集 合 的 効 力 感 と well-being― ― 不 利 の 集 積 と の 交 互 作 用 に 注 目 し て *1 ― ―赤枝尚樹（関西大学）【論文要旨】
様々な国を対象とした研究において、地域のソーシャル・キャピタルとしての集合的効力感が注目を集めており、well-being との関連も検討されている。しかしながら、これまでの集合的効力感と well-being に関する研究において、以下の 2 点の課題を挙げることができる。第 1に、そもそも日本では集合的効力感に関する研究は少なく、とくに全国調査での検討がほとんど行われていないことである。したがって、集合的効力感と well-being の研究についても同様といえる。そして第 2 に、これまでに well-being に対する集合的効力感の主効果は検討されてきたものの、集合的効力感と他の居住地変数との交互作用は検討されてこなかったことである。
そこで本研究では、日本の全国調査である 2015 年 SSM 調査データを用いながら、これまでに集合的効力感の研究でも取り上げられてきた、不利の集積に注目し、well-being に対する集合的効力感と不利の集積の交互作用を検討する。ハイブリッド・モデルによる検討の結果、居住地レベルの集合的効力感と不利の集積のあいだに正の交互作用が確認された。したがって、不利の集積が進んでいる居住地ほど、居住地レベルの集合的効力感が強い効果をもつといえる。
今回の分析結果は、居住地レベルの集合的効力感の効果や意味が、他の居住地特性によって異なる可能性を示唆するものといえるだろう。
キーワード：集合的効力感、well-being、交互作用、ハイブリッド・モデル

１．問題の所在
この数十年のあいだに、社会学、政治学、社会疫学など、様々な領域でソーシャル・キャ
ピタルに関する研究が急増し、ソーシャル・キャピタルは、避けては通れない概念の仲間入りを果たしたといわれている（Coleman 1988＝2006; Fukuyama 1995; Putnam 2000＝2006;
Szreter and Woolcock 2004; Kawachi et al. 2007＝2008）。ソーシャル・キャピタルは、「社会的ネットワーク、およびそこから生じる互酬性と信頼性の規範」（Putnam 2000=2006: 14）と定義されるものであるが、R. Putnam によると、ソーシャル・キャピタルには「個人的な側面と集合的な側面」（Putnam 2000=2006: 15）があるという。
ソーシャル・キャピタルの個人的な側面に関心を寄せる研究は、ソーシャル・キャピタル
を個人レベルの観点から捉える潮流であり、個人がもつソーシャル・キャピタルが、個人の利得につながるという考え方にもとづいている。そのことは、ソーシャル・キャピタルを「個1

本研究は、JSPS 科研費 JP25000001 の助成を受けたものです。
103
―103―

人が自らのソーシャル・ネットワークを介して得ることのできる価値あるリソース」（Kawachi et al. 2007=2008: 13）としてとらえている点からもうかがうことができるだろう。
この立場からの代表的な研究としては、ソーシャル・キャピタルの個人の昇進などに対する影 響 を 検 討 し た R. Burt （ 1992=2006 ） や 、 個 人 の 地 位 達 成 へ の 効 果 を 検 討 し た N. Lin（2001=2006）などを挙げることができる。
	  それに対して、ソーシャル・キャピタルを集合的な側面からとらえる立場は、ソーシャル・
キャピタルを職場、居住地、もしくは国などの集団のレベルからとらえる潮流ということができるだろう。この立場の代表的な研究としては Putnam（1993=2001, 2000=2006）が知られている。Putnam はソーシャル・キャピタルを「調整された諸活動を活発にすることによって社会の効率性を改善できる、信頼、規範、ネットワークといった社会組織の特徴」（Putnam
1993=2001: 206-7）としても定義し、居住地を単位としながらソーシャル・キャピタルと自殺率の関連を検討した。このことは、地域やコミュニティの視点から、ソーシャル・キャピタ
ルの効果を検討するものであり、ソーシャル・キャピタルを社会にとっての利益という、よりマクロな観点からとらえている点に特徴がある。以上のように、ソーシャル・キャピタル
は、それをもっている個人にとっての意味だけではなく、地域やコミュニティ全体で豊富に存在することにも重要な意味があるため、こうした 2 つの側面は区別されながら議論が展開されているのである。それらのうち、近年では、後者の集合的な観点から、とくに地域のソーシャル・キャピタルへ着目する研究が増えてきたとされている（Kawachi et al. 1997; Putnam
2000=2006; Veenstra 2002; 市田ほか 2005）。
そして、こうした地域のソーシャル・キャピタルの観点から欧米でとくに注目されているものとして、R.J. Sampson を中心に議論されている「集合的効力感（collective efficacy）」が挙げられる（Sampson et al. 1997）。集合的効力感とは、「公共財の利益になるように行動す
る意思と結びついた隣人間の社会的結合」（Sampson et al. 1997: 918）と定義されるものであり、地域における社会的凝集性の強さを表すものとされている（Sampson et al. 1997; Takagi
2013=2013）。Sampson らは近隣効果の観点から集合的効力感の効果について議論を展開し、居住地の集合的効力感が高いことが暴力的犯罪を減少させることを主張するなど、犯罪社会学や都市社会学をはじめ、様々な分野に対して大きな影響を与えた（Sampson et al. 1997）。
そしてその後、満足度や健康などの well-being への効果についても検討がなされるなど、居住地の集合的効力感は、well-being に関する居住地間の差異を生み出す要因としても注目されている（Sampson et al. 1999; Sampson 2003; Browning and Cagney 2002; Cohen et al. 2006;
Vemuri et al. 2011）。
このように、集合的効力感の研究は広くその意義が認められているといえるが、集合的効
力感に関する研究をさらに発展させていくにあたり、以下の 2 点の課題を挙げることができる。第一に、集合的効力感については、「日本における研究は緒についたばかり」（原田 2016:
104
―104―

452）といわれているなど、そもそも日本におけては、島田（2010）や島田・高木（2011）、
原田・杉澤（2015）といった少数の例外を除き、集合的効力感の研究がほとんど行われていないことである。そしてこれまでに、とくに日本の全国調査データによる検討はほぼなされていない現状にある。そのことは、集合的効力感について、well-being をはじめとした様々な社会的帰結への効果に関する研究も少ないことを意味しているといえる。
そして第二に、居住地の集合的効力感については、他の居住地特性との交互作用が検討されてこなかった点も挙げられる。これまでに、居住地レベルの集合的効力感と、個人レベルの変数との交互作用は検討されてきたが（Browning and Cagney 2002; 原田・杉澤 2015）、他の居住地レベルの変数との交互作用は検討されてこなかったのである。しかしながら、集合的効力感の果たす役割が居住地特性によって異なることも考えられるため、そうした検討は意義のあるものといえるだろう。
	  そこで本研究では、(1)日本の全国調査である 2015 年 SSM 調査データを用い、(2)集合的効
力感と他の居住地特性の交互作用も視野に入れながら、集合的効力感が生活満足度に与える影響についての検討を行うこと、という 2 つのアプローチによって検討を行っていく。

２．先行研究と仮説
本節では、集合的効力感と生活満足度を中心とした well-being の関連に関する先行研究の議論をまとめたうえで、それらの課題を指摘し、本研究の仮説を提示したい。
本研究においてまず挙げられるのは、集合的効力感が well-being に与える影響に関する研究である。Sampson は、居住地レベルの集合的効力感が、その居住地の暴力的犯罪を減少させる効果、さらには居住地における子どもの成育環境への効果に関する研究を行った（Sampson et al. 1997; Sampson et al. 1999）。そしてそれらの研究成果をもとに、居住地の集合的効力感が well-being を高める効果があることも示唆しているのである（Sampson 2003）。また Browning and Cagney（2002）や Cohen et al.（2006）は、Human Development in Chicago
Neighborhoods Community プロジェクトの調査データや Los Angeles の調査データの分析から、集合的効力感が高い居住地ほど、人々の健康が高いことを指摘した。さらに、Ahern and Galea（2011）も、New York Social Environment Study の調査データの分析から、集合的効力感がス
トレスイベントの効果を緩衝することによって、人々の well-being や健康を高めることを指摘している。これらに加え、これまでの居住満足度に関する研究においても、集合的効力感が 高 い 居 住 地 ほ ど 、 居 住 満 足 度 が 高 い こ と が 指 摘 さ れ て い る の で あ る （ Dassopoulos andMonnat 2011; Vemuri et al. 2011; 原田・杉澤 2015）。これらの議論を前提とすると、居住地の集合的効力感は well-being を高める効果があると考えることができるだろう。したがって、
生活満足度については、以下の仮説を考えることができる。

105
―105―

仮説 1：居住地レベルの集合的効力感は、生活満足度に正の効果をもつ

また、集合的効力感と well-being に関する研究においては、居住地レベルの「不利の集積（concentrated disadvantage）」の効果も検討されており、生活保護世帯や失業者、母子家庭などの不利益層の比率が高い地域では、人々の well-being が低い傾向にあることが指摘されている（Robert 1999）。また、前述した Browning and Cagney（2002）も、不利益層がより集積している地域において、人々の健康が良くない傾向にあることを指摘している。居住地レベルの不利の集積は、そもそもは集合的効力感の規定要因としても議論がなされてきたものである（Sampson et al. 1997; Sampson et al. 1999）。しかしながら、これらの研究をもとに考えると、well-being へも影響があるとも考えることができるだろう。したがって、生活満足度についても、以下の仮説を考えることができる。

仮説 2：居住地レベルの不利の集積は、生活満足度に負の効果をもつ

さらに、これら居住地レベルの変数に関する 2 つの仮説に加え、それらの交互作用に関する仮説も考えることができる。なぜなら、集合的効力感は、より協力が必要な、不利な立場に置かれた人々において、とくに大きな効果をもつ可能性も指摘されているからである（Browning and Cagney 2002; 原田・杉澤 2015）。そのことを前提とすると、不利益層の集積が進んだ居住地においては、足りないリソースを集合的効力感によって補うことにより、集合的効力感がより大きな効果を発揮すると考えることもできるだろう。そこで本研究では、以下の仮説も検討することにしたい。

仮説 3：居住地レベルの集合的効力感と不利の集積にあいだには正の交互作用がある

言い換えれば、仮説 3 は、不利の集積が多い地域では、集合的効力感の効果が強まるという仮説といえる。これまでの研究では、居住地レベルの集合的効力感と他の居住地レベルの変数との交互作用の検討はほとんどなされていないため、この仮説 3 は、集合的効力感の研究にとって、新たなアプローチの 1 つと考えることができるだろう。本研究では、日本の全国調査データを用い、これら 3 つの仮説を検討することにしたい。

３．データ・変数・モデル
3.1	
  データ	 	  本稿の分析で用いるのは、2015 年「社会階層と社会移動に関する全国調査」（2015 年 SSM調査）のデータである。本調査は全国の 20-79 歳の男女を対象としたものであり，標本抽出
106
―106―

法は層化多段無作為抽出法である。2015 年 SSM 調査では、集合的効力感や生活満足度といった本研究での検討に必要な項目が採用されている。とくに集合的効力感についての項目が含まれた全国調査はこれまでにほとんど行われておらず、非常に貴重な全国調査データといえるだろう。
今回は、個人レベルのデータである 2015 年 SSM 調査の個票データに加え、居住地レベルのデータとして、それぞれの個人が属している抽出地点の情報も用いる。それらをつなぎ合わせることにより、個人がそれぞれの居住地にネストされた、マルチレベルデータを作成し、分析を行っていく。なお、分析に用いる個人のケース数は 5167、居住地レベルのケース数は793 となっている。

3.2	
  変数	
 
従属変数
	
  従属変数としては、well-being に関する変数としてこれまでも用いられている、生活満足度を用いる。今回は、面接票の問 45 の生活満足度に関する項目を用いるが、問 45 では「あなたは生活全般に満足していますか。それとも不満ですか」という質問について、
「1.	
  満足
している」
「2. どちらかといえば満足している」「3. どちらともいえない」「4. どちらかといえば不満」「5. 不満である」の 5 つの選択肢から回答するかたちになっている。そこで本稿の分析では、1 から 5 の回答を反転して「生活満足度スコア」を作成した。反転しているた
め、値が大きいほど生活満足度が高いことを表しているといえる。

居住地レベルの独立変数
	  また、居住地レベルの独立変数としては、留置票の問 6 の回答から、集合的効力感に関する変数を作成した。留置票の問 6 では、「世の中の人びとについてあなたはどう思いますか。
それぞれについて、あなたの気持ちにもっとも近い番号をひとつ選び、〇をつけてください。」という質問に関し、いくつかの項目に対して回答す るかたちになっている。本稿では、それらのうち、「イ）近所の人たちはお互い仲良くやっている」「ウ）困っているとき、近所の人たちは手助けしてくれる」の 2 つの項目の回答を用いる。回答は「1. そう思う」「2. どちら
かといえばそう思う」「3. どちらともいえない」「4. どちらかといえばそう思わない」「5. そう思わない」という 5 件法にもとづいているため、これらの回答を反転したうえで足し合わ
せ、集合的効力感スコアを作成している。反転しているため、スコアが大きいほど集合的効
力感が高いといえる。今回はこのスコアについて、居住地ごとに平均値を算出し、それを居住地レベルの集合的効力感を表す変数とした。
	
  さらに、居住地レベルの独立変数としては、不利の集積に関する変数も用いる。不利の集積に関しては、先行研究で用いられている変数のうち、日本のデータにおいて利用可能な「失
107
―107―

業率」「母子家庭比率」を用いている（Sampson et al. 1997; Sampson et al. 1999; Browning andCagney 2002） 2。失業率については、総務省統計局（2016）から 2010 年の労働力人口に占める完全失業者の割合を求めた。また、母子家庭比率については、総務省統計局（2016）から2010 年の各自治体の世帯総数に占める母子世帯の割合を計算している。先行研究では居住地レベルの変数を用いて因子分析を行っているものあるが（Sampson et al. 1997）、今回は失業率と母子家庭比率という 2 つの変数のみを用いるため、これらを標準化し、足し合わせたものを、居住地レベルの不利の集中を表す変数とした（Guest et al. 2006） 3 。
	  今回はこれらの居住地レベルの変数について、それぞれの主効果とともに、交互作用効果
についても検討することとする。なお、交互作用項を作成する際には、多重共線性の問題を回避するために、全体平均で中心化してから交互作用項を作成している。

個人レベルの統制変数
	  また、個人レベルの独立変数としては、まずは回答者の年齢を用いる。年齢は、各回答者の実年齢の値を用いた。また、回答者の性別について、女性を 1、男性を 0 とした女性ダミーも投入する。さらに、学歴については、本人の学歴を「中卒」「高卒」「専門学校」「短大・大卒」の 4 カテゴリに分け、それぞれのダミー変数を作成した。職業については、本人の職業を「専門・管理」「事務・販売」「ブルーカラー」「農業」「無職」の 5 カテゴリに分けたう
えで、それぞれのダミー変数を作成している。また、世帯の経済状況を表す変数として、世帯収入も用いる。世帯収入については、世帯収入実額に 1 を加えたうえで対数変換を行っている 4。婚姻状態についても、配偶者の有無について、有配偶を 1、無配偶を 0 とした有配偶ダミーを作成した。そして、子どもの有無に関するダミー変数も作成し、分析に投入する。
なお、持ち家の効果を考慮するために、持ち家を 1 とした持ち家ダミーも作成した。
さらに、これまでの well-being に関する研究から、生活満足度に対して主観的健康感が大きな影響をもたらすことが知られている。そこで、留置票の問 20 から、主観的健康感に関する項目を用いた。この項目は、「あなたは、現在のご自分の健康状態をどう思いますか。あて2

今回の調査データからは、各調査地点がどの市区町村に属しているかという情報は用いることができたが、どの町丁目に属しているかという情報は用いることができなかった。そのため、不利の集積については各市区町村での値を算出し、それを各居住地の情報として用いている。

3

居住地レベルの 2 変数を 1 つの変数に縮約する場合には、先行研究でも同様の手続きが用いられている（Guest et al. 2006）。

4

厳密には、世帯収入については、面接票の問 51 の回答について、各選択肢の中央値を用いて実額の変数を作成し、それに 1 を加えたうえで対数変換を行っている。

108
―108―

表 1	
 地域レベルの記述統計	
 
平均値

地域レベル (N=793)
集合的効力感(平均)
不利の集積

標準偏差

7.19
-.09

最小値

.88
1.71

4.00
-3.91

最大値

9.67
11.13

表 2	
  個人レベルの記述統計	 平均値

個人レベル  (N=5167)
生活満足度
年齢
女性ダミー
中卒ダミー
高卒ダミー
専門学校ダミー
短大・大学ダミー専門・管理ダミー
事務・販売ダミー
ブルーカラーダミー
農業ダミー
無職ダミー
世帯収入(対数変換)
有配偶ダミー
子ども有ダミー
持ち家ダミー
主観的健康感集合的効力感

標準偏差

3.99
53.93
.52
.12
.41
.12
.35
.18
.22
.20
.03
.34
6.18
.78
.82
.77
3.32
7.22

1.00
15.28
.50
.33
.49
.32
.48
.38
.41
.40
.16
.47
.83
.41
.39
.42
.97
1.78

最小値

1.00
20.00
.00
.00
.00
.00
.00
.00
.00
.00
.00
.00
.00
.00
.00
.00
1.00
2.00

最大値

5.00
80.00
1.00
1.00
1.00
1.00
1.00
1.00
1.00
1.00
1.00
1.00
13.82
1.00
1.00
1.00
5.00
10.00

はまる番号に〇をつけてください」という質問に対し、「1. とてもよい」「2. まあよい」「3. ふつう」「4. あまりよくない」「5. わるい」という選択肢から回答するかたちとなっている。
今回はそれらのスコアを反転して主観的健康感スコアを作成したため、値が大きいほど主観的健康が高いといえる。なお、個人レベルの集合的効力感についても、各居住地の平均値で中心化したうえで、分析に投入する。
これら、本稿で用いる居住地レベルと個人レベルの変数の記述統計については、表 1、表 2のとおりである。

	
 
109
―109―

表 3	
  居住地レベルの変数の相関（ N=793）	
 生活満足度

集合的効力感**集合的効力感

.206

不利の集積

-.116**.030**p < .01,	
 *p < .05

3.3	
 モデル	
 
本研究で用いるデータは、個人レベルの個票データに、居住地レベルの変数を組み合わせたものになっており、マルチレベルデータといえる。こうしたデータは、それぞれの居住地に個人がネストされたデータであり、従来の Ordinary Least Squares（OLS）による重回帰分
析で想定されている、独立性の仮定が成り立たない可能性があると考えられる。
そこで本稿では、マルチレベルデータに対応するために、マルチレベルの重回帰モデルである、階層線形モデルを用いることとする。なお、集合的効力感を居住地レベルと個人レベルに分離するにあたっては、居住地ごとの平均値を算出してそれを居住地レベルの変数とするとともに、個人レベルの集合的効力感については、居住地ごとの平均値で中心化を行った（group mean centering）。こうした計算によって、個人レベルの独立変数を居住地レベルと個
人レベルに分離する方法は、ハイブリッド・モデルとして知られているものである（Allison2009）。さらに、分散不均一性にも対応するために、分析の際にはロバスト標準誤差を用いている 5。

４．分析結果	 4.1	
 相関分析	 	  ハイブリッド・モデルでの検討の前に、まずは居住地レベルの変数について相関分析を行い、2 変数間の関連を確認しておくことにしよう。居住地レベルの変数間の相関係数については、表 3 のとおりである。
	  表 3 を確認すると、まずは居住地レベルの集合的効力感と生活満足度について、相関係数が正の値であり、さらには 1%水準で有意であることを確認することができる。したがって、
2 変数間の関連のみをみてみると、集合的効力感が高い居住地ほど、生活満足度が高いといえる。
	  また、居住地レベルの不利の集積の効果を確認してみると、生活満足度とのあいだに 1%
水準で有意な負の相関係数を確認することができる。よって、2 変数間のみの関連からは、
5

本稿の分析にあたっては、Stata 14.0 を用いている。

110
―110―

表 4	
  ハイブリッド・モデルによる分析結果	
 Model 1B

Model 2

RobustS.E.

3.992 ** .016
切片
個人レベル
年齢
女性ダミー
学歴
中卒（ref.）
高卒
専門学校
短大・大学卒
職業
専門・管理
事 務・販売ブルーカラー
農業
無職
世帯収入（対数変換）
有配偶ダミー
子ども有ダミー
持ち家ダミー
主観的健康感集合的効力感居住地レベル
集合的効力感不利の集積
集合的効力感	 *	
 不利の集積Random  Effect.039 ** .011 　variance  component
14607.668-‐‑‒2Loglikelihood793
groups5167
nB

RobustS.E.

Model 3B

RobustS.E.

Model 4B

RobustS.E.

2.021 ** .170

1.572 ** .221

1.574 ** .221-.002 .001
.106 ** .028-.002 .001
.105 ** .027-.002 .001
.106 ** .027

	
 －
.003
-.075
.077

	
 －
.004
-.074
.077

	
 －
.003
-.079
.072

	
 	
 	
 	
 	
 －
.047
.061
.052

	
 － 	
 	
 	
 	
 	
 －
-.051 .038-.035 .043-.001 .091
.101 * .040
.159 ** .022
.203 ** .044
.025 .044.169 ** .036
.207 ** .015
.059 ** .009

.033 ** .009
13944.871
793
5167

	
 	
 	
 	
 	
 －
.047
.061
.052

	
 	
 	
 	
 	
 －
.047
.061
.052

	
 － 	
 	
 	
 	
 	
 －
-.051 .038-.037 .043-.023 .091
.097 * .040
.156 ** .022
.202 ** .043
.026 .044.151 ** .036.203 ** .015
.061 ** .009

	
 － 	
 	
 	
 	
 	
 －
-.051 .038-.038 .043-.022 .091
.095 * .040
.156 ** .022
.202 ** .043
.029 .044.153 ** .036.203 ** .015
.060 ** .009

.071 ** .019-.014 .009

.070 ** .019-.015 .009
.020 * .010

.031 ** .009
13928.139793
5167.030 ** .009
13924.322793
5167**p <.01, *p <.05. Bは非標準化係数、Robust S.E.はロバスト標準誤差

不利の集積が進んでいる居住地ほど、生活満足度が低い傾向にあることがわかる。このこと
から、相関分析からは、仮説 1、仮説 2 から予想されるものとほぼ同じ関連を確認することができたといえる。

4.2	
 ハイブリッド・モデルでの分析	 	
  そこで次に、(1)多変量解析でも同じ傾向が確認できるのかを検討することと、(2)居住地レ
ベルの集合的効力感と不利の集積の交互作用効果を確認するために、ハイブリッド・モデル
による検討を行った。ハイブリッド・モデルを用いた分析結果は、表 4 のとおりである。
111
―111―

	
  表 4 の Model 1 は、独立変数を投入していないヌル・モデルである。Model 1 の variancecomponent は、従属変数である生活満足度の居住地間の差異を表すものといえる。variancecomponent の値を確認すると。Model 1 では.039 となっており、1%水準で有意であることがわかるだろう。したがって、生活満足度については、居住地間の差異が有意に確認されたといえるため、今回分析で用いデータについては、マルチレベルモデルを用いる意義があるといえる。
	  そこで次に、Model 2 を確認することにしよう。Model 2 は、個人レベルの変数を投入したモデルとなっている。それぞれの変数の効果を確認すると、女性ダミーが有意な正の効果をもっており、男性と比べて女性のほうが生活満足度が高い傾向にあることがわかる。また、無職ダミーも正の有意な効果をもっている。さらに、Model 2 の他の変数を確認すると、世帯収入、有配偶ダミー、持ち家ダミーも有意な正の効果をもつことがわかるだろう。したがって、世帯収入が高いほど生活満足度が高く、さらには有配偶者と持ち家に住んでいる回答
者は、生活満足度が高いといえる。さらに、主観的健康感も有意な正の効果をもっており、
主観的健康感が高いほど、生活満足度の高いといえるだろう。そして、個人レベルの集合的効力感も有意な正の効果をもつことが確認できる。なお、これらの個人レベルの変数を投入した後も、variance component は 1%水準で有意であり、個人レベルの変数を統制した後も、居住地間の差異が残っていることがわかる。よって、生活満足度の居住地間の差異について
は、個人レベルの変数の分布の差異には還元されない部分があると考えられ、居住地レベルの変数の効果を検討する必要があるといえる。
	  したがって Model 3 では、個人レベルの変数に加え、居住地レベルの変数である集合的効
力感と、不利の集積を投入した。居住地レベルの変数の効果を確認すると、集合的効力感の係数が.071 であり、1%水準で有意であったため、正の有意な効果をもっていることがわかる。
つまり、居住地の集合的効力感が高いほど、その居住地の生活満足度が高いといえる。この
結果は、本稿の仮説 1 を支持する結果だと考えることができるだろう。それに対して、不利の集積は負の係数を示しているものの、有意ではなかった。よって、不利の集積の主効果については、明確な効果は確認されなかったといえる。このことは、本稿の仮説 2 が支持されないことを示しているといえる。
最後に、Model 4 においては、居住地レベルの集合的効力感と不利の集積の主効果に加え、それらの交互作用項も投入している。交互作用効果についての結果を確認すると、交互作用
項が正の係数を示しており、5%水準で有意であった。したがって、不利の集積の進んだ居住地では、集合的効力感がより大きな効果をもつことを示しているといえる。この結果は、本稿の仮説 3 を支持する結果として考えることができる。

５．議論	
 
112
―112―

	
  本研究では、これまでの集合的効力感と well-being に関連に関する研究について、(1)そもそも日本では集合的効力感に関する研究自体が少なく、全国調査データを用いた研究はほぼなされていないこと、(2)これまでに研究において、居住地レベルの集合的効力感と他の居住地特性のあいだの交互作用に関する検討がほとんどなされてこなかったこと、の 2 点を指摘した。そこで、日本の全国調査データである 2015 年 SSM 調査データを用い、well-being の中心的な変数の 1 つである生活満足度を従属変数としながら、居住地レベルの集合的効力感と不利の集積の交互作用効果について検討を行った。
ハイブリッド・モデルによる分析から、第一に、日本の全国調査データにおいて、生活満足度に対して居住地レベルの集合的効力感が正の効果をもつことが明らかとなった。したがって、仮説 1 で提示したように、居住地レベルの集合的効力感が高いほど、生活満足度が高い傾向にあることがわかる。このことは、以下のように解釈することができるだろう。これまでの先行研究では、集合的効力感が高い居住地においては、何か困ったことや問題が生じた際に、周囲から助けてもらえたり協力し合あったりすることを期待でき、実際にそうした居住地では協調行動や住民同士が関わり合う機会も多いことが指摘されている（Sampson etal. 1997; Sampson et al. 1999）。さらには、そうした状況下においては、ストレスイベントの効
果が緩衝され、居住満足度も高いことが示されているのである（Ahern and Galea 2011; Vemuri
et al. 2011; 原田・杉澤 2015）。今回の分析結果からは、こうしたメカニズムによって、居住地レベルの集合的効力感が生活満足度を高める効果をもつこと、さらにはそれが日本の全国調査からもうかがえることを示しているといえる。
	  そして第二に、本稿の分析では、居住地レベルの集合的効力感と、他の居住地レベルの変数である不利の集積とのあいだに正の交互作用が確認された。したがって、不利の集積が進んだ居住地では、上述した、生活満足度に対する集合的効力感の正の効果が、より強まると考えることができる。先述したように、これまでの研究から、集合的効力感はリソースが不足しているより不利な立場に置かれた人々において、より大きな役割を果たす可能性が示唆されている（Browning and Cagney 2002; 原田・杉澤 2015）。それらの議論にしたがえば、本稿の分析結果も、同じ視点から解釈することができるだろう。すなわち、日本においても、リソースが不足している不利な立場に置かれた人々の多い居住地では、それを補うために集合的効力感がより大きな役割を果たし、人々の well-being を補っていると考えられるのである。
	  以上の二点の知見から、以下のインプリケーションを導くことができるだろう。第一に、日本の全国調査においても、集合的効力感が well-being を高める効果が確認されたことから、
日本において集合的効力感の議論を適用していくことが、有益であることが示されたといえるだろう。したがって、原田・杉澤 （2015）や原田（2016）らに続くかたちで、日本における集合的効力感研究の更なる蓄積が望まれるといえる。
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そして第二に、居住地レベルの集合的効力感と不利の集積の交互作用が確認されたことか
ら、不利の集積が進んだ居住地で集合的効力感の効果がより大きいことも明らかとなった。
これまでの集合的効力感の研究においては、居住地レベルでの主効果や、個人レベルの変数とのクロス水準交互作用は検討されてきた。ところが、居住地レベルの集合的効力感とその他の居住地レベル変数の交互作用は、これまで検討されてこなかったのである。しかしながら本稿の分析は、居住地レベルの集合的効力感の効果が、他の居住地特性によって異なる可能性を示唆するものといえる。よって今後は、集合的効力感と他の居住地変数の交互作用を検討しながら、集合的効力感の効果が、居住地特性によってどのように異なるのかをより総合的に検討することが望まれるといえるだろう。このことは、集合的効力感の議論をより豊かにすることにつながるであろう。
	  これらに加え、最後に、集合的効力感の今後の展開可能性について、もう 1 つ付け加えておきたい。今回は、従属変数として well-being の 1 つの指標である生活満足度を用いて検討を行った。しかしながら、先述したように、集合的効力感は well-being だけではなく、当該居住地における犯罪、教育、自殺問題など、様々なトピックに対して影響があると考えられる。したがって、これから日本での研究を蓄積していくにあたっては、集合的効力感の様々な社会的帰結に対する効果の検討が必要といえるだろう。このように、集合的効力感の研究は日本ではまだ緒についたばかりであり、様々な方面での蓄積・発展が望まれる。

［付記］
本研究で用いた居住地レベル変数の作成に当たっては、大阪大学大学院の平松誠氏に多大なご尽力を賜りました。記して感謝申し上げます。

［文献］	
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Collective Efficacy and Well-being:
Focusing on the Interaction Effect of Collective Efficacy andConcentrated Disadvantage*
Naoki Akaeda(Kansai University)
Abstract
In recent decades, significant advances have been made in social capital research from both theindividual and collective perspectives. In particular, recently, much attention has been focused oncollective efficacy as a collective aspect of social capital in a residential area, and the association
between collective efficacy and well-being has been examined by studies worldwide. Although thesestudies add to our understanding of the effect of collective efficacy on well-being, there are some
limitations. First, few studies have attempted to examine the effect of collective efficacy on well-being
using data from the nationwide survey in Japan. Second, although previous research has evaluated themain effect of collective efficacy on well-being, few studies have explored the interaction effect ofcollective efficacy and other residential-level variables on well-being.
To overcome these limitations, the present study attempts to examine the interaction effect ofcollective efficacy and concentrated disadvantage on life satisfaction at the residential level using datafrom the 2015 SSM survey, a nationwide survey in Japan. The results obtained using a hybrid modelshow an interaction effect of collective efficacy and concentrated disadvantage on life satisfaction.
Collective efficacy was found to have a more positive effect on life satisfaction among areas with moreconcentrated disadvantage than among areas with less concentrated disadvantage. These results suggestthat the meaning and effect of collective efficacy may vary due to the other characteristics of residential
areas.
	  	  Keywords: collective efficacy, well-being, interaction effect, hybrid model	 *The study was supported by JSPS KAKENHI Grant Number JP25000001.
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