第６章

被災地における「被災者」と政策評価―福島市民意識調査より―
茨木

瞬

１.はじめに2011 年に発生した東日本大震災からの復興として、政府は復興期間を 2020 年までの10 年間と定め、最初の 5 年間を「集中復興期間」とした1。「集中復興期間」は 2015 年度
で終了し、「復興・創生期間」と称した 2016 年度以降は、復興に資する事業の一部が自治体負担になるなど、被災地の「自立」を志向した復興支援策に舵を切ることとなった。
ところで、民主制においては復興政策も多数決ルールが原則である（河村, 2016）。震災直後の被災地は、当然ながら「被災者」が多く、行政からの被災者支援を望む声に応じて政治家も選挙で復興政策を真っ先に提言していた2。しかしながら、震災時に被災地にいながらも直接の被害を受けなかった住民もいる。また、震災後に復旧・復興の作業のため、被災地に転入した人もいれば、直接被害を受けた住民であっても怪我の完治や住宅再建の完了により日常を取り戻した人もいる。彼らのような「非被災者」にとって、政治に求める最優先の政策は復興政策ではなく、子育てなどの他の政策なのかもしれない。もし非被災者と被災者とで求める政策が異なれば、選挙において多くの票を求める政治家にとって、被災者の求める政策は二の次になってしまうだろう。そこで本章では、被災地における被災者と非被災者の間の政策評価の違いに着目する。
ただし、一言で「被災者」といっても、その基準は人それぞれである。自宅が全壊した
り、自身が怪我をしていたりすれば「被災者」となりうる（客観的被害）。一方で、実際の被害とは別に、「自分は被災者である」という主観的被災者意識を持つ者も「被災者」と呼べるだろう。主観的被災者意識を持っていても、震災による直接的な被害を受けていない住民がいることは、先行研究において示されており（福井・岡田, 2014; 河村,2016）、客観的被害と主観的被災者意識は区別されるものであると考えられる。片方のみ該当している被災者と、両方に該当している被災者とでは政策評価に違いがあると考えられる。そこで本章では、被災者と非被災者の間の政策評価の違いに加え、被災者間における政策評価の違いについても考察を行う。
本章は以下のように進められる。2 節において、分析データと分析対象である福島市の復興庁ホームページ（http://www.reconstruction.go.jp/）より（2016 年 12 月 13 日アクセス）。
2 たとえば、『河北新報』2011 年 11 月 8 日。
1- 93 -

調査時点での状況について確認する。3 節では、本章における「被災者」を定義し、福島市における被災者と非被災者の比率についてサーヴェイ・データから明らかにする。また、本分析の従属変数である政策評価についても定義し、サーヴェイ・データの回答から
回答者の政策評価について明らかにする。4～5 節では本章の 2 つのリサーチクエスチョン
に対する回答を得るため、サーヴェイ・データを用いた分析を行う。4 節において、1 つ目のリサーチクエスチョンである「被災地における被災者と非被災者との間には、政策評価に違いがあるのか」、について分析を行い、5 節において「被災者間にも政策評価に違いがあるのか」について検証する。6 節で本章の分析を踏まえた考察を行い、7 節にて結論と課題を述べ、本章を閉じる。

２.分析対象とデータ
２.１分析データ
本章の分析では、被災者だけでなく被災地における非被災者の意識についても把握することが不可欠である。そのため、被災者への調査が多いインタビュー・データではなく、住民全体の意識調査を行うサーヴェイ・データが必要である。そこで本章では、2015 年夏に福島市民を対象に行った市民意識調査「生活と防災についての市民意識調査」（以下、2015
福島調査）を利用する。
2015 福島調査は被災者だけでなく、被災地に住む非被災者の意識についても調査している大規模意識調査であり、貴重なデータである。また、エリアサンプリングのため、調査時点において被災地に住んでいる人が対象者となる。調査時の被災地における全体的な傾向を捉えることができる上でも、本章の分析に適したサーヴェイ・データである。

２.２福島市について分析の前に、分析対象である福島市について確認しておきたい。福島県の県庁所在地である福島市は、震災以降人口が減少している。2015 福島調査が行われた 2015 年 6 月の住民基本台帳人口3は 285,052 人であり、震災直前である 2011 年 2 月の 292,240 人と比べて減少していた。しかしながら、2015 年 6 月の世帯数は 120,853 世帯であり、2011 年 2 月の116,089 世帯よりも増加していた。インフラ整備や除染作業のための作業員が単身で転入してきた一方で、原発事故の影響により子育て世代の市民が家族単位で転出したことにより、福島市内の人口が減り世帯数が増加したと考えられる。
また、震災 2 年後の 2013 年に福島県で起こった「現職落選ドミノ」についても触れてお3

住民基本台帳人口および世帯数については福島市ホームページより（http://www.city.fukushima.fukushima.jp/soshiki/26/1059.html、2016 年 4 月 26 日ア
クセス）。
- 94 -きたい。2013 年 4 月に行われた郡山市長選での現職候補の落選を皮切りに、同年の福島県
内の首長選挙4において、現職候補が相次いで落選した。福島市も例外ではなく、同年 11 月に行われた福島市長選挙において、現福島市長である新人の小林香氏が現職に 2 倍以上の差を付けて初当選した。現職落選ドミノの原因として、震災や原発事故からの復興が進まないことへの不満によって起こったとされている5。福島県以外の被災地においてこうした現職落選ドミノが起こっていないことから、福島県民は特に、震災後の政府の対応に対して多くの市民が不満を持っていたと考えられる。また、本調査期間である 2015 年 6 月には福島市議選が行われ、11 月には福島県議選もあり、議員の成果が住民にとって見えやすい時期であったといえる。

３.分析
３.１本章における「被災者」
分析に際し、まずは本章における「被災者」について、サーヴェイ調査の質問の回答により定義する。
主観的被災者意識を示す指標としては、サーヴェイ調査の質問の一つに、「あなたはご自身を東日本大震災の被災者だと思いますか。
」という設問があり、その回答を用いることとする。なお質問の回答は、「そう思う」、「どちらともいえない」、「そうは思わない」の 3 点であったが、本分析においては、主観的被災者意識に「該当あり」、「どちらともいえない」、「該当なし」という回答にそれぞれ変更した。
客観的被害を示す指標として、自宅の損害を用いることとする。個人が受けた被害としては、主に人的被害と住家被害が挙げられる。その中で、最も政府による支援を必要とするのは住宅再建であると筆者は考える。実際に、国が設定した 5 年間の「集中復興期間」において投じられた 26 兆円を超える復興予算のうち、住宅再建やまちづくりに投じられた予算が10 兆円と最も多い6。また、自宅の損害は自身のライフサイクルを崩壊させうるほどの甚大な被害であり、仮設住宅や災害公営住宅への転居など、非被災者と比べて政府が行う復興策に反応する可能性が高いと思われる。2015 福島調査では、自宅の損害の程度として、「建替えを必要とする程度」、「修理を業者に依頼する必要のある程度」、「自分で修理できる程度」の 3 項目に分けて、その有無について質問しているが、そのうち、比較的被害の程度が大き
い自宅の損害（「建替えを必要とする程度」、「修理を業者に依頼する必要のある程度」の 2
項目）を用いることにする。
なお、客観的被害においても、回答を客観的被害に「該当あり」、「該当なし」とした。
郡山市、福島市の他に、富岡町（2013 年 7 月）
、いわき市（同年 9 月）、二本松市（同年11 月）、広野町（同年 11 月）の首長選挙において現職候補が落選した。
5 『福島民友』2013 年 11 月 25 日。
6 『朝日新聞』2016 年 3 月 11 日。
4- 95 -

客観的被害と主観的被災者意識について、各項目の該当者の比率および該当数を図示したものが図 1 である。客観的被害に関する設問の回答者 1,450 人のうち、「該当あり」に属する割合は 42%（616 人）であり、半数を下回っていたが、自身を被災者であると認識している割合は 62%（896 人）であった。客観的被害とは異なり、主観的被災者意識を持つ福島
市民は多いことが示された。

３.２政策評価 ―被災者支援―
次に、本分析の従属変数となる政策評価について見ていきたい。先述のように、震災から5 年間で約 26 兆円の復興予算が投じられたが、未だに復興公営住宅の建設が完了していな
い地区もあり、除染作業なども行われている。被災地において現在の復興の姿を目の当たりにしている福島市民は、これまでの政府の復興政策についてどのように感じているのであろうか。
本章では、サーヴェイ調査の質問の一つに、「あなたは今回の大震災の被災者に対する政府の支援は、現状で十分であると思いますか。」という設問があり、その回答を「被災者支援」として用いることとする。
なお、この質問の回答は、「そう思う」、「どちらかといえばそう思う」、「どちらかといえばそう思わない」、「そうは思わない」の 4 点尺度であり、この質問に対する有効回答数は
1,418 人であった。

- 96 -

図 2 は、被災者支援に対する評価について、各回答の割合をグラフ化したものである。
政府の被災者支援に対し、「そうは思わない」と回答した者の割合は 36%（512 人）、「ど
ちらかといえばそう思わない」と回答した者の割合が 36%（513 人）であり、合計で 72%（1,025 人）の回答者が被災者支援に対して十分ではないと感じていることが示された。

４.被災者と非被災者との政策評価の違い
前節より、被災者支援に対して十分でないと感じている被災地住民が多いことが示された。では、前節の集計結果は被災者と非被災者の間で違いがあるのであろうか。まずは、「被災地における被災者と非被災者との間には、政策評価に違いがあるのか」、について分析を行う。

４.１クロス集計（被災者と非被災者）
まずは、被災者支援に対する評価と「被災者」と定義した 2 項目とのクロス集計を行う。

表1：クロス集計（被災者支援と客観的被害）

そう思う
客 該当あり観的 該当なし被害 全体

被災者支援は現状で十分どちらかと どちらかと
そうは
いえば
いえば
合計 （実数）
思わない
そう思う
そう思わない

6%

18%

38%

39% 100% (811)

8%

23%

35%

34% 100% (605)

7%

20%

36%

36% 100% (1416)- 97 -

表 1 は、客観的被害と被災者支援とのクロス集計を示したものである。客観的被害の該当者のうち、「そうは思わない」と回答した割合が 39%（275 人）、「どちらかといえばそう思わない」と回答した割合が 38%（285 人）おり、合計で 8 割近い（77%）者が被災者支援を十分だとは思っていないことが示された。一方で客観的被害の非該当者のうち、「そうは思わない」と回答した割合が 34%（237 人）、「どちらかといえばそう思わない」と回答した
割合が 35%（225 人）おり、合計で約 7 割（69%）の者が被災者支援を十分だとは思っていないことが示された。両者ともに被災者支援を十分だとは思っていない割合が高かったが、相対的に客観的被害の該当者の方が被災者支援に対し厳しく評価していることが示されている。
表2：クロス集計（被災者支援と主観的被災者意識）
被災者支援は現状で十分どちらかと どちらかとそうはそう思う いえばいえば合計 （実数）
思わない
そう思う
そう思わない
主
観
的
被
災
者
意
識

該当あり

6%

16%

34%

44% 100% (880)

どちらとも
いえない

7%

24%

44%

25% 100% (182)

該当なし

16%

32%

30%

22% 100% (343)

全体

7%

20%

36%

36% 100% (1405)

では、主観的被災者意識では違いがあるのだろうか。
表 2 は、被災者支援に対する評価と主観的被災者意識とのクロス集計を示したものである。主観的被災者意識に該当する者のうち、被災者支援を十分だとは思っていない割合は78%（34%+44%）と多い。一方で主観的被災者意識に該当しない者のうち、被災者支援を十分だとは思っていない割合は 52%（30%+22%）と半数に近い。主観的被災者意識を持つ者の政策評価が相対的に厳しいことがこの表より確認することができる。
また、どちらともいえないと回答した者のうち、被災者支援を十分だとは思っていない割合は 69%（44%+25%）であり、主観的被災者意識に該当する者よりも被災者支援に対して厳しい評価ではないが、非該当者よりも厳しいことが示されている。

４.２多変量解析（被災者と非被災者）
4.1 節のクロス集計が示した傾向は個人の属性等を考慮しても同様のことがいえるのだ
ろうか。本節では、「被災地における被災者と非被災者との間には、政策評価に違いがある- 98 -

のか」というリサーチクエスチョンに対する回答を得るため、回帰分析を行う。

表3：基本統計量
記述統計量
被災者支援
客観的被害
独立変数
主観的被災者意識
性別
年齢
最終学歴
属性等
生活満足感
階層帰属意識転入：津波・原発地域
転入：その他地域
政治委任
権威重視
政治意識 政党支持：自民党
政党支持：公明党
政党支持：無党派
従属変数

度数
1418
1450
1438
1423
1392
1379
1428
1406
1403
1403
1426
1409
1421
1421
1421

最小値
1.00
0.00
1.00
0.00
20.00
1.00
1.00
1.00
0.00
0.00
1.00
1.00
0.00
0.00
0.00

最大値
4.00
1.00
3.00
1.00
93.00
3.00
4.00
5.00
1.00
1.00
4.00
4.00
1.00
1.00
1.00

平均値 標準偏差
1.99
0.92
0.42
0.49
2.49
0.72
0.47
0.50
55.79
16.67
1.67
0.84
2.83
0.75
2.79
0.83
0.05
0.22
0.08
0.27
1.99
0.92
1.93
0.86
0.25
0.43
0.03
0.16
0.57
0.50

表 3 は、回帰分析に用いる各変数の基本統計量を示したものである（変数について、詳し
くは Appendix を参照）。
従属変数は政策評価を示す「被災者支援」とし、独立変数は自宅の損害を示す「客観的被害」と自身を被災者だと思っているかを示す「主観的被災者意識」である。本節の回帰分析
では、独立変数を（1）客観的被害のみ、（2）主観的被災者意識のみ、（3）両方として回帰分析を行うため、回帰結果は 3 本ある。
統制変数に用いる変数は、「属性等」、「政治意識」の 2 種類に分類できる。
「属性等」に該当する統制変数は、性別、年齢、最終学歴、生活満足感、階層帰属意識、そして震災時における居住地に関する変数である。生活への満足感や自身の階層帰属意識のように、自身への主観的な意識が高い者ほど政策への評価が高いと考えている。また、震災時における居住地について、震災前から福島市にいた者と震災後に転入してきた者とでは政策評価が異なるかもしれない。また、震災後に転入してきた者であっても、津波被害や原発事故による居住制限区域に指定された地域に住んでいた者は政策評価が厳しくなると考えられる。そこで、震災以前から福島市内にいた者を参照カテゴリーとし、津波被害や原発事故による居住制
限区域の指定によって福島市へ転入してきた者を 1 とするダミー変数「転入：津波・原発地域」と、それ以外の地域から転入してきた者を 1 とするダミー変数「転入：その他地域」を作成した。
「政治意識」に該当する統制変数は、政治委任、権威重視、政党支持ダミーである。政治を任せている者や権威のある人に敬意を示している者ほど、政策評価は甘くなると考えら- 99 -

れる。政党支持について、政権与党の支持者は政府の復興策に対して比較的寛容な評価をするだろうし、無党派層も野党支持者と比べれば寛容な評価をすると考えられる。そこで、野党支持者を参照カテゴリーとし、「政党支持：自民党」、「政党支持：公明党」、「政党支持：無党派」を作成した。なお、政権与党である自民党と公明党を分けた理由は、自公における被災者支援に対するスタンスの違いにある。自民党は陳情を基本としていたのに対し、公明
党は現地調査を基本としていた7。被災者支援に対するスタンスに違いがあれば、同じ政権与党であっても、政策評価については差があると考えられるため、本分析では自公の変数を分けて分析を行った。

表4：回帰分析結果（1）客観的被害
従属変数：
被災者支援
B
S.E
Beta
客観的被害
-0.14 0.05 -0.07
主観的被災者意識
性別-0.05 0.05 -0.03
年齢0.00 0.00 0.06
最終学歴
-0.04 0.03 -0.03
生活満足感
0.17 0.04 0.14
階層帰属意識0.09 0.03 0.08
転入：津波・原発地域 -0.35 0.13 -0.08
転入：その他地域
0.28 0.10 0.08
政治委任
0.07 0.03 0.07
権威重視
0.07 0.03 0.07
政党支持：自民党
0.25 0.06 0.12
政党支持：公明党-0.12 0.16 -0.02
政党支持：無党派-0.80 0.63 -0.04
定数1.36 0.24 0.00
N
1210
R2 乗
0.11
調整済み R2 乗
0.10*p<0.05, **p<0.01（ 2）主観的被災者意識
B
S.E
Beta
*
-0.27
-0.05
* 0.00-0.04** 0.14** 0.09** -0.32** 0.14* 0.05* 0.07** 0.39-0.02
0.14** 1.50
1205
0.13
0.12

0.04
0.05
0.00
0.03
0.04
0.03
0.13
0.10
0.03
0.03
0.08
0.16
0.07
0.22

-0.20
-0.03
0.06
-0.03
0.11
0.08
-0.07
0.04
0.05
0.07
0.18
0.00
0.08
0.00

B
-0.08
** -0.26
-0.05
0.00
-0.03
** 0.14* 0.09* -0.310.13
0.05* 0.07** 0.39-0.02
0.14** 1.49
1205
0.13
0.12

（3）両方
S.E
Beta
0.05 -0.04
0.04 -0.19
0.05 -0.03
0.00 0.06
0.03 -0.03
0.04 0.11
0.03 0.08
0.13 -0.07
0.10 0.04
0.03 0.05
0.03 0.07
0.08 0.18
0.16 0.00
0.07 0.07
0.22 0.00

**

**
**
*

*
**

**

回帰分析の結果を示したものが表 4 である。客観的被害を独立変数とした（1）の分析において、独立変数である客観的被害は 5%水準で負の有意を示しており、個人属性や政治意識を考慮しても、自宅が損害を受けた住民は政府の被災者支援に対し厳しい評価を与える傾向にあることが統計的に示された。また、震災時の居住地についても統計的に有意な差が認められ、津波・原発地域からの転入者は政府の被災者支援が十分であるとは感じおらず、逆に他の地域からの転入者は被災者支援が十分であると感じていることが示された。年齢については、5%水準で正の有意が示されたが、性別、学歴については、非該当者との間の統計的な差はみられなかった。また、政党支持においては、自民党支持者が 1%水準で正の有意性を示している一方で、公明党支持者に統計的な差は見られなかった。自民党と公明党の被災者支援に対するスタンスの違いがこの差を生んだと考えられる。その他の変数につ7

自公の被災者支援に対するスタンスの違いについて、詳しくは河村（2014）を参照。
- 100 -いて、生活満足感、階層帰属意識、政治委任、権威重視はそれぞれ正の有意を示しており、それぞれの該当者は被災者支援に対して比較的寛容な評価になる傾向が示された。
次に、主観的被災者意識を独立変数とした（2）の分析結果は、「自身は被災者である」と認識している者は政策評価について厳しい評価を下していることを示している。また、標準偏回帰係数（表 4（2）Beta）を確認すると、主観的被災者意識が最も政策評価に影響を与えていることが示されている。一方で、客観的被害とは異なり、津波・原発地域以外の地域からの転入者の政策評価は、震災以前から福島市内に住んでいた者との間に統計的な差はみられなかった。その他の変数については、有意水準に違いはあるものの、概ね（1）と同様な結果が示された。
2 つの独立変数を入れた（3）の分析では、主観的被災者意識は 1%水準で負の有意性を示しているが、客観的被害は主観的被災者意識を考慮すると統計的に有意な結果とはならなかった。また、（2）と同様に津波・原発地域以外の地域からの転入者の政策評価に統計的な差はみられず、（3）の分析結果は、係数およびその符号も含め（2）に近い結果が示された。
以上の 3 本の回帰結果より、客観的被害と主観的被災者意識の変数を個々に投入した分析においては、双方とも統計的に有意な差があり、震災被害を受けたかどうか、または被災者であるという認識が政府の被災者支援に対して厳しく評価する傾向にあることが示された。しかしながら、同時に投入した分析においては、客観的被害は有意な結果が示されなかった。
統制変数に関しては、生活満足感と自民党支持がすべての回帰結果で 1%水準での正の有意性を示しており、Beta も比較的高い数値となっている。また、一部 5%水準ではあるが、階層帰属意識も正の有意性を示しており、主観的被災者意識と同様に住民の主観的な意識が政策への評価に影響を与えていることが示されたことになる。
一方で、津波・原発地域からの転入者の変数はすべての回帰結果で 1%または 5%水準で負の有意性を示しており、他の回答者と比較して政策への評価が厳しいことが示された。津
波被害や原発事故による居住制限を受けたという客観的事実が政策評価に影響を与えたといえるだろう。

５.被災者間の政策評価の違いに関する分析
4.2 節での回帰分析の結果は、主観的被災者意識を考慮した場合、客観的被害の有無による政策評価の違いがないことを示しており、被災者間でも政策評価に違いがあることを示唆しているといえる。そこで本節では、2 つ目のリサーチクエスチョンである「被災者間にも政策評価に違いがあるのか」について検証するため、客観的被害や主観的被災者意識の有
無より、「被災者」をさらに細分化し、被災者支援に対する評価の違いについて分析を行う。

５.１「被災者」の細分化- 101 -

まずは、客観的被害および主観的被災者意識の有無により「被災者」細分化し、各カテゴ
リーの該当率について確認する。

表5：クロス集計（客観的被害と主観的被災者意識）
主観的被災者意識
どちらとも
いえない

該当あり
客 該当あり観的 該当なし
被
害 全体

該当なし

合計 （実数）

73%20%

7% 100% (612)

55%

28%

18% 100% (823)

62%

25%

13% 100% (1435)

客観的被害と主観的被災者意識についてクロス集計し、各カテゴリーの該当率について示したものが表 5 である。客観的被害に該当しない者のカテゴリーにおいて、主観的被災者意識を持つ者の割合は 55%（450 人）であり、客観的被害がなくても半数以上の者が主観的被災者意識を持っていることが示された。
一方で、客観的被害に該当していても、約 3 割（167 人）の者が自身を被災者と思っていない、またはどちらともいえないと回答していることが分かった。

５.２「被災者」間の政策評価の違いに関する分析
では、5.1 節において細分化したどのカテゴリーにおいても、該当ありと回答したカテゴ
リーの方が政府の被災者支援に対する評価が厳しいのであろうか。5.2 節では、細分化した
6 つのカテゴリー間における被災者支援に対する評価の差について分析を行う。

- 102 -

表6：カテゴリー別被災者支援に対する評価（基準：客観的被害）
被災者支援は現状で十分十分である
十分ではない主観的（そう思う+（そうは思わない+合計 （実数）
被災者意識 どちらかといえば どちらかといえばそう思う）
そう思わない）

客観的
被害

ー

細
①
× 該当あり分
化
どちらとも② 該当あり ×カいえないテ③
× 該当なしゴリ④
× 該当あり⑤ 該当なし ×
⑥

どちらとも
いえない

× 該当なし19%

81% 100% (438)31%

69% 100% (121)48%

52% 100% (42)25%

75% 100% (441)31%

69% 100% (221)49%

51% 100% (140)

まずは、客観的被害を基準にした比較を行う。表 6 は、細分化した 6 つのカテゴリーにおいて、被災者支援は現状で十分である（「そう思う」と「どちらかといえばそう思う」と回答した人数の合計）と回答した割合と被災者支援は現状で十分ではない（「そうは思わない」と「どちらかといえばそう思わない」と回答した人数の合計）と回答した割合をそれぞれ示したものである。
客観的被害ありのグループ（カテゴリー①～③）において、被災者支援は現状で十分ではないと回答した割合は、主観的被災者意識ありのカテゴリー（カテゴリー①）が 81%、どちらともいえないと回答したカテゴリー（カテゴリー②）が 69%、主観的被災者意識なしのカテゴリー（カテゴリー③）が 52%であり、カテゴリー間の差は 4 節の結果と同様の傾向がみられる。客観的被害なしのグループ（カテゴリー④～⑥）においても、同様の傾向がみられており、客観的被害の有無で分けたとしても、主観的被災者意識による被災者支援に対する評価には差があることが表 6 で示されている。

- 103 -

表7：カテゴリー別被災者支援に対する評価（基準：主観的被災者意識）
被災者支援は現状で十分
客観的
被害

十分である
十分ではない主観的（そう思う+（そうは思わない+合計 （実数）
被災者意識 どちらかといえば どちらかといえばそう思う）
そう思わない）ー細分 Ⅰ 該当あり ×
該当あり
化
Ⅱ
該当なし
×
カ
テ
ゴ Ⅲ 該当あり × どちらともリいえない
Ⅳ 該当なし ×
Ⅴ 該当あり ×19%

81% 100% (438)25%

75% 100% (441)31%

69% 100% (121)31%

69% 100% (221)48%

52% 100% (42)49%

51% 100% (140)

該当なし
Ⅵ 該当なし ×

次に、主観的被災者意識を基準にした比較を行う。表 7 は、表 6 で示したクロス集計において、主観的被災者意識を基準とした形に並び替えたものである。
主観的被災者意識を持つグループ（カテゴリーⅠ～Ⅱ）において、被災者支援は現状で十分であると回答した割合は、客観的被害あり（カテゴリーⅠ）が 19%、客観的被害なし（カテゴリーⅡ）が 25%であり、客観的被害があったかどうかで評価に若干の差が見られた。
しかしながら、どちらともいえないと回答したグループ（カテゴリーⅢ～Ⅳ）、および該当なしのグループ（カテゴリーⅤ～Ⅵ）の比較では、数値にほとんど差がなく、客観的被害の有無によって被災者支援に対する評価には差がないことが示されている。
つまり、4 節において客観的被害の有無によって被災者支援に対する評価に差がみられた
が、細分化した分析を行ってみると、差があるのは主観的被災者意識を持つグループのみであり、他の 2 グループでは差がないことが分かった。
６.考察
本節では、これまでの分析を踏まえ、少し議論を行う。
まずは表 5 より、客観的に「被災者」といえるような被害を受けていても、約 3 割の者が主観的被災者意識に該当しない、またはどちらともいえないと回答した点である。
主観的被災者意識を持っている者が必ずしも震災被害が受けたとは限らないことは、先行研究同様、本分析においても確認されている。では、震災被害を受けた者が被災者意識を持っていないのはなぜか。その大きな理由として、震災から時間が経ったことよって被災者意識を持たなくなったことが挙げられるのではないだろうか。おそらく、震災直後であれば、- 104 -

客観的被害に該当している者のほとんどが主観的被災者意識を持っていたと思われる8。しかしながら、震災から約 4 年が過ぎた調査時期においては、復興が進み、住宅再建が行われたことで、被災前と同じ水準の生活を送ることができている被災者もいる。そのような者は、「もはや自分は被災者ではない」と感じることもあるだろう。また、震災直後と比べて周辺の風景が変化すれば、震災当時の記憶が風化し、被災者意識を持たない者も出てくると考えられる。福井・岡田（2014）は、主観的被災者意識が震災被害に加え、震災の記憶や震災によるストレスや不安によって規定されるとしているが、震災被害があっても、震災の記憶が風化すれば、主観的被災者意識がなくなることを、本分析では示唆しているのではないだろうか。この点について、さらなる深い議論・分析が必要である9。
「時間の経過」という点で考えれば、主観的被災者意識を持たない、またはどちらともい
えないと回答したカテゴリーでは政策評価に差がない傾向が示されたことについても考察ができる。震災被害を受けた被災者であっても、被災前のような生活ができていれば、被災者支援を十分であると回答するであろう。それにより、震災被害のなかった市民と政策評価に差がなかったのではないか、と解釈できる。一方で、客観的被害と主観的被災者意識の双方に該当する回答者は、自宅の再建がまだ完了していないなど現在でも復興を肌で感じられていない者なのではないだろうか。そのため、主観的被災者意識に該当するカテゴリーでは、客観的被害の有無によって政策評価に差があったのではないか、と考えられる。

７.まとめ
本章では、被災地住民の政策評価の違いに着目し、「被災地における被災者と非被災者との間には、政策評価に違いがあるのか」、「被災者間に政策評価の違いがあるのか」という 2
つのリサーチクエスチョンの下、考察を行った。
「被災者」を「震災被害を受けた被災者（客観的被害）」と「主観的被災者意識を持つ被災者（主観的被災者意識）」とし、両方の視点か
ら政策評価の違いについて分析した結果、個々を独立変数とした分析においてはどちらも被災者と非被災者には政策評価の違いがあることが示された。また、被災者間の政策評価の違いを分析するため、客観的被害と主観的被災者意識の交差より 6 つのカテゴリーに分け、分析を行った。その結果、客観的被害の有無に関わらず、主観的被災者意識による被災者支援に対する評価には差があることが示された。一方で、客観的被害を受けたかどうかで評価に差が見られたのは、主観的被災者意識を持っているカテゴリーのみであり、その他（どちらともいえない、主観的被災者意識を持っていない）のカテゴリーでは、クロス集計で確認

8

ただし、震災被害を受けた者の中には、自分よりも深刻な被害を受けている人を見て「自分は被災者ではない」と感じてしまう住民もいるかもしれない。
9 なお仙台市のデータにおいて、行政の震災対応によって被災地住民の不安は解消されておらず、むしろ震災対応への不満により、不安は増えていることが示されている（福井・岡田, 2015）。
- 105 -

する限り、差があるとはいえなかった。
「集中復興期間」が 2015 年度末で終了し、復興の転換期であるといえる一方で、先述のように、徐々に震災の記憶が風化していっているのは確実である。これからも復興が進んでいけば、被災地に住む「被災者」がどのような意識を持っていくのか。今後も継続的な調査を行っていかなければならない。
最後に本章の限界と今後の課題について述べる。本章の分析結果は福島市を対象としたサーヴェイ・データを用いた分析であり、被災地全体に当てはまるわけではない。本章の結果が福島市特有の結果なのか、それとも被災地全体でいえる結果なのかは、他の被災地のデータとの比較をしなければわからないことである。被災地間での比較研究を行うことが、今後優先されるべき課題である。
本分析では独立変数である客観的被害として自宅の損害を用いた。しかし先述のように、直接的な被害としては人的被害もあるし、職場や学校といった場所が損害を受けたことによる被害もある。そのような被害では政策評価に違いがあるのか、検討することも今後の課題である。
また、本章で扱った分析は自然実験への拡張も可能だと考えている。先行研究において、客観的被害があるかどうかでその後のリスク態度に違いがあるのかについて自然実験を行っており（Page et al, 2014）、本分析においても適用できると考えている。しかしながら、地域ごとで非被災者がコントロールグループとして成り立つかどうかを精査しなくてはな
らず、継続的な調査・分析をした上で、自然実験へ拡張できるかを見極める必要があるだろう。

謝辞
本章は、HHT 研究会および日本公共政策学会 2016 年度研究大会にて報告した論文を大幅に加筆・修正したものである。討論者であった善教将大先生（関西学院大学）を始め、多くの方に貴重なコメントをいただいた。ここに感謝の意を示す。

参考文献
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福井英次郎・岡田陽介. 2014. 「東日本大震災における主観的被災者意識と投票参加の非連
続性 ―負のエピソード記憶を手がかりにとして：2011 年仙台市調査より―」『学習院- 106 -

高等科紀要 12: 63-79.
福井英次郎・岡田陽介. 2015. 「不安の加算」の政治プロセス ―政治は東日本大震災で生じた不安を解消したのか？：2011 年・2012 年仙台調査のパネル・データ分析―」『学習院高等科紀要 13: 133-147.
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河村和徳・伊藤裕顕. 2015. 「被災地選挙の諸相⑤ 2014 年総選挙・語られなかった復興策」『月刊選挙』68(2): 28-33.
村瀬洋一. 2013. 「震災後の不安感と被害金額の規定因 ―被害と社会階層に関する仙台
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behavior following large losses: A natural experiment” European Economic Review
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境家史郎. 2013. 「東日本大震災は日本人の政治意識・行動をどう変えたのか」『選挙研究』
29(1): 57-72.
田中重好・舩橋晴俊・正村俊之. 2013. 『東日本大震災と社会学 ―大災害を生み出した社会』ミネルヴァ書房.
山下祐介. 2013. 『東北発の震災論 ―周辺から広域システムを考える』筑摩書房.

Appendix
4.2 節の回帰分析において変数として使用した各変数の値については以下の通りである（「年齢」は連続変数のため除く）。
・被災者支援（被災者に対する政府の支援は、現状で十分である）…1：そうは思わない、2：どちらかといえばそう思わない、3：どちらかといえばそう思う、4：そう思う・客観的被害…0：自宅の損害（建替えを必要とする程度、または修理を業者に依頼する必要のある程度）がなかった、1：自宅の損害（同左）があった
・主観的被災者意識…1：自身を被災者だと思っていない、2：どちらともいえない、3：自身を被災者だと思- 107 -

っている・性別
…0：男性、1：女性
・最終学歴…1：高卒以下、2：専門短大高専、3：大卒以上
・生活満足…1：不満である、2：どちらかといえば不満である、3：どちらかといえば満足している、
4：満足している・階層帰属意識…1：下の下、2：下の上、3：中の下、4：中の上、5：上
・転入：津波・原発地域…0：震災以前から福島市内に居住、または津波・原発地域以外からの転入、1：津波・原発地域からの転入
・転入：その他地域…0：震災以前から福島市内に居住、または津波・原発地域からの転入、1：津波・原発地域以外からの転入
・政治委任（政治はやりたい人に任せておけばよい）…1：そうは思わない、2：どちらかといえばそう思わない、3：どちらかといえばそう思う、4：そう思う・権威重視（権威のある人には、常に敬意を払わなければならない）…1：そうは思わない、2：どちらかといえばそう思わない、3：どちらかといえばそう思う、4：そう思う・政党支持：自民党…0：自民党以外の政党を支持、または支持政党なし、1：自民党を支持
・政党支持：公明党…0：公明党以外の政党を支持、または支持政党なし、1：公明党を支持
・政党支持：無党派…0：支持政党あり、1：支持政党なし- 108 -

第７章

主観的被災者意識と政治参加・参加意識―東日本大震災後に機能した政治参加形態は何であったのか？―岡田陽介

1.問題の所在と目的
本研究の目的は、2011 年 3 月に発生した東日本大震災における被災者、中でも、自身を被災者と思うか否かについての意識である「主観的被災者意識」（福井・岡田，2014）を持
つ人が政治参加や参加意識、すなわち、政治的な入力に対してどのような意識を持っているのかを、福島県福島市で実施した調査データによって明らかにすることにある。
東日本大震災によって生じた被災経験は客観的にも主観的にも甚大な被害や様々な問題をもたらした。そうした問題は生活や将来に対する不安を生むが、問題の解決がなされな
ければ政治や行政に対する不満を増大させるであろう。勿論、自助によって克服可能な問題もあるが、残された問題は自助によっては克服困難であり、政治的な解決が必要とされる。また、特に自身を被災者と認識する「主観的被災者意識」を持つ市民はそうでない市民と比較して、政治的な解決を必要する問題がより明確であると考えられる。
したがって、
そうした課題を解決するための政治的入力の手段の検討は、問題解決を図る政治過程がいかに機能しうるのかを探ることにつながる。

2.先行研究市民は何かしらの政治的「要求」がある場合、政治システムに対し入力を行い、出力された政策をフィードバックとして受け取る（Easton，1965）。その際、政治的入力の主要な方法としては政治参加があるが、政治参加の形態には「投票」「選挙運動」「地域・住民運動」「個別接触」の各次元があることが知られている（Verba, Nie & Kim, 1978；蒲島，1988；
山田，2016）。ただし、これらの形態のうち「投票」「選挙運動」は、東日本大震災のような大規模災害の後では、必ずしも機能する形態とはなりえない。なぜなら、そもそも選挙自体は一定の期間を開けて行われるものであり、選挙自体が実施されなければ政治的な入力が行えない非即時的な参加の手段であるからである。事実、東日本大震災後は、予定されていた統一地方選挙の実施が延期された地域も存在する（河村・伊藤 2016）。
こうした、東日本大震災後の投票参加の状況は、本研究が焦点を当てる福島県福島市における客観的データでも確認できる。図 1 は 2003 年から 2016 年までに福島市で実施された各種選挙の投票率の推移である。比較のために、国政選挙（衆議院・参議院）の全国平
均も併せて図示した。これを見ると、2011 年 3 月の東日本大震災以降の投票率の低下傾向- 109 -

は全国的にも見られるが、福島市においても、衆議院、参議院、県議会、市議会の各選挙で投票率の低下が確認できる。また、国政選挙、特に衆議院選挙においては、東日本大震
災以前は全国平均よりも高かったものが、全国平均を下回る結果となっていることから、
東日本大震災以降、投票参加という政治的入力自体が実際にも機能していなかったことが示唆される。

※

福島市選挙管理委員会事務局 HP より筆者作成（補選は除く、選挙区）

図 1 福島市における投票率の推移（％）
こうした状況は調査データの分析でも確認される。例えば、福井・岡田（2014，2015）
は、東日本大震災後に県議会選挙が実施された宮城県仙台市での調査を基に分析を行い、主観的被災者意識が客観的な震災被害の程度や震災の記憶、そして、将来や原発に対する不安によって形成されること、また、震災によって生じた客観的被害の程度や不安感、主観的被災者意識は必ずしも投票参加への動機となっていないこと、さらには、選挙における投票参加が被災者の不安感を払拭できないばかりか、国への不満が不安を加算させていたことを指摘している。
他方、不安を形成する要因として、必要な情報の不足に伴う不確実性の存在も一つの要因となろう。なぜなら、復旧や復興に向けて不可欠となる様々な情報が不足すれば、先の見通しを立てられず、不安を増加させることになるからである。東日本大震災後の情報の不足について、池田・安田（2015）は 2011 年から 2012 年の被災三県（岩手・宮城・福島）のパネル調査によって、「情報ニーズ」（必要とされた情報）と「情報ニーズ・ギャップ」（入手可能であった情報との乖離）はいかなる分野で生じていたかを示した。そこでは、- 110 -

「震災後 3 ヶ月～1 年半後の情報ニーズ」は、放射能影響の情報、り災証明などの行政手続の情報、病院などの医療情報、義援金・保険金・貸付金などの資金情報、街づくりなどの復興情報、東電の賠償金情報、学校などの教育の情報、求人などの仕事情報、福祉情報、
仮設住宅の情報が中心であったこと、また、「情報ニーズ・ギャップ」は、放射能影響の情報、街づくりなどの復興情報、求人などの仕事情報、病院などの医療情報、東電の賠償金
情報で生じていたとされる。他方、行政手続の情報は 4 割程度が充足していたとされ、そうした情報充足は社会関係資本（Putnam, 1993, 2000）によって高められたとしている。ただし、社会関係資本に不安を抑制させる顕著な効果はないとしている。他方、被災経験や年齢の高さは不安を増加させていたとされる。

3.仮説
被災経験によって克服されるべき政治的課題がより明確であると考えられる「主観的被災者意識」を持つ市民にとっては、そもそも選挙での投票参加は、政治的課題を解決する
実質的な政治的入力の手段としては機能していなかった。同時に、選挙における投票参加が機能しないことは、様々な不安をより増加させている。
確かに、社会関係資本のような身近な手段によって不安の規定要因となりうる情報のニーズが充足されていたことから（池田・安田，2015）、情報充足は不安や問題を解消させる
一助にはなるが、社会関係資本そのものが不安を低下させるわけではない。したがって、そうした情報充足によってもなお解消されない残された問題は、やはり政治的解決が求められるものとなるであろう。
ここで、機能する政治的入力手段の条件を考えるとき、その条件は、「即時的な手段」かつ「より身近な手段」であるといえる。なぜなら、先述の通り、選挙での投票参加は非即時的な手段であり、そもそも選挙が実施されなければ政治的入力の手段として用いることは出来ないからである。また、社会関係資本のようなより身近な手段が情報充足に寄与していたとすれば、政治的入力手段についても同様の効果が見込まれるからである。
したがって、東日本大震災後において機能した政治参加の手段としては、より身近な手段である「地域・住民運動」「個別接触」が主要な手段であったと考えられる。以上より、「主観的被災者意識は、政治参加のうち選挙以外の形態への参加を促進する」との仮説が
導かれる。

4.データ
上記仮説を検証するため、本研究では 2015 年 6 月 4 日から 7 月 31 日に福島市で実施した「生活と防災についての市民意識調査」（立教大学学術推進特別重点資金（立教 SFR）
東日本大震災・復興支援関連研究）の調査データを用いた。母集団は福島市の 20 歳以上の男女、無作為抽出法・エリアサンプリング（確率比例 3 段抽出法）により抽出された 2,100- 111 -

人を対象とし、留置き法（一部郵送回収）によって実施した。有効回収数は 1,452 人（有効回収率：69.1％）であった。

5.分析
5.1 客観的被災状況と主観的被災者意識分析に先立ち、東日本大震災で生じた客観的な被害状況や主観的被災者意識の程度について確認を行う。客観的な被害は「あなたは、今回の震災で次のような被害を経験しましたか」という質問で 14 項目について複数回答で尋ねている。表 1 は各項目の言及の有無をまとめたものである。分布を見ると、「家の中のものが壊れた」（66％）や「自宅に破損が生じた（修理を業者に依頼する必要がある程度）」（44％）の回答割合が相対的に高い。

表 1 客観的被害の状況（N=1452）

自宅に破損が生じた（建替えを必要とする程度）
自宅に破損が生じた（修理を業者に依頼する必要のある程度）
自宅に破損が生じた（自分で修理できる程度）
職場や、通っている学校に破損が生じた家の中のものが壊れた
自分自身がけがをした
家族、親戚にけが人が出た
家族、親戚に死者が出た
友人、知人にけが人が出た
友人、知人に死者が出た
震災時に住んでいた自宅に、津波による被害があった
自宅が、原発の影響のため居住が禁止、制限される区域内となった
自宅や生活圏内で、高線量地域（ホットスポット）が見つかった
その他

％
4
44
30
36
66
1
2
4
4
7
1
5
22
5

この震災被害について、震災被害の傾向を分類し合成得点を算出するため、福井・岡田（2014）と同様の方法で、14 の項目に対して主成分分析を行った。分析の結果、「人的被害」「生活圏破損」「自宅破損」「自宅損壊」「怪我」「その他」を示す 6 つの主成分が析出された（表 2）。
まず、「人的被害」は友人や知人、家族や親戚に死者やけが人が出たことを示す項目で正の負荷量となっている。次に、「生活圏破損」は職場や学校に破損があったという項目や自宅でものが壊れた、さらには、自宅や生活圏内での高線量地域（ホットスポット）が見つかったとの項目で負荷量が高い。また、「自宅破損」は自分で修理できる程度の破損に特徴づけられる主成分であり、相対的に業者への修理依頼や建替えの負荷量は低い。それに対して、「自宅損壊」は建て替を必要とする程度であったり、原発の影響のため自宅での居住が禁止・制限される区域内となった項目での負荷量が高く対照的である。
「怪我」は自分自- 112 -

身がけがをしたという項目の負荷量が最も高く、家族や親戚の怪我も相対的に負荷量が高い。最後に「その他」は各項目のうち、その他の負荷量が最も高く、質問項目に設定された項目では表せない被害形態であろう。
なお、この結果は、宮城県仙台市調査を基に分析を行った福井・岡田（2014）の結果とほぼ整合的な結果となった。ただし、仙台市調査では「被害全般」「自宅破損」「その他」「怪我」「生活圏破損」を示す 5 つの主成分が析出されていたのに対し、福島市調査では「人的被害」と「自宅損壊」とが独立して析出されている点で異なる。
「人的被害」は友人や知人、家族や親戚に死者・けが人が出たこと、「自宅損壊」は建替えを必要とするような自宅破損を示すが、これは、仙台市に比べて被害の程度が大きかったことを示唆している。

表 2 客観的被害の主成分分析
人的 生活圏
被害 破損
自宅に破損が生じた（建替えを必要とする程度）.256 -.153
自宅に破損が生じた（修理を業者に依頼する必要のある程度）
.093
.174
自宅に破損が生じた（自分で修理できる程度）
-.054
.264
職場や、通っている学校に破損が生じた
.104
.479
家の中のものが壊れた
.145
.518
自分自身がけがをした
.121
.104
家族、親戚にけが人が出た
.316
.135
家族、親戚に死者が出た.390 -.145
友人、知人にけが人が出た
.349
.178
友人、知人に死者が出た
.514
.004
震災時に住んでいた自宅に、津波による被害があった.296 -.330
自宅が、原発の影響のため居住が禁止、制限される区域内となった.348 -.304
自宅や生活圏内で、高線量地域（ホットスポット）が見つかった
.168
.302
その他
-.039 -.066
寄与率（％）
13.6
9.8註） 負荷量0.4以上を網掛け。

自宅 自宅
その
怪我
破損 損壊
他
-.063
.619
.120 -.105-.682 -.148 -.007
.019
.623
.253 -.039 -.088.026.014 -.184
.212
-.098
.358 -.084
.025
-.039
.116
.687
.250
.205 -.242.380 -.022.089.019 -.332.269.047 -.285.188 -.195.076 -.236 -.035.018.178 -.171 -.204 -.035-.173.404 -.002 -.043-.091.009 -.372 -.093.054.000 -.032
.866
9.1
7.9
7.7
7.4

次に、自分自身を被災者と思うか否かという主観的被災者意識、復興の速さの認識、国や県・市の震災後の対応についての分布を確認する。主観的被災者意識については、男女
ともに「思う」との回答が 60％を超え、半数以上の回答者が被災者であることを認識している（図 2）。先の客観的被害の状況で最も高い回答割合は「家の中のものが壊れた」（66％）
であったが、それと同様に多くの人が自身を被災者であると感じていることがうかがえる。
なお、福島市内には、震災後、津波被害のあった沿岸地域や福島第一原発周辺からの避難者が一定数存在している。そこで、震災以前から福島市内に在住していたか、震災後転入してきたのかの別に、主観的被災者意識の分布の確認を行った（図 3）。震災以前から福
島市内に在住している人では 64％、海沿いや原発周辺からの転入者については 87％が自身を被災者であると認識している。他方、その他の転入者については 27％とその割合は相対的に低く、市内在住者であるほど、さらには避難者であるほど主観的被災者意識が高いことが分かる。

- 113 -

図 2 主観的被災者意識（自身を被災者と思うか）（N=1452）

図 3 避難状況と主観的被災者意識
また、「今回の大震災による被災地域の復興の速さについて、どのように感じていますか」という復興速さの認識については、男女ともに「遅い」と「やや遅い」とを合わせた「遅い」との認識が 90％近くなっており、ほとんどの回答者が遅いとの認識を持っている（図4）。

図 4 復興の速さの認識（N=1452）
国の震災後の仕事ぶり、県や市の震災後の仕事ぶりについては、男女ともに「不満で- 114 -

ある」「どちらかといえば不満である」を合わせた否定的な認識が何れも国で 70％を超え、県や市の地方では 70％程度となっており、政治・行政の震災対応には不満を感じている割合が高い（図 5）。

図 5 震災対応不満（N=1452）
次に、復興の速さの認識、及び、震災対応の不満について、主観的被災者意識との関連を見た。復興の速さの認識では、自身を被災者であると認識するほど復興の速さを「遅い」とする傾向にあり（表 3）、震災対応不満でも同様に、自身を被災者であると認識するほど政治・行政の震災対応に不満を感じている傾向にある（表 4）。
これらの結果は、そもそも全体として復興の速さや、政治・行政の震災対応に否定的な認識が多いが、その傾向は特に「主観的被災者意識」を持つ人で強いといえ、自身を被災者と認識する人ほど復興や震災対応における問題点をより明確に認識していると推測される。

表 3 主観的被災者意識と復興の速度の認識（％）

主観的 思う被災者意 思わない識
どちらともいえない

早い
1
5
1

復興の速度認識やや早い やや遅い
7
32
15
43
9
45

2

χ (6) = 56.724, p < 0.001.

- 115 -

遅い
59
37
45

合計
100
100
100

（実数）
(884)
(178)
(345)

表 4 主観的被災者意識と国の震災対応不満（％）
満足している
主観的 思う被災者意 思わない識
どちらともいえない2
72

どちらかと どちらかといえば いえば不満 不満である
満足である である
15
48
35
32
45
16
23
56
19

合計

（実数）

100
100
100

(879)
(180)
(344)

χ2 (6) = 82.822, p < 0.001.

表 5 主観的被災者意識と県・市の震災対応不満（％）
満足している
主観的 思う被災者意 思わない識
どちらともいえない2
81

どちらかと どちらかといえば いえば不満 不満である
満足である である
22
49
27
38
43
11
34
53
12

合計

（実数）

100
100
100

(878)
(180)
(346)

χ2 (6) = 82.688, p < 0.001.

5.2 政治参加行動・意識調査では、政治参加にかかわる質問項目として、実際の参加行動に関するものと、参加態度に関するものについて尋ねている。参加行動では、「あなたは、次にあげるような活動をしていますか。最近の 5、6 年についてお答え下さい」という質問項目で、「地域の有力者や役所に要望や世話をお願いする」「選挙運動を手伝ったり投票を働きかける」「町内会
や自治会など地域の活動に参加」の 3 つの形態についてその程度を、参加意識では、「デモによる国民の意思表示が政治を変える」「政治はやりたい人に任せておけばよい」の 2 つについてそう思うか否かを尋ねている。なお、厳密には参加行動における「最近の 5、6 年についてお答え下さい」との質問は、東日本大震災以前の参加行動を含むことになることには留意が必要である。ただし、福島市で調査時点の 2015 年 6 月から 6 年前である 2009 年
6 月の間に実施された計 11 回の選挙1のうち、その大半を占める計 7 回が東日本大震災以後の選挙となっている。
これら 5 項目について平均値を見ると（表 6）、参加行動では、Verba ら（1978）の参加
形態のうち「地域・住民運動」に相当する町内会や自治会など地域への参加が最も頻度が具体的には 2014 年 12 月「衆議院議員総選挙」、2014 年 10 月「福島県知事選挙」、2013
年 11 月「福島市長選挙」、2013 年 7 月「参議院議員通常選挙」、2012 年 12 月「衆議院議員総選挙」、2011 年 11 月「福島県議会議員一般選挙」、2011 年 7 月「福島市議会議員一般
選挙」、2010 年 10 月「福島県知事選挙」、2010 年 7 月「参議院議員通常選挙」、2009 年
11 月「福島市長選挙及び福島選挙区福島市議会議員補欠選挙」、2009 年 8 月「衆議院議員総選挙」である。
1- 116 -

高く、
「選挙運動」に相当する選挙運動への参加や投票依頼、また、「個別接触」に相当する有力者や役所への接触は相対的に低い。参加意識では、「地域・住民運動」に相当するデモへの参加肯定は、参加行動での有力者への接触や選挙運動への参加と比較してやや高い値となっている。また、「政治はやりたい人に任せておけばよい」2という考えに対しては、否定的な傾向がある。

表 6 政治参加行動・意識の程度

地域の有力者や役所に要望や世話をお願いする
選挙運動を手伝ったり投票を働きかける
町内会や自治会など地域の活動に参加
デモによる国民の意思表示が政治を変える
政治はやりたい人に任せておけばよい（反転）

N

平均

1,395
1,400
1,422
1,410
1,423

1.42
1.38
2.50
2.08
3.01

標準
偏差
0.76
0.70
1.13
0.89
0.92

最小
値
1
1
1
1
1

最大
値
4
4
4
4
4

5.3 主観的被災者意識が参加行動・参加意識に与える影響
各参加行動・意識の規定要因の分析するために、参加行動・意識を従属変数とし、主観的被災者意識を独立変数とする重回帰分析（OLS）を行った。統制変数として、客観的な
震災被害・被害経験の種類、並びに、復興の速さについての認識、国や県・市に対する震災の対応の不満、そして、回答者の社会的属性として性別（女性ダミー）、年齢、教育程度、
居住年数、避難者ダミーを投入した。
結果を見ると（表 7）、まず、社会的属性では、概ね年齢の正の効果が認められる。また、
性別は「政治はやりたい人に任せておけばよい」以外では負の効果を持つ傾向が、教育程度については何れに対しても効果は認められない。また、居住年数については、「地域の有力者や役所に要望や世話をお願いする」「選挙運動を手伝ったり投票を働きかける」「町内会や自治会など地域の活動に参加」については正の効果が認められるものの、「デモによる
国民の意思表示が政治を変える」「政治はやりたい人に任せておけばよいに対しては効果が認められなかった。また、避難者ダミーについては何れの参加行動・意識に対しても有意な効果は認められなかった。
次に、客観的な震災被害・被害経験の種類では、「人的被害」で地域の有力者や役所に要望や世話をお願いすることに対して正の効果認められる。有力者や役所に要望や世話をお願いすることに対する効果は、震災後、怪我や死者が出たことについて、対応に急を要する部分があったと解釈できる。
「生活圏破損」では複数の参加行動・意識に正の効果が認められる傾向にある。
「人的被害」と比較して、時間をかけなければ克服できない問題も多く含まれるとすれば、様々なチャンネルを通じて克服を図ったといえる。また、「自宅損壊」
2「政治はやりたい人に任せておけばよい」については値を反転させた。
- 117 -

については「デモによる国民の意思表示が政治を変える」を抑制する効果が確認された。
自宅の損壊という日常生活を大き損なった人にとっては、日常生活の回復という問題はデモによっては解決されないものであると考えられる。

表 7 政治参加行動・意識の規定要因

有力者や
役所に要望
性別（女性）-.122 **
年齢.198 **
教育程度
.006
居住年数
.115 **
避難者ダミー.051
震災被害：人的被害.094 *
震災被害：生活圏破損.064
震災被害：自宅破損-.014
震災被害：自宅損壊-.008
震災被害：怪我-.048
震災被害：その他-.040
復興の速さ認識.059 *
震災対応不満（国）.010
震災対応不満（県・市） -.029
主観的被災者意識.064 *
N
1,274
AdjR2
.109

選挙運動・ 町内会・自
投票依頼
治会

デモによる
意思表示

-.125 **
.064-.042
.177 **.054.040.099 **
.002
.002
-.053
-.003
-.009
-.002
-.029
.002
1,276
.067

-.022
.117 **
.020
.012
.036
.014
.037
.001
-.065 *
-.013
-.027
.006
.100 *-.024.129 **
1,279
.042

-.014
.251 **-.030.139 **-.027.059.130 **
.019
.027
-.027
.040
-.017
.035
-.064
.057 *
1,293
.143

政治は
やりたい人
に（反転）
.062 *.246 **
.050
-.054
-.005
.006
.085 *
.002
-.017
.000
.009
-.050
.143 **.013.073 *
1,284.086※ 標準化係数。** p<0.01,* p<0.05。

「復興の速さの認識」では、地域の有力者や役所に要望や世話をお願いすることに対してのみ効果が認められる。問題解決において、有力者や役所への要望が機能していたことを示唆している。
「国に対する震災の対応の不満」ではデモによる意思表示、そして、「政治はやりたい人に任せておけばよい」に対して正の効果が確認できる。なお、「県・市に対する震災の対応の不満」はいずれの参加行動・意識に対しても効果を持っていないことと対照的である。
これは、「政治はやりたい人に任せておけばよい」という際の「政治」の対象や「デモへの参加」が地方自治体や地方行政に対する入力プロセスではなく、国家レベルの政治に対する入力プロセスとして認識され、機能していると考えられる点で興味深い。
最後に、本研究が焦点を当てる主観的被災者意識は「選挙運動を手伝ったり投票を働きかける」以外で正の効果が認められ、選挙という方法以外の政治への入力の動機として機能することを示している。なお、興味深いのはデモによる意思表示に対して、客観的被害の正の効果は認められず、主観的被災者意識の効果が確認できる点である。東日本大震災- 118 -

後のデモへの参加意識は、直接の被害ではなく、主観的被災者意識と国への不満がその動機となっていることが示唆される。

6.結論と含意
本研究の分析結果から得られる結論と含意は以下のとおりである。まず、全体として復興の速さや、行政の震災対応に否定的な認識が多いが、「主観的被災者意識」を持つ人ほどその認識が強く、復興や震災対応における問題点をより明確に認識している。
次に、参加行動では、Verba ら（1978）の参加形態のうち「地域・住民運動」での参加が最も頻度が高く、「選挙運動」や「個別接触」は相対的に低い。このことから、被災地域において実質的な参加の手段としては、地域というより身近な参加の手段が用いられていることがうかがえる。また、参加意識では、「地域・住民運動」に相当するデモへの参加は肯定的な傾向、「政治はやりたい人に任せておけばよい」という考えに対しては、否定的な傾向があることから、政治参加への潜在的な意識も高いといえる。
こうした政治的入力の規定要因としては、主観的被災者意識が様々な形態に対して機能していたが、他方、客観的被害の状況や避難者であるか否かは必ずしも機能していなかった。ただし、政治参加の形態によって主観的被災者意識が与える効果は異なっていた。
主観的被災者意識は、参加行動のうち選挙運動や投票依頼など「選挙」に関連する参加
形態への参加を促進しない。これは、震災復興に関する要望を政治へ入力するには、即時的な参加行動がより選択されることを示唆している。したがって、「投票」や「選挙運動」
は東日本大震災のような大規模災害後においては、政治への入力としては必ずしも機能しない。また、主観的被災者意識はデモによる意思表示や政治への潜在的な参加意識を促進している。東日本大震災後、様々なデモが展開されたが、主観的な被災者意識がその土壌にあったこといえよう。ただし、分析でも明らかになった通り、直接的な被害の程度そのものはデモへの参加意識を規定していなかった。
さらに、震災対応に対する不満は、国と県・市とで異なっていた。国に対する不満が参加行動を規定し、地方に対する不満は参加行動を規定しない。これは、震災後の政治に対する入力プロセスは、国家レベルの入力に対してより顕在化することを意味しているといえよう。
本研究は、自身を被災者と思うか否かという「主観的被災者意識」に焦点を当てたが、主観的被災者は、客観的被害の程度や被害地域を超えた被災者の存在、また、東日本大震
災の潜在的な被災者の存在を意味する。これまで、東日本大震災の被災者は客観的な被害の側面として捉えられる傾向にあった。確かに、客観的な被害の定義は政治や行政が具体的な復興・復旧を推進する際の基準となろう。しかしながら、それは政治や行政側の一方
向からの復旧・復興を促進するにすぎない。客観的被害の算定だけでは測れない様々な潜在的問題が存在するとすれば、そうした問題を抱える人々もまた被災者であるし、主観的- 119 -

被災者からの政治的な入力によって初めて問題が顕在化するといえよう。
本研究の結果は、客観的被害の多寡に留まらず、自身を被災者である思うか否かが潜在的な政治参加の動機となりうること、さらには、客観的被害の回復だけでは、復旧や復興が達成されず、東日本大震災によって生じた潜在的な問題を解決して初めて、復旧や復興が達成されることを示唆していよう。

補遺
分析に用いた変数は下記の通り。

性別：女性ダミー
年齢：調査時点の満年齢
教育程度：「あなたが最後に在籍した（または現在在籍している）学校はどれですか」について「1.小学校、2.中学、3.高校、4.専門学校、5.短大・高専、6.大学（大学院も含む）」
居住年数：「あなたは福島市内に合計で何年くらい住んでいますか」について、その年数
避難者ダミー：「1. 海沿いや原発周辺からの転入者」「0.その他」
震災被害：「あなたは、今回の震災で次のような被害を経験しましたか」という質問で 14
項目について複数回答
復興の速さの認識：「今回の大震災による被災地域の復興の速さについて、どのように感じていますか」について「遅い―早い」（無回答を中心に据えた 5 段階）
国や県・市に対する震災の対応の不満：あなたは、次にあげる事柄についてどう思いますか。「国の震災後の仕事ぶり」「県や市の震災後の仕事ぶり」について「不満である―
満足している」（無回答を中心に据えた 5 段階）
政治参加行動：「あなたは、次にあげるような活動をしていますか。最近の 5、6 年についてお答え下さい」について、「地域の有力者や役所に要望や世話をお願いする」「選挙運動を手伝ったり投票を働きかける」「町内会や自治会など地域の活動に参加」の 3つの形態について、「1.いままでやったことがない」「2.ここ数年していない」「3.数年に１度くらい」「4.月に１回以上」（4 段階）
参加意識：「デモによる国民の意思表示が政治を変える」「政治はやりたい人に任せておけばよい」の 2 つについて「そう思わない―そう思う」（4 段階）で後者については反転
主観的被災者意識：「あなたはご自身を東日本大震災の被災者だと思いますか」について「思わない―思う」（3 段階）

引用文献- 120 -

Easton, David. 1965. A Systems Analysis of Political Life. New York: John Wiley.（片岡寛光監訳.
2002. 『政治生活の体系分析』早稲田大学出版部.）
福井英次郎・岡田陽介. 2014. 「東日本大震災における主観的被災者意識と投票参加の非連
続性―負のエピソード記憶を手がかりとして：2011 年仙台市調査より」『学習院高等科紀要』第 12 号: 63-79.
福井英次郎・岡田陽介. 2015. 「『不安の加算』の政治プロセス―政治は東日本大震災で生じた不安を解消したのか？―2011 年・2012 年仙台調査のパネル・データ分析―」『学
習院高等科紀要』第 13 号: 133-147.
福島市選挙管理委員会事務局「選挙結果（統計資料）」（http://www.city.fukushima.fukushima.jp/soshiki/54/1939.html

2017.2.19 アクセス）

池田謙一・安田雪. 2015. 「被災三県情報行動パネル調査 2011-2012」『震災から見える情報
メディアとネットワーク』第 6 章: 151-209, 東洋経済新報社.
蒲島郁夫. 1988. 『政治参加』東京大学出版会.
河村和徳・伊藤裕顕. 2016. 「原子力災害と福島の地方選挙」, 辻中豊（編）『政治過程と政策』東洋経済新報社, 第 14 章: 319-342.
Putnam, Robert D. 1993. Making Democracy Work: Civic Traditions in Modern Italy. Princeton:
Princeton University Press.（河田潤一訳. 2001.『哲学する民主主義―伝統と改革の市民的構造』NTT 出版.）
Putnam, Robert D. 2000. Bowling Alone: The Collapse and Revival of American Community. New
York: Simon & Schuster.（柴内康文訳. 2006.『孤独なボウリング―米国コミュニティの崩壊と再生』柏書房.）
Verba, Sidney, Norman H. Nie, & Jae-On Kim. 1978. Participation and Political Equality: A
Seven-Nation Comparison. New York: Cambridge University Press.（三宅一郎・蒲島郁夫・
小田健訳. 1981. 『政治参加と平等―比較政治学的分析』東京大学出版会.）
山田真裕. 2016. 『政治参加と民主政治』東京大学出版会.

- 121 -

- 122 -第８章

なぜ福島で現職閣僚が落選したのか―2016 年参議院議員選挙福島県選挙区の分析―
河村

和徳・伊藤

裕顕

1.「東高西低」の選挙結果

図１ 野党 4 党が優勢の結果となった地域
2016 年 7 月 10 日投開票の第 24 回参議院議員通常選挙において、筆者らが研究の拠点とする東北では、野党 4 党（民進党・共産党・社民党・生活の党と山本太郎となかまたち）が「5 勝 1 敗」という結果を残したであった。改選数が１となり、激戦が予想された
福島県選挙区では、現職閣僚（法務大臣）の岩城光英が、現職民進候補の増子輝彦に敗れ、同じく改選数が 1 となった宮城県選挙区でも、自民現職の熊谷大が民進現職の桜井充に苦杯を喫した。岩手では、2013 年参院選に続き 2 度目の挑戦となった自民新人の田中真一が、野党 4 党の統一候補である新人の木戸口英司に敗れた。東日本大震災被災 3 県- 123 -

は、全て野党の勝利に終わった。青森・山形でも、それぞれ与党男性候補が野党 4 党の支援を受けた女性候補に敗れ去った。
野党 4 党が善戦した選挙区は東北以外にもあった。東北同様、農業が基幹産業である甲信越でも野党候補が議席を獲得した。北海道では、3 議席のうち 2 議席を民進党候補が獲得した。ただ、関東以西で野党候補が 1 人区の選挙区を制したのは三重、大分、沖縄のみであった。野党側から今回の選挙の結果を見れば、「東高西低」と言える結果であった。

2.現職大臣はなぜ落選したのか？
今回の選挙において、福島県選挙区では、現職閣僚（法務大臣）である岩城光英が落選した（表１）。岩城は野党統一候補である増子輝彦に約 3 万票届かず、無念の敗退となった。彼が今回獲得した 432,982 票は、過去 2 回の選挙（2004 年の 406,793 票、2010 年の338,265）と比べれば過去最多であったが、今回も 1 番にはなれなかった。今回の選挙では、沖縄県選挙区の島尻安伊子沖縄・北方担当大臣も落選したが、現職閣僚の落選は、2010 年参議院選挙の千葉景子法務大臣（神奈川県選挙区）以来の事態であった。
表１ 2016 年参議院選福島選挙区の開票結果

自由民主党

幸福実現党

民進党

いわき 光英やない 筆勝

ましこ 輝彦

432,982

20,653462,852

2016年選挙結果

東北においてアベノミクスの成果を目にすることはほとんどなく、東北の与党候補者がアベノミクスを強調して選挙を戦っても、集票につなげられるか微妙な状況にはあった。
ただ、岩城は現職の法務大臣であった。過去 2 回の選挙でともに 2 位当選であったとしても、大臣就任のご祝儀票1にも期待できる状況にあった。それにもかかわらず、彼は落選した。岩城落選の要因は何だったのか。
ここでは、「復興に力点を置きすぎた岩城の選挙戦」「与党批判の受け皿としての増子」

1

大臣など要職に就くと、過去と比較して有意に得票が多くなるケースが多いことがわかっている。これがいわゆる「ご祝儀票」効果である。ただし、その効果は、どの大臣に就いたかで変わっているということは容易に想像できる。地元に利益誘導できるような大臣に就けばご祝儀票は多くなるだろうが、岩城が就いた法務大臣のように利益誘導と無縁のポストではそれほどでもないと思われる。
一般的には大臣就任は再選に有利と考えられるが、大臣に就くことで地元の後援会を維持拡大する時間が減り、選挙に不利になる場合もあるので留意が必要である。
- 124 -

の 2 点から考えてみたい。
・

・

・

・

・

2.1 復興に力点を置きすぎた岩城の選挙戦
福島県選挙区は 2013 年に続き、改選数が 2 から 1 に減った。
参議院選挙における 2 人区は、どうしても与野党 1 議席ずつになりやすい2。1 選挙区から複数人が当選する複数人区下では、基本的に自分たちの支持者さえ固めれば当選できるからである。しかし、1 人区では幅広く支持を得られなければ勝ちきることができない。
改選数が 2 から 1 に減ったことで、特定の支持さえ固めれば勝てるという部分代表時代の選挙キャンペーンを、選挙区全体から支持を得られる全体代表になるための選挙キャンペーンに切り替える必要が、岩城、そして野党候補である増子にはあった。

図２ 岩城と増子の得票比較

ここで、岩城と増子のどちらが多く投票したのか、市町村別の得票状況を見ておきたい。図２中で着色されているところが岩城の得票が増子を上回った市町村、無色のところ

2016 年参院選で 2 人区である茨城・静岡・京都・広島は、与野党がそれぞれ 1 議席を分け合っている。
2- 125 -

が増子の得票が岩城を上回った市町村である。この図を見ると、岩城優勢の地域がきわめて偏っていることが分かる。岩城は、原発事故の影響が残る浜通りで多くの支持を集めたが、東北新幹線や東北自動車道が走る中通り地方や、福島県の観光産業を支える会津地方
では増子の後塵を拝している。この結果は、岩城がいわき市出身であり、一方の増子が郡山出身であるという事実と無関係ではない。成長の過程で形成される人間関係が、後援会をはじめとする支援組織形成に影響を与えるからである。
ただし、この図の結果はそれだけではなく、岩城の選挙キャンペーン中での訴えとも連動した結果でもある。
岩城は被災地福島の与党候補として、選挙期間中、「真の復興を目指す」ことを強く訴えた。そして、中間貯蔵施設の早期整備を促し、福島を再生可能エネルギーの先駆地とす
ることを具体的な公約として掲げた。福島の復興に重きにかなり力点を置いた訴えであった。岩城の選挙運動を仕切る自民党県連幹事長の吉田栄光（双葉郡選挙区）もまた、県内各地での発言のたびに「復興」が大事であることを強調し、福島第一原発の事故によって避難を余儀なくされている者に対する支援の重要性を説いた3。そうした「復興の加速化」「原発事故避難者への支援」の強調は、浜通り地方での優勢につながったと考えられる4。
しかし、筆者らの調べた限り、それらに重きを置きすぎるその選挙戦は、中通りと会津の有権者の心をつかむことにはマイナスに作用したようである。連載 18 回で指摘したよ
うに、いわき市や福島市などの原発事故避難者受入自治体の中には、彼らに対して複雑な感情を抱いている者は少なくない（河村・伊藤 2016）。
「原発事故避難者がもらう高額の賠償金に対するやっかみ」「地域のコミュニティに溶け込もうとしない姿勢に対する反発」などの負の感情と、「原発事故の影響で避難せざるを得ないことへの同情」が入り交じっている者が少なくないのである。
また筆者らがヒアリングした限り、中通りや会津には、「復興政策で浜通りばかり潤う
5」「岩城さんは、中通りや会津に対して何もやってくれない」という不満がある有権者も多数いるようであった。
仮に、岩城陣営が世論調査等を行い、福島県の有権者の意向が地域によって異なることがわかっていれば、「復興」を強調しすぎる選挙キャンペーンは危険であることに気付い
筆者の 1 人である河村は、2016 年 6 月 25 日に福島県文化会館で行われた福島地区の総決起大会で岩城や吉田の発言を聞いており、また関係者の何人かに他の会場での様子等を聞いている。なお、この決起大会には相馬地方の地方政治家も駆けつけており、県都福島で行われる総決起大会としてやや統一感に欠けていたように感じた。
4 ただ、あくまでも増子に対して相対的に優位であったに過ぎず、「地盤となりうる自治体
で勝ちきれなかった」と評するのが正確である。たとえば、市長経験のある地元いわき市
での得票率は 58.7％にすぎず、相馬市でのそれは 53.5%、南相馬市のそれも 51.2％に留まった。復興を訴えた双葉郡でも、得票率は 55.9％でしかなかった。
5 廃炉研究等の拠点を構築しようとする「イノベーションコースト構想」もまた、中通り
や会津の有権者にとってみれば、自分たちの日常から「遠い」政策と捉えられている。
3- 126 -

たであろう。原発事故避難者に複雑な感情を抱いている者は、岩城に投票することをためらう可能性があるからである。筆者らとすれば、中通りや会津に住む非被災者である有権者を振り向かせるには、アベノミクスに代わる彼らが経済的に潤う公約（ないしは福島版
アベノミクス）を提示すべきだったように思う。もしくは、復興は浜通りの演説でのみ強調すべきではなかったか。
他者に主張を聞いてもらうにあっては、彼らを自らの方向に振り向かせなければならない。しかし、岩城陣営と自民党福島県連は、そこで失敗した。繰り返しになるが、参議院1 人区では、小選挙区制である以上、全県的な支持を得なければ当選は難しい。岩城陣営
は「『復興』が全県民を振り向かせる公約」という考え方を採り、復興に重点を置きすぎたが故に支持の広がりに欠け、増子に敗れたと考えられるのである6。

2.2 与党批判の受け皿としての増子与党議員ではない増子が全県的に票を集めることができた背景には、福島はこれまで民主王国であり7、民進党の選挙対策委員長の玄葉光一郎の地元で「負けられない戦い」だったことはあろう。また野党共闘の効果もあったのかもしれない。
しかし、ぽっと出の新人であれば、有権者を振り向かせることはできない。選挙に勝つための３バンのうち、知名度である「カンバン（看板）」が圧倒的に欠けているからである。また、選挙を支えてくれる「ジバン（地盤）」が整備されていなければ、予算編成権を握る与党候補者に対抗することはできない。受け皿と認識されなければ、選挙で勝ちきることはできないのが実情である。
増子が岩城に対抗し得たのは、やはり「地盤」「看板」を有していたからであり、更に彼が元々自民党系国会議員であり、最後の中選挙区制世代であったことが岩城との激戦を制することができた要因と言えるのではないか。
そもそも、増子は、1990 年の衆議院選挙において、旧福島１区から無所属で出馬し初当選している。その後、自民党に追加公認され、自民党国会議員としてのキャリアを歩み出した8｡1994 年、増子は自民党を離党して新党みらいの結党に参加し、新進党を経て民主党に合流した。中選挙区時代は「常在戦場」、選挙のないときから地元をくまなく廻り、ネットワークを形成しながら後援会を構築、支援団体の輪を広げていくことが基本戦術であ

6

幾つかのメディアでは「復興の遅れに対する県民のいら立ちが政権離れにつながった（『東京新聞 2016 年 7 月 11 日』）」といった論調が見られたが、それでは得票分布を説明することはできない。
7 2014 年の福島県知事選挙において内堀現知事を擁立できたのも、民主党が県政界で主導権を握れていたからである。福島県知事選挙については、河村和徳・伊藤裕顕「被災地選挙の諸相③ 迷走の福島知事選挙」『月刊選挙』2014 年 12 月号、10-16 頁。を参照。
8 増子の個人ホームページによれば、増子は清和会の支援で当選したという。
http://mashikoteruhiko.com/ （2016 年 7 月 17 日訪問）
- 127 -

った9。自民党国会議員それぞれが系列拡張競争を行っていた頃に初当選した増子は、もう少なくなった一世代前の政治家だった10。
一方、岩城は、いわき市長から転身したものの、国会議員としての世代的位置づけは、
政治改革以降の国会議員である。彼は、選挙区全体（全県）に強固な地盤を構築しない、政党という看板で勝つ世代の国会議員であった11。2 人区のときは、岩城のような選挙ス
タイルでも全く問題はなかった。与野党 1 議席が、選挙構造上、指定席となるからである。しかし、1 人区となればそうはいかない。
増子が与党批判の受け皿になり得る存在であり、選挙スタイルの違いが増子と岩城の間にあった。これらの要因も、福島県選挙区の選挙結果を理解する上で押さえるべきポイン
トだろう。

3. データからみる岩城の落選―福島市での調査結果からこれまでの内容は、現地でのヒアリング等から得られたものを基本にしており、福島の住民の意識をデータ的に示したものではない。そのため、我々の解釈を批判することは容易である。そこで、本研究課題で得られたデータから、福島における自民党支持の状況について、確認しておこう。

3.1 被災地と呼ばれる地域に住む有権者をどう見るべきか
我々は、2015 年 6 月、福島市民を対象に「生活と防災についての市民意識調査 2015 年
福島市調査12(以下、福島調査 2015)」行った。そこで得られた結果から、少し指摘しておきたい13。
9

また自らの息のかかった地方政治家を増やし、選挙互助組織である「系列」を形成していくことも、中選挙区制下で当選確率を上げる大事な手法であった。
10 増子はもともと自民党系国会議員であったため、福島県の中には「自民は支持するが、増子は別」と増子に投票したことを公言する者もいた。また、増子が「被災地の議員として原子力協定に賛成できず、党の方針に反して棄権した（『福島民報』2012 年 1 月 25日）」ために参議院東日本大震災復興特別委員長を辞任したことや、「2014 年 4 月、原子力協定承認案に造反して棄権したため、副代表を解任されたこと（『日本経済新聞』2014
年 4 月 22 日）」を評価するので、増子を支持するという者もいる。
11 県内の地方議員たちの神輿に乗り、全県的な支援組織を構築しない岩城のスタイルは、
県議会議長から転身したかつての自民党参議院議員たちを彷彿させるものであった。
12 仙台および福島の調査の概要については、立教大学社会学部社会学科村瀬洋一研究室ホームページを参照されたい。
http://www2.rikkyo.ac.jp/web/murase/s11/1506sokuho.htm(2016 年 3 月 16 日訪問)
13 この調査は、立教大学学術推進特別重点資金(立教 SFR)東日本大震災・復興支援関連研
究で採択された「震災被害の較差に関する統計的社会調査による実証研究－震災被害と社会階層の関連(研究代表者：村瀬洋一)」の一環で行われたものである。福島調査 2015 は、福島市に居住する 2100 人を対象としたものであり、仙台調査 2015 と同様のサンプル抽出- 128 -

河村・伊藤（2017）は、被災地選挙は表 2 で示したような視点でみるべきではないか、と提案している。被災地と言われている地域であっても、a に該当する者と b に該当する者の比率は少しずつ異なっており、それが被災地の選挙戦に影響を与えると言うのである。

表２ 被災地視点を考える視点

自分は被災者である(a)直接的な被害を受けた者

間接的に震災の影響を受けた者

(a1)

(a2)

自分は被災者ではない(b）なんとなく被災者と発災時から思っている者
住み続けている者

(a3)

発災後に
引っ越してきた者

（b1）

（b2）

調査対象者全体

福島県内にいなかった

市内ではないが県内

福島市内
0%

10%

20%

30%

40%

50%

60%

70%

80%

90%

100%

図３ 「自らは被災者と思うか」という問に対する回答

この視点に立てば、福島市は、物理的な被害があった者は少数に留まるが、風評被害を受けるなどの影響から主観的に「自らは被災者」と思う者が多い都市と考えられる。福島

及び調査手法（訪問留置法）で行っている13。約 7 割の回答があった。
- 129 -

調査 2015 から得られた図３からも、それがうかがえる14。

3.2 福島市における政党支持状況
福島市内での岩城と増子の得票の比率は、43.8 対 54.0 である。福島市内の自民支持者と公明支持者の割合は 25％強、対する野党の支持率は 15％程度に過ぎないことを考えると、「岩城の落選は無党派層が岩城ではなく増子を選択したため」と言える。

表３ 福島市における政党支持分布

福島市内
⾃⺠
⺠主
公明
共産
その他
支持政党
なし
合計

市内ではない 福島県内には 調査対象者
が県内

いなかった

全体

23.70%

29.10%

33.30%

25.30%

9.00%

5.30%

7.50%

8.40%

3.10%

1.10%

0.80%

2.60%

3.40%

3.70%

2.50%

3.30%

4.00%

2.10%

3.30%

3.70%

56.80%

58.70%

52.50%

56.70%

100.00%100.00%100.00%100.00%3.3 政党支持なし層の意見分布から考える岩城の敗因

支持政党なし

民主党

自民党

0%

20%

満足している40%

どちらかといえば満足

60%

80%

どちらかといえば不満

100%
不満である

図４ 政党支持と国の震災後の仕事ぶりへの評価

14

なお同時期の仙台では、そう思うと答えた者の比率は、約 4 割である。
- 130 -

自民党支持者と政党支持なしの間の違いはどのようなところにあるのだろう。政党支持と国の震災後の仕事ぶりに対する評価の間でクロス集計したところ（図４）、政党支持を持たない層の意見分布は自民党支持者よりも、民主党（調査当時）支持者の意見分布に近い。

支持政党なし

民主党

自民党
0%

10%

20%

30%

40%

50%

60%

70%

80%

90%

100%

図５ 政党支持と被災者支援への評価

また、「国の被災者支援が十分か」という質問とのクロス集計の結果を見ても（図５）、政党支持を持たない者の回答は民主党支持者の方に近い。
これらの結果は、政党支持なし層が自民党の復興策に対して厳しい評価をしていることを示している。そのため、岩城が「真の復興」を叫んだとしても、有権者の中で最も多い割合を占める政党支持なし層は彼の主張に耳を傾けることは難しかったのではないか。
政党支持なし層の震災後の評価に対する意見分布が民主党支持者に近かったこと、これも岩城の敗因を考える上で重要な要素なのである。

参考文献
河村和徳・伊藤裕顕. 2016. 「被災地選挙の諸相⑱ 原子力発電をめぐる住民意識－仙台と福島の調査データから」『月刊選挙』2016 年 5 月号、3-8 頁。
河村和徳・伊藤裕顕. 2017. 『被災地選挙の諸相 現職落選ドミノの衝撃から 2016 年参院選まで』河北新報出版センター。
- 131 -

※本章は、河村和徳・伊藤裕顕. 2016. 「被災地選挙の諸相㉑ なぜ現職閣僚は落選したのか－2016 年参議院議員選挙福島県選挙区」『月刊選挙』2016 年 8 月号、7-13 頁を、河村が行った 2016 年自由民主党福島市総支部研修会（福島県福島市、2016 年 2 月 28 日）
での講演を参考に書き改めたものである。

- 132 -

第９章

政府不信の陰謀論の決定要因に関する探索的研究
金善照

1. はじめに本研究の目的は、政府不信の陰謀論の決定要因を分析することにある。危険社会の到来と共に、社会の安全を担保してきた政府に対する不信も高めている。例えば、韓国の場合、2008 年の狂牛病事態、2010 年の天安艦沈沒事件、2014 年の歳月号惨事をきっかけに、政府に対する不信が深刻な社会問題になっている。特に、最近の政府批判は、政府が何か重要な情報を隠蔽し、隠された意図を持っている疑問を提起する形式で展開されている。このような疑問は単純に政府への信頼の不在を意味する「政府不信」を超えるものである。
「政府不信」が政府の公式的説明に対する消極的否定を意味するのであれば、最近の政府
批判は政府が隠蔽している情報を推論し、その意図を暴露しようとする積極的否定を反映しているからである。したがって、今日の政府不信を理解するためには、なぜこのような形式の政府批判が盛んでいるのかについての考察が必要である。
本研究では陰謀論(conspiracy theory)をテーマとする。上記のように政治コミュニケー
ションにおいて陰謀論的思考方式が一般化されているにもかかわらず、陰謀論をテーマとする実証研究は少ない。管見に限り、陰謀論に関する計量分析は日韓の社会科学分野においては本研究が最初の研究である。本研究は陰謀論に関する海外の先行研究を参考に、2011 年の東日本大震災以後の東京・仙台・福島地域の住民の政府に対する陰謀論的不信の決定要因を分析する。本研究では競争仮説分析（analysis of competing hypotheses）を用
い、政府に対する陰謀論的不信を三つの観点―「政治批判の手段」仮説、「社会不満の表出」
仮説、「社会正論の活用」仮説―から分析する。後述するが、本研究の主な発見は政府に対する陰謀論的不信には多様な動機(motivation)が作動していることを明らかにしたことにある。

2. 理論的背景
2.1 陰謀論の定義
まず、ウィキペディアからの陰謀論の定義を考察する。ウィキペディアに注目する理由
は、一般の大衆の中で陰謀論という概念がどのように認識されているのかを見るためである。日本語版のウィキペディアによると、陰謀論は「ある出来事について、広く人々に認- 133 -

められている事実や背景とは別に、何らかの陰謀や策謀があるとする意見」1)を意味する。
韓国語版のウィキペディアによると、陰謀論は「社会に大きな反響をもたらした事件の原因を明確に説明できないとき、その背後に巨大な権力組織や秘密の団体があると解釈する
こと」2)を意味する。
両者の定義に共通している要素を見ると、まず、陰謀論は、既存の公式的説明に対する不信から出発する。日本語版の定義の「広く人々に認められている事実や背景とは別に」や韓国語版の定義の「社会に大きな反響をもたらした事件の原因を明確に説明できないとき」がここに対応する。次に、陰謀論は、事件の背後には隠された特定の集団の意図的な計画があることを前提にする。
日本語版の定義の「何らかの陰謀や策謀があるとする意見」
や韓国語版の定義の「その背後に巨大な権力組織や秘密の団体があると解釈すること」がここに対応する。
陰謀論に関する海外の先行研究の定義も上記の定義と大きな違いはない。例えば、Wood,
Douglas & Sutton(2012: 767)の研究では「権力を持っている特定の行為者や組織が何かの目的を達成するために密かに共謀しているという考え方」として定義している。この定義
は 、 Abalakina-Paap, Stephen, Craig & Gregory(1999), Barkun(2003), Bale(2007),Coady(2006), Douglas & Sutton(2008), Goertzel(1994), Goldberg(2004), Leman &Cinnirella(2013), Swami(2012), Swami & Furnham(2012), Tuckett(2004), Wood,
Douglas(2013)の研究でも共通している定義である。陰謀論に関して考察している韓国の社会学者全サンジン(2014: 40)は、陰謀論には五つの構成要素があることを指摘した。1)「権力」を持っている、2) 二人以上の人々(「陰謀集団」)が、3) ある明確な「目的」のため、4) 密かな「計画」を組んで、5) 重要な結果をもたらす「事件」を起こしたという信念体系である。

2.2 陰謀論に対する本研究の立場
陰謀論という概念には非常に否定的な社会的望ましさ(social desirability)が作用している。したがって、陰謀論は注意深く検討する必要がある。紙面関係上、具体的な説明が避けたいが、陰謀論に対する本研究の立場は以下のように提示する。
第一に、陰謀論研究者と陰謀論者を区別する必要がある。2011 年東日本大震災以後の政府に対する陰謀論的不信の決定要因を本研究で分析することが、特定の陰謀論を支持もし
くは反対することを意味することではない。あくまで本研究の関心はなぜそのような陰謀論が存在するのかに関するきわめて学術的動機に基づいているものである。
第二に、陰謀論は嘘の物語という一種の神話がある。しかし、特定の時代には陰謀論として考えられてきた物語が以後の時代には正論(official argument)になった事例は多数あ1)2)“https://ja.w ikipedia.org/w iki/%E 9%99%B 0%E8%A C %80%E8%A B %96”(2017.2.27 アクセス)“https://ko.w ikipedia.org/w iki/%E C %9D %8C %E B %A A %A 8%E B %A 1%A 0”(2017.2.27 アクセス)- 134 -

る。なによりも、陰謀論的不信を分析することが、そのような態度を持っている回答者を虚位の主張に付和雷同していると断定しているわけではない。もう一度強調しておきたいが、本研究の関心は陰謀論に作動する条件を探ることにあり、それが特定の回答者を陰謀論者として烙印をあたえることにはならない。
第三に、陰謀論は必ずしも「社会的弱者」の間に共有されるわけではない。むしろ、陰謀論は正当な問題定義に烙印を与えるための政治的な手段として機能する場合も珍しくない。これと関連して、全サンジン(2014: 113-124)は「統治の陰謀論」と「抵抗の陰謀論」という分類を通じて、陰謀論が統治の手段として活用する場合があることを指摘した。例
えば、政権に関する野党や市民団体の批判を陰謀論として規定する場合を例として挙げられる。この点に関しては、全サンジン(2010)の研究を参照されたい。本研究での陰謀論は「抵抗の陰謀論」としての特性を持っているが、本研究の分析結果が「統治の陰謀論」に悪用されることは避けたい。

2.3 陰謀論に関する先行研究
2.3.1 個人の心理的特性
陰謀論の先行要因として検討されてきたものが個人の心理的特性である。例えば、
Abalakina-Paap, Stephen, Craig & Gregory(1999)の研究では自尊感情、無力感が陰謀論に関する信念(belief)に、信頼、責任帰属、敵対感が陰謀論に関する態度(attitude)に影響を与えることを明らかにした。また、Leman & Cinnirella(2013)の研究では外部世界の曖昧さ(ambiguity)を回避しようとする認知的閉鎖欲求(need for cognitive closure)が陰謀論に関する刺激―反応モデルの効果を調整することを明らかにした。また、Furnham(2013)の研究では性格心理学の五つの性格類型(big five personality)と商業陰謀論（例えば、「石油会社は低燃費自動車技術の開発を意図的に妨げている」など）の関係を明らかにした。
上記の研究らは陰謀論に同調する特定の心理的要因を明らかにするものである言えるだろう。

2.3.2 陰謀論の政治的活用
政治的な態度を陰謀論の先行要因として検討した研究もある。例えば、Swami(2012)はマレーシアのムスリムを対象にする研究でイスラエルに対する敵対感、人種差別的情緒、
右派権威主義、社会的支配傾向を持っているほど、ユダヤ人陰謀論(例えば、「ユダヤ人は
彼らの目的のため我が国に経済的危機をもたらした」など)に賛成することに現れた。また、
Elhadidi(2014)はエジプトを対象にする研究で政治的効能感やイスラム系政党の加入が政治陰謀論（例えば、「エジプト軍部と国民を離間をはかろうとする外部勢力がある」など）に影響を与えることを明らかにした。

- 135 -

2.3.3 「弱者の武器」としての陰謀論
陰謀論研究の中では「弱者の武器(the weapon of the weak; Fenster, 2008」としての陰謀論に注目する研究が多い。例えば、低い社会経済的地位が陰謀論に影響を与えることを主張する研究がある。エイズ陰謀論に関する Russel, Katz, Wang, Lee, Green, Kressin &Claudio(2011)の研究では最終学歴や年収が低いほど、「エイズはアメリカ政府が特定の集団を虐殺(genocide)するために意図的に計画した結果である」というエイズ陰謀論に賛成する傾向が明らかになった。また、Bogart & Thorbum(2006)の研究では黒人としてのア
イデンティティーや低所得層であるほど、エイズ陰謀論に賛成することで現れた。
Goertzel(1994)の研究でもヒスパニックや黒人などの「マイノリティステータス」にあるほど、「キング牧師の暗殺に FBI が介入した」という陰謀論を信じていることが明らかとなった。

2.3.4 「社会正論」としての陰謀論
陰謀論に関する最近の理論社会学分野では、陰謀論を神正論(Theodicy)を代替する社会
正論(Sociodicy)の一種として検討している。つまり、現実世界の苦痛(suffering)を説明ことにあっては、陰謀論は神正論（宗教）と同じ役割を果たしているという主張である(Morgan & Wilkinson, 2001)。全サンジン(2014: 85-103)も陰謀論と宗教間の「文化的同価性」を主張し、具体的には陰謀論は認知的・感情的・道徳的苦痛を「説明」してくれるという意味では宗教と同じ機能を持っていることを指摘した。しかし、「社会正論」としての陰謀論に関してはまだ実証研究がない。

3. 分析データ及び変数の測定
3.1 分析データ
本研究では 2014 年から 2015 年の間に行なわれた「生活と防災についての市民意識調査」を分析データとする。管見の限り、陰謀論に関する実証研究の中で体系的な標本抽出手法で集められたデータはほとんどない。ほとんどの研究が大学生を対象にする実験研究で（Abalakina-Paap, Stephen, Craig & Gregory, 1999; Crocker, Luhtanen, Broadnax &Blaine, 1999; Douglass & Sutton, 2011; Leman & Cinnirella, 2013; Newheiser, 2011）、電話による乱数番号法(random digit dial method)を用いた Goertzel(1994)の研究が唯一な例外である。「生活と防災についての市民意識調査」では、東京都・仙台市・福島市の20 歳以上の男女を母集団とし、エリアサンプリング（確率比例 3 段抽出法）によって調査を行なった。母集団の標本数は 1500 人（東京都）、1800 人（仙台市）、2100 人（福島市）
である。
有効回収数は 769 人（東京都; 回収率 51％）、1210 人（仙台市; 回収率 67％）、1452 人(福島市;回収率 69％)であり、社会調査のデータとして非常に高い信頼性を提供している。

- 136 -

また、韓国の事例からわかるように、陰謀論は国家的災難状況で発生する傾向がある。
なぜなら、予期せぬ事件や事故は既存の社会構造に関する不安感・不信感・混乱感をもたらすからである。例えば、韓国の 2008 年の狂牛病事態、2010 年の天安艦沈沒事件、2014
年の歳月号惨事がこのような条件となる。世界的にも 2001 年のアメリカ同時多発テロ事件以後、陰謀論が広く拡散された事例がある。日本の場合も 2011 年の東日本大震災以後、ネットを中心に様々な陰謀論が提起されたことがある。
「生活と防災についての市民意識調
査」は、東日本大震災が人々の意識、態度、行動、生活に与える影響を調査するためにデザインされた社会調査であるので、本研究のテーマである政府に対する陰謀論的不信を分析するための最適の条件を提供している。

3.2 変数の測定
変数の測定に関しては表 1 を参照にされたい。ここでは、陰謀論の測定方法について述べる。先行研究においての陰謀論の測定方法は二つに分類できる。陰謀論の「内容(contents)」を測定する方法と、陰謀論の「形式(format)」を測定する方法である。前者の典型的な例は Goertzel(1994: 733)の研究で、その研究では当時のアメリカの有名な陰謀論に対する回答者の態度を十個の測定項目で測定した。測定例は、「日本人はアメリカ経済を破壊しようとする陰謀を企んでいる」がある。後者の典型的な例は Bruder, Haffke, Neave,
Nouripanah & Imhoff(2013)の研究で、その研究では「政治家は自分らの意思決定の真の目的を言わない傾向がある」がある。本研究では Bruder, Haffke, Neave, Nouripanah &Imhoff(2013)が開発した陰謀論的思考の測定項目(Conspiracy Mentality Questionnaire,
以下 CMQ)を用いた。本研究では CMQ の中で陰謀論の典型的な形式と考えられる「情報隠蔽の疑惑」と「隠された意図の疑惑」を測定した。また、東日本大震災の陰謀論が「原発事故陰謀論」と「人工地震陰謀論」と分けられていることを考え、それぞれ「原発事故」と「地震対策」について質問した。
基礎統計量に関しては表 2 を参照にされたい。変数別の平均と標準偏差を東京都・仙台
市・福島市の順で提示した。また、地域別の平均差(F 検定量)も提示した。ほとんどの変数に地域別の平均差が有意であることを確認できる。最後には回答者の数と欠損率も提示した。欠損率を提示した理由は、陰謀論は社会的にタブー視される概念であるので、回答者が回答を拒否する可能性も高いからである。しかし、「政府不信①（情報の隠蔽）」と「政府不信②（隠された意図）」の両変数の欠損率はそれぞれ 1.54%と 2.36%で他の変数と比べて高いとは言えないことを確認できる。
表 2 の変数の中で、「政府不信①（情報の隠蔽）」と「政府不信②（隠された意図）」の度数分布表を表しているものが図 1 と図 2 である。

- 137 -

表1

変数の測定

変数名

変数の測定例

政府不信①（情報の隠蔽）政府不信②（隠された意図）地位ネットワーク①―自治会―
地位ネットワーク②―公務員―
地位ネットワーク③―政治家―
相談ネットワーク①―世間話―
相談ネットワーク②―悩みの相談―「政府は原発事故について、何か重要な情報を隠している」「政府は地震対策について、隠された意図を持っている」「町内会や自治会などの役員」
あなたは次にあげる人々と、「県や市町村に勤めている
どの程度のおつきあ
部課長以上の役人」
いがありますか。
「地方議員・国会議員」

権威主義
反原発意識
政治的効能感①―デモ意思表示―
政治的効能感②―国民意見反映―
復興速度の評価
公平感
主観的階層意識
社会格差認識
情報不信
放射能に対する
不安感
今後の生活に対する不安感
被災者意識

ご近所の中で、「世間話をする」
以下のような
お付き合いは、「悩みごとを相談する、
どの程度ありますか
またはされたりする」「権威のある人には、
常に敬意を払わなければならない」「今後、国内の原子力発電所は全て廃止すべきである」「デモによる国民の意思表示が政治を変える」「震災後の復興についての国民の意見は、政府の政策に反映されている」「今回の大震災による被災地域の復興の速さについて、どのように感じていますか」「一般的にいって、いまの世の中は公平だと思いますか」「かりに、現在の日本の社会全体を、５つの層に分けるとすれば、現在のあなた自身は、どれに入ると思いますか」「豊かな人の所得税をもっと増やしてでも貧しい人の所得税は今より減らすべきだ」「政治や社会についていろいろな事が伝えられているが、どれを信用していいかわからない」「原発事故の放射能による健康への影響は、
今後何か出てくる」

尺度

そうは思わない(1)～そう思う(4)

つきあいはないし、会うことは難しい(1)～かなり
つきあいがある(4)

全くない(1)～よくある(4)

そうは思わない(1)～そう思う(4)遅い(1)～早い(4)
公平ではない(1)～公平だ(4)下の下(1)～上(5)そうは思わない(1)～そう思う(4)「今後の生活について不安を感じる」「あなたはご自身を東日本大震災の被災者だと思いますか」- 138 -

思わない(1)～思う(3)

表2
全体

変数名
政府不信①
（情報の隠蔽）政府不信②（隠された意図）
年齢
居住年数
同居家族数
結婚状況
最終学歴―大卒
以上ダミー―
地位ネットワーク①―自治会―
地位ネットワーク②―公務員―
地位ネットワーク③―政治家―
相談ネットワーク①―世間話―
相談ネットワーク②―悩みの相談―
権威主義
反原発意識
政治的効能感①―デモ意思表示―
政治的効能感②―国民意見反映―
復興速度の評価
公平感
主観的階層意識
社会格差認識
情報不信
放射能に対する
不安感
今後の生活に対する不安感被災者意識

平均（標準偏差）
3.07(0.91)
2.63(0.96)
53.54(16.89)31.25(21.98)2.56(1.38)
既婚: 2,217
未婚: 690
離別: 464
0.32(0.46)
2.11(0.97)
1.39(0.74)
1.37(0.69)
2.47(0.99)
1.90(0.91)
1.89(0.83)
2.87(1.03)
2.10(0.87)
1.92(0.74)
1.72(0.76)
2.03(0.73)
2.86(0.82)
3.00(0.90)
3.01(0.84)
3.08(0.84)
2.94(0.88)
2.31(0.78)

東京

平均（標準偏差）
2.95(0.91)
2.56(0.91)
52.14(17.04)22.41(19.56)
2.49(1.32)
既婚: 487
未婚: 195
離別: 760.48(0.50)
1.93(0.96)
1.28(0.62)
1.36(0.68)
2.43(1.01)
1.85(0.91)
1.84(0.82)
2.66(1.07)
2.16(0.87)
1.94(0.73)
1.79(0.77)
2.06(0.74)
3.02(0.85)
2.84(0.91)
2.87(0.90)
3.04(0.83)
2.83(0.91)
-

基礎統計量
平均仙台
（標準偏差）
3.10(0.89)
2.52(0.95)
51.81(16.78)29.88(20.45)2.52(1.35)
既婚: 751
未婚: 262
離別: 174
0.33(0.47)
1.99(0.92)
1.32(0.66)
1.28(0.60)
2.32(0.98)
1.78(0.89)
1.88(0.80)
2.81(1.03)
2.08(0.84)
2.00(0.72)
1.83(0.78)
2.02(0.74)
2.85(0.80)
3.04(0.87)
3.00(0.82)
3.19(0.80)
2.97(0.88)
2.10(0.82)

平均福島
地域間（標準偏差）
平均差
3.12
8.61 ***(0.91)
2.76
22.06 ***
(0.97)
55.76
21.03 ***
(16.65)37.12
123.3 ***
(22.68)2.64
3.99 *(1.42)
既婚: 979
未婚: 233
2.02
離別: 2140.23
72.38 ***
(0.42)
2.31
52.03 ***
(0.99)
1.52
35.88 ***
(0.83)
1.45
19.76 ***
(0.76)
2.63
31.85 ***
(0.97)
2.02
23.98 ***
(0.92)
1.92
2.43 †(0.86)
3.03
36.69 ***
(0.98)
2.08
2.58 †(0.88)
1.85
13.35 ***
(0.76)
1.60
36.00 ***
(0.72)
2.01
1.04(0.73)
2.79
19.01 ***
(0.82)
3.05
16.19 ***
(0.90)
3.10
18.75 ***
(0.81)
3.01
14.83 ***
(0.87)
2.97
7.81 ***(0.86)
2.49
169.95 ***(0.71)

注：†p<.10, *p<.05, **p<.01, ***p<.001 (n=3,431, n 東京=769, n 仙台=1,210, n 福島=1,452)- 139 -

回答者
（欠損率）
3,378
(1.54%)
3,350(2.36%)
3,319(3.26%)
3,431(1.08%)
3,371(1.75%)
3,371(1.75%)
3,306(3.64%)
3,389(1.22%)
3,340(2.65%)
3,347(2.45%)
3,404(0.79%)
3,388(1.25%)
3,351(2.33%)
3,363(1.98%)
3,348(2.42%)
3,344(2.54%)
3,375(1.63%)
3,376(1.60%)
3,340(2.65%)
3,378(1.54%)
3,360(2.07%)
3,353(2.27%)
3,378(1.54%)
2,633(1.09%)

まず、図 1 は「政府は原発事故について、何か重要な情報を隠している」に関する質問に対する回答者の回答である。福島市＞仙台市＞東京都の順で賛成する割合が高いことがわかる（F 検定量=8.61, p<.001）。特に、全体の度数分布表を見ると、賛成する割合が約77%(「そう思う」＋「どりらかといえばそう思う」)に達している。地域間の差はあるが、原発事故について政府が重要な情報を隠蔽しているという疑惑が幅広く存在していること
がわかる。

東
京

237

314

145

62

仙
台

460

469

177

82

福
島

591

536

193

112

全
体

1288

1319

515

256

0%

20%

そう思う

40%

60%

どちらかといえばそう思う

80%

どちらかといえばそう思わない

100%
そう思わない

図1.政府は原発事故について、何か重要な情報を隠している

次に、図 2 は「政府は地震対策について、隠された意図を持っている」に関する質問に対する回答者の回答である。福島市＞仙台市>東京都の順で賛成する割合が高いことがわ
かる（F 検定量=22.06, p<.001）。しかし、仙台市と東京都の間にはさほど差がなく、福島市が圧倒的に高い。全体の度数分布表を見ると、賛成する割合が約 58%(「そう思う」＋「どりらかといえばそう思う」)に達している。原発事故ほどではないが、地震対策についても公表された政策目標に疑惑の視線が存在しているといえる。
東京 仙台 福島 全体

133

251

279

93

212

379

408

179

365

529

710
0%
そう思う

343

1159
20%

1030

40%

どちらかといえばそう思う

179

60%

451
80%

100%

どちらかといえばそう思わない

そう思わない

図2.政府は地震対策について、隠された意図を持っている

4. 分析結果- 140 -

分析には OLS 重回帰分析を用い、表 3 と表 4 の競争仮説分析を行った。

表3

OLS 重回帰分析結果①―「重要な情報の隠蔽」の疑惑―
M1
情報の
隠蔽
標準化β

基本属性変数
地域ダミー―仙台―
地域ダミー―福島―
性別ダミー―男性―
年齢
年齢二乗
居住年数
居住年数二乗
同居家族数
同居家族数二条
既婚ダミー
離別・死別ダミー
大卒以上ダミー
ネットワーク属性変数
地位ネットワーク①―自治会―
地位ネットワーク②―公務員―
地位ネットワーク③―政治家―
相談ネットワーク①―世間話―
相談ネットワーク②―悩みの相談―「政治批判の手段」仮説
権威主義
反原発意識
政治的効能感①―デモ意思表示―
政治的効能感②―国民意見反映―
復興速度の評価「社会不満の表出」仮説
公平感
主観的階層意識
社会格差認識「社会正論の活用」仮説
情報不信
放射能に対する不安感
今後の生活に対する不安感
回答者
調整済み R 2
F

0.056
0.073
-0.0020.551-0.647-0.071
0.095
0.177-0.1730.001
0.028-0.0920.005-0.045
0.027
0.042
0.010

*
**

***
***

*
*

***

*

M2
情報の
隠蔽
標準化β
0.065
0.045
0.035
0.270
-0.440-0.1170.135
0.031-0.047
0.031
0.039-0.0760.015-0.0290.034
0.055-0.002-0.0330.217
0.061-0.226-0.124

**
†
†
*
***
†
*

†
***

†
*

†
***
***
***
***

M3
情報の
隠蔽
標準化β
0.051
0.031
0.032
0.248
-0.412-0.1220.134
0.049-0.0590.040
0.036-0.0520.029-0.015
0.026
0.047
0.008
-0.0150.191
0.052-0.187-0.108-0.135-0.034
0.059

3,085
0.031
6.71

***

2,994
0.212
37.76

***

2,931
0.233
36.72

*

†
*
***
*
*

†
**

†

***
**
***
***

***
†
***

***

注：†p<.10, *p<.05, **p<.01, ***p<.001 (n=3,431, n 東京=769, n 仙台=1,210, n 福島=1,452)- 141 -

M4
情報の
隠蔽
標準化β
0.027
0.038
0.040
0.294
-0.436-0.0740.090
0.070-0.0880.026
0.015-0.021
0.021-0.0090.038
0.050-0.005

*
**
***

†
*

0.124
0.039
-0.137-0.077***-0.098-0.006
0.029

***

0.128
0.252
0.033
2,907
0.312
48.19

***

*
***
***

†

***
†

***

まず、表 3 は「政府不信①（情報の隠蔽）」を従属変数にする分析結果である。基本モデルである M1 には基本属性変数とネットワーク属性変数のみを投入した。M2 には「政治批判の手段」仮説として権威主義、反原発意識、政治的効能感①―デモ意思表示―、政治的効能感②―国民意見反映―、復興速度の評価を追加に投入した。M3 には「社会不満の表出」仮説として、公平感、主観的階層意識、社会格差認識を追加に投入した。M4 には「社会正論の活用」仮説として、情報不信、放射能に対する不安感、今後の生活に対する不安感を追加に投入した。
次に、表 4 は「政府不信②（隠された意図）」を従属変数にする分析結果である。基本
モデルである M5 には基本属性変数とネットワーク属性変数のみを投入した。M6 には「政治批判の手段」仮説として権威主義、反原発意識、政治的効能感①―デモ意思表示―、政治的効能感②―国民意見反映―、復興速度の評価を追加に投入した。M7 には「社会不満の表出」仮説として、公平感、主観的階層意識、社会格差認識を追加に投入した。M8 には「社会正論の活用」仮説として、情報不信、放射能に対する不安感、今後の生活に対する不安感を追加に投入した。
最後に、
表 5 は被災地域である仙台市と福島市を比較分析するためのものである。
特に、社会正論と関連して、被災者意識を追加し、分析した。具体的には、M4 に被災者意識を追加して分析したものが M9（仙台市）と M11(福島市)である。また、M8 に被災者意識を追加して分析したものが M10（仙台市）と M12(福島市)である。
主な結果をまとめると、以下のとおりである。
第一に、基本属性変数の中では年齢と政府不信の陰謀論の間には逆 U 字型の関係があった。具体的には、年齢とは正（＋）の関係が、年齢の二乗とは不（－）の関係が現れた。
本研究の分析目的ではないので、深く考察することはさけたいが、政府不信の陰謀論には世代間の違いがある可能性がある。そして、管見の限り、先行研究の中で年齢と政府不信の陰謀論の間の逆 U 字型の関係が現れた研究はすくない。ただ、上記の逆 U 字型の関係が年齢効果なのか、世代効果なのかは追加の分析が必要であろう。また、最終学歴の大卒
以上ダミーは不（－）の関係が現れた。ただ、大卒以上ダミーの効果は「政府不信②（隠された意図）」にはあまり大きくなかった。
第二に、「政治批判の手段」仮説は全般的に政府不信の陰謀論と有意な関係があった。先行研究(Abalakina-Paap, Stephan, Craig & Gregory, 1999; Swami, 2012)で重要に検討されてきた権威主義は有意な関係が現れなかった。特に、効果が大きいのは反原発意識と政治的効能感②―国民意見反映―である。反原発意識に基づいた政府批判の根拠として政府不信の陰謀論が活用されていると解釈できる。また、政治的効能感と関連し、政策に国民の意見反映が反映されていると感じているほど、政府不信の陰謀論には同意しない傾向があった。特に、デモによる意思表示が政治を変化させると思っているほど、政府不信の陰謀論に肯定することは、デモの社会的動員力として政府不信の陰謀論が重要な資源になっ- 142 -

ていることを意味している。

表4

OLS 重回帰分析結果②―「隠された意図」の疑惑―

基本属性変数
地域ダミー―仙台―
地域ダミー―福島―
性別ダミー―男性―
年齢
年齢二乗
居住年数
居住年数二乗
同居家族数
同居家族数二条
既婚ダミー
離別・死別ダミー
大卒以上ダミー
ネットワーク属性変数
地位ネットワーク①―自治会―
地位ネットワーク②―公務員―
地位ネットワーク③―政治家―
相談ネットワーク①―世間話―
相談ネットワーク②―悩みの相談―「政治批判の手段」仮説
権威主義
反原発意識
政治的効能感①―デモ意思表示―
政治的効能感②―国民意見反映―
復興速度の評価「社会不満の表出」仮説
公平感
主観的階層意識
社会格差認識「社会正論の活用」仮説
情報不信
放射能に対する不安感
今後の生活に対する不安感
回答者
調整済み R 2
F

M5
隠された
意図
標準化β

M6
隠された
意図
標準化β

M7
隠された
意図
標準化β

-0.036
0.077
0.029
0.461
-0.514-0.0560.088
0.183-0.177-0.0390.015-0.119-0.027
0.063
0.058
0.219
-0.329-0.1000.130
0.058-0.067-0.0120.028-0.109-0.039
0.053
0.052
0.213
-0.317-0.1020.125
0.078-0.082-0.0040.025-0.082-0.019-0.0360.024-0.008
0.060

**

***
***

*
*

***

*

-0.013-0.025
0.034
0.003
0.056
-0.0150.156
0.094-0.207-0.082

*
**
†
**

*

***

*

***
***
***
***

0.004
-0.0130.032-0.004
0.061
0.001
0.133
0.085
-0.169-0.063-0.137-0.041
0.043

3,062
0.036
7.79

***

2,975
0.163
27.41

***

2,916
0.183
27.12

†
†
**
†
**

*

***

*

***
***
***
***

***
*
*

***

注：†p<.10, *p<.05, **p<.01, ***p<.001 (n=3,431, n 東京=769, n 仙台=1,210, n 福島=1,452)- 143 -

M8
隠された
意図
標準化β
-0.059
0.047
0.062
0.262
-0.345-0.0720.100
0.101-0.109-0.0150.008-0.053-0.007-0.008
0.043
0.000
0.050
-0.0010.085
0.077-0.124-0.043

**
†
***
*
**

†

†

**

*

*

***
***
***
*

-0.097-0.012
0.019

***

0.148
0.166
0.045
2,893
0.235
32.77

***
***
*

***

表5

OLS 重回帰分析結果③―「東日本大震災の被災者認識」変数を追加した地域別分析―
M９
情報の
隠蔽
―仙台―
標準化β

基本属性変数
性別ダミー―男性―
年齢
年齢二乗
居住年数
居住年数二乗
同居家族数
同居家族数二条
既婚ダミー
離別・死別ダミー
大卒以上ダミー
ネットワーク属性変数
地位ネットワーク①―自治会―
地位ネットワーク②―公務員―
地位ネットワーク③―政治家―
相談ネットワーク①―世間話―
相談ネットワーク②―悩みの相談―「政治批判の手段」仮説
権威主義
反原発意識
政治的効能感①―デモ意思表示―
政治的効能感②―国民意見反映―
復興速度の評価「社会不満の表出」仮説
公平感
主観的階層意識
社会格差認識「社会正論の活用」仮説
情報不信
放射能に対する不安感
今後の生活に対する不安感
被災者意識
回答者
調整済み R 2
F

0.055
0.347
-0.553-0.0670.115
0.050-0.1100.075
0.053-0.008

†
†
**

0.021
-0.021
0.027
0.042
0.006
0.013
0.189
0.045
-0.143-0.066

M 10
隠された
意図
―仙台―
標準化β
0.070
0.362
-0.462-0.1320.180
0.234-0.268-0.0490.016-0.051

*
†
*

†
†
*

†

-0.022-0.037
0.046
0.023
0.042

***
†
***
*

-0.116-0.040
0.005

***

0.049
0.243
0.050
0.020
1,040
0.306
17.95

†
***
†

***

M 11
情報の
隠蔽
―福島―
標準化β

M 12
隠された
意図
―福島―
標準化β

0.026
0.250
-0.386-0.0770.076
0.067-0.044-0.059-0.047-0.0130.068
0.164-0.261
0.069-0.0410.010
0.014-0.047-0.011-0.0550.018-0.0260.040
0.101-0.038

0.061
0.143
0.078
-0.093-0.022*-0.158-0.012
0.006

***

0.060
0.144
0.093
0.005
1,037
0.219
11.78

*

***
**
**

***
**

***

*

**

-0.0540.070
0.034-0.101-0.119*-0.097
0.055
0.087

***

0.145
0.217
0.021
0.117
1,188
0.309
20.64

***

*

***
***

*
***

***

***

***

*

†

-0.006-0.016
0.038
0.015
0.058
-0.0630.069
0.092-0.124-0.076*-0.067
0.022
0.057

*

0.173
0.146
0.011
0.050
1,180
0.218
13.23

***

*
***
***
**

*

***

†

***

注：†p<.10, *p<.05, **p<.01, ***p<.001 (n=3,431, n 東京=769, n 仙台=1,210, n 福島=1,452)

第三に、「社会不満の表出」仮説は全般的に政府不信の陰謀論と有意な関係が現れなかっ- 144 -

た。特に、先行研究(Crocker, Luhtanen, Broadnax & Blaine, 1999; Furnham, 2013;
Goertzel, 1994; Russell, Katz, Wang, Lee, Green, Kressin & Claudio, 2011)で重要に検討されてきた主観的階層意識はほぼ有意ではなかった。単純相関関係を見ると、主観的階
層意識は「政府不信①（情報の隠蔽）」、「政府不信②（隠された意図）」とそれぞれ-0.13(p<.001)と-0.14(p<.001)の有意な関係があったが、他の変数を統制すると、その効果は有意ではなくなった。それに比べて、公平感は一貫して有意な効果が現れた。この点から考えて見ると、「社会不満の表出」仮説での「不満」というのは自分が置かれている社会
経済的地位に起因するものというより、社会全般の公平性(fairness)に関する不満として理解するのがよりで適切であろう。
第四に、「社会正論の活用」仮説は全般的に政府不信の陰謀論と有意な関係が現れた。特に、他の変数を統制した後にも、一貫して有意な効果があった。特に、認知的な側面の情
報不信が政府不信の陰謀論と有意な関係があることは、陰謀論が認知的因果関係の「空白」
を埋める役割をはたしているという全サンジン(2014: 85-103)の予測が支持されたことを意味する。Abalakina-Paap, Stephan, Craig & Gregory（1999）の研究や Goertzel(1994)の研究においても、アノミーは陰謀論と正（＋）の効果があることが明らかになっている。
また、不安感も政府不信の陰謀論と有意な関係が現れた。特に、放射能に対する不安感が高いほど、政府不信の陰謀論も強まる関係があった。
第五に、表 5 の追加分析結果は同じ被災地域である仙台市と福島市の間にも違いがあることを明らかにしている。特に、注目したいのは被災者意識の効果である。仙台市を対象にした分析（M9 と M10）では被災者意識と政府不信の陰謀論の間には何の関係もなかった。しかし、福島市を対象にした分析（M11 と M12）では両変数の間には正（＋）の関係が現れた。復興速度の評価も同じ傾向が現れたことから考えて見ると、両地域には「被災」と「復興」の意味が違うことから起因することではないかと推測できる。特に、原発による永久的・二次的被害が多かった福島市の場合、社会正論を主張する社会学者（全サンジン, 2014）が指摘している苦痛の予測可能性や納得可能性が顕著に低い。要するに、苦痛の社会正論が作動するのであれば、仙台市よりは福島市がその条件を揃っている。

5. 結論
本研究は、イエロー・ジャーナリズムの刺激的な素材としか考えられなかった政府不信の陰謀論に関する日本初の計量分析であることに意味がある。政府不信の陰謀論は健全な政治コミュニケーションを阻害させる社会現象であるにもかかわらず、日韓の社会科学分
野の中で真剣にこの問題を分析した先行研究はほぼなかった。有一な例外が全サンジン（2010; 2014）の研究である。しかし、全サンジン（2010; 2014）の研究は質的分析や理論的考察に留まっており、本研究のように体系的な標本抽出に基づいた研究の一般化(generalization)には無理がある。この問題点は Coady(2006), Husting & Orr(2007)、- 145 -Morgan & Wilkinson(2001)などの理論社会学全般の限界でもある。
それに比べて、政治心理学・実験心理学・社会心理学を含む心理学分野では陰謀論に関する実証分析が活発におこなわれてきた(Abalakina-Paap, Stephen, Craig & Gregory,
1999; Brotherton, French, Pickering, 2013; Bruder, Haffke, Neave, Nouripanah &Imhoff, 2013; Crocker, Luhtanen, Broadnax & Blaine, 1999; Elhadidi, 2014; Furnham,
2013; Goertzel, 1994; Jolley & Douglas, 2014; Leman & Cinnirella, 2013; Raab, Ortlieb,
Auer, Guthmann, & Carbon, 2013; Russel, Katz, Wang, Lee, Green, Kressin & Claudio,
2011; Newheiser, Farias & Tausch, 2011; Prooijen & Jostmann, 2013; Stieger,
Gumhalter, Tran, Voracek & Swami, 2013; Swami, 2012, Swami & Furnham, 2012,
Tuckett, 2004, Wood & Dougls, 2013)。しかし、限られた標本（大学生など）や変数（性格変数など）の問題があり、本研究のように多様な観点からの変数を用いた競争仮説分析は行われなかった。なによりも、陰謀論の先行要因として個人特性要因を強調すると、まるで陰謀論を精神病理的社会現象と規定することになる恐れがある。Hofstadter(2012)が典型的な例である。
本研究は、社会学と心理学分野の上記の限界に関して補完的位置にある。本研究の分析
結果は、政府不信の陰謀論には多様な動機が存在していることをあきらかにしている。政府不信の陰謀論は、1) 政府の政策を批判するための道具として、2) 社会全般の公正性に不満を提起する手段として、3) 認知的・感情的・道徳的苦痛を緩和させる解決策として機能していることを本研究は明らかにしている。また、陰謀論は社会のマイノリティーのための「弱者の武器(Fenster, 2008)」であるという通念に関して本研究は必ずしもそうではないことを含意している。例えば、最終学歴や主観的階層意識は単純相関では政府不信の陰謀論と負（－）の効果があったが、三つの観点からの変数を統制した後の結果を見ると、その効果はなくなった。これは、三つの動機が作動する条件の下では、誰でも政府不信の陰謀論に依存する可能性があることを意味する。

参考文献
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