パネル論文

結婚と心理的健康―背景としての社会経済的地位
馬場 康彦（日本福祉大学社会福祉学部教授）

近藤 克則（日本福祉大学社会福祉学部教授）

末盛慶（東京都老人総合研究所 疫学・福祉・政策グループ客員研究員）

１．はじめにーは［Ross,Mirowsky, and Goldstein，
1990］
）
。

社会経済的地位と健康の間に関係がみられるこ

しかし、わが国では家族と人々の健康の関連をとは、海外の研究を中心によく報告されている。

問う研究はこれまでのところ少ない。そこで本研

例えば、イギリスの研究では、社会経済的地位

究では、家族と健康の関係を取り上げる。具体が低い者ほど慢性疾患になる確率も高く、死亡

的には、結婚と心理的健康の関係を計量的デー率も高いことなどが報告されている

タを用いて明らかにする。

［Acheson,1999：Black,1982：早坂，2001］。
こうした研究はわが国ではこれまであまりなさ

本研究では、以下の２つの問題意識をもって、結婚と心理的健康の関係を検討する。

れてこなかった。しかし、近年になって、社会経

１つは、本人の社会経済的地位に留意しなが済的地位と健康の関係に対する関心がわが国でら、結婚と心理的健康との関連を分析するといも高まり、研究が着手され始めた［平岡，う点である。社会経済的地位と健康の関係を扱

2001：中田，1999：杉澤・深谷，2002：武川，

う研究は家族に関する変数を統制変数として扱

2002］。これまでの研究では、低所得者層ほど要ってきたことは先述したが、逆に結婚と健康をテ介護になる確率が高いこと［近藤，2000］、低階ーマとする研究は社会経済的地位を統制変数と層の者ほど主観的健康感が低いことが明らかにさして扱ってきた。その結果、結婚と社会経済的れている［深谷，2001］。

地位の両者がどのようなメカニズムで健康に影響

こうした中、家族に関連する変数−−具体的にを与えているのかを明らかにする試みは、国内外

は配偶状態や同居人数−−は、学歴、職種、年収の研究を見回しても意外と行われていない。そこといった社会経済的地位に関する変数とならんでで本研究では、結婚と社会経済的地位の両者が検討されてきた。しかし、こうした家族に関連すどのようなメカニズムで心理的健康に影響するかる変数は社会経済的地位が健康に与える影響をを検討する。

より正確にみていくための統制変数として位置づ
けられることが多かった。

もう１つは、国際比較（特に日米比較）を視野に入れて結婚と心理的健康の関係を検討する

しかし、先行研究によれば、人々の健康−−特点である。本分野においては、海外において多くに精神的な健康−−に最も大きな影響を与えるのの研究が蓄積されており、こうした先行研究は国は家 族 に関 連 する変 数 だと指 摘 されている際比較する上で材料の１つとなる。

［Gove,Hughes,and Style, 1983］。以上から、欧米

もちろん国際比較を行うことは容易ではないが、では社会経済的地位のみならず、家族と健康の本研究では、結婚が心理的健康に与える影響に日関係に関しても多く研究が行われてきた（レビュ

本と海外とでどのような差異がみられるかを探し77

季刊家計経済研究 2003 SPRING No.58

出すことを意識しながら、検討を進めていく。

調査であるNational Survey of Families andHouseholds（NSFH）を縦断的に利用して、結婚と抑うつの関係を検討した。分析の結果、結2．先行研究婚は抑うつを低下させることが明らかにされた。

（1）
家族と健康に関する先行研究の概況

また、精神的に安定した者の方が結婚しやすく、

ロスらが行ったレビューによれば、家族と健康かつ結婚が維持されやすいとするセレクション効の関係の先行研究には、大きく４つのトピックが果（selection effect）はほとんどみられなかった。

存在する。その４つとは、（1）結婚と健康、（2）むしろ結婚が心理的健康の向上をもたらすという親役割と健康、（3）
母親の就業と健康、（4）家族

結婚による保護効果（protection effects）の方が、の 社 会 経 済 的 地 位 と 健 康 で あ る ［ Ross et

因果関係上優勢であることが明らかにされた。

al, 1990］。
これらの中で最も中心的に検討されてこのように有配偶の方が無配偶より心理的健いるのが、結婚と健康の関係に関する研究である康が良好であるとする結果は多い。しかし、より［Gove, Hughes, and Style，1983］

詳しく諸研究をみていくと、１つの傾向を見出す
ことができる。

（2）
結婚と健康の関係に関する先行研究

それは、有配偶がもつ健康上の優位性は離婚

結婚と健康の関係に関する研究の動向を総括や死別に対するものであり、未婚との違いはさほ

したロスらによれば、有配偶の方が無配偶より身どみられないということである。Williams,Takeuti,

体的健康および心理的健康が良好であるとしていand Adair［1992］は黒人女性2,754名、白人女性

る［Ross et al, 1990］。これらの結果に対する理6,909名を用いて、結婚が抑うつや不安傾向とい論的説明としては、①結婚が社会的連帯を提供った指標とどのような関係をもっているのかを分するというもの（社会的紐帯仮説）、②（①に近析した。この研究では、配偶状態を有配偶、死いが）より質的な関係に注目して、結婚が情緒別、離婚（別居含む）、未婚の４つに分けた。分

的サポートを提供するというもの（サポート仮

析の結果、有配偶は死別、離婚より心理的健康説）、③より健康な者が結婚生活に入りやすいとが良好であることが示された。しかし、有配偶というもの（選択仮説）がある［Ross,1995］。

未婚との間に有意な差はみられなかった。これは本研究は結婚と心理的健康の関係を検討するの黒人、白人双方に共通していた。

で、以下では健康の中でも心理的健康を検討した

心理的健康において未婚と有配偶との間に明研究に絞ってみていく。また以下の研究は断りの確な差異がみられないという傾向は、特に女性に1）ない限り、横断的データを用いた研究である 。

おいてみられる。Marks and Lambert［1998］はGove, Hughes, and Style［1983］は、配偶状態

アメリカにおける全国調査（NSFH）を用いて、と心理的健康とがどのように関連するのかを検討

結婚と心理的健康の関係を縦断的に分析した。

した。具体的な指標は、家族満足感、心理的健従属変数は、抑うつ、幸福感、自尊心、自己受

康、幸福感、生活満足感である。なかでも本研容など多岐にわたる。なかでも抑うつの結果に注

究の従属変数に最も近い心理的健康に注目する。

目すると、分析の結果、有配偶の方が未婚より分析の結果、女性の場合、離婚した者の心理的抑うつが低いという傾向そのものは男女で変わり健康が最も低く、次いで未婚、死別、そしてもはなかった。しかし、その関係の強さは男性によっとも良好だったのは有配偶であった。

り顕著だった。例えば、男性においては未婚と有米国では、結婚が心理的健康に与える影響を
縦断的データを用いて検討する研究が近年増えて配偶との間に明確な有意差が確認できた一方、女性の場合にこうした傾向は弱かった。

いる。その中の１つにKim and McKenry［2002］

以上は比較的幅広い年齢層を対象にした研究の研究がある。この研究は、アメリカの全国家族だった。本研究が用いるデータの対象は30歳台が78

結婚と心理的健康中心であり、比較的若く、かつ限定されている。

って生じている」からとされている［稲葉，2002］。

そこで、以下では、こうした年齢層を対象としたわが国では、本研究が対象とする30歳台に絞っ

先行研究をみていく。

て、結婚と心理的健康の関係を問う研究はまだ

Horwitz, White, and Howell-White［1996］は、行われていない。しかし先述の稲葉［2002］の研20歳台、30歳台を対象とした縦断的データを用

究には、30歳台の分析結果が出ており、参考にいて、結婚が心理的健康に与える影響を検証しなる。しかし、結果の傾向は上述と同様であり、た。分析の結果、無配偶で居続けている者より30歳台の女性においても有配偶と未婚者の間に結婚を継続している者および新たに無配偶から有ディストレスにほとんど差はみられなかった［稲配偶になった者の方が心理的に健康であることを

葉，2002］。

明らかにしている。またその結果には性差がみら

国内研究の蓄積が十分ではないため結論的なれることが示された。例えば、今回検討する心理ことは言えないが、以上の日米での検討を勘案す

的健康に近いディストレスの結果をみると、男性

ると、結婚と心理的健康の関係についてはそれほ

においては配偶状態で有意差がみられたが、女性

ど両国間で結果に大きな差異はみられない。唯一の場合にこうした有意差はみられなかった。

みられる相違点としては、女性の再婚者に関する

以上、米国の先行研究を中心に検討してきた。

ものである。稲葉［2002］によれば、女性の中ででは、わが国の研究ではどのような結果が報告さ最もディストレスが高いのは再婚者であることがれているだろうか。

報告されている（一方、男性の再婚者のディスト

結婚と心理的健康の関係を直接検討した国内

レスはそれほど高くなかった）。

研究はいまのところ少ない。しかし、家族社会学

米国では、再婚が本人の心理的健康に与えるにおいて結婚とディストレスの関係が検討されて影響に関しては一貫した結果は得られてないが、いる［稲葉，1998：稲葉，2002］。なかでも全国

少なくとも離婚より再婚の方がストレスフルであ調査を用いた最近の研究をここで検討する［稲るという研究は少ない［Coleman, Ganong, and葉，2002］。
この研究は、日本家族社会学会が1998年に行Fine, 2000］。
そのため、女性の再婚者のストレス
状況には日米で違いがある可能性が考えられる。

った全国家族調査データ（NFR98）を用いたものである。同調査は1998年に全国の28〜77歳の男女を対象として、無作為抽出されたものである。
分析対象数は6,299名である。

（3）
本研究の分析課題
以上、先行研究を検討してきた。これまでの議論をまとめると、①有配偶の方が無配偶より心理分析の結果、若年層（28〜34歳）、女性、無配的健康が良好である、②しかし、有配偶の健康

偶者、低所得者にディストレスが高い傾向が示さ

上の優位性は離婚や死別にみられるものであり、れた。特に配偶者の有無の影響は男性のディスト

未婚と有配偶の差は（特に女性において）それほ

レスと大きく関連していた。

ど明確なものではない、といえる。

女性の分析結果に注目すると、未婚者のディ

国内の研究の蓄積が少ないことから、本研究

ストレスは総じて低かった。この結果は、米国にでは結婚と心理的健康に関して米国において出さ

おいて女性の未婚者の心理的健康がそれほど低くれた知見をまず検証する。

ない結果と類似している。また結婚の恩恵は男性において強く出ており、女性にとってこうした傾向は小さかった。こうした結果も、先述した米国の先行研究の流れに近い。このように結婚の心理的恩恵に性差がみられる背景は、「女性はケアの提供という社会的役割分業を担っていることによ

仮説１：無配偶より有配偶の方が心理的健康が良好である。
仮説2：心理的健康において、初婚と有意差がみられるのは、離婚との間である。
仮説3：初婚と未婚との間に心理的健康に有意差はみられない。
79

季刊家計経済研究 2003 SPRING No.58

データのサンプル数は満

図表 -1 社会経済的地位・結婚・心理的健康に関するプロセスモデル

29〜39歳の女性1,196名で社会経済的地位

結

婚

心理的健康

ある2）。このサンプルが今回の分析対象となる。

（2）
測定尺度
従属変数は、自己評価
次に、国内の研究から導出できる分析課題をによる心理的健康を用い設定する。先述したように、わが国では、女性のた。具体的には「この１年間にあなた自身に次の場合、離婚より再婚の方がディストレスが高いこような出来事がありましたか」という問いにあるとが報告されている［稲葉，2002］。果たして今「うつ状態など精神的な問題があった」という質回の分析でも、離婚より再婚の方が心理的健康

問項目に対して、「ある／なし」で答えるものでが低いという結果が見出されるだろうか。稲葉ある。

［2002］も本研究もどちらも全国調査を用いてお

今回は、精神科医による診断や標準化されたり、もし今回の分析によって同様な結果が得られうつ尺度による診断ではなく、あくまで自己申告れば、わが国の女性の再婚者の心理的健康の低によるものである。このため本尺度は、信頼性、さが改めて確認されることになる。また次の仮説

妥当性においては限界があることをあらかじめ認

は日米比較を念頭に置いたものでもある。

識しておく必要がある。

仮説4：配偶状態の中で、最も心理的健康が低位であるのは再婚者である。

また従来の研究がよく用いてきた抑うつやディ
ストレスといった標準化された尺度は比較的軽い

次に社会経済的地位を考慮した分析課題を設

抑うつでも把握できるのに対し、今回の場合はか定する。本研究では、配偶状態および結婚歴そなり重い抑うつ状態でないと「ある」とは答えなのものが社会経済的地位によって規定されている

い。こうした違いがあるため、抑うつなどの標準のではないかというアイディアをもとに次のよう化された尺度を用いた研究と本研究を比較する際なプロセスモデルを設定した（図表-1）。つまり、には一定の制約があることも付記しておきたい。

社会経済的地位が結婚（配偶状態および結婚

独立変数は、配偶状態である。分析では、２

歴）に影響を与え、それが心理的健康に影響をつの配偶状態の変数を用いる。１つは、現時点

与えるというものである（仮説５）。こうした因での配偶者の有無を聞くものである（配偶者の有果プロセスがみられるかどうかを実証的に検証

無）。次に、結婚歴まで含めた配偶状態である。

する。

具体的には、初婚、再婚、離婚、未婚の４つのカテゴリーを用いた（結婚歴）
。

3．方法
（1）
サンプル

本研究は配偶者の有無より結婚歴を重視する。
なぜなら、有配偶者の優位性が離婚に対してみられるのか、あるいは未婚との間に違いがみられる

今回の分析に用いるのは、（財）家計経済研究

かは結婚歴を用いないとわからないからである。

所が行った「消費生活に関するパネルデータ」で分析の際には、統制変数として、年齢、同居ある。このデータは、全国の満24〜34歳を層化2

人数、本人の学歴、本人の年収を用いた。学歴

段無作為抽出によって抽出したものであり、第1に関しては、高校中退も中卒に含まれている。

年度の完了数は1,500である。
今回用いるデータは結婚歴を尋ねた最新のパネルである第6年度である［家計経済研究所，1999］。
80

分析手法は、従属変数が２値であるため、ロジスティック回帰分析を用いた。分析には、
SPSS Ver.11.0Jを用いた。

結婚と心理的健康

図表-2 心理的健康を従属変数にしたロジスティック回帰分析−統制変数−
B

標準誤差

年齢

Wald

自由度

１．
６０３

２

Exp(B)

９５％信頼区間p

し29.3%、1万〜99万円18.9%、100万．
４４９〜199万円13.3％、200万〜299万円

１

年齢（２９〜３２歳）
年齢（３３〜３５歳）

−.３８４

．
６４９

年齢（３６〜３９歳）

．
４１４

．
５６４

同居人数

．
３５０

１

．
６８１

．
１９１

２．
４３１

１．
５１３

．
５０１

４．
５７２

．
５３９

１

３．
３１３

２

．
５５４

21.0％、300万円以上17.5%である。

．
４６３

まず年齢や学歴などの統制変数が．
１９１

心理的健康にどのような影響を与え

１

同居人数（１人）

62.6%である。本人の年収は、年収な

５５３
同居人数（２〜３人） １．

１．
１５２

１．
８１７

１

４．
７２５

．
４９４

４５．
１９４

．
１７８

ているかについて分析を行う。年齢

同居人数（４人以上） .７８６

．
５１６

２．
３２３

１

２．
１９５

．
７９９

６.０３１

．
１２８

は低位群（29〜34歳）、同居人数は１

１０．
５５１＊

４

４．
５２０＊

１

学歴
学歴（中学卒）

２．
４３０

１．
１４３

．
０３２
７１４
２０９ １０６．
１１．
３５８ １．

．
０３４

学歴（高校卒）

.７６７

１．
１０３

．
４８４

１

２．
１５４

．
２４８

１８．
７３０

．
４８７

学歴（専門卒）

．
８１２

１．
１７９

．
４７５

１

２．
２５３

．
２２３

２２．
７２５

．
４９１

学歴（短大卒）

．
３５２

１．
２４４

．
０８０

１

１．
４２３

．
１２４

１６．
２８３

．
７７７

５．
９０３

４

１

学歴（大卒）
年収．
２０７

年収（無収入）

−．
５８４

．
８５４

．
４６８

１

．
５５８

．
１０５

２．
９７４

．
４９４

年収（１〜９９万円）

．
５１５

．
７４９

．
４７２

１

１．
６７４

．
３８５

７．
２７０

．
４９２

人、学歴は大卒、年収は300万円以上をレファレンスカテゴリーとした。
分析の結果、年齢、同居人数、年収には有意な効果はみられなかったが、学歴に有意差がみられた（図表２）。結果をみると、中卒の心理的健康が最も低かった。

７５５
年収（１００〜１９９万円） ．

．
７７２

．
９５８

１

２．
１２８

．
４６９

９．
６６１

．
３２８

２７３
年収（２００〜２９９万円）−１．

１．
１７４

１．
１７５

１

．
２８０

．
０２８

２．
７９８

．
２７８

以上から、本人の学歴が女性の心．
０００

理的健康を規定することがわかった。

１

年収（３００万円以上）
−５．
４５３

定数

p＜.01

＊＊

＊＊

４１１
１．
２０７ ２０．
χ２＝２０．
７２

１
df＝１２

．
００４

以下の分析では、学歴を投入した上

p＜.05

＊

で、結婚と心理的健康の関係をみて

図表-3 心理的健康を従属変数にしたロジスティック回帰分析−学歴と結婚歴−
B

標準誤差

Wald
４．
９２１

４

学歴（中学卒）１６７
１．
８３０ １．

２．
４６０

学歴（高校卒）０９４．
７１３ １．

学歴（専門卒）
学歴（短大卒）p

まず、配偶者の有無が心理的健康

Exp(B)

９５％信頼区間．
２９５に与える影響をみたところ、有意に

１

６．
２３３

．
６３３

６１．
３３２

．
１１７

心理的健康に影響を与えることが確

．
４２４

１

２．
０３９

．
２３９

１７．
３９６

．
５１５

１７５
．
７４４ １．

．
４０１

１

２．
１０４

．
２１０

２１．
０３５

．
５２７

認された（Exp（B）＝4.081 df=1

２３６．
２２５ １．

．
０３３

１

１．
２５２

．
１１１

１４．
１２８

．
８５６

p<.05）。結果は、有配偶の方が無配

学歴

自由度

いく。

１

学歴（大卒）
１４．
４３８＊＊

結婚歴

３

．
００２

った。

１

結婚歴（初婚）＊偶より心理的健康が有意に良好であ

結婚歴（未婚）

１．
５８２

．
６２０

６．
５２２

１

４４５
４．
８６６ １．

１６．
３９１

．
０１１

結婚歴（離婚）

２．
０９２

．
６８９

９．
２２５＊＊

１

１００
８．
１０４ ２．

３１．
２６５

．
００２

結婚歴（再婚）

２．
３２４

．
７７０

９．
１２０＊＊

１

２６１
１０．
２１５ ２．

４６．
１５９

．
００３

初婚の優位性は未婚との間にはみら．
０００

れず、離婚に対してみられるのか、

＊＊

１
９９０
０７８ ２７．
−５．
７０６ １．
χ２＝２４．
００＊＊ df＝７

定数

p＜.01

＊＊

．
００３

p＜.05

次に、結婚歴を用いた分析を行う。

そして再婚者の心理的健康がもっと＊も低いかが注目される。
分析の結果、結婚歴も心理的健康

4．分析に有意な影響を与えることが確認された（図表３）。分析の結果、初婚を基準とした場合、未婚、（1）
分析その１―― 結婚と心理的健康 ――

離婚、再婚ともに心理的健康が有意に低下するサンプルの特性から確認する。年齢の範囲は29ことが明らかにされた。特に、離婚と再婚の心理

歳から39歳である。平均年齢は34歳である。学歴

的健康が低位であった。注目点は、①初婚に比は、中学卒6.4%、高校卒42.9%、専門卒17.1%、

べ未婚の方が有意に心理的健康が低かったこと、

短大卒20.3%、大学卒13.3%である。同居人数②もっとも心理的健康が低かったのが再婚であっ（本人含む）は、1人4.9%、2〜3人32.5%、4〜5人たこと、である。また学歴がもっていた有意性は81

季刊家計経済研究 2003 SPRING No.58

図表-4 心理的健康を従属変数にしたロジスティック回帰分析−年代差の分析−a）
B

標準誤差

Wald

る［ Baron and Kenny, 1986］。
ここまでの分析により、結婚歴が自由度

Exp(B)

９５％信頼区間

p

１

６．
４１７

８８１
１．
０３３ ３９．

．
０４６

４９５
．
７３８ ４０．

．
０９６

７．
４６９

．
９５６

心理的健康に影響を与えること（②）
、

２９〜３２歳１．
８５９

結婚歴（未婚）

９７８＊．
９３２ ３．

１

結婚歴（初婚）そして結婚歴と学歴を同時に投入す
ると学歴の有意性が消失すること

３３〜３５歳１．
６９９

結婚歴（未婚）

７６３
１．
０２２ ２．

１

５．
４６６
１

結婚歴（初婚）れてない部分とは、社会経済的地位

３６〜３９歳 b）
結婚歴（未婚）４７３−７．
８２９ １４２．

．
００３

１

．
０００

．
０００

１

結婚歴（初婚）（③）が確認されている。まだ検討さ

p＜.05a）学歴を統制済み。結婚歴の結果のみ掲示。
b）36〜39歳の分析結果において、部分的にゼロの数値がみられるが、これは一部のセルに｢うつあり｣と回答した者がいなかったために生じたものと思われる。

によって家族・生活形成の経験に差異がみられるかである
（①）
。以下、

＊

この点に関する分析を行う。
社会経済的地位変数としては、学歴、年収、職種などがある。ただし

図表-5 学歴と離婚・再婚の経験率に関するロジスティック回帰分析
B

標準誤差

Wald

自由度

Exp(B)

９５％信頼区間p

今回の分析対象は女性であり、結婚を機に就業を中断／退職することが

４６．
８２９＊＊

４

．
０００

少なくない。したがって本人の年収と学歴（中学卒）

２．
９６８

７４５＊＊
．
６３６ ２１．

１

６８１
５８６ ６７．
１９．
４４４ ５．

．
０００

職種を用いた分析は今回の場合難しい

学歴（高校卒）

１．
３０３

．
６０７

４．
６１４＊

１

０８５
１２１ １２．
３．
６８０ １．

．
０３２

学歴（専門卒）

１．
２５３

．
６４２

３．
８０８

１

３．
４９９

３１３
．
９９５ １２．

．
０５１

ことになる（結婚することによって年

学歴（短大卒）

．
８３２

．
６６０

１．
５８９

１

２．
２９８

．
６３０

８．
３７９

．
２０８

学歴

１

学歴（大卒）
−３．
８２８

定数

p＜.01

＊＊

０５７＊＊ １．
５８３ ４３．
χ２＝４２．
９２＊＊ df＝４

．
０２２

p＜.05

＊

収や職種が変化してしまう）。そこで
家族・生活形成期より前に獲得され、．
０００

その後変化することが比較的少ない学歴を用いて分析を行う。
これまでの分析から、離婚群、再婚群の心理的健康が低位であること

消失している。
以下では、初婚と未婚との間に有意差に年代差がみられるかに関する追加的分析を行う。

が明らかにされた。やや強引な分類ではあるが、他とは異なる家族・生活形成のパターンを示すという意味で離婚・再婚を１つのグループとして、分析の結果、30歳台前半では初婚と未婚とのその他を１つのグループとした（離婚・再婚経験間に有意差がみられるが、30歳台後半となると、

群＝１、その他＝０として再定義した）。以下で、こうした差が消えることが明らかにされた（図表-

離婚や再婚といった家族・生活形成上の経験を４）。

する確率は学歴によって異なるのかを分析した。
分析の結果、離婚や再婚を経験する確率は本（2）
分析その２−−社会経済的地位の影響−−

人の学歴によって有意に異なることが明らかにさ

ここまで結婚と心理的健康の関連について分析れた（図表-５）。大卒を参照して分析した結果、してきた。以下では、先に示したプロセスモデル

高校卒、中学卒との間に有意差がみられた。特（図表-１）に関する分析を行う。

に中学卒において離婚あるいは再婚を経験する者

先述のプロセスモデルを分析上確かめるには、が際立って多いことが明らかになった。

以下のようなステップが必要とされる。①独立変オッズ比の値を用いてグラフ化したものが図表-

数が媒介変数を有意に規定していること、②媒６である。これをみると、高校中退者を含む中学

介変数が従属変数を有意に規定していること、卒において、離婚や再婚を経験するものが特に多③独立変数と媒介変数を同時に投入したときに、いことがわかる。

独立変数がもっていた影響力が消失することであ82以上から、学歴は結婚歴に有意に影響してお結婚と心理的健康

国内外の先行研究と同様な結果とい図表 -6 学歴と離婚・再婚の経験率の関係

える。

２５

次に、結婚歴と心理的健康の関係をみた。分析の結果、初婚と離婚と２０の間に有意差がみられた。したがっ
離
婚
・
再
婚
の
経
験
率

て仮説２は支持されたといえる。ま１５た再婚が最も心理的健康が低かったことから、仮説４も支持された。

１０

再婚に関する結果は２つの点で注目される。１つは、再婚者の心理的５

健康が最も低いという結果が、稲葉
０
大

卒

（n＝１，
１８０）

短大卒

専門卒
学

高校卒

中学卒

歴

［2002］に続き、本分析によって改めて確認されたことである。もちろん今後も検証が必要なことは言うまでもないが、稲葉［2002］も本研究も全国調査データを用いており、この意

り、結婚歴は有意に心理的健康を規定しており、味で、わが国の女性の再婚者の心理

また結婚歴と学歴を同時に投入した場合、結婚的健康が低位であることはより確実なものになっ歴の有意性が確かめられた一方、学歴の有意性たといえる。

は消失することが明らかにされた。

もう１つの注目点は、上記の結果は米国の先今回の分析結果のみから明確な結論は下すこ行研究と異なる傾向を示していることである。米とは避けなければならないが、今回の分析から、国においては、もっとも心理的健康が低いのは離低学歴者は家族・生活形成において離婚・再婚婚者であって、再婚者であるといった研究はみらを経験する確率が他の学歴より高く、その結果、れない。したがって、「離婚者より再婚者の方が心理的健康が低下している可能性が示唆された。

心理的健康が低い」という今回の知見は米国の研究動向とは異なっており、日米比較の論点の5．考察と課題１つとなりうる。今後は、日米の女性にとって再婚がどのように異なったものとして経験されてい本研究の主な目的は、結婚と心理的健康の関

るか、とりわけ、わが国の女性の再婚者の心理的係を実証的に明らかにすることだった。加えて、

健康がなぜ低いのかを明らかにしていくことが重

社会経済的地位の影響を取り込むことで、結婚

要になってくる。

と心理的健康の関係に関する研究に対し新しい

一方、仮説とは異なる結果もみられた。それは研究課題を発見／提示することも本研究のねら

初婚と未婚の差に関する結果である。先行研究

いの１つだった。また分析を通して、国際比較のでは、有配偶と未婚の差はみられないというのが論点を探し出すことも念頭に置いていた。以下

１つの流れとしてあった。しかし、本分析の結果

で、本分析の結果を整理し、これらに関する議論

では、初婚に比べ未婚の方が心理的健康が低いを行いたい。

ことが有意に確かめられた。

まず結婚と心理的健康の関係に関する結果に稲葉［2002］の研究において、女性28〜38歳

ついて述べる。分析の結果、無配偶の方が有配の検討を行われているが初婚と未婚のディストレ

偶に比べ心理的健康が低いことが明らかにされスの間に有意差はみられない。稲葉［2002］も本た。よって仮説１は支持されたといえる。これは研究も、全国調査データであり、この結果の食い83季刊家計経済研究 2003 SPRING No.58

違いはどのように解釈すればよいだろうか。

健康が低下するという仮説をたてることもできる。

１つは尺度の違いが考えられる。稲葉［2002］

こうした学歴による家族形成上の差異が他の世は標準化されたディストレスの尺度を用いてい代でもみられるのか、あるいは比較的若い年代でる。この尺度であると、比較的軽い抑うつでも拾ある30歳台において顕在化してきたのか。今後のい上げる。しかし、今回用いた尺度はかなり重度

検証すべき研究課題といえる。

の抑うつでないと心理的健康が低いと評価されな

以下、本研究の限界点を２つ明らかにしておい。つまり、比較的重度なうつ状態にある者が未こう。１点目は、本研究の分析対象が女性かつ婚者で多いならば、今回のような重度の抑うつに

30歳台に限定されていたことである。したがっ焦点をあてた尺度を用いた場合、未婚と初婚とて、結婚が心理的健康に与える影響の性差およの間に有意差が生じてくる可能性がある。

び世代間比較の検討は今後の研究課題となる。

また初婚と未婚の有意差には年代差があること

もう１つは、測定尺度に関するものである。今も明らかにされた。30歳台前半では、初婚と未婚

回は自己評価による比較的重度の心理的な病いとの間に有意差がみられていたが、30歳台後半でを従属変数とした。しかし、心理的健康に関すはこうした関連が消えていた。１つの解釈としてる尺度はディストレスから主観的健康感までさま

は、適齢期規範の存在が挙げられる。30歳台前

ざまな尺度が存在する。こうした尺度による異同

半で未婚であることは社会的な規範の圧力を受けの検討が今後の課題となる4）。

やすいが、30歳台後半になるとそうした規範も薄れるかもしれない。
その結果、この年代では心理的な圧力がそう大きな問題とならなくなるというものである。ただこの点に関してはより詳細な分析を要する。今後の検討を待たなければならない。

6. まとめ最後に本研究の知見をまとめておこう。本研究の知見は大きく２つある。

最後は、社会経済的地位に関する分析である。

１点目は、30歳台の女性において配偶状態の本研究では、結婚と心理的健康の関連のみを検中で最も心理的健康が良好なのは初婚であり、討するのではなく、両者の背景にある社会経済的順に未婚、離婚、そして再婚が最も心理的健康

地位の影響を、学歴を通して検討した。その結が低かったことである。２点目は、低学歴者は離果、離婚あるいは再婚といった経験をする確率は婚、再婚といった経験をする確率が高く、その結

低学歴（高校中退を含めた中卒）において特に

果、心理的健康を低下させている可能性がある

高いことが示された。今後さらなる検証を要することである。
また、中卒に離婚、再婚が多いのは、が、本分析の結果から、結婚歴が心理的健康を結婚が早いこと、高学歴ほど晩婚化が進んでいる

規定しているようにみえるが、その背景には学歴ことの影響も考えられる。
この点に関しても今後という社会経済的地位の影響が無視できない形検討を深めていきたい。

で存在していることが明らかにされた。
９割以上が高卒という現在の社会状況からすれば、中卒は少数派かもしれない。ただし先述の通り、この中には高校中退者も含まれている。近年、不登校が増え、高校の中退率もここ10年でみると上昇傾向にある3）。このため、こうした階層（低学歴若年層）が少数派とはいえ今後その規模を大きくしてくる可能性がある。本分析の結果を敷衍するなら、今後離婚や再婚などを経験する者が増え、
その結果として、低学歴層の心理的84

注1）また以下に検討する先行研究の指標は抑うつや不安傾向など標準化された尺度を用いている。
2）本調査は第5年度からサンプルの追加を行っている（コーホートB）。しかし今回はケースの均一性を重視して、初年度パネルから継続しているコーホートAのみを用いた。
3）高校の中退率の推移に関しては文部科学省［2002］を参考にした。
4）先行研究では従属変数によって、結婚が心理的健康に与える影響のあり方が異なることが報告されている［Horwitz et al,1996］。今後は選択される指標によって、

結婚と心理的健康

結婚の影響のあり方にどのような差異がみられるのかを検証し、もし指標間で結果が異なったならば、なぜ異なるのかを探求する研究が期待される。
参考文献
稲葉昭英，1998，「ジェンダーとストレス」『季刊家計経済研究』37，32-40．
稲葉昭英，2002，「結婚とディストレス」『社会学評論』，
53（2），69-83．
（財）家計経済研究所，1999，『現代女性の暮らしと働き方』大蔵省印刷局．
近藤克則，2000，「要介護高齢者は低所得者層になぜ多いか」『社会保険旬報』2073，6 -11．
杉澤秀博・深谷太郎，2002，「後期高齢期における健康の階層差の存在とその要因」（財）東京都老人総合研究所『後期高齢者における健康・家族・経済のダイナミクス』，105 -118．
武川正吾，2002，「健康の不平等」社会政策学会第104回大会報告要旨．
中田知生，1999，「社会階層・加齢・健康−
−その理論
と実証−
−」『北星学園大学社会福祉学部』36，
15−46．
早坂裕子，2001，「健康・病気の社会的格差」，山崎喜比古編『健康と医療の社会学』，東京大学出版会，
49-71．
平岡公一，2001，『高齢期と社会的不平等』東京大学出版会．
深谷太郎，2001，「健康と心身機能」，平岡公一編『高齢期と社会的不平等』東京大学出版会，51-59．
文部科学省，2002，「生活指導上の諸問題の現状につい
て（概要）
」
．
Acheson,S.D.,1999, Inequalities in Health : The Evidence,
The Policy Press.
Baron,R.M. and Kenny,D.A.,1986,"The Moderator Mediator Variable Distinction in Social
PsychologicalＲesearch：Conceptual, Strategic,
andＳtatistic Considerations，" Journal of Personality
and Social Psychology，51，1173-1182．

Black,S.D,1982,Inequalities in Health :Ｔhe Black report,
Penguin.
Coleman,M.,Ganong,L., and Fine,M.,2000,"Reinvestigating
Ｒemarriage：Another Decade of Progress"
Journal of Marriage and the Family, 62, 1288-1307．
Fox,J.W.,1980,"Gove's Specific Sex-role Theory of Mental
Illness：A Research Note，" Journal of Health andSocial Behavior, 21, 260-266．
Gove,W.R.,Hughes,M.E, and Style.,1983,"Does Marriage
Have Positive Effects on the Psychological WellBeing of the Individual?," Journal of Health andSocial Behavior, 24, 122-131．
Horwitz,A.V.,White,H.R., and Howell-White,S.,1996,"Becoming Married and Mental Health：A Longitudinal Studyof a Cohort of Young Adults," Journal of Marriage
and the Family, 58, 895-907．
Kim,H.K., and McKenry,P.C.,2002,"The Relationshipbetween Marriage and Psychological Well-Being：
A Longitudinal Analysis," Journal of Family Issues,23(8), 885-911．
Marks,N.F.,and Lambert,J.D.,1996,"Marital Ｓtatus
Continuity and Change among Young and Mid-life
Adults," Journal of Family Issues, 19(6), 652-686．
Ross,C.,Mirowsky,J.,and Goldstein,K.,1990,"The Impact ofFamily on Health," Journal of Marriage and theFamily, 52, 1059-1078．
Ross,C.,1995,"Reconceptualization Marital Status as aContinuum of Social Attachment," Journal of
Marriage and the Family, 57, 129-140．
Williams,D.R.,Takeuchi,D.T., and Adair,R.K.,1992,"Marital
Status and Ｐsychiatric Disorders among Blacks
and Whites，" Journal of Health and Social
Behavior, 33, 140-158．

（ばば・やすひこ）（こんどう・かつのり）（すえもり・けい）85