ISSN2432-2148

社会情報学
第11巻３号2023【原著論文】
被監視感が主観的幸福度・社会的選好に与える影響：
クラウドソーシングを用いた実験から


後藤

晶

大都市から地方への移住と社会経済的要因の関連―Elastic net回帰を用いたポアソン重力モデルによる分析―荒 川 清 晟・野 寄 修 平【研究】デジタル時代における「編集の自由」の保障とそのあり方―ノルウェーにおけるメディア政策を題材として―


上田一紀

年齢，性別とパーソナリティによる絵文字利用の個人差：
10代と20代のSimeji利用者に対するアンケート調査から


一般社団法人 社会情報学会

劉沫妤

社会情報学第11巻３号 2023

目次

【原著論文】
被監視感が主観的幸福度・社会的選好に与える影響：
クラウドソーシングを用いた実験から


後藤

晶…… １

大都市から地方への移住と社会経済的要因の関連―Elastic net回帰を用いたポアソン重力モデルによる分析―荒 川 清 晟・野 寄 修 平…… 19【研究】デジタル時代における「編集の自由」の保障とそのあり方―ノルウェーにおけるメディア政策を題材として―

上 田 一 紀…… 35

年齢，性別とパーソナリティによる絵文字利用の個人差：
10代と20代のSimeji利用者に対するアンケート調査から
劉沫 妤…… 53

社会情報学第11巻３号

2023

原著論文
被監視感が主観的幸福度・社会的選好に与える影響：
クラウドソーシングを用いた実験から
The Effect of Feelings of Being Watched on Subjective Happiness andSocial Preferences: From a Survey Experiment Using Crowdsourcing
キーワード：
主観的幸福度，社会的選好，超自然的存在，被監視感，クラウドソーシング
keyword：
Subjective happiness, Social preference, Supernatural beings, Feeling of being watched,
Crowdsourcing

藤晶

Meiji University

Akira GOTO

明治大学

後


要

約
本研究においては，「誰かに見られていると感じること」を「被監視感」と定義する。その上で，第１者被監視感・第２者被監視感・第３者被監視感などの社会的監視と，超自然的存在被監視感が社会的選好並びに主観的幸福度に対して与える影響について，クラウドソーシングを用いて調査した。
主観的幸福度に対して，被監視感を媒介変数として分析を行った結果，直感性因子が超自然的存在被監視感を部分媒介変数として主観的幸福度にポジティブな影響を与えることが明らかとなった。同様に，社会的選好に対しては，直感性因子が超自然的存在被監視感を完全媒介変数として向社会性にポジティ
ブな影響を与えることが明らかとなった。したがって，いずれも直感的に超自然的存在による被監視感を抱くことが重要であるといえる。
これらの結果は，監視主体として想定される存在により，主観的幸福度ならびに社会的選好が異なり得ることを指摘しており，特に超自然的存在の現代的な意義について再検討する必要があることを示唆している。
原稿受付：2022年７月19日
掲載決定：2023年１月12日

1

被監視感が主観的幸福度・社会的選好に与える影響：
クラウドソーシングを用いた実験から

後藤晶Abstract
In this study, to feel someone is watching me is defined as the “feeling of being watched.” Using
crowdsourcing, we investigated the effects of feelings of being watched by a first-party, secondparty, third-party, and supernatural entity on social preferences and subjective happiness.
The results showed that the intuitive factor positively impacted subjective happiness, as avariable partially mediated by the feeling of being watched by supernatural beings. In contrast,
the intuitive factor positively impacted prosociality, as a variable completely mediated by thefeeling of being watched by supernatural beings. Therefore, it is clear that the intuitive feelings ofbeing watched by supernatural entities are essential in both cases.
These results suggest that subjective happiness and social preferences may differ depending on
what is assumed as monitoring subjects and how we recognize them. In particular, they alsosuggest the need to reconsider the contemporary significance of supernatural beings.

2

社会情報学１

第11巻３号

2023とに検討するものである。これは一種の主観的厚問題

生として扱われ，主観的幸福度の改善は，生活の現代社会において，人間は１人で生きていくこ

改善を反映しているとみなせる（大竹ら，2010；とは困難であり，社会の構成員として他者と協力

鶴見ら，2021）。主観的幸福度は世界的にも注目

行動や利他的行動を行っているという事実は，個を浴びており，国連も世界幸福度レポート（UN人の日常生活を振り返っても自明である。このよ

Sustainable Development Solutions Network,

うな協力行動や利他的行動に対する好みを社会的2022）を報告している。

選好という。他方，個人が充実した生活を過ごし

他方，社会的選好は，自分自身の利益のみならているか評価するためには幸福度などの主観的厚ず，他者の利益も考慮する人間の選好を示すもの

生に着目する必要がある。

であり，ソーシャルキャピタルを構成する要素でまた，個人が社会の構成員である以上，他者とある。パットナムらによれば，ソーシャルキャピ

の交流が存在するし，社会において個人の行動は

タルとは，社会的ネットワークや信頼，規範など

自身以外の他者に見られているといえる。

の社会的組織の特徴を意味する言葉であり，ソー本論文においては，社会的選好や主観的厚生に

シャルキャピタルの豊かな地域においては人々の影響を与える要因の一つとして他者や，超自然的協力関係が成立し，社会全体がより効率的になる存在によって監視されているという意識である被という（Putnam et. al.，1993）。少子高齢化が監視感に着目し，その影響を与えるメカニズムに進む現代の日本社会において，効率的な社会のあついて検討する。

り方を検討するのは喫緊の課題である。
これらの論点を踏まえると，主観的幸福度（以1.1

主観的幸福度と社会的選好下，幸福度）や社会的選好に影響を与える要因の幸福度とは，個人がどの程度生活の中で幸せを検討は重要な論点である。社会的な要因も影響す感じているかという指標である。幸福度調査は大るであろうが，心理的な要因も影響するであろう。

きく客観的指標にもとづく調査，ならびに主観的本研究では，その要因の一つとして被監視感に着指標にもとづく調査の２種類に分類できる。

目し，その影響するメカニズムについて検討する。

客観的指標にもとづく幸福度調査では行政指標や収入等を含めた客観的な指標にもとづいた観点

1.2

監視をめぐる問題

から，地域住民の幸福度を推定する研究が多い。

監視における問題は権力との関連など，様々な例えば，常設映画館の数は文化水準の指標として論点が存在するが，意思決定論の議論を援用すれ用いられるし，地域の平均寿命は健康の指標としば，大きく分けて２つの論点に整理できる。

て用いられる。このような客観的な指標にもとづ

１つは規範論的アプローチであり，監視はどのいた幸福度を整理したものとして寺島ら（2020）

ようになされるべきかという議論である。例えば，などが存在する。

社会学における監視社会論がその中心である。例

一方，主観的指標にもとづく幸福度調査では，

えば，フーコーはベンサムの考案した一望監視型

典型的には「現在，あなたは実感として「現在の刑務所「パノプティコン」により，近代の刑罰が幸福度」
はどの程度ですか。
「とても幸せ」
を10点，「常に監視されているかもしれない」と囚人に思「とても不幸せ」を１点とすると，何点くらいにわせる環境に囚人を置くことにあることを指摘しなると思いますか。
」のような項目にもとづき，ている（Foucault，1975）。換言すれば，監視対

回答者があくまでも主観的に感じている幸福をも象者が実際に監視されているかどうかよりも，他

3

被監視感が主観的幸福度・社会的選好に与える影響：
クラウドソーシングを用いた実験から後藤

晶の人に見られていると思う「被監視感」が重要でDear，et. al.（2019）ではメタ分析により，監視あることを指摘したものとしても理解できる。

が反社会的行動を減らすように導くことによっもう一方は記述論的アプローチであり，監視にて，人々を向社会的にする可能性があることを示

より，人間の行動がどのように変化するのかを明唆している。

らかにしたものである。社会心理学，行動経済学

また，第３者による監視に着目すれば，監視カや実験経済学としての多くの研究の興味・関心はメラによって社会的規範の逸脱に対して予防効果

こちらにあるように思われるし，監視社会論の議があると評価する研究も存在している（後藤・本論においても重要な論点を含んでいる。これらの田，2018）。一方で，行動の監視に対して否定的研究は他者による監視や，他者が存在しなくともな意見が多くあること，監視の許容度は監視主体「目」の絵などが利他的な行動や協力行動を促進と監視媒体・対象の組み合わせによることを考慮

したり，社会的規範から逸脱した行動を予防した

すると（後藤，2021a），単純に監視を推進すれりすることを指摘している。

ば良いというわけではないであろう。

ここで問題となるのは「誰に監視されている

社会的監視と幸福の関係に着目すれば，生産性，か」，すなわち何が監視主体であるかであろう。

創造性，モチベーションに影響を与えるなど，個ある空間にいる個人を監視するという行動に着目

人の労働に影響を与える結果として幸福度が低下

すると，自分自身である第１者，その場にいる他するという指摘がある（Ball，2010）。また，監者である第２者，その場にいない第３者によるい視システムは，しばしば人々を検査や管理の対象

わゆる社会的監視と同時に，超自然的な存在によにする一方で，個人の自律性を拘束するためにる監視という４つの監視主体の想定が可能であ（Monahan，2010），個人の自由に対して介入る。ここでは，人間による社会的監視と超自然的されているような意識を抱かせることにより，主存在による監視という２つの監視主体の観点から観的幸福を低下させる可能性がある。すなわち，整理する。

いわゆる社会的監視は個人を向社会的にする可能性を示唆する一方で，個人の幸福度を低下させる

1.2.1

人間による監視可能性が存在する。

直接的な第２者による監視を想起させるものとして目の絵があげられる。例えば，他者の存在に

1.2.2

超自然的存在による監視

よって利他行動や協力行動が変化することが知ら

ここで，改めて検討する必要があるのは超自然れているが（Latane，1970），「目」の絵によって，的存在による監視であろう。日本では超自然的存

向社会的行動が促進されることは複数の研究が指在による被監視感をもたらすものの一つとして鳥摘している。例えば，人が目の絵によって他者に居があげられる。鳥居は日本の神道文化の中ではよって監視されていると感じるために，自己の評

神聖なものであり，粗末に扱うと天罰が当たると判の低下を避けることを目的とした利己的行動の考えられている。また，鳥居は神道文化における回避，ないしは利他的行動や協力行動の促進が指神様の存在を示唆するものであり，神様による監摘されており（Haley & Fessler 2005），フィー

視を示唆するものでもある。実際に「天罰」があルド実験で目の絵によってフリーライドを抑制可ることが問題ではなく，「天罰を示唆する事象が能であることを指摘した研究（Bateson et. al.，

起こること」，もしくは「天罰があると思うこと」

2006）や，目の絵によって犯罪の発生件数の減が抑止効果へつながることが想定される。

少（Charky，2015）が観察された例などがある。

宗教の文脈で言えば，キリスト教では「神の使4社会情報学第11巻３号

2023

いがあなたたちと共にいて，あなたたちの生活を的進化の観点からも文化的進化の観点からも指摘

見守っているからです（エレミヤの手紙01章06

されている。適応的進化の観点に着目すれば天罰

節，新共同訳）」「神は，わたしたちの心よりも大仮説（超自然的処罰仮説）の議論が（Johnson et.

きく，すべてをご存知だからです（ヨハネの手紙，

al，2003；Johnson，2005；Johnson，2015；

３章20節，新共同訳）」と指摘してされていたり，

Atkinson and Bourrat，2011；McNamara et. al，

神道の教えの中で「死後，家族・親族を見守る守

2015），文化進化の観点に着目すれば大いなる神々

り神になる」という言及があるなど，監視者とし（Big Gods）の 議 論 が 存 在 する（Norenzayan，ての神の存在を前提とする教義が存在する。

2013）。両者は着目する進化論の観点は異なるもこのような超自然的な存在による被監視感は一ののいずれも「天罰」が大きな役割を果たしてい見，宗教心と関連するように思われる。しかしなるといえる。天罰が存在するかどうかはわからな

がら，多くの日本人の宗教心や宗教に対する意識

いが，超自然的存在に監視され，利己的な行動には欧米やイスラム諸国とは大きく異なることが想

対して天罰を受ける可能性があると想定する傾向定される。宗派や教会への明確な信仰が存在する

が進化的に適応的な行動であること，さらに「天のであれば，客観的指標にもとづく分析が可能か罰」の存在が社会秩序を保つために役立つ可能性もしれないが，日本では客観的指標による分析はが示唆されている。例えば，海外では神を意識さ

多くの個人の行動を捉えるという意味では不十分

せると見知らぬ人を対象とした独裁者ゲームにおである。例えば，NHKによる調査では，日本人

け る 分 配 額 が 大 き く な る こ と（Shariff andが 普 段 か ら 信 仰 し て い る 宗 教 は「仏 教」 がNorenzayan, 2007），子どもであっても「プリ31％，「神道」が３％，キリスト教が１％であり，

ンセスアリス」が見ていると示唆すると社会的規

なんらかの宗教を信仰している人は36％，信仰

範から逸脱した行動が抑制されること（Piazza

している宗教がないと答えた人は62％であった

et. al，2011）などが指摘されている。

という（小林，2019）。

これは，見方を変えれば天罰の存在によって向一方で，自然に神が宿るということを理解でき

社会的行動が引き起こされるならば，その動機はる と 回 答 し た 人 が74 ％ に 達 し て お り（小 林，利他的なものではなく，自身の損失を回避すると

2019），多くの日本人は信仰している宗教がないいう利己的な動機による行動，ないしは，今後，にも関わらず，自然に神が宿ると認識しているの

超自然的存在から自身にとって何らかのメリットである。これらの事実を鑑みると，日本人はいわを享受できることを期待した戦略的互恵行動とし

ゆる「宗教に対する信仰」とは独立した次元で「超ての協力行動であると言える。

自然的な存在」の存在を認知している可能性があ

天罰仮説や大いなる神々の議論と関連した議論る。そのために，本研究では日本国内に対象を絞っとして，公正世界信念仮説が存在する。世界は公た上で，いわゆる宗教の信仰の対象とは異なった，正であり，個人の行動に対して報いる返報が生じ独立した文脈としての「超自然的存在」に着目すると信じる認知バイアスであり（Lerner，1980），

る必要がある。

協力意図にかかわらず公正世界信念が強いと公平

超自然的存在が実際に存在しているかどうか分配を受け取った時に限り第三者に対して協力をは，科学的な議論は困難である。しかしながら，行うといったことなどが指摘されている（梅谷ら，

様々な事象に「天罰」や「天佑」を見出すことで，2021）。この観点から検討すれば，世界の公正性

超自然的存在の実在を信じていると考えられる。

を担保する存在としての超自然的存在を想定され天罰により向社会的行動を促進することは，適応るからこそ，「悪いこと」をすると「報い」が自分

5

被監視感が主観的幸福度・社会的選好に与える影響：
クラウドソーシングを用いた実験から後藤晶に生じるために「悪いこと」はできないし，「良い

必ずしも超自然的存在による監視を想起させるとこと」をすると「報い」が自分に生じるために「良は限らないという問題もある。例えば，前者の場

いこと」をしようとすると考えられる。

合は目の絵を設置した人や組織のことを想起させ一方，超自然的存在は幸福度や生活満足度などている可能性もあるし，後者は超自然的存在によのウェルビーイングの改善にも資する（長谷川，る監視ではなく，そうしたものを神聖なものと扱

2014）。伊藤らは，子ども時代の寺院・地蔵菩薩

う人間や組織を想起させる可能性もある。必ずしの存在がスピリチュアルな世界観の形成を通じても設置者の意図と，被監視者の理解が一致するとソーシャルキャピタルの形成に影響を与え，神社は限らないことを考えれば，どのような意識が個の存在は直接ソーシャルキャピタルの形成に影響

人の行動に影響を与えるか検討するために「誰にを与えること，さらにそのソーシャルキャピタル

見られていると思うか」という主観的な意識としの改善から幸福度も改善することを指摘しているての被監視感に着目したアプローチも必要である。

（伊藤ら，2017）。また，櫻井は幸福・ソーシャ

本研究においては，幸福度および社会的選好に

ルキャピタルを巡って，承認欲求を満たされたり，影響を与える要因として「被監視感」に着目し，前向きな人生観を提供することによって自己肯定

個人による社会的監視と同時に，超自然的存在に感を高める役割が宗教・超自然的存在に求められよる被監視感が幸福度ならびに社会的選好に与えていることを指摘しており（櫻井，2014；櫻井，る影響について検討する。

2017），超自然的存在が幸福度・社会的選好に対後藤（2017a）では，クラウドソーシングを用して与える影響の検討の必要性を示唆している。

いたオンライン実験を用いて，幸福度に対して超自然的監視がポジティブな影響を与えること，独

1.3

被監視感

裁者ゲームについては同様な傾向が認められるも改めて監視に関する議論を整理すると，監視をのの，独裁者ゲームの対象としてどのようなプレ思わせるものの「存在」が大事であるのか，はたイヤーを想定するかによって影響が異なることをまた監視されていると思う被監視感，ないしは監指摘しているが，そのメカニズムについては言及視されているという「意識」が大事であるのかにされていない。また，後藤（2017b）および後藤

ついては課題が残る。本研究において，被監視感（2017c）においてはそのメカニズムについて検は「何かに見られていると思う感情」として定義討されたものの，分析手法および向社会性の評価する。一見，両者は類似している。しかしながら，の妥当性に課題が残されていた。

現実的に他者に見られているのか，それとも見られているという意識が影響するのか弁別すること

1.4

仮説

は，パノプティコンの議論を振り返っても重要で本研究においては被監視感が影響を与えるメカあろう。また，監視主体の存在が不明な状況では，ニズムを明確にするために，人間像として二重過あくまで個人は被監視感を抱くにとどまる。実際

程理論を前提とする。二重過程理論とは，人間のに監視されているかどうかわからない状況におい意思決定が直感的な反応に基づくシステム１と論て，被監視感を抱きがちな人の行動はそうではな

理的な思考に基づくシステム２の２つのシステム

い人の行動とどのような差異があるのかは検討すに よ り 行 わ れ る と す る 枠 組 み で あ る（図 １，

る意義がある。

Evans，2003；Evans，2008を参考に筆者作成）。

別の観点から言えば，目の絵が必ずしも第２者

本研究では二重過程理論の指標として，REIによる監視を想起させるとは限らないし，鳥居が（Rational Experiential Inventory，以下REI）

6

社会情報学第11巻３号

2023

関係を解明することで，被監視感を抱きがちな個人の特徴を解明できる。さらに，これらのメカニ
ズムを明らかにすることで，社会的監視や超自然的監視の意義の検討につながる。REIをもとに媒介分析により行動を分析している研究として
Hendijani et. al（2021）があげられ，本研究も同様の枠組みにより分析を行う。

図１

二重過程理論のイメージ

２

方法

2.1

実験参加者

日 本 語 版 の 短 縮 版 を 用 い る（Epstein et. al，

実験はYahoo!クラウドソーシングを用いて，

1996；内藤ら，2004）。REIは直感的処理（シス2017年 ５ 月25日20：00か ら ６ 月 １ 日20：00まテム１）と合理的処理（システム２）における個でに実施した。

人差を明らかにする尺度であり，直感性と合理性

クラウドソーシングを用いるメリットは安価なを別次元の尺度として扱うものである。

コスト，画面設計の自由さ，報酬設計の自由さが

主観的幸福度は主観的厚生の一つとして用いらあげられる。今回の実験は総計30,000円程度でれるものであり（Frey，2010），一般的に幸福は実施をしており，非常に安価に実施できている。

感情的要素のみによって成り立つものであると考また，システム上で用意されているアンケート画

えられるかもしれないが，「エウダイモニア」と面を利用可能であるが，自前のサーバを用意して，呼ばれる側面がある。理性的幸福とも訳されてお外部サイトでの回答を求めることも可能である。

り，アリストテレスの論じる徳概念との関連も指さらに，今回の実験では利用していないが，経済

摘されており（Frey，2010；OECD，2013），合ゲーム実験を行い，実験結果に応じた成果報酬を

理的側面をも有していることは先行研究において支払う際には，発注者が一工夫により柔軟に支払も指摘されている（Schimmack，2008）。

うことが可能である。一方で，課題発注の時間帯

ま た， 社 会 的 選 好 と し て 社 会 的 価 値 志 向 性によっては男女差・世代差の偏りが存在するなど，（Social Value Orientation，以下SVO）を用いる。

注意を払うべき点も存在する。

SVOとは自己利益と共に他者，ないしは社会の利

本研究においては，実験に参加した1,633名（年益に対する価値の重み付けを示したものである。

齢Ｍ＝41.56，SD＝9.48），男性921名（年齢Ｍ＝本 研 究 に お い て はSVOス ラ イ ダ ー 法（Murphy

43.2，SD＝9.36），女性712名（年齢Ｍ＝39.4，

et. al，2011）を用いて評価した。SVOスライダー

SD＝9.22）を分析対象とする。

法では６項目の課題から社会的選好を評価するものである。－16.26～61.39の範囲で値をとり，

2.2

手続き

値が大きければより向社会的であると評価できる。

本研究においては，実験参加者のリクルートを二重過程理論にもとづく認識を行う個人に対しYahoo!クラウドソーシングによって実施し，経て，二重過程理論と被監視感の関係が明らかにな

済ゲーム実験プログラム，oTreeを用いて実験をれば，被監視感を抱きがちな個人の特徴を解明で実施した（Chen et. al，2016；後藤，2021b）。

きる。さらに，被監視感と幸福度・社会的選好の調査項目は以下のとおりである。はじめに，

7

被監視感が主観的幸福度・社会的選好に与える影響：
クラウドソーシングを用いた実験から

後藤

晶

SVOスライダー法による社会的選好の調査を実る被監視感ならびに超自然的存在による被監視感施した（Murphy et. al，2011）。続いて，REI日

を通じて与える影響について媒介分析を行った。

本語版（短縮版）（内藤ら，2004），幸福度およ媒介分析とは，説明変数と応答変数の間の因果関

び被監視感，および社会経済的要因に関する調査係を媒介変数の影響として検討するものである。

を実施した。幸福度については「一般的にいって，これにより，合理性得点・直感性得点と被監視感，

あなたはどの程度幸せですか。０-10点で評価し幸福度，ならびにSVOの関係性について明らかにてください」，第１者被監視感については「日常することが可能となる。

生活の中で，自分の行動は「自分自身」に見られていると思うことがある」，第２者被監視感につ３

いては「日常生活の中で，自分の行動は「直接誰か（人間）」に見られていると思うことがある」，

結果

本研究に関する記述統計量は表１に示してい第３者被監視感については「日常生活の中で，自る。以下では，分析結果について述べる。

分の行動は「監視カメラ等を通じて誰か（人間）」に間接的に見られていると思うことがある。
」
，超

3.1 R
 EI日本語版に関する確証的因子分析の結果

自然的存在被監視感については「日常生活の中で，REI日本語版（短縮版）にもとづき，合理性因

自分の行動は「お天道様や神様，仏様などの超自子と直感性因子に分類して分析を行った。この２然的な存在」に見られていると思うことがある。
」

因子間の相関は.023であった。このモデルにつとして４点満点でその評価を尋ねた。

いて評価すると，χ（251）＝3543.55，ｐ＜.001，

実験参加者のリクルーティングのおおよその手

SRMR＝0.083，RMSEA＝.090であり，許容可能続きは以下の通りである。
（１）
Yahoo!クラウドな範囲内であった。さらに，合理性因子についてソーシング上で実験参加者を募集した上で，（２）はα係数を算出するとα＝.88，直感性因子につ実験への参加を希望する人をリンクから実験用

いてはα＝.81であり，信頼性が高いと解釈できサーバへと誘導した。実験の終了時には画面上にるため，先行研究と同様の因子構造を前提として

キーワードを表示した上で，（３）Yahoo!クラウド分析を行う。なお，ここで因子１は合理性因子を，ソーシング上でキーワードを入力することで報酬

因子２は直感性因子を示している。以下では，こ（1）としてのＴポイント を獲得できる構造となっての結果を元に構造方程式モデリングによる分析をいる。なお，もしキーワードの入力に正答できな行う。

かった場合には報酬は獲得できない仕組みとした。
3.2
2.3

分析手法

重回帰分析について

表２には，直感性得点の合計値および合理性得

分析は確証的因子分析によって，REI日本語版

点の合計値，幸福度，SVOスライダーを応答変数（短縮版）の結果について妥当性を検証する。さとして，社会経済的要因を説明変数とした重回帰らに，直感性得点および合理性得点，幸福度，分析による分析結果を示している。

SVOスライダーを応答変数として，社会経済的要

はじめに，直感性得点について注目すると，男因を説明変数とした重回帰分析を実施した。

性に比べて女性の方が高いこと，個人年収400-

最後に，社会経済的要因の影響を考慮して共変600万円群に比べて，個人年収無収入群，１-200

量として社会経済的要因を統制して，直感性得点

万円群および２-400万円群が低いこと，関東地および合理性得点が第１者，第２者，第３者によ方の住人に比べて，近畿地方および九州地方の住8

社会情報学表１

第11巻３号

2023

記述統計量

人の直感性得点が低いことが示されている。

会経済的要因の影響が認められたことから，社会

続いて，合理性得点に着目すると，男性に比べ経済的要因を共変量として統制して分析する。

て女性の方が低いこと，年収400-600万円個人に比べて，個人年収無収入群，１-200万円群およ3.3.1

び２-400万円群が低いこと，1000万円以上群が幸福度について

はじめに，幸福度について検討する。ここでは，高いことが示されている。

幸福度，直感性得点・合理性得点，第１者被監視

また，幸福度に着目すると男性に比べて女性が感，第２者被監視感，第３者被監視感，超自然的高いこと，個人年収400-600万円群に比べて無収存在被監視感，社会経済的要因を投入したモデル

入及び１-200万円群が低いこと，1000万円以上について分析を行う。

群が高いこと，東北地方および九州地方の住人が

図２には今回のモデルにおける分析結果のパス低いことが示されている。これらの結果はおおよ

図 を 示 し て い る。 図 中1stは 第 １ 者 被 監 視 感，

そ先行研究と整合的な結果である。

2ndは第２者被監視感を，3rdは第三者被監視感

最後に，SVOスライダーについては男性に比べを，SUPは超自然的存在による被監視感を示してて女性が高いことが明らかとなった。

いる。なお，共変量についてはモデル理解の簡便化のために省略する。

3.3

媒介分析について図中の矢印上に記載されている値は回帰係数で続いて，幸福度およびSVOスライダーについあり，各変数には誤差分散を示している。なお，て，被監視感が与える影響について直感性と合理図示の容易化のために，合理性因子・直感性因子

性の観点から分析を行う。なお，3.2において社の算出に関わる因子分析部分である測定方程式を

9

被監視感が主観的幸福度・社会的選好に与える影響：
クラウドソーシングを用いた実験から

後藤

表２

晶

重回帰分析による分析結果

除き，構造方程式のみを掲載している。

図２では，合理性得点は第１者被監視感および

表３には媒介分析モデルにおける直接効果・間

幸福度と正の相関が，直感性得点は第１者／第２

接効果・総合効果を算出した結果を示している。

者／第３者／超自然的存在被監視感および幸福度

なお，信頼区間についてはブートストラップ法にと正の相関が示されている。また，第３者被監視基づいて算出している。

感と幸福度については負の相関が，超自然的存在

10社会情報学図２

幸福度に関する分析結果

表３

幸福度に関する分析結果

第11巻３号

2023

被監視感と幸福度については正の相関が示されて高い人は超自然的存在による被監視感も高いためいる。

により幸福度が高くなっている可能性が示された。

表３によると直感性得点と合理性得点のいずれもについて直接効果が認められており，幸福度に

3.3.2

社会的選好について対してポジティブな影響を及ぼしている。一方，最後に，社会的選好について検討する。ここで間接効果に着目すると，直感性得点と超自然的存

は，SVO，直感性得点・合理性得点，第１者被監

在による監視の間接効果が認められたものの，そ視感，第２者被監視感，第３者被監視感，超自然

れ以外の要因の間接効果は確認されなかった。し的存在被監視感，社会経済的要因を投入したモデ

たがって，直感性得点は，超自然的存在による被ルについて分析を行う。

監視感により，部分的に媒介されて影響を与えて図３には今回のモデルにおける分析結果のパスいるといえる。すなわち，合理性得点および直感

図を示しており，表４には媒介分析モデルにおけ性得点が高い人は幸福度も高いが，直感性得点がる直接効果・間接効果・総合効果を算出した結果

11

被監視感が主観的幸福度・社会的選好に与える影響：
クラウドソーシングを用いた実験から

後藤

図３
表４

晶

向社会性に関する分析結果
SVOに関する分析結果を示している。
図３では，合理性得点は第１者被監視感と正の相関が，直感性得点は第１者／第２者／第３者／

４

考察

4.1

まとめ

超自然的存在被監視感と正の相関が示されてい本研究は以下のようにまとめられる。

る。また，超自然的存在被監視感とSVOについて◆は正の相関が示されている。

直感性得点・合理性得点・幸福度・SVOスラ
イダーに対して，社会経済的要因が影響を及

表４によると，直感性得点と合理性得点のいずぼしていることが示された。

れもがSVOに対して影響を及ぼしていなかった。

◆

超自然的存在による被監視感は「直感性」か

一方，間接効果に着目すると，直感性得点と超自ら幸福度への部分媒介変数としての役割を果然的存在による監視の間接効果が認められた。したし，ポジティブな影響を与えている。

たがって，直感性が高い人は超自然的存在による◆超自然的存在による被監視感は「直感性」か

被監視感が高く，その被監視感によってより向社

ら社会的選好への完全媒介変数としての役割会的となっている可能性が示された。

を果たし，ポジティブな影響を与えている。

12

社会情報学

4.2

ディスカッション

第11巻３号

2023

感の影響は認められなかった。先行研究（e.g.

本研究においては，REI日本語版（短縮版）のDear，et. al，2019）を踏まえると，社会的選好

妥当性を確認した上で，その直感性得点・合理性に対しては被監視感ではなく，監視主体，ないし得点について社会経済的要因の影響があることがは監視を思わせるものの実在が重要であることを示された。この結果はシステム１，システム２と示唆する。

社会経済的要因は相関関係があることを示していいずれの結果も超自然的存在による直感的な被る。同様に，幸福度および社会的選好についても監視感が，幸福度・社会的選好にポジティブな影

社会経済的要因が影響していることが明らかと響を及ぼす可能性を示唆している。

なった。しかしながら，例えば，東北地方に住ん

それでは，なぜ直感性の高い人は超自然的存在でいるから幸福度が低いのか，それとも幸福度がによる被監視感を強く感じているのであろうか。

低いから東北地方に住んでいるといった因果関係

現在の科学水準においては科学的に，ないしは客の存在については本研究では言及できないところ

観的に超自然的存在の存在を証明することは困難である。ただし，東北地方では幸福であると認識であり，主観的な存在に過ぎない可能性もある。

している人が少なく，不幸であると回答する傾向

しかしながら，伊藤らの研究を踏まえれば（伊藤は先行研究でも言及されており一貫した傾向でもら，2017），幼少期のスピリチュアルな世界観とある（鶴見ら，2021）の接触経験の影響を受けて，特に直感的な人は超

続いて，媒介分析による分析結果について検討

自然的存在を原因帰属のエラーにより，さまざま

する。直感性得点はいずれの被監視感とも相関がな事象の中に超自然的存在を見出しやすい可能性認められている。直感的な個人はどのような監視がある。すなわち，本来ならば異なる原因が存在

主体からも被監視感を抱きがちである。幸福度にするにも関わらず超自然的存在を見出し，ある事対する媒介分析に着目すると，超自然的存在によ象に対して「天罰」ないしは「天佑」として解釈

る被監視感は部分媒介変数としての役割を果た

して，因果関係の整合性をつけることで，超自然し，ポジティブな影響を与えている。この結果は，的存在による被監視感をより強化している可能性「直感性」ならびに「合理性」による直接効果ががある。fMRIを用いた研究では，原因の帰属エ

存在し，幸福度にポジティブな影響を与えているラーに関する脳の部位が宗教的信念・活動に関わことは先行研究と同様の結果を示唆しているがる課題をおこなった時に賦活するという指摘もあ（Schimmack，2008），さらに，直感的に超自然

り，超自然的存在が事象の整合性をつける役割を的存在による被監視感を抱くことによって幸福度

果 た し て い る 可 能 性 が あ る（Grafman et. al，が改善するというメカニズムの存在を示している。

2020）。

同様に，社会的選好に対する媒介分析に着目す

いずれにしろ，「超自然的存在」の存在を科学ると，超自然的存在による被監視感は完全媒介変的に，ないしは客観的に証明できなくても，なお数としての役割を果たし，ポジティブな影響を与

幸福度や社会的選好において重要な役割を果たしえている。この結果は「直感性」ならびに「合理ているといえる。

性」は向社会性に対して直接影響を及ぼさないものの，直感的な人は日常的に超自然的存在による

4.3

被監視感を抱いているために向社会的になるとい

今後の課題

派生する課題として，以下５点をあげる。

うメカニズムの存在を示している。ただし，SVO

第１に，超自然的存在による被監視感の多角的スライダーに対して，社会的監視に対する被監視な検討である。本研究において超自然的存在によ13

被監視感が主観的幸福度・社会的選好に与える影響：
クラウドソーシングを用いた実験から

後藤

晶る被監視感は幸福度をより高めるとともに，人々に影響することから，どのような要因が超自然的をより向社会的にする傾向が認められた。この結存在による被監視感をもたらすのか，２番目の課

果は超自然的存在の異なる側面を反映していると題の観点を踏まえて検討する必要があるであろう。

考えられる。一般的に，超自然的存在には１つは第４に，幸福度，ならびに社会的選好における天罰を与える畏怖・畏敬の対象としての側面であ

パネル調査による解明である。人々が偶発的な事

り，もう一方は見守る優しい存在としての側面が象に超自然的存在を見出す可能性があるために，あると考えられる（高橋ら，2015）。超自然的存現実社会における災害などの偶然性を包含した事

在は適応的進化の観点からも，文化的進化の観点

象の発生が，超自然的存在に対する意識や幸福度，からも「天罰」を振るう存在であることによって社会的選好にどのような影響を与えるのかは検討

向社会的行動を促すことが指摘されてきた。もしの余地があるであろう。

天罰として捉えているのであれば，天罰を回避す

第５に，ナッジとしての超自然的存在の役割のるために超自然的存在による監視を避けたくなる検討である。神を意識することにより，より利他

し，超自然的存在による被監視感は幸福度に対し的になることが指摘されているが，超自然的存在てネガティブな影響を与える可能性がある。しかを用いたナッジは他者による社会的監視を用いたしながら，本研究ではポジティブな影響を与える

ナッジとは異なったメカニズムで効果をもたらすという結果が得られている。

可能性がある。具体的には，本研究によれば第３すなわち，超自然的存在は処罰を与えるなどと者による監視によって促される行動変容では主観いった一種のアメとムチのようなインセンティブ

的幸福は低下してしまう可能性がある。一方，超の使い分けによって，我々人間を抑圧の元に行動

自然的存在による監視にもとづく行動変容は主観を強制する畏怖・畏敬の対象の対象として捉えら的幸福も改善するために，第２者や第３者による（2）

れているのはなく ，温かい「安らぎ」を生み出

被監視感を用いたナッジよりも，主観的幸福を低すことで，人々を幸福にし，向社会的にしながら下させないという意味でより望ましい行動変容の望ましい行動を促す存在としての位置付けにある要因になる可能性がある。

ことが示唆され，より詳細な研究が必要となる。

本研究では，直感的に抱く超自然的存在による第２に，監視の「権威性」の影響である。本研

被監視感が，合理的な被監視感や社会的な被監視

究では監視者の権威性については言及していな

感とは異なり，幸福度や社会的選好に影響を及ぼかったが，監視主体として友人を想定するか，指す可能性を明らかにした。本研究は現代の日本社

導教員や上司を想定するかで行動に影響する可能会における超自然的存在の価値・意義は幸福度や性もある。超自然的存在における畏怖・畏敬性と社会的選好の改善にも資する点にもあることを示あわせて，想定される監視主体の属性の影響につ唆している。いわゆる宗教とは離れた文脈においいても検討する必要がある。

て，監視者としての超自然的存在が果たす役割に

第３に，被監視感をもたらす刺激の検討である。

ついて，改めて検討する必要があるであろう。

先述の通り，必ずしも設置者の意図と，被監視者の理解が一致するとは限らないことを考慮すれば，謝辞

どのような要因がどのような被監視感をもたらす

本 論 文 の 執 筆 に 当 た り， 科 研 費19K20634，のか解明することは，ナッジ等を意図した社会実

22K18153による支援を受けました。ここに記し装の際には重要である。本研究を踏まえると，超て感謝申し上げます。

自然的存在による被監視感が幸福度・社会的選好14

社会情報学注

第11巻３号

2023

thinking styles. Journal of personality and（１）なお，2022年11月現在では，Ｔポイント

social psychology, 71（2）, 390-405.

の付与ではなく，PayPayライトボーナス

Evans, J.S.B.T.（2003）. In two minds: dual-の付与に変更されている。

process accounts of reasoning. Trends in（２）ただし，天罰ではなく人為的な処罰による

cognitive sciences, 7（10）, 454-459.

協 力 行 動 の 促 進 に つ い て はFehr &Evans, J.S.B.T. （2008）. Dual-processing

Gächter（2000）をはじめ，様々な研究でaccounts of reasoning, judgment, and social

その有効性が指摘されている。

cognition. Annual Review of Psychology, 59（1）, 255-278.

参考文献

Fehr, E., & Gächter, S.（2000）. Cooperation

Atkinson, Q.D., & Bourrat, P.（2011）. Beliefs

and punishment in public goods

about God, the afterlife and morality support

experiments. American Economic Review,the role of supernatural policing in human90（4）, 980-994.

cooperation. Evolution and Human Behavior,

Foucault, M., （1975） Surveiller et punir,32（1）, 41-49.

Naissance de la priso,（訳）田村俶（2020）.

Ball, K.（2010）. Workplace surveillance: An『監獄の誕生―監視と処罰』，新潮社，393p.

overview. Labor History, 51（1）, 87-106.

Frey, B.S.（2010）. Happiness: A revolution in

Bateson, M., Nettle, D., & Roberts, G.（2006）.

economics. MIT press.

Cues of being watched enhance cooperation

後藤晶．（2017a）．被監視感が主観的幸福度・経in a real-world setting. Biology letters, 2（3）,

済ゲーム実験に与える影響：クラウドソーシン

412-414.

グを用いた実験から．第１回計算社会科学ワー

C h a r k y, N . （ 2 0 1 5 ） E y e b a l l s H a v e a n

クショップ．

Interesting Effect on Your Behavior,〈https://——．
（2017b）．被監視感が主観的幸福度に

archive.attn.com/stories/2854/eyeballs-

与える影響：クラウドソーシングを用いたオン

effect-on-crime〉Accessed 2022, July 4.

ライン実験から．In 情報プロフェッショナル

Chen, D.L., Schonger, M., & Wickens, C.

シンポジウム予稿集 第14回情報プロフェッ（2016）. oTree―An open-source platform for

ショナルシンポジウム（pp.143-148）．一般社

laboratory, online, and field experiments.

団法人 情報科学技術協会．

Journal of Behavioral and Experimental——．
（2017c）．超自然的存在による被監視Finance, 9, 88-97.

感が主観的幸福度・社会的選好に与える影響：

Dear, K., Dutton, K., & Fox, E.（2019）. Do

クラウドソーシングを用いた調査から．行動経‘watching eyes’ influence antisocial

済学会第11回大会

behavior? A systematic review & meta-——．＆ 本田正美．
（2018）．監視カメラのanalysis. Evolution and Human Behavior, 40

社会的許容度に関する一考察．社会情報学，6（3）, 269-280.

（3），63-78.

Epstein, S., Pacini, R., Denes-Raj, V., & Heier,——．
（2021a）．情報社会における監視の許H.（1996）. Individual differences in intuitive

容度に関する分析：監視主体と監視媒体の観点―experiential and analytical―rational

から．社会情報学，9（3），17-33.

15

被監視感が主観的幸福度・社会的選好に与える影響：
クラウドソーシングを用いた実験から

後藤——．
（2021b）．
ビッグデータ時代の経済ゲー

晶

How the fear of God makes us human.

ム実験：クラウドソーシングを用いた大規模公Oxford University Press, USA.

共財ゲーム実験の実施．情報処理学会論文誌 ，Lerner, M.J.（1980）. The belief in a just world.

62（5），1246-1260.

In The Belief in a just World （pp.9-30）.

Grafman, J., Cristofori, I., Zhong, W., &Springer, Boston, MA.

Bulbulia, J. （2020）. The neural basis of

McNamara, R.A., Norenzayan, A., & Henrich,religious cognition. Current Directions inJ.（2016）. Supernatural punishment, in-group

Psychological Science , 29（2）, 126-133.

biases, and material insecurity: experiments

Haley, K.J., & Fessler, D.（2005）. Nobody’s

and ethnography from Yasawa, Fiji. Religion,

watching? Subtle cues affect generosity inBrain & Behavior, 6（1）, 34-55.

an anonymous dictator game. Evolution andMonahan, T.（2010）. Surveillance in the Time

Human Behavior , 26 , 245-256.

of Insecurity. Rutgers University Press.

長谷川眞理子．（2014）．
「進化生物学から見た宗Murphy, R.O., Ackermann, K.A., & Handgraaf,

教的概念の心的基盤」in（編）井上順孝，『21

M.（2011）. Measuring social value orientation.

世紀の宗教研究：脳科学・進化生物学と宗教学

Judgment and Decision making, 6（8）, 771-

の接点』
，平凡社

781.

Hendijani, R., Ghafourian, F., & Attari, I.

内藤まゆみ，鈴木佳苗，＆ 坂元章．
（2004）．情（2021）. The effect of rational-experiential

報処理スタイル（合理性-直観性）尺度の作成．

thinking style on stock-flow performance:

パーソナリティ研究，13（1），67-78.

The mediating role of cognitive reflection.

Norenzayan, A.（2013）. Big gods: How religion

Current Psychology, 1-15.

transformed cooperation and conflict.

伊藤高弘，窪田康平，＆ 大竹文雄．
（2017）．寺院・

Princeton University Press.（監訳）藤井修平，

地蔵・神社の社会・経済的帰結．大阪大学社会松島公房，荒川歩，（2022）ビッグ・ゴッド：経済研究所Discussion Paper, 995. 1-38.

変容する宗教と協力・対立の心理学，誠心書房，

小林利行．（2019）．日本人の宗教的意識や行動

316p.

はどう変わったか ISSP 国際比較調査「宗教」
・

OECD.（2013）. OECD guidelines on measuring

日本の結果から．放送研究と調査，69（4），subjective well-being. OECD.（訳）桑原進，

52-72.

高橋しのぶ（2015），主観的幸福を測る——

Latane, B.（1970）Field Studies of Altruistic

OECDガイドライン，明石書店，432p.

Compliance, Representative Research in

大竹文雄，白石小百合，＆筒井義郎．（2010）．

Social Psychology, 1, pp.49-61,

日本の幸福度：格差・労働・家族．日本評論社，

Johnson, D.D.（2005）. God’s punishment and296p．

public goods. human Nature, 16（4）, 410-

Piazza, J., Bering, J.M., & Ingram, G.（2011）.

446.

“Princess Alice is watching you”: Children’s

Johnson, D.D., Stopka, P., & Knights, S.

belief in an invisible person inhibits（2003）. The puzzle of human cooperation.

cheating. Journal of experimental child

Nature, 421（6926）, 911-912.

psychology, 109（3）, 311-320.

Johnson, D.（2015）. God is watching you:

Putnam, R.D., Leonardi, R., & Nanetti, R.Y.

16

社会情報学第11巻３号

2023（1993）. Making Democracy Work: Civic

高橋英之，寺田和憲，＆ 上出寛子．
（2015）．かみ

Traditions in Modern Italy, Princeton

さまをHAIの視点から捉える．In 人工知能学会

University Press.（河田順一訳『哲学する民主全国大会論文集 第29回
（2015）（pp.2K5OS14b2-

主義——伝統と改革の市民的構造』NTT出版，

2K5OS14b2）．一般社団法人 人工知能学会．

2001年）

寺島実郎・（一財）日本総合研究所・日本ユニシ

櫻井義秀．（2014）．人口減少社会日本におけるス株式会社総合技術研究所．（2020）．全47都

希望ときずな：しあわせとソーシャル・キャピ

道府県幸福度ランキング2020年版．東洋経済タル（〈特集〉しあわせと宗教）．宗教研究，

新報社，305p.

88（2），315-342.

鶴見哲也，藤井秀道，＆ 馬奈木俊介．
（2021）．

——．
（2017）．
人は宗教で幸せになれるのか：

幸福の測定：ウェルビーイングを理解する．中ウェル・ビーイングと宗教の分析．理論と方法，
32（1），80-96.

央経済社，308p.
梅谷凌平，後藤晶，岡田勇，＆ 山本仁志．（2020）．

Shariff, A.F. & Norenzayan, F（2007）God is

公正世界信念がアップストリーム互恵的協力に

Watching You: Priming God Concept Increases

与える影響の検討．社会心理学研究，36（2），

Pr osocial Be ha v ior in an A non y mous

31-38.

Economic Game, Psychology Science, 18（9）,UN Sustainable Development Solutions

pp.803-809.

Network.（2022）. World Happiness Report,

Schimmack, U. （2008）. The structure of〈https://worldhappiness.report/〉Accessedsubjective well-being. The science of2022, July 7.

subjective well-being, 54, 97-123.

17

社会情報学第11巻３号

2023

原著論文
大都市から地方への移住と社会経済的要因の関連―Elastic net回帰を用いたポアソン重力モデルによる分析―
The Relationship of Socioeconomic Factors and Migration from Large
Cities to Rural Areas: Poisson Gravity Model Analysis with Elastic Net
Regression
キーワード：
地方創生，地域間人口移動，ポアソン重力モデル，Elastic net回帰
keyword：
Regional revitalization, interregional migration, Poisson gravity model, elastic net regression.

経済産業研究所 コンサルティングフェロー・東京大学大学院 情報理工学系研究科 協力研究員

荒

川

清

晟

Consulting Fellow，Research Institute of Economy, Trade and Industry; Cooperative Researcher,
Graduate School of Information Science and Technology, The University of Tokyo Kiyoaki ARAKAWA

東京大学大学院 情報理工学系研究科 客員研究員

野

寄

修

平

Visiting Researcher, Graduate School of Information Science and Technology, The University of Tokyo
Shuhei S NOYORI
要

約
地方から都市圏への人口流出が続く中，移住誘致のための取り組みが全国の市区町村で実施されている。その一方で，日本国内の人口移動に関する研究は，市区町村単位で解析したもの，大都市から地方への人口移動流を対象としたものが少なく，これらの人口移動に関連する社会・経済的な要因は未だ明らかになっていない。本研究では，これを明らかにするため，大都市から地方への人口移動量と社会・経済的な要因（所得，就業機会，アメニティなど，移動先と移動元合わせて53変数）の関連を市区町
村単位で網羅的に分析した。一般に，回帰モデルはモデルに使用できる変数の数の制限や多重共線性の原稿受付：2022年９月25日
掲載決定：2023年２月９日

19大都市から地方への移住と社会経済的要因の関連―Elastic net回帰を用いたポアソン重力モデルによる分析―

荒川清晟・野寄修平

問題があり，多くの変数を使用することは難しい。これらの問題に対処するため，本研究では，モデル
内に取り込める説明変数の数の制限が弱く，かつ相関の強い変数の回帰係数の絶対値が近い値をとる特徴（Grouping効果）をもつElastic net回帰を使用した。この結果，重力モデルの基本変数である距離，
移動元の総人口，移動先の総人口を含む20の変数が移動人口と関連のあるものとして選択された。今後は年齢や子供の有無など属性別の分析，複数年次のパネルデータを用いた各要因の人口移動量への影
響評価が必要である。
Abstract
Efforts are underway to attract interregional immigration by every local government throughout
Japan to deal with the population outflow from rural areas to urban areas. However, few studies
on population migration in Japan have analyzed migration at the municipal level or those fromlarge cities to rural areas so far. In this study, to clarify what kind of socioeconomic factors areassociated with migration from large cities to rural areas, we analyzed the relationship between
migration from large cities to rural areas and socioeconomic factors（53 variables in total,
including income, employment opportunities, amenities, etc.）. In general, it is difficult to use
many variables in regression problems due to the limitation of the number of variables that can beused in a model and the problem of multicollinearity. To address these problems, we used elastic
net regression, which has a weak restriction on the number of explanatory variables and a featurein which the absolute values of the regression coefficients become close if they are strongly
correlated（Grouping effect）. As a result, 20 variables were selected as relevant to migration,
including the basic variables of the gravity model: distance between the source and destination
cities, populations at the source and destination cities. Future study includes analyses of therelationship between personal characteristics such as age and whether they are raising children
on migration and migration, as well as evaluation of the impact of each factor on migration using
panel data.

20

社会情報学１

第11巻３号

2023

別に回帰式を作成して分析したり（伊藤，2003）

はじめにするなどの対策をとっているが，説明変数の選択

日本の総人口が2008年をピークに減少に転じ，に研究者の恣意性が入る余地がある，同時に考慮

少子高齢化が深刻な状況にある中，東京圏への人できる説明変数が少なくなるという問題があった。

口の一極集中が大きな問題となっている（閣議決

本研究の目的は，大都市から地方への人口移動

定，2020）。東京圏に人口が集中すると，人口がに関連する社会・経済的な要因を市区町村単位で流出している地域の魅力・活力を低下させ，更な網羅的に分析すること，さらにその際に生じる多る人口流出を招くことになり，特に中山間地域や重共線性の問題を解決するため，重力モデルに対農山漁村等では，不可欠な生活サービスの維持・してElastic net回帰を適用することである。本論確保が困難となる（閣議決定，2019）。そこで，文は次の通りに構成される。第２章では，関連す政府は東京圏への人口の一極集中の是正を図るた

る先行研究を整理するとともに，本研究の位置付

め，「まち・ひと・しごと創生総合戦略」の中で，けを示す。第３章では，本研究で使用するデータ「地方への新しいひとの流れをつくる」という基について説明し，第４章では本研究で使用するモ

本目標を設定し（閣議決定，2015），地方移住をデルと分析手法を説明する。第５章では，分析結推進している。

果を示し，第６章でそれらを踏まえた考察を述べ，東京圏から地方への移住に限らず，人口の移動

第７章で，まとめとして本研究の結論について述

要因はこれまでに複数の観点から研究されてきべる。

た。人口移動要因は，当初は所得格差や就業機会に着目していたが，周辺の生活環境も考慮するよ２

うになり，対象とする人口移動流についても，大関連する先行研究都市から地方への移動流と地方から大都市への移

人口移動要因に関する研究には，人口集団とそ動流を分けた分析が求められるようになった（青れを取り巻く地域条件との関連に着目するマクロ

木・稲村，1997）。しかし，これらの研究は，デーな手法と，個人の移動理由に着目するミクロな手

タの制約上都道府県単位の分析が多く，市区町村法がある（日本人口学会，2002，606頁）。これ

単 位 の 分 析 は あ ま り 行 わ れ て い な い（荒 川，らの方法を用いて，様々な人口移動流を対象とし

2018）
。

た分析が行われているが，Cadwallader（1996，

人口移動要因の分析手法は，人口集団とそれを334-337頁）によると，人口移動要因は，主に所取り巻く地域条件との関連に着目するマクロな分

得格差，就業機会，教育，行政サービス，アメニ

析，個人の移動理由に着目するミクロな分析に大ティ，年齢に分類される。以下，本研究に関連す別される（日本人口学会，2002，606頁）。マクロ

るマクロな手法を用いた先行研究について，国内な分析は，ミクロな分析に比べてデータを収集しの人口移動を対象に要因別に整理する。

やすく，網羅的な分析が可能である。しかし，マ

所得格差は，人々は自己の効用を最大にするたクロな分析で用いられることが多い重力モデルをめ，賃金あるいは所得の高い地域へ移住するとい用いた回帰分析では，多重共線性の問題を回避す

う経済学の伝統的モデルを基にしている（伊藤，るため，相関の強い複数の変数を同時に扱うこと

2001；伊藤，2003）。これまでの研究では，各ができない（伊藤，2003；荒川，2018）。これま都道府県間・各地方間の人口移動を対象とした分での研究では，相関の強い変数は，片方の変数の析で，高齢者以外ではこのモデルが成立するものみを残して分析したり（荒川，2018），それぞれの，高齢者では一部逆の現象が観察されている。

21

大都市から地方への移住と社会経済的要因の関連―Elastic net回帰を用いたポアソン重力モデルによる分析―

荒川清晟・野寄修平

転入先の所得水準については，全年齢・各年齢層

また，地方間の人口移動を対象に，主に35歳以で 所 得 が 高 い 地 域 へ の 転 入 者 が 多 く（伊 藤，上で，温暖な地域への転入者が多いことが報告さ

2003；張ら，2016；當麻，2016），転出元の所れている（伊藤，2006b）。

得水準について，高齢者以外（特に15-24歳）は年齢については，年齢層別に分析が行われてお転出元の所得が低いほど転出者が多いが，高齢者り，伊藤（2003），伊藤（2011），張ら（2016），

は転出元の所得が高いほど転出者が多かった（伊田村（2017）などで，年齢層ごとの人口移動量

藤，2003）。

を被説明変数とした分析が行われている。その結就業機会は，賃金の地域的差異よりも就業機会

果，前述の通り，所得水準に関して高齢者のみ転の地域的差異が労働人口を移動させるという考え

出元の所得が高いほど転出者が多いとの報告やを基にしている（青木・稲村，1997）。當麻
（2016）（伊藤，2003），教育に関して15歳-34歳の若年は，都道府県間の人口移動を対象に経済社会的要層では大学・短大数の多い地域への転入者が多い

因，地域アメニティとの関連を分析し，有効求人

が，幼稚園保育園数が多い地域への転入者数は少倍率の高い地域への転入者が多いことを明らかにないという報告など（張ら，2016），世代間で異した。

なる傾向が見られている。

教育は，15歳-34歳を対象とした場合，大学・

これまでの研究の問題として，（１）人口移動短大数の多い地域への転入者が多いが，幼稚園保を都道府県単位で解析していること，（２）大都育園数が多い地域への転入者数は少ないという報市から地方への人口移動流を対象とした研究が少告がある（張ら，2016）。また，大学進学に伴っないこと，（３）相関の強い説明変数を同時に扱て移住する者を対象とした場合，教員数の少ない

えていないことの３点が挙げられる。（１）人口

地域へ，科研費配分額が高い地域から低い地域へ移動を都道府県単位で分析していることについの転入者が多いとの研究もある（田村，2017）。

て，これは国内の市区町村単位の人口移動統計がさらに，大都市から地方への市区町村間人口移動

近年まで公開されていなかったことに起因していを対象に，教育・子育てのまちという地域イメーる。そのため，市区町村単位の人口移動を分析しジが高い大都市は，転出者が多いという報告があている研究は，荒川（2018）のみと限られている。

る（荒川，2018）。

Ｕターンの人口移動が，都道府県単位ではなく市

行政サービスは，都道府県間の人口移動を対象

町村単位で生じていることや（江崎ら，2000），に，知事演説から解析した政策プライオリティと「まち・ひと・しごと創生総合戦略」を始めとすの関連を分析し，経済的・社会的・文化的政策プ

る移住定住関連施策が市区町村単位で作成されてライオリティが人口移動に影響を与えることが明いることを考えると，市区町村単位の分析が求めらかにされている（尾崎，2013）。また，各地方られる。（２）大都市から地方への人口移動流を

間の人口移動を対象に，公共的なサービス水準を対象とした研究が少ないことについて，これまで

含む社会環境アメニティが人口移動に影響を与えの多くの研究では，都市の属性を無視して，地方ること（伊藤，2006a），高齢者を対象とした場から大都市への集中移動，大都市から地方への分合，面積当たり医師数が影響を与えることが明ら

散移動をまとめて分析していた。地方から大都市

かにされている（伊藤，2011）。

への集中移動，大都市から地方への分散移動は，

アメニティは，地方間の人口移動を対象に，寒移動理由や移動先の都市に求めることが異なると冷地からの転出者が多く，積雪の少ない地域への考えられ，両者を区別して分析する必要がある

転入者が多いと報告されている（伊藤，2003）。

（青木・稲村，1997）。（３）相関の強い説明変22

社会情報学数を同時に扱えていないことについて，多重共線

第11巻３号

2023

ため，移動先の地域から除外した。

性の問題から，回帰モデルの中で相関の強い説明
変数を同時に扱ってこなかった（伊藤，2003；

3.2

使用する変数

當麻，2016；荒川，2018）。そのため，変数選表-１に使用した変数を示す。被説明変数とし択の恣意性や，同時に考慮できる変数が減るといて用いる，移動元の地域（i ）から移動先の地域

う問題が生じている。

（j ）への人口移動量 M ij のデータは，住民基本台

本研究では，（１），（２）の問題への対応とし

帳人口移動報告（総務省）を用いた。

て大都市から地方への分散移動に注目し，政令指重力モデルの基本となる３つの変数について，

定都市と東京都特別区部から，大都市圏に属さな人口（P i ，
P j ）は，平成27年国勢調査の人口を用い，い地域への人口移動を市区町村単位で分析する。

地域間の距離（d ij ）については，国土地理院ホー

先行研究で使用されている社会経済変数を可能なムページから各市区町村役場の緯度経度を取得

限り網羅的に使用した上で，（３）の問題への対し，国土地理院測量計算サイト（1）を用いて距離を処として，相関の強い変数を同時に扱うことので算出した。社会経済変数については，先行研究できるElastic net回帰を用い，それぞれの変数が大使用されていた変数のうち，e-Statの都道府県・都市から地方への市区町村単位の人口移動にどの市区町村のすがた（社会・人口統計体系）から取ように関連しているかを明らかにする。相関の強得することができるものを用いた。また，気象デー

い変数を同時にモデルに組み込むことで，これまタは，国土数値情報（国土交通省）より各市区町での研究では他の変数の影響を考慮せずに関連を村役場のメッシュデータを取得し，地価は，都道評価していたり，因子分析や主成分分析で次元削

府県基準地価を取得し，各市区町村の観測地点の減していたために変数単位ではなく概念単位でし

平均値（住宅地）を利用した。大学数は，全国学か関連を評価できなかったりしたところを，他の校データ（教育ソリューション協会）のものを利

変数の影響を調整した上で，変数単位で人口移動との関連を評価できるようになる。一般に，社会経済変数には相関の強いものが多いため，この手法は人口移動に限らず社会情報学分野一般に応用可能であると考えられる。

３

使用したデータ

3.1

移動元と移動先の地域の定義

本研究では，移動元を政令指定都市と東京都特別区部，移動先を大都市圏に属さない市町村とする。大都市圏に属する市町村は，e-Stat政府の統計窓口（以下e-Stat）に掲載されている平成27年
国勢調査（総務省）での大都市圏構成市町村の定図-１．解析対象の市区町村の役所／役場所在地。解析対象とならなかった市町村役所／役場所在
地のうち一部の離島は表示していない。

義に依った（総務省統計局，2013）。なお，大都市圏に属する市町村への転入は，大都市圏中心市への通勤など中心市の影響が大きいと考えられる

地図データ：https://github.com/dataofjapan

23大都市から地方への移住と社会経済的要因の関連―Elastic net回帰を用いたポアソン重力モデルによる分析―

荒川清晟・野寄修平

表-１．使用した変数
変数名
総移動人口
距離

単位
人
km

総人口
可住地面積1 km2当たり人口密度人
人

総面積（北方地域及び竹島を除く）
可住地面積割合ha%

課税対象所得（納税義務者1人当たり）
幼稚園数
小学校数
中学校数
高等学校数
第1次産業就業者比率
第2次産業就業者比率
第3次産業就業者比率
完全失業率
公民館数
図書館数
一般病院数
老人福祉施設数
保育所等数
都道府県基準地価
大学 (本部) 数
年降水量
年間最高気温
年間最低気温年間平均気温
年最深積雪
年合計日照時間

千円
園 *
校 *
校 *
校 *
%
%
%
%
館 *
館 *
施設 *
所 *
所 *
円
校 *
mm
K
K
K
cm
時間

出典
住民基本台帳人口移動報告（総務省）
国土地理院
国勢調査 人口推計（総務省）
国勢調査 全国都道府県市区町村別面積調（国土地理院）
農林業センサス・世界農林業センサス（農林水産省）
国勢調査 全国都道府県市区町村別面積調
国勢調査 全国都道府県市区町村別面積調
農林業センサス・世界農林業センサス
市町村税課税状況等の調（総務省）
学校基本調査（文部科学省）
学校基本調査学校基本調査学校基本調査
国勢調査
国勢調査
国勢調査
国勢調査
社会教育調査（文部科学省）
社会教育調査医療施設調査（厚生労働省）
社会福祉施設等調査（厚生労働省）
社会福祉施設等調査
国土数値情報 都道府県地価調査データ（国土交通省）
全国学校データ（教育ソリューション協会）
国土数値情報 平年値メッシュデータ（国土交通省）
国土数値情報 平年値メッシュデータ
国土数値情報 平年値メッシュデータ
国土数値情報 平年値メッシュデータ
国土数値情報 平年値メッシュデータ
国土数値情報 平年値メッシュデータ

被説明変数１変数，説明変数53変数。
＊（変数×総人口/100,000）により総人口10万人当たりに統一した。総移動人口，距離は１つの移動元，移動先の組につき１つずつ，その他の26変数については移動元，移動先それぞれに１つずつ。

用した。
その際に，
先行研究で用いられているデー

元/移動先の市区町村役所/役場間の距離は平均

タと同一のデータがない場合は，筆者らにより適

405 km，中央値240 km，第１四分位114 km，切と思われるデータを用いた（2）。その結果，53

第３四分位589 kmであった。表-２に，年齢層，の説明変数を用いた。なお，気温のデータは国土

性別の総移動人口を示す。男性が全体の56.9％，

数値情報メッシュデータで公開されている摂氏の表-２．年齢層・性別の人口移動量

データを絶対温度に変換して用いた。
2015年度の全1,741市区町村から，移動元から
総移動人口

移動先への人口移動数が10人未満の市区町村の0～9歳
10～19歳20～29歳（3）組 ，気候のデータが得られなかった東京都小笠原村を除外した結果残った747市区町村（移動元

30～39歳40～49歳50～59歳
60歳以上

43，移動先704），4,071組の人口移動データを解

男性

女性

総数

97,070 (100.0)

73,673 (100.0)

170,743 (100.0)

9,420 (9.7)
5,892 (6.1)
32,555 (33.5)

21,049 (21.7)

17,620 (23.9)

31 (0.0)26 (0.0)

13,555 (14.0)
8,242 (8.5)
6,326 (6.5)

析した（図-１）。移動人口は平均42人，中央値

不詳/その他

20人，第１四分位13人，第３四分位37人，移動

実際の値（割合）で記載。

24

8,983 (12.2)
3,651 (5.0)
26,323 (35.7)
7,368 (10.0)
4,025 (5.5)
5,677 (7.7)

18,403 (10.8)
9,543 (5.6)
58,878 (34.5)

38,669 (22.6)

20,923 (12.3)
12,267 (7.2)
12,003 (7.0)
57 (0.0)

社会情報学第11巻３号

2023

女性が43.1％と男性がやや多く，いずれの年齢層

こで，（２）式左辺の人口移動量が非負の整数ででも男性が女性よりも多かった。また，40，50あることを利用し，ポアソン分布に基づく一般化

歳代は男性が女性のおよそ２倍と性別に大きく偏線形モデルとして回帰係数を推定する手法がポアりがあった。年齢の分布は，20，30歳代が全体

ソン重力モデルである（Flowerdew, 1982）。ポアの半数を占める一方で60歳以上は全体の10％未ソン重力モデルは（３），（４）式により表現される。

満であった。

４

使用するモデルと分析手法

4.1

ポアソン重力モデル

Pr（Mij ＝k ）＝kλij ・exp（－λij）

（３）

k!

λij ＝exp（lnG ＋ a 1ln Pi ＋ a 2ln Pj － e lndij

本研究では，人口移動を社会の空間的相互作用として扱うため，人口移動要因のマクロな分析で用

n

Σ

＋

l ＝1

m

Σc lnV ）b1lnVil ＋

l ＝1

1

jl

（４）

いられるポアソン重力モデルを用いた（Flowerdew,
1982；矢野，1991）。ポアソン重力モデルの基礎と本研究では，ポアソン重力モデルを用いて，説なっている重力モデルは，人口移動量（Mij）が移明変数として移動元の人口P i ，移動先の人口P j ，

動元，移動先双方の人口規模（Pi ，Pj）と地域間の移動元と移動先の距離d ij に加え社会経済変数V i 1,

距離（dij）に対して…, V in , V j 1,…, V jm を投入し，後述のElastic net回
帰によって人口移動数と関連のある変数を選択しMij ＝G

a1

Pi Pj

a1

（１）

e
ij

d

た。
4.2

Elastic net回帰の関係にあるとし（Ravenstein, 1885），移動元，

一般に，社会経済変数には互いの相関が強いた

移動先の人口が多いほど，また地域間の距離が小めに，多重共線性の問題から線形回帰モデルに同さいほど，人口移動量が多いと考える（ただしG ，時に投入できない変数の組が複数存在する。本研

a 1，a 2，e は各変数の寄与を定める定数）。

究では正則化回帰の手法の１つであるElastic net

重力モデルは人口移動を分析する際に人口と距回帰（Zou and Hastie, 2005）を用いて，相関離のみ考慮しているが，これに人口と距離以外のが強い変数を同時に扱うことを可能にした。

説明変数を追加したものが（２）式に示す修正重Elastic net回帰は回帰係数を推定する際に係数力モデルである（V i 1,…, V in は移動元の変数，
V i 1,…,のL１ノルムとL２ノルムを用いて正則化する手V jm は移動先の変数，b 1,…, b n , c 1,…, c m は各変数

法 で あ る。L１ ノ ル ム の み を 正 則 化 項 と し たの 寄 与 を 定 め る 定 数）
（Greenwood and Hunt,

Lasso回帰では，被説明変数との関連の小さい説

2003）
。

明変数の係数がゼロになることで変数選択ができるものの，相関が強い説明変数の組が存在する場

Mij ＝G

a1

a1

b1
i1

bn
in
e
ij

c1

cm
jm

Pi Pj V …V Vj 1 …Vd

（２）

合には，どれか１つだけが選択され，他は係数がゼロになり選択されないという問題，選択される変数の数に上限があるという問題がある。Elastic（２）式の両辺を対数変換することで，線形回帰

net回帰は正則化項としてL１ノルムとL２ノルムモデルとして各変数の回帰係数を推定できる。この和を用いることでこの問題を解決しており，相25

大都市から地方への移住と社会経済的要因の関連―Elastic net回帰を用いたポアソン重力モデルによる分析―

荒川清晟・野寄修平

関が強い説明変数の組が存在する場合にはそれら全ての値に１を足してから対数変換を行なった。

の説明変数の係数の絶対値がほぼ同じになるとい

統計解析にはR version 4.0.2を使用し，Elastic

う特徴（Grouping効果），サンプル数を超える数

net回帰，ブートストラップ法によるリサンプリの説明変数を選択できるという特徴を持つ。本研

ン グ に は そ れ ぞ れglmnet version 4.1.3，boot

究では，前者の特徴を活用し，相関が強い変数を

version 1.3.28を用いた。

同時に扱った。
Elastic net回帰は，（５）式に示した目的関数を５最小化する回帰係数β＝［β0 , β1,…,βm］を求める
ことにより，与えられたデータに対する最適なモ使用した変数の移動元，移動先別の基本統計量

デルを推定する（y i ， y i はそれぞれ被説明変数のと変数間の相関（対数変換後のPearson積率相関

観測値と推定値）。
（５）式の第２項が正則化項で係数）をそれぞれ表-３，表-４に示す。i_総人口あり，λは正則化項の影響の大きさを制御するパとi_図書館数は絶対値で0.8以上の強い相関がみ

ラメータ（λ＞０），α はL１ノルムとL２ノルムられた。

の相対的な寄与を調整するパラメータ（０≤α ≤１）Elastic net回帰により選択された説明変数の回である。本研究では，10分割交差検証法によって帰係数の95％信頼区間を図-２に示す。すべての逸脱度の最小値を与えるときのλ，α を用いてモ変数を同等に扱い，変数の選択に制約を課していデルを決定した。

なかったが，重力モデルで使用される距離，移動

n

Σ

m

Σ

1
1－α ̂22（yi －ŷi ）＋λ ⎛βj ＋α|β̂j |⎞⎝⎠n i ＝1
2
j ＝1

（５）
n
m
1－α ̂2
1
2（yi －ŷi ）＋λ ⎛βj ＋α|β̂j |⎞⎝⎠n i ＝1
2
j ＝1

Σ

結果

Σ

元の総人口，移動先の総人口は，総移動人口と関連のあるものとして選択された。係数の符号も距
離は負，総人口は正と，重力モデルで使用されているものと一致した。
社会経済変数については，移動元の変数ではi_Elastic net回帰は回帰係数の信頼区間を直接計

公民館数，i_図書館数，i_一般病院数，i_年降水量，算できないため，回帰係数の95％信頼区間の算

i_年合計日照時間は係数の符号が正，i_中学校数，

出には，Elastic net回帰と同様，回帰係数の大きi_第２次産業就業者比率，i_年間最高気温は係数さを用いた正則化回帰手法であるLasso回帰を用の符号が負であった。また，移動先の変数ではj_

いた先行研究（Caster, 2007；林ら，2017）に

総面積，j_中学校数，j_年間最低気温は係数の符倣いブートストラップ法を採用した。重複を許し

号が正，j_課税対象所得，j_第１次産業就業者比

たリサンプリングにより全データと同数のブート率，j_第２次産業就業者比率，j_公民館数，j_年

ストラップ標本を作成し，Elastic net回帰による

降水量，j_年最深積雪は係数の符号が負であった。

回帰係数の推定を，予備的検討から1,000回繰り返して，各説明変数についてパーセンタイル法に

６

より95％信頼区間を算出した。95％信頼区間が考察

ゼロを含まない場合に，その説明変数は被説明変

本研究は，大都市から地方への人口移動に関連数を説明するものとして選択した。ポアソン重力する社会・経済的な要因の市区町村単位でのポアモデルによる回帰係数の推定の際は，説明変数を

ソン重力モデルを用いた分析に，Elastic net回帰

対数変換したのち，標準化したものを用いた。説を適用した変数選択を試みた。その結果，重力モ

明変数には値がゼロのものも含まれていたため，

デルの基本変数である距離，移動元の総人口，移26

社会情報学第11巻３号

表-３．使用した変数の基本統計量a）移動元（n＝43）
i_総人口
i_可住地面積１km2当たり人口密度
i_総面積 (北方地域及び竹島を除く)
i_可住地面積割合
i_課税対象所得 (納税義務者1人当たり)i_幼稚園数i_小学校数i_中学校数i_高等学校数
i_第1次産業就業者比率 (対就業者)
i_第2次産業就業者比率 (対就業者)
i_第3次産業就業者比率 (対就業者)
i_完全失業率
i_公民館数i_図書館数i_一般病院数
i_老人福祉施設数i_保育所等数
i_都道府県基準地価
i_大学 (本部) 数
i_年降水量i_年間最高気温
i_年間最低気温
i_年間平均気温
i_年最深積雪
i_年合計日照時間

平均855,115
10,897
29,371
84
4,188
8
11
6
4
1
17
72
4
1
2
5
2
16
393,034
1
1,517
293
285
289
5
1,888

標準偏差
736,8426,479
39,977
25
1,490
3
2
3
5
1
5
4
1
3
2
4
2
3
421,835
4
221
1
1
1
14
98

中央値
第1四分位数 第3四分位数
717,082
330,888
1,027,020
11,943
4,823
16,554
5,805
1,930
41,390
100
74
100
3,619
3,352
4,181
8
6
9
11
9
12
6
5
7
3
3
4
0
0
1
17
13
20
72
70
74
4
4
4
0
0
1
2
1
3
5
3
7
2
1
3
16
13
18
287,100
120,140
498,758
1
0
1
1,515
1,432
1,565
293
293
293
285
285
286
289
289
289
3
2
4
1,866
1,844
1,905

平均
54,637623
33,461
40
2,684
11
34
18
7
12
24
62
4
34
6
9
8
30
21,144
0
1,631
291
282
286
30
1,800

標準偏差
79,482706
29,273
23
338
12
25
17
8
9
8
8
1
59
6
7
9
14
16,141
1
520
4
5
4
40
203

中央値
第1四分位数 第3四分位数
29,677
13,70455,550440
247
734
24,034
11,98346,922
34
21
51
2,642
2,487
2,831
9
5
15
27
19
40
13
9
20
6
4
8
9
5
17
25
18
30
61
56
67
4
3
5
18
5
39
4
2
7
7
4
11
6
3
11
28
20
37
17,318
10,66527,562
0
0
0
1,527
1,213
2,023
292
289
294
283
279
285
287
284
289
14
0
45
1,814
1,620
1,955

b）移動先（n＝704)
j_総人口
j_可住地面積１km2当たり人口密度
j_総面積 (北方地域及び竹島を除く)
j_可住地面積割合
j_課税対象所得 (納税義務者1人当たり)j_幼稚園数j_小学校数j_中学校数j_高等学校数
j_第1次産業就業者比率 (対就業者)
j_第2次産業就業者比率 (対就業者)
j_第3次産業就業者比率 (対就業者)
j_完全失業率
j_公民館数j_図書館数j_一般病院数
j_老人福祉施設数
j_保育所等数
j_都道府県基準地価
j_大学 (本部) 数
j_年降水量j_年間最高気温
j_年間最低気温
j_年間平均気温
j_年最深積雪
j_年合計日照時間

27

2023

大都市から地方への移住と社会経済的要因の関連―Elastic net回帰を用いたポアソン重力モデルによる分析―

荒川清晟・野寄修平

表-４．Elastic net回帰により選択された説明変数間の相関係数(A)(A) 距離1.000(B) i_総人口
0.018(C) i_中学校数-0.106(D) i_第2次産業就業者比率 -0.064(E) i_公民館数-0.109(F) i_図書館数
0.009(G) i_一般病院数-0.065(H) i_年降水量-0.005(I) i_年間最高気温-0.023(J) i_年合計日照時間-0.035(K) j_総人口
0.324(L) j_総面積
0.076(M) j_課税対象所得-0.045(N) j_中学校数-0.075(O) j_第1次産業就業者比率 -0.234(P) j_第2次産業就業者比率 -0.431(Q) j_公民館数-0.218(R) j_年降水量
0.141(S) j_年間最低気温
0.308(T) j_年最深積雪-0.146

(B)

(C)

(D)

(E)

(F)

(G)

(H)

(I)

(J)

1.000
-0.2630.475
0.034-0.8370.060-0.168-0.1130.278-0.407-0.139-0.273
0.236
0.269
0.084
0.117
0.056
-0.037-0.014

1.000
0.031
0.117
0.268
0.457
0.077
0.026
0.004
0.057
0.014
0.032
-0.024-0.042-0.005
0.006
0.040
0.052
-0.0601.000
0.109-0.357
0.033
0.142
0.214
0.539
-0.102-0.081-0.091
0.024
0.039
0.123
0.070
0.087
0.079
-0.0861.000-0.2290.106-0.0180.004-0.027-0.054-0.032-0.115
0.025
0.068
0.055
0.038
0.027
0.033
-0.0631.000-0.1840.207
0.242-0.172
0.399
0.121
0.269
-0.250-0.279-0.042-0.100-0.022
0.065
0.007

1.000
-0.329-0.201-0.025-0.175-0.022-0.1140.188
0.151-0.101
0.044
0.029
0.019
-0.101

1.000
0.554
0.167
0.182
-0.0220.035-0.180-0.1440.043-0.0190.165
0.165-0.120

1.000
0.604
0.221
-0.0750.011-0.210-0.188
0.071
0.059
0.240
0.352
-0.3101.000-0.018-0.112-0.051-0.035-0.027
0.049
0.067
0.159
0.211
-0.231

(K)

(L)

(M)

(N)

(O)

(P)

(Q)

(R)

(S)

1.000
0.391 1.000
0.492 -0.007 1.000-0.576 0.227 -0.459 1.000-0.626 0.160 -0.544 0.605 1.000-0.007 0.060 0.139 -0.135 -0.034 1.000-0.211 0.135 -0.214 0.242 0.300 0.155 1.000-0.080 -0.139 -0.231 0.090 -0.079 -0.169 0.057 1.000
0.138 -0.457 -0.049 -0.141 -0.276 -0.244 -0.107 0.568 1.000-0.056 0.357 0.000 0.039 0.098 0.159 0.095 -0.298 -0.722

(T)

1.000

対数変換後の相関係数。絶対値が大きいものはセルの背景色を濃くしている。

図-２．Elastic net回帰により選択された変数の回帰係数。人口移動量と正の関連を持つものは橙色，負の関連を持つものは青色で描画した。
棒グラフの左右の数字はそれぞれ回帰係数の95％信頼区間の下限と上限。

動先の総人口を含む20の変数が移動人口と関連を正則化項に組み込まず，係数が縮小しないようのあるものとして選択された。これらの説明変数にするといった応用も可能である。以下，選択さには相関が強い変数の組も存在したが，これらをれた変数に関して，人口移動との関連について考

１つの回帰式で扱うことができたのはElastic net

察する。

回帰の利点である。本研究ではElastic net回帰で重力モデルの基本変数について，係数の符号はすべての変数を同等に扱い，変数の選択に制約を先行研究と一致しており，大都市から地方への人課さなかったが，重力モデルの基本変数が回帰モ

口移動では様々な変数を入れて調整しても，距離デルに必ず組み込まれるように，基本変数の係数と総人口が人口移動と関連することが改めて確認

28

社会情報学第11巻３号

2023

された。基本変数の中でも距離の係数の絶対値はくなる傾向にあるため（Landsberg, 1981，258

移動元の総人口のものよりも大きく，地方の市町頁），日照時間が長い，つまり都市化の進んでい村による人口誘致の視点では，遠くの大都市よりない地域からの転出者が多いものと考えられる。

も近くの都市をターゲットにする方が有効である

人口移動量と負の関連があった移動元の変数の可能性がある。

中で，i_中学校数に関して，中学校に通う子ども

人口移動量と正の関連があった移動元の変数のを育てている，もしくは今後子育てをする者が比中で，i_公民館数に関して，1990年以降の規制

較的多いと考えられる20歳から49歳が総移動人緩和・地方分権等の行政改革が本格化し，公民館

口の約70％を占めており（表-２），中学校が多は統廃合やコミュニティセンター等への用途変更

い地域から移住する者は少ないと考えられる。まが行われているが（文野，2017），この状況は大た，i_第２次産業就業者比率に関して，工場は一都市に顕著である（佐藤，2010）。社会教育に力度立地すれば移転が少ないため（當麻，2016），

を入れると定住を促進できるという研究もあり

第２次産業就業者は移動が難しく，第２次産業就（原，2016），改革に積極的な大都市ほど社会教業者比率の高い大都市からは移住する者が少ない

育法に基づく公民館数が少ないため，公民館が多と考えられる。i_年間最高気温に関しては，気候

いほど転出者が多いという結果になったと考えらが寒冷であるほど転出が多いという先行研究の結れる。今後は公民館のみならずコミュニティセン

果 と 変 数 の 関 連 の 向 き が 一 致 し た（伊 藤，ター等の施設を含めた解析が求められる。また，

2003）。

i_図書館数は，人口100万人当たりの図書館数が

人口移動量と正の関連があった移動先の変数の多い地域の方が若者の転出が多いという先行研究中で，j_総面積は，松本・松下（2002）の先行の結果と一致した（後河，2019）。図書館が整備

研究と変数の関連の向きが一致し，居住可能な地されていることは社会教育に対する公的投資が多域が広い場所に移住する者が多いと考えられる。

いと考えられ，教育投資が多い都道府県ほど若者

また，j_中学校数に関しては，中学生を含む10～は転出しやすいこと（後河，2019），教育・子育

19歳が解析対象の人口移動に占める割合は5.6％てのまちという地域イメージのある地域ほど，教と中学生自体の割合は小さいものの，前述の通り，

育・子育てに関心のある人々が住んでいるため，

今後中学生を育てる可能性のある層の割合は大きより良い環境を求めて移住していることから（荒く，教育環境を重視しているものと考えられる。

川，2018），転出者が多いと考えられる。i_一般

j_年間最低気温に関して，温暖な地域であるほど病院数について，医療・福祉環境が充実している転入者が多いという先行研究の結果と変数の関連

ほ ど20-24歳 の 純 転 入 率 が 低 い と い う 研 究 やの向きが一致した（伊藤，2006b）。

（林・林，2017），健康・医療のまちという地域

人口移動量と負の関連があった移動先の変数のイメージのある地域ほど，転出者が多いという研中で，j_課税対象所得に関しては，所得の高い地究の結果と変数の関連の向きが一致した（荒川，域への人口移動が多いという多くの先行研究と変2018）。i_年降水量について，10～24歳の人口移数の関連の向きが異なっていた（伊藤，2003；

動について，湿潤な地域ほど純移動率が少ないと

田村，2017）。j_課税対象所得の係数の符号が負いう先行研究の結果と変数の関連の向きが一致しであった理由として，大都市から地方への人口移た（伊藤，2006b）。i_年合計日照時間について，動を対象とした場合，所得の高い地域ではなく，先行研究の結果と変数の関連の向きが異なってい

生活コストの低いところへ移住することが多い可た。都市化の進んでいる地域ほど，日照時間は短能性が考えられる。平成26年全国消費実態調査

29

大都市から地方への移住と社会経済的要因の関連―Elastic net回帰を用いたポアソン重力モデルによる分析―

荒川清晟・野寄修平（総務省）での消費支出と平成26年の課税対象

ど純移動率が少ないという先行研究の結果と変数

所得（納税義務者１人当たり）のPearsonの積率の関連の向きが一致した（伊藤，2006b）。また，相関係数は0.551，このうち食料，住居，被服及j_年最深積雪に関して，積雪の少ない地域への転び履物，教育，教養娯楽との相関係数はそれぞれ入者が多いという先行研究の結果と変数の関連の0.627，0.716，0.719，0.739，0.753であり，消向きが一致した（伊藤，2003）。

費支出と課税対象所得（納税義務者１人当たり）の相関は高く，消費支出の多寡が大都市から地方

７への人口移動と関連する可能性がある。さらに，まとめ地方への移住に伴う所得の減少は許容されやすい

本研究では，日本国内の市区町村間の人口移動ことも理由の１つと考えられる。一般社団法人移について，政令指定都市と東京都特別区部から，住・交流推進機構（2017）によると，地方移住

大都市圏に属する周辺市町村を除く市町村への人時の所得に関して，どの世帯年収層も「変化なし

口移動を対象に分析した。これまでの多くの研究が好ましい」と答える者が最も多かった（39.2％）

では，都市の属性を無視し，地方から大都市へのが，現在の世帯年収が500万円以上700万円未満

集中移動，大都市から地方への分散移動をまとめの層では「５％程減少まで許容できる」が，700て，かつ都道府県単位で分析しているという問題

万円以上の層では「10％程減少まで許容できる」があった。本研究は対象を大都市から地方への分という回答がそれに続いて多かった。j_第１次産

散移動に絞り，市区町村単位で分析したことで，業就業者比率，j_第２次産業就業者比率に関して，

人口移動及び移住施策の実態により即した解析が第１次産業就業者は農林水産業の性質上，特定のできた。また，ポアソン重力モデルにElastic net

場所でのみ生産活動が可能であり，第２次産業に回帰を適用して相関の強い複数の社会経済変数をついても前述のとおり，第１次，第２次産業就業同時に扱い，研究者による変数選択の恣意性を減者は第３次産業就業者と比較して移動が困難であらした上で，各変数と大都市から地方への人口移る。そのため，第１次産業就業者比率，第２次産動にどのように関連しているかを明らかにした。

業就業者比率の高い地方に移住する者は少ないと

本研究の限界は，解析対象の人口移動・市区町考えられる。j_公民館数に関しては，文教施設ス村がある程度以上の規模に限定されていることでトックが高い地域ほど転入者が少ないという先行ある。本研究では，データの制約上，移動元から研究の結果と変数の関連の向きが一致した（張ら，

移動先への人口移動数が10人未満の市区町村の組

2016）。1985年以前に設立された公民館は全体のを除外した。そのため，解析対象の人口移動が限約６割であり，1981年の耐震基準改正前に建築定されており，小規模な市区町村ほど欠損となりされた公民館のうち，耐震性なし及び耐震診断未やすいセレクションバイアスが生じている可能性

実施の公民館は23.9％である（文部科学省生涯学がある。また，今後の課題は，大きく以下の３点

習政策局社会教育課，2017）。そのため，老朽化である。１点目は，年齢や子供の有無などの属性

した公民館が地域のマイナスの魅力となってし別に分析を行うことである。本研究では全年齢をまっている可能性がある。また，公民館の耐震化

ひとまとめにして解析したが，年齢は人口移動に等未実施は，財政状況の悪さを反映しているとも関連する要因とされており（Cadwallader, 1996,

考えられ，地方公共団体の財政状況も含めた検証

334-337頁），また，本研究の解析結果としてもが今後必要である。j_年降水量に関して，前述し中学校数や図書館数といった，子育て中あるいはた通り，10～24歳の人口移動で，湿潤な地域ほ

今後子育てをする世代が特に注目すると考えられ

30

社会情報学る教育に関連する変数が選択された。年齢や子供

第11巻３号

2023

gsi.go.jp/sokuchi/surveycalc/main.htmlの有無などの属性別に分析することで，属性ごと（２）例えば，先行研究で県民所得の変数が使用に人口移動量と関連する要因を抽出可能であり，されている場合，e-Statには市民所得のデー

移動先である地方公共団体が移住誘致施策を立案

タが掲載されていないため，課税対象所得

する上でも有用な情報を提供できると考えられを用いた。

る。２点目は，複数年次のデータを用いたパネル（３）政府統計では10人未満（ゼロを含む）のデータ分析を行うことである。本研究は横断的なデータは実際の数値が公開されていないた分析を実施しており，説明変数と人口移動量とのめ除外した。

因果関係は不明である。本研究で抽出された変数を含むパネルデータ分析をすることで，完全な因参考文献

果の証明にはならないものの，大都市から地方へ

青木俊明・稲村肇（1997）「人口移動研究の展開の人口移動に影響を与える要因として補強をすると今後の展望」，『土木計画学研究・論文集』，

ことができる。３点目に，分析手法の課題として，

14，pp.213-224．

重力モデルへのサンプルの階層性に対応した回帰

荒川清晟（2018）「大都市から地方への移住にお係数推定手法の導入が挙げられる。
（ポアソン）

ける地域イメージの影響に関する研究」，『東京重力モデルに使用される各サンプルは移動元と移大学大学院情報学環紀要 情報学研究』，95，

動先の２方向に対してネストされており，本来な

pp.57-71．

らばサンプル間の相関を考慮したマルチレベル分

伊藤薫（2001）「戦後日本の人口移動に対する所析が必要である。筆者の知る限りでこの点に対応

得格差説の説明力と今後の課題」，『地域と社した人口移動分野の研究はこれまでになく，なお会』，（4），pp.9-38.

かつ本研究で採用した手法も，サンプル間の相関——（2003）「バブル経済期の男女・年齢別を考慮できていない。サンプルが２方向に対して

人口移動―1990年国勢調査人口移動集計結果

ネストされている，重力モデルへのマルチレベル

を 利 用 し て ―」，『地 域 学 研 究』，33（3），pp.

分析導入は今後の課題である。

85-102．
——（2006a）「長距離人口移動に対する社会謝辞

環境アメニティの作用―1970年から2000年の国本研究は，2020年６月に経済産業研究所ディ

勢調査人口移動集計結果を利用して」，『Review

スカッション・ペーパー「大都市から地方への移

of economics and information studies』，７（１

住における社会経済的要因の影響―Elastic net回

-２）
，pp.21-49．

帰を用いたポアソン重力モデルによる分析―」と——（2006b）「戦後日本の国内長距離人口して公開した原稿を修正し，再構成したものであ移動の決定因の変化―純移動率に対する所得・る。本研究の原案に対して，経済産業研究所ディ

気候の作用―」，『地域学研究』，36（1），pp.85-

スカッション・ペーパー検討会の方々から多くの

99．

有益なコメントを頂いた。ここに記して，感謝の——（2011）「高齢者の長距離人口移動の決意を表したい。

定因の変化―1960年国勢調査から2000年―」，『地域学研究』，41（1），pp.179-194．

注

一般社団法人 移住・交流推進機構（JOIN）（2017）（１）国土地理院測量計算サイト：https://vldb.

「若 者の移 住に関する調 査」，〈https://www.iju-

31

大都市から地方への移住と社会経済的要因の関連―Elastic net回帰を用いたポアソン重力モデルによる分析―

荒川清晟・野寄修平

join.jp/material/files/group/１/JOIN_report_201710.

分析―」，『AGI Working Paper Series』，３，

pdf〉，参照2022年９月４日．

pp.1-17．

後河正浩（2019）「若者の地域間移動の傾向と要因：

張峻屹・瀬谷創・兼重仁・力石真（2016）「都道

都道府県データでみる大学進学・初職就職時の府県間人口移動の影響要因の経年的分析―空間

地域間移動」，『京都産業大学経済学レビュー』，

的文脈依存性をもつ選択モデルに基づく分析―」，

６，pp.1-42．

『地域学研究』，71（3），pp.118-132．

江崎雄治・荒井良雄・川口太郎（2000）「地方圏當麻雅章（2016）「人口移動要因としての地域ア

出身者の還流移動 長野県および宮崎県出身者

メニティ近接性」，『大阪大学経済学』，66（3），の事例」，『人文地理』，52（2），pp.190-203．

pp.1-23．

尾崎雅彦（2013）「地域間人口移動に対する地域

日本人口学会編（2002）『人口大辞典』培風館．

別政策プライオリティの影響―テキストマイニン

林裕志・平松達雄・小出大介・田中勝弥・大江和グによる政策プライオリティの定量的計測―」，彦（2017）「電子カルテデータベースからの『RIETI Policy Discussion Paper Series』，13-

LASSOロジスティック回帰による医薬品副作J-072．

用シグナルの検出：ケース・コントロール研究」，

閣議決定（2015）「まち・ひと・しごと創生基本方『薬剤疫学』，21（2），pp.51-62．

針2015―ローカル・アベノミクスの実現に向け

林勇貴・林宜嗣（2017）「地域競争力と地域間人て ―」，2015年 ６ 月30日 決 定，
〈https://www.

口移動」，『経済学論究』，71（3），pp.59-81．

chisou.go.jp/sousei/info/pdf/20150630siryou3.

原俊彦（2016）「人口減少に対応した社会教育のpdf〉，参照2022年９月４日．

在り方―北海道・道南ブロックの事例―」，『札——（2019）「第２期『まち・ひと・しごと

幌市立大学研究論文集』，10（1），pp.67-76．

創生総合戦略』」，
2019年12月20日決定，〈https://

文野克成（2017）「公民館に関する研究：その来www.chisou.go.jp/sousei/info/pdf/r1-12-20-

歴と現代的役割に関する考察」，博士論文，法senryaku.pdf〉，参照2022年９月４日．

政大学，pp.1-132．

——（2020）「第２期『まち・ひと・しごと

松本茂・松下敬一郎（2002）「住宅環境が居住地

創 生 総 合 戦 略』
（2020改 訂 版）」
，2020年12月の選定に与える影響：Poisson Gravity Model

21日 決 定，〈https://www.chisou.go.jp/sousei/

によるティブー仮説の検証」，『關西大學經済論

info/pdf/r02-12-21-senryaku2020.pdf〉，参照集』，51（4），pp.455-471．

2022年９月４日．

文部科学省生涯学習政策局社会教育課（2017）「公佐藤智子（2010）「中核市における教育行政組織

民館の現状と課題」，〈https://www.soumu.go.jp/

機構の再編と公民館の位置づけ：愛知県豊田市

main_content/000513104.pdf〉，参 照2022年９を事例として」，『東京大学大学院教育学研究科

月４日．

紀要』
，49，pp.149-159．

矢野桂司（1991）「空間的相互作用モデルの精緻

総務省統計局（2013）「平成25年住宅・土地統計調

化 に 関 す る 研 究」，
『都 市 計 画 論 文 集』
，26，

査用語の解説《地域》」，〈http://www.stat.go.jp/

pp.517-522．
Cadwallader, M.（1996）, Urban Geography:

data/jyutaku/2013/１-1.htm〉，参 照2022年９月

An Analytical Approach , New Jersey,

４日．
田村一軌（2017）「大学進学にともなう都道府県

Prentice-hall.

間人口移動の定量分析―修正重力モデルによる

Caster, O.（2007）, Mining the WHO Drug Safety

32

社会情報学第11巻３号

2023

Landsberg, H.E.（1981）The Urban Climate ,Database Using Lasso Logistic Regression,

UUDM Project Report , 16.

Academic Press, New York.

Flowerdew, R. and Aitkin, M. （1982）, A

Ravenstein, E.G.（1885）, The laws of migration,

Method of Fitting the Gravity Model Based

Journal of the Statistical Society of London ,on the Poisson Distribution, Journal of48（2）, pp.167-235.

Regional Science , 22（2）, pp.191-202.

Zou, H. and Hastie, T.（2005）, Regularization

Greenwood, M.J. and Hunt, G.（2003）, The

and Variable Selection via the Elastic Net,

Early History of Migration Research,

Journal of the Royal Statistical Society.

International Regional Science Review , 26

Series B（Statistical Methodology）, 67（2）,（1）, pp.3-37.

pp.301-320.

33

社会情報学第11巻３号

2023

研究
デジタル時代における「編集の自由」の保障とそのあり方―ノルウェーにおけるメディア政策を題材として―
Guarantee of “Editorial freedom” and its Ideal form in the Digital Age:
Based on the Media Policy in Norway.
キーワード：
編集の自由，ノルウェー，メディア政策，編集者綱領
keyword：
Editorial freedom, Norway, Media Policy, Editor’s Code静岡県立大学短期大学部

上田University of Shizuoka Junior College

一紀Kazuki UEDA
要約
本稿は，デジタル時代における編集の自由の保障とそのあり方について検討するものである。編集の自由に関して，ノルウェーでは，メディア政策という文脈において積極的に同自由の保障やそのあり方に関する議論が展開されている。そこで本稿では，なぜいまノルウェーを題材として編集の自由を論じるのか，という点を明確にした上で，日本の参考となりうる普遍的な論点の析出も意識して考察を進めていく。
まずノルウェーでは，①編集者の自由の保障，編集の独立の原則の強化（法制化），②編集者の自由を享受し，民主的機能を果たすメディアへの支援・助成，③編集者に特有の自由の行使に伴う責任の明確化，という３つの方向性があることを指摘する。
そしてこれらの議論を踏まえ，日本における編集者の自由の保障に関しては，まずメディア環境全体の状況をトータルに勘案した上で，国家の関与の余地について検討を加え，慎重に制度設計がなされるべきであることを確認する。そして，メディア環境全体をデザインするという観点から，編集者の自由を享受・行使するメディアへの助成制度が，編集上の独立性が揺るがないよう設計されている場合には原稿受付：2022年６月19日
掲載決定：2023年１月12日

35

デジタル時代における「編集の自由」の保障とそのあり方―ノルウェーにおけるメディア政策を題材として―

上田一紀

有効であることを指摘する。とりわけ，編集者の自由の確保とそれにリンクした編集メディアへの助成策がセットで展開されることが重要であると主張する。さらに，責任の議論に関しては，報道機関とオンラインプラットフォーマーの協働，
オンラインを対象とした救済制度の設計の可能性等について述べ，自由の行使に伴う責任の明確化が肝要であることを確認する。このような編集の自由へのアプローチによって，日本の編集メディアは民主的役割を果たすことができると考える。
Abstract
This paper examines the guarantee of editorial freedom and its ideal form in the digital age.
With regard to editorial freedom, in Norway, its guarantee has been actively discussed in thecontext of media policy. Therefore, this paper first clarifies the significance of studying editorial
freedom today. Then, while analyzing Norwegian media policies related to editorial freedom, I
attempt to identify and discuss some universally important senses that can serve as a reference formedia studies in Japan.
As for editorial freedom in Norway, the paper points out that there are three directions. Namely,（１）to guarantee（legislate）the editorial freedom enjoyed by editors and to strengthen theprinciple of editorial independence,（２）to support and subsidize media that fulfill democratic
functions, and（３）to clarify the responsibilities associated with the exercise of editorial privilege.
On the basis of the discussion of these directions, this paper first argues that there is room forgovernment involvement in editorial freedom, taking into account the media environment as awhole. However, it confirms that the institutional design should be carefully considered. Second,from the perspective of the overall design of the media environment, it is noted that subsidy
regimes for editorial media can be effective if they are designed in such a way that editorial
independence is not violated. Particularly, I argue that it is important to implement the guaranteeof editorial freedom and the subsidization of editorial media linked to it as a set. Third, regarding
the discussion of responsibility, this paper discusses the possibility of collaboration between media
and online platforms and the design of redress systems for online, confirming the importance ofclarifying the responsibilities that accompany the exercise of freedom. This paper argues that suchan approach to editorial freedom enables the Japanese press to play a democratic role.

36

社会情報学１

第11巻３号

2023

かは，OPの適切な規律に並んで，民主主義社会はじめに―問題意識と「問い」―

にとって重要な論点であるといえる。

インターネットメディアが台頭する近年のメ

しかし報道機関がこのような民主的役割を毎回

ディア環境では，ICTの発展により，受け手は能最大限に発揮できているかといえば，そうではな

動的にネット上の多様な情報にアクセス可能とい。それは報道機関が組織として運営されているなっている。しかしこれらの情報は，オンラインためである。報道機関では，様々な立場の人々がプラットフォーマー（以下，OP）の独自のアル関わりながら紙面の作成，番組の制作等の表現活

ゴリズムによるフィルタリングを経て受け手に届動を行っているため，発信する内容について，編けられる。そのため受け手は，自分に都合の良い，集上の意見の対立が生じることが予想される。例

個別にカスタマイズされた情報だけを消費するよ

えば，メディア企業の経営者は，経済的利益の追うになり，その結果，言論市場に歪みが生じ，社

求を視野に入れて表現活動を行おうとする一方

会の断片化や二極化現象に発展することが問題とで，編集者は，市場の論理に屈することなくジャーされている（Loecherbach et al，2020）。また，

ナリズムに期待される倫理・規範に基づき編集を

新聞・放送等のいわゆるレガシーメディア（報道

行おうとするだろう。

機関）による専門的な編集を経ない情報がイン

このような組織における記事や番組を編集する

ターネット空間に多く存在していることから，

権利・自由（編集の自由）はいかにあるべきだと

フェイクニュース，ヘイトスピーチ等の有害・違考えられてきたか。また，デジタル時代の民主政

法な情報やその拡散の問題に対して適切な対策をシステムにおいて，同自由の理想的なあり方はい講じることが求められている。このような状況にかなるものか。

対して，近年，OPのあり方，あるいは規律や責

本稿では，編集の自由に関して，先進的な政策

任が詳細に検討されている。

を展開するノルウェーを事例研究の対象とし考察

その一方で，OPの規律に加え，レガシーメディを進める。ノルウェーの編集の自由に関連するメ

アが民主主義社会に果たす役割を再考・再評価すディア政策は，従来のレガシーメディアにおけるる視点が提示されている（Michailidou et al，

編集の自由の議論から，インターネットメディア

2021）。例えば，水谷（2019）は，OPの実装すの台頭した現在のメディア環境における編集の自るパーソナライズ・フィルターはユーザーの「知由のあり方に至るまで，通時的・継続的に展開さりたい」ことに応える機能を果たしているが，これている。そのため，日本における伝統的な編集

れを，報道機関がわれわれの「知っておくべき」の自由の議論への示唆となるだけではなく，デジことを伝える役割と峻別し，「知る権利」に仕え

タル環境における編集の自由，ひいてはジャーナるという報道機関の性格の重要性を確認している。

リズムのありようそのものを検討していく上で参このように報道機関がジャーナリズムに要請さ考となると考えられる。以下，本稿では，まず先れる倫理・規範に基づき，専門的な価値判断（編行研究や関連する研究をレビューしながら本研究集）を行い，国民の知る権利に奉仕する機能を果の意義や位置づけについて確認する（２章）。次たすことで，国民が主権者として政治参加するこに，編集の自由の保障と独立に関するノルウェーとを可能とする。OPが台頭する現在においてもの政策・制度を取り上げ，検討を加える（３章）。

報道機関は民主政に不可欠な機能を果たすことを

そして，日本の状況への示唆となりうる論点の析期待されているのである。そのためレガシーメ

出を意識して考察を進め，デジタル時代の編集のディアが知る権利に奉仕しうる報道を行えるか否

自由の保障とそのあり方について論じたい
（４章）
。

37

デジタル時代における「編集の自由」の保障とそのあり方―ノルウェーにおけるメディア政策を題材として―

２

先行研究，及び本研究の位置づけ

2.1

編集の自由に関する議論の重要性

上田一紀

近年では法や政策の観点からのみならず，報道機関内部の編集行為の実態（報道されるまでのプロ
セス）を実証的に明らかにする研究（辻・中原，

報道機関の表現活動は，①取材＝情報の収集，

2018）も展開されていることからも，編集の自②編集＝情報の加工，③報道＝情報の伝播，とい由を研究対象として，同自由のあり方を検討する

う一連の行為によって構成され，とりわけ②は収ことの意義はいまだに失われていないと考える。

集された情報を公表に向けて自由に取捨選択し，加工・処理する段階として極めて重要な作業とな

2.2

ノルウェーの事例を研究対象とする意義

る（芦部，1986：194）。特に，政治（外務省秘日本におけるこれまでの編集の自由に関する代

密電文漏洩事件判決（最決1978.5.31刑集32巻３

表的な研究は，諸外国の法・制度・政策の動向・

号457頁））や公共的事項（北方ジャーナル事件

展開を事例研究として報告するスタイルのものや，

判 決（最 大 判1986.6.11民 集40巻 ４ 号872頁））

日本の状況との比較を視野に入れて論じるものがに関する表現はその価値が重要視されており，報多い。1980年代には，アメリカ，イギリス，スウェー

道機関がこれらの情報を，独立した立場から編集

デン，デンマーク等の動向を取り上げる研究（3）もし報道する自由の保障は，民主主義社会にとってあったが，日本では，ドイツとフランスを対象と欠かせないものとなる。そのため日本では，編集した研究の蓄積が特に多いように思われる。

の自由，編集の独立の原則が対外的に（公権力にドイツに関して，「内部的自由」を保障する立より）脅かされないような構造が目指されてき法の動向や理論との比較研究が数多く行われてきた（1）。一方で，対外的に同自由が保障されていてた（4）。内部的自由（論）とは，組織体の上層部にも，１で触れたように，報道機関の内部における対して，編集者や記者・番組制作者の権利を保障

編集の自由のあり方により，メディアが期待されしようとする議論，あるいは編集の自由の享受主

る民主的役割を発揮できない場合がある。

体 の 区 分 を め ぐ る 概 念 を 指 す（浜 田，1990：

かかる観点から，資本の論理・市場の論理に傾91）。ドイツにおける内部的自由論のように，所斜しがちな経営陣が記事や番組の決定権を持つと有者・経営者だけではなく編集者（記者）も，編いう業界内の慣行（『編集権声明』日本新聞協会，

集 の 自 由 を「分 有」 し て い る（石 川，2000：

1948）や，記者・ジャーナリストの記事内容や編188）という理論上の認識が，日本の状況とは対集者の編集上の意思決定に対して経営陣が個別具照的であったため，比較考察が多く行われたので体的に改変指示を行うことを可能とする組織的構ある。フランスについては，労働法にジャーナリ造が批判され（花田，1997），報道機関におけるストの信条保護（良心条項）の規定が置かれてお対内的な編集の自由のあり方の検討が，情報法・り，この良心条項に関して，内部的自由の保障とメディア法研究やジャーナリズム研究の伝統的なの関連で詳細に研究されてきた（大石，1999）。

問題関心となってきた。また近年も報道機関によ2013年には，ドイツ，フランス，イギリスのる自主規制の文脈で，経営陣等をはじめとする様々

内部的自由をめぐる最新の動向・理論を検討し，な圧力からの編集の独立を目指す規範の策定やそ日本における内部的自由の可能性を論じる学術研（2）

れに伴う自主的な取組みが展開されている 。

究書が刊行されている（花田編，2013）。しかし，先に述べたように，OPが台頭する現在のメディ2000年以降，かかる議論の発祥の地とも言われ

ア環境においてこそ知る権利に奉仕する報道機関ていたドイツでは，これらの議論は「政治的にもの編集のあり方が重要さを増すことや，さらに，学術的にも期限の過ぎた，重要でない事柄」（ゲ38社会情報学第11巻３号

2023

ルト・コッパー，2013：273）であるとみなさ（5）集メディア」の果たす機能・役割の重要性が認れているという。日本においても近年は特に，編識され，同メディアへの助成・支援策が展開され集の自由や内部的自由に関する法的・政策的研究ている地域でもある。

が，以前と比べ，発展を見せていない状況にある

他方，日本では，古くからこのような国家によとみえる。

る言論市場への政策的介入に関して，その効果に

しかしながら，本研究の対象とするノルウェー

は一定の評価が得られていることから検討に値す

では，インターネットメディアが台頭する近年にる研究課題であると考えられてはきたものの（石おいても，編集の自由や内部的自由の意義や重要川，1977：35-36），主観的権利としての表現の性が強調され，積極的な政策が展開されている。

自由との関係で疑義を生むため，現実には，内部加えて，ノルウェーは，伝統的に編集（者）の自的自由の保障や助成にかかわる何らかのシステム

由に敬意が払われてきた地域であり，編集の自由を主張するには，きわめて抵抗が大きいとされてに関して多くの議論が行われてきた。また，国際きた（大石，1999：143-144）。したがって，例

ジャーナリスト組織「国境なき記者団」が2002年

えば，内部的自由の保障に関しては，2.1で触れ以降，毎年発表している「報道の自由度ランキン

たように法・政策によらない報道機関の自主的なグ」では，ノルウェーは何年にもわたってトップ取組み（自主規制）により，編集の自由の対内的クラスにあり，編集の独立性が高い地域として評側面の保護，すなわち編集者をはじめとする構成

価されている（Reporters Without Borders HP）。

員の自主性・自律性・独立性の確保がなされてき

このようにノルウェーは，編集（者）の自由のた（6）。このように表現の自由の伝統的な理解に基保障に関する先進的地域であり，編集上の独立性

づき，言論市場への国家介入を寄せ付けないための高さが国際的にも評価されているが，日本におの自己規律は高く評価されるべきであるが，そのいてノルウェーの編集の自由を直接に対象とする

一方で，内部的自由というコンセプトは，現実に研究は見当たらない。そのため事例研究としてのはスローガン止まりで実効性に乏しいと評価され意義があると考えられる。

ることもある（花田，2013：302）。

また，ヨーロッパ全体を眺めれば，EUにおいしかし近年においては，日本と同様に国家関与て編集上の独立性の保障等を内容とするメディアに否定的であるアメリカにおいても，言論市場へ

自由法（European Media Freedom Act）の提案の適切な国家関与を一定程度受け入れ，報道機関

が2022年９月になされ（European Commissionへの助成・支援の必要性を論じる方向性が一部でHP），近年の国際社会においても編集の自由のあ

生まれている（Olsen et al，2020）。日本でも，

り方が関心事となってきていることが伺える。そアメリカの近年の合衆国憲法修正１条の議論を詳のため，日本のみならず国際的な観点からも，先細に検討し，国家の言論市場への関与について論

進的地域であるノルウェーの議論の有効性を指摘じた上で，日本に適用可能な普遍的な論点を析出できると考える。

しようとする研究が行われている（水谷，2020c）。
そのため，編集（者）の自由の保障，編集メディ

2.3

国家関与のあり方への示唆

アへの助成の実施によっても，編集上の独立性がノルウェーでは，編集（者）の自由の保障，つ維持されているノルウェーの政策・制度を検討す

まり報道機関内部のガバナンス・自律の領域へのることは，報道機関と国家（政策）との距離・関法政策的介入によっても，編集上の独立性が維持係の問題を検討する上でも有益な視点を提供しうされている地域であると評価される。
さらに，「編ると考える。さらに日本では，ヨーロッパ各国の39

デジタル時代における「編集の自由」の保障とそのあり方―ノルウェーにおけるメディア政策を題材として―

上田一紀

メディア政策を概観して，ノルウェーの状況に若Landsforening）と，編集者のための組織であるノ干言及しつつ助成策の必要性等を指摘する文献がルウェー編集者協会（NorskRedaktørforening）の存在するが（広瀬，2009），具体的な制度や政策間に成立した（NorskRedaktørforening HPb）
。同に関しては触れられていないため，これらを詳細

綱領の目的は，編集者の主たる職務・職責を明らかに検討することには意義があるといえる。

にし，所有者・経営者・取締役会との関係を規律しまた，先に述べたメディア自由法の提案以前よ

ようとするものであった。具体的な内容に関して，り，EUで は， 偽 情 報（disinformation） 等 の 有

まず同綱領の冒頭には，編集者が表現の自由，報道

害な情報，及びその蔓延・拡散の問題へ対処するの自由，情報の自由を守るべきであり，編集者として，ため，言論市場の正常化を図るアクターとして報自由なメディアの民主的役割と公益に仕える意見を

道機関の重要性を認識し，報道機関への助成・支促進すべきことが確認されている。さらに編集者は，

援を通してその機能を強化するための方策・計画

メディアの基本方針と目的に従い職務を遂行し，こを 具 体 的 に 提 示 し て い る（Europeanの枠組みの中で，編集者がメディアの内容と意見をCommission，2020b）。 し か し， 編 集 の 独 立 の形成・決定する独立したリーダーシップと完全なる原則とのバランスがいかに保たれるかは詳細に明自由を享受することが明記されている。

らかにされていないため，ここにおいても先進的

この編集者の自由について，公的機関，所有者，地域であるノルウェーの議論を参照する意義があ

スポンサーやその他の利害関係者のいずれも，編ると考える。

集者の自由に介入できないこと，すなわち編集の独立の原則が記されている。また，責任に関して

３

は，編集者が編集局の活動に全責任を負うこと，

ノルウェーにおける編集の自由とメディ

さらには，メディアのコンテンツに対して個人的

ア政策
3.1

かつ完全な責任を負うことが示されている。この

自主規制から法的規律へように，編集者の果たす社会的・民主的役割の重ノルウェーではかつて，職能団体と報道機関の要性が認識され，編集（者）の独立の原則を徹底

定 め る 自 主 規 制 規 範 で あ る「編 集 者 綱 領」

するよう求めている。

（Redaktørplakaten）により，編集の独立，す加えて，同綱領の規範にいかに拘束されるかと

なわち編集（者）の自由を担保する取組みがなさいう点に関連して，実効性を維持するための仕組れてきた。その後，1990年代半ば頃から，メディみも存在している。例えば，ノルウェーメディアビ

ア政策において同綱領の法制化が主張されるようジネス協会の定款によれば，同協会の加盟社となになり，その結果として2008年に，編集の独立るためには編集者綱領に示される「責任ある編集に 関 す る 規 定 を 置 く，
「メ デ ィ ア 自 由 法」者」が組織内にいることが条件となっている。また，（Mediefridomslova, Lov 13. juni 2008 nr. 41

ノルウェー編集者協会の定款では，メディアの所

om redaksjonell fridom i media）が成立した。

有者・発行者が編集者綱領を承認していることを入会の前提として求めている。さらに，ノルウェー

3.1.1

編集者綱領

ジャーナリスト協会（Norsk Journalistlag）や地方

編集者綱領について，その歴史は古く，1953年に，

紙の組織（Landslaget for lokalaviser）において所有者や経営者のための組織である全国ノルウェー

もメンバーシップを通して同綱領の遵守を求めてい新聞協会（Norske Avisers Landsforening，現全国る（Kultur- og kyrkjedepartementet，2007：８）。

ノルウェーメディアビジネス協会Mediebedriftenes

このようにノルウェーでは，伝統的に編集（者）

40

社会情報学の自由に敬意が払われ，メディアによる私的自治第11巻３号

2023

最も反映している規定である。

により同自由の保障が担保されてきた。しかし，具体的な編集者の権利としては，資料の選択，

1990年半ば頃より，単一資本による複数メディ意見や観点の提示等を含んだ編集上の決定権に加ア所有，すなわち所有権の集中に伴う言論の多様えて，組織，管理，編集スタッフの任命，編集ス

性の減少の問題が危惧され，同問題に対して，編タッフに割り当てられた予算の配分等の編集局の集局の独立性を強化することにより対処する方向

日々の管理と運営に関する決定権も含まれてい性が示された（Eierskapsutvalget, 1995）。具体

る。こうした編集者の権利への所有者による干渉的な施策としては，編集者綱領の法制化，すなわ

は同条により禁じられるが，さらに同条は，所有

ちメディア自由法の制定作業が進められた。

者が，内容に限らず，特定の政治的，社会的，またはその他の問題に対する編集者の態度について

3.1.2

メディア自由法も指示できないことを求めていると解されている

メディア自由法の目的規定には，編集の自由の（Kultur-og kyrkjedepartementet，2007：19）。

保障が記されている（１条）。そして同法の対象

このように，私的自治の領域で行われていた編集となるメディアを明らかにし（２条），編集者を者の自由の確保が，メディア自由法により法制化さメディアに置く義務を定めた上で（３条），編集れたことで，編集（者）の社会的役割・意義が法によっの自由の保障と編集の独立を規定している（４条）。

ても認められ，編集の自由，及び編集の独立の原則

同法の目的規定に関しては，編集の自由の保障

がより強固なものとなった。また，編集者がメディ

が，メディアが民主的役割を果たすための前提条

ア所有者の基本方針と目的に沿い，この枠組みの中件であり，意見形成や公共的議論のアリーナであで職務を遂行する限りにおいて，ノルウェー憲法100るという事実に関連すると説明されている条４項に定める検閲の禁止とも矛盾しないと解され（Kultur- og kyrkjedepartementet，2007：ている（Ytringsfrihetskommisjonen, 1999：127）。

22）。次に同法の対象は，「ニュース，時事問題，

その後，2.3でも触れたEUの近年の動向と同じ

公共的議論のジャーナリズム的制作と普及」に携ように，ノルウェーにおいても，インターネット

わる「日刊紙，あるいはその他の定期刊行物」，

メディアの台頭したメディア環境において生じる

放送法（Lov av 4. desember 1992 nr. 127 om

諸問題への対処を迫られる中で，編集（者）の自kringkasting）に定める「放送」，及びこれらと由の保障に加え，同自由を享受・行使するメディ同様の目的と機能を有する「電子メディア」となっアへの支援の重要性が強調されてきた。

ている。すなわち「技術中立的」に適用される形をとっている。そして同法の対象となるメディア

3.2には，編集者を置く義務を定めている。

メディア支援法

ノルウェーにおいては，編集（者）の自由を享同法の核となる４条では，編集者が，メディア

受・行使し民主的・社会的機能を発揮するメディの基本方針や目的の枠組みの中において編集の自アが，デジタルイノベーションにより新規参入し由の行使主体であることを明確にしている。さらてきたジャーナリスティックな動機を持たないメに，メディア所有者またはその代理人は，編集に

ディアに市場を奪われるという危機感からかかわる事柄について編集者に指示できず，また，（Mediemangfoldsutvalget, 2017：152）， 具 体（コンテンツとして）公になる前に，文章，テキ的 な 助 成・ 支 援 の 方 策 の 検 討 作 業 が 進 ん だ

スト，映像，資料の参照を要求できないことを定（Kulturdepartementet, 2019）。

めている。この４条が編集者綱領の内容・趣旨をすでにノルウェーには，５つの直接助成金制度41

デジタル時代における「編集の自由」の保障とそのあり方―ノルウェーにおけるメディア政策を題材として―

上田一紀

が 個 別 に 存 在 し て お り（Skogerbø & Karlsen，

接助成を管理・運営する独立した評議会（メディ2021：98-99），編集の自由との関連でいえば，助ア支援評議会，Mediestøtterådet）の新設が提案成の条件として，編集の独立の原則が確立していさ れ て い た が（Kulturdepartementet, 2019：

ることを求めるものがある。
「日刊紙の制作助成金60），ノルウェーでは，そもそも伝統的に編集のに関する規則」（Forskrift 7. november 1996 nr.

独立の原則に敬意が払われてきたことや，編集の1015 om produksjonstilskudd til dagsaviser）は，自由を確保・保護する法律が存在すること等を理

経済的に不利な新聞や発行部数の少ない新聞に対由に，新設が見送られた（Kulturdepartementet,

する助成金に関する規則であり，同規則３条６項

2020b：19）。しかし，メディア支援評議会の新には，助成金を受ける条件が定められている。こ設 で は な く， ノ ル ウ ェ ー メ デ ィ ア 機 関（7）こでは，編集者綱領を遵守すること，すなわち，（Medietilsynet）による支援のマネジメントと，編集者が在職し，同綱領に示される編集の自由の

同機関の決定に対して裁定を行うメディア苦情委

保障，及び編集の独立が確保していることを，助員会（Medieklagenemnda）（11条後段）により成の条件としているのである。

助成制度を運営していくことが同法には定められ

このように編集（者）の自由の保障を助成の条た。重要なのは，ノルウェーメディア機関とメディ件とすることによって，メディア自由法の規定がア苦情委員会の決定・判断に，国王，及び監督省より実効力を持つ規範として機能することが期待庁である文化省が指示・介入できないことを法定される。その一方で，ジャーナリズムの私的自治化した点である（11条前段）。このようにメディの領域への国家関与が進み，編集の独立性が脅かア支援法では，独立性の高い専門委員会を新設すされるおそれも否定できない。とりわけ，近年のることはせず，同法の適用範囲において既存の専メディア環境において，編集（者）の自由を享受

門機関の独立を保障するというアプローチで，編する伝統的なメディアの衰退に歯止めをかけるた

集上の独立性を保つ形をとった。

めの助成は重要な意義を有していることから，当以上のように，ノルウェーにおいては，編集（者）

局との財政的結びつきが生じメディアを国家に依の自由の保障が強固なものとなり（3.1），その自存 さ せ る と い う 問 題（Kulturdepartementet,

由を享受・行使する編集メディアに対して，編集

2019：８）を生まない制度設計が求められた。

の独立性を担保しながら支援・助成する制度が法

このような背景もあって，これまで法制化され的根拠に基づき展開されている（3.2）。このようていなかった５つの個別直接助成金制度に法的根な強化・支援・助成という方向性に加えて，編集拠を持たせつつ，編集の独立性を強化する「メディの自由の享受・行使主体の責任を明確化しようとア支援法」（Mediestøtteloven, Lov 18. desember

する流れも存在する。

2020 nr. 153 om økonomisk støtte til mediene）の制定が目指された。

3.3

メディア責任法

2020年に施行された同法の目的規定には，「財先に述べたメディア自由法は，編集者に特有の政的枠組み」と「メディアの独立性」の向上によ

自由を保障しているが，この自由の行使に伴う編り，「編集者が管理するジャーナリズムメディア」

集者の責任を明確化することで，編集メディアのの多様性を促進することが記されている（１条）。

信頼性や質のさらなる向上を図ろうとする政策がその上で従来の５つの直接助成制度の目的を明ら展開されている。そして2020年には，「メディア

かにしている（４条～９条）。編集の独立性に関責しては，当局との依存関係へ対処する目的で，直2020 nr. 59 om redaksjonell uavhengighet og

42

任法」（Medieansvarsloven, Lov 29. mai

社会情報学第11巻３号2023

ansvar i redaktørstyrte journalistiske medier）

ジャーナリズムメディアにおいて，ユーザー生成が成立した。

コンテンツに関連する編集者の特定の義務を定め

同法は「編集者の独立性を保障し，編集者が管ている。ユーザー生成コンテンツを「メディアユー

理するジャーナリズムメディアで公開されるコン

ザーが編集者の管理・制御外で公開したステート

テンツに対する明確な責任を確立することによメント」（３条（d））と定義した上で，編集者には，り，オープンな公共的議論を促進する」ことを目

ユーザー生成コンテンツをメディアの編集コンテ的としている（１条）。この目的規定の背景には，ンツから明確に区別し，どのコンテンツがユー

デジタルイノベーションにより生じる言論市場の

ザー生成コンテンツにあたるかを明示することを弊害に対し，確固たる報道倫理とジャーナリズム

求めている（６条前段）。その上で，編集者に，の原則に従い運営されるメディアこそが，専門的違法なユーザー生成コンテンツの通知を促進する

な価値判断（編集）を経ていないインターネット

義務を課し，ユーザー生成コンテンツが削除され上のコミュニケーションに対する，信頼できる代

たり，コンテンツへのアクセスが遮断されたりし

替 手 段 と し て 機 能 す る（Kulturdepartementet，た場合には，編集者は可能な限りコンテンツの作

2020a：６）という期待がある。

成者に通知し，また通知者に対し，異議申立てや同法の対象は，「ニュース，時事問題，公共的訴訟の機会に関する情報を個別に提供することを

議論，
あるいは一般的に関心のあるコンテンツの，求めている（６条後段）。

定期的なジャーナリズム的制作，公開を行うメ

同法では，こうした義務を明らかにした上で，ディア」（２条）である。メディア自由法の対象

編集者の責任についてそれぞれ規定している。まと同様に技術中立的な適用となっている。ノルず，原則として，一般的に適用される法に従い，

ウェーでは，表現者の負うべき責任が，伝達されすべての人が自身のなした表現の内容について，

る媒体ごとに異なり断片的な適用となっていたた

刑法，及び不法行為法に基づく責任を負うことをめ，編集者の責任が複雑かつ不明瞭であることが確認し（８条），同法では，これらの例外あるい

指 摘 さ れ て き た（Ytringsfrihetskommisjonen，

は補足としての編集者の特別の責任について規定

1999：246-248）。そのため同法により技術中立している。ユーザー生成コンテンツに関しては，的な適用に一本化する方策がとられることとなっ編集者，または編集者に代わって職務を遂行するたのである。

者が，その公開等の行為に故意が認められる場合

さらに同法では，編集に関連する義務を定めるにのみ，刑事責任を負うとされる。そして，重大規定が新設された。発行者が編集者を任命する義な過失が認められる場合に，編集者，または編集務（４条），編集者が誰であるかを明示する義務，者に代わって職務を遂行する者が損害賠償責任を及び編集者の氏名，住所，電子メールアドレス，負うとされている（13条前段）。これらの刑事責

直接連絡を取ることを可能とするその他の情報，

任または不法行為責任の条件を満たした場合でにユーザーがアクセスできるようにする義務（５も，過度の遅延なしに，違法なコンテンツへのア条）をそれぞれ定めている。これらについては，

クセスを削除または禁止するために必要な措置を編集者が誰であるかという情報を提供する義務を講じることで，編集者の免責を定めている（13

課すことにより，明確な責任や透明性が生まれる

条後段）。

こ と を 見 込 ん で い る（Kulturdepartementet，こうした義務・責任を明らかにした上で，メディ2020a：７）。

ア自由法の規定を引き継ぎ，編集（者）の自由，

加えて同法は，編集者が管理するオンライン

編集の独立の原則（７条）を保障する構造となっ43

デジタル時代における「編集の自由」の保障とそのあり方―ノルウェーにおけるメディア政策を題材として―

上田一紀ている。同条は，編集コンテンツに関連する決定

観的権利としての表現の自由にいかなる影響を及とマーケティングの公開に関連する決定の両方にぼすかを評価し，その調和を図ることも肝要であ適用される。同条は，編集者が広告コンテンツにる。実際に，ノルウェー国内においても，編集者

対しても大きな影響力を行使することを可能とすが自身の享受する自由を乱用するおそれや国家がるため，ジャーナリズムの質の向上に寄与するも法を通して同自由を危険にさらす可能性が危惧さのであるといえる。さらに，先に述べた６条とれていた（Rolland，2007）。しかし政府もメディ13条に絡んで，コンテンツを削除するかブロッア所有者の権利を侵害しないような配慮が必要でクするか等のユーザー生成コンテンツに関連するあることを意識していたこともあって（Justis-

決 定 も「編 集 上 の 問 題」 と 見 な さ れ る

og beredskapsdepartementet，2004：168-（Kulturdepartementet，2020a：103）。

169），慎重に議論が進められた。

このように，同法では編集者に特有の自由を保

現在，メディア自由法における編集の独立の規障しつつ，その自由の行使に伴う責任を明確化す

定を引き継いだメディア責任法７条には，「編集者ることで，編集メディアの民主的役割のさらなるがメディア所有者の基本方針と目的に沿い，この強化が図られた。同法では，ユーザー生成コンテ枠組みの中で職務を遂行する」ことが明記されてンツが基本的には作成者（ユーザー）の責任であおり，この限りにおいて，所有者の権利の侵害ともるとする原則が示されているが，編集者が管理すならず，憲法100条４項（検閲の禁止）とも矛盾しるオンラインジャーナリズムメディア上で違法なないと解されている（Ytringsfrihetskommisjonen，

ユーザー生成コンテンツが公開された場合，編集

1999：127）。このように所有者の権利に配慮した者も共同で責任を負うことが明らかにされてい上で，先に述べたようにオンラインメディアや広告る。一方で，編集者は，編集コンテンツとユーザーをも含む編集者の編集上のプロセス・意思決定や，生成コンテンツを区別し明示する義務，及び違法

人員配置や経費等のマネジメント的要素を含む決なユーザー生成コンテンツの通知を促進する義務

定にまでメディア責任法による保護が幅広く及んを果たした上で，過度の遅延なしに必要な措置をでいる。これにより，政治的・経済的圧力から編講じた場合に，違法なユーザー生成コンテンツの集の完全性を守ることが可能となり，ジャーナリズ

公開に関する法的責任から免除されるという大枠

ムの質の向上が図られる。

が示されている（Kulturdepartementet，2020a：

このように，ノルウェーでは編集者綱領を遵守

106）。これにより，編集メディア上でのオープンする編集者こそが，高度な倫理基準に基づき，専な公共的議論の質が保証されることとなる。

門性に裏付けられた表現活動を行うプロフェッシ ョ ナ ル と し て 位 置 付 け ら れ て き た。 誰 も が

４

考察

4.1

編集（者）の自由のあり方

ジャーナリストのように情報の発信者となり得る
現在のメディア環境において，一般の表現者が容易には体得できない，高い独立性・倫理性・専門

ノルウェーの編集者綱領の法制化は，「オープ性を有する編集者に特有の自由（特権）を与える

ンかつ啓発された公共的議論を促進する条件を作ことの意義は，玉石混淆の情報が氾濫するデジタり出す」という国家当局に課せられた責務（ノルル時代にこそ大きいといえる。

ウェー憲法100条６項）に鑑み，重要な施策とし近年のメディア環境においては，表現者（ここて，積極的に展開されてきた。しかし，言論市場

では例えばメディア所有者）に徹底的な表現の自への国家の積極的な関与が，メディア所有者の主由を与えるだけでは言論市場はうまく機能しない

44

社会情報学第11巻３号

2023

ため，日本においても「情報流通のシステム全体

団体等による自主規制（私的自治）の取組みは参のデザインを踏まえたアプローチ」が求められて考となるだろう。特に，各種職能団体へのメンバー

おり，国家の「より積極的な役割」の必要性が説

シップを通して，編集者綱領の規範に拘束されるかれている（水谷，2020a）ことや，「専門的知仕組みは，2.3で述べたスローガン的な段階より識を駆使して，良質な報道を行うこと」によっても一歩進んで，実効力を持たせることが可能とな

レガシーメディアの「存在意義を明確化」するこると考える。

とが求められている（波多江，2022）ことからも，

このように，メディア環境の構造的変化，報道

筆者は編集（者）の自由の法的保障の可能性を検機関に求められる役割，及び国家関与の可能性を討することは重要であると考える。

考えると，少なくとも，所有者・経営者のみに「編ノルウェーの事例に即してみれば，所有者の表集に必要な一切の管理を行う権能」を与えている

現の自由に配慮しつつ，編集者の自律や独立を保『編集権声明』（日本新聞協会，1948）の規範は，護するというスタンスは重要であるといえる。所有

デジタル時代には馴染まず，本節で述べたことに者・経営者が大枠のみを提示し，その範囲内で編留意しながら再考されるべきであると考える。

集者がその自律性を発揮できるという制度それ自体は，日本のジャーナリズムの現場・実態を眺め

4.2

編集メディアへの助成た場合も違和感は少ないように思われる（藤竹・

4.1でも少し触れたが，ノルウェーでは，編集

竹下編，
2018：46）。
しかし法的に見れば，
ノルウェー者綱領を遵守し，編集の独立が確立していることのように，編集者に日々の編集業務から人員配置を助成金供与の条件の１つとする直接助成制度がの権限に至るまで非常に広範にわたる自由を保障

存在している。さらに，助成により編集の独立性することは，所有者・経営者の自由への相当程度が揺るがないような制度がメディア支援法によりの介入となるといえる。そのため，保障される編集設計されている。

者の自由の射程を狭く採り，所有・経営／編集とこうした助成策について，いわゆる伝統的ないう分業体制で同自由を協働で担う形式にする等

ジャーナリズムメディアがデジタルイノベーショのバランスを考慮する必要があると考える。

ンにより経済的に存立が危ぶまれている状況で，このように編集者の自由の保障に関して，上に手放しにメディアに資金投入するのではなく，編述べたようなバランス等を考慮することで，何ら集の完全性（編集者の自由の保障と編集の独立）かの形で国家が関与する余地が生まれ得ると考えを条件として助成するという観点は有益であるとる。ただし法制化する場合でも，見解規制のよう考える。この点に関連して，ジャーナリズムが民な強度の規制が生じないアプローチを採り，極め主政にとって不可欠な機能遂行を行う上で重要なて慎重に制度設計がなされるべきであるいえる。

特権は，機能遂行に必要であることが論証できる

さらに，後述する助成制度の考察とも関わるが，限りは，その切り下げは認められるべきではない

編集者の自由の確保については私的自治に任せつと主張される（水谷，2020b：204-205）。そのつ，実効性を担保する手段の１つとして，編集者

ため，助成金が編集の独立性を脅かすことなく供の自由の確保を助成の条件とするという方策も考与された上で，さらに編集メディアが果たす機能えられる。

を強化することが明らかである場合には，有用なまた，日本の伝統的な表現の自由の理解に則り，制度として機能することが期待される。

編集者の自由と独立の原則に，法的保護を与えな

しかし編集の独立性に関して，メディア支援法

いにしても，法制化前のノルウェーのような職能で独立性の高い専門委員会の新設が見送られた点45

デジタル時代における「編集の自由」の保障とそのあり方―ノルウェーにおけるメディア政策を題材として―

上田一紀には留意が必要である。ノルウェーは編集者の自om visse sider av elektronisk handel og

由の保障と独立の伝統が存在する地域であるた

informasjonssamfunnstjenester） と 並 ん で， メ

め，新設ではなく既存の専門機関の独立性を向上

ディア責任法では，オンラインジャーナリズムメ

させることで十分対応可能であるとしているが，ディア上のユーザー生成コンテンツに対する「編一般的には，公正・公平に，そして透明性が保た集者」の責任を明らかにしている。

れた上で供与するために，専門家や各種業界団体，

同法では，オンラインメディアに関する各種判

研究・学術部門，市民社会グループ等が，助成決断も編集上の決定であることを確認し，編集者が定までのプロセスにアクセスでき，意思決定にも責任を負うことを明確にした。一方で，編集者の参与できる機関・仕組みの設立が望ましいといえ自由に配慮する形で，編集者が一定の義務を果たる（Dragomir，2017）。また，どのメディアをし，必要な措置を講じた場合には，ユーザー生成

助成対象とするか，直接助成とするか，あるいはコンテンツが基本的には作成者（ユーザー）の責

減税・免税等の間接助成とするか等の判断，さら任であるとする原則を示した。

には助成の結果の評価等は，監督省庁やその息のノルウェーのメディアが遵守する報道倫理ガイドかかった機関ではなく，国家から独立した機関がライン（Vær Varsom-plakaten）においても，編行うべきであると考える。

集に従事するスタッフに，同ガイドラインに違反す日本では，間接助成（会社法上や税制上の優遇

るオンラインユーザー生成コンテンツを迅速に削除

措置，財政上・経営上の優遇措置）が行われてきすることを求めているが（NorskRedaktørforening

たが，直接助成についても上記に留意しつつ検討

HPa），この自主規制規範がメディア責任法によりする途も残されていると考える。しかしそもそも法的根拠を得て具体化・明確化されたということに特権を付与するに足りるパフォーマンスを発揮でなる。このように，オンライン上の違法情報に関すきるメディアが存在しない場合には，この議論はる編集者の予測可能な責任を明確化することによ成り立ち得ない。ノルウェーで見られる編集の完り，編集メディアの民主的機能の強化が図られた。

全性の確立こそが，民主政に資する機能を発揮す

とりわけ，編集者が管理するオンラインジャーナリ

る上での基礎であるといえるため，編集者の自由

ズムメディアにおける，オープンな公共的議論の質の確保とそれにリンクした編集メディアへの助成が担保されるようになった。

策は，１つの政策パッケージとして展開される場

ノルウェーは伝統的に，報道倫理が早くから確合に有効性を発揮すると考える。

立していた地域であり，編集者が高度な専門性と倫理性を備えている。そのため，そうしたプロ

4.3

オンライン上の編集者の責任

フェッショナルとしての編集者に特有の責務を，ICTの発展により，編集者がオンラインメディ法により定めることで，一層，編集メディアの民

アを管理することも多くなっている状況におい主的機能を強化することが可能となる。一方，日て，メディア責任法では，編集者の自由の保障の本では，このオンラインモデレーターとしての機みならず，その自由の行使に伴う責任を明確にし能や責任を編集者にだけ求めることは現状，かな

た。近年，オンライン上の有害・違法な情報やそり負担が大きいように思われる。

の公開・流通による権利侵害の問題に対してOP

この点に関連して，日本ではそもそも，編集者の果たす役割が検討されているが，インターネッ

が管理するオンラインジャーナリズムメディアにト上の「媒介者」の責任を明確にする電子商取引

おいてユーザーによる議論が活発に行われるとい法（Ehandelsloven, Lov 23. mai 2003 nr. 35

うことは少ない。多くは，OPが提供するニュー46

社会情報学第11巻３号

2023

スポータルサイト等に集約される報道機関のコン

また，ノルウェーにおいて，オンライン上の違

テンツや，動画共有サービスに報道機関がアップ

法なコンテンツによる権利侵害の救済という観点ロードする視聴覚コンテンツに対して，コメント

からは，「slettmeg.no」という非司法的救済制度

投稿という形によって行われることが一般的であが重要な役割を果たしている。同サービスはオンる。このように現状，（編集者ではなく）OPによラインにおいて，プライバシー権等の権利侵害をり管理・提供される場，構築されたシステムに依受けたユーザーのために，救済のためのアドバイ

存してコンテンツが流通しているため，オンライ

スを無料で行っている（Hovlid，2018）。同サー

ン上の違法・有害なユーザー生成コンテンツへのビスはオンライン上のすべての権利侵害を対象と対処に関しては，インターネット上の媒介者の責しており，編集メディア上の権利侵害には限定さ任を明確化する，いわゆる「プロバイダ責任制限

れてはいないが，このようなオンラインを対象と法」やOPの自主的取組みの果たす役割が大きい。

したサービスも事後的ではあるが，オンライン上

しかしノルウェーの事例のように，オンライン空の編集（媒介）責任に関わる制度として位置付け間の規律に編集者が果たす役割を，「責任」といられる。日本では，媒介者責任に関わる法（制度）う観点から強調する視点は示唆的であると考える。

と司法的救済制度を発展させていくとともに，こノルウェーのように編集者の特定の責任を法定うしたオンラインを対象とした非司法的救済制度化するかは別として，オンライン上の媒介（編集）の設計も，オンライン上の編集責任に関連するもの責任（違法なユーザー生成コンテンツによる権のとして検討されていくべきだと考える。

利侵害や有害な情報の流通）に関して，OPだけ

このように，オンラインにおける編集者の責任の責任を増大させ対処していくというよりも，同に関して，日本とノルウェーの状況は異なるが，

じ言論市場のアクターである，編集者（報道機関）

ノルウェーの事例のように編集者が享受・行使すとOPが業界の垣根を越えて連携して対処している自由に伴う特別の責任を明確化（法定化）する

く取組みが不可欠であるといえる（水谷，2021）。

ことや，オンライン空間の規律に編集者が果たす

この編集者や報道機関の責任は，ユーザーのメ役割を強調するアプローチは，メディアの民主的

ディアリテラシーとも深く関わるものである。こ

機能の強化のためには肝要であるといえる。

のように捉えた場合，コンテンツの供給者である
報道機関が市民のリテラシーの向上に寄与するこ５とでメディア環境全体の秩序に関与するという観

おわりに点から，その責任・役割を検討することも有益か

以上，本稿では，ノルウェーの編集（者）の自と思われる。例えば，ヨーロッパ全体を眺めた場

由に関わるメディア政策を辿りながら，日本の参合，欧州委員会は，市民のメディアリテラシー育考となりうる普遍的な論点の析出も意識して考察

成活動に対して報道機関のジャーナリストの関与を進めてきた。ノルウェーでは，①編集者の自由を推奨・支援し，こうしたリテラシーの涵養のたの保障，編集の独立の原則の強化（法制化），②

めのプロジェクトに資金提供する姿勢を示してい編集者の自由を享受し，民主的機能を果たすメる（European Commission，2020a）。このようディアへの支援・助成，③編集者に特有の自由のに，OP側では培われてこなかったジャーナリズ

行使に伴う責任の明確化，という３つの方向性がムの倫理・規範，に基づき活動する編集者（報道あることを見た。

機関）の役割を強調した，政策・取組みも重要でこれらの議論を踏まえ，日本の編集者の自由のあるといえよう。

保障に関しては，メディア環境全体の状況をトー

47

デジタル時代における「編集の自由」の保障とそのあり方―ノルウェーにおけるメディア政策を題材として―

上田一紀

タルに勘案した上で，国家関与の余地について検倫理の問題を扱っているが，このBPOと討を加えた。ここでは国家が何らかの形で関与すいう自主規制システムも，番組編集準則をるとしても所有者・経営者の自由に対して，強度

倫理的規定であるとする説と同じく，編集の介入・影響が生じないよう，慎重に制度設計がの自由，及び編集の独立の原則を尊重し，なされるべきことを確認した。さらに，メディア

これらが公権力に脅かされないようにする

環境全体をデザインするという観点からは，編集ための機能を果たしているといえる。

メディアへの助成制度が，編集上の独立性が揺る（２）2009年に発足した関西テレビ「オンブズ・がないよう設計されている場合には有効であり，カンテレ委員会」が，自己の良心に反する

とりわけ，編集者の自由の確保とそれにリンクし業務命令を受けた場合に，当事者からの救た編集メディアへの助成策がセットで展開される済の申し出を受け付け，調査を行う活動をことが重要であると指摘した。そして責任の議論行っている。また，新聞では，朝日新聞社

に関しては，報道機関とOPの協働，オンラインを「編集権に関する審議会」の設置（2015）対象とした救済制度の設計の可能性について述

等の取組みが挙げられる。

べ，自由の行使に伴う責任の明確化や，オンライ（３）例えば，日本新聞協会第八次新聞法制研究

ン空間の規律に編集者が果たす役割を強調する視会 編（1986）， 広 瀬（1989） 等 で 詳 細 に点が，肝要であることを確認した。こうした編集検討されている。

の自由へのアプローチによって，日本の編集メディ（４）例えば，代表的な研究者として石川明が挙

アは民主的役割を果たすことができると考える。

げられる。さらに，ドイツ言論法研究者のまた，今後の課題として，ノルウェーのメディ

石村善治（石村，1993）等の研究が挙げ

ア政策に関する研究を深化させるとともに，別のられる。

地域との比較も視野に入れて研究を進めたい。

（５）ノルウェーでは，編集者の自由が保障されているメディアを，「編集されたメディア」

注「編集者が管理するメディア」「編集者が（１）放送における編集の自由に関しては，新聞・管理するジャーナリズムメディア」等とも出版分野には存在しない，法による一定の呼ぶ。

制約を受けている。放送法３条は，放送番（６）2.1で述べたもののほか，毎日新聞社「編組編集の自由を保障しているが，同法４条

集綱領」（1977），新聞労連「新聞人の良１項（番組編集準則）は，放送事業者の編心宣言」（1997），民放連「日本民間放送

集内容を直接に規律する形を取る。同準則

連盟 報道指針」（1997）等が代表的な自に関しては，法的拘束力を持たない倫理的

主 規 制 規 範 と し て 挙 げ ら れ る。 ま た，

規定であるという前提のもと，自由競争の1960年代～1970年代にかけて，司法の判原則を支配させるだけでは国民の知る権利

断によっても，報道機関で働く編集者やに応える情報の多様性が確保される保障はジャーナリスト等の自律性が一定程度支持

必ずしもないという理由から，周波数の希されてきた（西土，2012）。山陽新聞事件

少性と放送の社会的影響力を根拠に，内容

判決（広島高判1968.5.31判時547号87頁）

規制を合憲とする見解が支持されているや西日本新聞公明党賃刷り事件判決（福岡（鈴木，2012：193-194）。さらに，第三

地 判1971.6.29判 タ267号358頁） で は 新者機関であるBPOが放送への苦情や放送

聞労働者による内部批判が認められ，アド

48

社会情報学第11巻３号2023

リブ放送事件判決（広島地判1975.6.25判

花田達郎（1997）「メディア制度の閉塞と倫理の時792号90頁）では，アナウンサーの自律召喚」，法と情報刊行企画委員会編『法と情報性を認める判断が示されている。

― 石 村 善 治 先 生 古 稀 記 念 論 集 ―』 信 山 社，

（７）同機関は，ジャーナリストやメディア業界

pp.141-162.

での経験がある者たち等で組織される政府

花田達朗（2013）「『内部的メディアの自由』の機関であり，放送行政の監督等を行ってい

社会学的検討―理論と現実の日独比較の視点かる。

ら―」，花田達郎編『内部的メディアの自由―
研究者・石川明の遺産とその継承―』日本評論

参考文献社，pp.291-319.

芦部信喜（1986）「『表現の自由』概念と編集権」，

花田達郎編（2013）『内部的メディアの自由―研

日本新聞協会第八次新聞法制研究会編『新聞の究者・石川明の遺産とその継承―』日本評論社

編集権─欧米と日本にみる構造と実態─』日本

波多江悟史（2022）「報道機関の編集権と内部的新聞協会，pp.188-198.

自由」，水谷瑛嗣郎編『リーディング メディア

Dragomir, M.（2017）Control the money, control

法・情報法』法律文化社，pp.137-149.

the media: How government uses funding to広瀬英彦（1989）『現代コミュニケーション政策

keep media in line, Journalism 19（８）, pp.1-18.

論』情報社会学研究所

Eierskapsutvalget（1995）Mangfold i media-

広瀬英彦（2009）「ヨーロッパの新聞助成策の変

Om eierkonsentrasjon i massemedia., NOU遷」，『新聞研究』696，pp.26-29.

1995: 3.

Hovlid, E.（2018）Regulation of online media in

European Commission HP, European Media

Norway”, in Susi, M. et al. ed., Human Rights

Freedom Act, <https://digital-strategy.

Law and Regulating Freedom of Expression in

ec.europa.eu/en/library/european-media-

New Media: Lessons from Nordic Approaches,

freedom-act-proposal-regulation-and-Routledge., pp.137-157.

recommendation> Accessed 2022, Dec. 9.

藤竹暁・竹下俊郎編（2018）『図説 日本のメディ

European Commission （2020a） European

ア［新版］』NHK出版

democracy action plan, COM（2020）790

石川明（1977）「コミュニケーション政策の形成

final.

と研究者―“プレス基本法”の立法過程を中心

European Commission（2020b）Democracyに」『NHK放送文化研究所年報22集』，花田達

and media in the digital decade: supporting

朗編（2013）『内部的メディアの自由―研究者・

journalists and a stronger media sector,

石川明の遺産とその継承』日本評論社<https://data.europa.eu/doi/10.2759/5714

pp.32-83.

54> Accessed 2022, June 1.

所収，

石川明（2000）「市民社会とメディア企業―『編ゲルト・コッパー（2013）「ドイツにおける『内集権』をめぐって―」，原寿雄編『市民社会と部的プレスの自由』，コミュニケーション政治，
そして公共圏概念の拡張」，花田達郎編『内部メディア』リベルタ出版，pp.162-193.
石村善治（1993）『言論法研究Ⅳ（ドイツ言論法的メディアの自由―研究者・石川明の遺産とそ研究）』信山社の継承―』日本評論社，pp.273-290.

Justis-og beredskapsdepartementet（2004）Om

浜田純一（1990）『メディアの法理』日本評論社

Endring i Grunnloven $100., St.meld. nr. 26

49

デジタル時代における「編集の自由」の保障とそのあり方―ノルウェーにおけるメディア政策を題材として―

上田一紀（2003-2004）.

水谷瑛嗣郎（2021）「報道機関とプラットフォー

Kultur-og kyrkjedepartementet（2007）Om lov

ムの調和―デジタル空間と日本の民主政―」，

om redaksjonell fridom i media., Ot.prp.nr.

『新聞研究』834，pp.20-23.

19（2007-2008）.

日本新聞協会第八次新聞法制研究会編（1986）

Kulturdepartementet （2019） Mangfald og『新聞の編集権─欧米と日本にみる構造と実態

armlengds avstand-Mediepolitikk for ei ny

─』日本新聞協会

tid., Meld.St.17（2018-2019）.

西土彰一郎（2012）「編集権と内部的自由」，松Kulturdepartementet （2020a） Lov om

井修視編『レクチャー情報法』法律文化社，

redaksjonell uavhengighet og ansvar i

pp.104-119.

redaktørstyrte journalistiske medier

NorskRedaktørforening HPa, <https://www.

（medieansvarsloven）., Prop. 31 L（2019-2020）.

nored.no/Etikk/Vaer-Varsom-plakaten>

Kulturdepartementet（2020b）Lov om økonomisk

Accessed 2022, June 1.

støtte til mediene（mediestøtteloven）., Prop.

NorskRedaktørforening HPb, <https://www.

138 L（2019-2020）.

nored.no/Redaktoeransvar/Redaktoerpla

Loecherbach, F. et al.（2020）The Unified

katen> Accessed 2022, June 1.

Framework of Media Diversity: A Systematic

Olsen, R. et al.（2020）Communal News Work:

Literature Review, Digital Journalism ８（５）,

COVID-19 Calls for Collective Funding of

pp.605-642.

Journalism, Digital Journalism ８（５）, pp.673-

Mediemangfoldsutvalget（2017）Det norske

680.

mediemangfoldet-En styrket mediepolitikk for

大石泰彦（1999）『フランスのマス・メディア法』

borgerne., NOU 2017: 7.

現代人文社

Michailidou, A. et al.（2021）Journalism, Truth

Reporters Without Borders HP, Press Freedom

and the Restoration of Trust in Democracy:

Index, <https://rsf.org/en/ranking#> Accessed

The EU’s Anti-fake News Strategy from a2022, June 1.

Public Sphere Perspective, ARENA Working

Rolland, A.（2007）The Norwegian Editors’

Paper ７/2021.

Code: The Magna Carta of the King’s Mirror

水谷瑛嗣郎（2019）「『国民の知る権利』の伏線

to Become Public Law?, Communication―ビッグデータ・AI時代に表面化する二つのLaw and Policy 12（１）, pp.1-35.

『知る権利』」，『情報法制研究』６，pp.57-68.

Skogerbø, E. & Karlsen, R.（2021）Media and水谷瑛嗣郎（2020a）「『表現の自由』の現代的なpolitics in Norway, in Skogerbø, E. et al. ed.

『カタチ』―フェイクニュース問題を切り口にPower, communication, and politics in the―」，『論究ジュリスト』33，pp.23-30.

Nordic countries, Nordicom., pp.91-111.

水谷瑛嗣郎（2020b）「マス・メディアの自由と

鈴木秀美（2012）「放送・通信の規制」
，松井修

特権」
，山本龍彦・横大道聡編『憲法学の現在地』

視 編『レ ク チ ャ ー 情 報 法』 法 律 文 化 社，

日本評論社，pp.191-205.

pp.180-198.

水谷瑛嗣郎（2020c）「思想の自由『市場』と国

辻和洋・中原淳（2018）「調査報道のニュース生

家―表現の自由の『環境』構築を考える」，『法

産過程に関する事例研究：地方紙における『高律時報』92（９），pp.30-37.

知県庁闇融資問題報道』での編集権に関わる編

50

社会情報学第11巻３号

2023

集者と記者の組織行動に着目して」，『社会情報

bør finde Sted-Forslag til ny Grunnlov §100.,学』７（１），pp.37-54.

NOU 1999: 27.

Ytringsfrihetskommisjonen（1999）Ytringsfrihed51

社会情報学第11巻３号

2023

研究
年齢，
性別とパーソナリティによる絵文字利用の個人差：
10代と20代のSimeji利用者に対するアンケート調査から（1）

Individual differences in emoji use across age, gender, and personality:
Based on a Survey of Simeji Users in 10s and 20s
キーワード：
絵文字，利用頻度，絵文字カテゴリー，年齢，性別，パーソナリティ
keyword：emojis, usage frequency, emoji category, age, gender, personality

東京大学大学院学際情報学府

劉The University of Tokyo沫妤

Moyu LIU要

約
絵文字が日々のデジタルコミュニケーションに浸透している一方で，絵文字の利用行動と個人差に対する理解が不足し，利用傾向の異なるユーザー同士で，意思疎通の行き違いが多発している。そうした中で，本研究は10代と20代の若年層を対象に，年齢，性別とパーソナリティの三要素から，絵文字利
用頻度と利用種類の個人差を探究した。本研究では，Simejiでウェブアンケートを実施し，男女1289
名の回答についてUnicodeに従い分析を行った結果，（１）20代は10代より絵文字の利用頻度が高く，「face-hand」と「event」カテゴリーの絵文字を多用する傾向にある。
（２）女性は男性より絵文字を頻繁に利用し，「emotion」カテゴリーの絵文字を好む傾向がある。（３）外向性，開放性と情緒不安性の得点が高いほど，絵文字を頻繁に使う。また，情緒不安性，誠実性，外向性，開放性とよく使う絵文
字のカテゴリーが関係していることが分かった。一連の結果は，若年層における絵文字利用の多様性と，利用行動および個人特性との関連を示唆している。

原稿受付：2022年５月25日
掲載決定：2023年１月30日

53

年齢，性別とパーソナリティによる絵文字利用の個人差：
10代と20代のSimeji利用者に対するアンケート調査から

劉沫妤Abstract
While emojis have infiltrated daily digital communication, there is a lack of understanding ofemoji usage behaviours and their individual differences, leading to miscommunication amongusers with different usage tendencies. In light of this, the present study explored individual
differences in the frequency and categories of emoji use across age, gender, and personality
among individuals aged 10-29. The current research conducted an online questionnaire on Simeji
and analyzed responses from 1289 participants, with answered emojis categorized throughUnicode. Research results are listed as follows.（1）individuals in their 20s used emojis more
frequently than 10s and tended to use ‘face-hand’ and ‘event’ categories.（2）women used emojis
more frequently than men and preferred using the ‘emotion’ category.（3）Extraversion, openness,
and neuroticism scores were positively correlated with emoji frequency. The scores of neuroticism,
conscientiousness, extraversion, and openness were also related to the categories of frequently
used emojis. The current findings suggest the diversity of emoji use among young generations andthe relationship between usage behaviors and personal characteristics.

54

社会情報学１

第11巻３号

2023

りを補足し，表情と似たように感情を表現できるだ

はじめにけでなく，言外の情報まで示すことで，非言語的情総務省（2021）の調査によると，2020年にお報として機能する側面もあるという（Walther &けるインターネットの利用率は83.4%に達しておD’Addario, 2001, Derks et al., 2007）。

り，その中で電子メールの送受信，
ソーシャルネッ

しかし，絵文字を用いたコミュニケーションで

トワーキングサービス（SNS）を目的とする利用は，異なるデバイスでの絵文字表示における差異

はそれぞれ77.7%，73.8%を占めている。特に，や，解釈の個人差により，意味が誤解されること

10代と20代におけるSNSの利用時間が他の年代が頻発している（Miller et al., 2016）。それによっを大幅に超え，SNSが彼らの主要なコミュニケーて，コミュニケーションの効率が低下し，対人ト

ション手段となっている。

ラブルを引き起こすなどの懸念も提起されている

一方で，SNSでは文字によるリテラルコミュニケー（Tigwell & Flatla, 2016; 藤沢，2013）。また，ションから，絵文字などが常用されるビジュアルコ

絵文字の無いメールに対して「冷たい」「怒ってい,ミュニケーションへの推移も見られている（設樂・る」という印象を受けやすいことや（北村・佐藤，

天野，2016）。絵文字はソーシャルメディアでよく利

2009），絵文字付きのメールに対して絵文字の無用されているビジュアルツールで，表情や動物，天いメールを受け取ると, ネガティブな感情が喚起さ気など様々な種類をもつ。Emojipedia（2021）によれ，相手への印象が悪化することも示された（木村・

ると，2021年の９月までは3633ほどの絵文字が登録

山本，2017; Coyle & Carmichael, 2019）。しかし，されているが，その後も新しい絵文字が追加され，絵文字を控える習慣を持つ人は必ずしも冷淡で，ますます種類が豊富になっている（Marko, 2022）。

怒っているわけではないため，彼らの真意が取り

絵文字は記号で構成された顔文字より豊かな表現力

違えられる可能性もある。このように，異なったを持つが（Fischer & Herbert, 2021），LINEスタン

利用傾向をもつユーザーの間では，お互いに対す

プより小さく，表情を模した部分が常用されている。

る理解が不足し，意思疎通に多くの行き違いが見

具体的な使用状況としては，足立ら（2003）によると，られることが 指 摘されている（Oleszkiewicz et

１件の携帯メールあたりに2.5個の絵文字が送信されal., 2017）。

ており，また，Instagram投稿のうちの半数には絵文そうした中で，異なるユーザーが絵文字をどう

字が含められ，Facebookでは１日50億ほどの絵文利用しているのかという利用行動の個人差に関す

字が利用されているという（Bai et al., 2019）。

る知見が求められている。こういった知見を通しこのように，絵文字はデジタルコミュニケーショて，利用行動の多様性を認め合い，ユーザー同士ンに不可欠なツールとして浸透し，様々な機能を果の相互理解を深めることは非常に重要である。したしている。特にユーザーの感情を伝達し（Walther

かし，現時点では，日本における知見が十分に蓄& D’Addario, 2001; 高橋ら，2021），態度と意図

積されていない。そのため，本研究は絵文字利用を明確にする感情伝達機能がよく利用されているの個人差を明らかにすることを目的とする。また，（Lo, 2008）。また，絵文字の利用は友好的な印象

その第一段階として，デジタルコミュニケーショを形成し（北村・佐藤，2009；田口, 2014），文章ンの主な利用層となる10代と20代の若年層を対を柔らかくし，親近感をもたらす関係円滑化機能も象にする。

ある（藤沢，2013；原田，2004）。さらに，絵文字
は電子的コミュニケーション（Computer-MediatedCommunication）が欠如している非言語的手掛か

55年齢，性別とパーソナリティによる絵文字利用の個人差：
10代と20代のSimeji利用者に対するアンケート調査から

２

先行研究と本研究の位置づけ

2.1

先行研究

劉

沫妤

さ れ た（Sloan, 2012；Timmers et al., 1998）。
このように，利用の多寡のみならず，利用の種類に触れることで，質的な違いを考察し，利用差を絵文字利用の差異について，特に年齢，性別とより精緻に分析することができる。また，絵文字

いう人口統計的変数とパーソナリティという心理

は感情を表現するために重要なツールであるた的変数による利用頻度の違いが多く報告されていめ，どのような絵文字が使われているかを把握する。
（１）年齢による利用差に関して，若いほどることはオンラインで表現されている感情を理解

Facebookで の 絵 文 字 利 用 頻 度 が 高 い 一 方 でするのにも役立つ。

（Oleszkiewicz et al., 2017），WhatsAppでは年

しかし，絵文字の種類の多さと，大量の絵文字

齢による利用頻度の違いは見られていない（Pérez-データを定量的に扱う技術的な難しさを背景に

Sabater, 2019）。またWeChatでは，50歳 以 上，

（竹原・栗林，2006），ユーザーによって，絵文

26〜35歳の年代層は他の年代層より絵文字利用の

字の利用種類がどう異なっているのかに関する知頻度が低いと報告されている（An et al., 2018）。

見はごく限られている。管見の限りでは，関連研（２）性別による利用差に関して，女性は感情を

究は次の三つである。
（１）
Anら（2018）は127名

豊かに表現することから（Koch et al., 2022），男の中国人のデータを分析した結果，年齢の低い人

性より絵文字の利用頻度が高いことが先行研究には複雑な感情表現を好む一方で（例：一 貫して見られている（加藤，2017; 足立ら，の高い人はポジティブな絵文字を好むことが分），年齢2003; Prada et al., 2018; Jones et al., 2020 な

か った（例：

ど）。
（３）パーソナリティによる利用差について，のドイツ人を対象に，絵文字利用種類とユーザー）。
（２）
Kochら（2022）は260名

Hall & Pennington（2013）によれば，外向性と特性との関連を調べた。その結果，年齢の低い人

セルフモニタリングの得点が高い人はFacebookでは感情表現の絵文字（例： ），年齢の高い人は絵文字を頻繁に利用するという。また，Liら（2018）

物を表現する絵文字を愛用することがわかったはBig Five尺度の中で，誠実性と外向性が低く，（例： ）。また，女性はポジティブな絵文字（例：

調和性と情緒不安性が高いほど，絵文字の利用頻），男性はネガティブな絵文字をよく利用する傾度が高いと指摘したが，Oleszkiewiczら（2017）

向も見られた（例： ）。
（３）
Liら（2018）は英語

は外向性，調和性，情緒不安性と絵文字利用頻度

圏で調査を行い，絵文字利用とパーソナリティとにける正の関連性を報告した。さらに，絵文字にの関係を調べた結果，誠実性と外向性の高い人はよる自己同一性（その絵文字が自分とどれほど似ポジティブな絵文字（例： ），調和性の高い人はたのか）とパーソナリティとの関連を調べ，絵文

ハート状の絵文字（例： ），情緒不安性の高い人

字 で パ ー ソナリティを 測 る 可 能 性 を 検 討 し たは感情を派手に表現する絵文字をより使うことがMarengoら（2017）の研究もある。

分かった（例： ）。

しかし，上記のように，利用頻度の個人差を調査するだけでは，ユーザー層ごとに利用される内2.2

本研究の位置づけと意義容の違いを把握することができない。非言語的コ

先行研究では，絵文字の利用頻度と種類が年齢，

ミュニケーションの性差研究では，女性は男性よ

性別，パーソナリティによって異なると示された。

り非言語的な表現をするだけでなく（LaFrance &しかし，絵文字利用は文化背景の影響を受けるた

Vial, 2016），女性は喜びや悲しみ，男性は怒りのめ（Guntuku et al., 2019），主に先行研究にお表現を行うのがより適切だと思われることも報告

いて対象となってきた欧米圏における知見が本邦

56

社会情報学第11巻３号2023に適用できるかは不明である。また，日本は絵文

Simejiの公式サイトでウェブアンケート調査を

字発祥の国であるにもかかわらず，関連研究が少行った。

な く（例： 足 立 ら，2003； 加 藤，2017），性別

調 査 は2018年12月28日 〜 2019年 １ 月11日 にによる利用頻度の差異以外には検討されていな実施され，1586名からの回答を得た。10代と20い。先行研究を踏まえて，本研究は（RQ）10代

代以外の回答者と，回答に不備があった者を除いと20代の若年層を対象に，年齢，性別とパーソ

た，1289名（81.3%）を分析対象者とした。内ナリティによって，絵文字利用頻度と種類の個人

訳は女性1211名（93.9%），男性78名（6.1%）；

差を探求する。得られた知見は若年層の情報行動

10 代 1133 名（87.9%），20 代 156 名（12.1%）；を捉えることだけでなく，ユーザー同士の相互理

平均年齢は15.93歳だった（SD＝3.40）。

解を促進することにも貢献できる。また，本研究は異なるユーザー層を対象に，コミュニケーショ

3.2

調査項目

ンアプリを開発する場合，どんな種類の絵文字を（１）絵文字の利用頻度：６段階で回答を求めた

提供すれば良いかという参考情報も提供できる。

（１＝ほとんど使わない；２＝週１-３回；３＝

さらに，大量の絵文字を扱う難しさを背景に，

週４-６回；４＝１日１-３回；５＝１日４-６回；

先行研究は収集された絵文字データのうち，利用

６＝１日７回以上）。

頻度の高い絵文字のみを分析対象にした（Koch（２）よく利用する絵文字：調査参加者によく利et al., 2022; Li et al., 2018）。その上，絵文字の用する絵文字を順位つきで入力してもらった。具分類が明確な基準に基づいていないため，ユー体的に，１番目，２番目と３番目に利用する絵文

ザー特性と絵文字の選好との関連も恣意的に解釈字を入力するように求めた。各デバイスでキーされた可能性がある。それを踏まえて，本研究はボードが搭載されているため，Simejiを使わなく絵文字の分類基準を明確にした上で，絵文字をよても絵文字の入力が可能である。また，絵文字をり包括的に定量分析する独自の方法を探索する。

利用しない状況では「０」を入力してもらった。

絵文字はデジタルコミュニケーションにおける主（３）年齢：数字で回答を求めた。

要なツールであり，電子的世界の情報行動と心理（４）性別：男女のいずれかで回答を求めた。

を理解するための鍵とも言われている（Kimura（５）パーソナリティ：Big five尺度短縮版（並& Kumar, 2019）。本研究は難しいとされた絵文

川ら，2012）における５つの因子から，それぞ

字の定量分析アプローチを提供し，今後の社会情れ因子負荷量の最も高い３項目を抽出し，計15

報学研究に参考となることも期待できる。

項目について４段階で回答を求めた（１＝まった（3）
くあてはまらない〜４＝非常に当てはまる）
。

３

研究方法

3.1

研究対象

3.3

絵文字のコーディングとカテゴリー化

前述のように，先行研究では一部の絵文字しか

本研究は10代と20代の日本人若年層を対象に対象としておらず，分類の際にも明確な基準に基し，Simeji利用者のデータを分析することにした。

づいていない。それを踏まえて，本研究は全ての（2）

理由として，Simeji が日本国内ダウンロード１

絵文字を包括し，絵文字のカテゴリーも規定して位のキーボードアプリで，10代と20代によく利いるUnicode（4）に基づき，回答された絵文字の用されていることが挙げられる。本研究はSimeji

コーディングとカテゴリー分け作業を行なった。

を運営するバイドゥ株式会社から協力を得て，さらに，Unicodeは文字コードの国際的な業界標

57

年齢，性別とパーソナリティによる絵文字利用の個人差：
10代と20代のSimeji利用者に対するアンケート調査から

表１
*

1
2
3
4
5
6
7
8
9
10
11
12
13
14
15
16
17
18
19
20

Smileys & Emotion
face-smilingface-affection
face-tongue
face-handface-neutral-skepticalface-sleepy
face-unwellface-hat
face-glasses
face-concerned
face-negative
face-costumecat-facemonkey-faceemotionPeople & Body
hand-fingers-open
hand-fingers-partial
hand-single-finger
hand-fingers-closed
hands

21
22
23
24
25
26
27
28
29
30
31
32
33
34
35
36
37
38
39
40

hand-prop
body-parts
personperson-gestureperson-role
person-fantasy
person-activity
person-sportperson-resting
familyperson-symbol
Componenthairstyle
Animals & Nature
animal-mammal
animal-bird
animal-amphibian
animal-reptile
animal-marine
animal-bug
plant-flower
plant-other劉沫妤

絵文字カテゴリーの一覧表
Food & Drink
food-fruit
food-vegetablefood-preparedfood-asianfood-marine
food-sweet
drink
dishwareTravel & Places
49
place-map
50
place-geographic
51
place-building
52
place-religious
53
place-other54
transport-ground55
transport-water56
transport-air
57
hotel
58
time
59
sky & weather
Activities

41
42
43
44
45
46
47
48

60
61
62
63
64
65
66
67
68
69
70
71
72
73
74
75
76
77
78
79
80

event
award-medal
sport
game
arts & crafts
Objects
clothing
sound
music
musical-instrument
phone
computerlight & video
book-paper
money
mail
writing
officelocktoolscience
medical

81
82
83
84
85
86
87
88
89
90
91
92
93
94
95
96
97
98

householdother-object
Symbolstransport-sign
warningarrow
religion
zodiacav-symbol
genderother-symbol
keycapalphanumgeometric
Flags
flag
country-flag
subdivision-flag
No emoji（利用しない）
Emoticons（顔文字）*各カテゴリーが属する部類は灰色で表記した

図表１

Unicodeの抜粋（face-smilingとhand-fingers-openカテゴリーの一部）（出所）Unicode Full emoji List, v12.0

準で，どんなデバイスで絵文字を入力しても対応る事前説明を行い，アンケートへの参加・不参加

できるという利点もある。

が自由で，途中でも協力への拒否が可能であるこ

具体的に，回答された絵文字のコーディングはとを提示した。

Excelに搭載されるUnicode関数を用いて行われた（最初の文字列と対応するUnicodeの値を返す関

４数）。その後，表１で示す96種類のUnicodeカテゴ

結果

リー（以下カテゴリーと略称する）に従い，コード

本章では，絵文字利用頻度と利用種類の集計結化された絵文字の分類を行った。また，絵文字を果を示した後で，それぞれの要素による利用差を（5）

利用しない状況と，顔文字 を入力した回答はそ報告する。

れぞれ97と98類目に分類された。図表１で示す１
番目の絵文字「 」を例として説明すると，デバ

4.1

絵文字利用頻度と種類の集計

イスで表示された画像を問わず，Unicodeは「U＋

表２は記述統計と変数間の相関係数を示す。そ１F600」となり，「face-smiling」カテゴリーに分

こから，絵文字利用頻度の平均値は4.52（SD＝類されるが，「Smileys & Emotion」
部に属している。

1.73）であることが分かった。絵文字利用頻度の回答では，「１日７回以上」の割合が最も多く，

3.4

倫理的配慮

全体の44.2%となった。他の割合は以下，「１日アンケートが掲載されたページで本研究に対す４-６回」（15.6%），「１日１-３回」（16.4%），「週58

社会情報学表２
1.年齢

第11巻３号2023

記述統計と変数間の相関係数（N＝1289）

M(SD)

Range

1

15.93(3.40)(12-29)

1

2

3

4

5

6

2.絵文字利用頻度

4.52(1.73)

(1–6)

0.06†

1

3.外向性(α=.64)

8.50(2.10)(3-12)-0.10***

0.21***

1

4.情緒不安性 (α=.72)

9.25(2.19)(3-12)

0.01

0.07*

-0.05†

15.開放性(α=.50)

6.68(1.84)(3-12)-0.09**

0.10***

0.25***-0.01

1

6.誠実性(α=.55)

6.75(1.99)(3-12)-0.08**

-0.03

0.07*

-0.16***-0.09**

1

7.調和性(α=.57)

8.01(1.92)(3-12)

-0.02

0.05†

0.18***-0.10***

0.20***

0.15***†p<0.1; *p<0.05; **p<0.01; ***p<0.001

表３
順位

前10位
後5位

合計

1番目(N=1186)

例*

1〜3番目に利用されている絵文字カテゴリー

度数

割合(%)

2番目(N=1174)

例

度数

割合(%)

3番目(N=1168)

例

度数 割合(%)

face-smiling

298

25.1

face-smiling

227

19.3

face-smiling

217

18.6

face-affection

160

13.5

face-concerned

133

11.3

face-concerned

132

11.3

emotion130

11.0

face-affection

119

10.1

face-affection

124

10.6

face-concerned

107

9.0

emotion117

10.0

emotion

84

7.2

顔文字

55

4.6

hands

75

6.4

hands

60

5.1

event

53

4.5

hand-fingers-closed

56

4.8

person-gesture

48

4.1
3.8

hands

48

4.0

person-gesture44

3.7 face-neutral-skeptical44

hand-fingers-closed

43

3.6

event

44

3.7

event

42

3.6

face-hand32

2.7

body-parts

31

2.6

hand-fingers-closed

36

3.1
3.0

body-parts

32

2.7

顔文字

31

2.6

顔文字

35

transport-ground1

0.1

arts & crafts

1

0.1

warning10.1transport-air

1

0.1

warning

1

0.1

arrow

1

0.1

game

1

0.1

av-symbol

1

0.1

religion1

0.1

place-religious

1

0.1

other-symbol10.1

av-symbol

1

0.1

warning1

0.1

keycap1

0.1

keycap1

0.1

50カテゴリー（188個＊ ）58カテゴリー(240個)

56カテゴリー(262個)*同カテゴリーの中から利用頻度の一番高い絵文字を例として示す。他の表も同様。
*個数は収集された絵文字数を指す，例えば「face-smiling」カテゴリーには，「」など13個の絵文字が含まれている。

４-６回」（5.3%），「週１-３回」（8.1%），「絵文は4.5%となった。

字をほとんど使わない」（10.3%）となった。
表３はよく利用されている絵文字カテゴリーを

4.2

年齢による絵文字利用差示す。紙幅の関係で度数の前10位と後５位が掲載

絵文字利用頻度の個人差を確認するために，されたが，前10位までの累積割合は１〜３番目のOleszkiewiczら（2017）を参考にして，利用頻順で80.7%，74.5%，70.0%となった。１番目に利度を従属変数にし，年齢，性別とパーソナリティ

用されている絵文字の集計結果から，最もよく利を独立変数にした重回帰分析を行なった（表４）。

用されているカテゴリーは「face-smiling」である

VIFの値はいずれも1.01-1.13であり，多重共線

ことがわかった。それを含め，「face-affection」，

性の問題は生じていないと判断された。結果か「emotion」，「face-concerned」や「face-hand」

ら，年齢と絵文字利用頻度における正の関連が確という「Smileys & Emotion」部のカテゴリーは認された。また，年代層による利用頻度の違いを

全体の約61.3%を占めていた。その次に多く利用確認するために，ウェルチのt検定を行ったが，されているのは，「hands」，「hand-fingers-closed」，

20代が10代より絵文字の利用頻度が高いことが「body-parts」という「People & Body」部のカ

わ か っ た（t（1287）＝1.71，p ＜0.1；20代（Mテゴリーで，全種類の中で約10.3%を占めていた。

＝4.74，SD＝0.14），10代（M＝4.48，SD＝0.05））。

そのほか，「event」カテゴリー（例： ）の割合

絵文字利用種類の個人差を確認するために，よ59年齢，性別とパーソナリティによる絵文字利用の個人差：
10代と20代のSimeji利用者に対するアンケート調査から

劉沫妤

く利用されている絵文字カテゴリー及び年代層と放性と情緒不安性の得点が高いほど，絵文字を頻のカイ二乗検定を行った（表５）。その結果，年繁に利用する傾向がある。一方で，誠実性と調和

代層によって，最も（１番目に）利用する絵文字

性の得点と絵文字利用頻度との有意な関係は見らのカテゴリーが有意に異なることが分かった。それなかった。

の後，有意差が見られた変数に対して，残差分析

絵文字カテゴリーとパーソナリティのカイ二乗を行った。調整済み残差の絶対値が1.96以上の検定から（表５），情緒不安性と誠実性により，セルに注目し，具体的にどの絵文字カテゴリーで１番目に使う絵文字カテゴリーが異なり，外向性

有意差が見られたのかを表６に示した。残差分析と開放性により，３番目に使う絵文字カテゴリー

からは，20代は「event」，「face-hand」と「drink」が異なることが分かった。一方で，調和性と絵文

カテゴリーを期待値より有意に使っていることが字カテゴリーとの関連性は見られなかった。

分かった。

１番目に使う絵文字で見られた有意な残差分析の結果が表７と８に報告された。表７から，情緒不4.3

性別による絵文字利用差

安性が最も低い人は「face-hat」，「plant-flower」

性別による絵文字利用頻度の違いを確認するた

カテゴリーを期待値より多く使っていることが分めに，ウェルチの t 検定を行ったが，女性は男性

かった。一方で，「face-affection」は情緒不安性がより絵文字の利用頻度が有意に高いことがわかっ

やや低い人（得点＝５）に控えられていたが，不安

た（t（84.70）＝2.42，p ＜0.05；女性（M＝4.55，

性が最も高い人によく利用されていた。表８で示し

SD＝1.95），男性（M＝4.00，SD＝1.70））。

ている通り，誠実性の最も低い人は「monkey-face」,

またカイ二乗検定の結果は性別により，１番と「food-vegetable」 と「Person & Body」 部 の３番目に使う絵文字カテゴリーが有意に異なるこ「hand-fingers-partial」，「hand-single-finger」 カとを示した（表５）。残差分析から（表６），１番

テゴリーを期待値より多く使っていた。一方で，誠目に利用されている絵文字として，男性は女性よ

実性得点の最も高い人はよく使う絵文字として，

り「monkey-face」，「drink」，「medical」，「face-hat」，「person-activity」，「clothing」 カ テ「hand-fingers-closed」 と「plant-flower」 カ テ

ゴリーを期待値より多く回答した。

ゴリーを期待値より多く回答した。また，男性は紙幅の関係で，３番目に使う絵文字の残差分析か絵文字のかわりに，顔文字を利用する傾向も見ら

ら，パーソナリティ得点の最低と最高の２値で見られた。一方で，女性は男性より「 」のようなれた有意な結果を表９で示す。そこから，開放性が「emotion」カテゴリーの絵文字を多く利用していた。
３番目に使う絵文字として，「monkey-face」と「drink」 の 他， 男 性 は「animal-marine」 と「face-costume」カテゴリーも期待値より多く

絵文字利用頻度を従属変数にする重回帰分析の結果（N＝1289）

独立変数

回答した。
4.4

表４

年齢
性別
（女＝1；男＝0）
外向性

パーソナリティによる絵文字利用差

開放性
情緒不安性

重回帰分析の結果から（表４），絵文字の利用
頻度と外向性，開放性，情緒不安性との正の関連

絵文字利用頻度
β
B
SE
0.04
0.01
0.08**

95% CI for B
Low
Up
0.01
0.07

0.08**

0.60

0.20

0.21

0.98

0.20**
0.05†

0.17
0.05

0.02
0.03

0.12
0.00

0.21
0.10

0.07**

0.06

0.02

0.02

0.10

誠実性

-0.02

-0.02

0.02

-0.07

0.03

調和性

0.02

0.02

0.03

-0.03

0.07

R2 (調整済み R2).06(.06)
F値
12.58***
β：標準化回帰係数, B:偏回帰係数;†p<0.1; *p<0.05; **p<0.01; ***p<0.001が見られたが，特に外向性と絵文字利用頻度との関連が強いことが分かった。つまり，外向性，開60

社会情報学表５

絵文字カテゴリーと各変数とのカイ二乗検定の結果
1番目(N=1186)

変数

2番目(N=1174)

５

3番目(N=1168)

χ2

df

χ2

df

χ2

df

年代層

64.63†

49

53.06

57

54.22

55

性別

114.49***

49

58.97

57

76.63*

55

外向性435.88441

446.66513

552.62*495

開放性472.32441

502.86513

616.57***

495

情緒不安性

†

490.42441

501.62513

533.97495

誠実性

499.89*441

475.89513

510.84495

調和性

411.86441

497.31513

464.81

495

2023

考察

研究結果と対応し，本章では，絵文字利用頻度と利用種類の結果を考察した後で，年齢，性別とパーソナリティによる利用差を考察する。
5.1†p<0.1; *p<0.05; **p<0.01; ***p<0.001

表６

第11巻３号

絵文字利用頻度と種類

本研究は10代と20代のSimeji利用者を対象に，絵文字の平均利用頻度を１「ほとんど使わない」

絵文字カテゴリーと性別，年代層の残差分析
結果〜６「１日７回以上」で評価させた結果，平均値
は4.52（SD＝1.73）であり，76.3%の人は１日

絵文字カテゴリー

調整済み残差調整済み残差1番目
event
face-hand
drink
1番目
monkey-facedrink
medicalhand-fingers-closed

10代 (N=1043)-3.3**-2.8**-2.7**
男性 (N=68)
4.5**
4.1**
4.1**
3.7**

20代 (N=143)
3.3**
2.8**
2.7**
女性 (N=1118)-4.5**-4.1**-4.1**-3.7**

plant-flower

2.6**-2.6**

顔文字
絵文字を利用しない
emotion
3番目
animal-marine

2.3*
2.1*
-2.2*
男性 (N=68)
4.0**

-2.3*
-2.1*
2.2*
女性 (N=1100)-4.0**

絵文字を利用しない
monkey-face

3.3**
3.1**

-3.3**-3.1**

Simejiが絵文字候補を挙げる機能を持ち，ユー

drink
face-costume

2.7**
2.4*

-2.7**-2.4*

ザーの絵文字入力を促進することも考えられる。

例

１回以上絵文字を利用していることがわかった。
先行研究の中で，加藤（2017）は大学生を対象

例に（M＝19.56歳），LINEでの絵文字利用頻度について，１「全く利用しない」〜６「よく利用する」で回答を求め，4.23という平均値を得た。
ただし，本研究における分析対象者の多くはキー
ボードアプリSimejiのユーザーであり，元々絵文例

字を熱心に利用していると想定される。また，

そのため，本研究で得られた絵文字の利用頻度は†p<0.1; *p<0.05; **p<0.01; ***p<0.001

過大に評価される可能性に注意すべきである。
最 も 低 い 人 は「body-parts」，「person」，「person-

カテゴリーの中では，スマイリーと感情を表現す

fantasy」という「Person & Body」部に属するカテ

る「Smileys & Emotion」部の絵文字が一番よく使

ゴリーや，「face-tongue」と顔文字をよく使っていた。

われ，全体の中で約６割を占めていた。そのほか，

それに対し，
開放性が最も高い人は「animal-reptile」，

人と身振りを表現する「People & Body」部の絵文「plant-other」という「Animals & Nature」部に字は約１割を占めていた。この結果は，10代と20代属するカテゴリーと「sky & weather」をよく利用すの若年層は感情表現，非言語的情報の補完のためる傾向がみられた。一方で，外向性が最も低い人はに，絵文字をよく利用することを示唆し，絵文字が「body-parts」，「hand-fingers-open」，「person-

電子的非言語的手がかりである知見とも整合する

gesture」という「Person & Body」部のカテゴリー（Walther & D’Addario, 2001, Derks et al.,と，「music」，「other-symbol」をよく利用していた。

2007）。 ま た，「face-neutral」，「face-concerned」

外向性が 最も高い人は「animal-reptile」，「plant-より，「face-smiling」カテゴリーがより頻繁に利用

other」という「Animals & Nature」部のカテゴリーされていたことも見られた。これは，絵文字のみなと，「face-unwell」，「dishware」，「warning」 を 期

らず，オンラインにおける内容投稿と感情表示は全

待値より多く使っていた。

体的にポジティブな方向に偏るというポジティブバイ
アスによって解釈できる（Lin et al., 2014; Reinecke61年齢，性別とパーソナリティによる絵文字利用の個人差：
10代と20代のSimeji利用者に対するアンケート調査から

劉

表７ 1番目に使う絵文字カテゴリーと情緒不安性の残差分析結果（N＝1186）
例

調整済み残差情緒不安性

3(N=25)4(N=15)5(N=37)6(N=73)7(N=93)8(N=141)

face-hat

3.2

-0.2

-0.4

-0.5

-0.6

0.8

0.4

-0.9

-0.9

0.4

plant-flower

2.2

-0.3

-0.5

-0.7

-0.8

1.4

0.8

-1.2

-0.1

-0.2
-0.8

絵文字

9(N=210) 10(N=193) 11(N=192) 12(N=207)

clothing

-0.3

5.0

-0.3

-0.4

-0.5

-0.6

0.7

-0.8

0.8

face-negative

-0.2

-0.2

3.8

-0.4

-0.4

-0.5

-0.7

-0.6

-0.6

1.2

person-activity

-0.1

-0.1

5.6

-0.3

-0.3

-0.4

-0.5

-0.4

-0.4

-0.5

dishware

-0.2

-0.2

3.8

-0.4

-0.4

-0.5

-0.7

-0.6

1.3

-0.7

warning

-0.1

-0.1

5.6

-0.3

-0.3

-0.4

-0.5

-0.4

-0.4

-0.5

face-affection*

-0.2

0.7

-2.0

0.1

-1.4

-1.1

-0.5

-0.9

0.7

3.4

絵文字な し

-0.3

-0.2

3.0

-0.4

-0.5

-0.6

0.7

0.8

-0.8

-0.8

monkey-face

-0.3

-0.2

-0.3

2.0

1.6

-0.6

-0.8

-0.8

0.8

-0.8

hand-fingers-partial

-0.3

-0.2

-0.3

2.0

-0.5

-0.6

-0.8

0.8

-0.8

0.7

food-vegetable

-0.3

-0.2

-0.3

2.0

-0.5

-0.6

0.7

-0.8

-0.8

0.7

food-prepared

-0.1

-0.1

-0.2

3.9

-0.3

-0.4

-0.5

-0.4

-0.4

-0.5

drink

-0.1

-0.1

-0.2

3.9

-0.3

-0.4

-0.5

-0.4

-0.4

-0.5

transport-ground

-0.1

-0.1

-0.2

3.9

-0.3

-0.4

-0.5

-0.4

-0.4

-0.5
-0.8

sport

-0.3

-0.2

-0.3

2.0

1.6

1.1

-0.8

-0.8

-0.8

face-glasses

-0.4

-0.3

-0.4

-0.6

2.3

0.4

-1.1

0.0

-1.1

1.0

animal-mammal

-0.6

-0.5

0.6

-1.1

2.3

-0.1

-0.7

1.3

-0.6

-0.7
-0.5

animal-bug

-0.1

-0.1

-0.2

-0.3

-0.3

2.7

-0.5

-0.4

-0.4

person-gesture

0.5

1.1

-1.0

-0.6

1.2

-0.3

-2.0

1.2

0.2

0.5

medical

-0.1

-0.1

-0.2

-0.3

-0.3

-0.4

2.2

-0.4

-0.4

-0.5

emotion

0.8

-1.4

1.6

-0.4

1.0

-1.0

-0.7

2.0

-0.8

-0.7

hands

0.0

0.5

0.4

0.6

-0.4

-0.8

-1.7

2.5

-0.3

-0.1

place-religious

-0.1

-0.1

-0.2

-0.3

-0.3

-0.4

-0.5

2.3

-0.4

-0.5

transport-air

-0.1

-0.1

-0.2

-0.3

-0.3

-0.4

-0.5

2.3

-0.4

-0.5

face-concerned

-0.9

-1.2

1.0

-1.5

1.4

0.4

0.5

-0.4

2.4

-2.6

face-affection

-0.2

0.7

-2.0

0.1

-1.4

-1.1

-0.5

-0.9

0.7

3.4

face-concerned

-0.9

-1.2

1.0

-1.5

1.4

0.4

0.5

-0.4

2.4

-2.6

event

-1.1

-0.8

0.3

0.4

-0.6

-0.6

-0.1

-1.0

0.2

2.1

*調整済み残差が±1.96を超えると，p<0.05水準で有意である；±2.56を超えると，p<0.01水準で有意である。
*期待値より使われていない種類に下線をつけた。他の表は上記と同様。

表８
例

1番目に使う絵文字カテゴリーと誠実性の残差分析結果（N＝1186）
調整済み残差誠実性
絵文字

3(N=62)4(N=94)5(N=147) 6(N=251) 7(N=216) 8(N=179) 9(N=143) 10(N=52) 11(N=23) 12(N=19)

monkey-face

2.2

-0.5

1.1

-0.9

-0.8

0.9

-0.6

-0.4

-0.2

hand-fingers-partial

2.2

-0.5

1.1

-0.9

0.7

-0.7

-0.6

-0.4

-0.2

-0.2

hand-single-finger

2.2

-0.5

-0.7

1.9

-0.8

-0.7

-0.6

-0.4

-0.2

-0.2
-0.2

-0.2

food-vegetable

2.2

-0.5

-0.7

0.5

-0.8

0.9

-0.6

-0.4

-0.2

face-concerned

-0.3

3.2

-0.4

-0.7

0.7

0.8

-1.5

-1.3

-0.8

-0.6

dishware

-0.3

2.2

1.6

-0.7

-0.7

-0.6

-0.5

-0.3

-0.2

-0.2

game

-0.2

3.4

-0.4

-0.5

-0.5

-0.4

-0.4

-0.2

-0.1

-0.1

face-sleepy

-0.8

1.1

3.1

-0.4

-0.9

-1.5

-0.4

0.7

-0.5

-0.4

event

0.8

-1.1

2.3

0.6

-1.7

-0.4

-0.6

-0.2

0.0

1.3

顔文字

0.7

1.3

-2.0

-0.2

0.4

2.2

-2.4

-0.3

0.9

0.1

music

-0.5

-0.6

-0.8

2.6

-0.9

-0.8

-0.7

-0.4

3.4

-0.3
-0.1

food-prepared

-0.2

-0.3

-0.4

-0.5

2.1

-0.4

-0.4

-0.2

-0.1

animal-mammal

-1.0

-1.3

-0.2

1.3

-0.8

2.2

-1.6

0.2

1.1

-0.5

drink

-0.2

-0.3

-0.4

-0.5

-0.5

2.4

-0.4

-0.2

-0.1

-0.1

medical

-0.2

-0.3

-0.4

-0.5

-0.5

2.4

-0.4

-0.2

-0.1

-0.1

顔文字

0.7

1.3

-2.0

-0.2

0.4

2.2

-2.4

-0.3

0.9

0.1

face-hand

-0.5

1.6

0.6

1.4

-1.3

-0.9

-2.1

2.3

0.5

-0.7

face-neutral-skeptical

0.1

0.5

-0.2

-1.1

-0.2

-0.5

2.1

0.2

-0.6

-0.5

hands

1.6

-0.4

-0.9

-1.1

0.1

-0.9

2.8

-0.8

0.1

0.3

animal-bug

-0.2

-0.3

-0.4

-0.5

-0.5

-0.4

2.7

-0.2

-0.1

-0.1

顔文字

0.7

1.3

-2.0

-0.2

0.4

2.2

-2.4

-0.3

0.9

0.1

face-hand

-0.5

1.6

0.6

1.4

-1.3

-0.9

-2.1

2.3

0.5

-0.7

cat-face

-0.7

1.6

0.9

-0.7

-1.4

-0.3

-1.1

2.6

2.0

-0.4

hand-fingers-open

-0.5

-0.6

-0.8

1.4

-0.9

0.6

-0.7

2.0

-0.3

-0.3

transport-air

-0.2

-0.3

-0.4

-0.5

-0.5

-0.4

-0.4

4.7

-0.1

-0.1

sport

-0.4

-0.5

-0.7

-0.9

0.7

-0.7

1.1

2.5

-0.2

-0.2

絵文字なし

-0.4

-0.5

-0.7

0.5

-0.8

-0.7

1.1

2.5

-0.2

-0.2

cat-face

-0.7

1.6

0.9

-0.7

-1.4

-0.3

-1.1

2.6

2.0

-0.4

music

-0.5

-0.6

-0.8

2.6

-0.9

-0.8

-0.7

-0.4

3.4

-0.3

face-hat

-0.5

1.3

0.8

0.2

-0.9

-0.8

-0.7

-0.4

-0.3

3.7

person-activity

-0.2

-0.3

-0.4

-0.5

-0.5

-0.4

-0.4

-0.2

-0.1

7.8

clothing

-0.4

-0.5

1.1

-0.9

-0.8

-0.7

1.1

-0.4

-0.2

4.4

62

沫妤

社会情報学表９

第11巻３号

2023

3番目に使う絵文字カテゴリーと開放性，外向性の残差分析結果（N＝1168）
調整済み残差開放性

例

3(N=46)

絵文字

4(N=81)5(N=161)6(N=275) 7(N=244) 8(N=177) 9(N=103) 10(N=57) 11(N=13) 12(N=11)

face-tongue

2.0

0.0

-1.5

-2.1

-0.6

2.9

1.7

-0.9

-0.4

body-parts

2.8

0.0

2.2

-2.1

-0.5

-0.7

-0.4

1.4

-0.6

-0.5

person

4.9

-0.3

-0.4

-0.6

-0.5

-0.4

-0.3

-0.2

-0.1

-0.1

person-fantasy

2.6

-0.5

-0.7

-1.0

-0.9

-0.7

3.5

-0.4

-0.2

-0.2

顔文字

2.3

-0.3

-0.4

-0.9

-0.1

-1.1

1.2

1.8

-0.6

-0.6

monkey-face

-0.7

-0.9

0.4

-1.1

-0.2

0.3

-1.0

3.5

2.5

-0.3

hand-fingers-open

-0.6

0.6

-0.1

-0.7

0.3

-0.2

0.4

-0.6

3.1

-0.3

hands

1.1

-1.6

-0.9

0.3

0.5

0.7

-0.6

-1.2

2.9

0.6

animal-reptile

-0.4

-0.5

0.7

-1.1

0.2

-0.8

1.1

-0.5

-0.2

5.0

plant-other

-0.4

1.4

-0.8

-1.1

-1.0

-0.8

1.1

1.9

-0.2

5.0

sky & weather

-0.7

0.2

0.3

-0.6

-1.1

-1.5

2.0

0.6

-0.4

5.7

3(N=15)4(N=24)5(N=50)6(N=127)

調整済み残差

外向性

例

-0.4

絵文字

7(N=156) 8(N=202) 9(N=194) 10(N=163) 11(N=148) 12(N=89)

body-parts

2.7

0.5

1.6

0.5

1.7

-1.0

-1.4

-1.7

-0.4

0.6

hand-fingers-open

2.8

-0.4

-0.6

0.1

-1.1

-0.4

0.6

-0.1

1.1

-0.8

person-gesture

3.1

0.0

0.7

-1.1

1.6

0.3

-0.4

-0.7

-1.4

0.2

music

4.9

-0.3

-0.4

-0.6

1.0

-0.8

-0.8

-0.7

1.1

-0.5

♪

other-symbol

6.1

4.8

-0.3

-0.5

-0.6

-0.6

-0.6

-0.6

-0.5

-0.4

face-concerned

0.3

2.1

-1.7

1.1

0.4

0.5

0.8

-0.6

-0.8

-1.8

hand-fingers-closed

-0.7

2.7

1.2

-2.1

0.6

-0.1

-0.4

-0.5

0.2

0.8

other-symbol

6.1

4.8

-0.3

-0.5

-0.6

-0.6

-0.6

-0.6

-0.5

-0.4

monkey-face

-0.4

-0.5

-0.7

-1.2

-1.3

1.7

0.1

-0.5

2.4

-1.0

food-fruit

-0.3

-0.4

-0.5

-0.9

-1.0

-1.1

-1.1

2.6

2.8

-0.7

food-prepared

-0.1

-0.1

-0.2

-0.3

-0.4

-0.5

-0.4

-0.4

2.6

-0.3

face-unwell

-0.4

-0.5

0.7

-0.3

0.3

-1.6

0.0

0.3

-0.5

2.3

animal-reptile

-0.2

-0.3

-0.4

-0.7

-0.8

0.4

0.5

-0.8

-0.8

3.2

plant-other

-0.2

-0.3

-0.4

-0.7

0.7

0.4

-0.9

-0.8

-0.8

3.2

dishware

-0.2

-0.2

-0.3

-0.5

1.5

-0.6

-0.6

-0.6

-0.5

2.3

warning

-0.1

-0.1

-0.2

-0.3

-0.4

-0.5

-0.4

-0.4

-0.4

3.5

& Trepte, 2014）。

柔軟に伝えたりするように絵文字を使いこなしていることが推察できる。

5.2

年齢による絵文字利用差

年齢と絵文字利用頻度とは正の関連を持つこと

5.3が確認された。特に，20代は10代より絵文字の性別による絵文字利用差

多くの先行研究と一致し（加藤，2017；足立ら，

利用頻度が高い。また年齢層によって，よく使う

2003; Prada et al., 2018; Jones et al., 2020な

絵文字のカテゴリーも異なっていた。まず，10

ど），本研究も女性が男性より絵文字の利用頻度

代は20代より「 」という「drink」カテゴリーが高いことを確認した。また，女性は絵文字，男の利用頻度が低かった。これは飲酒の年齢制限と性は顔文字を愛用することは加藤（2017）の知関連していると考えられる。また，20代は10代

見とも整合する。

よ り，「event」（例：） と「face-hand」（例：

さらに，男女が異なる種類の絵文字を愛用する）カテゴリーの絵文字を愛用していた。20代という独自の発見も得られた。具体的に，男性は（6）

は絵文字をより頻繁に利用しているため，絵文字「monkey-face」（例：の利用法により熟達し，文章を飾ったり，意思をカテゴリーをよく使う一方で，女性は「emotion」

63）や「drink」（例：）年齢，性別とパーソナリティによる絵文字利用の個人差：
10代と20代のSimeji利用者に対するアンケート調査から

劉沫妤カテゴリー（例： ）を好むという興味深い発見とは負の関連性が見られた可能性が考えられる。

があった。女性は男性よりエモーショナルで，他

その上，絵文字の利用種類は情緒不安性，誠実者に配慮を行い，感情を語る側と相談の相手とし性，外向性と開放性の得点によって異なることも確認て社会に期待されている（Derks et al., 2008）。

され た。 特 に 情 緒 不 安 定 性 の 高 い 人 は「face-

Butterworth（2019）らは，こうしたコミュニケー

affection」カテゴリーをよく使うことはLiら（2018）

ションにおけるジェンダーステレオタイプを背景でも報告された（例： ）。Liu & Sun（2020）によに，高頻度の絵文字利用や感情表現を含めた絵文

ると，情緒不安定な人が気まずさを緩和することを目

字は男性より女性から送信された方が適切だと認的に，絵文字を利用することが多い。つまり，情緒不識されていると指摘した。

安な人が雰囲気を柔らかくし，相手が気まずくならな

そうした中で，若者の利用像からでも，彼らがいように「face-affection」の絵文字をよく使うと考え

絵文字を通して呈示したい「女性らしさ」と「男られる。一方で，誠実性得点の低い人は「monkey-

性らしさ」が窺えられる。その意味で，社会的なface」（例： ）と「Person & Body」部の「hand-

固有印象がデジタル化に進むにつれて，崩壊して

fingers-partial」（例： ），「hand-single-finger」（例：

いくとは限らず，絵文字などの新たな道具を経て）を期待値より多く利用するが，誠実性得点の高い広まる可能性がある。また，絵文字は性別などの人 は「face-hat」（例： ），「person-activity」（例：

社会的な意味が付与されている中で，インター）カテゴリーを好む。Liら（2018）でも，誠実性のネットコミュニケーションにおける身分の象徴記

高い人は慎重でセルフコントロールをする傾向がある

号となる可能性も考えられる。

ため，おめでたいことを祝う絵文字を好むと報告した。
一方で，Liら（2018）は開放性と絵文字利用種類と5.4

パーソナリティによる絵文字利用差の関係を明らかにしていないが，本研究は開放性の絵文字の利用頻度と情緒不安性，外向性，開放

得点により，よく使う絵文字の種類が異なることを確性と有意な正の関連性が見られたが，誠実性と調認した。さらに，外 向 性 の 低 い 人 が「Person &和性との関連は見られなかった。OleszkiewiczらBody」部の「body-parts」（例： ），「hand-fingers-（2017）はパーソナリティと絵文字利用数の関係

open」
（例： ）
，
「person-gesture」（例：がメディアの利用頻度を媒介にしていることを指使うことも示された。そのような絵文字は外向性が低摘した。それに，情緒不安定な人は他者の反応をい人に，気まずさの回避を動機によく使われている可気にして，即時に連絡を返そうとするため，LINE能性が考えられる（Lin & Sun, 2020）。

）をよくを 頻 繁 に 利 用 す る 傾 向 も あ る（髙 橋・ 伊 藤,2016）
。すなわち，情緒不安定な人はLINEを頻繁６に利用するに伴い，絵文字の利用が増加する可能

結論・研究限界・展望

性が考えられる。また，外向性と開放性の高い人

絵文字がインターネットコミュニケーションには友人を多く持ち（Hall & Pennington, 2013），

浸透している一方で，絵文字を含む情報行動の個

複数の友人にメッセージを送る分，絵文字の利用

人差に対する理解が不足し，意思疎通の行き違い

率も高くなると想定される。一方で，Liら（2018）

が多発している。それを背景に，本研究は10代

は，外向性と絵文字利用との負の関連性を報告しと20代の日本人若年層を切口に，年代層，性別た。それは，彼らがTwitterでデータを集めたが，とパーソナリティの三要素から，絵文字利用頻度

外向的な人はTwitterを利用しない傾向があるためと種類の個人差を探究した。Simejiでウェブアン（Hughes et al., 2012），外向性と絵文字利用数

ケートを行い，1289名の回答を分析した結果，

64

社会情報学第11巻３号

2023

以下の知見が得られた。

（Jones et al., 2020）。そのため，今後の調査では，（１）20代は10代より絵文字の利用が頻繁で，

サンプリングにおける男女数のバランスに注意を「event」と「face-hand」カテゴリーを利用する。

行うべきである。だが，実際に女性の絵文字利用（２）女性は男性より絵文字の利用頻度が高い。

が多いため（Jones et al., 2020），女性のサンプ

また，女性は「emotion」，男性は「monkey-face」

ル数がやや多いのは現実の利用状況に近い。また，と「drink」カテゴリーをよく利用する。

分析では性別変数を制御するなどで，その影響を（３）外向性，開放性，情緒不安性の得点が高小さくするようにした。

いほど，絵文字の利用頻度が高い。また，情緒不最後に，本調査では異なるデバイスによる絵文

安性，誠実性，外向性と開放性によって，よく利

字入力を許容し，Unicodeによって統合的にコー用する絵文字カテゴリーも異なる。

ディングを行ったが，デバイスによる表示画像のこうした一連の結果は若年層における絵文字利

違いを背景に，利用者の認知する絵文字の意味は

用傾向は個人特性と大きく関連し，バラエティに

正しく結果に反映されていない可能性があること富んだ利用方法があることを示唆している。

にも留意すべきである（Tigwell, 2016）。それにこのような知見が得られた一方で，本研究には対して，デバイスを分けてデータ収集を行うこと

次のような限界がある。まず，分析対象者のほとが対処法となり得るが，日本人が異なるデバイス

んどがSimejiのユーザーで，得られた結果はセレで表示された絵文字をどう解釈しているのかは今クションバイアスの影響を受けている可能性があ後の課題として明らかにする必要がある。また，る。よって，その外的妥当性について留保する必Unicode関数が最初の文字列をコード化するとい要がある。セレクションバイアスは，本来対象とう技術的な限界があるため，本稿は最初の文字列なる集団から一部の被験者が選択されている状況に従い分析を行った。今後の改善案として，回答で結果に歪みが生じることを意味する（星野，の文字列数を規定する，或いは全文字列をコード

2009）。前述のように，Simejiの利用者には絵文できる技術の応用も考えられるが，複数の文字記

字に興味を持って，慣れ親しんでいる人が多いと号をどういう基準で分類するかも課題であろう。

想定される。そのため，本研究で得られた利用頻

さらに，絵文字の利用と個人特性との関連が見ら度が過大に評価される可能性があること，利用種れた原因はまだ不明瞭である。今後はメディアの類と利用差の結果が絵文字に比較的に関心を持つ

利用頻度や，絵文字の利用動機などの媒介変数を若年層から見られたことを理解する必要がある。

加え，原因をさらに探究すべきであろう。

絵文字利用の全体像を把握するためには，異なるデータで追試を行うことが望ましい。
その意味で，

謝辞

本稿は日本人の絵文字利用差をテーマにする初の本研究は矢野りん様にご協力いただきました。

研究として，後続研究のための基礎的データを提調査と論文執筆の際に，橋元良明教授，石崎雅人

供するだけでなく，多くの先行研究と同じように，

教授からご指導とご鞭撻を頂きました。また，３多様な特徴を持つ標本による追試を重ねていく中

名の査読者から有益な意見を頂きました。心よりで，一般化へと貢献できるという点で重要である

感謝申し上げます。

（南風原，
1995）
。
また，分析対象者のほとんどが女性だったこと

注も結果に影響を与えうる。女性は男性より絵文字（１）本研究は規模のより大きい絵文字利用調査の利用頻度が高く，利用方法にも熟練しているの一部を分析したものである。

65

年齢，性別とパーソナリティによる絵文字利用の個人差：
10代と20代のSimeji利用者に対するアンケート調査から

劉沫妤（２）Simeji（しめじ）：絵文字と顔文字が入力

An, J., Li, T., Teng, Y., & Zhang, P.（2018）

できる着せ替えキーボードアプリで，日本

Factors influencing emoji usage in

国内ダウンロード１位のキーボードアプリ

smartphone mediated communications. Inと言われ，累計5000万のダウンロード量

International Conference on Information,がある。
（Simejiホームページ）

Springer, pp.423-428.

（３）Big Five尺度は0.50〜0.72のα係数となっBai, Q., Dan, Q., Mu, Z., & Yang, M.（2019）Aた。本論文では調査対象者の回答負荷を減

systematic review of emoji: Current research

らすことを考えて簡略版を利用したため，

a n d f u t u r e p e r s p e c t i v e s , Frontiers in

α係数としては十分な値を得られていな

Psychology , 10 :222.

い。松井（2006）はα係数が0.6以上であButterworth, S. E., Giuliano, T. A., White, J., Cantu,

れば内的整合性が「高い」，0.8以上であれ

L., & Fraser, K. C.（2019）Sender Gender

ば「非常に高い」とみなしている。そのこ

Influences Emoji Interpretation in Text Messages,とから参考までではあるが，分析を行った。

Frontiers in psychology ,10（784）, pp.1-5.

今後は簡略化されていない版を使用するこCoyle, M. A., & Carmichael, C. L.（2019）Perceived

とも検討したい。

responsiveness in text messaging: The role ofemoji use, Computers in Human Behavior , 99,（４）本研究で用いたUnicodeは下記のリンクで一覧できる〈https://unicode.org/emoji/charts-

pp.181-189.

12.0/emoji-list.html〉（2019年３月閲覧）

Derks, D., Bos, A. E., & Von, G. J.（2007）（５）回答者が絵文字を回答する際に，絵文字とEmoticons and social interaction on the

顔文字の区別を説明した上で，絵文字で回Internet: the importance of social context,

答するように指示した。しかし，顔文字をComputers in Human Behavior, 23（1）, pp.842-

入力した回答も見られた。Unicode関数は849.

最初の文字列の値を返すため，最初の文字

Derks, D., Fischer, A. H., & Bos, A. E. R.

列に顔文字を入力した回答は顔文字として（2008）The role of emotion in computer-

分類された。

m e d i a t e d c o m m u n i c a t i o n : A r e v i e w,

（６）絵文字の意味と使用例を分析したEmojiallサ

Computers in Human Behavior, 24（3）, pp.

イトによると， は「うーん」，「考え中」を意

766-785.

味し，
「多分」
，
「けど」
，
「だろう」などの副詞

Emojipedia （2021） FAQ. HowMany Emojiと一緒に使うことが多く，意思を柔らかく伝Characters Are There?〈https://emojipedia.

えると推 論 で きる〈https://www.emojiall.

org/faq/〉（Accessed September, 2022）.

com/ja/emoji/%F0%9F%A4%94〉（2022 年

Fischer, B., & Herbert, C.（2021）Emoji as

１月閲覧）

affective symbols: affective judgments ofemoji, emoticons, and human faces varying

参考文献

in emotional content, Frontiers in

足立由美・高田茂樹・雄山真弓・松本和雄（2003）「携帯電話コミュニケーションから見た大学生

psychology , 12, 645173.
藤沢綾乃（2013）「ケータイメールに現れる顔文の対人関係」，『教育学科研究年報』，29，pp.

字の効果」，『玉藻』，47，pp.139-148．

7-14．

Guntuku, S. C., Li, M., Tay, L., & Ungar, L. H.

66

社会情報学第11巻３号

2023（2019） Studying cultural differences in

Kimura-Thollander, P., & Kumar, N.（2019）

emoji usage across the east and the west, In

Examining the“Global” Language of Emojis:

Proceedings of the international AAAI

Designing for Cultural Representation, In The

conference on web and social media, 13, pp.

2019 CHI Conference on Human Factors in

226-235.

Computing Systems.

南風原朝和（1995）「教育心理学研究と統計的検

Koch, T. K., Romero, P., & Stachl, C.（2022）

定」，『教育心理学年報』，34，pp.122-131．

Age and gender in language, emoji, and原田登美（2004）「「顔文字」による日本語の円

emoticon usage in instant messages,

滑なコミュニケーション：「配慮」と「ポライComputers in Human Behavior , 126,

トネス」の表現機能」，『言語と文化』，8，pp.

106990.

205-224．

LaFrance, M., & Vial, A. C.（2016）Gender

Hall, J. A., & Pennington, N.（2013）Self-

and nonverbal behavior. In D. Matsumoto,

monitoring, honesty, and cue use on Facebook:

H. C. Hwang, & M. G. Frank（Eds.）, APA

The relationship with user extraversion andhandbook of nonverbal communication ,conscientiousness, Computers in Human

American Psychological Association, pp.

Behavior ,29（4）, pp.1556-1564.

139-161．

星野崇宏（2009）『調査観察データの統計科学－

Li, W., Chen, Y., Hu, T., & Luo, J.（2018）

因果推論・選択バイアス・データ融合』岩波書

Mining the relationship between emoji usage

店，144p.

patterns and personality, In Proceedings ofHughes, D. J., Rowe, M., Batey, M., & Lee, A.

the international AAAI conference on web（2012） A tale of two sites: Twitter vs.

and social media ,12（1）.

Facebook and the personality predictors ofLin, H., Tov, W., & Qiu, L.（2014）Emotionalsocial media usage, Computers in human

disclosure on social networking sites: thebehavior , 28（2）
, pp.561-569.

role of network structure and psychologicalneeds, Computers in Human Behavior , 41

Jones, L. L., Wurm, L. H., Norville, G. A., &Mullins, K. L.（2020）Sex differences in emoji（1）, pp.342-350.

use, familiarity, and valence, Computers in

Liu, S., & Sun, R.（2020）To express or to

Human Behavior , 108 , 106305.

end? Personality traits are associated with

加藤由樹（2017）「LINE のスタンプが使用され

the reasons and patterns for using emojis

る状況に関する基礎調査」，『メディア情報研

and stickers, Frontiers in Psychology . 11,

究』，3，pp.21-34．

1076.

北村英哉・佐藤重隆（2009）「携帯メールへの絵

Lo, S. K.（2008）The nonverbal communication

文字付与が女子大学生の印象形成に与える効

functions of emoticons in computer-mediated果」，『感情心理学研究』，17（2），pp.148-156．

communication, Cyberpsychology &Behavior , 11, pp.595-597.

木村昌紀・山本恭子 （2017）「メール・コミュ
ニケーションにおける顔文字や表情絵文字の交

Marko, K.（2022）“Depends on Who I’m

換過程が対人感情に及ぼす影響」，『感情心理学

Writing To”—The Influence of Addressees and

研究』
，24
（2）
，pp.51-60.

Personality Traits on the Use of Emoji and67

年齢，性別とパーソナリティによる絵文字利用の個人差：
10代と20代のSimeji利用者に対するアンケート調査から

劉沫妤Behavior , 30（1）, pp.95-102.

Emoticons, and Related Implications for

総務省（2021）「令和３年情報通信白書」〈https://Forensic Authorship Analysis, Frontiers in

Communication . ７:840646.

www.soumu.go.jp/johotsusintokei/whitepaper/

Marengo, D., Giannotta, F., & Settanni, M.

index.html〉（2022年２月閲覧）（2017）Assessing personality using emoji:

設樂麻里子・天野彬（2016）「若者が夢中になるビ

An exploratory study, Personality andジュアルコミュニケーションの実態を解明する」，

Individual Differences , 112, pp.74-78.

『マーケティング・リサーチャー』，130，pp.

松井豊（2006）『心理学論文の書き方』河出書房

22-29．

新社，125p．

Sloan, M. M.（2012）. Controlling anger andMiller, H. J., Thebault-Spieker, J., Chang, S.,

happiness at work: an examination of gender

Johnson, I., Terveen, L., & Hecht, B.（2016）

differences, Gender, Work & Organization ,“Blissfully Happy” or “Ready to Fight”:

19（4）, pp.370-391.

Varying Interpretations of Emoji, In Tenth

Simejiホームページ（2021）「Simeji5,000万ダウ

international AAAI conference on web andン ロ ー ド 突 破 記 念 キ ャ ン ペ ー ン」，
〈https://social media.

simeji.me/blog/cp/50milion-dls〉（2022年３月

並川努・谷伊織・脇田貴文・熊谷龍一・中根愛・

閲覧）

野口裕之（2012）「Big Five尺度短縮版の開発

田口雅徳（2014）「顔文字の付与および文頭・文と信頼性と妥当性の検討」，『心理学研究』，83

末の小文字化がメール文の印象に与える影響―（2），pp.91-99．

お礼文，挨拶文，依頼文を用いての分析―」，『情Oleszkiewicz, A., Karwowski, M., Pisanski, K.,

報学研究』，3，pp.105-111．

Sorokowski, P., Sobrado, B., & Sorokowska,

竹原卓真・栗林克匡（2006）「様々なエモティコ

A.（2017）Who uses emoticons? Data from

ンを付加した電子メールが受信者の印象形成に

86 702 Facebook users, Personality and

及ぼす効果」，『日本感性工学会研究論文集』，

individual differences , 119, pp.289-295.

６（4），pp.83-90．

Pérez-Sabater, C.（2019）Emoticons in relational

髙橋尚也・伊藤綾花（2016）「SNS利用におけるwriting practices on WhatsApp: Some

青年の対人関係特性：TwitterとLINE利用時のreflections on gender, In Analyzing digital

行動に注目した検討」，『立正大学心理学研究所

discourse . Palgrave Macmillan, pp.163-189.

紀要』，（14），pp.39-50．

Prada, M., Rodrigues, D. L., Garrido, M. V.,

高橋直己・上野舞夕・浜田百合・庄司裕子（2021）

Lopes, D., Cavalheiro, B., & Gaspar, R.

「絵文字を用いた文章における感情伝達効果に（2018）Motives, frequency and attitudes

関する研究」，『日本感性工学会論文誌』，21，

toward emoji and emoticon use, Telematics

pp.135-142．

and Informatics , 35（7）, pp.1925-1934.

Timmers, M., Fischer, A. H., & Manstead, A. S.

Reinecke, L., & Trepte,S.（2014）Authenticity

R.（1998）Gender differences in motives forand well-being on social network sites: aregulating emotions, Personality and Social

two-wave longitudinal study on the effects of

Psychology Bulletin , 24（9）
, pp.974-985.

online authenticity and the positivity bias in

Tigwell, G.W., & Flatla, D. R.（2016）“OhSNS communication, Computers in Human

that’s what you meant!: reducing emoji

68社会情報学第11巻３号

2023

misunderstanding,” In 18th International

Walther, J. B., & D’Addario, K. P.（2001）The

Conference on Human-Computer Interaction

impacts of emoticons on message interpretation

With Mobile Devices and Services Adjunct ,in computer-mediated communication, Social

pp.859-866.

science computer review ,19（3）, pp.324-347.

69

社会情報学会 「社会情報学」投稿要綱（目的）らない。本学会に投稿した投稿原稿は，不第１

本学会誌は，社会情報学にかかわる諸問題

採択の場合を除き，他学会等へ投稿してはの研究および応用を促進し，社会情報学のならない。

確立と発展に寄与するため，独創的な成果（７）前項の規定にかかわらず，ディスカッショを公表することをその主たる目的とする。

ンペーパー，ワーキングペーパーとして公開済の論文およびプレ・プリントサーバ上（投稿者の資格）で公開済の論文（以下，「ディスカッショ

第２和文誌の投稿者は，単著の場合は学会員にンペーパー等」）を投稿する場合は，以下限る。共著の場合は，筆頭著者が学会員での条件をすべて満たす場合に投稿を受け付なければならない。

ける。
a．投稿時の投稿者からの申し出にもとづき，学（投稿原稿）

会誌編集委員会が公開済の論文をディスカッ

第３ションペーパー等として認めている。

投稿原稿については，以下の通りとする。

（１）投稿原稿の種類は，原著論文，研究，展望・b．投稿原稿の文中にディスカッションペーパー

ノートとする。

等について明記されている。

（２）投稿原稿は，オンラインにより，著者の氏

c．本学会における学会誌掲載論文等の著作権の名，所属，およびそれらを判別可能な情報

取り扱い規程（本要綱第11）について，ディを除いた査読用原稿ファイルを提出する。

スカッションペーパー等の発行元が了解して（３）投稿原稿は，題材および内容が本学会誌のいる。

目的に合致するものでなければならない。

d．本学会誌に投稿原稿が掲載された場合には，（４）投稿原稿作成にあたっては，社会情報学会

ディスカッションペーパー等の公開を中止す「社会情報学」執筆要領に従うこと。原著

るか，またはディスカッションペーパー等の論文以外の原稿についても，その記述方式

最終版が本学会誌の掲載論文であることをは，原則として執筆要領に準ずるものとす

ディスカッションペーパー等の読者が判別でる。また，審査の結果により修正原稿を提きるように明記することを投稿者が確約して出する場合も，執筆要領に従うこととする。

いる。

（５）投稿原稿は，本学会の主催，共催する学会（８）投稿原稿中で使用する画像等について著作

大会，シンポジウム，講演会，研究会，分権等の各種権利について確認し，本学会に科会等（以下，「学会大会等」）で公表したおける学会誌掲載論文等の著作権の取り扱ものが望ましい。学会大会等で公表した原い規程（本要綱第11）の内容を含めて，稿を投稿する場合，それらの場で発表済で必要となる著作権者等の許諾を得る。

あることを明記することが望ましい。

（９）審査により不採択となった原稿または投稿（６）すでに，他学会の雑誌論文等に投稿したもを取り下げた原稿の著者は，審査結果の通の，単行図書・単行図書所収論文・博士論

知後または投稿取り下げ後の１ヶ月の期間

文またはその一部をそのまま投稿してはな

は，新たな投稿はできない。

70

社会情報学第11巻３号（投稿手続き）（受理された投稿原稿の版下の作成）

第４第８

投稿希望者は，本学会ホームページ上で指2023

投稿者は，受理された投稿原稿について，定された投稿サイトに，必要事項を記入の所定の書式にて版下を作成し，提出するも上，原稿を投稿する。

のとする。

（投稿原稿の受付）（受理された投稿原稿の校正）

第５第９原稿は随時，投稿できる。学会誌編集委員

受理された投稿原稿の著者による校正は和会に到着した原稿は，受付が行われた後，

文誌については初校のみとし，英文誌につ査読の手続きがとられる。ただし，投稿原

いては２回校正とする。なお，訂正範囲は稿の題材および内容が，本学会誌の目的で原稿と異なる字句の訂正のみに限定される。

ある社会情報学にかかわる諸問題に関する
学術的新規性を判断できる研究の範囲外で（原著論文等の別刷り）あると判断された場合，および投稿原稿の第10原 著論文等の別刷り（50部単位）は，著記述方式が執筆要領を逸脱している場合

者の希望により作成する。その料金は，は，投稿原稿を受け付けない。

実費とする。なお，別刷り料金の請求は，学会誌編集委員会の依頼により学会事務（投稿原稿の審査）
第６

局が行う。

投稿原稿の審査については，以下の通りと
する。

（著作権）

（１）原著論文と研究は，複数の査読者によって第11著作権については，以下の通りとする。

審査される。審査は投稿原稿受付後，可及（１）掲載された原著論文等の著作権は，原則と的速やかに行うものとする。審査の結果，して本学会に帰属する。特別な事情により投稿原稿の内容修正を著者に要請すること

本学会に帰属することが困難な場合には，がある。その場合，再提出の期限は原則と申し出により著者と本学会との間で協議のして１カ月以内とする。

上，措置する。

（２）展望・ノートは，学会誌編集委員会が閲読（２）著作権に関し問題が発生した場合は，著者し，必要に応じて著者に修正を求めた上の責任において処理する。

で，学会誌編集委員会で採否を決定する。

（３）著作者人格権は，著者に帰属する。著者が，自分の原著論文等を複製，転載などの形で（投稿原稿の掲載）

利用することは自由である。転載の場合，第７投稿原稿の掲載については，以下の通りと著者は，その旨本学会に書面をもって通知する。

し，掲載先には出典を明記すること。

（１）投稿原稿の掲載は，学会誌編集委員会が決定する。

（要綱の運用）（２）投稿原稿の受付日は，学会誌編集委員会が第12

こ の要綱に定めのない事項については，

当該投稿原稿を受け付けた日とする。ま

学会誌編集委員会の所掌事項に属するこた，受理日は，学会誌編集委員会が当該投とに関しては，学会誌編集委員会が決す

稿原稿の採択を決定した日とする。

るものとする。

71

（要綱の改正）付

第13こ の要綱の改正は，学会誌編集委員会のこの要綱（改正）は，2019年３月21日より施行

議を経て，学会誌編集委員長が行う。

する。

付

則

付

この要綱は，2012年４月１日より実施する。

則

則

この要綱（改正）は，2019年９月15日より施行
する。

付

則

この要綱（改正）は，2014年４月１日に遡及し付則て施行する。

この要綱（改正）は，2020年10月17日より施行
する。

付

則

この要綱（改正）は，2014年７月１日より施行

付

則

する。

この要綱（改正）は，2021年４月１日より施行
する。

付

則

この要綱（改正）は，2014年９月１日より施行

付

則

する。

この要綱（改正）は，2021年７月11日より施行
する。

付

則

この要綱（改正）は，2015年２月20日に遡及し付則て施行する。

この要綱（改正）は，2022年３月26日より施行
する。

付

則

この要綱（改正）は，2016年９月11日より施行

付

則

する。

この要綱（改正）は，2022年５月16日より施行する。

72

社会情報学第11巻３号

2023

社会情報学会 「社会情報学」執筆要領
１．原稿言語は和文とする。

（２）原稿の本文は３枚目から開始し，それを１

２．原稿の書式

ページ目として，以下通し番号を付す。本

（１）原稿は横書きとする。

文後の謝辞，注，参考文献，付録，図表（巻（２）和文原稿では，新仮名遣いと常用漢字を用末に掲載する場合）をこの順に続ける。な

い，平易な口語体で記す。句読点として，。

お，本文や謝辞等において著者が特定できを用いる。

る記述は避ける。

（３）和文原稿では，刷り上がりイメージと同様（３）原稿本文は，序論（はじめに，など），本論，のフォーマット（A4判，１行22文字×38

結論（結び，など）の順に記述する。本論

行，２段組み，12ポイント）にて作成する。

については，章，節，項の区別を明確にし，３．分量

それぞれ「１」，「1.3」，「1.3.2」のように（１）原 著論文，研究については，刷り上がり

番号をつける。

14ページ（20,000字程度，ただし図，表，（４）人名は，原則として原語で表記する。ただ注，参考文献などを含む）以内とする。

し，広く知られているもの，また印字が困（２）展望・ノートについては７ページ（10,000

難なものについては，この限りではない。

字程度，ただし図，表，注，参考文献など

５．図・表（写真も含む）

を含む）以内とする。

（１）図・表には，それぞれについて「図−１」，（３）審査の結果により修正原稿を提出する場合「表−１」のように通し番号をつけ，またも，原著論文，研究については，刷り上が表題をつける。

り14ページ（20,000字程度，ただし図，表，（２）図・表は本文中の該当箇所に埋め込むこと

注，参考文献などを含む）以内，展望・ノーが望ましい。該当箇所に埋め込むことが難トについては７ページ（10,000字程度，しい大きな図・表の場合は，巻末に埋め込

ただし図，表，注，参考文献などを含む）

む。ただし，掲載決定後の最終稿の提出時以内とする。

には，図・表の元ファイルを本文とあわせ４．原稿の体裁て提出する。

投稿原稿のうち，原著論文，研究は，以下の体（３）図・表を本文中に埋め込むのが困難な場合

裁によるものとし，展望・ノートについては，以は，本文中に挿入希望箇所を明記し，図・下に準ずるものとする。

表は１ページに１個ずつ，挿入指定のある（１）原稿の１枚目および２枚目には，原稿のタ

ページ番号を付けて描き，原稿の最後にまイトル，要約ならびにキーワードを記述すとめる。大きさの指定がある場合にはそれる。要約は原稿全体の内容をレビューしたを明記する。

もので，日本語600字，英語250ワード程（４）図・表の作成に使用した資料・文献は必ず度とする。また，キーワードは原稿全体の明記する。

内容の特徴を表す用語のことであって，日（５）図・表は実際に印刷される大きさに配慮し

本語，英語とも，その数は５つ程度とする。
なお，原稿の１～２枚目は分量に含めない。

73

た内容・記述にする。
６．注

注を使用する場合は，一連番号を参考箇所右肩

例：鈴木一郎（1996）「社会と情報」，に小さく（１）（２）と書き，本文末尾に注釈文<http://www.abc.ac.jp/Social/abc.html>をまとめる。

Accessed 1997, April 29

７．参考文献Winston，P.（1981）Social Planning,（１）参考文献を適切に引用し，本研究の位置づ<http://www.abc.edu/Social/abc.html>

けを明確にする。参考文献の引用は以下のAccessed 1997, April 29

例に従って，著者の姓，発表年を書く。

８．その他疑義のある場合は，通常広く認められ例：鈴木（1986）は……，ている書式を使用する。

伊藤（1986a）によれば……，

９．著作権等の権利の確認

…… が 証 明 さ れ て い る（鈴 木・ 伊 藤，

原稿中で使用する画像等については，著作権等

1985）
。

の各種権利について確認し，本学会における学会

Tanaka et al.（1983）は，……。

誌掲載論文等の著作権の取り扱い規程（「投稿要（２）本文中で参照した文献は，以下の例に従っ綱」第11）の内容を含めて，必要となる著作権て，本文末尾に参考文献表としてまとめる。

者等の許諾を得る。

参考文献表は，著者のアルファベット順，

10．査読用原稿ファイル

年代順に記す。同一著者の同一年代の文献

投稿の際に提出する査読用原稿ファイルは，投は，引用順にa，b，c……を付して並べる。

稿原稿の原本ファイルより，著者の氏名，所属，

例：鈴 木一郎（1986a）「社会と情報」，『社会およびそれらを判別可能な情報を除いたものとする。

情報』１，pp.14-23.

著者の氏名，所属などが判別可能な情報の例：

鈴 木一郎（1986b）『情報論』社会書房，「拙著『〇〇』で論じたように…」

240p.

「本論文は科研費（研究代表者：△△）による

Winston，P.（1981）Social Planning and共同研究の一部である」

Information，Social Information Science「本調査は，著者が所属する◇◇大学の学生を

６ ，pp.116-125.

対象にした」Yamada，S. et al. （1986）Intelligent

11．要領の改正

Building ，Academic Press，New York，

この要領の改正は，学会誌編集委員会の議を経445p.

て，学会誌編集委員長が行う。

山本太郎（1985）「社会情報に関する研究」，『社会情報』２，pp.32-40.

付則山本太郎・鈴木一郎（1985）『社会情報学』

この要領は，2012年４月１日より実施する。

社会書房，270p.
（３）インターネット上に置かれた文献は，前各付

則号に準拠すると共に，参考文献の記述は，

この要領（改正）は，2014年９月21日より施行

著者名，発行年，タイトル，URL，訪問日する。

付の順に記述する。なおＵＲＬにはハイフ
ネーションを用いない。また，その文献の付

ハードコピーは著者の責任に置いて保管す

この要領（改正）は，2015年２月20日に遡及しるものとする。

て施行する。

74

則社会情報学付

則付

第11巻３号2023

則この要領（改正）は，2019年９月15日より施行

この要綱（改正）は，2021年10月30日に遡及しする。

て施行する。

付付則

則

この要綱（改正）は，2020年10月17日より施行

この要綱（改正）は，2022年５月16日より施行

する。

する。

75

編集後記
本号では，原著論文２本，研究２本を掲載致しました。研究成果の発表の場として本誌にご投稿頂いた
皆様，大変お忙しい中，査読をお引き受け頂いた皆様，本誌の発行にご協力頂いた全ての皆様に深く感謝致します。３年に渡って続いたコロナ禍も終わりが見えてきました。会員の皆様の積極的なご投稿を期待しております。
（学会誌編集委員・第11巻３号・編集担当：上原伸元）

学会誌編集委員会
委 員 長
副委員長

北村 順生（立命館大学）
櫻井成一朗（明治学院大学）
飯島 賢志（熊本県立大学・編集長）
上原 伸元（東京国際大学・編集担当）
浦田 真由（名古屋大学）
遠藤薫（学習院大学）
大野 志郎（駿河台大学）
岡本香（東京福祉大学・副編集長）
河井 大介（東京大学）
河又 貴洋（長崎県立大学）
岸川 善紀（宇部工業高等専門学校）
北村
智（東京経済大学）
木本 玲一（相模女子大学）
記虎 優子（同志社女子大学・副編集長）

社会情報学

小寺 敦之（東洋英和女学院大学）
駒橋 恵子（東京経済大学）
是永
論（立教大学）
佐々木裕一（東京経済大学）
高木聡一郎（東京大学）
竹村 朋子（立命館大学）
田畑 暁生（神戸大学）
中野 邦彦（武庫川女子大学）
根村 直美（日本大学）
林田真心子（福岡女学院大学）
藤代 裕之（法政大学）
本田 正美（関東学院大学）
松下 慶太（関西大学）
山口 真一（国際大学）

第11巻３号

2023年３月31日発行
発行

一般社団法人 社会情報学会〒113－0001 東 京都文京区白山１－13－７
アクア白山ビル５F 勝美印刷（株）内
一般社団法人 社会情報学会 事務局
TEL 03－3812－5223／FAX 03－3816－1561

編集

社会情報学会学会誌編集委員会

製

作

勝美印刷株式会社

Socio-Informatics
2023 Vol.11 No.3
【Original Articles】
The Effect of Feelings of Being Watched on Subjective Happiness and Social Preferences:
From a Survey Experiment Using Crowdsourcing
Akira GOTO

The Relationship of Socioeconomic Factors and Migration from Large Cities to Rural Areas:
Poisson Gravity Model Analysis with Elastic Net Regression
Kiyoaki ARAKAWA, Shuhei S NOYORI【Refereed Studies】
Guarantee of “Editorial freedom” and its Ideal form in the Digital Age:
Based on the Media Policy in Norway
Kazuki UEDA

Individual differences in emoji use across age, gender, and personality:
Based on a Survey of Simeji Users in 10s and 20s
Moyu LIU

The Society of Socio-lnformatics