てきた選択的夫婦別姓制度導入の動きが加速

1

はじめに

している。周知のとおり，現行民法では「夫婦は，婚姻の際に定めるところに従い，夫又現代の民主主義社会では，国民の中で賛否

は妻の氏を称する」（750 条）と，夫の氏でもが分かれるような政治的な争点について，国妻の氏でもどちらからでも選べるが，実際にやマスメディアなどが頻繁に世論調査を行っは結婚した夫婦の約 96〜97％ が夫の姓を選ており，世論の動向を見ながら，法案提出の択していて，ほとんどの場合女性が改姓してタイミングを計ったり，さまざまな政策決定いる。こうした状況を反映して，1990 年代

・1を行っていくことも多い。世論調査の重要性

以降，法曹界や市民団体などを中心に夫婦同はますます高まっている。

姓と夫婦別姓を自由に選べる法制度を求める

しかし一方で，近年，調査環境の悪化や回声が高まってきた。

収率の低下など，世論調査に関するさまざま

夫婦別姓に関しては，これまで「選択的」な問題が生じている。また，世論調査での質夫婦別姓案以外にも，「例外的」夫婦別姓案

問の仕方や調査結果の解釈などに関してもさや「家裁許可制」夫婦別姓案などが提案され

・2

まざまな問題点が指摘されている。

てきた。また，一種の折衷案として「通称使・3

本稿では，選択的夫婦別姓を事例として，用」案も出されている。この夫婦別姓問題に

政治的争点に関する世論調査とそれに関連す

ついては，長年賛否が割れているが，賛成派

る問題について調査データをもとに考えていにせよ反対派にせよ，それぞれ自説を擁護す

くことにする。

る理由をいくつも挙げて論陣を張っている。

2009 年 8 月の衆議院選挙による政権交代

ここではこの問題の詳細には立ち入らないがの結果，民主党を中心とした連立政権が誕生（詳しくは，久武［2003］などを参照のこと），夫

したが，この民主党政権下で，長年議論され

婦別姓という問題はいろいろ複雑な側面をも
社会と調査

No.6

57

った，世論が割れている争点である。

ている （Don't Know が 17％）。その後の研究

この選択的夫婦別姓に関しては，1990 年

で，ある行動を「禁止すべきでない」（the

代から国や地方自治体，全国紙などのマスメ

behavior under investigation should not be for-

ディアによって数多くの世論調査が行われて

bidden） と聞かれた方が「認めるべき」（itいる。しかし，すでに別稿 （斉藤，2008） でshould be allowed） と聞かれるより，肯定的論じたように，この夫婦別姓に関する世論調

回答の割合（yes か no で yes の割合）が高くな

査ではさまざまな質問文や回答選択肢が用いる。同様に，「認めるべきでない」（the be-

られていて，ワーディングの違いによって調

havior under investigation should not be al-

査結果にも大きな違いが出ている。本稿では，

lowed） と聞かれる方が，「禁止すべき」（itワーディングを「決定した質問項目を質問文

should be forbidden ） よ り 肯 定 的 回 答 の 割 合と回答文 （選択肢など） の形で文章化するこが高くなることなどが報告されていると」（篠原ほか編，2010: 117 18）という意味で（Schwarz et alχ, 1998）。

用いることにし，選択的夫婦別姓問題を事例

こ の the forbid allow asymmetry に 示 さに，このワーディングの違いによるフレーミ

れるように，ワーディングの違いによるフレ

ング効果の問題を取り上げる。

ーミング効果は，質問文のわずかな言い回し

フレーミング効果とは，もともとは認知心の違いにおいてさえ見られる。なお，Hip-理学の領域で提唱されたもので，われわれのpler and Schwarz （ 1986 ） は ， こ の the for-

判断・意思決定において，論理的には意味がbid allow asymmetry 効果は，当該問題に関同じであっても，言語表現の違いによりその心のない回答者にのみ見られ，当該問題に対問題の心理的構成の仕方が異なると，判断・して明確な態度をもっている回答者には認め意思決定にも違いが生じる効果のことを言うられなかったと報告している。

（竹村，1994; Tversky and Kahneman, 1981）。

世論調査においてある争点について賛否を世論調査においても，ワーディングの違い問う場合，その対象となる争点は通常複雑なによるフレーミング効果とみなせる事例はこ面をもっており，じつは複数の下位争点かられまで多数報告されてきた。おそらくもっと成っていることが少なくない。しかし，質問もよく知られているのは，the forbid allow

文はできるだけ簡潔に書く必要がある。したasymmetry と呼ばれるものであろう（Rugg,

がって，1 つの質問項目で測れるのは，当該

1941; Holleman, 2000）。たとえば，この現象

争点の一側面にすぎないことが多い。その結を最初に報告した Rugg （1941） によると，

果，当該争点のどの要素を強調するのか，言Do you think the United States should for-

い換えれば，その問題をどのようにフレーミ

bid public speeches against democracy? とングするか （どのような質問文を用いるのか，いう質問に対して，46％ が Yes と答え，39

選択肢には何を用いるのか）によって，その争％ が No と答えている（Don't Know が 15％）点に対する調査回答者の理解の仕方も異なり，が，一方，Do you think the United States

回答パターンにも違いが出てくると考えられshould allow public speeches against de-る。

mocracy? という質問に対しては，21％ がYes と答えたのに対して，62％ が No と答え
58

社会と調査

No.6

本稿では，選択的夫婦別姓問題を事例とし，
上述の Hippler and Schwarz （1986） が指摘

した争点に対する関心度に加え，当該争点にの通称使用を含めれば法改正容認は 65％ に対する知識度も変数に組み入れて，ワーディ

達し，反対派の 2 倍以上が夫婦別姓に理解をングの違いによるフレーミング効果を受けや示していることもわかった」（2001 年 8 月 5 日

すいのはどういう層であるのかについて検討1 頁），朝日新聞は「この制度に賛成する人はしていく（研究課題 1）。

42χ1％ で，前回調査時より約 10 ポイント増

本稿ではまた，選択的夫婦別姓に対して賛え，通称を含めて結婚後も別姓を名乗れる何成派や反対派があげているさまざまな賛否理らかの法改正に賛成する人は 65χ1％ にのぼ

由について調査回答者がどの程度知っているった」（2001 年 8 月 5 日 1 頁） と，3 大紙が通のか，それぞれの賛否の理由について回答者

称使用という選択肢の解釈について足並みを自身は同意するのかどうかを尋ね，賛成派は揃えている。

・4

なぜ賛成しているのか，反対派はなぜ反対し一方，こうした新聞報道に対して，「『夫婦ているのか，とくに通称使用なら可という同姓を名乗るべきだが』という回答文中の前「通称使用派」は，賛成派，反対派のいずれ置きを見ても明らかように，これはどう考えに近いのか，などについて検討を加えていくても『夫婦同姓支持』としか考えようのない（研究課題 2）。

回答である筈なのだ。それがどうして別姓支たんに夫婦別姓制度導入に賛成か反対かを持派にカウントされるのだろうか」と異議を問うだけでなく，通称使用なら可という選択唱え，「むしろこの『通称』法制化支持の 23

肢を入れた場合，この選択肢がない場合と回％ は，逆に夫婦別姓反対の 29χ9％ の方に位答パターンに大きな違いが生じることが分か置づけられ，『夫婦同姓支持の 52χ9％』としっているが，この問題を扱った世論調査には，てカウントされるべき数字なのではなかろう

通称使用という選択肢は用いず，たんに夫婦か」という指摘も見られる（伊藤，2001）。

別姓制度導入に賛成か反対について尋ねたものが多い。

では実際のところ通称使用派は賛成派と反対派のどちらに近いと考えるべきだろうか。

後述するように，1996 年以降，内閣府の本稿では，先見にとらわれず，調査データの世論調査では，夫婦別姓に賛成か反対かだけ

分析から客観的に言えることは何かについてではなく，通称使用という選択肢も設けてい見ていく。

るが，この通称使用を巡っては立場によりその解釈が大きく分かれている。たとえば，新

2

方

法

聞報道について見てみると，賛成の割合が42χ1％ に達し反対の割合 （29χ9％） を初めて本 稿 で は 2003 年 11 月 15 （ 土 ） 〜 12 月 1上回った 2001 年の調査結果について，毎日

日（日）に東京都民（20 歳以上の男女 1000 名）

新聞は「『旧姓の通称使用を認めるための法を対象に実施したサンプリング調査データを改正ならよい』を含めると，この問題に関し用いて上記の研究課題について検討する。

・5て民法改正を容認する国民は 65χ1％ に及ん

この調査では，質問文および選択肢の違いでおり，夫婦別姓への支持が広がっているこが回答パターンに及ぼす影響を検討するため，とを裏付けた」（2001 年 8 月 5 日 2 頁） と報じ

選択的夫婦別姓に対する賛否について 3 つのている。同様に，読売新聞も「さらに，旧姓異なるバーションを用いた。バーション A
社会と調査

No.6

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は総理府が 1994 年 9 月調査まで用いていたべきであり，現在の法律を改める必要はな

もの，バーション B は朝日新聞社が 1994 年い」（以下「反対」）が 27χ8％，「夫婦が婚姻前9 月調査，2002 年 12 月調査，2009 年 12 月の名字（姓）を名乗ることを希望している場調査で用いたもの，バーション C は 1996 年

合には，夫婦がそれぞれ婚姻前の名字（姓）以降に総理府 （現内閣府） 調査で用いられてを名乗ることができるように法律を改めてもいるもので，調査対象者にはこれら 3 つのバ

かまわない」（以下「賛成」）が 43χ5％，「夫婦ーションをランダムに割り当てた。

が婚姻前の名字（姓）を名乗ることを希望し具体的には，バージョン A は「我が国のていても，夫婦は必ず同じ名字（姓）を名乗

法律（民法）では，現在，婚姻の際，夫婦がるべきだが，婚姻によって名字（姓）を改め同じ名字（姓）を名乗ることが義務付けられた人が婚姻前の名字（姓）を通称としてどこていますが，当人たちが希望する場合には，でも使えるように法律を改めることについて夫婦が別々の名字（姓）を名乗ることができは，かまわない」（以下「通称使用」）が 27χ3％

るように，法律を変える方がよいと思いますであった（n＝209，このうち無回答 3 人）。

か，それともそうは思いませんか」という質

まず，3 つのバーション間で回答者の属性

問文で，回答は「そう思う」（以下「賛成」）に偏りがないかどうかを調べた結果，性別，

35χ2％，「そうは思わない」（以下「反対」）

年齢および学歴に有意な差は認められず，331χ9％，「どちらともいえない」32χ9％ （n＝バーションがランダムに配分されていたこと

213，無回答 0 人）という結果であった。

が確認された。また，夫婦別姓問題に対するバージョン B では，「法律を改正して，夫関心度を 4 件法で尋ねたが，この問題に対す婦が同じ名字でも，別々の名字でも，自由にる関心度の回答分布にも 3 つのバージョン間

選べるようにすることに，賛成ですか。反対で有意差は認められなかった。

ですか」という質問文で，「賛成」64χ0％ に

次に，この調査では，選択的夫婦別姓に対対し「反対」33χ5％ であった （n＝197，このして賛成派や反対派があげているさまざまな

うち無回答 5 人）。

賛否の理由について，関連文献や新聞記事なバージョン C では「現在は，夫婦は必ずどを参考に，賛成理由 7 項目，反対理由 6 項

同じ名字（姓）を名乗らなければならないこ

目の計 13 項目を選び，それぞれの賛否理由とになっていますが，『現行制度と同じようについて，見たり聞いたりして知っているか，に夫婦が同じ名字（姓）を名乗ることのほか，

またそれぞれの賛否理由に同意できるかどう

夫婦が希望する場合には，同じ名字（姓）でかについて複数回答で尋ねた。賛成理由としはなく，それぞれの婚姻前の名字（姓）を名ては，「夫婦別姓が認められると，結婚前の乗ることができるように法律を改めた方がよ

名字が使え仕事などがしやすくなる」「現在い。』という意見があります。このような意の制度では，一人っ子同士の婚姻などの際に，見について，あなたはどのように思いますか。

家の名前を残すために婚姻が難しくなる場合

次の中から 1 つだけお答え下さい」という質がある」「現在の制度では，女性が名字（姓）問文で，このバージョンは 3 つの選択肢が以を変える場合がほとんどで，男女平等に反す

下のようにやや長くなっている。「婚姻をする」など。反対理由としては，「夫婦が別々る以上，夫婦は必ず同じ名字（姓）を名乗るの名字（姓）を名乗ると，子どもの名字（姓）

60

社会と調査

No.6

の選択が問題になる」「夫婦が別々の名字

回答者ほど，多くの項目に同意していること（姓） を名乗ると，家族や夫婦の一体感が薄を表す。同様な方法で，反対理由としてあげれていく」「夫婦別姓制度は，日本の伝統やた 6 項目についても「反対理由同意得点」

習慣にそぐわない」などである。これらの項（最低 0 点〜最高 6 点，M＝1χ57，SD＝1χ68） を目は必ずしも賛否理由をすべて網羅している算出した。なお，賛成理由と反対理由で項目

わけではないが，本稿の目的には十分と考え数の違いにより最大値などが異なるため，以る。

降の分析の際，それぞれの得点を標準化した

ここでは，この夫婦別姓に関する 13 の賛

z 得点を使用する。

否理由に対する知識の有無について，それぞれの項目を選択した場合に 1 点，選択しなか

3

結

果

った場合には 0 点をあたえ，単純に合計して「知識度得点」（最低 0 点〜最高 13 点） を算出した。この得点の高い人ほど，夫婦別姓問題

ぜ ワーディングの違いによるフレーミン
グ効果（研究課題 1）に関する知識度が高いことを意味する。
研究課題 1 の検討にあたって，本稿では，

ワーディングの違いによるフレーミング効4 件法で尋ねた選択的夫婦別姓に対する関心果が生じやすいのはどういう回答者なのかを度をもとに「関心あり群」（「非常に関心があ調べるため，3 つのバージョンごとの賛否のる」+「ある程度関心がある」）と「関心なし群」

割合を，上述の 4 グループ別に比べてみた。

（「あまり関心がない」+「全く関心がない」）にわ

まず，図 1 に示すとおり，グループ A（関け，さらに，上述の知識度得点の中央値をも心度および知識度のいずれも高い層） では，バとに，「知識度得点高群」と「知識度得点低ージョンごとの質問文や選択肢の違いにもか群」に 2 分割し，この 2 つを組み合わせてサ

かわらず，選択的夫婦別姓への賛成の割合がンプル全体を「関心度および知識度のいずれ

6〜7 割とあまり大きな違いが見られない。

も高いグループ」（以下グループ A; n＝123），

バージョン A とバージョン C では，中間的「関心度は高いが知識度は低いグループ」（以回答を選ぶ回答者が若干いたが，バーション

下グループ B; n＝93），「関心度は低いが知識B に中間的回答として n＝0 を代入してフィ度は高いグループ」（以下グループ C; n＝158）

ッ シ ャ ー の 正 確 確 率 検 定 （ Fisher ' s exact

および「関心度および知識度のいずれも低い

test） を行ったところ，バージョン間と賛否グループ」（以下グループ D; n＝242）の 4 つのの回答割合の間に有意な関連は見られなかっグループに分けた。
次に，この同じ 13 項目に対し同意するかどうかについて，それぞれの項目を選択した
場合（つまり同意する場合）は 1 点，選択しなかった場合（つまり同意しない場合）には 0 点を与え，まず賛成理由 7 項目を合計して「賛成理由同意得点」（最低 0 点〜最高 7 点，M＝2χ43，SD＝2χ02）を算出した。この得点の高い

図1

グループ A（関心度も知識度も高い）の意
見分布

社会と調査

No.6

61

図2

グループ B（関心度は高いが知識度は低い）
の意見分布

図3

グループ C（関心度は低いが知識度は高い）
の意見分布

た。
関心度は高いが，知識度は高くないグルー
プ B の場合も，3 つのバージョンいずれにおいても夫婦別姓に賛成の割合が 5 割程度と反対の割合を上回っている。しかし，バージョン C では「通称使用」を選択した回答者が 3割と，グループ A と比べてかなり多くなっ図4グループ D（関心度も知識度も低い）の意
見分布ている （図 2）。グループ A の場合と同様の方法でフィッシャーの正確確率検定を行った

フィッシャーの正確確率検定を行ったところ，

結果，有意確率は p＝χ011 でありバージョン

いずれも p＜χ001 とバージョン間で割合の違間で割合の違いに有意差が見られた。

いに有意差が見られた。

夫婦別姓問題に対して関心度の低いグルー以上の結果より，ワーディングの違いによ

プ C とグループ D について見ると，グルーる影響を受けやすいのは，選択的夫婦別姓に

プ A とグループ B よりバージョンごとの質

対して関心度が低い層で，その中でもとくに問文や選択肢の違いの影響を強く受けている

この問題に対する知識度も低い層 （グループ

ことがわかる （図 3 および図 4）。どちらのグ

D）がもっとも顕著にワーディングの違いにループも，バージョンによって，賛成の割合よるフレーミング効果を示していた。一方，の方が高かったり，反対の割合の方が高かっ

当該問題に関心もあり，知識も豊富な層はワたりしている。また，この関心度の低い 2 つーディングの違いによる影響をほとんど受けのグループでは，バージョン A について 40ないことも明らかとなった。本研究では，関％〜50％ が「どちらともいえない」という心度と知識度の 2 つをグループ化変数として中間的回答を選択している。さらにグループ用いたが，今回の結果を見るかぎり，ワーデ

D について，バージョン A では反対が約 4

ィングの違いに由来するフレーミング効果の割で，賛成のおよそ 2 倍であるのに対して，受けやすさの指標としては，当該問題に対すバージョン B では賛成の割合が反対の約 2

る知識度の高低より，関心度の高低の方が重倍になっている。しかし，バージョン C で要であるようだ。

は，賛成，反対，通称使用の割合がほぼ等しくなっている。このグループ C とグループ
D についても，グループ A と同様の方法で
62

社会と調査

No.6

ぜ 選択的夫婦別姓に対する賛否と同意項
目との関連（研究課題 2）
次に，3 つのバージョンごとに，賛成派はなぜ賛成しているのか，反対派はなぜ反対しているのかを同意得点をもとに見ていく。当然ながら，賛成派は賛成理由に同意する割合が高く，反対派は反対理由に同意する割合が

図6

バージョン B の夫婦別姓賛否別に見た同意
理由得点高いと予想できるが，「どちらともいえない」
や「通称使用なら可」と考える中間派は，賛成理由や反対理由に対してどのような立場をとっているのであろうか。
それぞれのバージョンごとに，夫婦別姓に対する賛否 （賛成，反対，中間的回答［バージョン B 除く]；被験者間要因） と夫婦別姓に対する同意得点 （賛成理由同意得点，反対理由同意得点；被験者内要因）について 2 要因分散分析を行った。
まずバージョン A について見てみると，夫婦別姓に対する賛否と同意得点との交互作

図7

バージョン C の夫婦別姓賛否別に見た同意
理由得点001）。しかし「どちらともいえない」の中間層では，両得点の間に有意差は見られなかった。

用が有意であった（F(2Е210)＝62χ70，p＜χ001）。

次に，バージョン B についても，夫婦別

図 5 に示すとおり，夫婦別姓に賛成か反対か

姓に対する賛否と同意得点との交互作用が有で，2 つの同意得点に違いがあることがわか意であった（F(1Е190)＝213χ48，p＜χ001）。図 6

る。下位検定の結果，夫婦別姓賛成派は賛成に示すとおり，夫婦別姓に対して賛成か反対

理由同意得点が反対理由同意得点より有意にかで，同意得点に違いがあることがわかる。

高い （F(1Е210)＝45χ75，p＜χ001） が，反対派

下位検定の結果，賛成派は賛成理由同意得点

は逆に，反対理由同意得点が賛成理由同意得が反対理由同意得点より有意に高いが （F点より有意に高かった（F(1Е210)＝81χ20，p＜χ(1Е190)＝94χ65，p＜χ001），反対派は逆に，反対理由同意得点が賛成理由同意得点より有意に高かった（F(1Е190)＝120χ89，p＜χ001）。
バージョン C についても，賛否と同意得
点との交互作用が有意であった （F(2Е203)＝47χ13，p＜χ001）。図 7 に示すとおり，夫婦別姓に対して賛成か反対かで，同意得点に違いがあることがわかる。下位検定の結果，賛成
図5

バージョン A の夫婦別姓賛否別に見た同意
理由得点派は賛成理由同意得点が反対理由同意得点より有意に高いが（F(1Е203)＝54χ73，p＜χ001），
社会と調査

No.6

63

表1

同意得点をもとにした「通称使用」と「どちらとも言えない」の比較：2
要因分散分析の結果
通称使用

M
SD

賛成
得点

反対
得点

n＝57
Ё0χ06
0χ93

どちらともいえない

バージョン
の主効果

同意得点
の主効果

交互作用

賛成
得点

反対
得点

n＝57

n＝70

n＝70

F値

F値

F値

0χ19
0χ92

Ё0χ21
0χ81

0χ00
0χ89

2χ49

4χ21Н

0χ03

Нp＜χ05

反対派は逆に，反対理由同意得点が賛成理由ることも多いと思われるので，表明されてい同意得点より有意に高い（F(1Е203)＝38χ02，p

る賛成なり反対なりの意見は，熟考されたあ＜χ001）。しかし「通称使用」派では，両得点る程度まで強固なものだろう。したがって，の間に有意差は見られなかった。

今回の分析で明らかになっているように，質さらに，バージョン A で「どちらともい

問文や選択肢の違いによる影響を比較的受けえない」，バージョン C で「通称使用」を選にくい。一方，この夫婦別姓問題に対する関択した回答者のみを取り出し，「どちらとも心度も知識度もさほど高くない層は，ワーデ

いえない」と「通称使用」の間で，賛成理由

ィングの違いによるフレーミング効果を受け同意得点や反対理由同意得点に違いがないかやすい点から見ても，調査時に表明された賛を 2 要因分散分析で検討した結果，表 1 に示否の判断は，熟考された意見というより，一

すとおり，同意得点の主効果のみが有意であ

時的な反応に近いものだと考えられる。したり，バージョンによる主効果および交互作用がって，質問の仕方次第で，回答が大きく異（同意得点×バージョン） ともに有意ではなかなる可能性が高い。

・6った。つまり，同意できる理由の数という面

これは，本稿で取り上げた選択的夫婦別姓から見るかぎり，「通称使用」という選択肢

問題についてだけでなく，回答者がそれほどは「どちらともいえない」という中間的回答

高い関心を示しているわけではなく，賛否がにきわめて近いものと考えられる。

割れるような争点については同様のことが言えるであろう。かつて林知己夫は，NHK 放

4

考

察

送文化研究所や統計数理研究所が行った憲法改正を巡る世論調査結果をもとに「憲法改正本稿の分析から，選択的夫婦別姓に対して問題などのひとすじなわではいかない問題で関心もあり知識もある回答者はワーディング

は，極端にいえば調査のやり方如何により，の違いによるフレーミング効果をほとんど受どんな結果でも出せるのである」（林，1984:

けないが，この問題に対して関心度も知識度

102） と述べ，憲法改正問題のように，他のも低い層はワーディングの違いによる影響を身近で切実な問題と比べて一般の人々の関心

もっとも受けやすいことが示された。

の度合いがけっして高くない問題については，

選択的夫婦別姓問題について関心度が高く

世論調査結果をもとに黒白のはっきりした一知識も豊富な層は，おそらく普段からこの問定の結論を得ようとすべきではない，と注意

題についてよく考え，また周りの人と議論すを喚起している。憲法改正問題と同様に，夫

64

社会と調査

No.6

婦別姓問題も多くの人々にとってはそれほど賛成派にカウントできるのか，あるいは反対

切実な問題とは見なされておらず，質問の仕派にカウントできるのかは，単純に決められ方や選択肢の違いによる影響をとくに受けやるわけではない。選択的夫婦別姓に対する賛すい争点であると考えられるため，政策決定

否理由に同意できるかどうかという点から見のための世論調査の課題として扱うにはきわると，夫婦別姓に対して明確に賛成でも反対めて慎重であることが求められる。

でもない通称使用を選んだ回答者は，賛成理しかし一方で，現代の民主主義社会にあっ由もしくは反対理由のどちらかに偏って同意ては，賛否の割れる政治的争点について，世しているわけではなく，双方にほぼ柊等に同論の動向をまったく把握することなしに，た意していることが今回の分析から示された。

とえば法律の改正云々を議論することは，ましたがって，今回の分析結果を見るかぎり，た別の問題を生むことにもなる。では，人々

たとえば内閣府の世論調査結果をもとに議論の関心がさほど高くはなく，したがって多くする際，通称使用派を単純に賛成派ないしはの人がまだ明確な意見をもっていないような反対派のいずれかにカウントして議論するの争点（つまり，とくにワーディングの違いによるは必ずしも正しくないと言える。つまり，結フレーミング効果を受けやすいと思われる争点）

果の解釈にあたっては，中間的回答を安易にについて，世論調査結果を政策決定に活かす

賛成意見や反対意見に組み込んだ議論はせず，ためにはどのような点に気をつけなければな

別カテゴリーとして論じる必要がある。そうらないだろうか。

でないと，夫婦別姓問題のような複雑な側面

この問いに対する十分な答えは簡単に出せ
るものではないが，今回の調査結果から少なをもつ争点に対して正確な世論動向を把握することはできないだろう。

くとも以下のような点は指摘できるだろう。

最後に，上記の中間的回答の問題とも関連

まず，選択的夫婦別姓については，1996 年するが，夫婦別姓に限らず政治的争点に関し以降の内閣府の調査のように通称使用というて世論調査を行う場合，可能なかぎりその問

選択肢を設けているケースはけっして多くは題に対する回答者の関心度や当該争点についなく，新聞社などのメディアによる最近の世て論じられているさまざまな賛否理由に関す論調査でも，通称使用などの中間的回答を選る知識度などを調べる質問項目を盛り込んで択肢に含めずたんに賛成か反対かだけを問うおく必要もあるだろう。そして，そうした諸・7場合が多い。しかし，当該争点について関心変数と賛否の意見などとの関連を詳細に分析

度および知識度が高く，賛成にせよ反対にせしていくことを通じて，より正確に世論の動よ明確な態度をもっている人たちはともかく向を把握していくことができると思われる。

として，多くの「浮動層」に関しては，たんに賛成か反対かを問うだけではなく，夫婦別
姓問題のように通称使用という重要な中間的選択肢がありうる場合は，必ずそうした選択・8肢を設ける必要があるだろう。
また，通称使用のような中間的選択肢を含めた場合も，その選択肢を選んだ回答者を，

注 ≡≡≡≡≡≡≡≡≡≡≡≡≡≡≡≡
・1

たとえば，本稿で取り上げる選択的夫婦別姓について，2001 年の内閣府調査の結果を受け，森山
真弓法相（当時）は「5 年前に比べて賛成者がかな
り増え，世の中の動きを示している。（法改正については）相談して検討しなければいけない」（朝日
新 聞 ， 2001 年 8 月 5 日 ） と 述 べ て い る 。 ま た ，2001 年調査より賛成意見が多少減り，逆に反対意

社会と調査

No.6

65

見が増えた 2006 年の内閣府調査の結果について，多くを占めている可能性を示唆している。もちろん，「法務省は『国民の意見が割れており，直ちに改正だからといって，熟慮された意見のみが正しいと言案を提出する必要はない』と慎重姿勢を示していっているわけではない。ただ，世論調査の集計結果

る」（毎日新聞，2007 年 1 月 28 日）と報じられてには，当該問題について普段から十分考え抜かれたいる。

強固な意見と，質問文や選択肢のちょっとした違い

さらには，世論調査について論じる以前に，そで回答が大きく変わってしまう可能性のある意見がもそも世論とは何かについてさえ，論者によって意入り交じっていることは念頭に置いておく必要があ・2見が分かれている。たとえば，近年，佐藤（2008）
は，「輿論（よろん）」と「世論（せろん）」の違いを強調し，世論概念の再検討を促している。なお，
これまでの世論の定義を検討した後，蒲島ほかる。
・7

たとえば，毎日新聞や朝日新聞の 2009 年 12 月

調査など。
・8

また，たとえば拙稿（斉藤，2008）で指摘した（2007）は実証研究の立場から，世論を「ある社会ように，バージョン B のような質問文では，「自由内で，ある争点に関して有力なものと認知されていに選べることに対する賛否」を問われているかたちる意見」と定義している。蒲島らはさらに，そうしになっており，このバージョンの回答には「社会的た意見は争点ごとに 1 つである必要はなく，競合す望ましさのバイアス」が生じていると思われる。しる有力意見が複数存在する場合も多いと指摘していたがって，こうした社会的望ましさのバイアスが生る。世論とは何かに関する議論は本稿の目的ではなじないような言い回しにも十分注意を払う必要があいので，ここではさしあたりこの蒲島らの世論の定る。

義を前提にして論じていくことにする。本稿で取り上げる選択的夫婦別姓という争点も有力意見が複数存在する例である。
・3

通称使用案は，夫婦別姓制度そのものに反対す

る一部の国会議員が，当時の野党案に対抗する代案として長らく提案し続けているもの。婚姻によって姓が変わってしまった方の配偶者が，さまざまな場
面で結婚する前の姓を使えるように法律で保護しようというもの。ただし，結婚するときには夫婦どち
らかが姓を変えなければならない夫婦同姓の原則は変わらない。
・4

反対超す 内閣府調査」8 月 5 日朝刊。
И∂∂Й，2007，「本社世論調査にみる『世論』って」6 月 24 日朝刊。
И∂∂Й，2009，「家族のきずなに強い思い 本社定期意識調査」12 月 27 日朝刊。
久武綾子，2003，『夫婦別姓ИЙその歴史と背景』世界思想社。
林知己夫，1984，『調査の科学ИЙ社会調査の考え方

前回の 2001 年より賛成派が多少減少した 2006と方法』講談社。

年の内閣府の調査結果についても，たとえば，読売

Hippler, Hans J. and Norbert Schwarz, 1986, Not

新聞は 2007 年 1 月 28 日の記事で「ただ，『夫婦はForbidding Isn't Allowing: The Cognitive Basis

必ず同じ姓を名乗るべきだが，結婚前の姓を通称と

of the Forbid Allow Asymmetry,

して使えるように法改正することはかまわない』とion Quarterly, 50: 87 96.

Public Opin-

する人は，25χ1％ で 2χ1 ポイント増え，夫婦別姓にHolleman, Bregje, 2000, The Forbid/allow Asym-

理解を示す人は全体の半数を超えている」と報じてmetry: On the Cognitive Mechanism Underlying

いる。

Wording Effects in Surveys, Amsterdam At-

・5

本論文で用いるデータは，文部科学省科学研究

lanta: Radopi.

費（13410058 研究代表者：御堂岡潔）の助成を受

伊藤哲夫，2001，「夫婦別姓『賛成多数』報道は世論けて行われた「メディアの多様化と民主政治」プロ

誘導だИЙマスコミが主張する『別姓への流れ』はジェクトで実施された質問紙調査の一部である。選

表層に過ぎない」『明日への選択』9 月号。http://

挙人名簿を用いた確率比例二段抽出法により東京都

www.seisaku center.net/modules/wordpress/inに在住する 20 歳以上の男女 1000 名を抽出。有効回
答数は 619（回収率 61χ9％）であった。
・6

2007 年に朝日新聞社が行った政治意識に関する世論調査に関して，世論調査に答えるとき「直感で66

文献
朝日新聞，2001，「夫婦別姓制，42％ が賛成 初めて

dex.php?p=174.
蒲島郁夫・竹下俊郎・芹川洋一，2007,『メディアと政治』有斐閣。
毎日新聞，2001，「『夫婦別姓』賛否逆転 法改正の容答える方だ」が 60％ と，「じっくり考えて答える方

認 42％，反対 30％ИЙ内閣府調査」8 月 5 日朝刊。

だ」の 32％ を大きく上回っていたという結果が報И∂∂Й，2007，「夫婦別姓：賛否並ぶ 保守層反発，告されている（朝日新聞，2007 年 6 月 24 日）。こ

揺り戻し？ИЙ内閣府世論調査」1 月 28 日朝刊。

の調査結果も世論調査で測定しているものには，熟И∂∂Й，2009，「選択的夫婦別姓： 賛成』50％ 女

考された意見より，一時的な反応にすぎない部分が性・若者層で割合高く『反対』は 42％」12 月 24 日

社会と調査

No.6

篠原清夫・清水強志・榎本環・大矢根淳編，2010,

朝刊。
Rugg, Donald, 1941,

Experiments in Wording

Questions: II, Public Opinion Quarterly, 5: 91

対応』弘文堂。
竹村和久，1994，「フレーミング効果の理論的説明

92.
斉藤慎一，2008，「質問文のワーディングおよび選択肢の違いがもたらす回答効果の検討」『社会と調査』

ИЙリスク下における意思決定の状況依存的焦点モ
デル」『心理学評論』37 ⑶: 270 91.
Tversky, Amos and Daniel Kahneman, 1981, The

1: 73 78.
佐藤卓己，2008，『輿論と世論ИЙ日本的民意の系譜

Framing of Decisions and the Psychology of
Choice, Science, 211: 453 58.

学』新潮社。
Schwarz, Norbert, Robert M. Groves and Howard
Schuman, 1998,『社会調査の基礎ИЙ社会調査士 A・B・C・D 科目

Survey Methods , Daniel T.

Gilbert, Susan T. Fiske and Gardner Lindzey
edsχ, The Handbook of Social Psychology, 4th読売新聞，2001，「夫婦別姓 戸籍上，容認 42％ 法改
正反対 30％ を逆転／内閣府調査」8 月 5 日朝刊。
И∂∂Й，2007，「夫婦別姓派，減った 同性派 5 ポイ
ント増 賛否拮抗／内閣府世論調査」1 月 28 日朝刊。

edχ, New York: McGraw Hill.

社会と調査

No.6

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