Discussion Paper Series

University of Tokyo

Institute of Social Science
Panel Survey
東京大学社会科学研究所 パネル調査プロジェクト
ディスカッションペーパーシリーズ

選挙に行くのは誰か？：
婚姻状態、有子、中間集団と投票率
Who Voted in the 2009 House of Representatives Election?
From the Viewpoint of the Japanese Intermediate Groups

長尾由希子（聖カタリナ大学）

Yukiko NAGAO
August 2015
No.90

東京大学社会科学研究所
INSTITUTE OF SOCIAL SCIENCE UNIVERSITY OF TOKYO東京大学社会科学研究所パネル調査プロジェクト
ディスカッションペーパーシリーズ No.90
2015 年 8 月

選挙に行くのは誰か？
—婚姻状態、有子、中間集団と投票率—

長尾由希子（聖カタリナ大学）

要約
若年・壮年パネル（JLPS-Y および JLPS-M）の wave4 データを合併し、2009 年の衆議院議員総選挙で投票を行なった者の属性を分析したところ、大卒以上、高年齢、高所得、既婚者において投票率が高かった。さらに既婚者の投票率が高いのは結婚そのものによる
何らかの効果なのか、子どもがいることによる効果なのか、所属する中間集団によるもの
なのか、検討を行なった。中間集団については、所属する集団の種類を検討した（10 種類の集団のダミー変数を単独で投入した）。分析の結果、既婚者であることよりも、子どもがいることが有意であった。また、中間集団の中では自治体・町内会に所属していることが有意な変数として注目された。これらの結果は、現在の日本では未婚・離死別者が“社会的・政治的な機会”から排除されていることの表れでもあると思われる。

謝辞＜若年・壮年パネルデータ＞
本研究は、二次分析にあたり、東京大学社会科学研究所附属社会調査・データアーカイ
ブ研究センターSSJ データアーカイブから「東大社研・若年パネル調査（JLPS-Y）wave1-4,
2007-2010 および東大社研・壮年パネル調査（JLPS-M）wave1-4，2007-2010（寄託者：
東京大学社会科学研究所パネル調査プロジェクト）」の個票データの提供を受けた。

＜高卒パネルデータ＞
本研究は、科学研究費補助金基盤研究（S）（22223005）、基盤研究（C）（25381122）
および厚生労働科学研究費補助金政策科学推進事業（H16－政策－018）の助成を受けた

ものである。東京大学社会科学研究所パネル調査の実施にあたっては、社会科学研究所研
究資金、株式会社アウトソーシングからの奨学寄付金を受けた。パネル調査データの使用にあたっては社会科学研究所パネル調査企画委員会の許可を受けた。

1. はじめに1.1 2009 年・衆議院議員選挙
2009 年の第 45 回衆議院議員総選挙は大きな盛り上がりを見せ、7 割近く1の人々が投票を行い、その結果、自民党・公明党から民主党を主体にした連立政権へと、政権交代が起きた。先行研究によれば、同選挙において情報源として主に利用されたのはテレビのニュース（82.6％）とインターネットのニュースサイト（65.1％）であり、2007 年選挙時よりも「格段にネット化」が進んでいたという。また、個人にとっての主な争点は、景気対策が突出して最も多いカウント数であり、2～5 位は雇用対策、年金問題、教育・子育て政策、
財政健全化である（以上、髙橋

2010）2。これらは幅広い世代・属性の人々に関わるはずのトピックである3。しかし、そのような選挙でも 3 割が棄権していることになる。投票に行くことは、民主主義の基本である。後で解釈が容易になるように、ここでは 7 割の投票者とはどのような属性の人々なのかを考えることにより、市民社会の担い手を考えたい。

1.2 分析対象者とその投票状況
公益財団法人明るい選挙推進協会によれば、2009 年の衆院選投票率は全体で 69.28 パー
セント（再掲）、世代別では 20 代で 49.45 パーセント、30 代で 63.87 パーセント、40 代
で 72.63 パーセントとなっている（図 1）。
東京大学社会科学研究所パネル調査（JLPS-Y、JLPS-M、JLPS-H）協力者の投票率はさらに高い。2009 年衆院選について、JLPS-Y および JLPS-M の wave4（平均 34.5 歳：
最年少 22 歳～最年長 43 歳）4では平均 81.6 パーセント、JLPS-H の wave6（9 割以上、
概ね 100 パーセント近くの人々が 24 歳）では平均 72.5 パーセントの人々が投票している。
公益財団法人明るい選挙推進協会調べによれば 69.28 パーセント。
ただし、週に１回以上ブログ・SNS・掲示板を利用している首都圏在住の有権者男女を対象とし、性・年齢で割り付けを行なったインターネット調査であり（有効回答数 751、回収率 93.9％）（髙橋 前掲、p.2）、政治や社会にある程度関心がある層の回答である可能性も考えられる。また、有権者個人が重視した争点について、衆院選の事前・事後で調査を行なっている。事前調査では 1 位：景気対策（カウント数 477）、2 位：雇用対策（カウント数 80）、3 位：年金問題（カウント数 83）、4 位：教育・子育て政策（カウント数
63）、5 位：財政健全化政策（カウント数 61）であった。事後調査では 3 位と 4 位の順位
のみ入れ替わる（同、pp.2-3）。
3 ただし、2009 年衆院選の争点形成に対するメディアの影響について、テレビは有効であるのに対し、新聞やインターネットの効果は限定的であるとする研究もある（平野 2010）。
4 分析上、年齢は回答者の生年・月を用いた。
1
2

-1-

追跡調査に回答をしてくれている協力者であるという特性も反映されていると思われる。

図 1 衆議院議員総選挙（第 43～46 回） 年代別投票率
公益財団法人明るい選挙推進協会
http://www.akaruisenkyo.or.jp/070various/071syugi/693/より作成

1.3 婚姻状態、中間集団と投票 －投票のマリッジ・ギャップ

投票率や投票行動を分析する際、日本ではあまり「婚姻状態」を独立変数に加えることはないように思われる。しかしながら、たとえばアメリカでは、独身者は既婚者より民主党に投票する傾向が強く、オバマ政権誕生にも独身女性の投票率の高さやマイノリティ票
が大きく貢献したことが指摘されるなど、メディアでも研究でも、性別や人種などと同じように、婚姻状態は重要な独立変数と考えられてきた（たとえば Plutzer and McBurnett
1991, Wolfinger and Wolfinger, 2008 など、その他 CIRCLE、VPC5の調査や広報活動など参照）。既婚者と独身者の間の投票率の差は、男女のそれが投票行動のジェンダー・ギャップと呼ばれているのに対し、マリッジ・ギャップ（marriage gap）と呼ばれている。
日本でこのような観点による分析があまり定着していない背景には、職業の変数として「専業主婦・無職」が盛り込まれていたり、あるいは婚姻率が高かった時代には一定の年齢以上であることなどを研究者側が既婚と読み込んだりすることがあり、あえて盛り込む
それぞれ The Center for Information & Research on Civic Learning and Engagement、The Voter Participation Center の略。章末にメインページの URL のみ記す。
5-2-

必要性や課題が感じられていなかったのかもしれない。女性の就労が社会的に、また分析上注目されておらず、婚姻状態もあまり多様化していなかった時代の名残なのではないかと想像する。ジェンダー化された研究枠組みという観点から言えば、投票を含み、政治主体としての女性という観点がやはり弱かったのではないかと思われる。
しかし、こんにちではライフコースの多様化が進み、婚姻状態を独立変数に加えることは重要であると思われる。本稿で扱う JLPS-Y および JLPS-M の wave4 データ（Ｎ＝2,209）でも、既婚者は未婚者等よりも有意に投票率が高い（図 2）。なお、事実婚を含む
既婚者は 1,482 人（67.1 パーセント）、未婚・離死別は 727 人（32.9 パーセント）6である。

%
90.0

χ2=17.110
df=1
p=0.000

85.0
80.0
75.0
70.0
65.0
60.0
55.0
50.0
既婚

図2

未婚・離死別JLPS-Y および JLPS-M における 2009 年衆院選投票率

また、近年、様々な領域において社会関係資本の重要性が再注目されている。社会関係
資本と投票行動の関連についても、多くの先行研究がある。ごく一部についてみておくと、
社会関係資本といっても多義的であるが、たとえば周囲の人々との政治的な会話量（池田2001a・b）や、ボランティア団体や市民運動団体、スポーツ関連の会など何らかの集団組
織への所属（安野2003、池田

前掲など）と投票行動の関連を検討している。安野（前掲）は、ボランティア団体への所属が、「投票はすべきである」という意識に影響しているとする。池田（前掲）は、投票に限らず立候補・支援・署名・デモなどを含めた政治参加
を従属変数とし、ボランタリー組織（同業者団体・自治会・PTA・ボランティア団体など）への所属も、インフォーマル・グループ（職場仲間・習い事・趣味などのグループ）への所属も、いずれも有意に正の影響を及ぼすとしている。
研究によって結果に差はあるが、何らかの組織への所属が投票行動に正の影響を及ぼすことが指摘されてきたと言える。本稿でも複数の組織について、投票への影響を検討する。
未婚者は 662 人（30.0 パーセント）、死別 7 人（0.3 パーセント）、離別 58 人（2.6 パーセント）。
6-3-

2. 個人と社会をつなぐ中間集団
2.1 中間集団の種類と所属状況上で挙げたボランティア団体やスポーツクラブ、趣味の会など、これらの組織は、「個人と社会、私的領域と公的領域を結ぶ回路」、すなわち「中間集団」でもある（岩間2011、p.325）。岩間（同）は、地域コミュニティに根ざした旧来型の中間集団が衰退し、他方でボランティアや市民団体などの新しい中間集団がおこってきた中で、新旧の中間集団それぞれについて担い手の階層やジェンダーの偏りが生じていないか検討している。その結果、
ジェンダーによって中間集団への参加パターンが異なり、自治会・町内会の担い手は現在
も男性自営業者や既婚女性であること、ボラティアや市民活動の担い手は一定以上の学歴
や職業経験をもつ人々であることを指摘している。
中間集団への参加がジェンダーや社会階層によって規定されていることや、女性における社会参加が家族内の役割によって規定され、職業上の地位ではほとんどないということは岩間（前掲）の指摘通りであるが、ここでは、男性における家族関連の変数も女性における家族関連の変数も、その効き方が一様ではない結果に注目しておきたい。自治会・町内会、市民活動、ボランティアの 3 種類の従属変数について男女別にロジスティック回帰
分析が行なわれているが、確かに既婚かどうかと、就学前の子どもの有無が有意になるのは女性のみであるが、女性でもすべての活動で有意になっているわけではない。子ども数について言えば、男性では 2 つの集団への参加で有意になっているが、女性では 1 つの集団への参加でしか有意になっていない（岩間前掲、pp.334-335）。また、同データでは自治体・町内会への参加率は男女とも 5 割近い（同、p.330）。
つまり、先行研究においても JLPS-Y および JLPS-M の wave4 データにおいても（表1 および表 2）、自治体のように女性が多い集団とはいえ男性も比較的所属していたり、未婚者と既婚者でスポーツクラブや労働組合のようにあまり差がなかったりする集団もある。
他方で自治体は既婚者と未婚者で所属状況が大きく異なる集団でもある。このように多様な所属状況は、変数間を統制した場合、投票にどのような影響を及ぼすのであろうか。

-4-

表 1 婚姻状態別 所属する集団
団体・組織

未婚・離死別

既婚

合計

有意差

1 政治関係の団体や会

6

0.80%

19

1.30%

25

1.10%

n.s.

2 業界団体・同業者団体

25

3.40%

42

2.80%

67

3.00%

n.s.

3 ボランティアのグループ

24

3.30%

63

4.30%

87

3.90%

n.s.

4 宗教の団体や会

40

5.50%

68

4.60%

108

4.90%

n.s.

5 市民運動・消費者運動のグループ

3

0.40%

5

0.30%

8

0.40%

n.s.

6 スポーツ関係のグループやクラブ

106

14.60%

241

16.30%

347

15.70%

n.s.

7 自治会・町内会

73110

10.00%
15.10%

563
242

38.00%
16.30%

636
352

28.80%
15.90%***

8 労働組合9 趣味の会80

11.00%

124

8.40%

204

9.20%

**

67
3.00%
2209 100.00%

n.s.

28
3.90%
727 100.00%

10 学習のためのサークル
所属者数

39
2.60%
1482 100.00%※表中の数字はのべ数

n.s.

単位：人

* p <.100 ** p <.050 *** p <.010

表 2 婚姻状態別 所属する集団
団体・組織

男

女

合計

有意差

1 政治関係の団体や会

14

1.40%

11

0.90%

25

1.10%

n.s.

2 業界団体・同業者団体

47

4.60%

20

1.70%

67

3.00%

***

3 ボランティアのグループ

47

4.60%

40

3.40%

87

3.90%

n.s.

4 宗教の団体や会

44

4.30%

64

5.40%

108

4.90%

n.s.

5 市民運動・消費者運動のグループ

3

0.30%

5

0.40%

8

0.40%

n.s.

6 スポーツ関係のグループやクラブ

207

20.30%

140

11.80%

347

15.70%***

7 自治会・町内会

238

23.30%

398

33.50%

636

28.80%***

8 労働組合235

23.00%

117

9.80%

352

15.90%***

9 趣味の会

85

8.30%

119

10.00%

204

9.20%

n.s.

10 学習のためのサークル

23

2.30%

44

3.70%

67

3.00%

**

所属者数

1020

100.00%1189

100.00%2209

100.00%※表中の数字はのべ数

単位：人* p <.100 ** p <.050 *** p <.010

JLPS-Y および JLPS-M の wave4 データでは、10 種類の中間集団（政治関係の団体や会、業界団体・同業者団体、ボランティアのグループ、宗教の団体や会、市民運動・消費者運動のグループ、スポーツ関係のグループやクラブ、自治会・町内会、労働組合、趣味の会、学習のためのサークル）への所属をたずねている。
中間集団については、先行研究においては、たとえばインフォーマルな集団か非インフ
ォーマルな集団かなど、何らかの基準で複数の集団をグループにまとめて分析を行なうことも多い（池田

前掲など）。しかし、本データにおける 10 種類の中間集団について主成

分分析を行なったところ、4 成分が抽出されたものの、それにより説明される分散は合計
で 40 パーセント台であった。
-5-

また、集団所属パターンについて、上位 10 位までをまとめると、次の表のようになった（表 3）。この 10 パターンで全体の 85.8 パーセントを占める。そもそも 10 種類の集団のうちどれにも所属していないという人々が最多で 42.2 パーセントを占める。次に自治会・町内会、労働組合、スポーツとそれぞれ単独の集団への加入 3 種類で 3 割を占める。
そのため、本稿では 10 種類の集団を再構成せず、単独で分析に用いることにする。

表 3 所属する集団のパターン
1 何も入ってない
2 自治会・町内会
3 労働組合4 スポーツ5 自治会・町内会、労働組合
6 趣味の会
7 スポーツ関係、自治会・町内会
8 宗教の団体や会
9 スポーツ関係、労働組合
10 自治会・町内会、趣味の会

932
330
154
134
78
77
69
45
41
35

42.2
14.9
7.0
6.1
3.5
3.5
3.1
2.0
1.9
1.6

人

％

2.2 中間集団への所属状況と投票
所属する集団別に投票状況についてカイ 2 乗検定を行なった結果が、表 4 である。

表 4 所属する集団別 投票・非投票
団体・組織

投票

非投票

合計

有意差

1 政治関係の団体や会

24

96.00%

1

4.00%

25

100.00%*

2 業界団体・同業者団体

56

83.60%

11

16.40%

67

100.00%n.s.

3 ボランティアのグループ

78

89.70%

910.30%

87

100.00%**4 宗教の団体や会

97

89.80%

11

10.20%

108

100.00%**5 市民運動・消費者運動のグループ

7

87.50%

1

12.50%

8

100.00%n.s.

6 スポーツ関係のグループやクラブ

297

85.60%

50

14.40%

347

100.00%**7 自治会・町内会

542

85.20%

94

14.80%

636

100.00%***

8 労働組合296

84.10%

56

15.90%

352

100.00%n.s.

9 趣味の会169

82.80%

35

17.20%

204

100.00%n.s.

10 学習のためのサークル

49

73.10%

18

26.90%

67

100.00%

*

所属者数

1803

81.60%

406

18.40%

2209

100.00%※表中の数字は各団体所属者の、のべ数

単位：人* p <.100 ** p <.050 *** p <.010

業界団体・同業者団体、市民運動・消費者運動のグループ、労働組合、趣味の会への所
属は、投票率に有意差をもたらさない。学習のためのサークルでは、所属していると投票-6-

率が有意に低くなる傾向がうかがえる。それ以外の集団では、所属していることで投票率が高くなっているようである。ただし、これは 2 変量のみの分析である。
以上から、本稿では婚姻状態や子どもの有無、中間集団も独立変数に入れて分析を行なう。この際、特に既婚者という変数に注目し、その投票率が高い点について、結婚そのものによる何らかの効果なのか、子どもがいることによる効果なのか検討を行なう。

3. 分析に用いるデータと変数
3.1 分析に使用するデータおよび変数
本稿では、JLPS-Y および JLPS-M の wave4 データ（2010 年 1～3 月調査）を用い、2009 年衆院選への投票／非投票を従属変数にした二項ロジスティック回帰分析を行う。
独立変数としては、女性ダミー、投票時（2009 年 9 月）の年齢、前年度 wave3 のデー
タではなく 2009 年 9 月選挙により近い wave4 時点の年収（等価所得）、学歴についてはwave1 時点での学歴を用いる。調査対象者が JLPS-Y で 20～34 歳、JLPS-M で 35～40
歳（2006 年 12 月時点）であったこともあり、学歴の更新が wave4 であった者は限られていたためである。基準は高卒以下とし、専門学校ダミー、短大・高専ダミー、大学ダミーの 3 変数を用いた。また、正社員ダミーおよび、女性・正社員の交互作用項はどのモデルにも共通で投入した。
その他に、結婚しているかどうかに関するダミー変数を投入した。回答時点で結婚していれば 1、未婚や離死別であれば 0 とした。
子ありダミーに関しては、wave4 時点での子どもの有無そのものをたずねる質問項目はなかったため、同居の子どもがいると答えた者を「子あり」と数えた。調査対象者の年齢分布からも、大きく外れた推計にはならないと考える。データでは既婚者のうち 81.2 パー
セント（1,203 人）、未婚離死別者のうち 44 人（6.1 パーセント）がこの定義による「子あり」で、子どもの有無は婚姻状態と強い相関がある変数であるが（相関係数 r=0.712）、
既婚者の 2 割が子なしという点にも留意しておきたい。
中間集団に関しては、上述の 10 種類の集団7についてダミー変数を作成した。たとえば
自治体・町内会に所属していれば 1、所属していなければ 0 とした自治体・町内会ダミーを作成した。
分析に用いる変数の記述統計量の一覧は、表 5 の通りである（ただし自治体・町内会意7

政治関係の団体や会、業界団体・同業者団体、ボランティアのグループ、宗教の団体や会、市民運動・消費者運動のグループ、スポーツ関係のグループやクラブ、自治会・町内会、労働組合、趣味の会、学習のためのサークル。
-7-

外の集団分は省略。表 1～4 を参照のこと）。

表 5 分析に用いる変数の記述統計量
投票ダミー

従属変数
2009年衆院選 投票＝1、非投票＝0
独立変数
女性＝1、男性＝0
w4時 年齢
w4時 等価所得（単位：万円）

女性ダミー
投票時年齢
等価所得
学歴ダミー（基準：高卒以下）専門学校ダミーw1時 専門学校を卒業・在学＝1、その他＝0
短大・高専ダミー
w1時 短大・高専を卒業・在学＝1、その他＝0
大学ダミー
w1時 大学以上を卒業・在学＝1、その他＝0
w4時 正社員・公務員など＝1、非正規・無職・学生
正社員ダミーなど＝0
結婚ダミー
w4時 既婚＝1、未婚・離死別など＝0子ありダミー
w4時 同居の子あり＝1、なし・NA＝0
自治体・町内会所属ダミー
w4時 自治体・町内会に所属＝1、所属せず・NA＝0

平均値

S.D.

0.816

0.387

平均値

S.D.

0.538
34.520382.106

0.499
5.574
212.634

0.173
0.142
0.384

0.378
0.349
0.486

0.608

0.488

0.671
0.565
0.288

0.470
0.496
0.453

3.2 分析結果

上で述べた女性ダミーから正社員ダミーまでを共通の変数とし、結婚ダミーのみを加えたモデル、子ありダミーのみを加えたモデル、自治体・町内会ダミー（および各種中間集
団ダミー）を加えたモデルを順に検討した。
分析に先立って、相関が高いと考えられる結婚ダミー、子ありダミー、自治体・町内会
ダミーの 3 変数について、多重共線性を確認した。ちなみに再掲の情報を含めると、既婚
者は 67.1 パーセント、子ありは既婚者のうち 81.2 パーセントで未婚離死別者では 6.1 パーセント（全体平均で 56.5 パーセントが子あり）、自治体・町内会所属者は既婚者のうち38.0 パーセントで未婚離死別者のうちでは 10.0 パーセントである。多重共線性を確認したところ、VIF 値は結婚ダミーで 2.038、子ありダミーで 2.112 であった。結婚ダミーと子ありダミーを同時に投入する場合は参考値として分析を行なった。
分析の結果をまとめた一覧表が、表 6 である。
一見して、いずれのモデルにおいても、オッズ比は必ずしも高くないが、投票時の年齢、等価所得が有意にプラスに作用していることがわかる。また、短大・高専ダミーと大学ダ
ミーもプラスになっており、オッズ比はそれぞれ概ね 1.4 前後、1.7 前後となっている。
高卒以下の学歴より、投票に参加しやすいことがわかる。これに対して専門学校卒・在学者と高卒以下の者の間では、有意差がみられない。
高学歴や高年齢、高収入といった“恵まれた者”が投票に行っていることになる。これ
は先行研究とほぼ一致する傾向であると言える。
なお、完全に同じ対応する変数はないが、JLPS-H で類似の分析を行なったところ、雇-8-用形態に関する変数が有意となり、正社員は非正社員や無職の者に比べて、選挙に行く傾向がみられた（表や分析は略）。JLPS-H はほぼ同年齢集団であるといってよく（2009 年
時 24 歳）、雇用形態に関してはコーホート効果を考えるなど別の観点による分析が必要となってくるであろうが、ここではこれ以上立ち入らない。

表 6 ロジスティック回帰分析の結果
結婚モデル

子ありモデルB

Exp (B)

B

Exp (B)B

女性ダミー-0.2600.771-0.3070.736-0.133

0.875

投票時年齢

0.047

1.048 ***

0.042

1.043 ***

0.053

1.055 ***

等価所得

0.001

1.001 **

0.001

1.001 ***

0.001

1.001 **

専門学校ダミー-0.212

0.809

0.324

0.817
1.383 *

-0.212

0.326

0.809
1.386 *

-0.203

短大・高専ダミー

0.326

1.385 *

大学ダミー

0.547

1.728 ***

0.552

1.737 ***

0.544

1.723 ***

正社員ダミー

0.019

1.019

-0.017

0.983

0.127

1.135

女性・正社員ダミー

0.086

1.089

0.119

1.126

-0.085

0.918

結婚ダミー

0.385

1.470 ***
0.505

1.656 ***

子ありダミー
自治体・町内会所属ダミー定数Ndf
Chi-sq－2 Log likelihood
Cox & Snell R2Nagelkerke R2
Hosmer & Lemeshow's p

0.495 *
-0.7032,209
9***80.0472027.769
0.036
0.058
0.405
<参考>結婚・子あり
B

女性ダミー
投票時年齢
等価所得
専門学校ダミー
短大・高専ダミー
大学ダミー
正社員ダミー
女性・正社員ダミー
結婚ダミー
子ありダミー
自治体・町内会所属ダミー定数Ndf
Chi-sq－2 Log likelihood
Cox & Snell R2Nagelkerke R2
Hosmer & Lemeshow's p

Exp (B)

自治体・町内会モデル
Exp (B)

1.345 **
0.297
-0.61
0.543
-0.8280.437 **
2,209
2,209
9
9
***
***
86.31176.5012021.505
2031.315
0.038
0.034
0.062
0.055
0.651
0.813
<参考>結婚・自治体
B

Exp (B)<参考>子あり・自治体
Exp (B)
B<参考>３種類同時
Exp (B)B-0.3260.041
0.001-0.2030.321
0.554-0.029
0.145
0.102
0.441

0.722
-0.2780.757-0.3180.728-0.3350.716
1.042 *** 0.044
1.045 *** 0.041
1.042 *** 0.040
1.041 ***
1.001 *** 0.001
1.001 ** 0.001
1.001 *** 0.001
1.001 ***
0.816
-0.2110.810-0.2020.817-0.2030.816
1.379 *
0.310
1.363 * 0.312
1.366 * 0.309
1.362 *
1.740 *** 0.555
1.742 *** 0.558
1.747 *** 0.559
1.750 ***
0.971
0.020
1.020
-0.0130.987-0.024
0.976
1.157
0.101
1.106
0.129
1.137
0.152
1.165
1.107
0.342
1.407 **
0.091
1.095
1.555 ***
0.461
1.585 *** 0.405
1.499 **
0.233
1.263 *
0.186
1.204
0.182
1.200
-0.5890.555-0.6440.525-0.5720.564-0.553
0.575
2,209
2,209
2,209
2,209
10
10
10
11
***
***
***
***
86.67282.91788.07788.3652021.1442024.900
2019.739
2019.452
0.038
0.037
0.039
0.039
0.063
0.060
0.064
0.064
0.396
0.316
0.690
0.695
* p <.100 ** p <.050 *** p <.010

次に、結婚ダミー、子ありダミー、中間集団ダミーに注目する。
変数を単独で投入している 3 モデルについてみれば、モデルの説明力という点では結婚
モデルは高くない。それに対し、子ありモデルと自治体・町内会モデルは説明力が上がっており、いずれの変数もプラスで有意となっている。子ありの場合は子なしの場合に比べ、-9-

投票に行っている（オッズ比 1.7）
。自治体・町内会に所属している場合は、そうではない
場合に比べ、投票に行っている（オッズ比 1.3）。自治体・町内会への所属が投票に正の影響を及ぼすのは、先行研究でつとに指摘されてきたことと概ね一致する（蒲島1997 など）。

さらに、表 6 の下段、複数の変数を投入した場合についてみると、子ありダミーを投入
していれば必ず子ありダミーが有意となることがわかる。結婚ダミーと子ありダミーを同時に投入した場合は、結婚ダミーは有意ではなくなり子ありダミーが有意になっている。
以上から、一見、既婚者は未婚離死別者よりも投票に行くように思われたが、それは子どもがいることによる効果であった可能性が示唆される。

3.3 その他の分析結果 —他の中間集団の効果
3.2 節では、自治体・町内会についてのみみたが、ここではそれ以外の 9 種類の中間集団について確認しておきたい。表 6 でいう自治体・町内会モデルの、自治体・町内会ダミー部分を各集団ダミーに置き換えたモデルを 9 種類検討した。その結果を簡略化してまとめたものが、表 7 である。やはり、他の変数を統制した結果、表 4 の結果とは異なるものになっている。
有意になった中間集団を含むモデルについてのみみると、ボランティアグループや宗教団体がプラスになっている。ボランティアグループはオッズ比が 1.9 であり、宗教団体はさらにオッズ比が 2.3 と他の団体に比べて特に高い。集団の性質を考えると合理的な結果となっており、先行研究とも整合的である（蒲島

前掲など）。

しかしながら、モデル全体のあてはまりのよさや、集団自体への所属者数から、より広範囲な人々の投票率向上という観点で考えれば、ここではやはり自治体・町内会への所属に注目したい。

表 7 中間集団別分析結果のまとめ
所属者数

1 政治関係の団体や会
2 業界団体・同業者団体
3 ボランティアのグループ
4 宗教の団体や会
5 市民運動・消費者運動のグループ
6 スポーツ関係のグループやクラブ
7 自治会・町内会 (再掲）
8 労働組合9 趣味の会
10 学習のためのサークル

25
67
87
108
8
347
636
352
204
67

-10-

モデル全体Hosmer& Lemeshow's p

B符号

0.876
0.146

プラス
プラス

*

0.813

プラス

**

1.345

0.559

マイナス **

0.562

Exp (B)

**

1.855
2.265

なお、学習サークルへの所属ダミーの符号が唯一マイナスになっており、投票率を半分近く下げるということは興味深い。学習サークルは所属者数自体が少ないが、それらの学びへの取り組みが、社会的・公益的な観点によるものではなく、個人的な利益や関心など、
やや狭い、閉じた方向に向けられているのではないかと推測される。

4. まとめと考察 —既婚、有子、自治体・町内会
以上、誰がより投票に行っているのか分析を行なったが、それは投票率をより高くする
要因を検討したとも言える。表 6 の分析結果を中心にまとめたい。
まず中間集団について述べると、結婚ダミーや子ありダミーを入れないシンプルなモデ
ルでは、自治体・町内会への所属は有意に投票率を上げていた。結婚ダミーと自治体・町
内会ダミーを入れた段階でも、自治体・町内会ダミーはかろうじて 10 パーセント水準で有意となった。しかし、結婚ダミーと子ありダミーも同時に投入したところ、自治体・町
内会の効果は消えた。
次に結婚ダミーと子ありダミーについて整理したい。本稿では日本版マリッジ・ギャッ
プを検討したが、確かにベースとなる変数に結婚ダミーのみを入れたモデルでは、既婚者
は未婚離死別者よりも投票をしやすい傾向にあった。だが、それは子どもがいることの代
理指標になっている可能性を示唆した。結婚ダミーと子ありダミーを同時に投入した場合、結婚ダミーは有意ではなくなった。子どもがいるという要因は非常に強く、いずれのモデ
ルに投入しても有意になった。マリッジ・ギャップというよりも、チャイルド・ギャップといった趣の現象がみられた。
このことは何を意味するのであろうか。
ひとつの仮説として、子どもが社会や政治との架け橋になっているという仮説があり得るであろう。既婚者はたとえば配偶者控除のように政策的な利害をより受けやすい争点に関わることが多い。たとえば 2009 年衆院選においても、結局、改革は手付かずで先送りにされたが、民主党は当時、マニフェストで配偶者控除を廃止し、子ども手当の財源に充てるとしていた。子どもがいればなおさら、日々、子どもが社会との接点になり、政治のことを考えるきっかけになるのではないか。自分の子どもが生きる将来の社会や政治の在り方は、親の関心事ではないだろうか。
しかし、このような予測はおそらく当たっているとは言えない。
次の表 8 は、子どもの有無別に政治上の出来事に関心があるかどうかをみた、クロス集計表である。

-11-

表 8 子どもの有無と政治上の出来事への関心の強さ
政治上の出来事への関心
つねに
ときどき
たまに
関心を払って 関心を払って 関心を払って
いる
いる
いる

子あり
子なし
計

233
18.70%
215
22.30%
448
20.30%

591
47.40%
445
46.30%
1036
46.90%

335
26.90%
236
24.50%
571
25.80%

ほとんど
関心をはらっ
ていない

88
7.10%
66
6.90%
154
7.00%

計
1247
100.00%962
100.00%2209
100.00%
単位：人

χ2 ＝4.918, df=3, p =0.178

ここからは、子どもの有無と政治上の出来事への関心の強さには関連がないことがわかる。
もちろん、このことがただちに子どもが社会との架け橋になっていることそのものを否定したりするものではない。子どもが社会との接点であっても、そのことがより先の、いわばより広い視野を要するような政治関心に結びつくとは限らない。また、ふだんは政治上の出来事に関心をはらっていないが、投票には何かしら親として、大人としての義務を感じて参加するとか、政治上の「出来事」には関心はないが争点や政策、マニフェストなどには関心があるのかもしれない。あるいはもっと単純に、非政治的な要因によるのかもしれない。天気がよい場合は多くの人々が行楽に出かけるために投票率が下がるなどの見込みがよく報じられるが、そういったことかもしれない。たとえば、投票所には多くの場
合、学校やコミュニティセンターなどが使われるため、子どもがいる場合はそういう施設にふだんから親しみをもっており、より行きやすさを感じるのかもしれない。いずれにせよ、ここではこれ以上の検討を行なうことはできない。
なお、表 9 はふだんの支持政党と 2009 年の投票政党によるクロス集計表である。ここからは選挙結果通り、民主党支持者が多く投票に行っていることがうかがえる。投票／棄権といった現象だけでなく、支持政党等も含めた投票行動の分析には非常に厚い先行研究の蓄積がある。政治行動は決して単一の争点だけで決まるものではない。当時の選挙の雰
囲気が、自民党にノーをつきつけることに重きが置かれていたことを踏まえれば、配偶者控除の廃止など痛みを伴う可能性がある政策を、子どものいる人々が積極的に引き受けよ
うと考えて民主党に投票したとは考えにくいように思われる。やはり、子どもがいることでただちに特定の政治争点に反応するというよりは、総合的に投票行動がとられるのではないであろうか。個別の政策争点に関わる質問項目はデータに含まれず、ここではこれ以上検討することはできない。
-12-

平野（2010）は、2009 年衆院選の前後に実施したパネル調査データによってメディアへの接触と投票行動の関係性を検討しているが、争点に対する態度形成への影響は限定的であること、政治的知識が投票行動におよぼす直接的な影響は乏しいことなどを指摘している8。また、髙橋（2010）の調査結果からも、教育・子育て政策は非常に重要な論点ではあるが、一番の争点にはなっておらず、一番は圧倒的多数で景気対策であることがわかる9。こうしたことを考え合わせると、一層、「子あり」の意味は多角的に検討する必要があると言えよう。

表 9 ふだんの支持政党と 2009 年衆院選で投票した政党
2009年衆議院選挙比例区投票先
ふだんの支持政党
自民党
民主党
公明党
共産党
社民党
国民新党
みんなの党
その他
特に支持する政党
はない
わからない
合計

自民党

228
75.00%
3
0.80%
2
2.90%
0
0.00%
2
12.50%
0
0.00%
1
2.40%
1
14.30%
172
15.40%
23
11.20%
432
19.60%

民主党

46
15.10%
361
93.00%
22.90%
816.30%
637.50%
2
20.00%
6
14.30%
1
14.30%
540
48.20%
92
44.90%
1064
48.20%

公明党

3
1.00%
2
0.50%
61
89.70%
0
0.00%
0
0.00%
0
0.00%
0
0.00%
0
0.00%
25
2.20%
10
4.90%
101
4.60%

共産党

0
0.00%
2
0.50%
0
0.00%
40
81.60%
0
0.00%
0
0.00%
0
0.00%
0
0.00%
40
3.60%
6
2.90%
88
4.00%

社民党

0
0.00%
1
0.30%
0
0.00%
0
0.00%
7
43.80%
0
0.00%
1
2.40%
1
14.30%
16
1.40%
1
0.50%
27
1.20%

国民新党

0
0.00%
1
0.30%
0
0.00%
0
0.00%
0
0.00%
7
70.00%
0
0.00%
0
0.00%
6
0.50%
2
1.00%
16
0.70%

みんなの党

3
1.00%
1
0.30%
0
0.00%
0
0.00%
0
0.00%
0
0.00%
32
76.20%
0
0.00%
26
2.30%
2
1.00%
64
2.90%

その他

0
0.00%
1
0.30%
0
0.00%
0
0.00%
0
0.00%
0
0.00%
0
0.00%
4
57.10%
6
0.50%
0
0.00%
11
0.50%

投票せず

24
7.90%
16
4.10%
3
4.40%
1
2.00%
1
6.30%
1
10.00%
2
4.80%
0
0.00%
289
25.80%
69
33.70%
406
18.40%

合計

304
100.00%388
100.00%68
100.00%49
100.00%16
100.00%10
100.00%42100.00%7
100.00%1120
100.00%205
100.00%2209
100.00%

子どもがいるということが親の投票参加に対して特にプラスの効果をもつ。これは次世代を担う子どものことを考えると喜ばしいことであろうが、どうもそのことが政治への関心の強さを意味しないらしいことを踏まえると、子どものいる親にもいかに政治に関心をもってもらい、実りある投票をしてもらうかは課題であると言えよう。
また、以上の結果を市民社会の担い手という観点からみると、どのようなことが言えるであろうか。
婚姻状態（と言っても現在結婚／未婚・離死別であるが）を統制しても子どもがいることが有意であったため、婚姻状態に関係なくとにかく子どもをもつ人が増えると投票率が増えてよいという発想もあり得るのかもしれない。しかし、これは婚姻率が低下し、法律上の婚姻と子どもの有無が強く関連している日本では短期的には難しいであろう。もちろ
89

脚注 3 参照。
脚注 2 参照。
-13-

ん少子化対策は必要であるが、投票率向上のためとするには安直に過ぎる発想でもある。
また、特定の属性がある者だけを想定して、政治がその方向性に偏って向かっていくのは、
長期的には好ましいことには思えない。
それよりもやはり、子ありダミーが有意であることの意味を十分に検討した上でなければ、あまりに性急であろう。子どもがいない場合は既婚者でも投票に行かない確率が高まること、自治体・町内会ダミーが、子ありダミーを入れる前までは、結婚ダミーを入れても有意であったことなどがヒントになるのではないであろうか。3.3 節で確認したように、
スポーツクラブや労働組合ではいけないのである。かといって、現行の自治体・町内会に未婚・離死別者を無理に入れようという安易な提案をしているのではない。既婚者を中心としてきたそれらの組織において、組織運営、活動内容などが変わらなければ、自分とあまり関係のない組織に無理に入れられ関わらせられるという感覚は根強く残るであろう。
つまり、あくまでも推測の域を出ないが、異世代、“異社会”などとの接点や多様な価値観のもとでの利害調整の機会といった、ある意味で健全で“社会的・政治的な機会”が重要なのではないであろうか。未婚・離死別者で子どもがいない場合には、それらの機会となるような中間集団に所属していることが少ない。かといって、未婚・離死別者の意識が低いと非難したいわけではない。それは、現在の社会が未婚・離死別者で子どもがいない者を取り込めていないことの裏返しであると思われる。今の日本社会は、そういう人々の住みやすい場所でもなければ、そういう人々が“社会的・政治的な機会”に開かれていくことも乏しく、排除されているのである。このように考えると、投票率と属性の問題は、専ら結婚した夫婦とその子どもから成る世帯を構成単位としてきた日本社会の在り方や既存制度を問う研究群ともつながる。
本稿では、投票に行く人々はどのような人々であるのか検討を行なってきたが、分析で用いた JLPS-Y および JLPS-M の wave4 データは、40 代までの比較的若い層に限られている。また、投票率も平均より高い人々であった。そのため、全世代にも敷衍した考察を行なうには限界がある。また、子ありダミーが有意であることの意味については、変数不足などもあり、十分に考察できたとは言えない。最後の 4 章で述べたことを仮説とし、今後、分析を深めていきたい。

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-16-東京大学社会科学研究所パネル調査プロジェクトについて
労働市場の構造変動、急激な少子高齢化、グローバル化の進展などにともない、日本社会における就業、結婚、家族、教育、意識、ライフスタイルのあり方は大きく変化を遂げようとしている。これからの日本社会がどのような方向に進むのかを考える上で、現在生じている変化がどのような原因によるものなのか、あるいはどこが変化してどこが変化していないのかを明確にすることはきわめて重要である。
本プロジェクトは、こうした問題をパネル調査の手法を用いることによって、実証的に解明することを研究課題とするものである。このため社会科学研究所では、若年パネル調
査、壮年パネル調査、高卒パネル調査の３つのパネル調査を実施している。

本プロジェクトの推進にあたり、以下の資金提供を受けた。記して感謝したい。

文部科学省・独立行政法人日本学術振興会科学研究費補助金
基盤研究 S：2006 年度～2009 年度、2010 年度～2014 年度
2016 年度

基盤研究 C：2013 年度～

厚生労働科学研究費補助金
政策科学推進研究：2004 年度～2006 年度
奨学寄付金
株式会社アウトソーシング（代表取締役社長・土井春彦、本社・静岡市）：2006 年度～2008 年度

東京大学社会科学研究所パネル調査プロジェクト
ディスカッションペーパーシリーズについて
東京大学社会科学研究所パネル調査プロジェクトディスカッションペーパーシリーズは、
東京大学社会科学研究所におけるパネル調査プロジェクト関連の研究成果を、速報性を重視し暫定的にまとめたものである。

東京大学社会科学研究所 パネル調査プロジェクト
http://csrda.iss.u-tokyo.ac.jp/panel/