) (0.169) (0.104)-0.080 -0.088 -0.073 -0.179 -0.013(0.063) (0.063) (0.063) (0.117) (0.079)-0.085 -0.077 -0.105 -0.032 -0.178(0.064) (0.064) (0.062) (0.091) (0.092)
0.124
0.112
0.093
0.180
0.008
(0.078) (0.078) (0.077) (0.112) (0.106)-0.068 -0.075 -0.190
0.136(0.148) (0.145) (0.191) (0.229)-0.345 -0.245 -0.164 -0.410(0.123)** (0.121)* (0.144) (0.225)
0.160
0.117
0.173
0.069
(0.078)* (0.076) (0.106) (0.116)
0.032
0.013
0.033 -0.021(0.067) (0.065) (0.120) (0.088)
0.067 -0.020
0.046 -0.097(0.076) (0.075) (0.108) (0.108)
0.040
0.024
0.046
(0.043) (0.062) (0.060)
0.018
0.044 -0.004(0.042) (0.061) (0.059)-0.095 -0.069 -0.120(0.041)* (0.060) (0.057)*
0.613
0.527
0.695
(0.064)** (0.089)** (0.094)**
0.262
0.189
0.330
(0.075)** (0.107) (0.107)**-0.320 -0.370 -0.423 -0.383 -0.421(0.127)* (0.131)** (0.134)** (0.189)* (0.194)*

対象者数
1977
1976
1925
875
1050
調整済み決定係数
0.03
0.03
0.10
0.08
0.10
（ ）内は偏回帰係数の標準誤差* 5％水準で有意; ** 1%水準で有意(!) が添えてある変数は連続変数だが、最小値 0 －最大値 1 に変換してある。
出典 JGSS-200537

日本版 General Social Surveys 研究論文集[8] JGSS で見た日本人の意識と行動 JGSS Research Series No.5

第 3 列の回帰分析は、独立変数としてさらに人々の間の社会的つながりに関連すると思われる変数を投入した。残念ながら社会ネットワークについての質問は JGSS-2005 の調査票には掲載されていないので、実際の独立変数は、持ち家か否か、市郡規模、加入組織数、そして、高齢期における友人の重要性である。新しく投入された変数についてまず結果を検討すると、持ち家の影響は確認できないが、政令指定都市の住民は、一般の市の住民に比べると、社会奉仕活動の数が少ないことが分かる。
背後に如何なる因果の道筋があるかは想像の域を出ないが、大都市においては近所つきあいなどの社会関係が希薄であることが関係しているのではないかと推測される。なお、加入組織数については、
他の変数と比べても大きな影響を与えていることが確認できる。3 以上の組織数は 3 と分類してあるので、趣味の会や同業者団体へ加盟すると、1 つにつき社会奉仕活動を約 0.2（=0.613÷3）促進する効果があると解釈できる。また、高齢期における友人の重要性（若者についても尋ねてある）の影響も最大で 0.262 あることが確認できる。社会奉仕活動は、やはり個人が沈思黙考して熟慮の上行動を起こすというよりは、様々な社会生活の文脈における人間関係の中で関わる行動と理解する方が適切であろう。なお、第 2 列と第 3 列の結果を比較すると、年齢の影響が統計的に確認できなくなった。
これは、組織への加入や人間関係が、相当程度、それぞれの人生の段階(ライフステージ)により定まるからではないか。また、第 2 列と第 3 列の調整済み決定係数の変化をみると、社会奉仕活動を説明する上では、組織帰属や人間関係の影響が相当大きいと考えられる。
最後に、第 4 列と第 5 列では、標本を男女に分割した上で、それぞれに回帰分析を行った。標本が半分になることで検出力が落ちるために、統計的に有意でなくなる変数もあるが、基本的な傾向は同一である。男女とも教育程度と組織帰属数の影響が顕著に大きい（繰り返しになるが全ての独立変数
は 0-1 区間に変換してあるので大雑把な比較が可能である）。男性については友人の重要性の変数が統計的に有意でなくなっているが、標本規模が小さくなったため検出力が落ちたからと理解できる。仮
に危険率を両側 10％水準に緩めると有意となるので、全体の分析と矛盾するわけではない。あえて男女で異なる点を上げると、政令指定都市の効果が女性では統計的に検出されるが、男性の場合は出てこない。ダミー変数の影響の有無に因果関係を過度に読み込むことには慎重になるべきだが、男性の場合、生活が基本的に仕事を中心に回り、地域特性によって社会とのつながりの差が出にくいのに対し、女性の場合はより地域に密着することが多く、地域特性による差が出やすいと言えるかもしれな
い。ただし、男女両方の推定結果を比較すると、本稿の最初の予想に反して、全体的には男女で社会奉仕活動の参加へと至る因果の道筋に大きな差はないように見える。就労や家族についての変数は男女別の分析で社会奉仕活動に与える影響の違いを確認できない。
本稿の分析結果が示唆するのは、男女を問わず教育程度、組織加入数、そして友人関係の重要性の三つが社会奉仕活動を説明する大きな要因だということである。教育程度の差は、実質的には、社会奉仕活動に対する態度や義務感を媒介として、社会奉仕活動の量的差へとつながっていると考えられる。組織加入数と、友人関係の影響は、社会奉仕活動が孤立した個人の行為というよりは、様々な社会的文脈・人間関係の中で行われるものであるために、現れるのであろう。
6．考察
本稿の当初の目的は、社会奉仕活動について男女別の基礎的な分析を行うと同時に、政治参加との対比を通じて社会奉仕活動の特徴を考察することにあった。筆者が過去に行った JGSS-2003 を利用した政治参加研究との対比を述べるならば、実際の活動に至る因果の筋道に男女で大差が無い点で、社会奉仕活動は政治参加と大きく異なると思われる。特に、政治参加について（常時）職に就いているか否かが女性の場合、活動量の違いを説明する有力な変数であったのに対し、社会奉仕活動について
は女性における職業の影響は殆ど見えない。従って、性別役割分業は政治参加には大きな影響を持つのに対し、社会奉仕活動にはあまり影響を与えていないというのが、本稿における暫定的結論である。
ただし、今後の調査・分析のために、いくつかの点を指摘しておきたい。
第一の論点は政治参加と社会奉仕活動の量的な違いに関するものである。JGSS-2003 では過去 5 年

38日本版 General Social Surveys 研究論文集[8] JGSS で見た日本人の意識と行動 JGSS Research Series No.5の政治活動について尋ねているのみではなく、当然ではあるが、選挙に関連した活動について多く尋ねられている。しかし、選挙に関する活動は、政治家の側からの動員が周期的に大規模に行われるが故に、多くの人々が参加する機会を与えられるという側面がある。それに対して、社会奉仕活動も何らかの「動員」があるだろうが、「奉仕」活動であるが故にその「動員」は量的には小さいものであろう。その点が、少なくとも測定上の活動量の違いにつながっていると思われる。実際、本稿における従属変数である社会奉仕活動の分布は平均 0.33、標準偏差 0.72 であった。それに対し、JGSS-2003 の政治参加質問から構成した政治参加の尺度は平均 2.49、標準偏差 1.85 である。従属変数である社会奉仕活動の測定において分散が小さいことが、単に性別役割分業の効果を検出することを難しくした可能性を否定できない。
しかし、仮に社会奉仕活動について十全な測定を可能とする質問が用意されていたとしても、やはり政治参加とは異なる結果になったかもしれない。つまり、同じ三次活動といっても、社会奉仕活動と政治参加では、人々がそれらの活動に従事するようになる因果の筋道が基本的に異なる可能性がある。社会奉仕活動は、文字通り、「奉仕」であり、かりに社会的文脈や人間関係の中で行われる行為にせよ、本人の理念なり心持ちから活動に参加している部分がある。人々はそれぞれの立場や生活上の制約の中で、できるだけの活動をしているであろう。外からの強制がありえず、各々がその立場・制約の中でできるだけの活動をすればよい社会奉仕活動では、異なる財産、能力等による差が出ないのではないか。この憶測が正しいのであれば、社会奉仕活動でも末端の参加ではなく、大規模に活動を組織する立場に関係した質問を行えば、やはり政治参加と同様に性別役割分業の効果を確認できる可能性がある。ただし、そのような中核的な立場で社会奉仕活動に参加する人は全人口の中の比率で見ればきわめて稀で、また、その人々の活動は政治活動との境目が判然としないものとなっていると思
われる
また、社会奉仕活動と職業との関係が明瞭でないのは、社会奉仕活動への参加に要求される技能・能力がそれほど高くないこともあると思われる。前述の拙稿では、仕事を通じて獲得した法律や経営の知識あるいは交渉能力等が、政治的領域に利用可能な資源として転用されるが故に、職業が政治参加に影響を与えると論じた。実際、JGSS-2003 における政治参加の質問には、「必要があって地元の有力者と接触した」、「必要があって政治家や官僚と接触した」、「議会や役所に請願や陳情に行った」という項目があるが、相当程度の交渉能力や社会的地位を必要とするように思われる。それに対して、社会奉仕活動については、質問項目は「文化・芸術に関する活動」というように「・・・に関する活動」となっており、一見した限り、職業を通じて涵養される能力が転用される活動とは思えない。従って、質問が参照する期間を長くとり、かつ、社会奉仕活動でも比較的高度の能力を要求するものを質問項目に加えると、政治参加と同様の結果が現れた可能性はある。
一見、非政治的な自発的社会奉仕活動は、日本の地域組織や同業者団体が、結成の主導権・契機を探ると官製であることが決して少なくない（町内会には自治体からの補助金が出ている）ことを考えるならば、単に既成秩序に従順で、かつ行政の負担を減らす、統治者側に都合の良い活動と考えることもできる。ただし、政治活動と社会奉仕活動との境目は曖昧である。地域における清掃活動や自然保護活動と、環境問題に関連した政治運動との間に、量的にはともかく質的には具体的な活動の内容に差がないこともあるだろう。もし決定的な違いがあるとするならば、当事者の自己認識と、その問題（争点）を巡る全体的な行為主体の付置状況、すなわち問題が技術的・量的な問題と考えられるか、
それともそこに異なる行為者間の利害対立が存在すると認識されるかの違いである。ただ、社会奉仕活動の基盤となる関係や組織は、場合により統治者の方針に反する活動の拠点・資源ともなり得る。
その意味で、自発的社会奉仕活動は政治活動へと転化する可能性を秘めた活動である。ただし、現在において「政治的」と見なされていないが故に、逆に活動における男女差が現れない可能性もあるのではないか。政治参加と社会奉仕活動の表面的な断絶性と実質的な連続性を意識して分析することが、少なくとも政治学および社会学の研究にとっては今後重要となり得るように思われる点を指摘して、本稿の結びとしたい。

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[Acknowledgement]
日本版 General Social Surveys（JGSS）は、大阪商業大学比較地域研究所が、文部科学省から学術フ
ロンティア推進拠点としての指定を受けて（1999-2008 年度）、東京大学社会科学研究所と共同で実施
している研究プロジェクトである（研究代表:谷岡一郎・仁田道夫、代表幹事:岩井紀子、幹事:保田時男）。東京大学社会科学研究所附属日本社会研究情報センターSSJ データアーカイブがデータの作成と配布を行っている。
[注]（1）今日ではボランティア活動という言葉が一般的であるが、やや冗長とはいえ、平明な日本語で表現可能な行動を記述するのに英単語をカタカナ表記で利用することに心理的な抵抗を覚えるため本稿では敢えて「自発的社会奉仕活動」あるいは「社会奉仕活動」という言葉を利用した。なお、総務省統計局の社会生
活基本調査は 2001 年（平成 13 年）から、「社会奉仕」ではなく「ボランティア」という用語を使っている。
（2）経済学的な立場からは本人あるいは世帯収入は重要であろうが、収入を含めると欠損値が著しく多くなる
ため、ここでは分析から除外している。JGSS-2005 では、世帯収入（SZHSINCM）について「回答したくない」、「わからない」、「無回答」を合算した欠損値は全体の 39.6％に及ぶ。
（3）通勤時間は 0 分から 275 分までであり、275 分の次に長い通勤時間は 135 分である。約 4 時間半という通勤
時間は非現実的のようにも思われたので、ここでは欠損値として扱っている。従って回帰分析に投入された通勤時間の最大値は 135 分である。

[参考文献]
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Equality, and Political Participation. Cambridge, MA: Harvard University Press.
前田幸男, 2007,「性別役割分業と政治参加」永井暁子・松田茂樹編『対等な夫婦は幸せか』勁草書房,
97-118.
松本渉, 2007,「ボランティア活動や非営利組織への参加と就労観」『日本版 General Social Surveys 研
究論文集』6:83-94.
Matsunaga, Yoshiho, 2007, “To give, or not to give; to volunteer, or not to volunteer, that is the question:
Evidence on Japanese philanthropic behavior revealed by the JGSS-2005 data set”『日本版 GeneralSocial Surveys 研究論文集』6:69-81.
総務省統計局, 2008,『平成 18 年 社会生活基本調査の報告書 [第 2 巻 全国 生活行動編]』総務省統計局.
鈴木紀子, 2006,「社会的活動への参加を促す要因−ワーク・ライフ・バランスの観点から−」『共働社会の到来とそれをめぐる葛藤−人間関係−』SSJDA リサーチペーパー・シリーズ 35：18-31.
綿貫譲治, 1991,「有権者としての日本女性」『レヴァイアサン』8:23-40.
山内直人, 2001,「市民社会とボランティア」岩波書店編集部偏『ボランティアへの招待』岩波書店,
97-108.

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