Refereed
P a p e r

環境保護意識とゴミ分別行動権威主義的伝統主義の観点から
Environmental Conservation Consciousness and Behavior of Trash
Separation: From a Viewpoint of Authoritarian Traditionalism

保坂 稔 HOSAKA, Minoru
長崎大学総合生産科学域 教授

渡辺貴史 WATANABE, Takashi
長崎大学総合生産科学域 教授

権威主義的伝統主義は，
環境保護意識を阻害するとの知見が見出されてきた。その一方で，
ゴミ分別
行動は，
自治会が関与することが多いように，一種の権威に支えられ運営されている側面もある。本研
究は，権威主義を中心とする先行研究を踏まえ，環境保護意識及びゴミ分別行動の形成要因を明らか
にする。
キーワード

権威主義的伝統主義，環境保護意識，
ゴミ分別行動持っていれば，そのような政策は到底受け入れ

1. はじめにらない可能性もあるだろう。

ゴミ分別にあたって，記名を求める自治体

ゴミ分別を適切に遂行させる方策として，自についての報道が最近盛んである。たとえば，治会がゴミ分別に関与することが全国各地で行

2018年6月5日には西日本新聞で「ごみ袋に名前，われている。たとえば，
杉浦（2003）が述べていなぜ必要？戸惑う住民 マナー違反対策，自治るように，自治会でゴミ搬入時間を制限し，搬入

2018年6月13日
体は苦慮」といったタイトルで，時間に立ち当番を割り当てるといった方法もあには FNN 系のニュース番組で，「なぜ ? 広がるる。杉浦は，立ち当番への参加を「認知的不協「記名制」ごみ袋」といったタイトルで，それぞれ和理論」といった観点で，アンケート調査を用い報道がされている。ゴミ袋への記名に関する是た計量的な手法を用いて分析している。立ち当非については，東京都の例が有名である。東京番への参加は，
当初は心理的負担が多く「不協和」

都では1993年に都推奨ゴミ袋に記名欄を当初設状態であるが，参加することで受け入れる「協和」

1ヶ月強で定していたが，記名への反対が強く，となると杉浦は指摘している。筆者らは，こう

1）

記名欄の廃止に追い込まれた 。東京都でも論したゴミ分別行動が定着した過程を社会心理学争になったように，
ゴミ袋への記名は，特にプラの観点から計量的に分析した杉浦の研究を高くイバシーとの兼ね合いという点において大きな評価するが，社会心理学の領域でいえば権威主問題である。ゴミ分別は，ともすれば自治体の義の視点も有効と考えている。フランクフルト

出した「ゴミ袋には名前を書く」といった政策学派のアドルノらによる『権威主義的パーソナに従うことが求められる。プライバシー意識をリティ』によれば，権威主義的態度は，
「力と権

社会と調査

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Refereed Paper

威に対してやみくもに（blindly）従属していこできる。また，権威主義的伝統主義が開発優先

うとする」（Adorno, T., 1950: ix）点に特徴がある。

の考え方と親和性があるという立場に立脚すれ

すなわち，ゴミ分別などにあたっては，既存社会

ば，権威主義的伝統主義が環境保護意識を阻害の秩序に従順に従うといった態度も必要となるするという関係も理解し得る。
その一方で，日々のゴミ分別に関与し得る組はずである。
これに関連して吉川は，環境保護意識と権威織である自治会は，むしろ一種の権威や伝統に主義的伝統主義の負の関係を量的調査に基づい支えられて運営されている側面もある。いわばて見出した（吉川 , 1998））。権威主義的伝統主

権威主義的伝統主義が環境保護に貢献する可能

義は，日本の傾向を踏まえつつ，「伝統的権威へ性もある。たとえば栗原らは，権威主義的伝統の服従」と「権威者に対する服従」の測定を試主義には直接触れてはいないものの，自治会活

みている（吉川 , 1998：65）。フランクフルト学派

動と伝統との関係について，
次のように指摘する。

2の権威主義的態度論は，権威への従属に加え，
性や迷信といった側面も含んだ議論となっている

コミュニティ活動について，千葉県内の都が，権威主義的伝統主義は，一種の伝統意識を測

市・農村間で意識調査による比較研究を行っ定しているといえるだろう。吉川は，「権威主た。その結果，現在でも農村では，高齢者など

義研究では，
市民の権威に対する過剰な同調性」

によって伝統的な文化・行事が守られており，（吉川 , 1998：56）が問題とされていることを踏比較的地域住民のまとまりが強いことがわ

まえ，「反権威主義的伝統主義」が市民の自律性

かった。一方，都市ではコミュニティでの共を把握していると指摘する。その上で，環境保同活動は環境美化作業など，限定的なもので護意識に関し，高い階層に多いとされる自律的あった。しかし何れの地域でも，そうした活傾向である「自己−指令的志向性」が動因となっ動への参加は，町内会や自治会行事であるたていることが示唆されたという解釈を提示してめという，
ネガティブな理由であった（栗原・霜浦 , 2006：23）。

3）いる（吉川 , 1998：56） 。
この解釈に関して，吉川は綿貫譲治の「伝統・工業価値」という議論を援用している。綿貫は，筆者らも，栗原らの指摘に賛成である。自治

戦後日本における権威への服従を「伝統的価値」

会は，ゴミ集積場の分別行動の適切な遂行に関と位置づけて，伝統的価値が科学技術に信頼を与することに加え，伝統的な文化・行事にも関置く「工業的価値」と融合しているという考察与することもある。地域のゴミ分別行動は，地を展開した。そして伝統的価値と工業的価値の域の権威や伝統を活用して担われることもあ

融合を，「伝統・工業価値」と概念化した（綿貫 ,り得る。
地域のゴミ分別行動が権威主義的伝統主義に

1986）。吉川はこのような綿貫の議論を踏まえ，「現代日本社会では，
伝統的保守傾向は工業主義

よって促進される場合もあれば，権威主義的伝的な価値と融合していることが実証されている

統主義が工業的価値と結びつき環境破壊を招が……環境保護意識と権威主義的態度との関係

く場合もあると考えられる。そして前述の通は，このような状況を反映」（吉川 , 1998：99）しり環境保護と権威主義的伝統主義の関係は，保ていると指摘している。反権威主義的伝統主義

護すべき対象や保護に係る活動の種類に応じが市民の自律性を把握していると位置づけるこて変わるといったことも考えられる。なかでとで，日本社会の「伝統・工業価値」が自律的にも伝統及び地域に対する肯定的な意識と環境再考されて環境保護に貢献すると考えることも保護意識及び環境保護行動の一つであるゴミ

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分別行動との間にはどのような関係があるの果及び考察について触れたい。なお，紙幅の都

か，すなわち伝統─地域─環境保護といった問

合上，「権威主義的伝統主義」は，「権威主義」と題を整理する必要があると筆者らは考えている。

表記することにしたい。

たとえば，日常的なゴミ分別行動に伝統意識や

2. 方法

地域意識が有効な場合は，地域の伝統を活用するという手段もある。しかしながら，地域の伝1 データの取得

統を活用することは，吉川が見出した自律性に促進された環境保護意識といった知見とも相検討にあたっては，「環境とくらしに関する反する。従来の権威主義研究の議論を踏まえ意識調査」で得られたデータを用いる。この調

れば，環境保護意識を阻害する可能性がある権

2012年2月に長崎県長崎市において郵送
査は，

威主義的伝統主義は，環境保護にとって好まし法で実施された。長崎市の有権者30歳以上70

くない存在であるといえる。果たして，権威主

歳未満のなかから，層化二段無作為抽出法によ義的伝統主義は，環境保護にとってどのような2000人を選び，796人から有効回答を得た（回り，位置にあるのだろうか。

収率39.8%）。なお20代を分析から除外したのは，

本稿は，
伝統―地域―環境保護の関係を整理

20代は他の年代に比べて回答率が低い傾向が指するため，権威主義的伝統主義を一種の伝統へ

摘されており，回答率の差による影響を避けるの服従と捉えつつ，
地域意識，
さらには自治会へためである。

の参加といった視点を交え，環境保護意識と環長崎市のデータを用いているのは，政令指定

境保護行動の一つであるゴミ分別行動の形成要

都市ではない県庁所在地における環境保護意識

因に関し量的調査に基づいて明らかにすることやゴミ分別行動について分析を試みたいからでを目的とする。現時点では，
ゴミ分別行動は，権ある。県庁所在地の平均人口は約34万人であり，

威主義的伝統主義，
地域意識，さらには自治会へ

長崎市の人口は約42万人である（2015年国勢調の参加によって形成されるという仮説を提示

査）。長崎市の順位は政令指定都市ではない県

しておこう。いわば，栗原らが指摘した自治会

庁所在地31都市中6番にあたる。長崎市を対象

像がゴミ分別行動を促進するという仮説である。

とすることは，地方中核都市のコミュニティをさらには，先に示した仮説がゴミを対象とした活用した環境保護のあり方を検討する点から有その他の行動にも適用され得る汎用性があるも用と考えられる。政令指定都市などの大都市や，のかを確認するために，ゴミの減量行動の形成

農村部との比較については，
機会を改めたい。

要因をゴミ分別行動と同様の枠組みにて検証し
2 調査項目た。篠木（2017）も，ゴミの分別行動と減量行動
4）について形成要因の比較を試みている 。

調査項目としては，
属性
（性別，
年齢，
教育年数）

本研究の意義は，権威主義的伝統主義を中心に加えて，伝統─地域─環境保護の伝統に相当とする先行研究を踏まえて，伝統─地域といっする権威主義，地域に相当する地域意識及び自た視点を交え環境保護意識とゴミ分別行動の形

治会活動，そして環境保護に相当する環境保護

成要因について検討するという研究目的に加え，意識，
ゴミ分別行動を設定した。なお権威主義，

ゴミ分別行動を促進するような環境教育のあり

地域意識，環境保護意識に係る合成尺度の作成方も示唆する点にあると考える。

については，
吉川と同様に主成分分析を用いる。

以下，第2章では方法（データの取得，
調査項目，れている表2（第3章3節参照）の5項目を用いた。

及びデータの解析）について触れ，
第3章では結社会と調査権威主義については，従来の日本にて用いら

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回答は，「そう思う」「どちらかといえばそう思う」

3. 結果及び考察「どちらでもない」「どちらかといえばそう思わない」「そう思わない」の5件法で得た。

1 回答者の属性と自治会への参加

地域意識については，先行研究（鈴木・藤井（2007）と松村（2012））に基づき，
表3の4つの項

性別の内訳は，男性305人（38.3%），女性491目で尋ねた。回答は，権威主義と同じ5件法で得人（61.7%）と，女性の回答が多くなっている。

た。それに加えて本稿では，自治会活動に対す

年齢別では，男性は60代が多い傾向が，女性はる参加状況については，「自治会の活動に積極

男性に比べれば年代間において偏りが少ない的に参加している」という質問でも聞いている（回

回答が得られている（表1）。出身地は，長崎市

答は，同じく5件法で得ている）。

が66.7%，長崎市以外の長崎県が20.4%，長崎県

環境保護意識については，
吉川（1998）を参考

以外の九州が7.8%，
その他が5.1% であった。まに，
表4の3項目で質問した。回答は，「そう思う」

た，「自治会の活動に積極的に参加している」「どちらかといえばそう思う」「どちらかといえについて今回調査の単純集計では，「そう思

ばそう思わない」「そう思わない」の4件法で得た。

う」が8.6％，「どちらかといえばそう思う」が環境保護意識に関する質問は，多くの先行研究

17.9％，「どちらでもない」が22.8％，「どちらかで様々な項目が活用されている。本稿は，権威といえばそう思わない」が20.0％，「そう思わな

主義と環境保護意識をめぐる吉川の研究を踏まい」が30.7％となっている。2017年4月1日時点

えた検討を行っているため，吉川と同じ項目を69.6% でにおける長崎市での自治会加入率は，用いた ）。

ある。
「そう思う」＋「どちらかといえばそう思う」

5

が26.5％という結果からは，自治会に単に加入

ゴミ分別行動については，日常的なゴミ分別
行動を測定することを目的とし，「あなたは，次している世帯も多いことが考えられる。

のような行動をしていますか」という問いに「ゴ2 合成尺度の作成

ミの分別」という質問を設定し，「行っている」「少しは行っている」「あまり行っていない」「行っ

各項目の質問は，
主成分分析の結果，すべて固ていない」という4件法を用いて回答を得た ）。

有値1以上の主成分が1つだけ抽出された。寄

また，比較対象としての「ゴミの減量」については，

与率は，権威主義が52.5%（表2）），地域意識が同じく4件法で得ている。

863.5%（表3）），
環境保護意識が80.2%であった
（表

6

7

9）
4）
。
もっとも低い因子負荷量は，
権威主義が
「複

3 データの解析

雑な世」の .665であり，地域意識が「地域をよりよくしたい」の .723であり，環境保護意識が「エ

まず前記した項目のうち，
権威主義，
地域意識，
環境保護意識に係る質問から合成尺度を作成

ネルギー資源」の .854であった（表2〜4）。以降するために，
吉川と同様に主成分分析を行った。

では，第1主成分を尺度として抽出し，主成分得

次に作成された合成尺度を用いて伝統─地域─

点を用いてこの概念を数値化し議論を進めて環境保護から環境保護意識とゴミ分別行動の形いく。

成要因を明らかにするために，
重回帰分析を行った。なおモデルの詳細については，後述する。

表 1 回答者の性別と年齢（％）

次章では，分析結果について触れたあとに，
考察

性別
男性
女性
全体

を加えることにしたい。

社会と調査

30 代
12.2%
19.3%
16.6%

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40 代
17.8%
22.4%
20.6%

50 代
27.7%
28.9%
28.5%

60 代
42.4%
29.3%
34.4%

3 尺度間の関係分析を進めたい。

1 ゴミ分別行動の形成要因の検討

属性変数の値の扱いであるが，
性別は，
男性は

研究の問いに答えるために，前記した尺度に1，女性は0とダミー変数を用いている。年齢について，表5の1行目に示す階層（属性変数→権

30歳〜34歳
ついては5歳刻みで聞いているが，威主義→地域意識→自治会への参加→環境保護

35歳〜39歳であれば37歳というであれば32歳，意識→ゴミ分別行動）を想定した。上記の階層

ように値の中央値を入力している。教育年数は，間の因果関係をパス図として表現するために，「新制中学（含旧制尋常小学校・旧制高等小学

重回帰分析を行った。具体的には，各階層の尺校）」を9，「新制高校（旧制中学・実業学校・師度を従属変数，当該階層よりも下位にある尺度

範学校）
」を12，
「専門・専修学校・短大・高専」

を独立変数とした重回帰分析を行った。なおを14，「大学・大学院」を16と入力した。

変数の採択にあたっては，強制投入法を用いた。

まず，
権威主義，
地域意識，
自治会への参加を

そして最終的には，得られた結果を用いて，
パス

従属変数とした重回帰分析の結果を説明し，次図を作成した。

いで環境保護意識やゴミ分別行動についてみて

以下，
モデルについて詳しくみていくことにみたい。

する。性別，
年齢，
教育年数といった属性変数の権威主義は，
性別（.112，男性）に加え，教育年

次に，
権威主義を投入した。権威主義は，
社会意数からの負の効果が存在し（-.122），
年齢から効識論のなかでも態度変数として扱われ，意識の果を受けない。年齢ついては，
保坂（2003）と同深層に位置すると考えられる。また，子どものじ結果が得られた。教育年数からの負の効果は，頃の親子関係が権威主義の形成には重要である

教育年数が長いと自律的志向性も促進されるとというフランクフルト学派の議論にも考慮した。

いうことになるだろう。

次いで地域意識を自治会への参加の前に配置し地域意識についてであるが，高齢であること

たが，地域意識によって参加が促進されたり阻（.185），権威主義（.135）とったいわば栗原らが害されるというモデルとした。そして，環境保言及した自治会像を示す変数から効果を受ける

護意識，
ゴミ分別行動という順になる。もちろん，
この他のモデルも考えられる。たとえば，
自治会への参加で地域意識が促進されるというこ

表 3 「地域意識」の質問文と成分ともあり得るが，本稿では前述のような立場で変数
日頃 , 地域の人びとと交流をもつことが多い
地域に自分の居場所がある気がする地域に対して愛着がある地域をよりよくしていきたい
固有値
寄与率
（% ）

表 2 「権威主義的伝統主義」の質問文と成分

変数
以前からなされたやり方を守ることが，最上の結果をうむ
子どものしつけで一番大切なことは，両親に対する絶対服従である
目上の人には，
たとえ正しくないと思っても従わなければならない
伝統や慣習に従ったやり方に疑問を持つ人は結局は問題を引き起こすことになる
この複雑な世の中で何をすべきかを知る唯一の方法は，指導者や専門家に頼ることである
固有値
寄与率
（% ）

因子負荷量

0.767
0.854
0.837
0.723
2.541
63.524

表 4 「環境保護意識」の質問文と成分

0.727

変数
因子負荷量
エネルギー資源保護のためなら , 便利さや快0.854
適さを犠牲にしてもかまわない
森林や海水 , 湖水などの自然環境を守るため
なら , 便利さや快適さを犠牲にしてもかまわ
0.922
ない地球温暖化やオゾン層破壊を防ぐためなら ,0.909
便利さや快適さを犠牲にしてもかまわない
固有値
2.406
寄与率
（% ）
80.200

0.760
0.730
0.739
0.665
2.626
52.500

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因子負荷量

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表 5 ゴミ分別行動を従属変数とした重回帰分析（強制投入法）

※性別
年齢
教育年数
権威主義
地域意識
自治会参加
環境意識
決定係数 R 2

年齢

教育年数

権威主義

地域意識

自治会参加

環境意識

ゴミ分別行動.141**.171**-.204**.112**-.006-.122**-.056.185**-.020.135**-.106**.093**-.038.046.618**-.013-.006.115**-.090*.058-.002.432**.017**-.191**.118**
.053
.013
.008
.114*
.049
.059**

－
－
－
－
－
－

－
－
－
－
－

.019**－－－－.058**－－－.019**－－.046**－※ダミー変数 男＝ 1，女＝ 0
図-1，権威主義は権威主義的伝統主義の略 ，環境意識は環境保護意識の略
補注：－は未投入**p ＜ .01, *p ＜ .05

自治会参加
-.106

性別
.141

.171

-.191
.112
.118

年齢
-.204

.093

地域意識

p<.01

.114

環境意識

.185

ゴミ分別行動
.115

.135

-.122

権威主義

教育年数

補注：

.618

-.090

p<.05

図 1 ゴミ分別行動・環境保護意識とそれに関連する要因間のパス図

結果となっている。地域意識についていえば，に入っては郷に従え」といった志向性があった

高齢になることで地域全体のことを考えるようとしても，地域に関与したいとの意識が高まらになる。加えて権威主義も地域へと目を向かわなければ，自治会への参加までに至らない可能

せるきっかけとなっている。地域へ関与しよう

性を示唆するものといえる。

という意識は，既存の権威へ従うといった態度

さて，環境保護意識とゴミ分別行動について

によって促進される。
「郷に入っては郷に従え」

触れることにしよう。環境保護意識は，教育年といったことわざがあるように，地域へ関与し数の長さ（.115），
反権威主義（-.090）によって形ようとする場合は，地域の風習に従うことが求成されている。いわば環境保護意識は，反権威

められ，権威主義が有効であるということがで主義により醸成される知的自律性によって形成きるだろう。

される。権威主義が環境保護意識を阻害する点

自治会への参加については，
性別（-.106, 女性）については，反権威主義により醸成される知的に加え，年齢（.093，高齢），地域意識によって促

自律性によって促進されるという解釈に加え，進される（.618）。地域意識からの効果がもっと権威主義が開発優先の考え方と親和性があるたも大きく，この効果は表5におけるすべての効果

めという理解も可能である。他にも権威主義がのなかでもっとも大きい値となっている。自治環境といういわば弱い存在を保護しようとす会への参加は，地域における居場所や愛着といっることを阻害するという解釈も可能であるだろた地域意識に帰するところが大きいといえるだう。権威主義は，既存の権威に従う性向も示す

ろう。その一方で，自治会への参加に対する権が，「長いものには巻かれろ」といった強者優遇，威主義の効果はみられなかった。
このことは，「郷

弱者軽視といった特徴も持ち合わせていると考社会と調査

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47

位置を占める ）。

えられるためである。そして注目すべきは，環10

境保護意識が，地域意識や自治会への参加といっ

環境保護意識とゴミ分別行動についてである

た変数から効果を受けていない点である。エネが，両者で共通する効果が1つもなく，
環境保護

ルギー問題や地球温暖化といった今回の尺度で意識とゴミ分別行動の形成要因は大きく異な問うているグローバルな地球環境と関係し得るる。ゴミの分別は手間暇がかかるし，愚直さをテーマについては，地域意識や自治会の参加状必要とするかもしれない。環境保護意識が高況との関係は低い可能性があると考えられよう。

くても，前記した手間暇を厭う場合，
ゴミ分別行

ゴミ分別行動は，
性別（-.191，
女性），
年齢（.118），

動に至らない可能性も十分あるのではないだ

自治会への参加（.114）によって形成される。ゴ

ろうか。ゴミ分別行動は手間暇がかかる割に目

ミ分別行動に積極的に関与する人物とは，自治にみえた効果も少なく，いわば地道な労力が必会への参加に積極的である高齢の女性が想定さ要となる。場合によっては，自治会などとの地れる。ゴミ分別行動に対して権威主義と地域意

域連携のもと，黙々とそれに関わる作業をこな

識は，
直接効果こそみられなかったものの，間接すしかない。
「なぜ自治会に加入しなければい効果がみられた（権威主義→地域意識→自治会

けないか」（村山2008, 70）という疑問は，理屈で参加→ゴミ分別行動）。ゴミ分別行動に対するは必ずしも解決しない。ゴミ分別行動は，なお権威主義の間接効果は .0095（.135× .618× .114）

さらであるだろう ）。

であり，地域意識の間接効果は.0705（.618× .114）

11

ところで，
ゴミの分別行動は，
本稿で示した考察とともに，家事行動の一種であるため高齢のであった。
このことは，
ゴミ分別行動が，権威主義，地域

女性に偏っているとの考察も成立する可能性も意識，さらには自治会への参加によって形成さある。この点に関連して平尾（2009）は，「ゴミれるという，いわば栗原らが指摘した自治会像の分別」の女性の実施率が高いのは，それが家がゴミ分別行動を促進するとの筆者らの仮説が事の一部として行われているからとの知見を見概ね支持されることを示すものといえる。地域

出している。先の知見は，「高齢」「女性」の変のゴミ分別行動が権威主義的伝統主義によって数から効果を受けている「自治会参加」にも適促進されるか，権威主義的伝統主義が工業価値用できる可能性がある。
もっとも，「自治会参加」と結びつき環境破壊を招くかという問いに対しは，「高齢」「女性」に加えて，
ゴミ分別行動にてては，
本研究の結果から，前者についてはゴミ分効果がみられない「地域意識」の効果も受けて別行動が，後者については環境保護意識においいるため，行動の有する意味がゴミ分別行動にて該当するといえるだろう。

対する平尾（2009）の知見とは異なる側面もあ

地域意識は，環境保護意識にもゴミ分別行動るといえるだろう。

にも直接効果がない。しかし前述したように，

2 ゴミ分別行動とゴミ減量行動の地域意識は自治会への参加に効果があり，そして自治会への参加はゴミ分別行動に効果がある。

形成要因の比較

間接効果でいえば，地域意識はゴミ分別行動に

これまでのゴミ分別行動で得られた結果が，正の効果がある。他方，地域に関与したいとすゴミを対象としたその他の行動にも適用され得る意識は，環境保護意識の形成を阻害する既存る汎用性があるものかを確認するために，
ゴミの権威に従う態度によって促進されている。権

減量行動の形成要因についても分析してみた
（表

威主義は，
ゴミ分別行動には正の，
環境保護意識6）。結果は，
ゴミ分別行動と同様の結果が得られ，には負の方向に影響するといういわば両義的な今回得られたゴミ分別行動の形成要因がゴミ減

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Refereed Paper

おいても見出された。

表 6 ゴミ分別行動とゴミ減量行動を従属変数とした重回帰分析の比較（強制投入法）

※性別
年齢
教育年数
権威主義
地域意識
自治会参加
環境意識
決定係数 R 2※ダミー変数

ゴミ分別行動ゴミ減量-.191**.118**
.053
.013
.008
.114*
.049
.059**-.142**.253**
-.041
-.021
.037
.140**.049.125**

これまで，意識と行動のズレに関しては前述
した杉浦や篠木らが，認知的不協和理論など社
会心理学の知見を用いて分析してきた。とりわけこれらの研究では，ズレが存在している行動と意識が，どのようにして一致するかに関するメカニズムが分析されており，不協和を協和へと導くという心理モデルが採用されていた。

男＝ 1，女＝ 0 **p ＜ .01, *p ＜ .05

筆者らがこれまで分析したように，
ゴミ分別行動を促進しているのは，間接効果であるもの

量行動に当てはまることが明らかとなった。自の権威主義や地域意識といった，いわば栗原ら

治会への参加，加えて自治会への参加を促進し言及した自治会像を示す変数であることがデーている地域意識は，ゴミの分別だけではなく，
ゴ

タ分析から推察された。その一方で環境保護意

ミの減量についても効果があるのである。ゴミ

識は，
教育年数，
反権威主義といった知的自律性

分別と減量に関する篠木の知見のうち，本稿とによって促進され，時間と労力が制約となって，の比較でいえば，共通する効果は地域の視点で地道な作業に必ずしも向かわないと考えられる。

あり，相違する効果は年齢の効果である12）。篠また，
ゴミステーションなどの分別活動の担い木と本稿ではモデルが異なるが，本稿の知見で手として，自治会に所属する高齢の女性が関与

注目すべきは地域意識である。本稿も篠木と同しているといったモデルは，
本研究の計量的デー

様に地域意識のゴミ分別行動に対する正の効果

タから得られた。そして，地域への関与が，権威がみられたが，間接効果であり，
ゴミ分別行動と主義によって促進されることも明らかになった。

いう視点でいえば，自治会へのコミットが必要

既存の権威に従う人物の方が地域に関与する可である点を浮き彫りにしている。またゴミ分別

能性もあり，ひいては地域の自治会活動に参加

に対する年齢の効果についていえば，篠木の結する可能性もある。自治会への参加という視点

果では負の，本稿では正の効果が得られており，

でいえば，栗原らのモデルが支持される結果と自治会へのコミットがあれば，体力減があってなっている。環境保護意識とゴミ分別行動とのもゴミ分別行動ができるという可能性があると関連がみられない一因には，
ゴミ分別行動が自いえるだろう。

治会への参加から効果を受ける一方，環境保護
意識が自治会への参加から効果を受けていない

4. おわりにことから，
ゴミ分別行動に関与する動機が異なることが挙げられる。

本稿では，データ分析から，
ゴミ分別行動の促

本稿の知見から，間接効果ではあるが権威主進要因として，
性別（女性），
年齢（高齢），
自治会

義や地域意識に促進されたゴミ分別行動は肯定への参加（高い）が挙げられることを明らかにされるべきなのだろうか。データを単に解釈すした。そしてゴミ分別行動は，自治会への参加

るならばそうなのかもしれない。しかしながら，及び地域意識に対する間接効果から，伝統的権

環境保護意識との関係がないゴミ分別行動が無威への従属の影響を受ける可能性が考察された。

条件で肯定されるかは議論の余地があるだろう。

またゴミ分別行動における促進要因は，
ゴミ減

権威主義は，強者優遇弱者軽視といった特徴も量行動のような対象を同じくする異なる行動にあり，弱い存在である環境を保護するといった

社会と調査

NO.24（2020 年 3 月）49

意識と相容れない。たとえば，日常的なゴミ分（2011）は，高校生を対象に環境教育プログラム

別行動はしていても，地元に利益をもたらす大を実施して，その前後における生徒の意識・行

規模開発プロジェクトへの態度がどのようなも動の変化を分析したが，「環境マネージャー及のかは，
改めて分析する必要がある。

び環境委員の働きかけ」が有効であることを見

環境を保護するという意識は，革新的な知的出した。本稿の知見を踏まえれば，「環境マネー

自律性に促進される。しかし革新的な知的自律ジャー及び環境委員の働きかけ」に，
地域でゴミ性により環境保護意識が醸成された場合は，環分別を率先して担っている人物が関与する機会

境保護意識と異なった要因が影響する地道なゴを設けるといったことが考えられる。

ミ分別行動を受容しない可能性もある。環境保

ゴミ分別行動が無償の家事労働により支えら護意識がゴミ分別行動に結びつくようにするた

れている可能性があることは，
ゴミ分別行動のめには，認知的不協和理論による知見も示唆に促進に向け，家事労働に関与する機会が少ない

富んでいるが，加えてゴミ分別行動のような地ことが多い若年，男性，
自治会非参加層に対策の道な行動が環境保護に結びつくことを身につけ重きを置く必要を示している。この点は，環境るようなプログラムを導入することが一つの解

保護意識の形成が性別や年齢の影響を受けない決策としてあるだろう。たとえば，
ゴミ分別行

ため，前記したゴミ分別行動等の地道な地域で動が地域意識によって間接的に促進されているの行動が環境保護に結びつくことを身につける点に注目し，教育を行う場にゴミ分別行動を率プログラムの導入により，若年や男性がゴミ分別先している主体が介在する機会を設け，当該主行動に関与する可能性が高まると考えられる。

体にゴミ分別行動を行うに至った動機，より良自治会の非参加については，先のプログラムにい地域環境の形成に対する意義，そして行動をよって地域意識が醸成され，自治会に参加する

行う際の工夫等を紹介してもらい，実践させる

機会も高まることが想定される。

といったことが考えられる。たとえば，松田ら

注1）東京都の記名欄入りゴミ袋導入に関する経緯は，
鶴田（1994）に詳しい。

としている。なお狭間らは，権威主義と環境保
護意識の無相関を見出した（狭間ら , 2013）。

2）本稿で用いる「権威主義的伝統主義」は，日本に

4）篠木の分析モデルとの主な相違点は，篠木の分特有の権威主義傾向を測定している尺度として幅広く用いられているが，「権威主義的性格」「権威主義的態度」と命名されることもある。本稿では，伝統に関して言及することから，「権威主義的伝統主義」という語句を用いて議論を進めたい。日本の権威主義研究における「権威主
義的伝統主義」については，吉川（1998）や保坂（2003）を参照のこと。

3）吉川は，
階層が高いほど裁量が増し「自己−指令的志向性」を持つというコーンの議論を踏まえ，強調する方向性が正反対であることに留意すれば，
フランクフルト学派の権威主義尺度とコー
ン尺度は「極めて類似した特性と『守備範囲』をもつことが容易に指摘できる」（吉川 , 1998：55）

社会と調査

析では規範，
コスト感，
フリーライドといった変数が投入されているのに対し，本稿では自治会への参加を単独で聞いていたり，権威主義的伝統主義を投入している点である。

5）環境保護意識自体の比較については，機会を改めて取り組みたい。

6）ゴミ分別行動の単純集計は次の通りである。
，少しは行っている」＝「行っている」＝ 88.1%「
10.5%「，あまり行っていない」＝ 1.1％，「行って「行っている」だけで 9 割弱のいない」＝ 0.3％。
回答となっており，多くの行動がなされている傾向にある。ゴミ減量行動については，「行って，少しは行っている」＝ 48.1%，
いる」＝ 33.4%「「 行っていな「あまり行っていない」＝ 15.4％，

NO.24（2020 年 3 月）

50

Refereed Paperい」＝ 3.2％であり，
ゴミ分別行動より「行っている」が少ない結果となっている。なお，
ゴミ分
別行動については，単身世帯か家族世帯かにより異なってくる可能性もある。前記した家事行
動として行われている可能性の知見を踏まえると，単身世帯とそれ以外の世帯に分けて分析した場合，単身世帯において性別の効果がなくなる可能性がある。家族構成や一人暮らし歴等とゴミ分別行動の関係については，紙幅の都合上，機会を改めて取り組みたい。また，
ゴミ分別行
9 割弱で
動に対する「行っている」との回答は，あった。先の結果は，本稿が設定した質問がゴミ分別行動そのものではなく，自治体が示した
ゴミ分別のルールを守るか否かといった規則順
守行動を測定している可能性も想定させる。それに関連して，
ゴミ分別行動に対しては，規則順
守行動の発現に寄与すると考えられる権威主義
から直接効果がみられない（図 1）。また長崎市のゴミ分別は，
ゴミ袋に名前を書く必要がない。
それに加えて非分別ゴミは，
ゴミステーションに残され回収されないものの，一定期間が経過したあとに業者が回収することもあり，規則順
守を強いる取り組みが少ない。さらに分別ルールが家庭と事業所とで異なり（たとえばプラス
チック製包装容器は家庭ゴミでは資源ゴミ，事業所では調査当時不燃ゴミ），
ゴミ分別ルールが自治体を想起しない場合もある。以上から本稿が設定した質問は，権威主義から直接効果がな
い上に，規則順守を強いる取り組みが少なくゴ
ミ分別における自発性が求められる余地がある
ため，
ゴミ分別行動そのものも測定していると考えられる。

「，どちらかといえでもない」＝ 145.2%（29.0%）「，そう思ばそう思わない」＝ 128.1％（25.6%）「そう思わない」がわない」＝ 154.7％（30.9%）。
もっとも多く，反権威主義の回答傾向がうかがえる。

8）地域意識項目について，
4 題の回答を加算した分
布は次の通りである（カッコ内は 100％換算で
「
，どちら
ある）。
「そう思う」＝ 65.0%（16.3%）「，どちかといえばそう思う」＝ 129.1%（32.3%）「，どちらかといらでもない」＝ 111.1%（27.8%）「，そう思
えばそう思わない」＝ 52.0％（13.0%）「どちらかといえばわない」＝ 42.9％（10.7%）。

そう思う」という回答がもっとも多く，次いで「どちらでもない」となっている。

9）環境保護意識項目について，
3 題の回答を加算した分布は次の通りである（カッコ内は 100％換「，ど算である）。
「そう思う」＝ 69.5%（23.2%），
ちらかといえばそう思う」＝ 156.2%（52.1%）「どちらかといえばそう思 わない 」 ＝ 46.0％「，そう思わない」＝ 28.2％（9.4%）。
「そ（15.3%）
う思う」＋「どちらかといえばそう思う」で 8 割弱の回答となっており，環境保護のためにやむを得ないと考えている回答が多い傾向にある。

10）権威主義の両義的な特徴は認められるが，ゴミ分別行動に対する効果そのものは大きくなく，
注 6 にて説明した通りゴミ分別行動が規則順守
行動と必ずしも同義ではないと筆者らは考える。

11）「多くの自治会では会長らの個人的な奉仕精神によって困難な課題に取り組んでいる」（谷口
ら , 2000：188）と指摘されるように，地域的課
題には忍耐が求められる。

7）権威主義項目について，
5 題の回答を加算した分
布は次の通りである（カッコ内は 100％換算で
「
，どちらか
ある）。
「そう思う」＝ 11.8%（2.4%）「，どちらといえばそう思う」＝ 60.4%（12.1%）

12）篠木（2017）の検討では，性別の変数は投入されていない。

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NO.24（2020 年 3 月）51

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NO.24（2020 年 3 月）

52

Refereed Paper

RefereedP a p e r

宗教は文化活動を支えるか？
SSP2015 調査データによる実証研究
Does Religion Encourage Cultural Activities?:
An Empirical Study Based on SSP2015 Survey Data

横井桃子

YOKOI, Momoko

名古屋大学大学院環境学研究科・助教

川端 亮

KAWABATA, Akira

大阪大学大学院人間科学研究科・教授

本稿は，
日本における文化活動を促す要因として，
属性，
階層的要因，
子どもの頃の親による文化的影
響に，欧米の研究で検討されている宗教にかかわる変数を加えて検証したものである。重回帰分析をおこなった結果，属性，
階層や親の変数と同様に「宗教的な心」変数も文化活動に有意にプラスの影響を及ぼすことが示された。
キーワード

宗教的な心，
文化活動，
子どもの頃の親の影響いることがほとんどなく，宗教と他の変数の関

1. はじめに連が十分に調べられてこなかった。

ピエール・ブルデューの文化資本や文化的再本稿は，日本における文化活動が，すでに実証

生産の理論は，社会階層や社会的不平等の調査されてきた属性，階層的要因と子どもの頃の親研究に大きな影響を与えた理論の一つであろうによる文化的影響に加えて，これまであまり注

1990）（Bourdieu，1979, 訳，。その理論は，文化消

目されてこなかった宗教によっても規定される

費研究の分野でも用いられ，調査データを分析

ことを明らかにするものである。

することで検証されてきた。海外ではもちろ

2. 先行研究んのこと日本においても，文化活動については1990年代に入ってから本格的な実証的研究が行

2-1 階層と文化資本と文化活動に関する研究

われてきた。しかしながら，海外で注目されながら，日本の研究では取り扱われてこなかった

ブルデューの文化的再生産の理論の影響に要因がひとつ残っている。それが宗教に関するよって，日本においても文化資本と階層との関係，要因である。欧米では神を信じないことは悪と

1994）
再生産との関係が研究されてきた（宮島，。

され，
宗教性と幸福や健康，
ソーシャルキャピタ

それとともに日本でも文化的再生産の実証的な

ルとのプラスの関連が実証的に研究されている。

1995
調査研究が行われてきた。片岡（2000）は，

日本では宗教というと，カルトや多額の献金な

年の SSM 調査データから，高い学歴で，年齢がどよくないイメージが連想され，質問紙を用い高く，女性であるほど，
ハイカルチャーに関与すた社会調査においては，宗教の変数が含まれてる確率が高いことを示している。そして属性や社会と調査

NO.24（2020 年 3 月）

53

社会経済的地位をコントロールしても，子ども

トなどのハイカルチャーといわれる文化活動をの頃からクラシック音楽や美術鑑賞などをたし

2003〜2004年のしている。Van Eijck（2011）は，

なむ家庭に育った人，すなわち子ども時代に文フランドル地方における文化活動調査の回答者

化資本を獲得した人は，
ハイカルチャーな文化活

2548名のデータを用いて，無神論的な人や宗教

動をよく行うことを明らかにしている。

的でない人やカトリックに親和的な人のほうが，2005年の SSM 調査データを中井（2011）は，

古典・形象美術に対して肯定的に評価する一方

分析し，ハイカルチャー消費と階層との間に1995

で，現代・抽象芸術に対する評価は無神論の人年と同じ傾向があることに加えて，
ハイカルチャー

がもっとも高いことを明らかにした。

消費活動の経験者率自体は1995年に比べ2005

Katz-Gerro and Jaeger（2012）では，ISSP 2007

年で大きく減少していることを新たに明らかに

33カ国データを分析していのデータを用いて，した。

る。文化的消費の指標として，映画鑑賞やスポー

海外においては，文化消費研究の文脈におい

ツイベントなどの外で友人知人と楽しめるアクて，
特にハイカルチャー，
高級文化活動に影響す

ティブな文化活動意欲と，
テレビや音楽の鑑賞，る要因を明らかにした研究が1970年代から数多

読書，工作などの家で一人で楽しむパッシブなくある。美術館に行く人の研究では，学歴の高文化活動意欲の2種類をその実施頻度で測定し，いことが強い効果を発揮する。これは，アメリそれぞれに学歴，
社会経済的地位，
宗教性がどの

カだけでなく，イスラエル，
イタリア，
スウェーデ

程度影響を及ぼすかを検討した。重回帰分析の2002），
1996；
ン（Katz-Gerro，
ドイツ（Kirchberg，結果，多くの国で教会出席率と文化的消費は正Katz-Gerro，2002），
ロシア（Gaav and Potapova，の関連があることが示されている。一方でキリ

1996）などでも明らかにされている。またア

スト教，
ムスリム，
ユダヤなどの教団や宗派へのメリカでは，
学歴以外にも女性，
高収入，
専門職

所属は，文化的消費との関連はあまりないことである人が美術館に行くことが示されているがわかった。
このように，これまで海外の文化資本の計量

1996）（DiMaggio，。またハイカルチャーを含む
文化的消費全般をとらえた Chan ed.（2010）では，的な研究では，属性と社会経済的地位の効果が

アメリカ，
イギリス，
フランス，
チリ，
ハンガリー，オ

検証され，宗教性を考慮に入れた分析もいくつ

ランダのそれぞれの国について，
学歴や収入，
社

か行われてきたが，子どもの頃に獲得した文化会的地位において優位な人ほど文化的消費が活資本にかかわる変数を入れた分析は行われてい発であることが示されている。

ない。

2-2 宗教と文化活動に関する研究

2-3 日本における宗教性測定の問題

海外で近年注目されているのが，宗教に関す

1995年
日本における文化資本の計量分析は，る変数である。宗教性（religiosity）と呼ばれると2005年の SSM 調査において，
文化資本，
文化

分析に用いられる宗教に関する諸変数の中で，活動の変数が取り入れられ，それらの影響が検Greely（2000）と DiMaggio（1996）は教団所属証されてきたことに特徴がある。一方で，日本の変数を宗教性としてとりあげ，同じ1993年にでは，文化活動や文化資本の研究に限らず，
宗教

アメリカで実施された GSS 調査データを用いたの変数が質問紙に入ることはこれまでほとんど分析を行った。両者の結果を合わせて考えると，なかった。たとえ海外で教団所属や教会出席率

アメリカでは宗派によって差があり，カトリックなどで測られる宗教性が影響していることが分の信仰熱心な層が美術館やクラシックコンサー

かっていても日本では同じ項目は調査自体に取社会と調査

NO.24（2020 年 3 月）

54

Refereed Paper

り上げられなかったのである。

大切ですか」という質問文が日本人の宗教性をそうした中で横井・川端（2013）では，「宗教とらえるうえで，
適切であると考える。

的な心は大切であるか」と尋ねる質問文で日本

それでは，
本稿で用いる「宗教的な心」とはど

2010年の全国調査データに
人の宗教性を測り，のようなものであるのだろうか。この変数は，基づいて，日本においても属性と社会経済的地

統計数理研究所が5年ごとに行っている「日本位を表す変数をコントロールしても，宗教性が文人の国民性」調査において，第2回の1958年調査化活動に影響を及ぼすことを明らかにしている。

からずっと繰り返し用いられている質問文であなぜ，直截的に「あなたは宗教を信じていますか」る。林知己夫（1961：40）は，「 宗教的な心 はと尋ねずにこのような質問文を使うのであろうか。

たいせつであるかという質問を行ない，反宗教

日本で欧米のように「あなたは信仰しているがどれくらいあるのかを明らかにしようとした」

宗教がありますか」と尋ねても信じる人は1割とその意図を明らかにしている。
また林文（2007：

1）程度であり ，
「ふだんから，
礼拝，
お勤め，
修行，

143）も「宗教という言葉に対して否定的でない

2）

布教など宗教的な行いをしている」 人も1割程ことは確かである」という。そして，
林文（2010）度である。これがそのまま日本人の宗教性をでは数量化 III 類によって，信仰の有無と宗教的表すとするならば，日本人の宗教性は極めて低な心の回答の組み合わせ（「信仰あり」「信仰なし・

いということになる。しかしながらクリスマス

心大切」「信仰なし・心大切でない」「信仰なし・

や結婚式はともかく，
初詣，
墓参り，
年忌のお参

その他」の4グループ）が，日本人の国民性調査

り，
さまざまな祈願など，
宗教と関係ないとは言の他の質問項目のなかのどこに位置づくかを示

い切れない行動は日本人にかなり多くみられしている。その結果，「信仰なし・心大切」のグる。盆やお彼岸などに定期的に墓参りする人はループ，すなわち信仰はないが宗教的な心は大8割程度（Manabe，2010：63-66），初詣に行く人切という考えの人々は，宗教的な心が大切でな

は1億人とも推測されているが ），それらの人たいグループよりも信仰ありのグループに近いこと，

ちが，まったく宗教性がないともいえないだろまた社会的にポジティブな考え方で近代的な考

3

2009）
う（Roemer，。このようにキリスト教を中え方を示す項目の近くに位置することが明らか心とする欧米の宗教社会学が用いてきた，たとになった。それに加えて年齢の効果を調整してえば「あなたは信仰している宗教がありますか」

一つ一つ他の項目との関連を分析し，「日本にという質問文では，日本人の宗教性は適切にとおいては，信仰のありなしよりも，宗教的な心をらえられない。

大切と思うか思わない，
が，西欧における信仰の意識においてもワーディングを変えて，「宗ありなしと同じような働きをしていると言えそ

教的な心は大切ですか」と尋ねれば，宗教をまっ2010：53）と結論付けている。
うである」
（林，

2013年の日本
たく否定する人以外，すなわち，

横井・川端（2013）では，宗教的な心で測られ4
人の国民性調査では67％の人 ）が大切と答える

た日本人の宗教性が高い人は，ボランティアや利のである。このように，
日本の宗教性は，
所属と

他的行動，
投票行動，
ハイカルチャーな文化活動

いう属性を測るのか，宗教にかかわる意識を測を行う傾向にあることが示されており，これはるか行動を測るかによって結果が異なり，
ワー

上記の林が述べたとおり，宗教的な心が社会的ディングによっても結果は大きく異なる。そこにポジティブな考え方であり，西欧における信

で，
本稿では，
キリスト教から見ればある意味で仰ありと同じような働きをしていることが，日弱い宗教性，
また慣習的な，
素朴な宗教感情も含

本人の国民性調査以外の全国調査データで示さ

めてとらえられるという点で，「宗教的な心はれた結果といえるだろう。以上のことから，日

社会と調査

NO.24（2020 年 3 月）

55

本において，欧米の信仰の有無のような宗教性にポジティブに働くという。聖書をはじめ教典が用いられる研究と同じような研究を試みる場

を読むことは西洋の歴史的知的伝統を身につけ合，少なくとも単一の質問文で日本の宗教性をさせ，礼拝や儀礼においてはコーラス，
楽器の演

測ろうとするときには，「宗教的な心は大切で奏などの音楽的要素に触れる機会がある。こうある」という変数を使うことは，きわめて有効した宗教の教育機能によって文化資本を身につである。これらの知見にしたがって，文化活動

けたものは，
より広い範囲の人々と接触し，うまと宗教性の関連をみる本稿でも，宗教性の変数く立ち振る舞い，
うまく会話することができる。

として「宗教的な心」の変数を使う。

Iannaccone（1990）は，
人的資本論になぞらえ

しかしながら，
横井・川端（2013）では，文化て，宗教的人的資本（religious human capital）を資本に関する変数が考慮されていない。子ども

考え，それがさまざまな宗教的な実践により宗の頃からの家庭環境の要因の中に宗教の影響も教的な満足を導くとしている。家庭内で個人の含まれている可能性があり，もしそうであれば，宗教的な能力と経験が養われ，同信の友人やさ家庭環境の要因をコントロールすると，宗教性らなる宗教的知識を得ることができる。それらの効果がなくなるはずである。

の人との付き合いや宗教的知識の学習などに時

日本においても宗教性は，
属性，
地位や子ども間を投資することによって，宗教的な儀礼や空のころの家庭環境にかかわらず，それ自体が文間で過ごして満足するようになる。このように，化活動を促進する要因となりうるのだろうか。

宗教性が幸福感や満足感にポジティブな影響を

本稿では，主要な地位や属性の変数，
親の影響，及ぼしている媒介変数として，宗教がもたらす宗教性の要因を同時に入れて分析し，それらの文化資本が考えられている。

要因が文化活動に影響するかを検討する。これ

これらの先行研究から，宗教に親しみを持つ

ら4つの要因を同時に考慮し，お互いの影響をコことが文化的素養を育み，文化資本の獲得につントロールした分析は，欧米でも日本でも行わ

ながり，文化活動を行うという仮説を考えるこれてないため，本稿の分析には横井・川端（2013）とができる。

とは異なる価値がある。

2-4-2 文化コーポレイト仮説と宗教教団の紐帯仮説

2-4 宗教が要因となるメカニズム

DiMaggio and Useem（1982）において，
コー

なぜ，宗教（性）が文化活動に影響を及ぼすのポレイト仮説が提唱されている。これは，企業であろうか。先行研究において，宗教（性）が影

団体（コーポレイト）が特定の文化活動を奨励

響を及ぼす理由がさまざまに述べられている

したり，文化を生み出したりしているという仮のだが，実際に検証している研究はあまりない。

説である ）。
本研究は，
コーポレイト仮説を援用し，本節では，その中から根拠となりそうな仮説を宗教団体こそ文化事業を後援する主体であるといくつか提示しておこう。

考えた。なぜならば，宗教性が高く，宗教教団に

2-4-1 文化資本獲得機会の提供

所属している者は，宗教教団が関連の美術館を

5

Smith（2003）は，宗教が生活の様々な点でポ訪問したり ），
教団が開催する音楽会や芸術の鑑

ジティブに働く理由について理論的に検討し賞会に参加したりすることがある ）。また，
宗教

た。その中で，（アメリカの）宗教は（若者に）文

教団内での信者同士の紐帯によって，宗教分野

化資本を獲得できる機会を提供し，文化資本は以外での活動への参加がもたらされ，その結果，Bourdieu（1979）のいうように人々の生活機会

文化的消費・文化活動への参加につながるといを向上させるので，測定された宗教性は幸福感

う社会的ネットワークの効果も考えられる。

社会と調査

6

7

NO.24（2020 年 3 月）

56

Refereed Paper

こうした仮説に基づいて，本研究では宗教教

3. データと方法

団の効果を検討する。しかしながら，本研究で用いるデータには，宗教団体所属の変数が存在

2015年階層と社会意識全国調査
データは，しないため，創価学会が支援する公明党への支（2015年第1回 SSP 調査）である。この調査は層持を，宗教団体への所属とみなして検討するこ

化3段抽出法によって選ばれた全国の20〜64歳ととした。

2015年1〜6月に CAPI ）によるの男女を対象に，8以上に見てきたように，先行研究では，属性に訪問面接法で実施された。計画サンプル9000の

加えて，
社会階層，
文化的再生産，宗教という4つ

うち，
有効回収3575サンプル，
有効回収率43.0%の領域のいくつかを含めた分析が行なわれてきであった。分析対象は，分析に用いるすべてのた。本研究では4つの領域すべてを扱い，属性と変数に回答した2503名とする。

本人の社会的地位，子どもの頃の家庭の影響を4つの従属変数にあたる文化活動については，

コントロールしたうえでなお，海外で検証され項目を最尤法による因子分析をおこない，「文てきた宗教性の効果が，日本においても見られ化活動因子」を抽出し，因子得点を従属変数とるかどうかを検証する。

した。表1に文化活動4項目の記述統計量，表2

検証する仮説は以下の4つである。

では文化活動の因子分析の結果を示している。

仮説1：女性であること，年齢が高いことが，文表3に分析に用いる独立変数の記述統計量を化活動を促進する。

示す。属性変数として，
性別（女性ダミー），
年齢，

仮説2：高学歴，高所得であることが，文化活動

社会経済的地位変数として学歴3分類（初等・を促進する。

中等・高等教育），
婚姻状態3分類（有配偶・未婚・仮説3：親の学歴が高いこと，
子どもの頃の文化

離死別），
職業4分類（上層ホワイトカラー・下層

財の所持が文化活動を促進する。

ホワイトカラー・ブルーカラー・農業），
無職学

仮説4：宗教性の高さは文化活動を促進する。

生ダミー，
世帯収入等価所得，
都市規模2分類（人口20万以上・人口20万以下）を投入した。さら表 1 文化活動 4 項目の記述統計

問 3aクラシック音楽の音楽会・コンサートへ行く
問 3b 美術展や博物館に行く
問 3c 小説や歴史の本を読む
問 3d 図書館に行く

男性

女性

全体

N=1184

N=1319N=2503

平均

標準偏差

平均

標準偏差

平均

標準偏差

1.981

1.028

2.429

1.117

2.217

1.099

2.584
2.685
2.144

1.016
1.354
1.240

2.798
2.788
2.431

1.023
1.326
1.276

2.697
2.739
2.295

1.025
1.340
1.267

表 2 文化活動 4 項目の因子分析
問 3b 美術展や博物館に行く
問 3c 小説や歴史の本を読む
問 3a クラシック音楽の音楽会・コンサートへ行く
問 3d 図書館に行く
寄与率
（% ）

因子

共通性

.774
.586

.600
.344

.571

.326

.522
.272
38.547

Note: 最尤法による。

社会と調査

NO.24（2020 年 3 月）57

表 3 分析に用いた変数の記述統計

性別
（女性）
年齢
初等教育
中等教育
高等教育
有配偶
未婚
離死別
上層ホワイト下層ホワイトブルーカラー
農業
無職学生
等価所得
都市規模
父初等教育
父中等教育
父高等教育
母初等教育
母中等教育
母高等教育
15 歳時ピアノ
15 歳時文学全集・図鑑
15 歳時美術品・骨董品「宗教的な心」は大切
公明党支持

男性

女性

全体

N=1184

N=1319N=2503

平均

45.18
.056
.457
.487
.702
.246
.052
.262
.303
.329
.022
.084
407.855
.504
.334
.404
.263
.322
.463
.215
.19
.64
.17
2.950
.040

標準偏差
―

11.970
.230
.498
.500
.458
.431
.223
.440
.460
.470
.147
.278
321.822
.500
.472
.491
.440
.467
.499
.411
.394
.480
.376
1.143
.195

平均

45.16
.042
.536
.422
.744
.164
.092
.208
.324
.196
.019
.253
355.032
.497
.315
.414
.271
.309
.471
.220
.35
.67
.22
3.033
.063

標準偏差
―

11.993
.202
.499
.494
.437
.370
.290
.406
.468
.397
.136
.435
322.599
.500
.465
.493
.444
.462
.499
.414
.478
.471
.417
1.062
.243

平均

.527
45.17
.049
.499
.453
.724
.203
.074
.233
.314
.258
.020
.173
380.019
.501
.324
.409
.267
.315
.467
.218
.28
.66
.20
2.994
.052

標準偏差

.499
11.980
.215
.500
.498
.447
.402
.261
.423
.464
.438
.141
.379
323.246
.500
.468
.492
.442
.465
.499
.413
.448
.475
.399
1.102
.222

に親の影響の変数として父親学歴3分類（初等・すべての職業および無職学生，所得が高いこと，

中等・高等教育），
母親学歴3分類（初等・中等・都市居住が文化活動を促進している。また父親

高等教育），
子どもの頃の文化資本として15歳時

15歳時の文学全集・と母親の学歴が高いこと，15歳時の文学全集・図鑑の所有，のピアノの所有，図鑑，美術品・骨董品の所持が文化活動にプラ

15歳時の美術品・骨董品の所有を投入する。宗スの影響を及ぼしていた。
宗教要因としては，「宗

教の変数として，「『宗教的な心』というものは教的な心」を大切だと思う人ほど文化活動をお大切だと思う」（1：そう思わない〜5：そう思う）

こなっているが，公明党を支持は文化活動に有という宗教意識（本稿での宗教性），および公明

意な効果がなかった。
ここで着目したいのは，「宗
教的な心」変数の標準化偏回帰係数の値が .121

党支持ダミーを投入した。

とやや高い値を示していることである。学歴や

4. 結果

職業と比較すればその値は低いが，等価所得 .095よりは高く，
その効果の強さがうかがえる。

表4は，文化活動因子を従属変数とした重回帰

文化活動の規定要因は，男女でその構造が異分析の結果を全体および男女別で示したもので

1998a），男女別に重回帰なっているので（片岡，ある。まず，
全体のモデルを見てみると，女性で分析をおこなった。結果をみてみると，調整済あること，
年齢と学歴が高いこと，
未婚あるいはみ決定係数は，
男性で .257，
女性で .239であり，有配偶，（農業を基準としたときの）農業以外の女性よりも男性のほうで値が少し高かった。

社会と調査

NO.24（2020 年 3 月）

58

Refereed Paper

表 4 文化活動因子の重回帰分析

（定数）
性別
（女性）
年齢
初等教育
高等教育
（基準：中等教育）
有配偶離死別（基準：未婚）上層ホワイト下層ホワイトブルーカラー
無職学生（基準：農業）
等価所得
都市規模
父初等教育
父高等教育
（基準：父中等教育）
母初等教育
母高等教育
（基準：母中等教育）
15 歳時ピアノ
15 歳時文学全集・図鑑
15 歳時美術品・骨董品
宗教的な心
公明党支持

全体

男性

女性

N=2503

N=1184

N=1319βb-1.548
.256
.007
-.303
.368

***
.151 ***.101 ***-.077 ***
.217 ***

-.034
-.217

β

β

***

b
-1.333

.003
-.292
.303

.042
-.081 **
.183 ***

.012
-.317
.420

.168 ***-.076 **
.247 ***-.018-.067 **

.088
-.167

.048
-.045

-.208
-.339

-.108 ***-.117 ***

.584
.477
.286
.430

.293 ***.263 ***.149 **.193 ***

.594
.466
.294
.354

.315 ***.259 **.166 *.119 *

.557
.488
.255
.470

.269 ***.272 **.121.244 **

.000
.092
-.061
.118

.095 ***.055 **-.034.062 **

.000
.094
-.053
.125

.113 ***.057 *-.030.067 *

.000
.097
-.058
.113

.083 **.058 *
-.032
.060

.003
.090

.001
.044 *

.017
.147

.010
.073 *

-.005
.045

-.003
.022

.035
.146
.143
.092
-.063

.018
.082 ***.068 ***.121 ***-.017.260 ***

-.048
.141
.196
.108
-.047

-.023
.082 **.089 ***.148 ***-.011.257 ***

.096
.144
.101
.079
-.065

.055
.081 **.050 *.099 ***-.019.239 ***

AR2b-1.486―***―

Note: *** p<.001，** p<.01，* p<.05

男女間の違いに着目してみると，男性では年また交互作用項も有意ではない。しかし，女性

齢と婚姻状態の効果が見られない一方，女性でのモデルでは，等価所得と「宗教的な心」の両方

は親の学歴の効果が見られない。男女いずれもの主効果は消え，等価所得×「宗教的な心」の交

公明党支持の効果はないが，「宗教的な心」は男互作用項が有意に正の効果を示した（偏回帰係

女とも有意で，男性では標準化偏回帰係数 .148

5% 水準で有意）数 .000，
標準化偏回帰係数 .138，。

とやや高い値を示している。

「宗教的な心」と子どもの頃の親の影響では，

さらなる分析として，
表4で示したモデルに「宗女性のモデルにおいて，父初等教育×「宗教的教的な心」と等価所得の交互作用項と，「宗教的な心」の交互作用項を投入すると，「宗教的なな心」と子どもの頃の親の影響（父親学歴3分心」の主効果は消え，
父初等教育にマイナスの主

15歳時のピアノ／文学全集・類，
母親学歴3分類，

効果（偏回帰係数 -.423，
標準化偏回帰係数 -.234，

図鑑／美術品・骨董品の所有）の交互作用項を

5% 水準で有意）が現れ，父初等教育×「宗教的加えたモデルでの重回帰分析を全体・男女別のな心」の交互作用項がプラスで有意になった（偏それぞれでおこなった（表は割愛）
。まず，
「宗

5% 水準
回帰係数 .116，標準化偏回帰係数 .218，

教的な心」と等価所得に関しては，全体と男性で有意）。

のモデルでは，いずれの主効果も有意ではなく，社会と調査

NO.24（2020 年 3 月）

59

父母の学歴の低さは文化資本の低さを表してい

5. 考察・議論ると考えているので，父の学歴の低さが文化活
動には結びつかない主効果として現れる（-.234）

本稿では，
属性，
社会経済的地位，
親の学歴やのは，仮説に沿った結果である。また，
親の学歴

子どもの頃の家庭環境，宗教という4つの領域のが高く，宗教的な心も大切だと思うという交互

変数を同時に投入し，コントロールしてもなお，作用がプラスに働くのはそれほど不思議ではな

それぞれの変数が文化活動を規定しているかをいが，父の学歴が低くても宗教的な心を大切だ

検証した。その結果，属性（性別，年齢）と社会と思っている女性は文化活動が活発だといえる

経済的地位（学歴，職業，所得）や都市規模が有のは，不思議な結果である。

15
意に文化活動に影響を及ぼし，また親の学歴，以上の2点の結果を総合して考えると，
男性の歳時の文学全集・図鑑，美術品・骨董品の所持

場合は，
宗教性，
所得，
子どもの頃の家庭の文化も影響を及ぼしていることが分かった。そして

資本は，独立して現在の文化活動に影響してお宗教変数に関しては，「宗教的な心」という，
キり，交互作用効果は見られない。それに対してリスト教から見ればある意味で緩やかな宗教性

女性の場合は，交互作用効果がみられる。つまが，日本では文化活動に正の効果をもっていた。

り男性とは異なり，宗教性と社会的地位や文化

2，3，4は，他の変数をコントしたがって，仮説1，

資本の一部が関連しあって文化活動を規定してロールしてもすべて支持された。

いるのである。子どもの頃の家庭環境による文

注目すべきは以下の2点である。

化資本と現在の宗教性が独立して文化活動に効

第一に，「宗教的な心」と所得との交互作用項

果を及ぼすかどうかについては，日本でも欧米を投入した結果，
女性のみにおいて，（世帯収入）

でもこれまでの実証的研究例はない。文化資本

等価所得と「宗教的な心」のそれぞれの主効果

が宗教性を養い，文化活動を導くならば，
文化資

が消え，
交互作用項が有意になった。つまり，
女本の変数と宗教性の変数は，別々に投入すれば性にとっては「宗教的な心」があっても世帯の効果があるが，同時に投入すれば，宗教性の効果所得が多くなければ，また逆に世帯の所得があっはなくなるはずである。交互作用項を考えないても「宗教的な心」がなければ文化活動が行わ場合は，表4の結果から宗教性と文化資本は独立れないということである。女性の場合は「宗教に文化活動に効果を与えているということがで的な心」が文化活動に結び付くとしても，例えきる。これが，
本稿が明らかにしたことである。

ば美術館の入館料が払えないなどの制約がある

しかしさらに踏み込んで交互作用項を考えると，と当然文化的な活動は行えない。そのような世女性の場合には，
単純な主効果だけでなく，交互帯の経済的制限は，
男性ではなく，女性に大きく作用の効果もあった。この理由は，未知の媒介働くからであろう。また，所得が高いだけでは要因などがあるためか，十分な解釈ができなった。

文化活動は促進されない。宗教的な心を大切だ

文化資本と宗教性を同時に考慮に入れたさらなと思うことではじめて，文化活動をおこなうよる研究が必要とされ，とくに女性を対象とする

うになる，と説明できる。

研究が期待される。

第二に，「宗教的な心」と父初等教育との交互

最後に，これまで日本のデータではあまり取作用項を投入した結果，女性のみにおいて，
父初り上げられてこなかった宗教性が文化資本に影等教育にマイナスの主効果が現れ，交互作用項が響を与えるメカニズムについて検討しておきたい。

プラスで有意になることが明らかになった。本

先行研究におけるコーポレイト仮説と宗教教団

稿では，親の学歴は文化資本の代理変数であり，の紐帯仮説を検証しようと試みた。創価学会な社会と調査

NO.24（2020 年 3 月）

60

Refereed Paper

ど少なくとも一部の教団の実際の活動から判断能については欧米と日本とで異なる点もある。

すれば，
コーポレイト仮説は成立していると思2-3節で林（2010）は，分析結果から，
「宗教的な

われるが，
本稿の分析結果からは，宗教団体の有心」は社会的にポジティブな考え方であり，
西欧

意な効果は見られなかった。今回用いた SSP 調における信仰ありと同じような働きをしている

査データにおいては，
調査設計の制約で，信仰のと述べている。日本では，「宗教的な心は大切

有無や信仰する宗教名などの質問項目はなく，である」という宗教を否定しない心が，欧米の公明党支持を代替の変数として用いた。しかし宗教を信じる場合と同じく，文化活動につながっ

これはあくまでも支持政党を測定しているのでていく。欧米の宗教を信じることと日本の宗教

あって，直接的な教団所属を問うておらず，
正しを否定しない心は，同等に文化的な境界を示す

9）く測定されていないためと推測できる 。また，役割を果たしていると考えられるが，欧米の宗いかに巨大な創価学会といえども全人口に占め教を信じるか信じないかは，基本的には教団やる割合は大きくなく，日本全国を母集団とする

教派への所属であり，性別やエスニシティほどで

計量分析で創価学会の効果を明らかにすることはないにしても，学歴などと同等かそれ以上には困難なためでもあろう。

周りから見てわかるものである。欧米においてデータの分析結果から，宗教と文化活動の関は，宗教（性）はかなり顕在的にとらえることが連は明らかになったが，その関連のメカニズム

可能であるが，日本の宗教を否定しない心は，
他については明確な説明を提供することはでき

人からはほとんど見えない意識である点は異なない。Katz-Gerro and Jaeger（2012）は，宗教的るといえるだろう。つまり，「宗教的な心」は欧な人はその性格が活発で行動的な人であり，そ米ほど外から見てわかる明瞭な境界線であった

れゆえ教会出席率も高く，文化的なものへの参り，
テイストであるとはいえないかもしれない。
今回の分析結果からは，宗教性変数の中でも加も頻繁になる，という説明をおこなっている。
この仮説を検証するためには，心理学的研究に「宗教的な心」が文化活動にプラスの影響を及ぼもとづいたパーソナリティ測定などのさらなるすことが明らかになった。日本の文化活動にお調査と分析も必要になってくるだろう。また，

いて「宗教的な心」の効果を明らかにしたこと

日本の新宗教においても，美術館を所有する世は本稿の貢献である。しかし，交互作用の問題

界救世教や神慈秀明会の祖といえる大本教のなど，特に女性の結果に解明されるべき課題が教祖の一人である出口王仁三郎は，美術と宗教残っている。欧米の宗教性と文化活動の研究を

は一対の切り離せないもので，両者は補完しな

参考に，日本でも宗教性を分析に入れた文化活

がら，人が絶対者との一体化を求めるのを助け動の研究がさらに必要であろう。

る役割を果たすといっている。宗教と美術は付記

もちろん同じものではないが，美術は視覚や聴覚などで単純にとらえられない霊的世界や本研究は JSPS 科研費16H02045の助成を受神へ通じる経路として役立つという（Stalker，

SSP プロジェクト（http://ssp.hus.osaka-u.
けて，

2012：332-333）。宗教と美術，文化活動との関ac.jp/）の一環として行われたものである。

連の深さは，教団レベルでは欧米でも日本でもSSP2015データの使用にあたってはSSPプロジェ

指摘されているのである。

クトの許可を得た。

しかしながら，今回用いた宗教（性）尺度の機

社会と調査

NO.24（2020 年 3 月）

61

注1）この質問文は日本の大規模な調査の一つである
JGSS調査で用いられている質問文であり，
2015
年の調査では，有効回答者 2059 人中 192 人がいていることが影響を及ぼすことを示している。

6）たとえば，東京富士美術館は創価学会，MOA美術館は世界救世教，MIHO美術館は神慈秀明会「ある」と回答している。http://jgss.daishodai.

ac.jp/surveys/table/DORL.html（2019 年 7 月 5日取得）から閲覧できる。

2）NHK放送世論調査研究所が 1973 年から 5 年ごとに行っている「日本人の意識調査」で用いられている質問文。2013 年調査では 11.4％であった。

3）初詣の人数は把握しにくいため，近年は警察も神社本庁もその数字を発表していないが，た
8766 万人ととえば平成 9 年度の警察白書では，いう数 字 があげられていた。
（http://www.npa.

によって創立，運営され，仏教系大学である龍谷大学が運営する龍谷ミュージアム（京都市）は，
浄土真宗本願寺派本山・本願寺の目の前に建てられている。

7）東京国際音楽コンクール＜指揮＞を主催する民主音楽協会は創価学会が，東京芸術財団の設立には，
ワールドメイトの深見東州が関わっている。

8）コンピュータを用いた個別聴取面接法（CAPI：
Computer-Assisted Personal Interview）のこと
タブレッ
で，SSP調査では紙の質問票を用いず，

2019 年 7 月 5go.jp/hakusyo/h09/h090700.html，トを採用している。

日取得）

9）第 24 回参議院議員通常選挙結果において，比例 代 表 における公 明 党 の得 票 数 はおよそ 750

4）http://www.ism.ac.jp/kokuminsei/table/data/html/ss3/3_2b/3_2b_all.htm（2019 年 7 月 5 日取得）参照。

万票である（http://www.soumu.go.jp/senkyo/

senkyo_s/data/sangiin24/index.html（2019 年 7
月 5 日取得）より）。創価学会の信仰者数の信頼5）片岡（1998b）は勤める企業の規模や文化産業に属しているかどうかを独立変数にして，この仮説を検証している。その結果，ハイカルチャーに対しては，企業規模の効果はなく，文化産業に就ある統計は存在しないが，全国規模の調査で教団所属を尋ねた場合に創価学会と答える割合は3％程度である。

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