300

社 会 保 障 研 究Vol. 4 No. 3

特集：人々の生活実態・困難の多面的分析

三世代同居と相対的剥奪
藤間

抄

公太＊

録

近年，子ども育てる者へのサポート資源として三世代同居に注目が集まっている。しかしながら，三世代同居をすることが子どもを育てる者の生活に与える影響については，これまで十分に検討されてこ
なかった。
本稿では，
「第2回

生活と支え合いに関する調査」の個票データを利用し，居住環境，世帯の生活，

個人の生活の3つの側面について，相対的剥奪の状況に対する三世代同居の効果を検討した。
分析の結果，三世代同居をしていることは，居住環境，世帯の生活，個人の生活それぞれにかかわる
相対的剥奪スコアのいずれに対しても有意な負の効果を持たなかった。それどころか，三世代同居をしていることは，居住環境剥奪スコアおよび個人生活剥奪スコアを高める有意な正の効果を示していた。
以上の結果からは，既に提案されているような三世代同居の推進のための住宅政策のみならず，三世代同居を選択しなくても生活できるような公的支援も併せて拡充することの必要性が示唆された。
キーワード：三世代同居，相対的剥奪，第2回 生活と支え合いに関する調査
社会保障研究2019, vol. 4, no. 3, pp. 300-310.

建設・UR賃貸住宅を活用した親子の近居等を支

Ⅰ

問題の所在

援する」とされている。都心部における待機児童問題に代表されるように，子どもを育てる者への子どもを育てる者への公的，私的なサポートの支援は不足している現状にある。そうしたなか必要性が徐々に認識されるなか，近年では三世代で，子どもからみた祖父母世代をサポート資源と同居に注目が集まっている。例えば2015年に発表

して活用することで，子育てにかかる親世代の心された「一億総活躍社会の実現に向けて緊急に実身の負担を軽減したり，親世代の仕事と子育ての施すべき対策――成長と分配の好循環の形成に向両立を支援することなどが目指されているといえけて」においては，「家族の支え合いにより子育てる。

しやすい環境を整備するため三世代同居・近居のしかしながら，三世代同居が本当に資源となり環境を整備する」，「三世代の『同居』や『近居』

うるのかという点についての検証は，いまだ十分の環境を整備するため，三世代同居に向けた住宅

蓄積されていない。たしかに，子どもの祖父母が＊国立社会保障・人口問題研究所

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社会保障応用分析研究部 第2室長

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三世代同居と相対的剥奪

301

子どもを育てる者（特に母親）にとって重要なサがわずらわしいように思えてイライラしたりする

ポート資源であることは指摘されている〔落合状態である」〔松田（2008），p.7〕。広い人間関係（1989），厚生省人口問題研究所（1996）〕。その一を有していなかったり，父親の子育てへの協力が方で，シングルマザーと同居する祖父母世代は経少ない場合，母親の育児不安は高くなると指摘さ済的困難を抱えている確率が高いとも指摘されてれている〔牧野（1982），牧野・中西（1985）〕。後いる〔Shirahase and Raymo（2014）〕。後者の指摘

者の子どもの発達については，育児ネットワークに鑑みるならば，三世代同居をすることは，必ずは子どもに認知的な刺激や行動のモデルを与えた

しも子育てをする者の助けとはならない可能性もり，「親の育児力」を高めるなどして，子どもの発あるということになるだろう。

達を促す効果があるといわれている〔Cochran and以上を踏まえ本稿では，居住環境，世帯の生活，

Brassard（1979），服部・原田（1991），松田（2008）〕。

個人の生活の3つの側面について，相対的剥奪のくわえて，サポートの減少は少子化の一因とも状況に対する三世代同居の効果を明らかにするこ

言 わ れ て い る。子 育 て が「ワ ン オ ペ」〔藤 田とを目的とする。相対的剥奪を被説明変数とする（2017）〕となったことにより，親の子育てに対す

理由は，Ⅲで述べるとおり，この指標が「現在のる負担感や不安が増大し，その結果として少子化

所得のみによる指標よりも生活に密着した指標」

が進行しているということである〔人口問題審議〔阿部（2006），p.253〕であるためである。

会（1998）〕。「育児ネットワークの支えが弱まったことは，母親の育児の負担や不安を高めただけ

Ⅱ

先行研究

でなく，社会全体における少子化の進行という結果ももたらしたのである」〔松田（2008），p.8〕。

（1） 子育てをする者へのサポートの減少
まず，松田（2008）の整理に依拠して，子育て（2） 三世代同居，近居についての研究をする者へのサポートの変容や，サポートの効果

子育てをする者へのサポートが減少する中で，についてどのように論じられてきたのかを確認し祖父母との三世代同居や近居に期待が高まっていておこう。松田によると，子育てをする者へのサ

ることは前節で述べたとおりである。それでは，

ポートは，時代とともに弱くなっている。日本に三世代同居や近居は，子育て世代へのサポート資

おいては，高度成長期にいわゆる近代家族が普及源としてどのように論じられてきたのであろう

したことに伴い，専業主婦が子育てを中心的に担か。

うようになったが，その時期にも親族や子育て仲

三世代同居，近居が子どもを育てる親に与える間など，母親を支える存在はいた〔落合（1993）〕。

効果については，統一した見解は出されていなとはいえ，家事使用人が自宅に住み込んでいたとい。例えば母親の育児不安との関連について，

きとは違い，常日頃から祖父母に子どもの面倒を「核家族世帯よりも三世代世帯の方が，母親の育任せられるわけではないし，子育て仲間を頼るに児不安度が低く，育児満足度が高い」との指摘がも限界がある。また，家族の独立性が高くなり，ある〔松田（2008），pp.97-98〕）。また，就業して親は親族や地域の干渉を避けて子育てができるよいる者の（これから第1子を持つことも含め）追加

うになった反面，サポートが必要であれば，自分の子どもを持つことへの希望に対しては，職場に自身で支援してくれる人を見つけ，協力を仰ぐこ

おける休暇取得の自由度といった要因よりも，三とが必要となった〔松田（2008），pp.5-6〕。

世代同居をしていることの方が正の効果を持つこ

サポートの減少が帰結する問題としては，親のとも指摘されている〔藤間（2017）〕。他方で，居育児不安や子どもへの発達の影響が指摘されてい住距離が近いことは祖父母世代が孫育てに参加する。前者の育児不安とは，「子どものことでどうる傾向を高めるものの，居住距離と母親の子育てしたらよいか分からなくなったり，子どものことへの不安には関連がないことや，祖父母の関与は

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302

社 会 保 障 研 究Vol. 4 No. 3

過少，過多な場合と比べて中庸な場合の方が母親策と位置づけることへ疑義を呈する議論もある。

の子育てへの不安は低い傾向にあることが指摘さ

先述の通り，三世代同居の推進には，祖父母をイれている〔八重樫ほか（2003）〕。また，近くに暮ンフォーマルなサポート資源として活用することらすことで，子育てに関する価値観やライフスタ

で，子育てにかかる親世代の負担を軽減するねら

イルの違いをめぐる摩擦が引き起こされるとの指いがある。そしてその背後には，「子育てにかか摘もある〔角川2009；井関・白井2010〕。

る負担が軽減されれば，人々は今よりも多くの子

三世代同居が子どもに与える影響についても議どもをもつはずだ」との想定がある。しかしなが論がなされている。例えば，三世代同居の子どもら，全体的な傾向として三世代同居は地方部に多はそうでない子どもに比べて情動をコントロール

くみられ，国の三世代同居推進施策も地方のようしやすく，その背景には母親と祖母との双方に気に間取りに余裕がある状況を想定していることをつかいながら生活していることや，非三世代同〔筒井（2016）〕，三世代世帯の住宅の多くは建築年

居家族よりも多くの大人に囲まれて暮らしているが古いことなどから〔平山（2016）〕，三世代同居ことがあると指摘されている〔浜（1993）〕。また，を推進する政策は必ずしも少子化対策として有効

祖父母との同居と学校生活に対する子どものスト性を持ちえないと論じられている。また，そもそ

レス反応との関連を検討した研究においては，子も親族が育児ニーズに柔軟に対応することには限どもにとっては日常生活の中で母方祖母の存在が界がある可能性も指摘されている〔余田・新谷

ストレッサーになっている可能性があること，母（2018）〕。

方祖母は子どもに対して保護的な役割が過剰に

以上のように，三世代同居については，子どもなったり，愛情が過多になる場合と，子どもを監を育てる親，育てられる子ども，支援を期待され視する役割が過剰になる場合とで二極化する傾向

る祖父母それぞれに着目して研究がなされていに あ る こ と が 示 唆 さ れ て い る〔赤 平・大 嶋る。また，少子化対策として三世代同居，近居を（2002）。

推進することに関しては，住宅事情の地域差等の支援を要請される祖父母世代の側に着目した研観点から疑義も呈されている。

究もある。例えば，文献研究の知見にもとづき，

しかしながら，三世代同居をすることが子育て

孫の育児に参加している祖父母は精神的に良い影

世帯の生活や暮らしぶりにどのような影響を及ぼ

響と悪い影響の双方を受けており，そのように精すのかについて，直接的に検討した議論は管見の神的健康を左右する要因は複数考えられることを限りあまりみられない。子どもをもつことは生活示すものや〔小松ほか（2010）〕，インターネットに大きな変化をもたらす。場合によっては親世代

調査から，祖父母の6割近くが「本来子育ては親がの生活を苦しくすることもあるだろう。祖父母世行うべきだが，一方で孫の世話を娘や息子のため

代を子育て世帯へのサポート資源として活用すべに引き受けるべき」という複雑な意識を抱いていく三世代同居することの妥当性を論じるためにることを指摘するものなどである〔北村（2015）〕。

は，そもそも三世代同居によって生活の状況に差

このほか，兵庫県における調査にもとづき，どの異が出るのかを検討することが必要である。

年代の祖父母世代も，自分の親族内の新たな孫に対しては6割の者が支援意向を持つのに対し，親

そこで本稿では，「第2回生活と支え合いに関する調査」の個票データを利用し，居住環境，世族以外への支援意向を持つ者の割合は4割に満た帯の生活，個人の生活の3つの側面について，相対ないこと，祖父母は孫とのかかわりを肯定的に感的剥奪の状況に対する三世代同居の効果を検討しじる一方で身体的な疲労も感じており，特に活発ていく。

に支援を行っている年齢層でその傾向が高いことが示唆されている〔新道（2013）〕。
これらに加えて，三世代同居の推進を少子化対

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19/12/13 09:30 v3.40

三世代同居と相対的剥奪

把握される必要がある。「第2回

Ⅲ

方法

303

生活と支え合いに関する調査」では，居住環境，世帯の生活，個
人の生活という3つの側面から相対的剥奪の状況

1

データ

本稿では，「第2回についてたずねている。その点で，子育て世帯の生活と支え合いに関する調査」の詳細分析の一環として行った同調査データ

生活の状況を詳細に分析するのに適したデータといえる。

の課室内利用での集計分析（子育てをしている者の生活についての分析）にて作成された集計表等

2 分析に使用する変数を活用して議論する。

（1） 被説明変数「第 2 回

生活と支え合いに関する調査」は，

被説明変数は，居住環境，世帯の生活，個人の「人々の生活，家族関係と社会経済状態の実態，社生活それぞれに関する相対的剥奪スコアである1)。

会保障給付などの公的な給付と，社会的ネット

相対的剥奪とは，「人々が社会で通常手にいれるワークなどの私的な支援が果たしている機能を精ことのできる栄養，衣服，住宅，居住設備，就労，査し，年金，医療・介護などの社会保障制度の喫

環境面や地理的な条件についての物的な標準にこ緊の課題のみならずその長期的なあり方，社会保と欠いていたり，一般に経験されているか享受さ

障制度の利用と密接に関わる個人の社会参加のあれている雇用，職業，教育，レクリエーション，

り方を検討するための基礎的資料を得ること」を

家族での活動，社会活動や社会関係に参加できな目的として2017年に実施された全国調査である

い，な い し は ア ク セ ス で き な い」状 態 を 指 す（国立社会保障・人口問題研究所2018：1）。

〔Townsent（1993）〕2)。Townsent（1993）は12種類

調査対象は，「厚生労働省が実施する『平成29年の指標を用いて相対的剥奪の測定を試みたが，阿国民生活基礎調査』で全国を対象に設定された調部彩によると，この「相対的剥奪指標」の特徴は

査地区（1,106地区）内から無作為に選ばれた調査

以下の点にある。

地区（300地区）内に居住する世帯主および18歳以上の個人」であり，2017年7月1日現在の世帯の状

相対的剥奪指標の特徴は，当該社会で期待さ

況および個人の状況について調査された。
「調査

れる生活行動を具体的にリストアップし，その方法は配票自計，密封回収方式によった。その結有無を指標化している点である。換言すれば，果，世 帯 票 の 配 布 数（世 帯 票 の 調 査 客 体 数）

相対的剥奪は社会のなかで比較的に低所得であ

16,341票に対して，回収票数は10,959票，有効票

るという不平等の理論で片付けられるものでは数は10,369票であった（回収率67.1％，有効回収なく，ある一定の生活水準以下では社会の中で率63.5％）。また，対象世帯の18歳以上の個人に期待される生活様式を享受できない，という絶配布した個人票の配布数（個人票の調査客体数）

対的な概念なのである……生活行動は，現在の26,383票に対して，回収票数は22,800票であった

所得以外の要因（例えば，貯蓄や持ち家）にも（回収率86.4％）。ただし，回収票のうち重要な情影響されるため，相対的剥奪指標は，現在の所

報が抜けている3,000票は無効票として集計対象

得のみによる指標よりも生活に密着した指標とから除外したため，有効票数は19,800票，有効回いうことができる〔阿部（2006），p.253〕。

収率は75.0％となった」（国立社会保障・人口問題研究所2018：1）。
後述の通り，子育て世帯の生活状況は多面的に

子育てには経済面，身体面，精神面，時間面など，さまざまな側面での負担が必要とされる。そ以下述べる通り，本稿ではすべてのスコアについて変数を足し合わせる方法で作成したが，そのほかの作成方法の方が妥当である可能性もある。この点については今後検討することとしたい。
2)
訳文は柴田（1997）による。
1)0105_社会保障研究_【藤間】_SK.smd Page 4

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304

社 会 保 障 研 究Vol. 4 No. 3

れらの負担と，公的，私的サポートとのそれぞれのデータより作成された世帯タイプ変数を用い，の多寡が，子育て世帯，およびそこで生活する個

18歳未満の子どもがいる世帯のうち，「二人親世人の状況に影響を及ぼすと考えられる。それゆ

帯（二世代）」，「ひとり親世帯（二世代）」の場合

え，子育て世帯の生活状況をみるためには「現在に0の値を，「二人親世帯（三世代）」，「ひとり親世の所得以外の要因」も考慮に入れる必要がある。

帯（三世代）」の場合に1の値をとる合成変数を作

これが，相対的剥奪の状況を被説明変数とする理成した。「その他の有子世帯」については，分類や由である。
居住環境については，世帯票において，住居に解釈が困難であり，該当するケース数もリストワ
イズ前で30と少ないため，欠損値とした。

シャワーや水洗トイレといった設備があるか否か，採光の悪さがあるか否か，周辺に騒音や環境（3） 統制変数

汚染，アクセスの悪さがあるか否かなどを尋ねて統制変数は，性別のダミー変数（男性＝0，女性いる。必要な設備がある場合を0，ない場合を1，＝1），等価世帯所得（対数），就業状況のダミー変

また，採光の悪さ，騒音，環境汚染，アクセスの数（就業【ref】，失業中，非就労），最終学歴のダ悪さといったことがない場合を0，ある場合を1とミー変数（小・中学校卒，高等学校卒【ref】，短し，足し合わせて合成変数を作成した（以下，こ大・高専卒，大学・大学院卒，その他卒），末子年の変数を居住環境剥奪スコアと呼ぶ）。

齢，を用いる。なお，回答者本人の年齢は，末子世帯の生活状況については，世帯票において，年齢との相関が強いため投入していない。末子年2日に1回以上主菜がとれているか，必要な出費を齢を優先した理由は，子育て中の世帯や個人の生払うことができるか，急な出費に備えた貯蓄があ活の状況は，本人の年齢よりも末子の年齢からよるか，耐久消費財の状況，支出の負担感などにつり多くの影響受けるであろうと判断したためであいて尋ねている。必要なものがなかったり，出費る3)。

や貯蓄ができない場合を0，ある／できる場合を1，

次節では，以上の変数を用いた重回帰分析を行

負担感が重いと感じない場合を0，感じる場合を1

い，居住環境，世帯の生活，個人の生活それぞれとし，足し合わせて合成変数を作成した（以下，における相対的剥奪の状況に対する三世代同居のこの変数を世帯生活剥奪スコアと呼ぶ）。

効果を検討していく。分析には「第2回生活と個人の生活状況については，個人票において，支え合いに関する調査」の世帯票と個人票をマー保険に加入しているか，仕事用のスーツがある

ジしたデータを用いる。なお，三同居の有無にか，携帯電話を持っているか，年に1回は旅行に行

よって子どもを育てている者の生活の状況がどうけるか，家族のためでなく自分で使えるお金があ変わるのかを分析するという本稿の目的に則し，るかの5項目について，「あてはまる」，「あてはま

分析は18歳未満の子どもがいる者に対象を限定しらない（金銭的理由）」，「あてはまらない（必要なて行うこととする。

い）」の3つの選択肢で訪ねている。このうち，「あⅣてはまる」と「あてはまらない（必要ない）」を0，

結果4)「あてはまらない（金銭的理由）を」を1とし，足居住環境

し合わせて合成変数を作成した（以下，この変数1

を個人生活剥奪スコアと呼ぶ）。

まずは居住環境の状況からみていこう。表1は使用する変数の記述統計量，表2は居住環境剥奪

3)4)（2） 説明変数

スコアを被説明変数とした重回帰分析の結果を示

説明変数は，三世代同居の有無である。世帯票している。

念のため本人年齢の各被説明変数への効果を確認したところ，いずれも有意な効果はみられなかった。
本節各項で示されるNや変数の記述統計量は，それぞれリストワイズ後のものである。

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三世代同居と相対的剥奪

表1が高いということになる。

使用する変数の記述統計量（居住環境）
平均値

標準偏差 最小値

305

N=2,916

統制変数を投入した後も，三世代同居をしてい最大値ることは有意な正の効果を示している。統制変数

居住環境剥奪スコア

1.070

1.293

0

8

三世代同居の有無

0.136

0.343

0

1

女性ダミー

0.525

0.499

0

1

を示している。就業状況については有意な効果を等価世帯所得（対数）

5.473

0.717

0

9.380

示していない。最終学歴が高等学校卒業であるこ

就業

0.850

0.357

0

1

失業

0.047

0.212

0

1

非就労

0.103

0.304

0

1

小・中学校卒

0.018

0.134

0

1

高等学校卒

0.346

0.476

0

1

短大・高専卒

0.158

0.365

0

1

大学・大学院卒

0.327

0.469

0

1

次に，世帯の生活について見ていこう。表3はその他（専門・専修）卒

0.150

0.357

0

1

7.897

5.254

0

17

使用する変数の記述統計量を，表4は世帯剥奪スの効果をみると，等価世帯所得が有意な負の効果

就業状況とと比べ，小・中学校卒業であることは有意な正の効果を，短大・高専卒であることや大学・大学院卒であることは，有意な負の効果を示している。末子年齢は，有意な効果を示していない。

最終学歴

末子年齢

2

出所：「第2回 生活と支え合いに関する調査」を用いて別途実施
した課室内利用での集計分析結果。

世帯の生活

コアを被説明変数とした重回帰分析の結果を示している。
説明変数のみを投入したモデル1の結果をみると，三世代同居の有無は有意な効果を示していな

表2 重回帰分析の結果（居住環境）
N=2,916
被説明変数：

モデル1

モデル2

居住環境剥奪スコア

Coef.

Std. Err.

Coef.

Std. Err.

三世代同居の有無

0.363

0.070 ***

0.348 0.069 ***い。
同様に，統制変数を投入したモデル2でも，三世代同居の有無は有意な効果を示していない。統制

女性ダミー−0.027 0.053

変数については，等価世帯所得が高いことが有意

等価世帯所得（対数）−0.254 0.034 ***な負の効果を示している。就労状況については，

就業状況（ref：就業）
失業中

0.068 0.114

非就労

0.047 0.084

失業中であることが有意な正の効果を，非就労で表3

最終学歴（ref：高等学校卒）
小・中学校卒0.362 0.179

短大・高専卒−0.222 0.074 **大学・大学院卒−0.251 0.060 ***その他（専修学校，専門学校）卒−0.168 0.073*

0.000 0.005

末子年齢
切片

1.021

調整済みR2乗

0.009

0.026 ***

2.560 0.189 ***0.040*<.05，**<.01，***<.001
出所：「第2回 生活と支え合いに関する調査」を用いて別途実施
した課室内利用での集計分析結果。

説明変数のみを投入したモデル1の結果をみると，三世代同居をしていることには，居住環境剥
奪スコアを高める有意な効果が確認される。すな
わち，三世代同居をしている場合，していない場
合に比して居住環境に関する相対的剥奪の度合い

0105_社会保障研究_【藤間】_SK.smd Page 6

使用する変数の記述統計量（世帯の生活）*

N=2,663
平均値 標準偏差 最小値

最大値

世帯生活剥奪スコア

2.796

2.077

0

16

三世代同居の有無

0.129

0.335

0

1

女性ダミー

0.525

0.499

0

1

等価世帯所得（対数）

5.488

0.696

0.805

9.380

就業

0.843

0.363

0

1

失業

0.050

0.217

0

1

非就労

0.107

0.309

0

1

小・中学校卒

0.017

0.130

0

1

高等学校卒

0.337

0.473

0

1

短大・高専卒

0.157

0.364

0

1

大学・大学院卒

0.339

0.473

0

1

その他（専門・専修）卒

0.150

0.357

0

1

7.617

5.223

0

17

就業状況

最終学歴

末子年齢

出所：「第2回 生活と支え合いに関する調査」を用いて別途実施
した課室内利用での集計分析結果。

19/12/13 09:30 v3.40

306

社 会 保 障 研 究Vol. 4 No. 3

表5

使用する変数の記述統計量（個人の生活）

表4 重回帰分析の結果（世帯の生活）
N=2,663
被説明変数：

モデル1

世帯生活剥奪スコア

Coef.

Std. Err.

Coef.

三世代同居の有無

0.018

0.120

−0.033 0.113

平均値 標準偏差 最小値

Std. Err.

0.044 0.085

女性ダミー
等価世帯所得（対数）N=2,929モデル2−0.880 0.056 ***最大値

個人生活剥奪スコア

0.447

0.812

0

4

三世代同居の有無

0.136

0.342

0

1

女性ダミー

0.525

0.499

0

1

等価世帯所得（対数）

5.471

0.715

0

9.380

就業状況

就業状況（ref：就業）
失業中

0.415 0.179

*

就業

0.852

0.355

0

1

非就労

−0.366 0.132 **

失業

0.047

0.213

0

1

非就労

0.101

0.301

0

1

最終学歴（ref：高等学校卒）
0.630 0.294

短大・高専卒−0.310 0.119 **小・中学校卒

0.019

0.138

0

1

大学・大学院卒−0.601 0.096 ***

高等学校卒

0.343

0.475

0

1

短大・高専卒

0.158

0.365

0

1

大学・大学院卒

0.329

0.470

0

1

その他（専門・専修）卒

0.150

0.357

0

1

7.926

5.262

0

17

その他（専修学校，専門学校）卒−0.290 0.118

*

最終学歴

小・中学校卒*0.020 0.007 **

末子年齢
切片

2.793

調整済みR2乗

0.000

0.043 ***

7.755 0.312 ***0.127*<.05，**<.01，***<.001

末子年齢

出所：「第2回 生活と支え合いに関する調査」を用いて別途実施
した課室内利用での集計分析結果。

出所：「第2回 生活と支え合いに関する調査」を用いて別途実施
した課室内利用での集計分析結果。

表6

重回帰分析の結果（個人の生活）
N=2,929あることが有意な負の効果を示している。最終学歴については，小・中学校卒であることが有意な被説明変数：

モデル2

個人生活剥奪スコア

Coef.

Std. Err.

Coef.

三世代同居の有無

0.103

0.044

0.082 0.041*

0.077 0.031*

正の効果を，短大・高専卒，大学・大学院卒，そ

女性ダミーの他卒であることが，有意な負の効果を示してい

等価世帯所得（対数）る。末子年齢については，有意な正の効果を示し

就業状況（ref：就業）

ている。

モデル1
*

Std. Err.

−0.327 0.020 ***失業中

0.284 0.067 ***非就労0.005 0.050

最終学歴（ref：高等学校卒）

3

個人の生活

最後に，個人の生活についての結果を示す。表5は使用する変数の記述統計量を，表6は個人剥奪
スコアを被説明変数とした重回帰分析の結果を示している。
説明変数のみを投入したモデル1の結果をみると，三世代同居をしていることは有意な正の効果を示している。
統制変数を投入した後も，係数の値は小さくな

小・中学校卒0.336 0.102 **短大・高専卒−0.201 0.044 ***大学・大学院卒−0.278 0.035 ***その他（専修学校，専門学校）卒−0.170 0.043 ***末子年齢0.012 0.003 ***

切片

0.433

調整済みR2乗

0.002

0.016 ***

2.220 0.112 ***0.146*<.05，**<.01，***<.001
出所：「第2回 生活と支え合いに関する調査」を用いて別途実施
した課室内利用での集計分析結果。

るものの，三世代同居をしていることの有意な正の効果が確認できる。統制変数については，等価

卒，大学・大学院卒，その他卒であることが，有世帯所得が有意な負の効果を示している。就業状

意な負の効果を示している。末子年齢について

況については，失業中であることが有意な正の効は，有意な正の効果を示している。

果を示している。最終学歴については，小・中学校卒であることが有意な正の効果を，短大・高専

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三世代同居と相対的剥奪

307

するどころか，かえって苦しくする作用を持つとⅤ

考察いうことになる。2つ目は，親と子どものみの世
帯では生活が成り立たないほど苦しい状況にある

本稿での分析結果をまとめよう。三世代同居を層が三世代同居を選択しているという可能性であしていることは，居住環境，世帯の生活，個人のる。本稿の分析結果を踏まえるならば，そのよう生活それぞれにかかわる相対的剥奪状況のいずれに必要にかられた者が三世代同居を選択してもなに対しても有意な負の効果を持たなかった。それ

お，三世代同居をしていない層よりも相対的剥奪

どころか，居住環境および個人の生活にかかわるの状況が悪い，ということになる。もちろんこれ剥奪に対して，有意な正の効果を示していた。すらの考察は推測の域を出るものではないが，三世

なわち，三世代同居をしている場合，していない

代同居が子どもを育てる者の生活の助けになるか場合と比して，居住環境にかかわる相対的剥奪の否かは慎重に検討する必要があるだろう。

状況と，個人の生活にかかわる相対的剥奪の状況

最後に，なぜ世帯の生活に対してはいずれの説は悪いという結果が，本稿の分析から看取された

明変数も効果を示さなかったのだろうか。このこのである。

とについては，合成変数作成のもとになった質問

まず，三世代同居をしていることが居住環境剥

項目の性質にバラツキがあることの影響を受けた

奪スコアを高める有意な効果を示したことは，三可能性がある。第Ⅲ節で述べたとおり，世帯の剥世代同居世帯が暮らす住居の建築年が古いことを奪についての質問項目には，「2日に1回以上主菜

反映していると考えられる。筒井（2016）や平山がとれているか」といった事実ベースのものと，（2016）の指摘にあった通り，三世代同居は，地方「支出の負担感」といった主観ベースのものが混部で祖父母が建てた間取りの広い家で行われる傾在している。こうした性質が異なるものを1つの向にあり，そうした住居は設備やアクセスの面で変数として合成したことが，説明変数の効果に何

剥奪スコアが高くなると推察される。このことがらかの影響を及ぼしたのかも知れない。

子どもを育てる者の生活にどのように影響するの以上の結果を踏まえるならば，三世代同居を選かについての解釈は容易ではないが，少なくとも択する者への支援はもちろん，三世代同居を選択

全国サンプルで見たときに，三世代同居をしていしない層への支援も充実させる必要があるだろる者の居住環境が，そうでない者と比べて良い状う。たしかに，居住環境の剥奪スコアが三世代同況にあるとはいえない。居住環境が親世代の心身居をしている場合に有意に高いという本稿での分

面での健康や子どもの育ちに何らかの影響を及ぼ析結果からは，既に提案されているような，三世

すのであれば，居住環境がよくない三世代同居世

代同居の推進のための住宅政策は意味あるものと帯へ，住居の補修費用等の手当を支給することな評価できる。しかしながら，三世代同居をしていどが求められるだろう。

る場合，個人生活剥奪スコアも有意に高かったと

次に，三世代同居をしていることが個人生活剥いう結果に鑑みるならば，住宅政策のみでは不十

奪スコアを高める有意な正の効果を示したことか分であるといわざるをえない。本節での考察の通らは，2つの可能性が考えられる。1つ目は，実はり，生活が苦しい層が三世代同居を選択している

祖父母世代は資源となりえておらず，むしろ相対とするならば，そうした人々が三世代同居を選択

的剥奪をもたらすリスク要因である可能性であしなくても生活できるよう，公的支援を拡充するる。例えば，祖父母世代に介護ニーズが生じた結ことが必要であろう。三世代同居の推進は家族主

果三世代同居が選択されており，それによって子義的な想定にもとづいており〔平山（2016）〕，核家

どもを育てる親世代の生活が苦しくなっていると族の限界を（修正）拡大家族の力で乗り越えよう

いう可能性である。この可能性が正しいとすれとする点で，「積極的家族主義」〔Leitner（2003）〕

ば，三世代同居は子どもを育てる者の生活を改善的な政策と位置づけられる。そうした政策にもも

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社 会 保 障 研 究Vol. 4 No. 3

ちろん意義はあるものの，「脱家族化」オプション

が三世代同居を選択している可能性や，三世代同も同時に充実させることで，「選択的家族主義」を居を含む世帯構造やその変動の状況には都道府県

達成するような政策が求められるであろう〔落合によって差があるという先行研究における指摘に（2015），藤間（2018）〕。

鑑みると〔小山（2012）〕，社会経済的地位や居住地域によって，そもそも三世代同居の発生が影響

Ⅵ

結論を受ける可能性がある。今後の研究課題としたい。

本稿では，居住環境，世帯の生活，個人の生活のそれぞれについて，相対的剥奪の状況に三世代同居が与える影響との関連をみてきた。その結果，三世代同居は必ずしも相対的剥奪の状況を改善する効果を示しておらず，むしろ居住環境と個人の生活については，相対的剥奪スコアを高める
効果を示していた。ここから，実は三世代同居をすることは子育てをする世代にとって資源にはな
りえず，むしろ生活を苦しくするリスク要因である可能性を指摘し，三世代同居を推進するための住宅政策のみならず，三世代同居を選択せずとも生活していけるような公的支援が必要であると論じた。
本稿には残された課題もある。第1に，本来であれば，公営，あるいは民営の子育て支援サービ
スや，職場における両立支援制度の利用の有無
が，三世代同居の有無の効果にどう影響を与えるのかも考慮するべきである。しかしながら，本稿で用いた「第2回

生活と支え合いに関する調査」

においては，そうしたサービス，制度の利用の有無についての設問は小学生以下の子どもがいる者
のみに限定して尋ねられているため，サンプルサ
イズの大幅な減少が免れない。こうした事情から，本稿での分析においては当該項目を統制できなかった。第2に，世帯の生活への三世代同居の影響について，より検討する必要がある。先述の通り，「第2回

生活と支え合いに関する調査」における世帯の生活に関する剥奪についての質問項
目には，事実ベースのものと主観ベースのものが混在している。本稿では両者をまとめて合成して被説明変数としたが，それらを別に分析したら結果が異なってくる可能性はあるだろう。第3に，三世代同居の発生を規定する要因についての分析である。本稿において示唆された生活が苦しい者

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（とうま・こうた）

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社 会 保 障 研 究Vol. 4 No. 3

Three Generation Households and Relative Deprivation
Kota TOMA＊
Abstract
Recently, attention has been focused on three-generation households as support resources forpeople who raise children. However, the impact of three-generation households on the lives of those raisingchildren has not been fully studied.
Using data from the “Second National Survey on Social Security and People’s Life”, this paper
examines the effects of three-generation households on the relative deprivation of people who raise children
with regard to three aspects: living environment, household life, and individual life.
The analysis showed that three-generation households had no significant negative effect on any of
the relative deprivation situations. On the contrary, it had significant positive effects on those aspects ofhousehold environment and personal life.
These results suggest that not only housing policy to promote the three-generation cohabitation, butalso the public support that makes it possible not to live in three-generation households is needed.
Keywords：Three Generation Households, Relative Deprivation, Second National Suney on Social Security
and Peoples Life＊

Senior Researcher, National Institnte of Population and Social Security Research

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