日本版総合的社会調査共同研究拠点 研究論文集[10] JGSS Research Series No.7

バイコットと社会参加の社会心理学的研究−JGSS-2008 データを用いた検討−
稲増 一憲
東京大学大学院人文社会系研究科博士課程／日本学術振興会

池田 謙一
東京大学大学院人文社会系研究科・文学部

Social Psychological Research for “Buycott” and Social Participation:
Using JGSS-2008 Dataset
Kazunori INAMASU
Graduate School of Humanities and Sociology
The University of Tokyo/Japan Society for the Promotion Science

Ken’ichi IKEDA
Graduate School of Humanities and Sociology
The University of Tokyo

We can see “eco-buycott”, choice of particular products for environmental conservation, as aconsumption behavior, pro-environmental behavior, or social participation. Especially, eco-buycott isfabulous behavior to study, because it contains consumption, i.e. typical egocentric behavior, andsocial participation, i.e. an example of sociotropic behavior. We use JGSS-2008 dataset and create
logistic regression models to explain experiences of eco-buycott by political efficacy, social capital,and economic status. The first two variables are sociotropic factors and the last one is an egocentricfactor. The results showed that sociotropic variables, political efficacy and social capital, increasesd
eco-buycott, and an egocentric variable, economic status, also increased the behavior. Therefore,
empirical survey data support that eco-buycott contains both sociotropic and egocentric aspects.
Key Words: JGSS, buycott, social participation
本論文で取り上げる環境保護的バイコット（環境保護的視点からの製品選択）は、消費行
動・環境行動・社会参加行動という三側面を持つと考えられる。とくに、エゴセントリックな行動とされてきた消費とソシオトロピックな行動とされてきた社会参加としての側面が、一つの行動に含まれる点は興味深い。本研究では JGSS-2008 調査データから、ソシオトロピ
ックな変数として政治的有効性感覚と社会関係資本、エゴセントリックな変数として経済状
況を取り出し、ロジスティック回帰分析によって環境保護的バイコット行動を説明するモデルを立てた。分析の結果、政治的有効性感覚が高いほど、社会関係資本が豊かなほど、経済状況が良いほど、環境保護的バイコット経験を有する確率が高いことが明らかになった。つまり、実証的データからも、環境保護的バイコットにソシオトロピックな側面とエゴセント
リックな側面が同居するという知見が支持されたといえる。
キーワード：JGSS，バイコット，社会参加73

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1. 序論
1.1 消費行動と社会参加行動の接点
社会学・経済学などの分野における多くの研究において、消費行動は極めて個人的な欲求に基づく行動（エゴセントリックな行動）として捉えられてきた。確かに、日用品や食料品を少しでも安く売る店を探す場面や、ストレス解消のために衝動買いをする場面を想像すれば、消費行動に「社会」が入り込む余地はないように思える。しばしば、大衆的な消費社会の発展が市民社会の衰退をもたらす悪玉として非難されるのも、消費行動が個人の身勝手な欲求に基づくと考えられるからであろう。個人のエゴは、市場というシステムの中で予定調和的に社会に飼い慣らされるのみであった。その一方で、政治や社会への参加は、消費行動の対極にある社会志向の行動（ソシオトロピックな行動）として捉えられてきたといえるだろう。民主主義理論に基づけば、人々は政治や社会に参加する際、私的生活を離れて公共の問題を議論し、それに取り組むこととなる。ハーバーマス（Habermas, 1990）が提唱した公共圏という概念は、まさに、そうした政治参加・社会参加の捉え方の代表である。ハーバ
ーマスによれば、私的生活と公共圏の区別は民主主義にとって極めて重要であり、私的空間が公的領域に侵食することは、公共性の危機として認識される。
しかし、理論的にはともかく、現実の政治や社会の問題を考える際に、私的生活と公共空間を明確に切り分けることは困難となる。むしろ境界領域をまたぐ行動は両者をまたぐブリッジとなり、そこに何らかの役割を見出すことが可能だとも考えられる。本研究の対象である環境保護的バイコットは、
その最たるものである。バイコットとは、 boycott”（不買運動）と buy”（購買）を組み合わせた造語であり、政治、倫理、環境保護などの観点から、購入する商品を選ぶ行動を指している。消費生活
は私的領域であるからといって、人々が過剰に包装された商品やガソリン排出量の多い車などを購入することは、個人の問題にとどまらず、地球環境に望ましからざる影響を与えることになる。このよ
うに、環境保護と消費行動の関連を扱う環境マーケティングの観点に基づいた実証研究としては、大橋（2008）による JGSS-20002 データを用いた検討が存在している。本研究では、環境保護的バイコットを環境問題という観点からだけでなく、公共の問題への参加行動として捉える。地球環境問題は、
個人が排出した有害物質がその個人だけに影響を与えるといった私的で閉じた系の問題ではなく、個人の行動の結果が社会全体に降りかかる公共的で開放系の問題である。さらに、環境保護的バイコッ
トは、消費行動を通じた公共空間における環境問題への態度表明であり、個人の行動が集積すれば、企業や政府を動かす世論となりうるものである。つまり、環境保護的バイコットは、消費行動・環境
行動としてだけでなく、社会参加行動としても捉えることが可能であり、私的生活と公共空間を密に結びつけることで、私的生活においても公共性を、公共空間においても個人の well-being や満足を意識して行動させるリンキングピンとなりうるのである。
1.2 新しい社会参加行動
企業活動や人々の日常生活がある種の公共性を帯びている現代において両者の区別を明確にする
ことが、これまでになかった政治参加・社会参加の形態を見落とす危険性を孕むことは、先行研究か
らも伺える。たとえば、Bennett（1998）は、ライフスタイル政治という概念を提唱しており、消費な
どの日常生活を通じた行動を、市民参加の裾野を広げるものとして評価している。今田（2000）は社
会階層のポストモダンを論じるにあたって、人々の社会的な関心が「所有（持つこと）」から「存在（生き方）」へと移行しつつあることを指摘し、それにともなって人々の政治志向性も「地位政治」から「生き方政治」へとシフトすると指摘している。こうした等身大の政治への方向性は生活上の自己表現欲求の高まりと結びついており、他者や社会に対する配慮や気づかい、社会参加を通じた日常生活からの政治への対し方へとつながる。このことが、日常生活の中心の１つである消費と政治の連動を生み出す契機となるのである。
また、Stolle, Hooghe, & Micheletti（2005）は、市民参加と消費との関連をよく表す “Politics inSupermarket” という題名の論文の中で、本研究と同じバイコット行動を取り上げて実証的に検討した。

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Shah, McLeod, Friedland, & Nelson（2007）は、消費行動の社会的・政治的側面、選挙キャンペーンな
どの政治・公共領域における消費的・市場的側面を取り上げており、現代においては、消費行動と政治や社会への参加が多様な形で関連していることを示している。日常生活と関連した新しい社会参加
が、現代社会において存在感を増しているのである。
さらには、新しい社会参加行動を取り上げた研究が必要とされる理由は、単にその数が増加しているということにとどまらない。
一つには、パットナムの “Bowling alone” に代表される、「現代社会において社会参加が衰退している」という指摘は正しいのかという疑問に答える上で、重要な意味を持つということがある。パット
ナム（Putnam, 1995, 2000）は、テレビの普及や社会移動、女性の社会進出などの要因によって、人々が地域に根ざした参加活動を行う時間や環境を失い、社会参加・政治参加活動が減少したことを指摘した。この指摘は社会学や政治学を始めとするさまざまな学問分野で注目を集めると同時に、多くの批判を招くこととなった。代表的な批判の一つが、「パットナムが減少を指摘したのは伝統的な形態の参加活動であり、それ以外の参加形態の登場を無視している」というものである（Cohen, 1999; Dalton,
2004）。現在進行しているのは、政治参加・社会参加の衰退なのか変化なのか、その答えはまだ定まっていない。伝統的な形態とは異なる新しい社会参加が本当に登場しているのか、それはこれまでの社会参加と同様の機能を持つものなのかという点については、実証研究による知見の蓄積が必要である。
加えて、個人の日常生活と密接に関連した新しい参加行動は、社会参加において常に問題となる社会的ジレンマに対する処方箋となりうる点からも重要である。社会参加行動には、金銭・時間などのさまざまなコストがかかる一方で、そこから得られる個人的利益は見えにくく、決して大きいとはいえない。たとえば、個人の投票が選挙結果に直接影響を与える、個人が集会に参加したことで生活を向上させる政策決定が促されるといったことは考えがたい。ダウンズ（Downs, 1957）がはるか以前か
ら指摘するように、一票の重みということだけで合理的に判断すれば、個人の参加の果実を見出すことは、認識上も事実上も困難なのである。従って、自分自身は参加しないが他の誰かは参加してくれるというフリーライドの状態が、個人にとってもっとも合理的な行動となってしまう。社会に参加することの意義が見出せなければ、公的領域との関連を断って私的な日常生活に閉じこもる私生活志向（池田, 2007）を持つ人々が増加することにもつながるだろう。しかしながら、社会に暮らす人々の多くが自分一人くらいの行動では何も変わらないと思い、参加行動を行わなくなれば、特定の利益集団による公益の独占や、民主主義の正統性の喪失といった深刻な問題が生じる。このような事態にあって、環境保護的バイコットなどの参加行動は、日常生活と公的な問題を媒介し、結びつける働きを持つ可能性を秘めている。
「さあ公共の問題に参加するぞ」と構えなくても日常生活を通じて社会に参加することが可能であれば、心理的な垣根は低くなる。また、政治的有効性感覚（political efficacy）
が高まり、他の社会参加に対して有効に機能することも期待できよう（Dalton, 1988）。身近な日常生
活と関連した参加経験が、それ以外の公共の問題への関心を高め、結果としてさらなる社会参加を促すという正のスパイラルをもたらすことも考えられるのである。
以上のように、消費行動などの日常生活と結びついた社会参加行動は、理論的な関心からも、社会の現状からも、取り上げられるべき課題であり、本研究では、その一例である環境保護的バイコット
行動を代表性の高い社会調査データを用いて詳細に検討する。本研究の目的は、環境保護的バイコッ
ト行動がソシオトロピックな参加行動であると同時に、エゴセントリックな消費行動でもあるという二面性を明らかにすることである。

2. 環境保護的バイコットの実証研究
2.1 データ
本研究は、JGSS-2008 データを用いた分析によって、環境保護的バイコットの特徴および規定因を探った。JGSS-2008 は、層化 2 段無作為抽出法によって抽出された全サンプル（8000 名）を対象とする面接調査部分と、A 票・B 票というサンプルを分割した 2 種類の留置調査部分に分かれているが、75

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本研究では、面接調査および留置 A 票のデータを用いた。留置 A 票版における調査の有効回答数は2060 であり、回収率は 58.2％であった。
2.2 環境保護的バイコットの測定
本研究の中心的テーマである環境保護的バイコットを測定する項目は、以下の項目（留置 A 票

問52-1）であり、経験の有無を「はい」「いいえ」の 2 値で尋ねている。
あなたは過去 5 年間に、環境保護や企業倫理の観点から、特定の企業の商品を買うのをやめた
り、積極的に買ったりしたことがありますか。
また、本研究では、環境保護的バイコットの特徴を検討するため、他の環境行動との比較を行った。
比較のための項目は、生活への環境技術の導入（留置 A 票
置A票

問 53）および、身近な環境配慮行動（留問 48）である。問 53 では、「ソーラーパネル」「深夜電力」「エコウィル・エコキュート」「低公害車」を自宅に導入しているかどうかが尋ねられており、導入数をカウントした尺度を生活への環
境技術の導入として用いた。問 48 では、身近な環境配慮行動として「電気をこまめに消す」「なるべく公共交通機関を利用する」「買物には袋などを持参する」「故障した物は修理して使う」「再生（リサイクル）の商品を買う」「無農薬や有機栽培の野菜を買う」という 6 種類の行動に対して、「よくする」「時々する」「あまりしない」「まったくしない」の 4 段階の頻度が尋ねられている。本研究では、このうち、環境保護的バイコットと内容が重複する再生商品の購入・無農薬や有機栽培の野菜の購入という 2 項目(1)を省いた 4 項目を分析に用いた。
2.2 環境保護的バイコットの説明要因
環境保護的バイコットの社会参加としての側面を明らかにするため、先行研究において参加行動との関連が知られている政治的有効性感覚および社会関係資本を回帰分析における説明変数として用いた。
政治的有効性感覚は、「個人の行動が、政治過程に効果を持つという感覚」と定義され、市民の政治参加・社会参加と強く関連することが知られている（たとえば、Campbell, Gurin, & Miller, 1954:
Almond & Verba, 1963）。自身の行動が実際に社会や政治に影響を与えると考えれば、多少のコストを払っても、参加するということである。JGSS-2008 調査における政治的有効性感覚を測定する尺度は、「自分のようなふつうの市民には、政府のすることに対して、それを左右する力はない」「政治や政府は複雑なので、自分には何をやっているのかよく理解できない」「選挙では大勢の人々が投票するのだから、自分一人くらい投票しなくてもかまわない」「国会議員は、大ざっぱにいって、当選したらすぐ
国民のことを考えなくなる」という 4 項目からなる（留置 A 票

問 43）。

社会関係資本は、社会に蓄積されたネットワーク、自発的組織への参加、一般的信頼、互酬性の規範といった対人的なつながりであり、社会に対してさまざまな利益をもたらすとされる(2)。本研究の関心の対象である社会参加・政治参加についても、社会関係資本と正の関連を持つことが先行研究において示されている（Putnam, 2000; Seligson, 1999）。JGSS-2008 調査に含まれる社会関係資本関連の項目は、自発的組織への参加（留置 A 票

問 67）および一般的信頼（留置 A 票

問 65・留置 B 票

問

37 共通項目）である。測定されている組織は「政治関係の団体や会」「業界団体・同業者団体」「ボランティアのグループ」「市民運動・消費者運動のグループ」「宗教の団体や会」「スポーツ関係のグルー
プやクラブ」「趣味の会」「消費者生活協同組合｣の 8 種類であり、「参加している」「参加していない」の 2 値で尋ねられている。一般的信頼については、「一般的に、人は信用できると思いますか」という質問に対して、「はい」「場合による」「いいえ」の 3 値で測定されている。
加えて、環境保護的バイコットのエゴセントリックな消費行動としての側面を明らかにするため、経済状況を説明変数として用いた。通常の社会参加行動のコストは、多くの場合、時間や労力であり、76日本版総合的社会調査共同研究拠点 研究論文集[10] JGSS Research Series No.7

それをしなければ他の活動を行うことができるという機会コストである。一方で、環境保護的バイコットの場合には金銭的なコストが問題となる。つまり、環境への負荷をかけないよう配慮された商品は、そうでない商品に比べて、割高である場合が多いということである。Esser（2008）が指摘しているように、（多忙な仕事によって高い収入を得て）物質的に豊かになるほど、時間へのコスト感は上昇する一方で、金銭へのコスト感は低下する。したがって、経済状況が良いほど、価格が高くとも環境に負荷の小さい商品を選ぶ環境保護的バイコットを行いやすいという関係性が考えられる。もちろん、経済状況が良いことは、学歴の高さや社会的地位の高さなどとも関連しており、経済状況が従来型の社会参加と正の関係を持つことは十分にありうる。しかし、参加のコスト自体が金銭的であり、社会的な要素を経由しなくとも、エゴセントリックな動機から、経済状況と参加の直接的な関係が想定できる点が、従来の参加行動とは異なるといえる。ここで用いた変数は、主観的な所属階層および世帯収入である。主観的な所属階層は「一番上」から「一番下」までの 10 段階で測定されている。世帯収入は、「収入なし」「70 万円未満」から「2300 万円以上」までの 19 段階で測定されている。

2.3 コントロール変数
上記の変数以外に、「性別」「年齢」「学歴」「居住地の都市度」といったデモグラフィック変数を分析に用いた。性別は１＝「男性」、2＝「女性」という 2 値の変数であり、年齢はそのままの値を使用した。学歴は「中卒」「高卒」「高専・短大」「大学・大学院」というカテゴリカル変数（ベースカテゴ
リは「中卒」）、居住地の都市度は「人家がまばらな農山漁村」「町村部」「中小都市」「大都市の郊外」「大都市の中心部」というカテゴリカル変数として用いた（ベースカテゴリは「人家がまばらな農山漁村」）。

3. 単純集計と変数の作成
3.1 目的変数：環境行動（環境保護的バイコット・生活への環境技術導入・身近な環境配慮行動）
過去 5 年間に環境保護的なバイコット行動を行ったことのある回答者は 766 名、行ったことのない
回答者は 1283 名であり、環境保護的なバイコット経験を持つ回答者の割合は 37.4％に上る。ちなみに、環境省が平成 20 年に実施した「環境にやさしいライフスタイル実態調査」（インターネット調査
回答者数 2197 名）において、「同じ種類の製品なら、値段が多少高くても環境にやさしい物を選ぶ」というバイコット行動を測定した項目では、「いつも行っている」3.8％、「だいたい行っている」19.5％、「ときどき行っている」39.1％、「あまり行っていない」29.4％、「まったく行っていない」8.2％という回答が得られている。両調査の結果から、環境保護的バイコットが一部の特殊な人が行う行動ではなく、多くの人に浸透した行動であることが伺える。
生活への環境技術の導入を行っている回答者数については、表 1 に示した通りである。いずれか 1
種類以上導入している回答者数は、環境保護的バイコットの経験を持つ回答者数を上回っていたが、2種類以上導入している回答者の割合はその数を下回った。
表1

生活への環境技術の導入

環境技術の種類
ソーラーパネル
深夜電力
エコウィル・エコキュート
低公害車

利用している人数（人）

環境技術導入数
0種類
1種類
2種類
3種類
4種類

人数

182
514
332
260

1077
714
205
48
5

77

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次に、身近な環境配慮行動について、回答者が日ごろ行っている頻度を図１に示す。「故障したものは修理して使う」以外については、「よくある」「時々する」を加算した人数が、環境保護的バイコットの経験を持つ回答者の数を上回っている。
まったくしない

あまりしない615

故障したものは修理して使う

398

467

542

公共機関の利用

よくする

947

687

エコバックの持参

時々する

417

電気をこまめに消す 28 194

393

0%

472

1079

20%

図1

502

624

757

94

40%

60%

80%

100%

身近な環境配慮行動の実施頻度

図 1 の 4 項目に対して主成分分析を行ったところ、すべての項目において負加量が同程度に高かったため、第一主成分の主成分得点を身近な環境配慮行動の尺度として用いることとした（表 2）。
表2

身近な環境配慮行動についての主成分分析

電気をこまめに消す
公共機関の利用
エコバックの持参故障したものは修理して使う
固有値
寄与率

負荷量
0.67
0.60
0.69
0.64
1.67
41.76%

以上 3 種類の変数を回帰分析の従属変数として用いることで、環境保護的バイコットと他の環境配慮行動の比較を行う。なお、それぞれの変数の相関比に注目すると、環境保護的バイコットと身近な
環境配慮行動の相関比はη=.22 (p<.001)とある程度高かったが、その他の変数同士の相関比は、統計的に有意ではあるものの決して高い値ではない（表 3）。
表 3 環境行動同士の相関比
環境バイコット
環境技術導入環境バイコット
1
環境技術導入0.07 ***
1
環境配慮行動0.22 ***
0.08 ***+<.1 *<.05 **<.01 ***<.001

環境配慮行動1

3.2 説明変数：政治的有効性感覚、社会関係資本、経済状況
政治的有効性感覚を測定する 4 項目に対して主成分分析を行ったところ、第一主成分のみで全体の分散の半分程度を説明可能であった（表 4）。また、負荷量はすべての項目において.50 を超えていた。
そのため、第一主成分を政治的有効性感覚の尺度として用いることにした。
社会関係資本を測定する項目のうち、組織参加についての 8 項目に対して、カテゴリカル因子分析を行い、これらの項目を尺度化した。具体的には、まず、2 値変数である各組織への参加変数同士の78日本版総合的社会調査共同研究拠点 研究論文集[10] JGSS Research Series No.7

テトラコリック相関行列を求め、その行列を用いて因子分析を行った。さらに、得られた解に対して、
プロマックス回転を行い、抽出された第一因子・第二因子を尺度として使用した。この結果を表 5 に示す。
「ボランティア」「市民運動・消費者運動」「スポーツ関係」「趣味の会」「生協」などの項目の負荷が高い第一因子は「インフォーマルな組織参加」、「政治関係の団体や会」「業界団体・同業者団体」「宗教の団体や会」といった項目の負荷が高い第二因子は「フォーマルな組織参加」として解釈できる。なお、抽出された因子間相関は r=.12 (p<.001) であった。もう一方の社会関係資本の測定項目である「一般的に、人は信用できると思いますか」という質問に対して、「はい」と回答したのは 515
名、「場合による」と答えたのは 2856 名、「いいえ」と回答したのは 839 名であり、「場合による」という回答をベースカテゴリとしたカテゴリカル変数として、分析に投入した。
表4

政治的有効性感覚についてのカテゴリカル因子分析
国民と政治のかかわり：市民の影響力
国民と政治のかかわり：理解度
国民と政治のかかわり：投票
国民と政治のかかわり：国会議員
固有値
寄与率

表5

負荷量
0.81
0.79
0.60
0.53
1.92
47.98%

組織参加についてのカテゴリカル因子分析（因子抽出後プロマックス回転）
第一因子
第二因子
政治関係の団体や会
0.04
0.56
業界団体・同業者団体
0.05
0.40
ボランティアのグループ
0.35
0.27
市民運動・消費者運動のグループ
0.38
0.22
宗教の団体や会-0.19
0.59
スポーツ関係のクラブやグループ
0.52
-0.08
趣味の会（コーラス・写真山歩きなど）
0.49
-0.08
消費生活協同組合（生協）
0.44
-0.24
因子ごとの分散
2.11
2.05

経済状況を測定する変数としては、5 段階にブレークダウンした世帯収入、および 10 段階の主観的な所属階層を用いた（単純集計をそれぞれ、図 2・図 3 に示す）。

900
800
700
600
500
400
300
200
100
0
なし～250万250～450万

450～650万

図2

世帯年収の分布79

650～1000万

1,000～

日本版総合的社会調査共同研究拠点 研究論文集[10] JGSS Research Series No.7

1600
1400
1200
1000
800
600
400
200

１

9

１
０

8

主観的所属階層の分布

一
番
上

7

図3

6

4

5

3

2

一
番
下

0

4. 分析結果分析にはすべて回帰分析を用いたが、目的変数の性質によって異なる分析方法を適用した。具体的には、環境保護的バイコットは 2 値変数であるためロジスティック回帰分析、生活への環境技術導入
は導入数をカウントした変数であるため負の二項回帰分析、主成分分析によって抽出された身近な環
境配慮行動の尺度は連続変数であるため OLS 推定による重回帰分析を用いた。なお、環境行動のソシ
オトロピックな社会参加・政治参加としての側面、およびエゴセントリックな消費行動としての側面をより明確にするため、JES3（Japanese Election Studies 3）データ(3)の政治参加項目や JGSS-2008 デー
タの消費行動関連の項目を用いた比較を行っている。

4.1 政治的有効性感覚による予測
政治的有効性感覚を説明変数として、環境行動を予測する各種の回帰分析を行った。表 6 に示したように、性・年齢などのデモグラフィック変数を統制した上で、政治的有効性感覚が高いほど環境保護的バイコットの経験率が高いという結果、および政治的有効性感覚が高いほど身近な環境配慮行動を多く行っているという結果が得られた。一方で、政治的有効性感覚と生活への環境技術導入との間には統計的に有意な関係性は見られなかった。表 6 の最右端に示した、JES3 データを用いた分析から分かるように、政治的有効性感覚は政治参加と正の関連を持つ変数である(4)。政治的有効性感覚が環
境保護的バイコットや環境配慮行動と正の関連を持つという結果は、これらの行動が、自分たちが社会に対して影響する力を持つかどうかという感覚に規定されており、社会参加・政治参加としての側面を持った行動であるということを示唆している。
表6

性別（1=男性 2=女性）
年齢
高卒
高専・短大
大卒
町村部
中小都市
大都市郊外
大都市中心部
政治的有効性感覚定数N
対数尤度（擬似）決定係数+<.1 *<.05 **<.01 ***<.001

政治的有効性感覚による予測モデル

ロジスティック回帰
環境バイコットb
0.46 ***
0.00
0.38 *
0.46 *
0.53 **
0.39
0.66 **
0.60 *
0.59 +
0.21 ***-2.30 ***
1971
65.91 ***
0.03

負の二項回帰環境技術導入b
0.15
0.00
0.40 **
0.31
0.48 **-0.34 +
-0.57 **
-0.72 **
-1.20 ***
0.00
-1.41 ***
1935
27.56 *
0.01

80

OLS
環境配慮行動b0.52 ***
0.01 ***
0.05
0.29 ***
0.17 *-0.10
0.05
0.20 +
0.15
0.15 ***-1.45 ***
1944
0.12

負の二項回帰政治参加（JES3）b-0.09 *
0.01 ***
0.20 **
0.34 ***
0.20 **
0.03
0.01
0.01
0.02
0.16 ***
0.44 **
1428
98.00 ***
0.06

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4.2 社会関係資本による予測
社会関係資本（インフォーマル組織参加・フォーマル組織参加・一般的信頼感）を説明変数として、
環境行動を予測する回帰分析を行った（表 7）。
表7

性別（1=男性 2=女性）
年齢
高卒
高専・短大
大卒
町村部
中小都市
大都市郊外
大都市中心部
インフォーマル組織参加
フォーマル組織参加
ほとんどの人は信頼できる
ほとんどの人は信頼できない
定数
N
対数尤度
（擬似）決定係数+<.1 *<.05 **<.01 ***<.001

社会関係資本による予測モデル

ロジスティック回帰
環境バイコットb0.40 ***
0.00
0.35 *
0.40 *
0.47 **
0.40 +
0.66 **
0.62 *
0.66 *
0.74 ***
0.19
0.05
-0.06
-2.31 ***
2005
97.17 ***
0.04

負の二項回帰環境技術導入b0.20 *
0.00
0.34 *
0.19
0.38 *-0.31-0.54 **
-0.74 **
-1.13 **
0.48 ***
0.11
0.03
0.08
-1.52 ***
1972
51.90 **
0.02

OLS
環境配慮行動b0.48 ***
0.01 ***
0.03
0.24 **
0.16 *-0.09
0.07
0.21 +
0.19
0.34 ***-0.04
0.07-0.20 **
-1.45 ***
1355
0.15

負の二項回帰政治参加（JES3）b-0.11 **
0.00 **
0.17 **
0.31 ***
0.26 ***
0.04
0.01
-0.01
-0.06
0.13 ***
0.15 ***
0.11 **
0.03
0.46 ***
1480
414.33 ***0.08

その結果、インフォーマル組織参加のみが、3 種類の環境行動すべてと正の関連を持っていた。JES3
データを用いた同様の分析と比較しても分かるように、環境行動も従来型の政治参加同様、ネットワ
ークによって促進される社会参加としての側面があることが分かる。一方で、政治参加は、フォーマル組織参加とも正の関連を持つ一方で、環境行動はフォーマル組織参加とは関連していなかった。政治団体や業界団体などのフォーマル組織に比べて、ボランティア団体や趣味のグループといったイン
フォーマル組織への参加の方が、一般の人々が気軽に行える行動であることは間違いない。また、消費者生協への参加がこの因子に含まれているように消費との距離も近い。インフォーマルなグループの会話の中で、副産物的に消費に関わる会話や日常の環境配慮についてのエピソード的話題（たとえば、自宅にソーラーシステムを入れた、エコバックのデザインはどこがよいなど）が取り上げられるであろうことも容易に想像できるだろう。こうしたインフォーマルな側面を強く持つ環境行動への参加は、環境問題との関連からだけでなく、従来型の参加とは異なる新しい社会参加行動としても注目されるべきである。
また、一般的信頼と目的変数が統計的に有意な関係性を持ったのは、環境配慮行動のみであり、しかも、有意であったのは片方のカテゴリのみであった。一般的信頼は社会関係資本の議論において重要な意味を持つ変数である一方で、Uslaner（2008）が指摘しているように、社会参加などの理論的には一般的信頼と関連するとされる変数が、調査データにおいて関連しない例はしばしば見られる。
JGSS を含む今後の社会調査において、一般的信頼の測定方法については再検討を行っていく必要がある。

4.3 経済状況による予測
経済状況（主観的所属階層・世帯収入）を説明変数として、環境行動を予測した回帰分析の結果は、
表 8 に示した通りである。分析の結果、主観的な所属階層は環境行動と関連しないものの、世帯収入が多いほど、環境保護的バイコットの経験率が高く、生活への環境技術の導入数が多いことが分かった。環境保護的バイコットや環境技術の導入には金銭的なコストがかかるために、経済的に余裕がある方がこれらの行動を行いやすいのであろう。一方で、金銭的なコストとの関連が薄い身近な環境配
慮行動は、世帯収入と関連していなかった。表 8 の最右端に示した分析においては、主観的な所属階

81

日本版総合的社会調査共同研究拠点 研究論文集[10] JGSS Research Series No.7

層が高いほど、世帯収入が多いほど、旅行頻度（JGSS-2008 留置 A 票

問 6）が高いという結果が見(5)られている 。環境保護的バイコットや環境技術の導入には、旅行などと同じような消費行動としての側面があるといえるであろう。
表8

性別（1=男性 2=女性）
年齢
高卒
高専・短大
大卒
町村部
中小都市
大都市郊外
大都市中心部
階層
世帯収入
定数（カットポイント１）
カットポイント２
カットポイント３N
対数尤度（擬似）決定係数+<.1 *<.05 **<.01 ***<.001

経済状況による予測モデル

ロジスティック回帰
環境バイコットb0.43 ***
0.00
0.16
0.30
0.35 +
0.39
0.71 *
0.75 *
0.58-0.03
0.09 *-2.12 ***

負の二項回帰環境技術導入
b
0.08
0.00
0.19
0.19
0.14
-0.48 +
-0.70 **
-0.92 **
-1.44 **
0.03
0.12 **-1.60 ***

OLS
環境配慮行動b0.50 ***
0.01 ***-0.08
0.21 *
0.08
-0.20
-0.04
0.14
-0.17
-0.02
0.01
-1.16 ***

1442
40.48 ***
0.02

1421
29.82 **
0.02

1427
176.71 **0.05

順序ロジット
旅行頻度
b
0.12
0.00
0.24
0.62 **
0.71 ****
0.35
0.38
0.67 *
0.66 +
0.16 ***
0.24 ***
1.74
3.46
6.77
1425
0.11

4.4 すべての説明変数を投入したモデル
これまで見てきた政治的有効性感覚・社会関係資本・経済状況というすべての変数を同時に回帰分析に投入して、それぞれの説明変数のうち、とくに、どの変数と環境行動の関連が強いのかを検討した分析結果が表 9 である。分析の結果、インフォーマル組織参加は、すべての環境行動と統計的に有意な正の関連を持っていた。社会関係資本の涵養はさまざまな形態の環境行動を促進する重要な手段となることが示唆されたといえる。さらに、3 つの環境行動とは、それぞれ異なる説明変数が関連を持っていた。これらの結果について順に解釈を試みる。
表9

性別（1=男性 2=女性）
年齢
高卒
高専・短大
大卒
町村部
中小都市
大都市郊外
大都市中心部
政治的有効性感覚
インフォーマル組織参加
フォーマル組織参加
ほとんどの人は信頼できる
ほとんどの人は信頼できない
階層
世帯収入
定数
N
対数尤度
（擬似）決定係数+<.1 *<.05 **<.01 ***<.001

すべての説明変数を同時投入したモデル
ロジスティック回帰
環境バイコットb
0.46 ***
0.00
0.12
0.25
0.22
0.32
0.67 *
0.70 *
0.62
0.14 *
0.58 ***
-0.01
0.12
0.01
-0.05
0.06
-1.79 ***
1370
68.57 ***
0.04

82

負の二項回帰環境技術導入
b
0.07
0.00
0.21
0.19
0.12
-0.54 *
-0.79 **
-0.96 **
-1.47 **
-0.02
0.35 **
0.11
0.06
0.25
0.03
0.12 **-1.56 **
1350
39.23 **
0.02

OLS
環境配慮行動b0.51 ***
0.01 ***
-0.12
0.14
-0.04
-0.22 +
-0.08
0.09
-0.16
0.13 ***
0.28 ***-0.12
0.01-0.19 *
-0.03 *
0.00
-0.89 ***
1355
0.15

日本版総合的社会調査共同研究拠点 研究論文集[10] JGSS Research Series No.7

環境保護的バイコットおよび身近な環境配慮行動と、政治的有効性感覚が正の関連を持っていたことから、この 2 種類の行動はソシオトロピックな社会参加としての側面が強い行動であるといえるだ
ろう。生活への環境技術導入については、他の説明変数を統制した上でも、世帯収入との間に統計的に有意な正の関連が見られた。これは、場合によっては数百円程度の購買行動である環境保護的バイ
コットに比べて、エコカーやエコキュートといった環境技術の導入には数十万、数百万といった大きな金銭的コストが伴うことに起因すると考えられる。つまり、環境技術の導入は、エゴセントリック
な消費行動としての側面が、環境保護的バイコット以上に強い行動であるといえるだろう。身近な環
境配慮行動については、主観的な所属階層が低いほど、こういった行動を多く行うという負の関係性が見られた。このような結果が得られた理由としては、「こまめに電気を消す」「公共交通機関の利用」
といった行動は、金銭的なコストが必要となる環境保護的バイコットや環境技術の導入とは異なり、むしろ、経済的な節約を目指すことと環境行動が一致することが挙げられるだろう。つまり、消費行
動としての側面を持った環境行動においては金銭的なコストが実行の障壁となるが、経済性と環境行動としての側面を一致させることで、その障壁を取り除くことが可能になるということである。
本研究の主たる関心からは離れるが、コントロール変数のうち、都市度が環境バイコット・環境配慮行動と正の関連を持つ一方で、環境技術導入と負の関連を持ったことは興味深い。これは、都市の方が商品の選択肢が多く、公共交通機関が発達しているなどの理由から、環境バイコットや身近な環
境配慮行動が行われやすい一方で、一戸建ての住宅や車を所有する割合が高い地方では、生活への環境技術導入が行われやすいという形で、環境行動には地域による制約が存在することを示しているのであろう。

5. まとめ
環境保護的バイコットはソシオトロピックな社会参加行動としての側面とエゴセントリックな消費行動としての側面を併せ持つということが、社会調査データを用いた分析において示された。環境
保護的バイコットを他の環境行動と比較すると、より金銭的なコストが高い環境技術導入に比べてソシオトロピックな側面を強く持っており、金銭的なコストを伴わない身近な環境配慮行動とは異なる
エゴセントリックな側面を持っていた。
生活の中において身近な消費行動と関連しており、また、従来型の政治参加・社会参加のようにフォーマルな組織を通じて行われるのではない環境保護的バイコットは、参加の障壁を低め、人々が日常生活を送る私的空間と公共の空間を結びつける可能性を秘めた活動である。本研究においては規定
因の検討を行ったが、環境保護的バイコット行動を行うことが何をもたらすのかを明らかにすることは、今後の検討課題といえる。環境保護的バイコットのような新しい社会参加行動が、（伝統的な形態のものを含む）さらなる社会参加につながるとすれば、その意味合いはさらに増すであろう。
[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。
[注]（1）なお、環境保護的バイコットとの相関比は、それぞれη=.21; η=.26 であった。
（2）社会関係資本の定義は多様であり、Nan Lin や Ronald Burt に代表される社会学者たちは、ネットワークを通じた昇進など、社会関係資本を個人的に蓄積されるものとして捉え、個人に利益をもたらすという側面を強調している。
（3）JES3 プロジェクトは文部科学省特別推進研究として行われた。研究代表者は池田謙一である（研究参加者：
池田謙一・小林良彰・平野浩）。JES3 調査は 2001 年から 2005 年までの 9 波に渡るパネル調査だが、本研究

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で用いたデータは、そのうちの 8 波（2005 年衆院選事前調査）および 9 波（2005 年衆院選事後調査）である。調査は面接法によって行われ、前年からのパネル（サンプリング方法は、地域と都市規模による層化 2
段無作為抽出法）による計画サンプル 2134 に対し、8 波においては 1517 の有効回答を得た（回収率 71％）。
9 波については 1511 の有効回答を得たため、8 波で強い拒否のあったサンプルを除く回収率は 87％であった。
（4）JES3 データの政治参加変数は、「選挙で投票した」「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」「請願書に署名した」など 12 種類の活動を過去 5 年間に行ったかを尋ね、その数をカウントすることで作成した。
（5）旅行頻度は、「月に数回」「月に 1 回程度」
「年に数回」「年に 1 回程度」
「まったくしない」という 5 段階で尋ねられており、カテゴリの間隔が異なるため順序ロジット分析を用いた。なお、回答者が少ない「月に数回」と「月に 1 回程度」というカテゴリは、統合して一つのカテゴリとして扱った。

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