統計数理（2015）
第 63 巻 第 2 号 243–260
c 2015 統計数理研究所


特集「日本人の国民性調査 — 第 13 次全国調査の成果 —」［原著論文］

ボランティア活動に対する参加態度と社会観の関係性——第 12 次・第 13 次の日本人の国民性調査から——
松本 渉†（受付 2014 年 10 月 12 日；改訂 2015 年 6 月 4 日；採択 6 月 24 日）

要旨（2008 年）と第 13 次（2013 年）の「日本人の国民性調査」の質問項目 ‘ボラン
本稿では，第 12 次
ティア活動’ への参加態度の説明要因を検討するために，多項ロジスティック回帰分析を適用した．その際，自由競争（支持）
派と弱者保護（支持）派のそれぞれが異なる参加態度決定要因を持っているのかどうか，持っているのであればそれがどのようなものかを検討するため，自由競争派と弱者保護派の 2 つのグループに分けた場合についても同様の分析を行い，結果を比較した．その結果，第 12 次についても第 13 次についても，グループに分けない場合よりもグループに分けた場合の方が，モデルのあてはまりがよく，かつ自由競争派と弱者保護派とで有意となる変数に違いが見られることから自由競争派と弱者保護派のそれぞれが異なる参加態度決定
要因を持っていると考えられた．また両方のグループで第 12 次と第 13 次とで有意となる変数が異なっていたが，それは自由競争派における変化が大きかった．参加態度決定のメカニズムが変化した可能性，あるいは 5 年間に自由競争派が増加したことに伴って自由競争派の性質が変化した可能性がうかがえた．
キーワード：ボランティア活動，社会観，多項ロジスティック回帰分析，国民性調査，
自由競争，福祉国家．
1.

はじめに

が編纂した『民間非営利組織 NPO とは何か—社会サービスの新しいあり方—』
電通総研（1996）
では，世界的な非営利セクターの台頭の理由に福祉国家の危機を取り上げ，福祉国家に対する代1 “政府の失敗” に対する市場第一主義への回帰を求める右派，
2人
表的な批判的立場として，
間疎外的官僚制度への幻滅からくる共同体の復活を求める左派の二つを挙げている．電通総研（1996）も引用している，非営利部門研究の第一人者とも言える Salamon（1994）の Foreign Aﬀairs
への寄稿は，「米英の保守政権は，政府の社会関連支出削減戦略の中核に，ボランタリー部門へ「一般の人々が問の支援強化を据えていた」（原文 pp.114–115, 訳 p.406）と説明すると同時に，
題解決の手段を自分たちの手に取り戻し，彼らの置かれている状況を改善して基本的な権利を確保しようと，運動の組織化を進めている」（原文 p.112, 訳 p.404）といった運動としての文脈（非営利組織，nonprofit organization）やボランティアの活から説明している．すなわち，NPO†

関西大学 総合情報学部：〒 569–1095 大阪府高槻市霊山寺町 2–1–1

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用を位置づけるに際して，次のような二つの立場を考えることができるのである．一つが，小さな政府を志向し規制緩和や民営化によって競争領域の拡大を求める過程の延長上に新しい公共サービスの担い手として位置づける立場，もう一つが，いわば共同体によって社会内の互助的機能の実現を追求していく立場である．
上記のような思考法は，日本のボランティアを取り巻く現実の動きとも矛盾しない．1960 年
代まで行政への批判勢力として市民運動が存在していた．しかし，1970 年代後半になると，従来の市民運動と一線を画し，自らを公共サービスの担い手であると認識した市民活動が登場す．1990 年代には，阪神・淡路大震災で活躍したこともあり，ボランティアがそのる（松原, 1999）．2000 年代に入ると，かつて否
言葉とともに広く普及していく（経済企画庁, 2000; 川野, 2004）
定形のスローガンを掲げた行政対立型の市民運動の担い手が，行政との協働によって公共サー（松本・高ビスを担う NPO 支援センターの事務局長へと変貌している事例が見られようになる
橋, 2002）．
一方の新自由主義の動きはこうである．1982 年から 1987 年まで 5 年間続いた中曽根政権は，当時の米国のレーガノミックス，英国のサッチャーリズムと同様，規制緩和や民営化を推進す
る．1970 年代まで定着してきた福祉国家が終了し，新自由主義の掲げる “公共縮小—市場拡大”
が 1980 年代以降推進されることになる（神野, 2004）．1990 年代後半になると多くの地方自治体（経済企画庁, 2000），さらに 2003 年には規制緩で NPO への事業委託が確認されるようになり
和と民営化を進める小泉政権下で地方自治法が改正されて “指定管理者制度” が始まると，NPOが行政の施設管理運営についての役割を果たす可能性を広げるようになる（雨森, 2007, 2012）．
（2004）
は，新自由主義への対抗戦略としてソーシャルガバナンスの確立—
神野（2004）や澤井
ボランタリー・セクターの活性化により，社会システムが新しい開かれた共同体として自発的に再組織化されること—を主張するが，実のところボランティア活動とは，自由競争の推進とは異なる立場—共同体によって助け合い，弱者を救済することを是とするような社会観—の行動実践のように見えながら，小さな政府を目指す新自由主義路線に歓迎され，受け入れられてきたことが確認されよう．では，このような二種類の社会観は，それぞれがボランティア活動への参加を促す枠組みを持っていたのであろうか．
ボランティア活動への参加の動機や要因については，これまでにも国内外で研究されている．
が，Independent Sector の企画で Gallup 社が実施した「ボラン
米国においては，Sundeen（1992）」のデータから，ボランティアや寄付の重視度合いとティアや寄付についての全国調査（1988 年）
ボランティアに対する個人としての責任感の強さがボランティアの参加へ与える影響を示してや Segal and Weisbrod（2002）は，「最新人口動態調査（Current Population
いる．Freeman（1997）」のデータを使って，ボランティアへの参加要因を属性変数（性・年齢・人種等）やSurvey，CPS）
所得との関係から分析している．日本では，跡田・福重（2000）が，本人の通院経験というきっかけを考慮したプロビット分析を用いて中高年のボランティア参加の要因を分析している．桜井（2002）は，京都市内の NPO の参加者関係者に対する因子分析からボランティアの参加の動機となる因子を明らかにしている．松本（2004, 2007）では，就業者においては職場へのロイヤルティーや職場を自己と同一視するような就労観が弱い方が，ボランティア活動への参加やボラ「JGSS-2007」
ンティア団体などへの参加を促進させる可能性を指摘している．奥山（2009）では，を用いて地域ボランティア活動の決定要因として個人のネットワークの深さや世帯構成から生まれる地域社会とのつながりが重要であることを明らかにしている．
本稿では，先行研究で確認されているようなボランティア活動への参加を促進させる基本要
因を否定するものではない．先行研究で明らかにされた知見に基づくことができる点については，そのようにして分析の枠組みを組み立てる．しかし，ボランティア活動への参加態度を説明するにあたって社会観を用いた先行研究は見当たらない．すでに述べたように，もし，ボラボランティア活動に対する参加態度と社会観の関係性

245

ンティア活動が，小さな政府を目指す新自由主義路線と，弱者を保護することを重視する社会観の双方がそれぞれに参加を促されるものであるとしたら，このような二種類の社会観がそれぞれの価値観に応じてボランティア活動への参加を促す枠組みを持っているはずである．
以上のような議論を踏まえ，本稿では，第 12 次（2008 年）と第 13 次（2013 年）の「日本人の国民’ #2.35）
への参加態度についての結果に多項ロジスティッ
性調査」における ‘ボランティア活動（
ク回帰分析を用いて，より自由競争市場を重視する思想と，より弱者保護を重視する思想のそれぞれが異なる参加態度決定要因を持っているのかどうか，持っているのであればそれがどのようなものかを検討する．
2.

調査データと調査実施時期の社会状況

本稿での分析に用いるデータは，「日本人の国民性調査」の第 12 次全国調査と第 13 次全国調査の結果である．第 12 次調査は，2008 年 10 月上旬から 11 月上旬にかけて日本在住の 20 歳以上
80 歳未満の日本人を対象に実施され（中村 他, 2009），第 13 次調査は 2013 年 10 月末から 12 月．
上旬にかけて日本在住の 20 歳以上 85 歳未満の日本人を対象に実施された（前田・中村, 2014）「日本人の国民性調査」には，K 型・M 型の二種類の調査票があるが，本稿では，ボランティアの参加に関する質問項目を含んでいる M 型調査票のみを扱う．なお，M 型調査票のサンプルサ，第 13 次が 1579／3184
イズ（回収／計画）と回収率は，それぞれ第 12 次が 1573／3187（49.4%）（49.6%）であった．
（2008 年）調査から第 13 次（2013 年）調査までの期間の社会状況を振り返っておここで第 12 次
く．まず，第 12 次調査の実施年である 2008 年は，11 月に麻生内閣が成立した年である．麻生内閣は一年弱続いたが，翌 2009 年の夏の衆議院総選挙で自民党が敗れ，同 9 月に民主党政権が誕生した．民主党を中心とする政権は 3 年ほど続いたが，3 年の間に鳩山・管・野田と首相が交代した．また，管内閣だった 2011 年 3 月には東日本大震災という大事件が起きている．2012
年 12 月の衆議院総選挙で自民党が大勝すると，第 2 次安倍内閣が成立する．第 13 次調査を実施した 2013 年 10 月から 12 月の時期は，政治的には第 2 次安倍内閣の時代である．
安倍政権は，多少の例外はあるとしても，新自由主義の傾向が強い保守政権である．また第12 次調査から第 13 次調査の間の期間に，みんなの党や維新の会といった新自由主義の傾向が強い政党が誕生し，日本維新の会は 2012 年の総選挙では第 3 党にまで躍進している．本稿が分析するデータは，このような時代背景の中，調査された結果であるので，分析にあたっては，このような時代背景を念頭に置く必要がある．
3.

分析の枠組み3.1 ボランティア活動への参加態度
調査と第 13 次（2013 年）
調査の M 型調査票では，#2.35 ‘ボランティア活動’
第 12 次（2008 年）について「ボランティア活動とあなたの関わりは次のどれでしょうか？」と質問をしている．両者の分布（図 1）を比較すると，視覚的には 5 年間の間に ‘1. 現在している’ が減少し，‘4. これま’‘4. 今後もしない’ と略記）が増加しているよでにしたことはないし，今後もしないと思う（以降
うに見えるが，二回の調査においてこの質問の回答分布に有意な差は生じていない．国民性調査の単純集計の結果からは回答傾向における変化を見出すことはできない．
そこで本節では，基本属性による参加態度の違いを確認したうえで，理論的に想定しうる説
明変数を確認し，多項ロジスティック回帰分析についての基本的な分析モデルを構築する．

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図 1．‘ボランティア活動（’ #2.35）への参加態度（第 12 次・第 13 次）．

表 1．男女別の ‘ボランティア活動（’ #2.35）への参加態度（第 12 次・第 13 次）．

3.2 基本属性別の参加態度の違い#1.1 ‘性’・#1.2 ‘年齢’ は，基本的な属性変数であるので説明変数として用いる．ただし，本来は，性・年齢ともボランティア参加との関係は複雑である．松本（2004）の「JGSS2001」を用いたボランティアグループや市民運動のグループの参加者についての分析では，生活時間に融通性がある専業主婦層や定年退職者層において参加可能性が高くなることが確認されている．これは, 2000 年代初頭に実施した NPO の現地調査で専業主婦や定年退職者のボランティアが散見された事実とも符合する．だとすれば，性別に職業と組み合わせて分析しなくてよいのか．単なる線形関係でなく，特定の年齢層を想定して分析しなくてよいのかという批判もあろう．
そこで，今回用いる国民性調査における男女別の参加態度（表 1）を確認すると，第 12 次（2008年）
においては有意な差は生じていないが，第 13 次（2013 年）
においては 10%水準では有意な差が認められる．年齢と参加態度の関係については，選択肢との関係上少々複雑である．実は，松本（2014）が示した第 12 次の M 型調査に対する多重対応分析の結果において，‘1. 現在している’ については 60 代との関連性が認められているが，‘2. 過去にある’ という過去の経験については 20 代・30 代との関連性，‘3. そのうちする’ という将来の可能性については 40 代・50 代との関連性が認められているのである．生活時間に融通が利く退職後の年齢層における現在時点の参加の高まりがここでも裏づけられる一方で，ボランティアという言葉が新聞紙面に普及し（経済企画庁, 2000; 川野, 2004），就業前で時間に余裕があった若年層の一部がボラン
た 90 年代ティアに参加し，その結果が 20 代・30 代における回答に反映している可能性を想起させる．
結局のところ，本稿では，現時点でのボランティア参加の有無の要因解明ではなく，将来のボランティア活動に対する参加態度と社会観の関係性247

表 2．学歴別の ‘ボランティア活動（’ #2.35）への参加態度（第 12 次・第 13 次）．

意向や過去の経験も含めたボランティア参加に対する態度を分析の対象としていること，そして分析の主眼が社会観の影響を議論することにあるので，コントロール変数として，専業主婦や退職者といった職業を用いず，素データの性（二値データ）・年齢（比率データ）をそのまま用いることにする．専業主婦や退職者は，性・年齢と関わりのある変数であるし，また過去のボ
ランティア経験は，職業カテゴリーの原因とも結果にもなりうるため，これらの変数を加えると分析の解釈が複雑になるためである．
また，本稿では，#1.3 ‘学歴’ も説明変数として取り扱う．ボランティア活動には，社会の諸問題を意識した結果，参加するケースも多いと思われる．そのため，知的関心の高低がボラン，
ティア活動への参加態度へある程度影響することは想像に難くない．実際，第 12 次（2008 年）
を見ると，高学歴の方が 2 回の調査で参加経験が高第 13 次（2013 年）の学歴別の参加態度（表 2）
く，低学歴の方が今後もしないという傾向がある．ただし，小学校卒業者のサンプルサイズが小さいため，小中学校の卒業はひとつのカテゴリーと考え，これを基準カテゴリーとする．そのうえで，高校卒，大学卒をそれぞれのダミー変数として用意した．
3.3 公益重視の意見の影響#7.5b* ‘公益と個人の権利’ に関しては，同趣旨の質問が 1958 年実施の「第 2 次の国民性調査」
以降実施されていたが，現在と同一のワーディングでは，第 5 次（1973 年），第 6 次（1978 年），，第 12 次（2008 年）
，第 13 次（2013 年）の計 5 回の「国民性調査」
で使われてい第 11 次（2003 年）．これは，次のような質問文である．
る（中村 他, 2009）
つぎのような意見があります．あなたはどちらに賛成ですか．もちろん，場合により，また程度によって違うでしょうが，ひとくちでいうと，どちらを重視すべきでしょうか？

リストで与えられた選択肢は，‘1. 個人の権利をみとめるためには，公共の利益が多少犠牲になることがあっても，しかたがない’ ‘2. 公共の利益のためには，個人の権利が多少犠牲になる’‘1. 個人の権利’ ‘2. 公共の利益’ と略記）の2つことがあっても，しかたがない（以降，それぞれである．‘2. 公共の利益’ に対する回答割合については，1970 年代の結果と 2008 年以降の結果ではほぼ変わらないが，‘1. 個人の権利’ に対する回答割合は，1970 年代の調査では 32%だったの，38%（2008 年），37%（2013 年）とやや高めである．
に対し，近年では 39%（2003 年）

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表 3．‘公益と個人の権利（’ #7.5b*）と ‘ボランティア活動（’ #2.35）への参加態度（第 12 次・第13 次）．

本稿では，ボランティア活動をする人は，社会の役に立ちたいと考えて行動しているのであるから，‘1. 個人の権利’ よりも ‘2. 公共の利益’ に賛成する人が多いのではないかと考えられる．
実際にこの質問とボランティア活動に対する参加態度の質問のクロス集計（表 3）を見ると，第12 次（2008 年）においては〈公益重視派〉—‘2. 公共の利益’ の回答者—の方が，ボランティア活動を現在しているし，過去にしたことがあると回答している傾向が分かる．第 13 次（2013 年）においても〈公益重視派〉の方が ‘1. 現在している’ の割合は大きいのだが，2 つの質問の回答傾向の独立性は有意に棄却できない．
いずれにしても〈公益重視派〉
か〈私益重視派〉
かは，理論上ボランティア活動への参加態度を説明しうる重要な説明変数と考えられるので，この二値変数を説明変数として取り扱う．
3.4 3 つの潜在変数
1〈不安感〉
2〈ゆとり・満足感〉
3〈日本社会の問題意識〉，，
の潜さらに，説明変数として，
在変数を用意した．以下，順を追って説明する．

1〈不安感〉と第 13 次（2013 年）の国民性調査では，共通して使われている不安感について
第 12 次（2008 年）’ #2.30），‘街での暴力（’ #2.30c），‘交通事故（’ #2.30d），‘失業（’ 2.30e），の質問がある．‘重い病気（‘戦争（’ 2.30f），‘原子力施設の事故（’ 2.30g），‘経済面の不安（’ 2.30h）の 6 項目あり，どの項目も‘1. 非常に感じる’ ‘2. かなり感じる’ ‘3. 少しは感じる’ ‘4. まったく感じない’ の 4 件法の順序尺度で回答するようにリストでは与えられている．
不安は時として人々を行動に掻き立てる．社会問題として認められるようなできごとは，不安になった際，自らボランティアとしてその問題解決に貢献しようとするかもしれない．街での暴力など治安の悪化は，警ら・防犯活動への参加の動機になる可能性があるし，交通事故の多発は，交通ルール遵守の啓発活動の動機になるかもしれない．失業者の増加のニュースは，炊き出しのボランティア活動を触発するかもしれないし，自分自身の失業不安であっても社会の問題として認識し，労働運動や社会改革の活動を手伝おうとすることも考えられる．そして戦争の不安を感じれば，平和をアピールする活動に貢献しよう，原子力施設の事故に対する不安を感じれば，原発の問題に取り組もうというボランティアが出てくることもありうる．本稿では，このようなボランティア活動への参加態度に影響しそうな〈不安感〉を一つの因子としてとらえ，ボランティア活動の参加態度を説明する変数として想定する．上記で述べたような事情’ #2.30c），‘交通事故（’ #2.30d），‘失業（’ 2.30e），‘戦争（’ 2.30f），‘原子力施設
から，‘街での暴力（’ 2.30g）の 5 項目については，ここでの不安感を構成する観測変数として考えられるが，の事故（

ボランティア活動に対する参加態度と社会観の関係性249

表 4．〈不安感〉の因子負荷量（第 12 次・第 13 次）．

因子抽出法：最尤法，固有値 1 以上．

国民性調査における ‘重い病気（’ #2.30）
は，伝染病や感染症のような社会不安に関わるものではなく，あくまで自分自身や家族の病気という前提があるので変数として除外する．また，‘経済’ 2.30h）についても ‘最近の生活の中での経済面の不安’ という尋ね方なので社会的な面の不安（問題としてとらえにくい可能性があるのでこれも除外する．
’ #2.30c），‘交通事故（’ #2.30d），‘失業（’ 2.30e），‘戦争（’ 2.30f），‘原子力
そこで，‘街での暴力（’ 2.30g）の 5 項目のデータを使って因子分析（最尤法）を行った．固有値 1 以上の因子
施設の事故（のみを取り出すようにしたところ，1 因子しか取り出せず，回転はできない．第 12 次（2008 年）
調査，第 13 次（2013 年）調査のそれぞれのデータの他に，両者を合算したデータについても因子分析を行った結果の因子負荷量が，表 4 である．

2〈ゆとり・満足感〉
個人面では，ある程度ゆとりがないとボランティア活動をしにくいと考えられる．この場合
は，かならずしも経済的ゆとりを意味するものではない．また客観的なゆとりである必要はな（2008 年）と第 13 次（2013 年）の国民性調査で共通しく，主観的なものでよい．その点，第 12 次
’ #7.29）の質問 ‘現在のお宅の暮らしむきは，次の 5 つに分けるとて使われている ‘くらしむき（’‘1. 非常に豊か’ ‘2. やや豊か’ ‘3. ふつう’ ‘4. ややすれば，どれに当たるでしょうか？（リスト：は，ボランティア活動ができるようなゆとりを反映することができ貧しい’ ‘5. 非常に貧しい’）ると考えられる．
また，満足感も内容によっては，ボランティア活動の参加するようなゆとりを表現する場合と第 13 次（2013 年）の国民性調査で共通して使われている満足感のがある．第 12 次（2008 年）’ #2.3d），‘仕事や職場に満足か（’ #2.3i），‘家庭に満足か（’ #2.3c），‘余暇
質問は，‘社会に満足か（’ #2.3j），‘健康状態に満足か（’ #2.3k），‘生活全体に満足か（’ #2.3l），‘くらしむき満足に満足か（’ #2.3h）の 7 つであるが，このうち社会的な満足は，次に扱う社会に対する問題意識の認識
か（を遠のかせる要因であるし，前出の社会に対する不安感からくる動機づけとも矛盾する．社会に対して満足していては，何かしらボランティアのような社会的行動を促すことにはならない’ #2.3i），‘家庭に満足か（’ #2.3c），‘余暇に満足からである．これに対し，‘仕事や職場に満足か（か（’ #2.3j），‘健康状態に満足か（’ #2.3k），‘生活全体に満足か（’ #2.3l）の 5 つについては，個人的な生活面でのゆとりにかかわるものである．仕事や職場に対する満足度は，一見社会的な事柄に思えるが，仕事や職場で問題を抱えていては，ボランティア活動どころではない．難しい’ #2.3h）である．一見個人的な事柄のようにみえるが，前出の ‘くらのは，‘くらしむき満足か（’ #7.29）の質問が自分の世帯の豊かさだけを聞いていたのに対して，‘くらしむき満足か’
しむき（（#2.3h）は，周囲の社会環境も含んでいるように聞こえなくもない．社会に対する満足度と個
人生活の満足度が混在して反映していないとも限らないので，〈ゆとり・満足感〉
因子を構成する観測変数から除外する．
’ #7.29），‘仕事や職場に満足か（’ #2.3i），‘家庭に満足か（’ #2.3c），‘余暇
そこで，‘くらしむき（

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表 5．〈ゆとり・満足感〉の因子負荷量（第 12 次・第 13 次）．

因子抽出法：最尤法，固有値 1 以上．

に満足か（’ #2.3j），‘健康状態に満足か（’ #2.3k），‘生活全体に満足か（’ #2.3l）の 6 つの質問のデー
タを使って因子分析（最尤法）を行った．固有値 1 以上の因子のみを取り出すようにしたところ，
1 因子しか取り出せず，回転はできない．第 12 次
（2008 年）調査，第 13 次（2013 年）調査のそれ
ぞれのデータの他に，両者を合算したデータについても因子分析を行った結果の因子負荷量が，表 5 である．

3〈日本社会の問題意識〉
震災であるとか，貧困であるとか，現在の社会で生じている問題を知ったことにより，ボラン
ティアを始めるようなケースがある．1995 年の阪神・淡路大震災も多くのボランティアにきっ．ボランティアへの参加態度は，日本社会の現状に対して，何かけを与えた（経済企画庁, 2000）
らかの問題意識を持つような人かそうでないかで異なるのではないか．例えば，‘社会は公平か’（#7.40）を問う質問 ‘一般的に言って，今の日本社会は公平だと思いますか．あなたの気持ちは，’‘1. 公平だ’ ‘2. だいたい公平だ’ ‘3. あまり公平でな
つぎのうちのどれに近いですか？（リスト：の質問において，‘公平でない’ と答えるような人は，日本社会の問題認識い’ ‘4. 公平でない’）
が厳しいため，ボランティアのような取り組みによって社会をどうにかしなくてはならないと考える可能性がある．直接の促進要因というわけではないが，ボランティア活動などに参加しそうなメンタリティーを構成する可能性がある．同様に，第 12 次と第 13 次の国民性調査で共通して使われている日本社会についての質問は，社会の問題認識をうかがうようなものであれ
ば，ボランティア活動への参加態度につながると考えられる．日本社会についての質問は，‘日（’ #9.12），‘日本の「芸術」（’ #9.12b）
，‘日本の
「経済力」
（
’ #9.12c），‘日本の本の「科学技術の水準」（’ #9.12d），‘日本の「心の豊かさ」（’ #9.12e）の 5 つがあるが，社会の問題として認識「生活水準」（’ #9.12c），‘日本の「生活水準」（’ #9.12d），‘日本の「心の豊かさ」’
しうるのは，‘日本の「経済力」（#9.12e）の 3 つである．
’ #7.40）
，‘日本の
「経済力」
（
’ #9.12c），‘日本の「生活水準」（’ #9.12d），
そこで，‘社会は公平か（‘日本の「心の豊かさ」（’ #9.12e）の 4 つの質問のデータを使って因子分析（最尤法）を行った．固有値 1 以上の因子のみを取り出すようにしたところ，1 因子しか取り出せず，回転はできない．
調査，第 13 次（2013 年）
調査のそれぞれのデータの他に，両者を合算したデー
第 12 次（2008 年）
タについても因子分析を行った結果の因子負荷量が，表 6 である．
1〈不安感〉
2〈ゆとり・満足感〉
3〈日本社会，，以上が説明変数として用意した 3 つの因子，
1)の問題意識〉である ．それぞれの潜在変数を導出する因子分析においては，因子得点を算出し
1〈不安感〉
2〈ゆとり・満足感〉とについては，所与のコードを用いて計算された因た．ただし，
1 においては
2 においては〈不安感〉
が高い方が小さい数値を，
〈ゆとり・満足感〉
子得点では，
が高い方が小さい数値をとるようになっているので，すべての値の符号を逆転させてある．そ（合算データ，第 12 次データ，第 13 次データ）
が表 7 である．
の場合の 3 つの因子の記述統計量

ボランティア活動に対する参加態度と社会観の関係性

251

表 6．〈日本社会への問題意識〉の因子負荷量（第 12 次・第 13 次）．

因子抽出法：最尤法，固有値 1 以上．
表 7．各因子の記述統計量（第 12 次・第 13 次）．

合算データの場合，第 12 次データの場合，第 13 次データの場合，それぞれのデータから計算した因子得点を用いて多項ロジスティック回帰による分析を行う．
3.5 基本的な分析モデルと社会観による層別解析’ #2.35）
への
まずここまでに述べた変数について確認する．目的変数は，‘ボランティア活動（
参加態度についての質問 ‘ボランティア活動とあなたの関わりは次のどれでしょうか？’ である．
この質問では，リスト上で与えられた選択肢として ‘1. 現在している’ ‘2. 過去にしたことがある’ ‘3. まだしたことはないが，そのうちすると思う’ ‘4. これまでにしたことはないし，今後もし’ #1.2）のみ整数からなる比率デー
ないと思う’ の 4 つがある．一方，説明変数であるが，‘年齢（’ #1.1），‘高校卒ダミー（’ #1.3），‘大学卒ダミー（’ #1.3），‘公益と個人の権利’
タである．‘性別（
1〈不安感〉
2〈ゆとり・満足感〉
3〈日本社会への問題意識〉（#7.5b）は二値データである．
，，
のデータは，4〜6 個の変数から各々算出された因子得点からなる．
’ #2.35）
への参加態度を目的変数とした多これら 8 つの説明変数により，‘ボランティア活動（項ロジスティック回帰分析を行う．目的変数における基準カテゴリーは ‘4. 今後もしない’ である2) ．多項ロジスティック回帰分析においては，無関係な選択肢からの独立性（Independenceの仮定が成立する必要がある．この場合，基準カテゴリーとfrom Irrelevant Alternatives, IIA）
なる選択肢以外には ‘1. 現在している’ ‘2. 過去にしたことがある’ ‘3. まだしたことはないが，そのうちすると思う’ の 3 つの選択肢があるが，この内容であれば 1〜3 のいずれかの選択肢の存在が残りの 2 つの選択肢への選択確率を等確率で減少させると考えても差し支えない．そこでIIA の仮定が成り立つとみなし，多項ロジスティック回帰分析を用いることが可能と考える．この多項ロジスティック回帰分析が，本稿における基本的な分析モデルとなる．
次に，この基本モデルの応用を考える．この基本モデルは，第 12 次（2008 年）調査・第 13 次
調査のそれぞれのデータに多項ロジスティック回帰分析を行うものである．参考まで（2013 年）に第 12 次と第 13 次のデータを合算したデータにこのモデルを適用したものをモデル 1 として

252

統計数理

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第 2 号 2015

図 2．‘社会のあり方（’ #7.45b）．

考える．モデル 1 は，第 12 次と第 13 次で共通してすべての変数が同一の係数を持つことを想定したものである．2008 年と 2013 年の間でボランティアの参加態度に関する構造変化が全くない場合を反映している．また，第 12 次のデータを使った基本モデルをモデル 2，第 13 次のデータを使った基本モデルをモデル 5 と便宜上呼ぶ3) ．
最後に，自由競争市場を重視する思想とより弱者保護を重視する思想のそれぞれについてのボランティア活動への参加態度の促進構造の考察を行うため，モデル 2 とモデル 5 で扱ったデー
タを 2 つのグループに層化した上で，上記の基本モデルを適用することを考える．この層化に’ #7.45b）
に関する質問の結果を用いる．
あたっては，次のような ‘社会のあり方（
日本の社会のこれからのありかたについて，つぎのような意見があるとします．あなたはどちらに賛成ですか．もちろん，場合により，また程度によって違うのでしょうが，あえて言えば，どちらの意見に近いでしょうか？

なお，この質問では，このように日本の社会のあり方——〈社会観〉——を尋ねつつ，‘1. 自由に競争できる社会にすることが，もっと必要だと思う’ ‘2，弱い立場の人々を保護することが，もっと必要だと思う’ の 2 つの選択肢が与えられている．自由に競争することと弱者を保護することは，必ずしも対立することではない．しかし，弱者を保護しすぎる政策はしばしば自由な競争を抑制することがあるし，過度な規制緩和や民営化による自由競争の推進は，社会的弱者をないがしろにする危険性をはらんでいる．両立できずに，究極的にどちらを重視するかという選
択が社会的にはありうるのである．
便宜上，前者の回答者を
〈自由競争
（支持）
派〉，後者の回答者を〈弱者保護（支持）派〉と呼んで区別すると，〈弱者保護派〉
は，第 12 次において 73%，第 13 次においても 63%と多数派の地位．しかしながら，5 年間の変化に目を向けると，〈弱者保護派〉は約 10%減少を占めてきた（図 2）
し，代わって〈自由競争派〉が約 10%増加している．第 2 節で述べたような新自由主義の台頭という政治状況と符合する．
ただし，この〈社会観〉に基づく分類と#2.35 ‘ボランティア活動’ への参加態度の質問の結果とで単なるクロス集計をとっても，両派の参加態度に差異が現れるわけではない．表 8 を見る

ボランティア活動に対する参加態度と社会観の関係性

253

表 8．‘社会のあり方（’ #7.45b）と ‘ボランティア活動（’ #2.35）への参加態度（第 12 次・第 13 次）．

と分かるように，第 12 次
（2008 年）
調査・第 13 次（2013 年）調査のどちらにおいても，両派の間に参加態度の傾向に違いが見いだせないのである．前述したような 5 年間の間での〈自由競争派〉の 10%の増加にもかかわらず，両派の参加態度は，表面的には全体の ‘ボランティア活動’（#2.35）への参加態度の周辺度数分布と相違がないことが確認できる．
もともと本稿では，ボランティア活動への参加態度の結果について表面的な相違があるかど
うかといった問題を重視していない．
〈自由競争派〉と〈弱者保護派〉のそれぞれの理屈によりボ
ランティア活動への参加を促している可能性に関心があったので，参加態度について表面的に同様の分布であったとしても，むしろそれぞれが異なる参加促進構造を有する可能性を検証することの方が重要と考えている．
（2008 年）調査と第 13 次（2013 年）調査のそれぞれのデータをこの 2 種類の回
そこで，第 12 次
〈弱者保護派〉を識答によって分割し，いわゆる層別解析を行う4) ．この場合，〈自由競争派〉と別するダミー変数にして MNL 回帰分析にかける方法も考えられるが，ダミー変数を用いる方
法では，グループが異なっても同じ偏回帰係数の変数を想定するため，層別解析の場合よりも制約が強い分析となる．しかし，自由競争派と弱者保護派は思想信条の違いから，異なるボラ
ンティア参加モデルを想定したほうが適切であるという仮説を前提とすれば，グループ間の違いに関しては最も制約がゆるい（無制約の）
モデルを用いて〈自由競争派〉と〈弱者保護派〉とで異なる参加モデルを有する可能性を視野に入れた探索的な分析を行った方が有益である．そこで，
本稿では，ダミー変数を用いず，両派をグループ化して分析を行う方法を採用している．
調査における〈自由競争支持派〉
だけのデータについて多項ロジスティッ
以降，第 12 次（2008 年）〈弱者保護支持派〉だけのデータについて多項ロジスティッ
ク回帰分析を行うものをモデル 3，（2013 年）調査の〈自由競争支持派〉だけのデータにつク回帰分析を行うものをモデル 4，第 13 次
だけのデータについて多項ロジスティック回帰分析を行うものをモデル 6，〈弱者保護支持派〉
いて多項ロジスティック回帰分析を行うものをモデル 7 と呼んで，それぞれの分析結果から考察する．なお，ここまで説明したモデルについて簡単な概念図で示したものが図 3 である．ただし，スペースの都合上，3 つの因子に関するパス図は簡略な表示とし，説明変数間の相関や誤差変数についても省略している．
4.

結果と考察

SPSSver.22 を用いて多項ロジスティック回帰分析を行った結果，表 9 のようになった．
モデル 1〜7 は全て，モデル適合情報についての尤度比検定において有意な結果となり，用意した説明変数を投入した意義が確認できた．まず第 12 次（2008 年）調査と第 13 次（2013 年）調査の結果を合算したデータを扱ったモデル 1 の擬似決定係数（コックス＝スネル R2 ・ナゲルケル

254

統計数理

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図 3．多項ロジスティック回帰分析のイメージ．

ケの R2 ・マクファデンの R2 ）は，モデル 2（第 12 次のみ）とモデル 5（第 13 次のみ）のそれぞれの擬似決定係数よりも大きい擬似決定係数を得られなかった．このことから第 12 次と第 13 次において共通の同一モデルが成り立ちにくく，それぞれの調査で別々のモデルを考えた方が望ましい可能性がうかがえる．さらに，モデル 2 よりもモデル 3 とモデル 4 の方が，モデル 5 よりもモデル 6 とモデル 7 の方がすべての擬似決定係数の値が大きく，第 12 次調査についても
第 13 次調査についても層化しない場合よりも層化した場合の方が望ましいといえ，それぞれのデータを〈自由競争支持派〉と〈弱者保護支持派〉とにグループに分けて分析することの意義が認められた．
このことは，〈自由競争支持派〉と〈弱者保護支持派〉とで異なるボランティア参加態度決定メ
カニズムを持つこと，そして第 12 次と第 13 次の調査実施時期の間にそのメカニズムにも変化が生じた可能性を示唆している．
例えば，〈自由競争支持派〉の ‘1. 現在している’ においては，第 12 次の段階では，年齢・日本社会への問題意識・公益重視ダミー・女性ダミーの 4 つが現在参加しているかどうかについてプラスに効いていたが，5 年後の第 13 次では年齢・不安感がプラスに，日本社会への問題意
マイナスに効いている．
〈自由競争支持派〉
においては識と女性ダミーは（10%水準ではあるが）5 年間の間で日本社会の問題意識がボランティア参加を促す要因ではなくなり，むしろ阻害する要因になりつつあり，さらに女性よりも男性の方が参加するようになってきた可能性を示している．第 12 次調査のあった 2008 年の秋頃は麻生政権発足の時期であるが，のちの政権交代へ向けて民主党の勢いが増していた時期である一方，第 13 次調査のあった 2013 年頃は，政治的には新自由主義の色彩が強い時期であった．こう考えると，（新自由主義的発想と近い）〈自由競争支持派〉の間では，日本社会への問題の解決について，2008 年頃には政府への期待が小さかったため，日本社会への問題意識がボランティア参加の促進要因となっていたが，2013 年
頃には政府への期待が高かったため，日本社会への問題意識がボランティアへの参加をかえって阻害していたと考えられなくもない．ただこの点は，（図 2 で確認したように）時期的に〈自由競争支持派〉の割合が増加しているので，増加した結果として〈自由競争支持派〉の中身が変質してしまった可能性も否定できないので注意が必要である．いずれにせよ総じてはっきりしてい表 9．多項ロジスティック回帰分析の結果．

ボランティア活動に対する参加態度と社会観の関係性

255

統計数理

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第 63 巻

第 2 号 2015

ることは，〈自由競争支持派〉の参加態度決定のメカニズムが安定的でないということである．
因子が第 12 次・第 13 次
一方，〈弱者保護支持派〉
では，‘1 現在している’ の〈ゆとり・満足感〉のどちらでも 5%水準で有意な結果を示しているうえ，係数の値が 5 年間で上昇している．これは，現在ボランティア活動へ参加しているかどうかについて〈弱者保護支持派〉
では 2008 年〈ゆとり・満足感〉
因子が要因の一つであることは変わっていないが，段階でも 2013 年段階でも2013 年の方がより強い要因となっていることを意味している．このことは，〈弱者保護支持派〉
においてはもともと潜在的にボランティア活動参加志向が強いと考え，満足感やゆとりがボラ
ンティア活動への参加への必要条件となっていると考えればある程度説明がつく．
〈弱者保護支持派〉は，その性質上ボランティア活動へ関心を持ちやすいと考えられるが，それでも日常生活の様々な事柄に強い不満を抱いているとボランティアをするような余裕がなくなるので，生活上の〈ゆとり・満足感〉の有無がボランティア参加へのハードルとなっているというわけである．
5 年間で〈ゆとり・満足感〉因子がより強い要因となったということは，〈ゆとり・満足感〉の有無がよりハードルとしての意味が強くなったということと同義である．
大学卒ダミーは，〈弱者保護支持派〉
においては 3 カテゴリーとも第 12 次と第 13 次の両方で有意となっており，〈弱者保護支持派〉
においては大学卒か否かが，第 12 次・第 13 次を通じて‘4. 今後もしない’ にならない要因であることは共通している．ただし，5 年間の間に ‘1. 現在している’ のオッズ比は 3.676 から 2.389 へ，‘2. 過去にある’ のオッズ比は 3.726 から 2.024 へそれ
ぞれ減少している．
〈弱者保護支持派〉
においては，ボランティアを現在していたり，過去にしていたりした確率が，2008 年度には大学卒者は小中学校卒業者の 3 倍以上あったが，2013 年度には 2 倍程度に減少したことが分かる．‘3. そのうちする’ のオッズ比は，2.171 から 2.770 へ増加しているので，大学卒者のボランティアへの参加意欲が相対的に低下したというよりは，行動に反映されにくくなっただけかもしれない．
5.

結びと課題

本稿では，2008 年と 2013 年の日本人の国民性調査の質問項目 ‘ボランティア活動’ への参加
態度に対し，多項ロジスティック回帰分析を適用した．その際，〈自由競争支持派〉と〈弱者保護支持派〉のそれぞれが異なる参加態度決定要因を持っているのかどうか，持っているのであれ
ばそれがどのようなものかを検討するため，〈自由競争支持派〉と〈弱者保護支持派〉の 2 つのグループに分けた（層化した）
場合についても同様の分析を行い，結果を比較した．
（2008 年）
調査についても第 13 次（2013 年）調査についても，層化しない場
その結果，第 12 次
合よりも層化した場合の方が，モデルのあてはまりがよく，かつ〈自由競争支持派〉と〈弱者保護支持派〉とで有意となる変数に違いが見られることから〈自由競争支持派〉と〈弱者保護支持派〉のそれぞれが異なる参加態度決定要因を持っていると考えられた．また両方の層で第 12 次と第13 次とでも有意となる変数が異なっていたが，〈自由競争支持派〉における変化が大きかった．
が増加した
参加態度決定のメカニズムが変化した可能性，あるいは 5 年間に〈自由競争支持派〉
ことに伴って〈自由競争支持派〉の性質が変化した可能性がうかがえた．
Friedman and Friedman（1980）や Friedman（1962）は，自由な競争市場を強く主張する．Fried（1962）のような個人の自由を重視する立場からは，個人の自由を守るために，政府が自由をman
脅かすのを防ぎ，政府という手段から望ましい成果を引き出すことが重要としている．Friedman
and Friedman（1980）や Friedman（1962）には，ボランティアに関する明確な言及はないが，他の記述から彼らの主張を敷衍すれば，ボランティアをするのもしないのも人々の自由ということになる．
さらに，通説的には，米国の方が日本よりもボランティア活動は盛んである．しかし，Albertボランティア活動に対する参加態度と社会観の関係性

257（1991）や Dore（2000）に言わせれば，米国社会とは，日本やドイツのようなライン型資本主義の社会（企業を商品としての性格と共同体としての性格の混合物として扱う社会）とは異なり，（企業を商品として扱うような）
より競争的で市場経済を有する資本主義社会である．Hofstede etは，米国社会を個人主義社会であると位置付け，日本などの集団主義社会と区別して
al.（2010）
いる．これは国民文化の位置づけであるが，経済・社会現象の位置づけともリンクする見解では，米国においてボランティアが盛んであることについて，競争的な米国型ある．福田（2000）の市場経済では，その競争性の故に利他主義を持つ人々が大きなストレスを抱え込まざるを得ず，仕事以外の場で利他主義を実現して市場でのストレスを解消すると説明している．
つまり，競争的な市場経済の社会においては，自由を重んじる考え方の帰結と，競争的市場
経済の反動としての利他主義の実現の帰結という 2 つの意味からボランティア参加が実現するメカニズムが成立すると予想されるのである．このことを踏まえると，日本において自由競争志向の人々のボランティア参加メカニズムが安定的でないのは，規制緩和と民営化が進んだといっても，日本では米国ほどの競争的な市場経済が生じておらず，社会の本質的部分はそれほど変わっていないということを示唆しているのかもしれない．
本研究は，ボランティア参加の態度決定メカニズムが自由競争重視と弱者保護重視という 2
種類の社会観において異なるということを確認した．だとすれば，それぞれにおいて異なる説
明変数を用いたモデルを検討した方がより正確なことが明らかになるとも考えられる．より良いモデルを追求しようとすると考えられる説明変数は，無数にあり際限がないが，第 12 次と第13 次の「日本人の国民性調査」における質問した項目の範囲内でしか検討できないという限界がある．よりよいモデルを見出すためにどのような質問を追加するかが今後の課題である．
注．
1)

この 3 因子を抽出するのに用いた変数を全て用いて探索的因子分析を行った場合も同じ 3 因子が抽出される．本稿では，確認的因子分析に似せるため，3 つの 1 因子モデルによって因子得点を計算した．
2) 「5．その他」「6．DK」
は，欠損値として考え，分析に際しての計算では扱わない．
3) 本稿では，2008 年から 2013 年の 5 年間の間で母集団が変化し，第 12 次の調査と第 13 次の調査のデータを異なる母集団から得られたものとみなしている．そのためそれぞれの時点で異なるモデルが成立する可能性を考え，それぞれのデータを独立に分析するモデル 2 とモデル 5 を原則と考えている．にもかかわらず，合算した分析結果を記載する意義は，2 時点間で完全同一モデルが成立しているという最も制約条件を厳しくした場合を想定し，比較対照することにある．
4) 「5．その他」「6．DK」
は，欠損値として考え，分析に際しての計算では扱わない．

謝辞「日本人の国民性調査」の実施にご尽力くださった
本稿の扱っている第 12 次および第 13 次の皆様に，そして調査にご協力くださった皆様全てに感謝いたします．

参

考

文

献

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260

Proceedings of the Institute of Statistical Mathematics Vol. 63, No. 2, 243–260 (2015)

Relationship between Attitudes for Volunteer Participation and Views
of Japanese Society: From the 12th and 13th Nationwide Surveys
on the Japanese National Character
Wataru Matsumoto
Faculty of Informatics, Kansai University

This study analyzes factors aﬀecting the attitudes of volunteer participation in the
12th and 13th surveys on the Japanese National Character using multinomial logistic(MNL) regression. The MNL regression analyses use data divided into the free competition group and the protection group for the weak, and their results are compared to
examine whether and how the factors behind the attitudes of these two groups diﬀer. In
both the 12th and the 13th surveys, we ﬁnd that divided models show a better ﬁt thannon-divided ones and that diﬀerent variables of the models for the two groups are signiﬁcant. Thus, it is considered that volunteer participation in these two groups is driven by
diﬀerent factors. Moreover, diﬀerent variables are signiﬁcant between the 12th and 13thsurveys in both groups. In particular, many signiﬁcant variables diﬀer for the free competition group. This ﬁnding suggests that the decision mechanism for attitudes or characterof the free competition group has changed over the examined ﬁve-year period.

Key words: View of Japanese society, volunteer activity, multinomial logistic regression, Japanese
National Character Survey, free competition, welfare state.