日本版 General Social Surveys 研究論文集[7] JGSS で見た日本人の意識と行動 JGSS Research Series No.4

実親・義親への世代間援助にみる「家」の原理−JGSS-2006 に基づく分析−
宍戸 邦章
大阪商業大学総合経営学部
Inter-generational Support to Own Parents / Parents-in-law and Stem Family System:
Based on the Data of the JGSS-2006
Kuniaki SHISHIDO
Faculty of Business Administration
Osaka University of Commerce
The purpose of this paper was to clarify the actual condition of inter-generational support
between parents/parents-in-law and their children based on the data of the JGSS-2006. This paper
examined the following three points: (1) The balance of giving and receiving support between
parents and their children, (2) determinants of coresidence with own parents/parents-in-law, and(3) determinants of bilateral support patterns. The results were as follows: 1) Parents started
receiving support from their married sons’ families earlier than from their married daughters’
families. 2) The percentage of giving support from sons-in-law to parents-in-law was the lowest.
3) When a husband was an eldest son, the probability of coresidence with husband's parents
increased. When a husband was not an eldest son and his wife was an eldest daughter with nobrother, the probability of coresidence with wife's parents increased. 4) The probability of giving
support to paternal parents increased when the respondents’ traditional family values were strong.
Overall, Japanese stem family system partially exerts an influence on the pattern of support for
the elderly. Although traditional family system affected whether the respondents reside with theirparents, the system were not related to actual inter-generational support very much.
Key Words: JGSS, Inter-generational Support, Stem Family System
本稿の目的は、JGSS-2006 のデータに基づいて、実親・義親への世代間援助の実態を明らかにすることである。本稿では（1）親子間の援助バランスの分析、（2）既婚子と親との居住関係の分析、（3）実親・義親間の援助バランスの分析を行い、以下のことを明らかにした。1）息子夫婦は、娘夫婦よりも親子間の援助バランスが逆転するタイミングが早い。2）婿から義親への援助生起率が最も低い。3）夫方の親との同居は「夫が長男であること」が重要である。妻方の親との同居は「夫が次男以下で、妻が男兄弟をもたない長女であること」が重要である。4）「家」意識の強さは、父系的援助パターンの生起確率を高める。
現代日本の世代間援助は、直系家族制の原理が部分的に機能している。特に親と既婚子との居住関係において「家」の原理が強く残存している。実親・義親への経済的・実践的援助は状況依存的に行われており、「家」の原理はあまり機能していないといえる。
キーワード：JGSS, 世代間援助, 直系家族制

1

日本版 General Social Surveys 研究論文集[7] JGSS で見た日本人の意識と行動 JGSS Research Series No.4

1．「家」と世代間援助
老人の生活を扶養し援助する主体には、家族や親族・友人・隣人など、個人レベルの私的扶養と、公的扶助や社会福祉などの社会レベルの公的扶養がある（那須,1970）。戦後の日本社会は、年金や公的介護保険制度などマクロレベルの間接的な世代間関係を整備してきた。その点において、これまで絶対的であった私的扶養は相対化されつつあるといえる。明治以降、日本の私的扶養の典型は、父方
居住制・長男単独相続制を基礎にした家父長制の「家」に支えられていた。しかし、戦後の全国規模の世論調査を時系列に眺めると、日本人の「家」意識(1)は確実に弱体化し、子どもとの同居率も低下
し、老後の生活は「子どもに頼らぬつもり」という意識が大勢を占めている（松成, 1991）。
本稿の問題意識は、高齢者への公的な社会保障が整備されつつあり、「家」に基づく扶養形態が弱体化した場合に、中期または後期親子におけるインフォーマルな世代間援助は、いったいどのような原理に基づいて行われるのか、ということにある。
世代間援助は、世代間における資源の再分配である。日本の「家」は、長男夫婦が親と同居し、扶養の義務を一手に担う代わりに、親の財産・社会的地位・先祖祭祀をきょうだい間で不均等に相続するという再分配の原理を有していた。他方、夫婦家族制においては、どの子の生殖家族とも同居しないことを原則とし、子どもは平等に親を扶養する義務を有し、遺産相続は、遺言による特別な指定がなければ、きょうだい間の均等相続となる（森岡, 1967）という再分配の原理を有している。家族社
会学においては、「直系家族制から夫婦家族制へ」というテーゼが常識となっているが、老親扶養やインフォーマルな世代間援助の実態は、どちらの原理で、よりよく説明されるのだろうか。この点を明らかにすることが、本稿のねらいである。
以下、第 2 節では、EASS Family Module における世代間援助設問を紹介し、第 3 節では JGSS-2006のデータと分析の概要を述べる。第 4 節では、実親・義親との援助関係をライフステージ別に概観する。第 5 節では、援助行動に大きな影響を与える親子の居住関係を規定する要因を検討する。第 6 節
では、双系的援助関係の規定要因を検討する。

2．EASS Family Module における世代間援助設問
JGSS-2006 の面接票と留置 B 票の一部には、中国・韓国・台湾・日本で共通する Family Module が組み込まれている。この Family Module には、家系継承意識・扶養意識・ジェンダー意識・結婚観といった家族に関わる意識設問と、世代間援助・配偶者との出会い・夫婦間の意志決定・家事頻度・親との接触頻度など家族の関係性の実態を測定する設問がある。Family Module 作成の際、各チームが特に関心を寄せたのは、世代間援助に関わる設問であった。
世代間援助は、過去 1 年間の「経済的な支援」と「実践的な支援」（家事・雑用・介護・育児など）のそれぞれの頻度（非常に頻繁に/頻繁に/時々/ほとんどない/まったくない）を、以下の 6 つの方向性で測定した。①回答者→実親、②実親→回答者、③回答者→義親、④義親→回答者、⑤回答者→子
ども、⑥子ども→回答者。すなわち、最大で 2×6=12 の援助頻度を測定したことになる。
このように EASS2006 の世代間援助設問は、実親だけでなく義親への援助を含め、さらに援助の提供と援助の受領の両方の方向性を尋ねるという非常に複雑な構造になっている。通常、社会調査では、複雑な構造の設問を避けるものであるが、あえて各チームがこの設問に関心を寄せた理由は、以下のように推測できる。
最大の理由は各国/地域が直面している少子化である。United Nations Population Division Departmentof Economic and Social Affairs の World Population 2004 によれば、2000-2005 年における合計特殊出生率は中国が 1.7、韓国が 1.2、日本が 1.3 にまで低下している。また、2005 年における全人口に占める60 歳以上人口の割合は、中国 11％、韓国 14％、日本 26％まで上昇している。各国/地域とも少子高齢化が進行しつつあり、これまでよりも少ない人口で多くの高齢者の扶養を行わなければならないため、老親扶養の問題が注目されるのは当然といえる。少子化は子ども世代からみれば、きょうだい数の減少を意味する。きょうだい数が減少すると長男・長女の割合が増加するとともに、男兄弟がいない娘

2

日本版 General Social Surveys 研究論文集[7] JGSS で見た日本人の意識と行動 JGSS Research Series No.4

のみのきょうだいの割合が増加する（図 1, 図 2）。直系制家族で長男への継承ラインが強調される日本や韓国（瀬地山,1997）では、子どもが娘のみの場合に、誰が第一義的に親の扶養を担うのかが、大きな問題になってくる。また、子ども側の限られた資源（経済力やマンパワー）を実親と義親にいかに振り分けるか、すなわち双系性の論点も重要なものになってくる。

(%)
30

(人)
6
男きょうだいのみ（左軸）25

5

女きょうだいのみ（左軸）
きょうだい数（右軸）

20

4

15

3

10

2

5

1

0

0
-1925 1926- 1931- 1936- 1941- 1946- 1951- 1956- 1961- 1966- 1971- 1976- 19811930 1935 1940 1945 1950 1955 1960 1965 1970 1975 1980(139) (226) (337) (398) (438) (475) (389) (328) (324) (349) (346) (253) (215)

図1

きょうだい数ときょうだい構成（JGSS-2006）

(%)

(%)

100

100

90

90

80

80

70

70

60

60

姉あり長男

50

兄あり長女

50

40

40

30

30
第1子長男

20

第1子長女

20

10

10

0

0

-1925 1926- 1931- 1936- 1941- 1946- 1951- 1956- 1961- 1966- 1971- 1976- 19811930 1935 1940 1945 1950 1955 1960 1965 1970 1975 1980

-1925 1926- 1931- 1936- 1941- 1946- 1951- 1956- 1961- 1966- 1971- 1976- 19811930 1935 1940 1945 1950 1955 1960 1965 1970 1975 1980

男性 (n=1,972)

図2

女性 (n=2,245)

長男と長女の割合（JGSS-2006）

少子化以外の理由として、著しい産業化に伴う人口の地理的移動が挙げられる。若年労働者の都市部への移動により、同居型の世代間援助だけでなく、地理的に離れた修正拡大家族（Litwak, 1969）による世代間援助にも注目する必要がでてきた。また、グローバリゼーションにともなう生活の欧米化・個人化という要因も挙げられる。東アジアの若年層において、儒教的なものの考え方、例えば、韓国や中国の「孝」イデオロギー、日本の「忠孝」イデオロギーは弱体化しつつある。小家族の扶養機能の衰退を補うために、公的な社会保障制度が各国/地域で時差をともないながら進展しているが、欧米的な価値観の浸透や公的扶養の漸進的拡大が、人々の私的扶養、すなわちインフォーマルな世代間援助の実態にどのような影響を与えているのかという問題は、注目されてよい。

3

日本版 General Social Surveys 研究論文集[7] JGSS で見た日本人の意識と行動 JGSS Research Series No.4

3．データと分析の概要
3.1 データ
分析に用いるデータは JGSS-2006 である。中国・韓国・台湾のデータと統合した国際データは、現在準備中のため、本稿では日本国内のデータに限定して分析を行う。JGSS-2006 は、全国の日本人から層化 2 段無作為抽出された 20〜89 歳の男女に対して 2006 年 10〜12 月に実施された。この調査では8,000 人中 4,254 人から有効回答を得ている（公式回収率＝59.8％）。世代間援助の設問については 2
種類の留置票のうち留置 B 票でのみ尋ねられているので、回答数はおよそ半数の 2,130 である。
3.2 分析の概要
本稿では、回答者を子ども世代に位置づけて、回答者とその親との世代間援助の分析を行う。本稿の分析は、大きく 3 つのパートに分けられる。第 1 に親子間の援助バランスの分析、第 2 に親子の居住関係の規定要因の分析、第 3 に実親・義親間の双系性の規定要因の分析である。これらのパートは、それぞれ密接に関わりあいながら、異なる視点と異なる回答者の範囲をもつので、以下に簡単に整理しておく。
第 1 の親子援助バランスの分析では、回答者のライフステージの移行に伴って、「親からの援助」と「親への援助」のバランスが、どのように変化するのかを把握することが目的となる。親子の組合
せのパターンによって、親子間の援助バランスの逆転タイミングがどう異なるかを分析する。この分析の回答者の範囲は、実親のうち父母のいずれか一方が生存している者、または、義親のうち父母のいずれか一方が生存している者である。義親との援助バランスについては、自動的に有配偶者に限定される。実親との援助バランスは同居者も無配偶者もすべて含めて分析を行う。
第 2 の親子の居住関係の規定要因の分析は、世代間援助そのものの分析ではない。しかし、西岡（2000）が分析しているように、居住関係は親子間の援助関係を規定する最も重要な要因である。ある意味で、同居すること自体が援助ともいえる。第 2 のパートでは、居住関係によって親への援助頻度がどう異なるかを把握し、親と既婚子との居住関係がどのような要因によって規定されているのかを検討する。この分析の回答者の範囲は、実親のうち父母いずれか一方が生存している者、または、義親のうち父母いずれか一方が生存している者で、有配偶者（すなわち既婚子）に限定する。既婚子との居住関係に分析を限定するのは、直系家族制的な扶養原理の残存を検証するという、本稿の分析
目的による。
第 3 の双系性の規定要因の分析では、実親と義親の両方が生存している場合に、夫方の親と妻方の親への援助のパターンがどのように規定されるのかを検討する。本稿では、老親扶養の側面に注目することから、親への援助方向だけに着目し、親からの援助方向は無視する。この分析の回答者の範囲
は、実親のうち父母いずれか一方が生存している者、かつ、義親のうち父母いずれか一方が生存している者である。この条件から分析対象は自動的に有配偶者に限定される。親と同居している者も分析対象に含める。

4．ライフステージの移行と親子間の援助バランスの変化
4.1 親生存率と同居率
親子の援助バランスは、親が生存していなければ分析できないので、分析のもとになる父母の生存率から確認する。図 3 は父生存率、母生存率、父母いずれか一方の親の生存率である。平均寿命を反映して、父生存率は回答者の年齢が 30-40 代になる頃から急激に低下しはじめ、回答者が 60 代になる頃にはほぼ 0％に近づく。母生存率は回答者が 40-50 代になる頃に急激に低下しはじめ、回答者が 70代になる頃に数％にまで低下する。親生存率が極めて低くなる 70 代の回答者はケース数が極めて少なくなるため、ここでの分析から除外する。
援助関係に強い影響を及ぼす親との居住関係も把握しておく（図 4）。実親との同居率は、回答者の結婚を契機に、20-30 代にかけて急激に低下する。日本では娘との同居が少なく、息子との同居が多4

日本版 General Social Surveys 研究論文集[7] JGSS で見た日本人の意識と行動 JGSS Research Series No.4

いため、実親-娘、義親-婿の同居率（すなわち娘同居）が低く、実親-息子、義親-嫁の同居率が高い。
義親-嫁同居率は、途中同居の影響と、出生コーホートによるもともとの同居率の違いを反映して、ライフステージの進展にともない増加するようにみえる。
(%)

(%)

100

100

90
80

80

母

70

70

父

60

実親-息子(n=1,132)
実親-娘 (n=1,317)
義親-婿 (n=762)
義親-嫁 (n=824)90

いずれか一方

60

50

50

40

40

30

30

20

20

10

10

0
20代

30代

40代

50代

60代

70代

(436)

(703)

(644)

(873)

(845)

(585)

図3

0
20代

30代

図4

親生存率

40代

50代

60代

親との同居率4.2 親子間の援助バランスの逆転タイミング
図 5 は、経済的援助と実践的援助の頻度が、「時々」以上の場合を「援助あり」とし、「ほとんどない」以下の場合を「援助なし」として、援助の生起率を男女別に算出したものである。「実親-息子」
は男性回答者とその親との援助関係、「実親-娘」は女性回答者とその親との援助関係、「義親-婿」は、
男性回答者と配偶者の親との関係、「義親-嫁」は女性回答者と配偶者の親との関係を示している。前の二つの親子関係では、無配偶者（未婚や離死別の回答者）を含んでいるが、後の二つの親子関係では、有配偶者に限定されていることに注意されたい。
保田（2004）は、NFRJ98 のデータを用いて、ライフステージの進展にともなう実親との援助関係の変化を検証している。その結果、世代間での援助の生起率の逆転は、親からの援助の減少によってのみ引き起こされており、子からの援助の増加からではない、と報告している。JGSS-2006 の結果でも、ほぼ同様の傾向が読み取れる。実親との援助関係においては、ライフステージの進展にともない、親から子への援助生起率は急激に低下するものの、子から親への援助生起率はほぼ横ばいである。娘から実親への援助生起率は、育児期に低下し、50 代に高まるが、それでも 20 代の頃と同水準である。
韓国・台湾・中国のデータと比較が可能になった場合、日本におけるパラサイトシングル的な状況、
すなわち 20 代、30 代における親から子への援助生起率が、他国と比較してどの程度高いのかが注目されると予想される。
経済援助をみると、娘夫婦（実親-娘/義親-婿）の場合に、親子援助バランスの逆転タイミングが遅く、50 代頃まで援助の提供よりも受領の方が多い。息子夫婦（実親-息子/義親-嫁）と比べるとその違いが目立つ。実践的援助については、婿から義親への援助の生起率が際立って低い値を示している。
嫁から義親への援助関係は、ライフステージの進展にともなって援助生起率の増加が把握できる。
この増加は先ほど確認した同居率が影響しているものと思われる。途中同居の影響と、出生コーホー
トによるもともとの同居率の違いから、ライフステージの進展にともない援助生起率が上昇するように見えるのである。援助関係を詳細に検討するには、同居率をコントロールする、または、同別居ごとにケースを分けて、分析を深める必要があろう。

5

日本版 General Social Surveys 研究論文集[7] JGSS で見た日本人の意識と行動 JGSS Research Series No.4

実践的援助

経済的援助
実親‑息子 (n=535)

(%)
100

(%)

実親‑娘 (n=669)(%)

実親‑息子 (n=536)

100

100

90

親→子

90

90

90

80

子→親

80

80

80

70

70

70

70

60

60

60

60

50

50

50

50

40

40

40

40

30

30

30

30

20

20

20

20

10

10

10

10

0

0

0

20代

30代

40代

50代

60代

義親‑婿 (n=393)

(%)

20代

30代

40代

50代

30代

40代

50代

60代

義親‑婿 (n=393)(%)

義親‑嫁 (n=440)

(%)

0
20代

60代

20代

100

100

100

90

90

90

90

80

80

80

80

70

70

70

70

60

60

60

60

50

50

50

50

40

40

40

40

30

30

30

30

20

20

20

20

10

10

10

10

0

0

0

30代

40代

50代

60代

20代

30代

40代

50代

図5

40代

50代

60代

0
20代

60代

30代

義親‑嫁 (n=440)

(%)

100

20代

実親‑娘 (n=670)

(%)

100

30代

40代

50代

60代

20代

30代

40代

50代

60代

援助の生起率5．同別居の規定要因
5.1 居住関係と援助提供頻度の関連
森岡（1999）は、親との居住関係と援助の種類・量の関連を図 6 のようにまとめている。同居は、親体が、扶養関係・援助関係をも表している、という二重の意味がある。図 7 は、有配偶の回答者に限定して、親との居住関係別に、回答者から親への経済的・実践的援助頻度を示したものである。親と別居している回答者は、親との距離によって近居（交通機関を利用して 30 分未満）と遠居（交通機関を利用して 30 分以上）に分けて集計している。回答者が男性の場合、回答者と実親との関係は「夫方」、回答者

居
住
形
態

ー

経
済
的
援
助

子間の地理的距離を表しているのと同時に、それ自

扶養の側面
機能
逆機能
情
身 の プ 顕情緒
辺 侵 ラ 在緒的介 害 イ 化的
援
護
バ
葛
助
シ
藤
の

同居

大

近居

中

遠居

小

別居

図6

居住形態別 機能・逆機能の大きさ(森岡,1999:141 より)と義親との関係は「妻方」になる。回答者が女性の場合、回答者と実親との関係は「妻方」、回答者と義親との関係は「夫方」になる。森岡（1999）や西岡（2000）が指摘するように、夫方/妻方、経済的援助/実践的援助にかかわらず、同居の場合に援助頻度が格段に高くなることが把握できる。特に、実践的援助の場合は、居住関係および地理的距離が援助頻度に決定的影響を与えている。
5.2 親と既婚子の居住関係の規定要因
居住関係が、援助提供頻度に重大な影響を及ぼしていることを把握したので、ここでは親と既婚子の居住関係そのものがどのような要因によって左右されるのかを分析する。夫方の親との同居と妻方の親との同居は、異なるメカニズムによって生じる可能性があるので、別々に分析する。田渕・中里（2004）が指摘しているように、居住関係の規定要因の分析については、別居を一括りに扱うのではなく、本来ならば隣居、近居、遠居に分けて分析することが望ましい。しかし、本稿では同居・別居の間で世代間援助の差異が著しいことから、別居の場合の地理的距離の規定要因には触れずに、同別居の規定要因の分析にとどめる。

6日本版 General Social Surveys 研究論文集[7] JGSS で見た日本人の意識と行動 JGSS Research Series No.4

経済的援助
夫方居住関係と夫方援助頻度

妻方居住関係と妻方援助頻度

100%

100%

90%

90%

80%

80%

70%

70%

60%

60%

50%

50%

40%

40%

30%

30%

20%

20%

10%

10%

0%

0%
同居
(181)

近居
(268)

遠居
(338)

まったくないほとんどない時々頻繁に非常に頻繁に

同居
(72)

近居
(352)

遠居
(418)

実践的援助
100%

夫方居住関係と夫方援助頻度

100%

90%

90%

80%

80%

70%

70%

60%

60%

50%

50%

40%

40%

30%

30%

20%

20%

10%

10%

0%

妻方居住関係と妻方援助頻度

0%
同居
(183)

近居
(266)

遠居
(335)

図7

同居
(72)

近居
(351)

遠居
(419)

居住関係と援助提供頻度

ここでは、同別居を規定する基礎的な要因を探索するために面接票に含まれている設問に限定して分析する。面接票に含まれる設問に限定することで、独立変数に投入できる変数は少なくなるという欠点がある。しかしその反面、サンプルを 2 つに分割した留置票の制約を受けなくなるので、ケース数が倍になるという利点がある。基礎的な分析をする際には、JGSS の面接票の情報だけで十分であると考える。実親との居住関係を規定する基礎的な要因は、次の通りである。①回答者の年齢、②夫の学歴、③夫の従業上の地位（自営業ダミー）、⑥地域ブロック、⑦居住地の人口規模、そして⑨夫婦のきょうだい組合せパターン、である。
ここでの分析では、夫婦のきょうだい構成の組合せパターンに特に着目する。夫婦のきょうだい組
合せパターンは、例えば、「長男-長女」、「次男-三女」、「次男-長女」、「三男-次女」など、様々なパターンが考えられるが、どのような組合せの時に夫方同居、妻方同居が生じるのかを分析する。このことは、父方居住制・長男単独相続制を基礎にした「家」の原理が、どの程度、現代日本社会に存続しているのかについての検討になるであろう。
「家」の原理に基づいた場合、「男子が優先される」、「第 1 子が優先される」という 2 つの同居規則があると本稿では仮定する。この仮定によって考えられる意味のある夫婦のきょうだい組合せパターンは次の 6 パターンである。①長男-兄弟なし長女、②長男-兄弟あり長女、③長男-次女以下、④次
男以下-兄弟なし長女、⑤次男以下-兄弟あり長女、⑥次男以下-次女以下。すなわち、男性の場合は長男/次男以下の区別に意味があると考え、女性の場合は長女/次女以下の区別に加えて、長女の場合に男兄弟の存在を考慮する必要があると考える。長女でも男兄弟が存在すれば、「跡継ぎプレッシャー」
から解放される、と仮定した。出生コーホート別の夫婦きょうだい組合せパターンは、図 8 の通りで

7

日本版 General Social Surveys 研究論文集[7] JGSS で見た日本人の意識と行動 JGSS Research Series No.4

ある。きょうだい数の減少に起因して、若い世代になるにつれ、長男-長女の組合せパターンが増加しており、「跡継ぎ」問題が顕在化していることが把握できる。次男以下-次女以下の「お気楽夫婦」（筒井, 2008）の組合せパターンは減少している。
100%
次男以下×次女以下

90%
次男以下×兄弟あり長女

80%

次男以下×兄弟なし長女

70%
60%

長男×次女以下

50%
40%
長男×兄弟あり長女

30%
20%
10%

長男×兄弟なし長女0%-1925 1926- 1931- 1936- 1941- 1946- 1951- 1956- 1961- 1966- 1971- 19761930 1935 1940 1945 1950 1955 1960 1965 1970 1975(134) (211) (317) (363) (405) (429) (343) (279) (267) (261) (246) (121)図8
表1

出生コーホート別きょうだい組合せパターン

夫方・妻方の親との同居を規定する要因（2 項ロジット・モデル）
夫方の親と同居

妻方の親と同居

b
0.05
0.21
0.45

exp (b)1.05 **
1.23
1.57 *

b
0.02
0.12
0.12

exp (b)1.02 +
1.13
1.12

0.86
-0.37
-0.99

2.37
0.69
0.37

**
**

0.11
0.00
-0.26

1.12
1.00
0.77

-1.11
-1.30
-0.86

0.33
0.27
0.42

**
**
**

-0.26
0.17
-0.77

0.77
1.19
0.47 +

0.35
0.85
0.99
1.63
1.83
1.90
-0.13
0.17

1.42
2.33
2.68
5.13
6.21
6.72
0.88
1.18

0.36
0.86
1.08
0.88
-0.88
-0.66
2.00
-0.33

1.43
2.36 **
2.93 **
2.42 *
0.42 *
0.52 +
7.37 ***
0.72

-4.91
1,598
0.196
0.291
+ p <.10 , * p <.05 , ** p <.01 , *** p <.001

0.01

-3.89
1,737
0.094
0.217

0.02 ***

年齢
夫学歴

夫自営ダミー
地域ブロック

人口規模

夫婦組合せ

共変量
中学校卒
高校卒
短大・大学卒 [ref]1=自営
北海道・東北関東
中部 [ref]
近畿
中国・四国
九州
大都市 [ref]
人口20万人以上の市
人口20万人未満の市
町村
長男-兄弟なし長女
長男-兄弟あり長女
長男-次女以下
次男以下-兄弟なし長女
次男以下-兄弟あり長女
次男以下-次女以下 [ref]定数n2
Cox & Snell R
2
Nagelkerke R

**
**
**
**
**

**

表 1 は、夫方の親と妻方の親との同居を規定する要因を示したものである。本稿で特に着目している夫婦のきょうだい組合せパターンの効果から確認する。夫方の親との同居については、夫が長男である場合に、同居する確率が有意に高くなる。妻の出生順位・きょうだい構成の影響は小さい。妻が「男兄弟なしの長女」であっても、夫が長男ならば夫方の親と同居してしまう。妻方の親との同居については、夫婦のきょうだい組合せの効果がはっきりと出ている。どのような効果かといえば、夫が「次男以下」で、妻が「男兄弟なしの長女」の組合せの時に、妻方同居になる確率が格段に高いということである。妻方の親との同居（親の立場からみた場合には娘同居）は、都市部において増加して

8

日本版 General Social Surveys 研究論文集[7] JGSS で見た日本人の意識と行動 JGSS Research Series No.4いるといわれ（三谷, 1991）、父-息子の男系継承ラインを重視しない、すなわち「家」の原理に反する同居パターンだと考えられる傾向がある。しかし、夫婦のきょうだい組合せパターンにまで立ち入って分析すると、妻方の親との同居も、「家」の原理の範疇から逃れていないということが分かる。つまり、男兄弟がいない女きょうだいのみ長女は、わざわざ次男を選んで結婚し、夫方の「家」の継承ラインを妨げないかたちで、妻方の家の継承を行っているのである。
夫婦のきょうだい組合せパターン以外の知見としては、以下のものがあげられる。学歴については、大卒の場合に別居しやすい傾向性がある。学歴が高いと、教育を受けるための地理的移動の可能性が高まるためであろう（田渕・中里, 2004）。夫の従業上の地位が、自営の場合に夫の親との同居確率が高まる。これは夫方の家産の継承が重視されるがゆえの効果であろう。地域的要因としては、夫方同居は、関東、近畿、中国・四国、九州に少ない。妻方同居は、九州、関東、近畿に少ない。同族結合が優位だった東北型、講組結合が優位だった西南型（福武, 1949）の違いにより、西南日本では同居確率が低まると想定したが、居住地の人口規模をコントロールすると、その傾向は非常にゆるやかにしか出ない。夫方同居も妻方同居も、都市部で少なく、町村部で多いという傾向ははっきりしている。

6．双系的援助関係の規定要因
最後に、実親・義親への援助の双系性の分析を行う。実親と義親の両方が生存している場合に、子どもは実親・義親への援助の仕方をどのように決定しているのだろうか。白波瀬（2005）は、1993 年に実施された国立社会保障・人口問題研究所「第 1 回全国家庭動向調査」のデータに基づいて、有配
偶女性の実親・義親への援助を対象に、「勢力仮説」、「男系型直系家族規範仮説」、「利他的仮説」「世代間交換仮説」を検証している。その結果、夫が長男であること、男きょうだいがいることが、親への支援に重要な影響を及ぼしている、として男系型直系家族規範が機能していることを報告している。
本稿の分析では、援助の種類にこだわらずに、親への経済援助と実践援助を統合して分析する。経済的援助の頻度と実践的援助の頻度うち、いずれか一方で「時々」以上行っている場合を「援助あり」とする。男性回答者の実親への援助および女性回答者の義親への援助を夫方援助とし、女性回答者の実親への援助および男性回答者の義親への援助を妻方援助とする。ここでの分析では、夫方援助と妻方援助の組合せパターンを従属変数とする。すなわち、図 9 のように、夫方・妻方の親への援助の有無によって、①無援助、②父系的援助、③母系的援助、④双系的援助と分類し、いかなる要因で、妻方への援助この分類が規定されるかを分析する。ここでの分

なし

あり

父系的援助
24.4%
(164)

双系的援助
20.4%
(137)

無援助
38.7%
(260)

母系的援助
16.5%
(111)

析は、次の 2 条件を満たした回答者に限定される。
a)夫方、妻方の両方の親が生存している有配偶者、
b)留置 B 票の回答者、である。親の生存率の影響を大きく受ける条件のため、分析対象の 9 割は 30〜50 歳代になる。この条件を満たした回答者 672
人の援助組合せパターンの分布は図 9 の通りである。38.7％が夫方にも妻方にも援助をしていない。
最も少ない組合せパターンは妻方の親にしか援助

あ
夫 り
方
へ
の
援
助
な
し

していない母系的援助（16.5％）である。この 4
分類の規定要因を検討するにあたって、本稿では

図9

白波瀬（2005）の分析を参考に、4 つの仮説を提親への援助の組合わせパターン

示し、それぞれの仮説ごとに以下の変数を投入する。
1）「家」規範仮説①夫婦のきょうだい組合せパターンに「長男」が含まれるならば、父系的援助になる。
②「家」規範(2)が強い人ほど、父系的援助になる。

9

日本版 General Social Surveys 研究論文集[7] JGSS で見た日本人の意識と行動 JGSS Research Series No.4

2）子ども側の資源不足仮説③夫が長時間労働ならば、時間資源が乏しいために、無援助になる。
④妻が就労していると、時間資源が乏しいために、無援助になる。
⑤6 歳未満の未就学児がいると、親への資源配分が少なくなるために、無援助になる。
3）親側のニーズ・状況依存仮説(3)⑥親世帯が一人暮らしならば、親側の援助ニーズが高まるので、援助確率が増す。
⑦親の健康状態が悪ければ、親側の援助ニーズが高まるので、援助確率が増す。
⑧親子間の地理的距離が遠ければ、援助コストが高まるので、援助確率は減る。
4）互酬性仮説
⑨結婚時に親が子どもに援助を提供していれば(4)、互酬性の規範により、子から親に援助が返ってくる。
表2

援助パターンを規定する要因（多項ロジット・モデル）

無援助 [ref][子世代要因]夫婦組合せ

長男-兄弟なし長女
長男-兄弟あり長女
長男-次女以下
次男以下-兄弟なし長女
次男以下-兄弟あり長女
次男以下-次女以下 [ref]家意識5～35
夫長時間労働ダミー 1=50時間以上/週
妻就労ダミー
1=就労
未就学児ダミー
1=いる[親世代要因]夫方世帯
1=一人暮らし妻方世帯
1=一人暮らし夫方不健康度
1=健康～5=不健康
妻方不健康度
1=健康～5=不健康
夫方距離/時間0～3
妻方距離/時間
0～3
夫方結婚時援助
1=援助した
妻方結婚時援助
1=援助した切片n2
Cox & Snell R
2
Nagelkerke R+ p <.10 , * p <.05 , ** p <.01 , *** p <.001

双系的援助

父系的援助

母系的援助

b

exp(b)bexp(b)bexp(b)

-0.35
-0.39
-0.34
-1.05
-0.49

0.70
0.68
0.71
0.35 +
0.61

0.02
0.30
0.13
-0.25
-0.83

1.02
1.35
1.14
0.78
0.44 +

0.03
-0.49
0.06
-0.62
-0.66

1.03
0.61
1.06
0.54
0.52

0.13
-0.76
-0.11
-0.98

1.14 ***
0.47 **
0.89
0.37 **

0.08
-0.54
-0.07
-0.39

1.09 **
0.58 *
0.93
0.68

0.00
-0.27
-0.03
0.04

1.00
0.76
0.97
1.04

-0.30
0.15
0.22
0.21
-0.39
-0.16
-0.22
0.10
-3.01

0.74
1.16
1.25 +
1.23
0.68 **
0.85
0.80
1.11
**

-0.04
0.24
0.42
0.05
-0.71
0.18
-0.04
-0.10
-2.73

0.96
1.27
1.52 ***
1.05
0.49 ***
1.20
0.96
0.91
**
599
0.28
0.30

-0.09
0.79
-0.07
0.53
0.11
-0.67
-0.39
0.55
-1.55

0.91
2.19 *
0.94
1.71 ***
1.11
0.51 ***
0.68
1.73 *

表 2 は、上記の仮説にしたがって、分析を行った結果である。仮説と照らし合わせながら、結果を読み解こう。まず、「家」規範仮説であるが、「家」意識については支持される。
「家」意識が強い人ほど、父系的援助になる確率が増す。伝統的な「家」意識が、現実の親への援助行動の決定に際して、いまだに機能しているといえる。ただし、「双系的援助」の確率も同時に増している点が不思議である。
父系的援助だけでなく、双系的援助の確率が増すのは、「家」意識に「親孝行」イデオロギーが含まれるためではないかと考えられる。回答者またはその配偶者が長男の場合に父系的援助になる、という効果は統計的に有意ではなく、傾向性にとどまる。居住関係の分析とは異なり、夫婦のきょうだい組
合せパターンは、親への援助そのものには大きな影響を与えていない。この点は、直系家族制の原理が弱体化しており、夫婦家族制の原理が浸透していると解釈できる。
子ども側の資源不足仮説は、おおかた支持される。夫が長時間労働者ならば、双系的・父系的援助になりにくい。また、未就学児の存在は、双系的援助になる確率を有意に低めている。夫方・妻方の両方の親への援助は、子ども側に親孝行の意識があり、生活的にゆとりがなければ生じにくいということであろう。
親側のニーズ・状況依存仮説も支持できる。妻方の親が一人暮らしの場合、母系的援助の確率が増す。夫方の親が不健康になったならば父系的援助の確率が、妻方の親が不健康になったならば母系的10日本版 General Social Surveys 研究論文集[7] JGSS で見た日本人の意識と行動 JGSS Research Series No.4

援助の確率が増す。さらに、夫方の親の距離が離れれば父系的援助の確率は減り、妻方の親の距離が離れれば母系的援助の確率は減る。親側のニーズや、地理的距離の状況によって、援助行動が規定されている。
最後に互酬性仮説であるが、妻方の親が結婚時に子どもに対して経済援助をしていると、子から親への母系的援助の確率が増す。親の子に対する戦略的な援助が、後々の子からの援助をよび込むきっかけになっている可能性がある。母系的援助パターンは、日本において最も少ない割合であったが、この援助パターンを生じさせるには、それなりの親側の戦略が必要なのかもしれない。

7．まとめ
本稿では、JGSS-2006 のデータに基づいて、子どもから実親・義親への援助の実態を中心に分析を行った。本稿の分析は、視点も回答者の範囲も異なる 3 つのパートから構成されているが、それぞれのパートにおいて、「家」の原理の残存が部分的に確認できた。
第 1 のパートである親子間の援助バランスの逆転タイミングの分析では、「実親-息子」「義親-嫁」の親子関係（息子夫婦との関係）のほうが、「実親-娘」「義親-婿」の親子関係（娘夫婦との関係）よ
りも、早く援助バランスが逆転していた。また、婿から義親への援助の生起率が最も低い値を示していた。このことは、娘夫婦よりも息子夫婦が親を援助すべきである、妻方よりも夫方の親を援助すべきである、という規範が機能しているためだと考えられる。
第 2 のパートである既婚子と親との居住関係の分析では、「家」の原理がもっとも明瞭に反映されていた。夫方の親との同居は、「夫が長男であること」が重要な要因となっていた。そして、妻方の親との同居は「夫が次男以下で、妻が男兄弟をもたない長女であること」が重要な要因になっていた。
すなわち、夫方の親との同居も、妻方の親との同居も、夫方の父-長男継承ラインの温存を示していた。
第 3 のパートである実親と義親への援助パターンの分析（双系性の分析）では、「家」意識と父系的援助パターンの生起確率の関連が把握できた。また、日本では出現率の低い母系的援助パターンは、
なんらかの妻方の親からの戦略的援助がなければ、生じにくいことを把握した。しかし、実親・義親への援助行動の規定要因は、居住関係の規定要因と比較して、「家」の原理がそれほど明確に機能していない。子ども側の生活条件と親側の生活条件の双方の影響を受けて、状況依存的に援助がなされている。夫婦のきょうだい組合せパターンに左右されることなく、状況依存的に援助が行われているというのは、夫婦家族制の原理に近い。
本稿で行った 3 つの分析は、まだ基礎的なレベルにとどまるため、それぞれの分析をより深めていくことが今後の課題である。また、中国・韓国・台湾のデータと日本のデータを整合的に分析できる
よう、国際比較上の分析視点を洗練しておく必要がある。
［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、副代表幹
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）坂本（1990）によれば、「家」という概念は多義的で曖昧である。具体的には、男系・直系重視、同居扶養、継承の観念などが挙げられるが、それらが「家」意識として一つの意味連関をなしているという保証はない。
（2）「家」規範は次の 5 つの設問の回答を加算したものである。①「どのような状況においても、父親の権威は尊重されるべきだ」、②「長男が多くの財産を相続すべきだ」、③「家系の存続のためには、息子を少なくとも 1 人もつべきだ」、④「先祖伝来の墓は、大切に守って子どもに伝えるべきだ」、⑤「夫と妻の両方の親族

11

日本版 General Social Surveys 研究論文集[7] JGSS で見た日本人の意識と行動 JGSS Research Series No.4

が、妻の助けを必要としている時には、妻は夫の親族を優先して助けるべきだ」（それぞれ回答選択肢は 1=
強く賛成〜7=強く反対）。得点が高いほど「家」規範が強くなるように回答選択肢のコードは逆転した。5 項
目の相関係数は表 3 の通りである。
因子分析を行うと 1 つの因子のみが抽出され、分散の 38％が説明される。
Cronbach のアルファは.75 である。

表3
①
②
③
④

5 項目の相関係数
②

③

④

⑤

0.38

0.38
0.46

0.30
0.30
0.49

0.32
0.41
0.39
0.32

（3）実親・義親とも父母の情報を別々に尋ねているので、父母によって情報が異なる場合がある。父母のいず
れかが一人暮らしならば一人暮らしダミーを 1 に、健康状態は悪い方の値を採用し、距離は近い方の値を採用した。
（4）調査票では、回答者（子ども側）に援助を受けたかどうかを尋ねている。設問は「結婚後、あなたは経済的な援助（住宅の購入資金・親の土地に家を建てること、賃貸住宅の家賃、起業資金など）を受けましたか」であり、回答選択肢は「1=かなり受けた、2=少し受けた、3=まったく受けていない」である。1 と 2 の場合を「援助を受けた（親の側からみれば、「援助した」）」にしている。

[参考文献]
福武直, 1974,『日本農村の社会的性格』東京大学出版会.
Litwak, Eugene, 1969, “Primary Group Structures and Their Functions: Kin, Neighbors and Friends,”

American Sociological Review, 34：465-489.
松成恵, 1991,「戦後日本の家族意識の変化―全国規模の世論調査報告書を資料として―」『家族社会学研究』3：85-97.
三谷鉄夫, 1991,「都市における親子同・別居と親族関係の日本的特質」『家族社会学研究』3：41-49.
森岡清美, 1967,『家族社会学』有斐閣.
森岡清美・望月嵩, 1999,『新しい家族社会学』培風館.
那須宗一・湯沢雍彦編, 1973,『老親扶養の研究』垣内出版.
瀬地山角, 1997,「東アジア版『イエ社会論』へ向けて―家族の文化比較の可能性―」『家族社会学研究』
9：11-21.
西岡八郎, 2000,「日本における成人子と親との関係: 成人子と老親の居住関係を中心に」『人口問題研究』56(3): 35-55.
坂本佳鶴恵, 1990,「扶養規範の構造分析―高齢者扶養意識の現在―」『家族社会学研究』2:57-69.
白波瀬佐和子, 2005,『少子高齢社会のみえない格差―ジェンダー・世代・階層のゆくえ―』東京大学
出版会.
田渕六郎・中里英樹, 2004,「老親と成人子との居住関係―同居・近居・遠居をめぐって―」渡辺秀樹・
稲葉昭英・嶋﨑尚子編『現代家族の構造と変容』 東京大学出版会, 121-148.
筒井淳也, 2008,『親密性の社会学―縮小する家族のゆくえ―』世界思想社.
保田時男, 2004,「親子のライフステージと世代間の援助関係」渡辺秀樹・稲葉昭英・嶋﨑尚子編『現代家族の構造と変容』東京大学出版会, 347-365.

12