社会情報学

第９巻２号

2020

原著論文
父親・母親同士の友人グループへの参加条件―サポート・ネットワーク論と社会関係資本論の文脈から―
Conditions for Participation in a Friend Group of Fathers or Mothers:
In Context of Support Network and Social Capital
キーワード：
パパ友・ママ友，友人グループ，サポート・ネットワーク，社会関係資本，社会経済的地位
keyword：Papa-friends / Mama-friends, friend group, support network, social capital, socio-economic status

東京都立大学

塚Tokyo Metropolitan University（株）KDDI総合研究所

常健太Kenta TSUKATSUNE

大戸KDDI Research, Inc.

朋子

Tomoko OTO要約
親同士で形成される友人グループには，子育ての相談相手やサポートなどを得られる利点があるといわれており，居住地域に即した情報の交換と流通の基盤としても機能していると考えられる。
親の友人関係の形成や活動に関する従来の研究では，特に母親に注目した分析が行われてきたが，実際には必ずしも母親役割（あるいは父親役割）と直結しない，社会的属性や血縁，地縁などの影響も存在すると予想される。また，子育ての脱性役割化が叫ばれるだけでなく，既婚者の実態としても共働き家庭が増加している現状を踏まえると，就業形態や経済力などの影響も考慮した，男女共通の視点が必要だと考えられる。そこで本稿では，サポート・ネットワークと社会関係資本に関する研究の知見を援原稿受付：2020年４月４日
掲載決定：2020年９月６日

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父親・母親同士の友人グループへの参加条件―サポート・ネットワーク論と社会関係資本論の文脈から―

塚常健太・大戸朋子

用し，子を持つ既婚男女を対象とした計量分析を行い，親同士の友人グループへの参加の規定要因を明らかにする。特に社会経済的地位，家族・親族などのサポート・ネットワークの影響に注目する。
分析の結果，個々の学歴・収入，サポート源および家事育児分担納得感の影響には男女で異なる傾向が見られる一方，社会経済的地位とサポート全体で見ると，父親と母親で共通の規定構造が明らかとなった。地位や既存のサポートが不足している親同士が友人グループへの参加によって補完を行うのではな
く，既に生活環境が整った親同士が新たな人間関係を獲得している様相が見られた。
Abstract
A friend group formed by parents is said to have merits for members to obtain advisers andsupport of child care each other. And the group seems to function as a basis of exchange andcirculation of information which matches the residence area.
Previous studies about the formulation and the activities of parental friendships have focused onmothers. In reality, however, it is expected that there are influences such as social attributes, kin
relationships, and geographical ties that are not necessarily directly related to the mother role（orthe father role）. In addition, in view of the fact that the number of double-income families isincreasing, it seems necessary to establish a common viewpoint for both men and womenconsidering the effects of employment patterns and economic power. In this paper, we propose aquantitative analysis of married men and women with children based on the knowledge of support
networks and social capital, and clarify the determinants of the participation of parents in a friendgroup. In particular, we focus on the influence of socio-economic status and support networks
such as family and relatives.
From the analysis, while we found gender-different tendencies in the effects of detailed
educational background, household income, types of support sources and satisfaction for sharing
housework and childcare, as a whole we clarified the common regulatory structure in fathers andmothers. There was a situation that parents who already have a good living environment are
acquiring a new relationship, rather than a situation that parents with insufficient status andsupport supplement each other by participating in a friend group.

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会学や社会ネットワーク論の観点からは，親同士

はじめにの友人関係の探究を通じて，人間関係にまつわる

近年，社会的要請として脱性役割を強く求めら

多様な知見が相互に架橋されると期待される。

れているものの一つに，育児参加が挙げられる。

さらに，親同士の間では一対一の関係だけでな

例えば「子ども・子育て応援プラン」（厚生労働

く，集団（友人グループ）がしばしば形成される。

省 2006）では，男性の育児休業取得率10％（女

この集団が互いの相談事項の共有や情報交換な性は80％）が目標値として明記され，現行の育児・ど，集団的コミュニケーションの基盤となる。会

介護休業法（厚生労働省 2019）には「パパ休暇」

話において自ら情報を提供し，他の参加者から有「パパ・ママ育休プラス」などの制度が盛り込ま用な情報を獲得して持ち帰り，子育てや生活に取れている。また，2010年代以降は「イクメンプ

り入れて新たな経験知を得る一連の過程は，社会ロジェクト」（厚生労働省 2020）のような産官学システムの一端として機能している。その過程でを横断したプロジェクトが立ち上げられるなど，はノウハウや暗黙知など，グループの外では得ら

父親が育児に参与しやすくなるよう様々な環境づれない情報も多く流通していると推測される。まくりが進んでいる。

た，自治体や学校が発信する公的な情報の流通経

過去には母親に付随するものとして扱われてき路も社会構造に依存する面があり，親同士のやりた，育児に関連する行動や人間関係についても，取りを介して伝播することもある。このような親父親が主体となるケースが注目されるようになっ同士の友人グループは，情報の交換と流通の基盤てきた。その一つに，親同士の友人関係（「ママ友」となる集団の好例であり，社会情報学の観点から「パパ友」）が挙げられる。子を持つ女性同士のも示唆に富む分析対象だといえよう。

友人関係については，ストレスをもたらすなどの一方，親同士の友人グループは，自治体や学校

ネガティブな要素を伴う一方，境遇を同じくするが親たちに形成を促したり，親本人が希望さえす

貴重な相談相手や情報交換の相手としても機能しれば参加できるものとは限らない。通常の友人関うることが指摘されている（宮木 2004，實川・係の形成において問題となるコミュニケーション

砂上 2012，2013，井梅・藤後 2014，中山・池

能力や外向性に加え，様々な社会的・環境的条件

田 2014，武市 2014，藤井 2016）。このようなが参加機会に影響を及ぼすと予想される。

機能を有する関係性が父親にも存在しうることか

以上を踏まえ本稿では，子供に関する話題を共ら，近年は父親の友人関係も研究対象として扱わ有できる親同士の友人グループが形成される要因

れるようになった（宮木 2014，安藤 2015）。

を計量的に分析する。単に父親を対象に追加する

それでは，親同士の友人関係はどのように形成のではなく，社会経済的地位やサポート・ネット

されるのか。さらには，父親も研究対象に含んだワークに関する男女共通の視点から分析し，性役

場合，形成の過程において男女（父母）共通の部

割あるいは父親／母親役割に起因する要因と，共分と異なる部分はそれぞれどのようなものなの通の規定構造を持つ要因をそれぞれ明らかにする。

か。この探究は社会的意義だけでなく，学術的意義も大きいと考えられる。その理由としてまず挙２

先行研究と分析の視点

く多様な次元の人間関係の結節点にあり，夫婦関

2.1

先行研究

係や親子関係，さらに血縁，地縁，職業縁といっ

2.1.1

げられるのは，親同士の友人関係が個人を取り巻た関係の交差領域に成立することである。家族社

親同士の友人関係に関する研究

2000年代以降，母親同士の友人関係として「マ3父親・母親同士の友人グループへの参加条件―サポート・ネットワーク論と社会関係資本論の文脈から―

塚常健太・大戸朋子

マ友」が学術的にも着目されるようになった（1）。

ど）から発展するケースと，子供と無関係のケー「ママ友」の関係から得られる利益には，育児のス（従前の友人関係の移行など）が同程度である

相談相手やサポート，子育てに関する情報のやりのに対し，父親では後者が約８割に上る。二点目取り，共感を得るという情緒的利益などがある（實は子供に関する契機で得た友人関係の維持理由で

川・砂上 2012）。また，相談や情報交換に関してある。母親は負担感を伴ったとしても子のことをは，母親同士のSNS（ソーシャル・ネットワーキ

考慮して関係を維持するが，父親はそのような契ング・サービス）などの通信メディアによるやり機でも負担感を伴う関係ではなく，自身のための取りも行われている（宮木 2004，武市 2014）。

心地よい友人関係として維持するというものがあ

母親の世代差や絶え間ない新規SNSの登場などもる（2）。その上で安藤は，母親と父親で差異がありあり，利用の実態は過渡的であるが，直接対面すながらも，（留保はありつつも）それぞれに子育る機会がない日時でもやり取りできるツールとして関連の情報交換や自身の情緒的安定といった利て機能しているといえる。

益が存在することを論じている。

他方，「ママ友」のネガティブな側面として，以上の先行研究では，親同士の友人関係につい親しみを感じない相手であっても子供の人間関係て様々な実態が明らかとなった。しかしながら，やPTAに配慮し，義務的感覚でつながるケースも本稿の問題関心と最も重なる安藤の研究も含め，ある（井梅・藤後 2014）。このような側面から，直接同じ調査・分析手法で父親と母親を比較する

心理的負担の指標を用いた分析も行われている

分析はなされていない。さらに，實川・砂上（2012）（中山・池田 2014，藤井 2016）。藤井が端的にが指摘する就業形態や就業期間以外にも，本人の「ヤマアラシ・ジレンマ」に喩えているように，

社会的属性や生活環境など，影響を考慮すべき要総じて「ママ友」研究からは，ストレス源とも不因があると予想される。そこで，より広い範囲で

安感・寂しさを解消する手段ともなりうる，子育

関連しうる研究の知見も参照する。

て期の母親を取り巻くアンビバレントな人間関係の像が浮かび上がっている。このような「ママ友」

2.1.2

サポート・ネットワークに関する研究

関係の有無を規定する要因に関しては，實川・砂親同士の交流から得られるメリットの代表的な上（2012）が，母親のライフイベントに伴う関ものとして，「サポート」が挙げられる。サポー係の発生・消滅について議論している。専業主婦

トと呼ばれる概念には，研究史の文脈によって多か仕事を持つかの違いや，就業期間などが「ママ様な定義・種類が存在するが，本章で述べてきた友」の有無に影響するとされる。

「ママ友」研究の文脈に登場するサポートとは，一方，本稿の主題の端緒となる父親同士の友人

育児に対する手助けや相談・アドバイスなど，直関係について詳細に扱った日本の研究事例は，管接子供に関連する支援が中心となる。この子供関

見の限り現時点で宮木（2014），安藤（2015）

連のサポートを授受する親の（友人を含む）人間のみである。母親と父親の友人関係の相違点とし関係を扱った研究には，多くの蓄積が存在する。

て，宮木（2014）の調査結果からは，母親と比しかし，従来は母親役割と子育てが直に結びつけ

べ父親が自身の親役割を明確に意識した交流をら れ て き た こ と も あ り， 男 女 比 較 を 行 う 遠 山

行っていない状況が明らかになっている。また安（2016），齋藤・野嵜（2018）などを除くと，子藤（2015）は，以下の二点を主要な相違点とし供の存在を中心に据えた研究自体も母親（特に幼て挙げている。一点目は友人関係が獲得される契い子を持つ母）を対象とするものが圧倒的に重き機である。母親では子供に関する縁（学校行事なを占めてきた（久保 2001，松田 2001，森永・山4

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内 2003，前田 2004，加藤 2005，丸山 2013，目黒 1990，菅野 2001，永吉 2017など）。また，

水垣・武田 2015など）。これらの研究では子育て

ネットワークの獲得・維持・消滅や数と関係するに取り組む母親のライフイベントに関する仮説命

分析の視点として，職業・学歴・経済力などの題が導き出され，検証が行われてきた。母親の人

SESの影響（永吉 2017，内藤 2017），都市の親間関係の構築に影響する要因として，子供の年齢

族関係（前田・目黒 1990），複数の種類の親族間層・教育課程（遠山 2016），居住地の都市規模（水サポート（菅野 2001）などが挙げられている。

垣・武田 2015，遠山 2016），居住地が母親の出

これらの視点の中には親同士の友人関係の成立基身地かどうか（前田 2004），血縁者・親族とのつ盤としてもそのまま存在しうるものや，関連性をな が り（久 保 2001， 松 田 2001， 森 永・ 山 内

検討すべきものがある。

2003，加藤 2005，水柿・武田 2015）や，親（子さらに先行研究の中で，男女共通の理論的フ供から見て祖父母）との同居・近居の有無（久保レームワークとしても特に参考となるのは内藤

2001，水垣・武田 2015，齋藤・野嵜 2018）な（2017）の議論である。内藤は行為者の生活上どが指摘されている。しかしながら，多くの事例の自由さを示す「主観的自由」（従属変数）に対では父親との比較が行われていないため，男女差

する，サポート・ネットワーク（独立変数）の主を統制しても残る母親役割あるいは出産など女性効果が経済力に影響される（＝交互作用効果があ特有のライフイベントに伴う結果なのか，それとる）か否かについて，「利他性に基づく贈与関係（交も実際には男女共通であるのか，改めて検証すべ

互作用なし）」「相互的な交換関係（正の交互作用（3）

き点が多い 。さらに，共働き家庭が増加する現あり）」「必要性に基づく依存関係（負の交互作用状を踏まえると，家計の主たる負担者という面であり）」という対立仮説を立てて分析している。

の脱父親（役割）化が生じているため，男女とも

ネットワークの主効果が自由を高める一方，低収に社会経済的地位（Socio-Economic Status；以入であるとサポートの効果が低下するという交互

下SES）と友人関係の有無が結びついている可能作用も検出されたことについて，内藤は資源を持性も否定できない。

つ者同士の「相互的な交換」と親和的な結果と解釈している（5）。

ここで，父親・母親に限らず成人一般に視野を広げ，そのソーシャル・サポートに着目する。育児に関するサポートに加え，直接子供とは関係の2.1.3

親の社会関係資本に関する研究ない相談事や家事，金銭的支援，介護なども含め最後に，親の人間関係の規定要因と理論的フて授受されるサポートを本稿では「ソーシャル・

レームワークの双方で参考となる研究として，社

サポート」と定義し，その授受が発生する人間関会関係資本（Social Capital；以下SC）に関する係を「ソーシャル・サポート・ネットワーク」（Social

杉原（2014）を挙げる。杉原は教育社会学の文脈（4）

Support Network）と定義する。前述の（母）から，SC概念にまつわる複数の理論体系を参照し親に対象を限った研究でもソーシャル・サポート

た上で，異なる都市度の地域に住む母親の組織加を扱ったものがあるが，本稿でサポートについて

入や社会活動参加に関する分析を行っている。SC

議論する際はその授受の主体を親に限定しない（こと母親のSESとの関係性を見たとき，大都市ではれ以降，特別な断りのない限り「サポート」の語

Bourdieu的な変数間関係（Bourdieu 1986），地はソーシャル・サポートの意味で用いる）。この成方都市ではColeman的な関係（Coleman 1988），

人一般を含めたサポートのネットワークを扱った

中間規模の都市ではその中間的な関係が見られる

研究では，男女比較も多く行われている（前田・としている。杉原の解釈に基づき要約すれば，

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塚常健太・大戸朋子

Bourdieu的関係とは，SCが文化資本や経済資本

で本稿では友人グループを明示的にSCと捉えてなどの他の資本と連動して階層再生産に寄与する

仮説を検証する形式をとらず，「補完関係」またという説明であり，SCはSESなどの従属変数としは「拡大関係」という変数間の関係性を分析の視て，分化した社会階層を維持する方向に機能する。

点に取り入れる。また，実際の利益のやりとりでColeman的関係とは，SESにおいて不利な母親同はなく，参加そのものの有無と独立変数（規定要士が，そのギャップを低減させる方向で関係性を因）との間の関係性を分析の対象とする。

機能させるというものであり，SESが低い場合で親や成人一般のサポート・ネットワークの研究あっても補完的に正の機能を果たすものである。

を踏まえると，参加の要因として予想される中でいささか学説史上の細部を簡略化することになるも，特に親自身の社会経済的地位（SES），そしが，前述の内藤（2017）の対比を合わせると，「必て既存の人間関係として親族らのサポート・ネッ

要性に基づく依存関係」はColeman的関係と，「相トワークが重要である。そこで本稿ではこれらの互的な交換関係」はBourdieu的関係と対応づけら

要因を分析の中心に据える。また，母親に注目し（6）れる 。さらにこの延長線上にある研究として，たサポートの研究では育児に直接関わる支援や相杉原（2018）は家族内の夫婦間関係と性役割を考談事を取り上げていたが，本稿では育児のサポー

慮した成人男女のネットワーク構造の違いも検討

トのほか，直接子供に関するものとは限らない家しており，本稿の問題関心となる男女共通の分析

事，経済面や相談などのサポート・ネットワーク（7）

視点としても有効と考えられる 。

も友人関係の構築に影響すると捉える。その上で，親同士の友人グループへの参加とSES・既存のサ

2.2

分析の視点

ポート・ネットワークとの関係性は，前者が後者

親同士の友人グループは，必ずしも利益をもたを補完する形になっているのか（負の関係性），

らすとは限らず煩わしさも伴うが，利益をもたら

それとも前者は後者を拡大した形になっているの

す「可能性を有する」SCの一種と見なすことがか（正の関係性），あるいはそのどちらでもない（8）可能である 。利益とは，この結びつきが存在しのかを確認する。

ない限り得られない情報を始め，相談相手，サポー

また，先行研究を踏まえると，上記の他にも親ト，情緒的つながりなど多様なものが含まれる。

同士の友人グループの成立を左右する要因が想定

さらにこの利益が生まれる背景を「ママ友」に関される。例えば夫婦間での家事・育児分担の程度する知見を踏まえて推測すると，自力や親族に頼や絶対量，家族構成，地縁・居住環境などである。

るだけでは不充分な生活環境を補うため，他の親

そこでこれらの要因も独立変数として投入する。

との共助を図る親の存在が想定される。その一方，特に，夫婦間での性役割および父親／母親役割が互いに生活環境が整っている親同士が新たな人間

参加・不参加を決める要因にも影響しており，か関係を構築して情報やサポートを補強している状

つその影響は男女で異なると考えられる。

況も想定しうる。それぞれの状況は，前節のSC

なお，SESや都市度と人的ネットワークの広さに関するColeman的関係とBourdieu的関係の対との関係性など，先行研究では要因間の交互作用比と類似している。ただし，SCの概念は非常に効果についても様々な仮説が検証されており，本多義的であり，計量分析にあたっては適切な指標

稿のデータでも分析は可能である。しかし，本稿化が必要であるが，親同士の友人グループについでは一部を除き，基本的に主効果のみを検証の対ては影響しうる要因が多岐に渡ると予想され，SC象とする。主要な関心が主効果にあること，またの指標を先験的に定めることは困難である。そこ

交互作用の詳細の十分な議論・解釈が難しいこと

6

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が理由である（ただし，同居子の効果に関しては「子供きっかけ」の20～30代男性が少なくなっ交互作用効果の確認を行った）。

たため，40代男性から補充した。有効回収サンプ
ルは1,613名（男性802名，女性811名）となった。

３

調査と分析の手順

3.1

調査データ

今回の調査では友人グループに関するスクリー
ニング条件用の設問のほか，SESや家族構成，家事・育児，友人グループへの期待感や今後の参加

本稿では専用に設計したインターネット調査の意向などの項目を問うた。そのうち，今回の分析

データを使用する。
「子育て期の親のコミュニティ

で使用する質問項目でリストワイズを行い，さら所属に関する質問紙調査」として，国内のウェブに家事分担など夫婦単位で生じる変数の効果を検調査会社にモニター登録をしている人のうち，21証するため，既婚者のサンプルのみを残した（未～69歳の子供を持つ父親と母親を対象として，婚・離別・死別のサンプルを除外）。また，今回

2017年９月27日および28日に調査を実施した。

は（A）・（B）友人グループ参加者と（D）未経

また，以下の条件ごとにサンプルを均等割りつけ

験者の違いを検討するため，（C）「離脱」は使用にして回収した。条件として，まず，「子供に関しないこととした。参加者と未経験者を合わせ，する話題を共有できる」かつ「自身を含め３人以

最終的に887名（男性533名，女性354名）のサ上からなる」友人関係の有無を問うた。次に，そンプルを残した。なお，男女別に３群の本人年齢のような友人関係を持つ場合はその関係が得られの平均値を示すと，男性で（A）「子供きっかけ」

た契機について，持たない場合は過去に持った経

46.9歳，（B）「子供無関係」47.6歳，
（D）
「未経験」

験があるか否かを問うた。これにより，（A）現

50.4歳であり，（D）が他より高めになっている。

在友人関係あり・子供きっかけで関係が作られた

女性では（A）「子供きっかけ」48.8歳，（B）「子（以下「子供きっかけ」），（B）現在友人関係あり・供無関係」41.4歳，（D）「未経験」49.0歳であり，子供とは無関係の既存の友人関係が親同士の関係（B）が他より低めになっている。

に移行した（以下「子供無関係」），（C）現在友人関係なし・過去には関係を持っていたが離脱済

3.2

分析手法

み（以下「離脱」），（D）現在友人関係なし・過

本稿では，男女別の基礎分析（χ2乗検定，分去にも持った経験がない（以下「未経験」），とい散分析）でSESやサポートに関する大まかな傾向

う４条件に対応する調査対象者グループを準備しを把握した後，友人グループへの参加の有無を従た（9）。次に男女それぞれで４条件ずつ，計８ブロッ

属変数として男女別の多項ロジスティック回帰分

クの対象者をそれぞれ200人ずつ，計1,600人を析を行う。

計画サンプルとした。調査方法にインターネット
調査を採用し，かつ男女・各カテゴリーで同数サ

3.3

変数

ンプルを設定した理由は，男女ともに多変量解析

独立変数の大枠は，SES，家事・育児と夫婦関係，を用いた比較が可能なサンプルサイズを確保する

各種のサポート源数，地縁・居住環境，同居子で

（10）

ためである

。なお，各200人の内訳として20・ある。使用する独立変数の記述統計量を男女別に30代，40代，50代，60代が可能な限り等しく含示す（表１）。SESとして投入するのは，学歴，世

まれるように割りつけを行った。ある年代の対象

帯収入，就業形態，通算就業年数（間に非就業期者が50人に届かない場合は，やむを得ず一番近間を挟むか否かを問わず，これまで働いた経験のい年代から補充する方針を採った。結果的に（A）

ある期間の合計を問うたもの）である。

7

父親・母親同士の友人グループへの参加条件―サポート・ネットワーク論と社会関係資本論の文脈から―

塚常健太・大戸朋子

表１

記述統計量

男性 (N=533)
同居
子
学歴

いて，
「自分の親」「自分の親族」「配偶者の親」「配
女性 (N=354)

偶者の親族」「友人」「隣人・近所の人」
「その他
（自
由記述）
」がサポートを得られる間柄であるかをマ

未就学子
小学生
中学生
高校生・高専生

ルチアンサー形式で問うた（なお他と排反の「誰からもサポートを受けていない」という選択肢も中学・高校
専門・短大・高専
大学・大学院

世帯
収入
就業
形態

サポ
ート
源数

用意した）
。このうち「友人」以外で選択された

0~399万400~599万
600~799万
800万以上間柄（サポート源）の数を単純加算した。選択肢の「友人」は特にどのような友人であるかを指定

フルタイム
自営・自由
パート・バイト
主婦/主夫・無職しておらず，回答者によっては親の友人グループ
自体の仲間を含む場合もそうでない場合もあると通算就業年数※1
経済的
精神的
家事育児

考えられるため，友人グループとそれ以外のサ
ポート・ネットワークの関係性を検討する本稿の※2

家事育児分担納得感

平日家事育児時間※3
親同居

地元

趣旨と照らし合わせ，加算の対象から除外するこ

本人地元
配偶者地元

ととした。また，「その他」の自由記述内容が配偶DID人口比者，子供となっている場合も除外した（11）。家事育※１：月単位の期間も年数に換算したため小数点以下の値がある※２：反転後の値を掲載した※３：「24」という回答は次点の最大値（19.5）に置き換えた児サポートについては，家事と育児それぞれのサ
ポート源の数を計算した後，平均値を計算した。

就業形態は男女で分布が大きく異なっていたた

家事・育児と夫婦関係の要因として投入するのめ，後の多項ロジスティック回帰分析においては，

は「平日家事育児時間」「家事育児分担納得感」

ダミー変数投入時の基準に異なるカテゴリーを採である。平日家事育児時間は，平日家事時間と平用 す る。 男 性 の 基 準 は フ ル タ イ ム で454名

日育児時間を問うた結果の平均値を投入した（12）。

（85.2％），女性では主婦・無職で198名（55.9％）

家事育児分担納得感の設問の文言は「配偶者とのである。通算就業年数は選択式の設問の回答から，

仕事・家事育児の分担方法や割合などに関して，選択肢の文言が示す期間の中央の値を月単位で計

あなたは納得していますか。最もあてはまるもの

算し，それを年数（12か月＝１年）に換算して用をお選びください。
」（「納得している」～「納得いた。そのため，月単位の部分を小数点以下の値

していない」の４件法）であり，連続値として投として残している。例えば「３か月未満」の回答入した（値が大きいほど納得感が高いことを示す

は0.125年（＝1.5か月），」「１年～２年未満」の回よう反転した）。

答は1.5年（＝18か月）と換算した。

地縁・居住環境要因として投入するのは，親同「サポート源数」として投入するのは，経済的居，地元性，DID人口比である。親同居とは，同サポート源数，精神的サポート源数，家事・育児

居家族に関する設問から作成したダミー変数であサポート源数の三つ（連続値）であり，育児関連

り，夫側か妻側かを問わず，夫婦どちらかの親と以外のソーシャル・サポートも検討の対象とする。

同居しているかどうかを表している。地元性とは設問の文言は「以下の項目について，あなたをサ

現居住地が自身または配偶者の地元であるかどう

ポートしてくれる人としてあてはまるものをそれかを問うた変数である。主効果（ダミー変数。分

ぞれお選びください。
」
として，「金銭面でのサポー

析時には中心化した）として「自身の地元」「配ト」「家事のサポート」「育児のサポート」「相談な

偶者の地元」を投入し，さらにその両者の交互作

どの精神面でのサポート」の４項目それぞれにつ用効果である「自身と配偶者両方の地元」も投入

8

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した。また，今回の調査ではサンプルの居住市区

た通り，大きな影響を及ぼしていると予想される町村のデータも得られたので，それを基に平成27

SESとサポート源数を基礎分析に用いる。SESの年度の国勢調査の結果（総務省統計局 2017）か

うち，学歴３分類と世帯収入４分類について度数

らDID（Densely Inhabited District；人口集中地

分布と割合を計算し，χ2乗検定を適用した。ま区）の人口比を計算し，居住地域の都市度の指標

た三種類のサポート源の数について平均値を計算とした。地元性とDID人口比を同時に投入するこ

し，分散分析を適用した。その結果，男女ともにとで，居住地域の影響が絶対的な都市度の違いに

この時点で，（A）・（B）の友人グループの参加者

よるのか，それとも相対的な土地勘や地域との親は（D）未経験者と比べてSESが高く，サポート

密性に基づくものなのかを判別できる。

源数も平均的に多い傾向が明らかになった。

最後に統制要因として，同居する子が存在するかどうかを，所属する教育課程を基準にして投入

4.2

（13）

した

。それぞれがダミー変数であるが，互い

4.2.1

多項ロジスティック回帰分析の結果
同居子の影響の確認に排反ではなく，例えば小学生と中学生の二人の基礎分析の結果も踏まえ，男女別の多項ロジス

子と同居する効果は両方の変数で計算される。

ティック回帰分析の結果を表３に示す。多項ロジ
スティック回帰分析では，参加者を（A）
「子供きっ
かけ」，
（B）
「子供無関係」の２群に分け，
（D）
「未

４

分析結果

4.1

基礎分析による全体傾向の確認

経験」と比べた場合の各群への該当しやすさを検証する（14）。独立変数の偏回帰係数（B），標準誤

本体の多項ロジスティック回帰分析に入る前差（S.E.），オッズ比（Exp（B））を記載した。

に，主要な変数と回答者カテゴリーとの関係につ

主要な独立変数に先立って，統制要因の役割もいて，男女別に参加者（（A）
「子供きっかけ」お果たしている同居子の効果を確認する（なお，

よび（B）「子供無関係」）と（D）未経験者の大10％水準でのみ有意な効果は，影響が示唆され

まかな傾向を確認する（表２）。要因として検討る程度のものであるため，これ以降は有意性の確する独立変数の中でも，「分析の視点」で議論し認の際にのみ言及し，解釈の対象からは除外す

表２χ 検定・残差分析※1

学歴分散分析※2サポート
源数

男性 (N=533)

子供きっかけ

子供無関係

人数

人数

中学・高校
専門・短大・高専
大学・大学院
世帯収入 0~399万
400~599万
600~799万
800万以上主要独立変数の基礎分析の結果(N=168)

未経験(N=191)

人数

χ

子供無関係

人数

人数

経済的
精神的
家事育児

***: p< .001, **: p< .01, *: p< .05, †: p< .10※１：太字/斜字 のセルは５％水準で標準化残差が有意に多い/少ないことを示す※２：下線/二重下線の群は５％水準で有意に下線なし/下線の群より平均値が高いことを示す

9

女性 (N=354)

子供きっかけ(N=111)

未経験(N=120)人数χ父親・母親同士の友人グループへの参加条件―サポート・ネットワーク論と社会関係資本論の文脈から―

塚常健太・大戸朋子

表３

男性 (N=533)

参加・子供きっかけ
B

独立変数
定数

同居子

多項ロジスティック回帰分析の結果
参照：未経験 （N=191）

参加・子供無関係B

女性 (N=354)

参加・子供きっかけB

参照：未経験 （N=120）

参加・子供無関係
B

†

未就学子
小学生
中学生
高校生・高専生

学歴(中学・高校)※1

専門・短大・高専
大学・大学院†

世帯収入(800万以上)※1

0~399万400~599万
600~799万††††

就業形態※2

フルタイム
自営・自由
パート・バイト主夫/主婦・無職

通算就業年数
サポート源数
経済的
精神的
家事育児

†

家事育児分担納得感
平日家事育児時間
親同居
地元※3

†

†

本人地元
配偶者地元
本人×配偶者

DID人口比
疑似決定係数***: p< .001, **: p< .01, *: p< .05, †: p< .10※１：基準カテゴリーは（ ）内のもの※２：最大数となる就業形態を基準カテゴリーとした。男女で基準が異なる（男性：フルタイム/女性：主婦・無職）※３：主効果を男女別の平均値で中心化し，その積を交互作用効果として投入したる）。同居子がいる夫婦は，子供に関する話題をを確認する。 男性の分析結果から確認すると，共有することのできる友人グループを持ちやす

学歴の効果は「大学・大学院」が10％水準で有く，子供が自立している場合などは参加機会に乏意ではあるが頑健な結果とはいえない。これに対しいと考えられる。

し，世帯収入では，（A）「子供きっかけ」，（B）「子

同居子の有意な効果を確認すると，男性では

供無関係」ともに比較的低収入の層で負の効果が（A）「子供きっかけ」の未就学子以外で正の効あり，特に０～399万円の層で大きな効果がある。

果.があるのに対し，女性では（B）「子供無関係」

職業に関する変数について確認すると，通算就業の未就学子のみで正の効果があり，男女で対照的

年数は有意ではないが，就業形態では主夫・無職（15）

な結果となっていた。

であると（B）「子供無関係」で偏回帰係数が有意に負となっている。男性の全体的傾向として，

4.2.2

SESの影響

特に世帯収入の影響が大きいことが分かった。次同居子の効果を統制した上で，まずSESの影響に女性の結果を確認すると，学歴で高学歴者ほど

10社会情報学

第９巻２号

2020

友人関係を持ちやすいという結果となっており，

参加者全体の精神的サポートと女性の（B）「子（A）「子供きっかけ」の場合には頑健かつ大き供無関係」の家事育児サポートの効果が，頑健かな効果がある（例えば大学・大学院卒でExp（B）

つ顕著であった。

＝2.570）。次に世帯収入の結果を見ると，男性の場合と異なり，ほとんど有意な結果が見られな

4.2.4

性役割に関する要因の影響

い。唯一，世帯収入が最も低い層でのみ，（A）「子

続いて，性役割（子供との関係で言えば父親／

供きっかけ」で負の効果が10％水準で表れてい母親役割）に関する変数の効果について確認する。

（16）

る

。一方，就業形態での有意な効果は見られず，男性の結果を確認すると，家事育児分担納得感

通算就業年数の効果は（A）「子供きっかけ」には（A）「子供きっかけ」が１％水準で有意，（B）

おいて５％水準で有意であった。

「子供無関係」が10％水準で有意であり，ともに以上を踏まえると，SESの有意な効果が見られ正の効果であった。特に（A）「子供きっかけ」にる場合は，高学歴，高収入，および安定的な就業おいて妻（配偶者）との分担に納得できている人

形態，就業経験が長い親ほど友人関係を持ちやすが友人グループに参加しやすいという結果であっい傾向が見られた。ただし，全てのSESが有意とた。なお，平日家事育児時間は有意ではなかった。

なるわけでなく，また頑健かつ顕著な影響が見ら

次に女性の結果を確認すると，家事育児分担納れる箇所については男女で傾向が異なっていた。

得感，平日家事育児時間ともに有意ではなかった。
主観的な納得感の影響について男女で異なる傾向

4.2.3

サポート・ネットワークの影響が見られた。

続いて，各種のサポート源の数に関する分析結果を確認する。まず男性の結果から確認すると，

4.2.5

その他の規定要因の確認

有意な効果を持つものは精神的サポートのみであ最後に，血縁・地縁として影響しうる親同居，

るが，（A）「子供きっかけ」，（B）「子供無関係」

地元性，DID人口比の結果を確認する。先に述べともに0.1％水準で有意であった。親族などからておくと，男女ともに親同居および地元性の効果

精神的サポートを得ているほど，親同士の友人グが有意となる箇所はなかった。残るDID人口比のループにも参加しやすいという結果であった。

効果について男性の結果から確認すると，（B）「子

次に，女性のサポート源数の効果は複雑なパ供無関係」において５％水準で有意な負の効果がターンとなっており，（A）「子供きっかけ」で経出ていた。次に女性の結果を確認すると，（A）「子

済的サポートが10％水準で有意，
（B）
「子供無関

供きっかけ」が５％水準で有意な正の効果が出て係」で精神的サポートが10％水準で有意，家事いた。

育児サポートが0.1％水準で有意であった。いず以上を踏まえると男女とも相対的な地縁（地元れもサポート源が多いほど友人グループにも参加

性）ではなく，絶対的な都市度の影響を受けていしやすいという結果である。ただし，頑健なものることが分かる。ただしその影響は男女で対照的

は家事育児サポートの効果のみである。

であり，男性では都市部にいると子供と関係ない

以上を踏まえると，サポート源の有意な効果が友人グループに参加しにくく，女性では子供に関見られる場合には，既に親族らからサポートを得する契機のグループに参加しやすくなるという結ている親ほど友人グループに参加しやすいという果であった。

傾向が見られた。一方で効果の大きさやサポート種において男女で傾向が異なり，男性の（A）
・
（B）

11

父親・母親同士の友人グループへの参加条件―サポート・ネットワーク論と社会関係資本論の文脈から―

塚常健太・大戸朋子

５

議論

5.1

知見の解釈

さらに特筆すべきは，男性において頑健に見られた精神的サポートの影響であった。親同士の友人関係から得られるものとして，宮木（2004，2014）

多項ロジスティック回帰分析の結果からは，全の調査結果に挙げられている中には，情報交換のほ体的には男女共通の傾向として，高学歴・高世帯

か，共通の話題や安心感など情緒的な利益が含ま収入といった高いSESを持つ親，あるいは親族関れる。しかし，今回の結果からは情緒的利益を得る係を中心とするソーシャル・サポート源数を多く可能性を有する関係を持つ者は，親族などの精神持つ親が，親同士の友人グループにも参加しやす

的サポートのネットワークを既に保持している実態

いという関係性が浮かび上がった。変数間の「拡が浮かび上がった。理論的なフレームワークとして大関係」を確認することができ，誤解を恐れずに参照した内藤（2017）の「相互的な交換」に対応言えば，恵まれている者がさらに恵まれる「勝者する結果であった。また，前田・目黒（1990）の総取り」に近い状況であった。その上で，個々の知見と部分的に整合する形で，親族などの人間関SESやサポート・ネットワークの種類，および友係の強度が親同士の友人関係の拡大にもつながる人グループの形成の契機（「子供きっかけ」「子供

ことが示唆された（ただし本稿では夫方・妻方の区無関係」）まで細かく見ていくと男女で有意な変別や人間関係そのものとサポートの区別を行ってい

数の組み合わせに違いがあった。

ないため，さらなる詳細の検討が必要である）。

端的にまとめると，親同士の友人グループへの以上の結果に加え，性役割および父親／母親役

参加についてはSESやサポート・ネットワークの割に対応する変数の影響が一部確認された（17）。

制約が加わっていることになる。顕著なSESの影

男性では（A）「子供きっかけ」のグループで夫婦

響では，男性の場合は世帯収入が高いと契機を問間の家事育児分担に対する（主観的な）納得感がわずグループに参加しやすくなり，女性の場合は高いほど参加しやすくなっていたのに対し，女性

高学歴で（A）「子供きっかけ」のグループに参では納得感の影響はなかった。単純比較はできな

加しやすくなる。いずれも，単純なイベント参加

いが，久保（2001）の母親の友人数に関する分費用などへの経済的余裕，あるいは卒業した学校

析結果などいくつかの先行研究と異なり，友人グの同窓関係の増加とは解釈できない（特に「子供ループへの参加それ自体には母親の家事育児に関きっかけ」のグループと親の同窓関係は一致しなする意識や実際の作業時間が影響しない。この結いはずである）。むしろ高学歴・高収入の社会的果についても多様な解釈がありうるが，男性では威信による新規の人間関係への参入のしやすさ，

家庭生活が上手く行っていると認識している場合

あるいは子供の継続的な習い事などの費用負担能に子供に関連するつながりにも積極的な参加を行

力や教育・子育てアスピレーションの高さなど学うようになるのに対し，母親の場合は納得の有無

歴・収入の別側面の影響が表れている可能性があによらず育児の一環として担当している可能性がる。独立変数の効果の検討方法や従属変数などに指摘できよう。この点で，親の友人グループが純は違いがあるが，本稿の分析で表れたSESの正負

粋な友人関係と異なる性質を持つことが示唆されの効果は，菅野（2001），永吉（2017），内藤（2017）

る。なお，その他の居住環境に関する要因のうち，などの先行研究の知見と概ね整合的であった（付有意であったのはDID人口比のみであった。都市

言すれば，全ての研究と整合するわけではないが，度が地域信頼度に影響するとする遠山（2016）

女性で学歴が大きな効果を持つなどの男女の傾向など，先行研究の知見と整合に解釈できる部分もの違いも類似していた）。

あるが，局所的かつ男女で正負の逆転する複雑な12

社会情報学結果であり，今後のさらなる検討を要する。

第９巻２号

2020

かにしたが，当事者自身が意識している参加・不しかし改めて強調すべきは，基本的に「拡大関参加理由や，参加後に能動的な利益獲得を行って係」という大枠自体は男女で共通している点であいるか否かは不明である。この観点からの質的研る。親同士の友人関係はしがらみという文脈から究は一定数存在するが，量的にも心理面・行動面議論されることもあったが，今回の結果からは，の変数について検証する研究が必要である。

本人の参加意思の有無を問わず，階層性を有する

三点目として，サンプルを男女同数とし，参加変数に規定され参加できないという状況があるこ

契機（「子供きっかけ」「子供無関係」）の人数もとが示唆された。杉原（2014）のSC研究に関す揃えた調査の限界がある。今回は規定構造の比較

る整理に対応づけると，Bourdieu的な文脈に見らを行うことを目的にサンプルを揃えたが，友人グれる，既に資本に富んでいる者がさらに資本を増ループに参加する親自体の割合や，各契機の構成

やすというものと類似した変数間関係が，親同士比など，基礎統計的な度数の男女差は明らかにでの友人グループに関しても確認された。
「はじめ

きていない。測定方法の検討を含め，さらなる調に」で述べた通り，親の友人グループには情報交査研究が必要である。

換基盤としての機能があり，暗黙知的な情報や，四点目として，今回は分析対象としなかったが，公知であっても取捨選択や集約がなされた情報が友人グループにいったん参加した後，何らかの理（18）

流通していると考えられる。しかし本稿の知見由で離脱する親（離脱者）も存在する。また，直を踏まえると，これらの情報への経路が親自身の接子育てに関わらなくなった時期（子の成人後）

SESやサポート源数によって狭まることもあるとにも友人関係として継続するケースもあると考え推測される。友人グループの共助的な機能には望られる。離脱・継続の決定メカニズムについても，ましい面もあるが，本来は自由であることが期待

時系列要因を考慮した研究が必要である。

される情報へのアクセスに事実上の制約が生じる

五点目として，今回の分析では夫婦間関係も含可能性については，育児情報を発信する学校・市

めて検証するため，既婚者であり，かつ子供の話

町村等の機関も十分に留意する必要があろう。

題を共有できるという条件を置いた。しかし子持ちであっても既婚者ではないケース（離別・死別

5.2

今後の課題

者，未婚者）など，婚姻・家族形態の影響もある

本稿ではデータの制約もあり，未解明の問題がと予想される。さらには子を持つ人とそうでない

多く残されている。親同士の友人グループに関す

人が混在する趣味サークルなどの場合や，家族構る一般化可能性の高い知見を得る上で，今後の課

成以外の属性についても同質的な構成員のみから題となる事項を五点述べる。

なるケースとばらつきがあるケースとの比較な一点目として，本稿では通信手段について一部

ど，調査研究対象の枠を拡大した上での知見の普扱ったものの，実際にグループ内で情報が流通す遍性の議論も必要である。

る過程の実態や，情報の具体的な内容について明らかにできていない。参加者の社会的属性や参加

注

契機によって情報源や話題に違いがあるのか否か（１）「ママ友」の定義として，研究事例の多くは，も含め，社会科学と情報科学の双方の観点から掘子供の存在が契機となり母親同士が友人とり下げた新たな調査研究が必要である。

なるケースを挙げている。ただし，安藤二点目として，今回は外形的なグループ参加の（2015）は先行研究の「ママ友」の定義有無がSESやサポートと関連していることを明らが多義的であることを指摘しており，現時13父親・母親同士の友人グループへの参加条件―サポート・ネットワーク論と社会関係資本論の文脈から―

塚常健太・大戸朋子

点での確立した定義とはいえない。また，（2002）がある。友人・近隣住民・同僚

親自身の同窓や職場などを契機とする友人などとのサポート関係の渡し手／受け手にが同様の機能を果たすケースも各研究で扱なるパターンを分類し，SESとの関係性をわれることがある。本稿では後述するよう探ったところ，総体として男女とも高いに，子供が契機となるケースだけでなく，SESの人ほど高頻度の交換を行う類型にな

他の場の人間関係が親同士の友人関係に移りやすい，という結果が得られている。

行するケースも分析の対象とする。

（６）Coleman的 関 係 も 不 利 な 状 況 を 共 助 に（２）もっとも，宮木（2014）の調査項目では，

よって補完するという点で「相互的な交換」「父親同士の交流は，自分の友人というよと表現しうるが，ここでは既に資本に恵まりあくまで『子どもの友だちの父親』といれた者同士の交換を意味する。

う位置づけで交流している」が，交流があ（７）杉原（2018）ではSESなどの影響の男女ると答えた父親のうち約６割（59.1％）

差に加え，夫婦間の関係性の影響，特にケに該当しており，参加理由に関しては父親

ア労働の比重が高いことで女性が家族外の内での個人差も大きいと予想される。

関係を十分に構築できない可能性も指摘す（３）父親の人間関係に焦点を当てた研究は，母る。親同士の友人グループについても，夫親と比べて絶対数が大幅に減る。それらの婦間関係や家庭内での家事育児の時間など研究では，夫婦間の家事育児分担，性役割も考慮する必要がある。

（分業）意識，外部サポートの利用などが（８）杉原（2014）の分類に従うと，グループ

主 要 な 関 心 と な る（中 川 2014， 斎 藤

参加後の信頼性や互酬性の規範といった認2016）。このような家庭での父親のあり方

知型SCではなく，構造的SCに該当する。

も重要であるが，合わせて地域や親族関係

その中でも，子供と無関係の人間関係からなど，より広い範囲の影響の検証も必要で移行したものは橋渡し型，子供に関係するある。

契機のものは結合型（ただし親族ネット（４）尾見（1999）は，心理学における「ソーシャワークよりは橋渡し型に近い）となる。

ル・サポート」の研究の中に，ストレスや（９）同一人物が二つ以上のグループに所属して精神的健康との関連でサポートの機能を見いる可能性を考慮し，今回の調査では複数ていく社会心理学的な流れと，母子関係研グループに参加している対象者について究から展開した発達心理学的研究の流れがは，最も頻繁に交流を行うグループを想起あると整理している。本稿では心理学以外

して回答するよう求めた。
（A）
「子供きっ

の分野の知見も踏まえており，尾見の挙げかけ」と（B）「子供無関係」の両方のグルーる二つの流れのうち一方のみに対応するもプに参加している場合も，上記の条件にのではない。ただし，親だけでなく成人がよって最も関わりの深いいずれかの一つの家族外の親族や知人も含めた人間関係の中グループを念頭に回答することになる。まで授受されるサポートを前提にしている点

た，回答者が参加している一つのグループ

で，社会心理学的な流れに即した議論を中内に，参加の経緯が異なるメンバーが混在

心に行っている。

する状況も想定される（例えば，母親同士（５）この「相互的な交換」と整合的な外国の知が古い友人であったところに，三人目が新見として，アメリカのLiebler & Sandefur

たに知り合って加わるような場合）。今回

14

社会情報学

第９巻２号

2020

実施した調査では，回答者本人から見て対結果でも，他の独立変数の効果は大きく変象グループへの参加契機のどのように認識わらなかった（年齢自体は有意な影響を及されているかを（A），（B）の区別の基準

ぼしておらず，モデルの説明力は低下した）。

としているため，上記の混在的なグループ（14）本来は参加理由ごとにサンプルを細分化の場合についても，本人の参加・不参加のするよりも，参加理由を独立変数の一つと規定要因を探る基準としては一定の妥当性

して直接投入することが望ましい。しかしを担保できている。ただし，参加している

今回の調査の条件では，参加理由に対応すグループの数や参加契機の多様性の実態

る変数が未経験者に存在しない。そこで間は，今後新たな調査で追究する意義がある。

接的に参加理由の影響を把握する代替策と（10）親同士の友人グループへの実際の参加のして，多項ロジスティック回帰分析を採用

割合は，母親と比べ父親で低いと予想されした。参考までに，（A）・（B）参加者と（D）る。宮木（2014）は，子供を介して知り未経験者に二分した場合の二項ロジス

合いになった父親・母親同士の付き合いのティック回帰分析の結果を表４に示す。変数について，「全くいない」という回答が数の計算方法や基準カテゴリーは多項ロジ

父親では38.2％（「１人」は6.6％），母親スティック回帰分析の結果（表３）と同じでは3.3％（「１人」は1.4％）と報告してである（BとS.E.は省略）。表３と比較するいる。

と，参加者全体で有意となる独立変数の多（11）上記の除外後の「その他」の回答には，

くは，（A）「子供きっかけ」，（B）「子供無他の知人など以外に自治体のサポートなど

関係」のいずれかの規定要因であったことも含まれる。異質の主体であるが，何らかが分かる。ただし，男性における世帯収入の事情により親族を欠くケースなどで直にと精神的サポートは表３，表４の中で一貫代替機能を果たすサポート源と見なしうる

して頑健な正の影響を確認でき，参加の契と考え，含むこととした。

機を問わず参加者全体の特徴と見なすこと（12）女性の回答者では数名，「24（時間）」とが可能である。

いう回答があった。これは絶え間なく作業

（15）
（A）
「子供きっかけ」で男女差があることが発生する回答者の苦心を反映しているとについて，安藤（2015）などの知見を踏予想され，一概に外れ値として扱えない一

まえると，子供の成長に伴って参加機会が方，睡眠時間がゼロとなる非現実的な値を増える部活動などの場で父親同士の友人関残すことも結果に影響を及ぼしうる。最終係が生じやすい可能性を指摘できる。この的に，比較的現実的な次点の最大値である

ような主効果を踏まえ，子供の年齢層に応19.5（時間）に置き換えることとした。

じて他の独立変数が局所的な影響を及ぼし（13）本人年齢の代わりに同居子の教育課程に対ているか否かを確認すべく，有意な独立変応するダミー変数を投入した理由は，子供数と同居子との交互作用効果の検証も行っの話題を共有するという行為に直接対応すた。しかし，主効果・交互作用効果とも頑る変数が後者であり，また年齢が離れた子

健な（５％水準で有意）組み合わせはほとが複数いるような場合に単独の変数では統んど見られず，今回の分析結果はおおよそ制しきれないためである。ただし，同居子

主効果のみによって解釈できることが分の代わりに本人年齢を投入した場合の分析

かった。唯一，男性の（A）「子供きっかけ」

15父親・母親同士の友人グループへの参加条件―サポート・ネットワーク論と社会関係資本論の文脈から―

塚常健太・大戸朋子

表４

二項ロジスティック回帰分析の結果
男性

独立変数

同居子

学歴

（17）本稿では性役割および父親／母親役割に女性直接対応する変数として平日家事育児時間

参加 （N=342） 参加 （N=234）

未就学子
小学生
中学生
高校生・高専生と家事育児分担納得感を用いた。しかしながら，これらの変数で説明しきれない複雑†な性役割の影響が他のSESやサポートなどの効果の男女差としても表れている可能性

専門・短大・高専
大学/大学院を念のため指摘しておきたい。例えばSES

0~399万400~599万
600~799万は学歴という形で別々に表れた理由とし

フルタイム
自営・自由
パート・バイト主夫/主婦・無職される性役割が（本稿の当初の予想よりも）

世帯収入

就業形態

の頑健な効果が男性では世帯収入，女性でて，男性は特に家計の主要な担い手と見な
依然強く残っており，収入の高低が対外的威信と直結している可能性がある。女性の通算就業年数
サポート源数学歴に関しても，直接自身のキャリアで活

経済的
精神的
家事育児

家事育児分担納得感
平日家事育児時間
親同居
地元

かされるケースのみならず，育児の担い手となった際に知識や教養を活用するケース†も多いと予想される。家事育児サポート源
数が女性でのみ有意であったことも，育児

本人地元
配偶者地元
本人×配偶者を専ら担う母親の時間的余裕に関与していたためと考えられる。

DID人口比
疑似決定係数（18）今回は具体的な利益を測定していないが，宮 木（2004）， 武 市（2014） と 同 様 の，***: p< .001, **: p< .01, *: p< .05, †: p< .10

情報交換に関わる通信メディアの利用の有無の項目を問うており，グループ参加とので同居子が中学生の場合，家事育児分担納

共起性は確認できる。そこで補足的分析と得感との間に５％水準で有意な正の交互作

して，利用実態を男女別に（A）・（B）の用効果（同居し，納得度が高いと参加しや参加者と（D）未経験者に二分して比較しすい）が見られた。

た（残差分析）。項目の選択肢は13個あり，（16）女性では（A）「子供きっかけ」（B）「子供「Facebook投稿機能」「Twitter」「LINEメッ

無関係」ともに世帯収入（「800万以上」

セージ機能」など，11種類のメディアと「そを基準）の「400～599万」で偏回帰係数の他」，および他と排反の「あてはまるもが負の値，「600～799万」で正の値になっのはない」という選択肢である（「あて～ている。参考までに「600～799万」を基ない」以外は複数選択可）。男女によって準カテゴリーとして分析したところ，女性

サービスの種類に違いがあるが，全体の傾の（A），（B） と も に「０ ～ 399万」 の み向としてFacebookやLINEなどSNSを利用が有意な負の効果を示していた。理由は不する割合はグループ参加者が高い傾向に明であるが，女性では世帯収入と参加の間あった。一方，「あて～ない」を選択したに非線形の関係性があると示唆された。

人の割合は，男女ともに未経験者が有意に16

社会情報学

第９巻２号

2020

高く（参加者と未経験者の順に男性では加藤道代（2005）「子育て期の母親における『被5.8 ％ と15.3 ％， 女 性 で は1.3 ％ と援助性』とサポートシステムの変化（１）」,『東12.5％），友人グループ参加者は未経験者

北大学大学院教育学研究科研究年報』54（１）,と比べ，情報交換のツールを多用している

pp. 353-370.

傾向が明らかになった。なお，「その他」

厚生労働省（2006）「子ども・子育て応援プラン」，

を除くメディア利用11種の利用数を合計〈https://www.mhlw.go.jp/bunya/kodomo/

し，t検定を行ったところ，男性では有意

jisedai22/pdf/data.pdf〉 Accessed 2020，差があったが（平均値は参加者2.599と未March 09．

経験1.963の差が0.1％水準で有意）女性―（2019）「育児・介護休業法のあらまし」，

ではなく（同じく順に2.350，2.150），父〈https://www.mhlw.go.jp/content/1190

親内での差異が大きいことが判明した。

9000/000355354.pdf〉 Accessed 2020，
March 09．

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