日本版 General Social Surveys 研究論文集[6] JGSS で見た日本人の意識と行動 JGSS Research Series No.3

ボランティア活動や非営利組織への参加と就労観―JGSS-2005 を用いたデータ分析―松本 渉
情報・システム研究機構統計数理研究所データ科学研究系調査解析グループ

Volunteer Activities, Membership of Nonprofit Organizations
and Views of Work Style from JGSS-2005
Wataru MATSUMOTO
Survey Research Group, Department of Data Science
Institute of Statistical Mathematics
Willingness to make a social contribution can be satisfied by main businesses as well as
participations of nonprofit organizations or volunteer activities. Thus this paper proposes andverifies the hypothesis that making a social contribution through non-main business,participations of nonprofit organizations or volunteer activities, results from the view of work
style that workplaces of people are different from their identity. However, if participations of
nonprofit organizations or volunteer activities can be mainly explained by the other factors, it is
not superficially shown that the willingness does not negatively correlate to the view of works
style. It is true that the negative correlation can’t be seen in the structural equation model using
JGSS-2005. Thus, in this paper, after the data were partitioned by variables to represent
willingness to make a social contribution or intellectual curiosity, the relation of participations of
nonprofit organizations or volunteer activities and the view of works style were analyzed. The
results suggested that the superficial decorrelation would disappear and the negative correlationof the two factors would be verified if the data were appropriately stratified.
Key Words：JGSS-2005, Nonprofit Organization, View of Work Style
ボランティアや NPO への参加の背景に、社会貢献に対する意欲や利他心を充足させる
目的があるとしても、そのような目的は職場での仕事を通じて満足させることもできる。
ゆえに、本業以外にボランティアや NPO に関わることで社会貢献や利他的行為を行うのは、職場に自己を同一視しない就労観が影響しているのではないかとも考えられる。しかし、NPO やボランティアへの参加が、他の主要な要因によって説明されるのであれば、勤労観との関係はデータ上必ずしも負の相関を生じない。実際に JGSS‑2005 を用いた構造方程式では表面的には負の相関が見られない。そこで、社会貢献意欲や社会への知的好奇心等を反映した変数を用いて集団を分割した上で、参加行動意欲と勤労観という二つの潜在変数の関係を分析した。その結果、適切な層別解析を行えば、擬似無相関が排除され、参加行動意欲と勤労観の相反する関係を見出せる可能性がうかがえた。
日本語キーワード：JGSS‑2005、NPO、就労観

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1. 研究の目的と意義
NPO（非営利組織、nonprofit organization）に自律的な成長軌道にのってほしいという外部者の期待に応えるためには、財政規模を大きくすることに加えて、リーダーや運営スタッフの充実を軸とした組織力をつけることが重要となる(松本・高橋、2002)。実際、成功しつつある NPO では、米国のNPO での研鑽を積み、組織としての運営の理念を明確に持つことができる有能な人材の活躍が成功の決め手となっていることがある(松本，2003)。NPO の組織としての運営を考えるにあたって、NPO の参
加者が、どのような背景や動機を持っているかということを把握することは重要な事柄の一つと思われよう。
NPO 参加者の活動への参加動機については、民間非営利組織（NPO）の活動と労働行政に関する研究会(1998)や日本 NPO 学会・NPO 労働市場研究会（2001 年 7 月）が調査しているが、両者とも「活動内容への共感」や「社会や地域への貢献」といった事柄が上位となっている。また、小野(2002)は、「NPO
法人及びスタッフに関する実態調査」（日本 NPO 学会・NPO 労働市場研究会）のデータを用いて、参加
モチベーションを消費と投資の 2 種類に分類し、それらに対する年齢や所得等の影響をプロビットモ
デルによって明らかにしている。上村（2002）も、後者の調査における NPO 参加者の前歴のデータか
ら、定年退職後の高齢者の雇用の受け皿となっていることを指摘した上で、NPO の有給スタッフの就業関数について、Probit 推定によって年齢や NPO 以外による収入、通勤手当の有無などの影響を示している。桜井（2002）は、京都市内の NPO の参加者を調査し、因子分析を用いてボランティアの参加
動機因子を抽出し、抽出された複数の動機因子と年齢や職業などの背景との関係を明らかにしている。
これらの先行研究においては、NPO やボランティアへの参加についての主要な動機や多数派となる
経歴などは明確であるし、複数の参加動機を他の要因から説明すること(小野，2002; 桜井，2002)や無給か有給かの分化を参加者の背景要因から説明すること（上村，2002）はできている。しかし、NPOの参加者と不参加者との比較ではないため、両者の違いがやや不明確で、NPO に参加する動機と契機の説明として十分でない。また、NPO に参加しなければ社会貢献ができないわけではないので、NPOへ参加する説明としては、社会貢献意欲のほかに何が加わったのかも明らかにする必要がある。
この点、跡田・福重（2000）は、社会調査データをもとにプロビットモデルを用いて中高年のボラ
ンティア活動の参加確率の要因分析をしているので、参加と不参加の対比が明瞭であるし、参加者の特性に加えて本人の通院経験というきっかけも考慮されている。しかし、対象地域が限定されている
上、地域によって有意な結果にばらつきがあり、また介護や通院の経験など医療関係に限定した分析となっている。海外の研究では、Freeman (1997)のように Current Population Survey (CPS)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）や所得等との関係から分析したものがあるし、Segal & Wiesbrod (2002)のように、健康・教育・宗教の分野別に属性変数や所得との関係を分析したものもある（なお、データは Independent Sector のために Gallup 社が行った調査データが用いられている）。
いずれにしても、上記の既存研究の多くは、労働経済学的な観点からの「ボランティア＝無償の労働」という視点が強い。しかし、ボランティア活動や NPO への参加を、内発的な動機づけや利他的な動機づけに支えられた無償の労働と捉えるのならば、本業との関係も議論されるべきであろう。この点、職場としている組織とのかかわり方や働き方といった事柄と、ボランティアや NPO といった事柄の関係については、日米の社会の比較の観点からこれまでにも議論されてきた。例えば、Drucker(1990) は、日本人が職場を自分と同一視し、アメリカ人は、自分がボランティアとして働く教会やコ
ミュニティーサービス機関などを個人にとっての最大の意味を見出すものとしている。つまり、仕事
を通じて利他的な社会貢献を実現する日本人観が語られる一方で、ボランティアのような社会貢献を仕事とは明確に区別するアメリカ人観が語られている。福田(2000)は、NPO が米国で活発な理由として、競争的なアメリカ型市場経済では、利他主義を持つ人々が大きなストレスを抱え込み、仕事以外の場で利他主義を実現してストレスを解消すると指摘している。Drucker (1990)による日本人と米国人の勤労観を市場との関係から説明し直したものとも言えよう。また、上野(2001)は、行政機関にお84日本版 General Social Surveys 研究論文集[6] JGSS で見た日本人の意識と行動 JGSS Research Series No.3

ける雇用の流動性というアメリカ社会の特色が、非営利の政策産業の基盤を与えていると指摘している。これは、市場経済の競争性の強弱の違いから、日米における NPO の活動の隆盛度の違いを説明する福田(2000)のロジックを、公的なセクターの労働市場の競争性に重点をおいて説明したものとも考えられよう。
こういった日米比較のようなマクロ的な視点に基づいた NPO 活動の説明を個人レベルのミクロ的な視点に帰着させれば、社会貢献意欲や利他心を有する人々のうち、自己の本業や職場を自分と同一視するような人々は、職場での仕事を通じてそのような心意気を充足するという行動に出ることとなる（本業型社会貢献）。逆に、必ずしも自分自身と職場とを一体視しない人々は、職場とは別の場所で社会貢献を実現したり、利他的な行動を取ったりする可能性が高まるということになる（非本業型社会貢献）。
松本（2004）は、JGSS‑2001 を用いた分析によって、NPO（ここでは、ボランティア団体・市民運動
団体）の参加者の背景や要因の分析を行った結果、労働組合への不信と NPO への参加行動との関係性がうかがえることから、職場へのロイヤルティーが弱い方が NPO に参加する行動を高める可能性を示唆している。しかし、JGSS‑2001 では、職場へのロイヤルティーや（一つの勤め先に長く勤めたいか
どうかといったような）働き方についての意見を示す具体的な設問が無かったため、やや遠まわしな説明となったきらいがある。
そこで本稿では、JGSS‑2005 において職場へのロイヤルティーや働き方についての意見を含めた就労観をうかがい知ることができるような設問が用意されたことを受け、職場とのコミットメントとNPO への参加行動の関係を改めて議論することとしたい。なお、この節で説明してきた議論を簡便に模式化したのが図１である。
手順としてはまず、第 2 節で主要な変数についての回答の度数分布を確認し、その取り扱いの方法を吟味する。特に複数用意した被説明変数同士、説明変数同士の相関関係を検証し、それぞれの共通性を確認して、共通因子を設定できる可能性を探る。次に第 3 節で、ロイヤルティーや働き方についての意見を含めた就労観と NPO やボランティアに参加する行動意欲の関係の基本モデルを示し、本稿で行う層別解析の道筋を示す。第 4 節で、この基本モデルをベースとした層別の解析の結果を示す。
層別解析の結果を受け、最後に、本稿の分析で示唆される仮説の妥当性と課題を述べる。

「NPO に参加（所属）する，あるいはボランティアに参加する」という行動「仕事以外の場で，利他心を満たす必要」（仕事の場で社会貢献が実現できれば，不要な行動か？）A
A「職場を自分と同一視しない就労観を持っている」

社会的・政策的関心やあるいは利他心・社会貢献意欲

B「現在の職場を自分と同一視する就労観を持っている」（現在の職場にロイヤルティーがある）
B
仕事を通じての社会貢献の実現

図1

問題意識のイメージ85

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2. 主要な変数とその取り扱い
NPO の現場では、定年退職者やいわゆる主婦の活躍も目にしやすい。この点は、上村(2002)の分析
でも裏付けられているし、JGSS‑2001 を使った分析でもそのような人々の NPO への参加傾向が高いことの示唆が得られている（松本，2004）。しかし、こういった人々のなかでも無職の人については、論
理的な帰結として、職場とのロイヤルティーとボランティア活動や NPO への参加を関係づけることは
基本的にはできない。過去の職場や就労観と間接的に関係する可能性もあるが、分析の枠組みを複雑にするだけなので本稿では、調査時点で有職者とみなせる人だけを対象とする。したがって、JGSS‑2005
では、「問 1‑1 先週、あなたは収入をともなう仕事をしましたか、または仕事をすることになっていましたか。この中からあげてください。」（XJOB1WK）という設問があるが、このうち「3（ウ）仕事をしていない」（776，38.4%）に該当する人々を除外し、「1（ア）仕事をした」「2（イ）仕事をもっているが、病気、休暇などで先週は仕事を休んだ」に該当する人々だけを本稿の対象とする（1,247 人；61.6％）。
次に，被説明変数について考える。JGSS‑2005 では，Q60 で「あなたは、次にあげる会や組織に入っていますか。A〜F それぞれについて、お答えください。」と質問している。ここで，いわゆる NPOと呼べそうな団体「Cボランティアのグループ」（MEMVLNTR）「D

市民運動・消費者運動のグループ」（MEMCIVIL）への参加・不参加の状況が分かる。表 2 を見ても分かるように，どちらも全体で数パー
セント台の人々の参加を示している。
表1

ボランティアのグループと市民運動のグループ

組織への所属：

組織への所属：ボランティア

市民運動のグループ

のグループ

はい

いいえ

無回答

合計

(％)

はい

8

102

8

118

(5.8)

いいえ

30

1831

2

1863

(92.1)

無回答

2

2

38

42

(2.1)

合計

40

1935

48

2023

(％)

(2.0)

(95.7)

(2.4)

(100)

また，定期・不定期のそれぞれのボランティア活動の経験の有無（Q58‑1, Q59‑1）を問う設問がある。表 2 を見ても分かるように，両者共に十数パーセント台の経験率である。
表2

定期的なボランティアの経験と不定期なボランティアの経験

定期的な

不定期なボランティア：

ボランティア：

経験の有無

経験の有無

ある

ない

無回答

合計

(％)

ある

122

131

4

257

(12.7)

ない

192

1559

5

1756

(86.8)

無回答

1

0

9

10

(0.5)

合計

315

1690

18

2023

(％)

(15.6)(83.5)

(0.9)

86

(100)

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Q58‑1、Q59‑1、Q60 C、Q60D の 4 つの設問は、無回答を欠損値として除外する扱いにすれば、どれも二値の変数となるが、ある＝1、ない＝0、はい＝1、いいえ＝0 とした時、4 つの設問とも互いに正の相関をとることから、程度の大小はともかく共通性のある行動であることが統計的にも確認できる。
一方、本稿の問題意識に鑑みて最も考慮すべき説明変数は、「問 12‑1 賃金や時間などの自分の労働条件について不満を感じた場合、あなたは次の A・B のどちらの行動をとると思いますか。」（WLWKCND）と「問 12‑2 会社や団体の今後の経営に不安を覚えた場合、あなたは次の A・B のどちらの行動をとると思いますか。」（WLWKMNG）の 2 つの設問である。両者は、労働条件に不満を感じた場合と経営に不安を覚えた場合のそれぞれの場合を想定して、「Aをする」か「B

現在の会社・団体の中でぎりぎりまで改善する努力

現在の会社・団体に見切りをつけて、より良い条件の仕事や事業を探す」のいずれかを選択してもらうとことになっている。この 2 つの設問は、有職者のみへの設問であり、表向き離職
行動の設問となっているが、Hirschman (1970)の Exit，Voice and Loyalty のモデルを前提として，間接的に現在の職場へのロイヤルティーやコミットメントの程度を探る意図を持っている。Hirschman（1970）のモデルの趣旨は、不満があってもロイヤルティーがあるからこそ告発を行うが、逆にロイ
ヤルティーが本当になければ退出し、告発もしないというものであった。しかしここでは、労働条件の不満や経営の不安が生じた場合に、告発に対応して「Aする努力をする」を行うか、退出に対応して「B

現在の会社・団体の中でぎりぎりまで改善

現在の会社・団体に見切りをつけて、より良い条件の仕事や事業を探す」を行うかを明らかにすることにより、ロイヤルティーの有無・強弱を推し量ることができるようになっている。単純集計の分布の形は、労働条件の不満の場合（問 12‑1）も経営に不安の場合（問 12‑2）も単峰形にならずに、「A

ぎりぎりまで改善する努力をする」にやや偏った歪みのある分布となっている。
なお、これら職場へのロイヤルティーの設問（問 12‑1，問 12‑2）について、無回答を除去したデータのクロス表をとると表 3 のようになり、スピアマンの相関係数も 0.683 となって、やはりかなりの関連性があることが確認できる。
表 3 「働き方の意向：労働条件に不満」と「働き方の意向：経営に不安」
働き方の意向：経営に不安
B（より安定し働き方の意向：で改善する努 どちらかとい どちらかとい た仕事や事業

労働条件に不満力をする）

A（ぎりぎりまで改善す

えば A

えば B

合計

A（ぎりぎりま

を探す）

368

61

30

27

486

どちらかといえば A

36

197

51

11

295

どちらかといえば B

9

20

149

25

203

15

6

7

88

116

428

284

237

151

1100

る努力をする）B（よりよい条件の仕事や事業を探す）合計

χ2=1263.2, p<0.001, Cramer’s V=0.619
また、職場へのロイヤルティーを探る設問とは別に、問 19 で、「働き方に関する次の A・B の意見のうち、あなたの意見はどちらに近いですか。A

さまざまな勤め先を経験する方がよい、B

一つの勤め先に長く勤める方がよい」と尋ね、「1（ア）A、2（イ）どちらかといえば A、3（ウ）どちらかといえば B、4（エ）B」の 4 つのうちから選んでもらっている。いわゆる就労観についての設問であり、87

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これも考慮すべき説明変数の候補である。この設問は、ロイヤルティーの設問とは異なるが、ある程度関連することを想定して作成されている。というのも、さまざまな勤め先を経験する方がよいと考えるか、一つの勤め先に長く勤める方がよいと考えるかは、有職者だけでなく誰でも抱くことができる基本的な物事の見方であり、その結果を受けてロイヤルティーの持ちようも決まってくると考えられるからである。なお、この設問についての回答の度数分布（%）は、順に 1、2、3、4、無回答の順に 320（15.8％）、305（15.1％）、712（35.2％）、614（30.4%）、72（3.6%）となっている。日本人の国民性調査でも類似の調査があり、そこでは 3 回（1993 年，1998 年，2003 年）の調査では「ながく勤めるのがよい」が 5 割前後を推移しており、「勤め先があれば、かわった方が良い」が 40％台を上昇傾向で推移している（統計数理研究所第 11 次国民性調査委員会，2004）。単純な比較は難しいが、
JGSS‑2005 の方が国民性調査のこれまでの結果よりもやや「一つの勤め先に長く」と考える人の割合が高い結果となっている。国民性調査では、「いまより良い条件の勤め先があれば」という文言があり、質問文の印象がやや異なるためではないかと考えられる。なお、回答の分布については、3 の「（ウ）どちらかといえば B」でピークを迎えているものの単峰形となっていない。ただし，分布の窪んだ部分である選択肢 2 の選択肢 1 との差はわずか 15 であり，無回答の 72 に比べてかなり小さい。誤差の範囲内と考えられなくも無いので、分布の形は本稿では特に問題にしないで取り扱う。
また、ロイヤルティーの質問（問 12‑1，問 12‑2）と働き方の意見についての質問（問 19）については、強いロイヤルティーと一つの企業でずっと働くことが関連しているはずであるから、理論的には、問 12 の A、B が、それぞれ問 19 の B、A に対応しており、正の相関を見出すためには項目の順番
を問 19 の場合は逆転させる必要がある。しかし、いずれにしても、無回答を欠損として処理した後のデータを用いると、問 12‑1 と問 19 では、χ2=116.643、p<0.001、Cramer’s V=0.188、問 12‑2 と問 19
では、χ2=89.967、p<0.001、Cramer’s V=0.165 である。問 12‑１と問 12‑2 の関係ほどではないが、
χ2 の値は高度に有意であり、独立性は棄却され、相関関係の存在がうかがえる。

３. 基本モデルと分析の方法

終身就労観

Q58‑1
定期的ボランティアの経験
参加行動意欲

Q59‑1
不定期的ボランティアの経験

Q60‑C

問 12−1
働き方の意向：労働条件に不満

問 12−2
働き方の意向：経営に不安

問 19

ボランティアのグループに参加

働き方の意見分割

Q60‑D

その他の説明変数

市民運動のグループに参加
大卒かどうか，
注）誤差変数の表

意見表明の水基本モデルに追加・示は，省略した。

準など

修正した場合図2

基本モデルの概要

88日本版 General Social Surveys 研究論文集[6] JGSS で見た日本人の意識と行動 JGSS Research Series No.3

前節での議論と分析から、目的とする質問群「Q58‑1 定期的ボランティアの経験」「Q58‑2 不定期的
ボランティアの経験」「Q60‑C ボランティアのグループに参加」「Q60‑D ボランティアのグループに参加」の間に、ある程度の共通性を想定できそうなことが分かってきた。また、「問 12−1 労働条件に不満な場合の働き方の意向」や「問 12−2 経営に不安な場合の働き方の意向」といったロイヤルティーを反映させた質問群と「問 19 働き方の意見」を尋ねた質問の間にもある程度の共通性を想定できそうなことも分かってきた。
そこで、Q58‑1、Q58‑2、Q60‑C、Q60‑D の背後に、ボランティアや NPO に対する「参加行動意欲」のような一つの内生的潜在変数を想定すると同時に、問 12‑1、問 12‑2、問 19 の背後に「（終身）就労観」のような一つの外生的潜在変数を想定してみる。過去の研究の結果（松本，2004）から言っても、「参加行動意欲」をよりうまく説明する変数は、他に数多く存在されると考えられるのだが、ひとまず「（終身）就労観」によって「参加行動意欲」を説明されると仮定した多重指標モデルを想定する（図 2）。
なお、このモデルにおいて、内生的観測変数となる Q58‑1、Q59‑1、Q60‑C、Q60‑D の 4 つの質問群については、分析では無回答を欠損扱いとして除外するので、1 と 0 の二値変数となる。一方、外生的観測変数である問 12‑1、問 12‑2、問 19 の 3 つの質問群でも、無回答を欠損扱いとして分析から除外するので、4 件法の順序尺度データをとる変数となる。このような観測変数の尺度水準に配慮して、
多重指標モデルを想定した共分散構造分析を行った。実際の計算は、Mplus（version 3.11）を用いて行い、観測変数をカテゴリカル変数に指定し、欠損の推定は利用しなかった。
計算の結果、CFI=1.000、TLI=1.001、RMSEA<0.001 となり、非常にあてはまりの良いモデルであると判断できる。ただし、因子（潜在変数）間の標準化係数は 0.169（非標準化係数は 0.181）、潜在変数間の決定係数は 0.029 と推定され、またそれぞれの因子スコアをプロットした図 3 を見ても、参加
行動意欲と終身就労観の 2 つの潜在変数間の関係は、かなり弱い正の相関と捉えられることが分かる。

2.5
y = 0.217x + 0.11
2
R = 0.0666

参
加
行
動
意
欲

2
1.5
1
0.5
0

-1.5

-1

図3

-0.5

0
-0.5
(終身)就労観0.5

1

参加行動意欲と終身就労観の因子得点のプロット（注）この散布図で用いられている 2 つの因子得点の値について回帰分析を行っても、その結果は、多重指標モデルで推定した構造方程式の係数に一致するものではない。これについては、光永・星野・繁桝・前川（2005）が「因子スコアの推定値をあたかも観測変数とみなして回帰分析やパス解析などを行うと正しい推定が行えない」問題として再提起し、その原因の解明と解決の提案を行っている。

つまり、「（終身）就労観」だけでは、NPO やボランティア活動への「参加貢献意欲」の説明力はな
い（無相関）、またはあるとしても非常に弱いがむしろポジティブな説明力となることが分かる。この
事実は、一見第 1 節で論じた仮説に反するように見える。しかし、これまでの研究の経緯（松本，2004）
や既存研究の論点（Drucker，1990；福田，2000）を踏まえると、NPO やボランティア活動への参加の89

日本版 General Social Surveys 研究論文集[6] JGSS で見た日本人の意識と行動 JGSS Research Series No.3

説明には、社会貢献意欲や利他心、その他の属性が先行して用いられるべきであるし、第 1 節で論じた仮説では、そのような主要な変数条件が一定の場合に、「（終身）就労観」が NPO やボランティア活動への「参加貢献意欲」に対してマイナスの説明力を持つはずであるというものであった。したがって、参加行動意欲と終身就労観の 2 つの潜在変数の関係が無相関であることや弱い正の相関であることは、必ずしも初期の仮説と矛盾しない。仮説に基づけば、終身就労観と参加貢献意欲の関係は擬似無相関であり、先行変数として社会貢献意欲や利他心、その他の何らかの属性が存在すると予想する
こともできるのである。
そのような予想に基づいた場合、NPO やボランティア活動への「参加貢献意欲」を説明する何らかの先行変数によって集団に分割し、その上で終身就労観との関係を吟味する層別解析を行うのが妥当であろう。
本稿では、集団への分割の方法として、次の 2 種類を用いた。
1 番目が、政治・政策的な問題に関する意見を表明したかどうかである。何らかの政治・政策的な問題について意見をもつ程度に社会の問題に関心があるということは、NPO を通じた市民活動やボラ
ンティア活動によって社会に役に立とうといったような行動につながる面があると考えられる。したがって、そのような問題に意見を表明すると言うことは、NPO やボランティア活動への「参加貢献意
欲」の説明力を持つ先行変数になると考えられる。JGSS‑2005 では、Q38 で、A 高齢者の生活保障（生活費）、B 高齢者の医療・介護、C 子どもの教育、D 保育・育児について「個人や家族の責任か、国や地方自治体の責任」の意見を尋ねている。Q39 では、政治的な考え方（保革 5 段階）を尋ねている。
所得税（Q40）、安楽死（Q41）、所得格差是正（Q42）、政党支持（Q43）も尋ねている。このような設問において、何らかの回答を示すかどうか、意見を表明するかどうかは、社会の諸問題に対する関心の度合いを間接的に示すものと考えられる。ただし、Q40、Q41、Q42、Q43 は、個人や家庭の事情、価値観などが理由で、政治や政策の問題に対する関心があっても答えにくい質問と言う印象もある。そこ
で、質問に対して回答するかどうかが、政治や政策の問題に対する関心をより確実に反映しそうな設問、Q38 と Q39 だけについて、表 4 のような対応関係で、ダミー変数による再コード化を行った。更
に、これら 5 つのダミー変数を利用して、Q38A、Q38B、Q38C、Q38D、Q39 の 5 つの項目の全てに意見表明有りが該当する場合を意見表明者に「該当」、それ以外の場合、つまりひとつでも意見表明をしない場合を「非該当」とする「意見表明の有無」の層別変数を用意した。
表4

Q38 と Q39 の再コード化

質問

ダミー変数=1

ダミー変数=0

Q38A

意見表明有り（無回答以外：1,2,3,4,5）

意見表明無し（9 無回答）

Q38B

意見表明有り（無回答以外：1,2,3,4,5）

意見表明無し（9 無回答）

Q38C

意見表明有り（無回答以外：1,2,3,4,5）

意見表明無し（9 無回答）

Q38D

意見表明有り（無回答以外：1,2,3,4,5）

意見表明無し（9 無回答）

Q39

意見表明有り（無回答以外：1,2,3,4,5）

意見表明無し（9 無回答）

2 番目が、1 ヶ月の読書が 3 冊以上かどうかである。NPO やボランティア活動に参加する人々は、何らかの社会問題を意識することが前提となっていることからか、ちょっとした知識人のような人物であることが多いように見受けられる。少なくとも多少の読書に励むくらいの知的好奇心のある人である可能性は高い。実際、松本（2004）でもその可能性を間接的に示唆する結果が得られている。そこ
で、Q2 に「あなたは、１ヶ月に何冊くらい本を読みますか。
（マンガ、雑誌を除く）」（FQ5READ）という質問があるのだが、この質問の回答項目を統合し、1 ヶ月の読書が 3 冊程度以上か（「3「44 冊以上」を統合）、それ未満の頻度なのか（「0

ほとんど読まない」「1度」を統合）を層別のための変数として考えることとする。

90

3 冊程度」

1 冊程度」「2

2 冊程日本版 General Social Surveys 研究論文集[6] JGSS で見た日本人の意識と行動 JGSS Research Series No.3

4. 層別解析
4.1「意見表明の有無」によるグループ分割
前節で用意した層別のための変数「意見表明の有無」を用いて、データを 2 つの集団に分割し、その場合の構造を考える。繰り返しになるが、前節で論じたように、因子得点算出後、2 つの集団に分割して推定するのではなく、基本モデルを 2 つのグループに分けて分析する方が望ましい（光永・星野・繁桝・前川，2005）。しかし、「意見表明無し」群はサンプルサイズが小さいためその方法ではうまく計算できない。そこで、代替的な手段であるが、Q58‑1、Q58‑2、Q60‑C、Q60‑D の 4 つの質問群と問 12‑1、問 12‑2、問 19 の 3 つの質問群のそれぞれについて主成分分析を行って、主成分得点版の「参加行動意欲」と「就労観」を算出する。その上で、「意見表明有り」「意見表明無し」の 2 つの集団に分割した場合の「参加行動意欲」と「就労観」の関係を調べてみた。その散布図が、図 4 であり、回帰分析を行った結果が表 5 のようになる。

6

意見表明無し意見表明あり線形 (意見表明無し)
線形 (全体)線形 (意見表明あり)

5
4

参
加
行
動
意
欲

3
2
1
0
-1
就労観

図 4 （主成分得点版）就労観と参加行動意欲の散布図（意見表明の有無により分割）

表 5 （主成分得点版）就労観と参加行動意欲の回帰分析
全体

意見表明有り意見表明無し

係数

標準誤差

係数

標準誤差

係数

標準誤差

切片

‑0.0550.028†‑0.0500.029†‑0.304

0.108

**

傾き

0.083

0.028

**

0.090

0.029

**

‑0.293

0.118

*

R

2

Adjusted R

n

2

0.008

0.010

0.204

0.007

0.009

0.171

1043

1017

26
**p<0.01，*p<0.05，† p<0.10

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「意見表明無し」の場合、標本サイズがかなり小さくなるという問題があるものの、回帰分析の傾きが負の値を示している。強い証拠とはいえないが、適切な層化を行えば、終身就労観が弱い方が、NPO やボランティア活動への参加行動意欲が高まる関係が見出される可能性がうかがえる。
4.2 「1 ヶ月の読書が 3 冊以上かどうか」によるグループ分割
今度は、前節で用意した層別のための変数「1 ヶ月の読書が 3 冊以上かどうか」を用いて、データ
を 2 つの集団に分割し、その場合の構造を考える。この変数は、該当者が 107、非該当者が 930 であり、2 つの集団に分割したデータに、前節で用意した基本モデルの適合性を直接検討することができる。実質的に、これは層別の変数によってグループ化された多母集団同時分析の構造方程式モデルであるが、これを計算すると、図 5 のような結果が得られる（標準化した出力を表示しているので紛ら
わしいが、母集団間の因子負荷は一定である）。
CFI=0.998、TLI=0.997、RMSEA=0.023 であり、モデル自体の適合度は悪くない。読書 3 冊以上の該当群における潜在変数間の標準化係数の値は‑0.040 であり、因子間相関も決定係数も高いわけではな
いが、負の値を示している。したがって、これも十分に強い証拠とはいえないものの、適切な層化を行いさえすれば、終身就労観が弱い方が、NPO やボランティア活動への参加行動意欲が高まるという関係が見出される可能性がうかがえる。

‑0.04

Q59‑1 不定ボランティア 0.618
0.931
Q60‑C ボランティア団体
0.582

Ｆ２終身就労観

0.723

Ｆ１参加行動意欲Q58‑1 定期ボランティア

0.778
1.006

0.082

問 12−1 労働条件

問 12−2 経営不安
問 19 働き方意見

Q60‑D 市民運動団体
該当（n=107）‑0.99
は，誤差変数を示す。

CFI=0.998
TLI=0.997

読書 3 冊以上

RMSEA=0.023
非該当（n=930）

0.926
Q60‑C ボランティア団体
Q60‑D 市民運動団体

0.607

Ｆ２終身就労観

0.837
0.662
Q59‑1 不定ボランティア

Ｆ１参加行動意欲Q58‑1 定期ボランティア

0.802
0.952

0.119

問 12−1 労働条件

問 12−2 経営不安
問 19 働き方意見

0.178

0.837

図 5 「1 ヶ月の読書が 3 冊以上かどうか」で分割された構造方程式モデル（標準化した結果）

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日本版 General Social Surveys 研究論文集[6] JGSS で見た日本人の意識と行動 JGSS Research Series No.3

5. 結びに代えて
本稿では、NPO やボランティア活動への参加行動を非本業型の社会貢献の具現化として捉え、現在の職場に対するロイヤルティーやコミットメント、職場を自己と一体視する見方と相反するという仮説を前提に分析を進めた。ただし、NPO やボランティア活動への参加行動の説明には、社会貢献意欲や利他心など、より有力な変数が存在すると考えられ、またそのような先行変数の存在のために NPO
やボランティア活動への「参加貢献意欲」と職場に対するロイヤルティーやコミットメント、職場を
自己と一体視する見方などの「就労観」との間には表面的には負の相関関係が生じない可能性が予想された。実際、「参加貢献意欲」と「就労観」の 2 つの潜在変数は、表面的には無相関であったため、先行変数に基づいて複数のグループに分割した上で両者の関係を検討することとした。本稿では、その層別のための変数として、社会の諸問題に対する「意見表明の有無」と知的好奇心の反映としての「1 ヶ月の読書が 3 冊以上かどうか」の 2 つの変数を用意した。
その結果、「意見表明の有無」による層別解析でも「読書が 3 冊以上かどうか」による層別解析でも、分割された集団の片方では 2 つの潜在変数「参加貢献意欲」と「就労観」の間に負の相関関係が生じる場合が確認された。そのため仮説として立てられたような、自分自身と職場とを一体視しない
人々は、職場とは別の場所で社会貢献を実現したり、利他的な行動を取ったりする可能性が高まるという「非本業型の社会貢献」のメカニズムの存在が示唆された。
しかし、「意見表明の有無」による層別解析では、分布の偏りが大きく、この変数によって分割されたデータの片方の標本サイズが小さかったために、構造方程式モデルを用意したにもかかわらず、
主成分分析を用いた代替的な分析によって仮説を支持する分析結果を得ざるをえなかった。また強い証拠を得られたとは言いがたい。一方、「読書が 3 冊以上かどうか」による層別解析では、層別のための分割自体については分析に差し支えるほどの大きな問題は生じなかったが、「参加貢献意欲」と「就労観」の関係の決定係数はそれほど大きいものではなかった。つまり、これもまた強い証拠が得られたとは言いがたいので，モデルはまだまだ改善される余地があると考えられる。
なお，層別解析にあたっては、「意見表明の有無」や「読書が 3 冊以上かどうか」以外にも、「大卒以上かどうか」などを用いたが、仮説を裏付けるような結果は得られなかった。NPO やボランティア
活動への参加行動が学歴の高低によってそれほど説明されないためと予想される。実際、以前の研究（松本，2004）でも示されたように，NPO への参加行動はひとつの変数で説明できるほど単純ではない。松本（2004）では、仕事の上で重視する事柄や生活満足度、人付き合いなどのネットワーク性なども反映させている。層別にあたっては、このような多くの変数を反映したクラス化の基準となる変量を用いる方が理論的にも納得がいくし，実証も実現されやすいのではなかろうか。仕事の上で重視する事柄の質問は、JGSS‑2005 では用意されていないが、生活満足度、人付き合いなどのネットワー
ク性などに対応する質問は存在するので，今後はそれらを反映したようなクラス化のための潜在変数を用いて層別解析を行うような修正モデルを検討することも必要かもしれない。
[Acknowledgement]
日本版 General Social Surveys（JGSS）は、大阪商業大学比較地域研究所が、文部科学省から学術
フロンティア推進拠点としての指定を受けて（1999‑2008 年度）、東京大学社会科学研究所と共同で実施している研究プロジェクトである（研究代表：谷岡一郎・仁田道夫、代表幹事：岩井紀子、幹事：保田時男）。東京大学社会科学研究所附属日本社会研究情報センターSSJ データアーカイブがデータの作成と配布を行っている。
本稿の作成に先立ち、JGSS‑2005 分析研究会における議論が大変役に立った。分析研究会でコメントを下さった参加者の方々に謝意を表したい。

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日本版 General Social Surveys 研究論文集[6] JGSS で見た日本人の意識と行動 JGSS Research Series No.3

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