日本版総合的社会調査共同研究拠点 研究論文集[19] JGSS Research Series No.16

同性愛に対する意識―JGSS を用いた規定要因分析と要因分解―
中 澪
早稲田大学大学院文学研究科

Attitudes Toward Homosexuality:
Analyzing Determinants and Decomposing Trends Using JGSSRei NAKA
Graduate School of Letters, Arts and Sciences
Waseda University
The objective of this article was to empirically examine the attitudes toward homosexuality in Japan
to complement the relatively scarce scholarly literature on this topic. I, therefore, built a cumulative data bycollecting the three waves of the Japanese General Social Surveys (JGSS-2000, JGSS-2001, and JGSS2008). Using multiple regression and linear decomposition technique proposed by Firebaugh (1989), I
analyzed the social determinants of and the trend in attitudes toward homosexuality from 2000 to 2008.
The results indicated that the social determinants associated with the attitudes were consistent with a seriesof previous studies.

However, unlike former studies, the results from linear decomposition showednegative individual change during the time of the study. This pattern was replicated across various social
subgroups suggesting that Japanese individuals modified their attitudes disapprovingly. I speculate that apossible account for this change may be the visibility of sexual minorities in the media and social movements,
which future research needs to address.
Key Words: Attitudes Toward Homosexuality, Linear Decomposition, JGSS
本稿の目的は、日本における同性愛に対する意識を実証的に明らかにすることである。欧米
においては一定の研究が蓄積されているのとは対照的に、日本では社会調査の個票データに基づく実証研究は少なく、未だ十分な知見が得られているとはいいがたい。本稿では、日本版
General Social Surveys（JGSS）の 3 時点（JGSS-2000、JGSS-2001、JGSS-2008）の累積データを作成した上で、重回帰分析と Firebaugh（1989）の線形要因分解法を用い、意識の規定要因分析と、意識変化の要因分解を行った。規定要因分析からは、国内外の先行研究とおおむね整合的な結果が得られた。一方、要因分解からは諸外国の先行研究で示された正の個人変化とは明確に異なり、負の個人変化が示された。諸外国における議論を援用して考えれば、その背景にはメデ
ィアや社会運動を通じた同性愛者の可視性が関わっている可能性が示唆された。メディアの効
果や社会運動の影響を明らかにするためにはさらなる実証研究が求められる。
キーワード: 同性愛に対する意識、線形要因分解、JGSS

115

日本版総合的社会調査共同研究拠点 研究論文集[19] JGSS Research Series No.16

1. はじめに
一般に、日本は歴史的に同性愛に対する差別や偏見が少ない社会だといわれることがある。法制史を振り返っても、長らく刑法で同性愛が禁止されてきた欧州の諸国に比べ、近代日本において同性愛行為を犯罪化した「鶏姦条例」が存在したのは 1873 年から 1881 年までの 9 年間に過ぎず、導入後も積極的な取締の対象とはならなかった（古川 1994）。近年では、2015 年の東京都渋谷区に続き、いわゆる「パートナー
シップ条例」の制定は自治体レベルで全国に広がっている。また、企業レベルでも同性カップルを福利厚生の対象とする動きがあるように、包摂的な人事施策が進んでいる。一見すれば、日本社会が同性愛に対して肯定的であるかのように思わせる事例は数多い。また、これまでの日本における同性愛に対する意識の実
証研究においても、1990 年代以降の日本社会では寛容性が拡大してきたとされ（石原 2012）、これからも肯定的な方向へ変化するとの予測が示されている（裴 2018）。
一方で、事例的になるが、2000 年代以降の日本でも、2000 年 2 月の新木場・夢の島公園における男性同性愛者の殺害事件、2006 年 7 月の暴行被害のように、ヘイトクライムと呼びうる事件が発生している。また法制度の面でも現在に至るまで、国レベルの権利保障は、先進国としては異例なほど停滞した状態が続いている。たとえば 2016 年にイタリアで「シビル・ユニオン」が認められたことで、G7 で同性婚・結婚に準ずる権利を認めないのは日本のみとなった。
このような中で、日本における同性愛に対する意識の実証研究は、ますますその学術的・社会的意義を増しつつあるといえるだろう。しかし、日本では特に社会調査の個票データに基づく実証研究の蓄積が、探索的な規定要因分析も含めて乏しい。さらに、中長期的な変化やその要因を明らかにしようとするものは特に不足している。そこで本稿では、日本版 General Social Surveys（以下「JGSS」と略記）の個票データを用い、同性愛に対する意識の（1）規定要因分析と（2）変化の要因分解を行う。そして、分析結果に基づいて（3）諸外国との比較を通じた議論を展開する。

2. 先行研究2.1 諸外国における諸研究
同性愛に対する意識の実証研究は、それが重大な社会問題として認識され、同時に様々な社会運動が発生した北米や欧州を主要なフィールドとして展開されてきた。それらの分析視点は大きく 2 つに分けられる。1 つ目は、意識の規定要因として、主に個人レベルの社会的属性に注目するものである。
北米の研究からみていくと、Loftus（2001）は、米国の総合的社会調査（General Social Survey、以下「GSS」と略記）を用い、年齢（高いほど否定的）、性別（男性は否定的）、学歴（高いほど肯定的）、居住地域（南部や北中部では否定的）、16 歳時点の居住地の都市規模（大都市では肯定的）、宗教（キリスト教は否定的、ユダヤ教では肯定的）が統計的に有意であることを示した。また、Andersen and Fetner（2008）による、世界価値観調査（World Values Survey、以下「WVS」と略記）を用いた米国とカナダの分析では、性別（男性は否定的）、社会階層（管理職と専門職は肯定的）、結婚状況（既婚者は否定的）、宗教（信仰心の強いキリスト教とその他の宗教は否定的）が両国において統計的に有意であった。
欧州についても同様の結果が報告されており、たとえば van den Akker et al.（2013）による欧州社会調査（European Social Survey）を用いた欧州 20 ヵ国の分析から、宗教（イスラム教は否定的、ユダヤ教は肯定的）と学歴（高いほど肯定的）が統計的に有意であることが示されている。
近年では欧米のみならず、東アジアの研究もみられる。Cheng et al.（2016）による WVS を用いた台湾の分析では、年齢（高いほど否定的）、性別（男性は否定的）、結婚状況（既婚者は否定的）、学歴（高いほど肯定的）が統計的に有意であった。これらの先行研究から、同性愛に対する意識を規定する社会的属
性としては、年齢、性別、居住地域、居住地の都市規模、学歴、社会階層、結婚状況、子どもの有無、宗教が重要であるという点に、おおむね一貫した知見が得られているといえるだろう。
もう 1 つの分析視点は、主に社会レベルの意識の変化とその要因に注目するものである。意識の長期的な変化の要因は、要因分解法（Firebaugh 1989）を用いることで個人変化（individual change）とコーホート
交代（cohort replacement）に分けられる。なお、個人変化はコーホート内変化（intracohort change）とも呼116

日本版総合的社会調査共同研究拠点 研究論文集[19] JGSS Research Series No.16

ばれ、同一世代内での変化を意味する。これまでの米国の研究では、同性愛に対する意識は他の意識とは異なり、個人変化が大きいことが示されている。たとえば、Treas（2002）は、GSS を用いた要因分解から、
1973 年から 1998 年にかけての米国における同性愛に対する肯定的な意識変化は、正の個人変化の割合が大きかったことを示した。同じく GSS を用いた Baunach（2011）による要因分解でも、1988 年から 2006 年にかけての米国における変化は、3 分の 2 が正の個人変化、3 分の 1 が正のコーホート交代へと分解される
ことが示された。一方で、東アジアにおける研究からは異なる知見も得られている。Cheng et al.（2016）による WVS を用いた台湾における 1995 年から 2012 年までの変化に関する分析では、コーホート交代の影響の方が大きいものの、正の個人変化も寄与していたことが示されている。このように、要因分解による先行研究の結果には地域差もみられるため、日本についてその検証を行うことは、社会レベルの意識変化の要
因検討を一歩進める契機となるであろう。
2.2 日本における研究
1970 年代から大規模社会調査において同性愛に関するデータを収集してきた欧米とは異なり、日本ではデータの制約もあり、実証研究の展開は 2000 年代に入ってからであった。そのため、その蓄積は厚いとはいえないが、少数ながらも先行研究が存在する。
たとえば、石原（2012）は WVS を用いた分析から、学歴（大卒以上で肯定的）、都市規模（大都市で肯定的）、社会階層（管理職で否定的）、宗教（仏教で否定的）が効果を持つが、都市規模は女性でのみ、社会階層と宗教は男性でのみ統計的に有意であることを示した。
あるいは「社会階層と社会移動に関する全国調査（SSM 調査）」では、その 60 年の伝統の中ではじめて、2015 年の調査において同性愛に関する質問項目が盛り込まれた。その質問項目を用いた分析を行った
裴（2018）は、年齢（高いほど否定的）と学歴（高いほど否定的）が男女ともに統計的な有意な効果を持
つが、社会階層や都市規模の効果は男女によって異なる結果となることを示した。
さらに、政治的・社会的な関心の高まりを背景として、2015 年 3 月、性的マイノリティについての意識を中心とした国内初の大規模社会調査「性的マイノリティについての意識：2015 年全国調査」が実施された（釜野ほか 2016）。釜野（2017）による同調査データの分析では、年齢（高いほど否定的）、性別（男性は否定的）は統計的に有意な効果を持っていたが、学歴、社会階層、居住地域、結婚状況、宗教については、従属変数の尺度の作成方法や統制変数によって異なるという結果であった。
以上のように、欧米における豊富な実証研究の蓄積とは対照的に日本ではデータに基づく実証分析は限られている。もちろん、そのような日本での既存の研究のいずれもが貴重な知見を提供しているが、次のような課題が残っている。まず、石原（2012）では内外の先行研究で理論的・実証的にその効果が示された要因である、年齢、居住地域、結婚状況がモデルに含まれていない。たとえば、異性間の結婚や子どもを持つことのような伝統的なライフイベントには意識を保守化させる効果があると考えられているが（Andersen and Fetner 2008）、その点が検証できていないのである。釜野（2017）は他の先行研究と比較してサンプルサイズが小さいため、独立変数の細分化されたカテゴリ（例として居住地域）の中には頑健な結果が得られにくいものもあると考えられる。また、宗教は先行研究で繰り返しその効果が確認されてきた重要な変数であるが、モデルに含まれるのは信仰の有無と主観的な宗教心のみで、宗教の種類が統制されていない。裴（2018）では、宗教がまったく検証されていない。
さらに、石原（2012）を除けば 1 時点データを用いているため、変化の分析はできていない。かつては理論と実証の両面で、社会全体でみた価値意識の変化はコーホート交代によってもたらされ、個人変化は小さいと考えられていた（Alwin and Krosnick 1991; Inglehart 1977）。しかし、同性愛に対する意識については、
むしろ個人変化が大きいことが示唆され、要因分解法を用いた分析からも米国ではそれが支持されてきた（Baunach 2011; Treas 2002）。それらの研究に示されるように、意識の長期的な変化をみる場合は個人変化とコーホート交代とを分けて考える必要があるが、日本における従来の研究ではこのような分析視点は含
まれていなかった。そこで本稿では、社会的属性に関する調査項目が豊富に含まれ、反復横断調査である
JGSS データの利点を活かすことで先行研究の課題を克服していきたい。
117

日本版総合的社会調査共同研究拠点 研究論文集[19] JGSS Research Series No.16

3. データと方法
3.1 データ
本稿では、JGSS-2000、JGSS-2001、JGSS-2008 の個票データを用いる。分析にあたっては 3 時点の累積データ（cumulative data）を作成した(1)。JGSS の調査対象者は、日本国内に居住する 20 歳から 89 歳までの男女から、層化 2 段無作為抽出法によって選定される。これまでの調査で同性愛についての質問項目が含まれたのは 2000 年（N = 2,777）、2001 年（N = 2,686）、2008 年（N = 2,091）の 3 回で、これらは 2 次利用可能となっている全期間のデータである（N = 7,554）。JGSS では面接・留置併用法が採用され、同質問は留置票に含まれる。JGSS-2008 では留置 A 票または B 票を無作為に割当・配布する方法が採られており、同質問は留置 B 票にのみ含まれる。回収率はそれぞれ、64.9％（JGSS-2000）、63.1％（JGSS-2001）、60.6％（JGSS-2008 留置 B 票）であった。
3.2 従属変数
従属変数である「同性愛に対する意識」は、「同性間の性的関係について、あなたの考えは以下のどれですか」という質問から操作化する。回答の選択肢は、「（1）例外なく悪い」、「（2）たいていの場合悪い」、「（3）必ずしも悪くない」、「（4）悪くない」である。調査票のレイアウトは以下の通りである。
同性間の性的関係について、あなたの考えは以下のどれですか。
1 例外なく悪い

2 たいていの場合悪い

3 必ずしも悪くない

4 悪くない表 1 は、回答の度数分布を示している。全期間を集計の上、有効回答についてみると「例外なく悪い」が2,439 で全体の 32.3％、「たいていの場合悪い」が 1,971（同 26.1％）で、両者の合計は 4,410（同 58.4％）となる。他方で「必ずしも悪くない」は 2,602（同 34.4％）、「悪くない」は 542（同 7.2％）であり、両者の合計は 3,144（同 41.6％）となる。このような回答分布は全期間を通じて殆ど変わらない。
表 1 「同性間の性的関係について」の度数分布
全期間

JGSS-2000

度数%

例外なく悪い

2,439

32.3

895

32.2

859

32.0

685

32.8

2

たいていの場合悪い

1,971

26.1

759

27.3

718

26.7

484

23.6

3

必ずしも悪くない

2,602

34.4

933

33.6

919

34.2

750

35.9

4

悪くない

542

7.2

190

6.8

190

7.1

162

7.7

7,554 100.0

無回答（欠損値）

289

非該当（欠損値）

2,060%

2,777 100.0
116

度数

%

JGSS-20081

合計（有効回答）

度数

JGSS-2001

2,686 100.0
104

度数

%

2,091 100.0
69
2,060

この回答分布には、いくつかの非標本誤差の影響が指摘できる。まず、ワーディングの点では、「同性間の性的関係」という表現によって、性的なこと一般への抵抗感から否定的な回答に偏った可能性がある。次に、調査票の構成をみると、同質問の直前には「既婚者が、配偶者以外の異性と性的関係をもつことについて、あなたの考えは以下のどれですか」や「10 代の売春（援助交際を含む）についてどう思いますか」、直後には「ポルノは社会道徳を腐敗させると思いますか」という質問が並んでいる。日本では同性愛は犯罪化されていないにもかかわらず、刑法上の処罰の対象となりうる売買春や民法上の不法行為である不倫と同列視するような構成となっており、キャリーオーバー効果（Tourangeau et al. 1989）や文脈効果（Tourangeau
et al. 2003）による否定的な回答への偏りが予測される。
とはいえ、これらの点は他の大規模社会調査でも同様で、現時点では 2 次利用可能なデータには制約がある。これらの制約による限界は認識しつつも、あらゆる社会的属性を調査項目に網羅しながら、複数時点間の比較可能性を備える JGSS データの有用性が損なわれることはないと考える。
118

日本版総合的社会調査共同研究拠点 研究論文集[19] JGSS Research Series No.16

3.3 仮説と独立変数
先行研究を踏まえ、本稿では次のような仮説を念頭に独立変数を決定した。まず、年齢は高いほど否定的であることが予想されるが（裴 2018; 釜野 2017; Loftus 2001; Treas 2002）、先行研究の中にはコーホートの効果を指摘するものもあることから（Andersen and Fetner 2008; 石原 2012）、本稿では年齢とコーホートを統制した上で両方の効果を検証する。性別については、男性は女性に比べて否定的であることが数多くの研究から繰り返し確認されており（Andersen and Fetner 2008; 裴 2018; 釜野 2017; 石原 2012; Loftus
2001; Treas 2002）、本稿でもそのように予想する。
また、これまでの日本での先行研究からは、居住地の効果を厳密に検証していくことの必要性が指摘されてきた（裴 2018; 石原 2012; 釜野 2017）。都市規模は、大きいほど肯定的（小さいほど否定的）と考えられる。加えて、本稿では、都市社会学におけるアーバニズム論（Wirth 1938）と寛容性との関係についての実証（Abrahamson and Carter 1986）から、同性愛に対する意識には地域性があると考え、居住地域をモデルに含める。米国ではその効果が実証されたように（Loftus 2001）、日本においても都市規模を統制した
上でも居住地域が独自の効果を持つのかを検証する。
その他の変数については先行研究の結果から、学歴と社会階層は低いと否定的（Andersen and Fetner 2008;
裴 2018; 釜野 2017）、結婚状況・子どもの有無については、既婚・子どもを持っていると否定的（Andersen
and Fetner 2008）、宗教については、信仰する宗教があると無宗教に比べて否定的（Andersen and Fetner 2008;
石原 2012; Loftus 2001; Treas 2002）であると予想する。
それら独立変数の操作化は次のように行った。まず、コーホートは綿貫（1994）に基づき、「戦前・戦争（1928 年以前）」、
「第一戦後（1929～43 年）」、「団塊（1944～53 年）」、「新人類（1954～1968 年）」、「団塊ジュニア以降（1969 年以後）」に区分した(2)。この区分は綿貫（1994）以降、日本における様々な価値意識研
究で用いられてきた（例として、荒牧 2015; 伊藤 2017）。この区分に基づく価値意識のコーホート差は、「戦前・戦争」、「第一戦後」、「団塊・新人類・団塊ジュニア」の間で有意差が示されていることから（綿貫1994）、本稿では「第一戦後」を基準カテゴリとする。
都市規模は、「大都市」、「その他の都市」、「郡部・町村」の 3 カテゴリである(3)。居住地域は、
「北海道・
東北」
、
「関東」
、
「中部」
、
「近畿」
、
「中国・四国」、「九州」の 6 カテゴリとされている(4)。基準カテゴリにはそれぞれ、「郡部・町村」と「関東」を用いる。
学歴は、「大学・大学院」（旧制大学・大学院、新制大学、新制大学院）、「高専・短大」（旧制高校・専門学校、高等師範学校、新制高専・短大）、「高校」（旧制中学校、高等女学校、実業・商業学校、師範学校、
新制高校）
、
「中学」
（旧制尋常小学校、旧制高等小学校、新制中学校）の 4 カテゴリに区分した。基準カテ
ゴリには「中学」を用いる。
結婚状況は、「既婚」（有配偶、離死別、離婚を前提に別居中）
・「未婚」（未婚、同棲中）、子どもの有無は、「いる」（1 人以上）・「いない」（0 人）に二分した。
社会階層については、SSM 職業 8 分類を用いた。自由回答による本人の職業を、職業コードに基づき（
「専
門」
、
「管理」
、
「事務」
、
「販売」
、
「熟練」
、
「半熟練」
、
「非熟練」
、
「農林」
）
、および「不就労」（失業、定年、学生、主に家事、身体上の事情、その他）へと変換した。基準カテゴリは「事務」とする。
宗教は、
「仏教」
（仏教、禅宗（曹洞宗・臨済宗）、天台宗、浄土宗、浄土真宗（本願寺・門徒宗・南無阿弥陀仏）、真言宗、日蓮宗、時宗、法華経・法華宗、本門佛立宗）、「キリスト教」（キリスト教、カトリック、
プロテスタント）、「その他の宗教」、「無宗教」の 4 カテゴリに区分した。基準カテゴリは「無宗教」を用いる。
3.4 方法
本稿の分析では 2 つの方法を用いる。まず、重回帰分析により、同性愛に対する意識を規定する社会的属性を明らかにする。なお、最小二乗法（OLS）による重回帰分析以外にも、順序ロジット（プロビット）による分析も行ったが、統計的に有意な値を示す変数とそれら係数の符号条件、さらに係数の大小関係は
OLS による推定と整合的であった。そのため、ここでは係数の解釈がシンプルな OLS による推計結果につ119日本版総合的社会調査共同研究拠点 研究論文集[19] JGSS Research Series No.16

いて言及しながら考察する(5)。
加えて、Firebaugh（1989）による線形要因分解（linear decomposition）を用い、意識変化の要因分解を行う。これにより、2000 年から 2008 年にかけての日本社会における同性愛に対する意識の平均値の変化を個人変化とコーホート交代に分解することができ、変化の要因に迫ることが可能となる。また、変化のパター
ンが社会全体で一様に生じたものかを検証するため、規定要因分析で得られた結果を踏まえ、社会的属性に基づいたサブグループごとの分析も行う。

4. 結果
4.1 規定要因分析
表 2 は、重回帰分析の結果（参考として順序ロジット・順序プロビット分析の結果も掲載）を示している。年齢とコーホートについては、年齢が高いほど否定的であること（p < .001）、「新人類」（p < .001）と「団塊ジュニア以降」は「第一戦後」と比較して肯定的であることが同時に示された。
社会的属性との関係についてみると、女性と比較して男性（p < .001）、関東の居住者と比べて中部（p < .01）、
中国・四国（p < .01）
、九州・沖縄（p < .001）の居住者、無宗教と比較してキリスト教（p < .001）では、同性愛に対して否定的なことを示す結果が得られた。反対に、町村・郡部の居住者と比較して大都市（p < .01）、
その他の市（p < .05）の居住者、中卒に比べて大卒以上（p < .05）
、事務職に比べると専門職（p < .001）では肯定的であることが示された。
表 2 規定要因分析の結果
OLS

年齢
コーホート（ref.=第一戦後）
戦前・戦争
団塊
新人類
団塊ジュニア以後
性別（ref.=女性）
男性
居住地域（ref.=関東）
北海道・東北
中部
近畿
中国・四国
九州・沖縄
都市規模（ref.=郡部・町村）
大都市
その他の市
学歴（ref.=中学）
大学・大学院
高専・短大
高校
社会階層（ref.=事務）
専門
管理
***

順序ロジット順序プロビット

B (SE)B (SE)B (SE)-.017 (.002) ***-.039 (.005) ***-.022 (.003) ***.043 (.045).071 (.038).286 (.056) ***.305 (.081) ***.116 (.103).118 (.084).531 (.125) ***.598 (.180) ***.044 (.062).085 (.050).326 (.074) ***.355 (.106) ***-.179 (.022) ***-.392 (.050) ***-.229 (.029) ***-.038 (.034)-.078 (.030) **-.044 (.032)-.102 (.037) **-.135 (.036) ***-.064 (.075)-.158 (.067) *-.106 (.070)-.236 (.083) **-.310 (.080) ***-.052 (.044)-.100 (.039) *-.062 (.041)-.134 (.049) **-.183 (.047) ***.086 (.033) **.058 (.025) *.201 (.073) **.140 (.056) *.112 (.043) **.075 (.033) *.085 (.038) *.068 (.040).042 (.029).179 (.086) *.143 (.089).087 (.064).108 (.051) *.078 (.053).049 (.038).161 (.042) ***-.042 (.084).346 (.094) ***-.107 (.184).202 (.054) ***-.058 (.110)

p < .001, ** p < .01, * p < .05

120日本版総合的社会調査共同研究拠点 研究論文集[19] JGSS Research Series No.16

表 2 規定要因分析の結果（続き）
OLS

順序ロジットB (SE)

順序プロビット

B (SE)B (SE)

販売-.051 (.041)
熟練-.035 (.042)
半熟練-.071 (.044)
非熟練-.023 (.052)
農林-.088 (.062)
不就労-.032 (.034)
結婚状況（ref.=未婚）・子どもの有無（ref.=いない）
既婚-.037 (.048)
子どもがいる-.046 (.040)
宗教（ref.=無宗教）
仏教-.008 (.024)
キリスト教-.424 (.104) ***その他宗教-.071 (.043)
N
7,215
.232
Adjusted R 2-.084 (.090)-.054 (.093)-.143 (.097)-.031 (.116)-.174 (.141)-.041 (.075)-.063 (.053)-.040 (.054)-.078 (.057)-.020 (.068)-.109 (.083)-.032 (.044)-.071 (.106)-.098 (.089)-.051 (.062)-.060 (.052)-.003 (.054)-.983 (.237) ***-.137 (.097)
7,215-.007 (.032)-.535 (.140) ***-.096 (.058)
7,215

McFadden's Pseudo R 2***
p < .001, ** p < .01, * p < .05

.102

.102

4.2 線形要因分解
表 3 は、線形要因分解の結果を示している。全体の結果についてみると、2000 年から 2008 年にかけての同性愛に対する意識の平均値の総変化（.036）は、個人変化（-.154）、世代交代（.170）、残差（.020）へと分解された。記述統計からだけでは平均値の総変化はごく小さいものにみえるが、要因分解すると、それは負の個人変化の効果に対して正の世代交代の効果がわずかに上回った結果であることが分かる。
社会的属性に基づいたサブグループごとの分析結果をみると、すべてのサブグループにおいて個人変化の効果は負で、世代交代の効果は正という共通したパターンが示されている。つまり、この間の意識変化
は、同性愛に対して肯定的なサブグループにおいても、否定的なサブグループにおいても一様に生じたものであったことが分かる。
表 3 線形要因分解の結果
平均値
2000年
全体

要因分解

2008年

総変化

個人変化

世代交代

残差

2.151

2.186

.036

-.154

.170

.020

2.069
2.221

2.091
2.271

.022
.050

-.154
-.152

.151
.186

.025
.015

2.182
2.238
2.102
2.231
2.039
1.970

2.127
2.326
2.173
2.132
2.051
2.135

-.055
.088
.070
-.099
.013
.165

-.172
-.113
-.160
-.213
-.263
-.022

.126
.165
.202
.156
.199
.155

-.008
.037
.029
-.042
.077
.032

2.206
2.187
2.027

2.340
2.172
2.102

.134
-.015
.074

-.128
-.163
-.152

.203
.140
.207

.059
.008
.019

性別
男性
女性
居住地域
北海道・東北
関東
中部
近畿
中国・四国
九州
都市規模
大都市
その他の市
町村

121

日本版総合的社会調査共同研究拠点 研究論文集[19] JGSS Research Series No.16

表 3 線形要因分解の結果（続き）
平均値
2000年

要因分解

2008年

総変化

個人変化

世代交代

残差

学歴
大卒以上
高専・短大卒
高卒
中卒以下
社会階層
専門
管理
事務
販売
熟練
半熟練
非熟練
農林
不就労
結婚状況・子どもの有無
既婚
未婚
子どもがいる
子どもがいない宗教
仏教
キリスト教
その他の宗教
無宗教

2.440
2.449
2.165
1.803

2.426
2.477
2.154
1.709

-.014
.028
-.010
-.094

-.089
-.118
-.176
-.196

.104
.123
.112
.107

-.029
.023
.054
-.004

2.529
1.979
2.375
2.359
2.253
2.167
2.172
1.761
1.902

2.680
1.974
2.519
2.277
2.121
2.159
2.257
1.806
1.945

.150
-.004
.144
-.082
-.131
-.007
.084
.045
.043

-.062
-.074
-.067
-.201
-.226
-.229
-.149
-.181
-.172

.230
.096
.158
.142
.119
.169
.244
.218
.174

-.017
-.026
.053
-.023
-.025
.053
-.011
.009
.042

2.055
2.680
2.031
2.580

2.067
2.797
2.035
2.697

.013
.117
.004
.117

-.174
-.026
-.186
-.034

.174
.112
.175
.128

.012
.031
.015
.023

1.933
2.368
2.052
2.249

2.007
1.765
2.023
2.303

.074
-.604
-.029
.054

-.134
-.751
-.175
-.150

.189
.244
.156
.183

.020
-.096
-.010
.021

2000 年から 2008 年にかけ、日本で生じたこのような意識変化のパターンは、他国のものとは明確に異なる。たとえば、米国では個人変化と世代交代の効果はともに正であり、個人変化が大部分を占めていた（Baunach 2011）。台湾では世代交代の方が大きかったものの、個人変化と世代交代の効果はともに正であった（Cheng et al. 2016）。世代交代の効果が正であることは、同性愛に対して否定的な意識を持つ古い世代が肯定的な意識を持つ新しい世代にとって代わられたということである。他方、負の個人変化については、
なぜ個人に対してそのような変化がもたらされたのかを掘り下げていく必要がある。これまでの分析結果を概観した上で、その点を中心に議論し、結論に代えたい。

5. 議論と結論
本稿の分析結果から、まず同性愛に対する意識の規定要因としては、国内外の先行研究とおおむね整合的な結果が得られたといえるだろう。同性愛に対して肯定的な傾向を示す属性としては女性、高学歴、都市居住、専門職、一方で否定的な属性としては男性、地方居住、キリスト教が挙げられる。
興味深い点として、本稿の分析からは都市規模、居住地域の両方が統計的に有意な効果を持つことが示された。都市規模を統制しても地域の効果が残るということは、米国において Loftus（2001）が示した地域
性（ニューイングランドに比べてその他の地方、たとえば南部では否定的）が日本においても存在し、それは関東と「地方」との対比に当てはまることが示唆される。これは、居住地域と寛容の関係を示したアーバ
ニズム論の実証研究に照らしても整合的な結果であろう。日本では、いわゆる「地方」の性的マイノリティ
は特に生きづらいといわれている（釜野 2017）。本稿の分析結果は、そのような生きづらさの背景に同性愛に対する否定的な意識があることを示唆している(6)。
欧米と比較して異なる可能性があるのは社会階層の効果である。Andersen and Fetner（2008）は、米国とカナダの両国において、専門職と管理職がともに肯定的であることを示した。本稿では、そのような効果は
122

日本版総合的社会調査共同研究拠点 研究論文集[19] JGSS Research Series No.16

専門職のみに表れる結果となった。統計的に有意ではないが、管理職の係数の符号は負であった。この点は、欧米に比べた場合の日本の大きな違いといえよう。日本において性的マイノリティの包摂が企業の人
事上の課題として広く認識され始めたのは 2010 年代以降のことで、それも外資系企業を中心に進展してきた経緯がある。石原（2012）は、男性管理職にみられる否定的な意識から日本におけるダイバーシティ経営の課題を指摘している。本稿からも、日本の職場において性的マイノリティに対する認識が不十分であったことが示唆される(7)。
一方、線形要因分解の結果からは、他国とは大きく異なる様相が見て取れる。他国の研究では、同一世代内での個人の肯定的な意識変化が示されてきたが、日本の場合、個人の意識はむしろ否定的な方向に転じていた。それは、規定要因分析から肯定的傾向が示された属性にも、否定的傾向が示された属性にも共通したパターンであった。北米では、個人の意識変化の背景をメディアと社会運動にみられる同性愛者の可視化に関連付ける見方が強い。Andersen and Fetner（2008）は米国とカナダの両国において、1990 年代以降、同性愛者が登場するテレビ番組や映画の増加を指摘する。カナダの方がより意識変化が肯定的であった点については同国における社会運動が米国ほど激しい反対運動に直面しなかったことを理由に挙げている。
また、Baunach（2011）によれば、米国では社会運動の高揚、テレビ番組や映画の効果により個人が意識を肯定的に変化させたとしている。
では、2000 年から 2008 年にかけて、日本における同性愛をめぐる状況はどのようなものであっただろうか。北米と同様に考えるとすれば、同時代の米国やカナダとの最も大きな違いの 1 つがメディアにあることは確かだろう。近年の日本では、一部のドラマや映画にみられるように同性愛者の可視化と描かれ方の多様化は進みつつあるといえるものの、2000 年代の日本のメディアには「おネエ」ブームとも呼べる状況が存在していた。性的マイノリティの多様性は捨象され、ステレオタイプが流布された。1990 年代後半から 2000 年代前半にかけての「ウィル＆グレイス」
、
「エレン」
、
「クィア・アイ」（Baunach 2011）の放送開始と現在までに続く流行をみた米国とは対照的な状況であったといえるだろう。
社会運動の強弱を定義し、他国と比較するのは難しいが、世界的にみれば 2000 年代は欧米を中心として、多くの国が同性婚の合法化やその他の権利保障に向かって前進した時代であった。それらの国々と比較す
れば、停滞とも呼べる当時の日本の状況は、運動が広い支持を獲得できなかったことが背景にあったのかもしれない。近年では政治においても性的マイノリティの差別解消を公約に掲げる政党が登場し、同性婚が選挙の争点となりつつあるという指摘もある（田辺 2018）。しかし、同性愛をめぐる問題認識には、ようやく変化の兆しが見えてきたばかりという段階であろう。
また、同時代の日本において、性別役割意識の停滞や保守化がいくつかの実証研究（釜野 2013; 永瀬・太郎丸 2014; 佐々木 2012）から指摘されていることは、
本稿の分析結果に対して重要な示唆を与えている。
永瀬・太郎丸（2014）は、分析期間が新自由主義的な政策の導入時期と重なることから、性別役割意識の保守化の背景として、規制緩和による競争激化や労働環境の変化、所得の低下が生存や生活の安定性を脅かすことを通じて意識の保守化をもたらした可能性を議論している。性役割意識と同性愛に対する意識の関連は多くの実証研究（例として、裴 2018; Herek 2002; 石原 2012）から指摘されており、本稿の分析期間における同性愛に対する意識の停滞は、より広範な性規範の停滞・保守化の 1 つの側面として現れたものであったと捉えることもできよう。
ここで注意すべきなのは、Firebaugh（1989）の線形要因分解法は、年齢の効果が存在しないことを仮定していることだ。規定要因分析の結果では、結婚状況や子どもの有無を統制しても年齢は負の効果を持っていた。また、本稿で使用したデータでは若年層の回収率は相対的に低く、2000 年と 2008 年の 2 時点間で回答者の平均年齢は約 2 歳上昇している。ただし、これまでの加齢効果の説明では、結婚や出産・子どもを持
つことのような伝統的なライフイベントを本人が直接的に経験することの効果が想定されていた。しかし、たとえば家族からの圧力を受けたり、近しい友人・知人の結婚や出産を間接的に経験したりすることを通じて、異性愛規範をより強く内面化する過程が加齢であるとすれば、意識と状況の乖離から生じる認知的
不協和を低減するため（釜野 2013; 佐々木 2012）、意識を状況に合わせて変化させていることも考えられる。いずれにせよ、本稿の線形要因分解の結果には、個人変化に負の加齢効果が含まれている可能性が捨て123日本版総合的社会調査共同研究拠点 研究論文集[19] JGSS Research Series No.16

きれず、結果の解釈には注意する必要がある。
本稿では、大規模社会調査の個票データを用い、日本における同性愛に対する意識の規定要因分析、意識変化の要因分解を行った。さらに、分析結果に基づいた上で、諸外国との比較を念頭に分析期間の日本における同性愛を取り巻く状況について、メディアや社会運動、同時代の性規範の停滞・保守化と関連づけた議論を展開した。これらを通じ、欧米を中心とした研究蓄積に対して日本からの新しい知見を提供することができたと考えられる。
当然ながら、本稿にはいくつかの限界と課題が残っている。まず、現状の限界であり、今後の課題としても重要と思われるのは、加齢効果や時代効果の掘り下げである。高齢化率が高まるほど、世代交代は緩やかとなる（Firebaugh 1989）。世界で最も深刻な少子高齢化に直面する日本では、強い正の時代効果が存在しな
い限り、加齢効果の負の影響は相対的に大きなものとなる。加齢効果として理論的に考えられる要因には、本人の回答を中心とする社会調査データの分析だけでは検証の困難なものも多いように思われるが、特に諸外国との比較を念頭に置いた場合、この影響を無視することはできないだろう。
また、日本における同性愛に対する意識の変化を見通す上では、時代効果が重要な意味を持つ。本稿の分析において個人の肯定的な意識変化がみられなかったのは、負の加齢効果を打ち消すほどの強い正の時代
効果が分析期間に存在しなかったということと考えられる。諸外国の研究においても年齢の効果は負であることから、個人変化が正でかつ総変化の大きな割合を占めるということは、ありうる負の加齢効果を圧倒的に上回るほどの強い正の時代効果が生じた結果と解釈できる。日本では正の世代交代の効果の弱まりと負の加齢効果が同時に想定されるとすれば、強い正の時代効果が存在しない限り社会全体の価値意識は停滞し続けるか、あるいは否定的な方向へと転じていく可能性さえ示唆される。
とはいえ、日本でもとりわけ 2010 年代以降、同性愛をめぐる状況には目まぐるしい展開が見られていることから、個人の意識も変化してきている可能性は考えられる。本稿では分析期間が 2000 年から 2008 年までに限られるため、この点を分析することはできなかったが、今後の実証研究によって明らかにされる
意義は大きいと思われる。その際には、欧米での先行研究で指摘されたメディアや社会運動をはじめとして、性別役割意識についての先行研究が指摘するような政治的・経済的な要因までも含めた、多角的な分析
視角が必要である。そのためには、それを可能とする大規模社会調査の継続的な実施と、良質なデータの整備が望まれる。
[Acknowledgement]
日本版 General Social Surveys（JGSS）は、大阪商業大学 JGSS 研究センター（文部科学大臣認定日本版総合的社会調査共同研究拠点）が、東京大学社会科学研究所の協力を受けて実施している研究プロジェクトである。JGSS-2000～2008 は学術フロンティア推進拠点、JGSS-2010～2012 は共同研究拠点の推進事業と大阪商業大学の支援を受けている。
[注](1) 累積データの作成にあたっては、調査年による選択肢の増減に伴ってコーディングが異なるいくつかの変数をリコードする必要があった。本稿では、都市規模、学歴、結婚状況について JGSS-2008 デー
タをリコードし、JGSS-2000、JGSS-2001 データに合わせた。
(2) 本稿ではコーホート区分ごとのサンプルサイズが偏りすぎることのないように考慮し、綿貫（1994）で用いられた「戦前」と「戦争」を統合して「戦前・戦争」とし、「団塊ジュニア」とそれ以後のコーホートを統合して「団塊ジュニア以後」とした。
(3) 都市規模における「大都市」には、札幌市、仙台市、さいたま市、千葉市、東京都区部、横浜市、川崎市、新潟市、静岡市、浜松市、名古屋市、京都市、大阪市、堺市、神戸市、広島市、北九州市、福岡市が含まれる。なお、市町村合併により「その他の市」の割合が増加したため、JGSS-2006 以降は「その他の市」が「人口 20 万人以上の市」と「人口 20 万未満の市」に分けられた。

124

日本版総合的社会調査共同研究拠点 研究論文集[19] JGSS Research Series No.16(4) 居住地域の区分は、次のようになされている。
「北海道・東北」（北海道、青森、岩手、宮城、秋田、山
形、福島）
、
「関東」
（茨城、栃木、群馬、埼玉、千葉、東京、神奈川）、「中部」（新潟、富山、石川、福井、山梨、長野、岐阜、静岡、愛知、三重）、「近畿」（滋賀、京都、大阪、兵庫、奈良、和歌山）
、
「中
国・四国」
（鳥取、島根、岡山、広島、山口、徳島、香川、愛媛、高知）、「九州」（福岡、佐賀、長崎、
熊本、大分、宮崎、鹿児島、沖縄）。
(5) リッカート尺度は順序尺度であり、間隔尺度として用いることは適当ではないとされることもある。
本稿ではその点を考慮して順序選択モデルでも分析したが、結果は OLS の場合と殆ど変わらないことから、間隔尺度として用いることに実質的な問題はないと考える。
(6) 本稿で用いた地域区分だけでは、地域のどのような特性が意識の差をもたらしているのかまでは分からない。居住地域についてさらに詳細に検証するとすれば、たとえば都道府県レベルデータの分析も必要となるだろう。
(7) いわゆる「管理職」は、職場によってその実態が大きく異なると考えられる。社会階層の効果について
厳密に検証するためには、たとえば企業規模や業種を統制することが必要となるだろう。
[参考文献]
Abrahamson, Mark and Valerie J. Carter, 1986, “Tolerance, Urbanism and Region,” American Sociological R

eview, 51(2): 287-294.
Alwin, Duane F., and Jon A. Krosnick, 1991, “Aging, Cohorts, and the Stability of Sociopolitical Orientatio
ns Over the Life Span,” American Journal of Sociology, 97(1): 169-195.
Andersen, Robert, and Tina Fetner, 2008, “Cohort Differences in Tolerance of Homosexuality: Attitudinal C
hange in Canada and the United States, 1981-2000, ”Public Opinion Quarterly, 72(2): 311-330.
荒牧央，2015，「強まる伝統志向」, NHK 放送文化研究所編『現代日本人の意識構造』NHK 出版: 227-24
9．
裵智恵，2018，「同性愛に対する意識を規定する要因」小林大祐編『2015 年 SSM 調査報告書 9 意識Ⅱ』:85-102．
Baunach, Dawn M., 2011, “Decomposing Trends in Attitudes Toward Gay Marriage, 1988-2006,” Social Sci

ence Quarterly, 92(2): 346-363.
Cheng, Yen-hsin Alice, Fen-Chieh Felice Wu, and Amy Adamczyk, 2016, “Changing Attitudes toward Homosexuality in Taiwan, 1995–2012,” Chinese Sociological Review, 48(4): 317-345.
Firebaugh, Glenn, 1989, “Methods for Estimating Cohort Replacement Effects,”Sociological Methodology, 19:
243-262.
古川誠，1994，「セクシュアリティの変容――近代日本の同性愛をめぐる 3 つのコード」『日米女性ジャーナル』17: 29-55．
Herek, Gregory M., 2002, “Gaps in Public Opinion about Lesbians and Gay Men,” Public Opinion Quarterly, 66(1): 40-66.
Inglehart, Ronald, 1977, The Silent Revolution: Changing Values and Political Styles among Western Publics,
Princeton: Princeton University Press.
石原英樹，2012，「日本における同性愛に対する寛容性の拡大――世界価値観調査から探るメカニズム」『相関社会科学』22: 23-41．
伊藤理史，2017，「日本人の政治的疎外意識――政治的有効性感覚のコーホート分析」『フォーラム現代社
会学』16:15-28．
釜野さおり，2013，「1990 年代以降の結婚・家族・ジェンダーに関する女性の意識の変遷――何が変わって何が変わらないのか」『人口問題研究』69(1): 3-41．
――――，2017，「同性愛・両性愛についての意識と家族・ジェンダーについての意識の規定要因――性的マイノリティについての意識：2015 年全国調査から」『家族社会学研究』29(2): 200–215．
125

日本版総合的社会調査共同研究拠点 研究論文集[19] JGSS Research Series No.16――――・石田仁・風間孝・吉仲崇・河口和也，2016，『性的マイノリティについての意識――2015 年全国調査報告書』科学研究費助成事業「日本におけるクィア・スタディーズの構築」研究グループ（研究代表者 広島修道大学 河口和也）編．
Loftus, Jeni, 2001, “America's Liberalization in Attitudes toward Homosexuality, 1973 to 1998,” American S

ociological Review, 66(5): 762-782.
永瀬圭・太郎丸博，2014，「性役割意識のコーホート分析――若者は保守化しているか？」『ソシオロジ』
58(3): 19-33．
佐々木尚之，2012，「JGSS 累積データ 2000-2010 にみる日本人の性別役割分業意識の趨勢――Age-PeriodCohort Analysis の適用」
『日本版 General Social Surveys 研究論文集』12: 69-80．
田辺俊介，2018，「政党支持と社会階層の関連構造――価値意識の媒介効果も含めた検討」小林大祐編『2015 年 SSM 調査報告書 9 意識Ⅱ』: 133-150．
Tourangeau, Roger, Kenneth A. Rasinski, Norman Bradburn, and Roy D'Andrade, 1989, “Carryover Effects
in Attitude Surveys,” Public Opinion Quarterly, 53: 495-524.
Tourangeau, Roger, Eleanor Singer, and Stanley Presser, 2003, “Context Effects in Attitude Surveys: Effects on Remote Items and Impact on Predictive Validity,” Sociological Methods and Research, 31(4): 486513.
Treas, Judith, 2002, “How Cohorts, Education, and Ideology Shaped a New Sexual Revolution on American
Attitudes toward Nonmarital Sex, 1972-1998,” Sociological Perspectives, 45(3): 267-283.
van den Akker, Hanneke, Rozemarijn van der Ploeg, and Peer Scheepers, 2013, “Disapproval of Homosexua
lity: Comparative Research on Individual and National Determinants of Disapproval of Homosexuality in
20 European Countries,” International Journal of Public Opinion Research, 25(1): 64-86.
綿貫譲治，1994，「『出生コーホート』と有権者」『レヴァイアサン』15: 53-71．
Wirth, Louis, 1938, “Urbanism as a Way of Life,” American Journal of Sociology, 44(1): 3-24.

126