日本版総合的社会調査共同研究拠点 研究論文集[14] JGSS Research Series No.11

政治的会話が政治的知識に及ぼす効果―JGSS-2003 データを用いた検討―横山 智哉
一橋大学大学院社会学研究科博士課程

The Effect of Political Talk on Political Knowledge:
Using JGSS-2003 Dataset
Tomoya YOKOYAMA
Graduate School of Social Sciences
Hitotsubashi University
Recent studies have demonstrated a strong empirical relationship between political talk andpolitical knowledge. However, there has been no empirical demonstration of interactions between
political talk and political interest in predicting political knowledge. In order to test a hypothesis, datafrom JGSS-2003 were employed. Findings indicate that the frequency of political talk is positively
related to political knowledge among less politically interested people. These findings suggest thatpolitical talk narrows the knowledge gap among those who are more interested in politics and lessinterested in politics.
Key Words: JGSS, political talk, political knowledge
本研究の目的は、日常的な場面において交わしている政治に関する会話が、特に政治的関心が低い有権者の政治的知識を高める役割を果たしているかどうかを明らかにすることである。JGSS-2003 に基づいた分析の結果、政治的関心が低い人ほど、政治的会話を通じて政治的知識を獲得していることが明らかとなった。従って、政治的会話は、政治的関心が高い
有権者と低い有権者との間の知識ギャップを縮小する可能性を有することが示唆された。
キーワード：JGSS、政治的会話、政治的知識1

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1. 政治的会話と政治的知識
政治的会話とは、日常的な場面において交わされている、幅広い政治的関連性を伴ったトピックに関する対人的相互作用である（Eveland, Morey, & Hutchens, 2011; Wyatt, Katz, & Kim, 2000）。言い換え
れば、政治に関する「とりとめのない話」である。例えば、たまたま見ていたテレビのニュースをきっかけに生じた消費税増税に関する会話のようなものであり、自己消費的な意味合いを伴う。これまでの研究において、政治的会話は主に自分と親密な他者との間において交わされることが多いため（Huckfeldt & Sprague, 1995）、人々は政治的なトピックを話すことにほとんど抵抗を感じていないことが示されている（Wyatt et al., 2000; Wyatt, Kim, & Katz, 2000）。加えて、Eveland et al.（2011）は、
日常的な場面において政治的会話を行う際の動機を検討した結果、「会話相手とのやりとりを楽しむため」という自己消費的な動機が高いことを明らかにしている。
このような政治的会話に関して、Bennett, Flickinger, & Rhine（2000）は 1950 年代から 1990 年代初頭にかけてイギリスとアメリカの二ヶ国を対象に政治的会話と政治的知識との関連性を検討し、政治的会話は政治的知識を一貫して高めるという結果を示した。政治的知識とは、各個人が保有する政治に関連する事実情報（Delli Carpini & Keeter, 1996）であり、政治参加と密接に関係することから、民主主義をより良く機能させるための重要な資本となりうる。また Bennett et al.（2000）以外の多くの研究においても、家族や友人との政治に関する会話が政治的知識を促進するという知見は幅広く支持されている（e.g., Eveland,& Thomson, 2006; Kenski & Stroud, 2006; Scheufele,2000）。
従って、人々は親密な他者との間において、政治について自由に楽しみながら会話をする中で、政治に関連する様々な情報に接触し、その帰結として政治的知識を獲得していると考えられる。

2. 政治的会話と政治的知識との因果関係
上述の通り、政治的会話が政治的知識にポジティブな効果をもたらすという知見は多く存在する。
その一方で、これまでの研究において両者の因果関係について推論するために必要なデータが乏しく、常に因果関係の妥当性に関して限界を述べる必要があった（Eveland, Hayes, Shah, & Kwak, 2005）。このように、政治的会話と政治的知識の両変数の関連性を検討している先行研究が抱える最大の限界は、
政治的会話を行うから政治的知識が高まるのか、もしくは政治的知識が高いから政治的会話を行うのかという因果関係の特定が困難な点にあると言える。
例えば Neuman（1986）は、政治的知識を高く保有している人ほど、会話やメディアを通じた情報探索を行う傾向があると論じている。また、上記の Neuman（1986）以外にも、政治的知識と会話の関係を説明する多くのモデルが存在している（e.g., Luskin, 1990; Atkin, Galloway, & Nayman, 1976）。
その一方で Eveland et al.（2005）は、パネル調査を用いてより厳密に政治的会話と政治的知識との関連性の検討を行った。具体的には構造方程式モデルを用いて、これまで政治的会話研究で想定されてきた両変数の関係性に関する 6 種類モデルの妥当性の比較を行ったところ、政治的会話が政治的知識を高めるという単一方向の因果モデルの適合度が最も良いことを明らかにした。従って本研究では、そのモデルの妥当性が Eveland et al.（2005）によって示された、政治的会話が政治的知識を高めるという関係を前提に研究を進めていくこととする。

3. 政治的会話と政治的知識ギャップ
このように政治的会話が政治的知識を高めるという知見は散見されるものの、一方で、どのような心理的特性を備えた有権者が、政治的会話を行うことで政治的知識を獲得しているのかが明らかになっていない。例えば、政治的関心の高い人が政治的会話を通じて、より多くの政治的知識を獲得しているのならば、政治的関心の低い人が保有する政治的知識との格差をより拡大することに繋がるであろう。このような政治的知識の格差は、最終的に政治参加や政治的判断の質に一層の格差をもたらす恐れがあるため、政治的会話が政治的知識に及ぼす効果をより詳細に検討する際には、その会話を行
う主体の心理的特性を考慮に入れることが必要不可欠である。そのような特性を考慮に入れずに分析

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を行うことで、高い政治的関心を有している有権者にのみ見られる効果や、政治的関心が低い有権者にのみ認められる影響を分析上、的確に捉えることができない可能性が考えられる。
そこで本研究の問題意識に対して重要な着想を与えるのが、Lazarsfeld, Berelson, & Gaudet（1944）である。Lazarsfeld et al.（1944）は、心理的特性によって依拠する政治情報源が異なり、政治的関心が低い有権者にとっては、周囲のパーソナルネットワークが主要な政治情報源として機能すると述べている。従って本研究では、Lazarsfeld et al.（1944）の知見を敷衍させ、政治的関心が低い有権者ほど、政治的会話を主な政治情報源として利用することで政治的知識が高まる一方、政治的関心が高い
有権者は、政治的会話やマスメディアを含む多様なチャネルを活用しているので、政治的会話という単一の行為のみでは、政治的知識は高まらないと想定した。以上の議論に基づいて本研究は、政治的会話は両者の政治的知識量の格差を拡大するよりかはむしろ、縮小させる可能性を備えているという
以下の仮説を導出した。
仮説：政治的会話は、政治的関心が低い有権者の政治的知識を高める。

4. 方法
4.1 データ
本研究で用いるデータは JGSS-2003（日本版 General Social Surveys）によるものである。この調査
は 2003 年 10 月～11 月に全国の 20～89 歳の男女を対象に、層化 2 段無作為抽出法による面接と留置による自記式を併用して行われた。計画サンプルは 7,200 で有効回答数は 3,663（A 票＝1,957、B 票＝1,706）であり、回収率は 50.88％であった。本研究では、JGSS-2003 の面接調査および留置 B 票のうち、分析に用いる変数すべてに回答が有効な 1,513 名（男性 640 名、女性 873 名）を分析の対象とした。
4.2 従属変数
上記で述べたように、本研究の従属変数は政治的知識である。しかし JGSS-2003 調査では、政治的知識量を直接測定する項目は存在しておらず、何らかの代替変数が必要となる。そこで本研究では、「環境問題」「犯罪の取締」「教育」「安全保障」「海外援助」「道路河川などの土木事業」「社会保障・年金」「雇用・失業対策」の 8 項目に対する政府の支出の多寡を評価する設問を利用し、そこにおける「わからない」という回答を逆転させた指標を政治的知識の代替変数として用いる(1)。より具体的には、政治的知識が少ないほど「わからない」という回答が多くなることから（Francis & Busch, 1975）、
本研究では「わからない」という回答（以下、DK 回答と称する）をした場合を 0、それ以外を 1 としてコーディングを行い、単純合算して政治的知識の指標とした(2)（M＝5.97, SD＝2.65, α＝.90）。政治的知識の単純集計は図 1 に示した。

図1

政治的知識の分布3

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図 1 に政治的知識量の分布を示したとおり、少なくとも JGSS-2003 で対象となっている回答者は、ある程度の政治的知識を保有していることが示唆された。
4.3 独立変数
本研究の独立変数である政治的会話を測定する項目は、「日頃、政治について家族と話す」「日頃、政治について友人や同僚と話す」の 2 項目から構成されている。図 2 に、回答者がどのくらいの頻度
で政治的会話を行なっているかを示す。

図2

政治的会話の頻度

図 2 に示した通り、約 66.8％の人が家族と日常的に政治について話しており、また、約 54.5％の人が友人や同僚と政治について話していることが明らかになった。このように、家族や友人と日常的に政治的会話を行なっているという結果は、Kim, Wyatt & Katz（1999）で得られた知見と一致する。
上記の 2 項目を単純合算し、政治的会話の指標とした（M＝3.88, SD＝1.56, α＝.64）。
4.4 コントロール変数
これまでの先行研究において「能力（ability）」「動機（motivation）」「機会（opportunity）」の 3 つの要素を通じて、人々は政治に関する学習を行い、政治的知識を獲得すると考えられている（Delli Carpini& Ketter, 1996; Luskin, 1990）。本研究では、彼らが挙げた政治的知識量の規定要因に基づき、「能力」の指標として学歴を、「動機」の指標として政治的関心を、「機会」の指標として各種マスメディアによる政治情報接触、組織加入および政治的ネットワークを用いた。
まず、学歴は教育年数（6～18 年）に変換し直して用いた。次に、政治的関心は「あなたは政治上の出来事に、どれくらい注意をはらっていますか」という 1 項目について「ほとんど注意をはらっていない」から「つねに注意をはらっている」までの 4 件法で測定した（M＝2.59, SD＝.96）。
また、マスメディアによる政治情報接触に関する変数として、「新聞」「テレビ」および「インターネット」のそれぞれ 1 項目を分析に用いた。具体的には、
「新聞」
「テレビ」
「インターネット」を用いて、日頃どのくらいの頻度で政治情報に接触しているかについて「ほとんどしない」から「ほぼ毎日する」までの 4 件法で測定した（新聞：M＝3.03, SD＝1.06、テレビ：M＝3.47, SD＝.80、インターネ
ット：M＝1.29, SD＝.76）。
次に、組織加入に関する 7 項目に関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 値である各組織への参加項目同士のテトラコリック相関行列を算出し、その行列を利用することで因子分析を行った。さらに因子抽出後にプロマックス回転を行い、第一因子と第二因子を抽出した。結果を表 1 に示す。第一因子は「市民運動・消費者運動」「ボランティア」などの項
目に因子負荷量が高いことから非政治関連集団として、第二因子は「政治関係の団体や会」や「業界団体・同業者団体」といった項目に因子負荷量が高いため、政治関連集団と解釈することができる。

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従って本研究では、より政治的な意味合いが強い組織に対する加入を表す第二因子の因子得点をコン
トロール変数として用いた。
表1

組織加入についてのカテゴリカル因子分析

加えて、政治的ネットワークとして「市区町村の首長（市長、村長など）」「地方議会議員」「国会議員」「政治家の講演会の世話役（議員秘書も含む）」の 4 項目に関して「身近にいる」に 1、「身近にいない」に 0 をコーディングし、単純合算して政治的ネットワークの指標とした（M＝.60, SD＝1.08, α＝.69）。
最後にデモグラフィック変数として、
「性別」
「年齢」
「就業状態」「都市規模」「支持政党の有無」の5 項目を分析に用いた。性別は「女性」を 0、「男性」を 1 という 2 値の変数であり、年齢はそのままの値を用いた。同様に、就業状態は無職を 0、有職を 1 とした。また都市規模は「町村」を 1、「その他の市」を 2、
「14 都市」を 3 とした。最後に支持政党の有無に関して、支持政党がある場合は 1、ない場合は 0 として再コーディングした。

5. 結果
本研究では従属変数を政治的知識とし、政治的会話について政治的関心の多寡による効果の違いを検討するため、政治的会話と政治的関心の交互作用項を独立変数とした重回帰分析を行った。その結果を表 2 に示す。なお交互作用項は多重共線性の影響を最小化するために中心化の手続きを加えてある。以下の分析における独立変数の VIF の値は常に 2 未満であり、多重共線性の問題は生じていない。
5.1 政治的会話と政治的知識との関係の検証
表 2 に示したように、デモグラフィック変数に関して、性別は男性で、年齢が低く(3)、より都会に住んでおり、支持政党がある人ほど政治的知識が高いことが明らかとなった。また、自分の周りに政治に関連する職業に就いている知り合いが多い人ほど、政治的知識を多く保有していることが示された。その一方で、学歴と政治的知識との有意な関連は認められなかった(4)。
次に、政治情報源としてのメディア利用変数は、新聞とテレビが政治的知識にポジティブな効果を示した一方で、インターネット上の政治ニュース閲覧の効果は見られなかった。また、政治的関心は
政治的知識とポジティブな有意な関連にあることがわかった。最後にこれらの諸変数の効果を統制した上でも、政治的関心と政治的会話の交互作用は統計的に有意な効果（p＜.001）を持つことが確認された(5)。この交互作用に基づいて予測値をプロットしたものが図 3 である。
政治的関心低群の有権者は、政治的会話の頻度を 2 から 5 まで変化させると(6)、政治的知識量が 9

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段階で 5.23 から 6.18 まで増加したのに対して、政治的関心高群の有権者は、政治的会話の頻度を 2から 5 まで変化させても、政治的知識量が 9 段階で 6.33 から 6.29 とほとんど変化していなかった。
すなわち、政治的関心が低い有権者において、政治的会話の頻度が多いほど政治的知識量が高くなるという結果は、本研究の仮説を支持するものである。
表2

政治的知識を予測する重回帰分析

6. 考察
本研究は、政治的知識の格差の縮小可能性に関する観点から政治的会話の効果の再検討を行い、特に政治的関心が低い人ほど、政治的会話を通じて政治的知識をより獲得しているというプロセスを実証的に明らかにした。この結果は、日常的に交わされている政治に関する会話が、低関心有権者層の政治的学習を促進することで、高関心有権者層と低関心有権者層との政治的知識の格差を縮小させる
可能性を持つことを示唆している。
このように政治的会話が、政治的関心の低い有権者に対して政治的知識の供給源として機能する可能性があるという結果は、民主主義社会において非常に重要な意味を持つ。なぜならば、政治的関心が高い有権者ほど、マスメディアを利用することで、政治的関心が低い有権者との政治的知識の格差がより一層拡大する恐れがある（境家, 2006）のに対して、日常的に交わされている政治的会話は、

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図3

政治的関心と政治的会話が政治的知識に及ぼす効果のシミュレーション

そのような政治的知識の格差を縮小させる役割を果たしているためである。従って、政治的知識の格差の縮小という側面からもみても、政治的会話が果たす役割は極めて重要である。
また、本研究で得られた知見を敷衍すれば、政治的会話を通じて低関心有権者層が政治的知識を獲得することで、間接的に彼らの投票参加が促進されることが十分に考えられる。例えば Downs（1957）
は、政治に関する情報をより多く保有する有権者ほど、投票に参加する可能性が高まると指摘している。同様に Delli Carpini & Ketter（1996）も、政治的知識量が投票参加にポジティブな効果をもたらす効果を明らかにしている。従って、今日の投票率の低下による民主主義のパフォーマンスの低迷の歯止めにも、政治的会話は間接的に寄与する可能性が十分に考えられる。
本研究の意義は、これまで十分に検討されてこなかった、政治について話す行為そのものについて焦点を当てたことにある。近年、数多くの研究において、マスメディアが人々の政治意識や行動に及ぼすポジティブな効果が注目されている（e.g., Baum & Jamison, 2006）。しかし、そのような研究はマスメディアと政治との関連性にのみ焦点を当てることで、私たちが普段行なっている政治に関する会
話の効果を見落としてきた。たとえ政治的会話の変数が使われていたとしても、政治情報源としてのメディアの効果を析出するためのコントロール変数(Gibson, Lusoli, & Ward, 2005)か、政治参加の代替
指標（Scheufele, 1999）として用いられているだけで、政治について話す行為そのものに対してほとん
ど関心は集まっていないのが現状である。しかし、本研究が実証的に政治的会話のポジティブな効果を明らかにしたように、有権者の政治的知識、その帰結としての投票参加を捉える際には、マスメデ
ィアだけでなく、政治的会話の効果もまた考慮する必要があるだろう。
今後の研究では、Ikeda & Boase（2011）が直接的に政治的な話題を話すことに注目する必要性があると強調していることからも、政治について話す動機や、政治的会話を抑制すると考えられる抵抗感を検討することで、政治的会話を活性化させる要因を明らかにする必要がある。同様に、政治的会話と政治的知識との関連においても、会話相手の政治的知識量を考慮に入れた分析を行う必要がある。
最後に、本研究の方法論的限界について述べる。まず、政治的知識を測定する項目の妥当性の問題が挙げられる。本研究で利用した JGSS-2003 のデータでは、8 項目の政治的争点に対する DK 回答数
を利用することで、有権者の政治的知識量を代替している。そのため、政治的知識量を測定する項目の妥当性が低いことが考えられる。従って、今後は直接的に政治的知識を測定することで、引きつづ7

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き政治的会話が政治的知識に及ぼす効果を検証する必要がある。加えて、Delli Carpini & Ketter（1996）によれば、政治的知識に含まれる範囲には「統治の仕組み」「政党政治の動向」「政治的リーダー」の3 つの側面に分類できることから、政治的会話がどのような種類の政治的知識をもたらすのかという検討も、今後の研究において非常に重要な課題である。
また、本研究の最大の問題点として因果関係の問題が考えられる。本研究で得られた結果はこれまでの先行研究において矛盾しない結果であったが、政治的知識が高いほど政治的会話を行うという逆の代替仮説を排除できるわけではないという点に関しては留保が必要である(7)。よって、今後はパネル調査を用いて、より頑健に本研究が想定している因果関係の推論を行うことが望まれる。
[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（1999-2003 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：佐藤博樹・岩井紀子、事務局長：大澤美苗）。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）この他に政治的知識の代替変数として教育程度（Sniderman, Richard, & Philip, 1991）や政治的関心（境家, 2006）が用いられてきた。その一方で、両者の変数は政治的知識の主たる独立変数でもあるため、本研究は DK 回答数を累計したものを逆転させた指標を政治的知識として用いた。
（2）本研究で用いた政治的知識の操作化に関して、JGSS データを用いて同様の手続きを行った研究に白川（2009）が挙げられる。また JGSS 以外のデータにおいては、山田（2006）が政治的な争点の重要性を評価する設問の DK 回答を利用して、政治的知識の代替変数としている。
（3）年齢が政治的知識にネガティブな効果をもたらしている理由として、本研究が政治的知識の指標として政治的争点に関する知識を扱っているためと考えられる。森川・遠藤（2005）が指摘しているように、比較的短期的に変動しやすい各政治的争点に関する知識に対しては、加齢が及ぼす
ネガティブな効果がより顕現化しやすい可能性が考えられる。実際に、年齢と政治的知識量との関連を検討するために、10 歳ごとに年齢をカテゴリー分けして、20 歳台から 80 歳台にあたるカ
テゴリーごとの政治的知識量を検討した。その結果、20 歳台を頂点に 60 歳台までは政治的知識量の平均値が 6.35 から 6.0 の範囲で緩やかに減少しているが、70 歳台から急激に政治的知識量が減少していることが明らかとなった（70 歳台：M＝5.32、80 歳：M＝3.63）。この結果は、年代別の政治的知識量の推移を検討した森川・遠藤（2005）の知見とも類似している。
（4）学歴の影響が確認できなかった理由として、本研究が政治的知識の指標として政治的争点に関する知識を中心に扱っているためと考えられる。従って政治的争点に関する知識だけでなく、公民教育などを通じて獲得されるような日本の政治制度に関する知識（市民的知識; civic knowledge）
や、主要な政治家に関する知識を指標に組み込むことが今後必要である。
（5）なお、本研究ではサンプルを男女別で分けて同様の重回帰分析を行い、男女ともに政治的関心と政治的会話の交互作用が有意で、かつネガティブな効果を持つことを併せて確認している。
（6）Jaccard & Turrisi（2003）に従い、政治的会話の値の−1SD から+1SD 分までを変動させた。
（7）実際に、政治的知識が政治的会話を促進するという、本研究が想定する仮説とは逆の仮説を分析した結果、政治的知識は政治的会話に有意な影響を及ぼしていなかった（b＝.014, n.s.）。

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