SSJDA－082

文部科学省 共同利用・共同研究拠点事業
社会調査・データアーカイブ共同利用・共同研究拠点

結婚初期の夫婦関係における性生活の役割—夫婦ペアパネルデータを用いた性生活満足度の分析から—

木村裕貴（東京大学大学院）
三輪哲（東京大学）

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

2022（令和 4）年 10 月

1

問題の所在
日本の家族社会学では夫婦の性生活に着目した実証研究が皆無であり，結婚における性生活の役割が等閑視されてきた．その一因としては，性生活は個人の最高位のプライバシ
ーにかかわる事柄であるために，社会調査が困難であることがあろう（原 1995）．あるいは，より重要なことに，性生活が生物学的性差に基づく個人的な行為・事象であるために，
社会学的研究の対象になりにくいのかもしれない．
だが，夫婦の性生活に着目することは，夫婦関係を扱ってきた家族社会学にとって意義ある知見をもたらすと期待される．なぜなら，性生活は既婚者にとって結婚の重要な一要
素であり（Greenblat 1983），夫婦は性生活をめぐる対立とそれを解消するための感情労働を経験するためである（Elliott & Umberson 2008）．米国では以前から，性生活は夫婦関係を捉えるうえで戦略的に有効な視角であることが指摘されてきた（Blumberg & Coleman
1989; Call et al. 1995）．さらに，夫婦の年齢が若いほど性交頻度が高いことが繰り返し報
告されていることから，性生活は特に若年夫婦において重要であると推察される．したがって，従来の夫婦関係研究が性生活に着目してこなかったことは，特に若年夫婦の相互作
用のリアリティーを十分に捉えきれていなかったことを意味するかもしれない．
こうした国外の研究蓄積に照らせば，日本の若年夫婦の結婚における性生活の役割を実証的に検討することには意義がある．はたして性生活は家族社会学の研究対象たり得ないのだろうか．従来の夫婦関係研究が性生活に着目してこなかったことによって，夫婦の相互作用のうちいかなる側面を見落としてきたのだろうか．性生活に着目することでいかな
る認識上の利得が得られるのだろうか．これらを考察するうえで，国外の先行研究の知見を参考にして日本の若年夫婦の性生活に迫ることは，たとえそれが探索的な探究だとしても意義がある．
そこで本稿では，調査が比較的容易な性生活満足度を手がかりにして，その規定要因と帰結を探索する．より具体的には，若年夫婦を対象とした夫婦ペアパネルデータを用いて，性生活満足度と結婚全体満足度の相互関連と，性生活満足度の規定要因を検証する．これを通じて若年夫婦の結婚生活における性生活の役割を検討し，家族社会学の研究対象としての性生活の重要性を考察することが本稿のねらいである．続く 2 節では，国外の先行研究を中心にレビューし本稿の分析課題を提示する．

2

先行研究と分析課題

-1-

2.1

性生活満足度と結婚全体満足度の相互関連に関する先行研究

夫婦関係のうち性生活に対する満足度（性生活満足度）とより全体的な夫婦関係に対する満足度（結婚全体満足度）には正の関連があることは多くの先行研究で指摘されてきた（Christopher & Sprecher 2000）．しかしながら，性生活満足度と結婚全体満足度の影響関係の因果順序は不明確である．Elliott & Umberson（2008）の質的研究は，夫妻ともに満足のいく性生活が良い夫婦関係の条件であることを指摘しており，性生活満足度が結婚全体満
足度に影響することが示唆される．これに対して Call et al.（1995）は，結婚全体満足度が性生活の頻度に影響することを示している．他方，結婚全体満足度と性生活満足度の因果順序を直接的に検討した実証研究は乏しい．
こうした中で，中国の夫婦を対象としたパネル調査データを用いた Cao et al.（2019）は，性生活満足度と結婚全体満足度の夫妻間相互影響を，因果順序も考慮して検討した貴重な研究である．Cao et al.（2019）によれば，男性（夫）では性生活満足度が結婚全体満足度に影響する一方，女性（妻）では結婚全体満足度が性生活満足度に影響するという男女間の非対称性がみられる．さらに Cao らは，夫の性生活満足度がその後の夫婦関係に影響することを示している．
このように因果順序や個人間相互影響を明らかにするためには，個人を対象としたクロスセクション調査データでは不十分である．因果順序を明らかにするためには，同一ユニットを追跡し，時間に伴う変化の情報をもったパネルデータが有効である．夫婦の個人間相互影響過程を明らかにするためには，夫と妻のペアを対象としたペア調査データが必要である．そして，これら両方を同時に検討するためには，夫婦ペアを追跡した夫婦ペアパネル調査データが必要不可欠である．

2.2

性生活満足度の規定要因に関する先行研究

性生活満足度，あるいはそれと密接に関連する性生活の頻度の規定要因に関する実証研
究は，米国を中心に展開してきた．先行研究の多くは夫婦の性別分業や経済状況に着目している．これらの先行研究を整理すると，性生活満足度の規定要因は以下 3 つにまとめられる．
第一に，夫婦の家事分担である．米国の質的研究では，妻が性生活を交換資源として用いて夫の家事参加を促していることが描かれている（Hochschild 1989=1990; Elliott &Umberson 2008）．こうした研究からは，夫の家事参加頻度が高いほど夫の性生活満足度が-2-

高いことが示唆される．これらの先行研究を踏まえて夫の家事分担と性生活の関連を定量的に検証した Kornrich et al.（2013）は，1990 年代前半の米国において伝統的な家事分担が性生活満足度や性生活の頻度の高さと関連することを明らかにした．これに対して，2000
年代半ばの米国を対象とした研究では，この関連が消失しているか，むしろ非伝統的な家
事分担が性生活満足度の高さと関連することが示されている（Carlson et al. 2016; Barrett &Raphael 2018）．この逆転の背景として Carlson et al.（2016）は，米国社会全体のジェンダー
平等主義規範の高まりに伴う性別分業をめぐる公平さの認知の変化を指摘する．翻って日本社会は他国と比べて性別役割分業意識の変化が鈍く，実態面での性別分業も根強いこと
から，伝統的な家事分担が性生活満足度の高さと関連すると考えられる．
第二に，夫と妻それぞれの労働時間である．日本を対象に性生活の頻度の規定要因を検証した数少ない先行研究である玄田・川上（2006）は，労働時間が長いほど性生活を営む
時間的余裕がなくなり，
セックスレスになりやすいと論じている．ただし，玄田・川上（2006）の分析対象には無配偶者が含まれ，性生活は夫婦内のそれとは限らないことに留意する必要がある．他方，米国の先行研究では，労働時間の長い活発な夫婦ほど性生活頻度も高い
ことが示されている（Gager & Yabiku 2010）．以上のように性生活の頻度を対象とした研究の結果は一致しておらず，労働時間と性生活満足度の関連を予測することは困難である．
第三に，世帯の経済状況である．経済状況が悪いと，性生活を営む余裕がなくなると考えられる．実際，日本の性生活頻度を対象とした研究では，経済状況が悪化した夫婦や世帯所得の低い夫婦にセックスレスが多いことが指摘されている（玄田・斎藤 2007）．こうした経済状況と関連した性生活頻度の低さは，夫婦が自発的に頻度を低くしているわけではなく不本意に頻度が低下したことで生じたと考えられるため，世帯の経済状況と性生活満足度は負に関連すると考えられる．
以上の先行研究のほとんどが個人を対象とするクロスセクション調査データの分析に依拠しているため，夫と妻が共通して経験する世帯の状況と，それが夫と妻それぞれに及ぼす影響を切り分けられていない．換言すれば，同一世帯で性別分業や経済状況を共有する
夫と妻に対して諸要因の影響がいかに異なるかは検証されていない．夫婦ペアデータを用いることで，こうした世帯レベルの効果と個人レベルの効果を区別することができる．

2.3 分析課題
以上の先行研究を踏まえ，本稿の取り組む分析課題を 2 つに設定する．第一に，夫と妻-3-それぞれの性生活満足度と結婚全体満足度は相互にいかなる影響を及ぼし合うのかである（分析 1）．因果順序と個人間相互影響を検討するために，夫婦ペアパネル調査データを用いて検証する．第二に，夫と妻の性生活満足度の規定要因は何かである（分析 2）．先行研究を踏まえ，夫の家事参加，夫・妻の就業状況・労働時間，世帯の経済状況の 3 つの要因に注目して検討する．以上 2 つの検証を通じて，日本の若年夫婦において性生活がいかなる役割を果たしているのかを明らかにすることが本稿の目的である．

3

方法

3.1

データ

本稿では，東京大学社会科学研究所が 2004 年 3 月の高校卒業者を対象に追跡調査をしている「高卒後の生活と意識に関するアンケート」（以下，高卒パネル）の wave15–17（2018–2020 年）のデータと，高卒パネル wave15–17 対象者の配偶者に対して同時期に実施した「結婚と日常生活に関するアンケート」（以下，配偶者調査）のデータを合併した夫婦ペア
パネルデータを用いる．高卒パネル wave1 では日本全国から抽出した 4 県 101 校の全日制高校に在学する高校 3 年生を対象としており，wave2 以降は追跡調査への協力受諾者を対象としている．高卒パネル wave15–17 および配偶者調査では郵送調査に加え web を利用した回答も可能となっている．
夫妻両方の有効回答が揃った夫婦数は，wave15 が 181（70.2%），
wave16 が 183（70.9%），wave17 が 188（72.6%）である 1．夫婦の片方は高卒パネルの対象者であるため，調査時点で 32–35 歳である．したがって，比較的若い夫婦に集中したデー
タであり，前述した分析目的に合致している．
分析 1 では，t−1 時点と t 時点の夫妻ともに有効なサンプルのみを使用する．2018 年から 2020 年まで全て有効の場合，2018–2019 年と 2019–2020 年の 2 ケース（セット）ともに使用する．2018 年と 2020 年のみ有効の場合は分析に使用しない．欠測値をリストワイズ
処理した結果，t−1 時点と t 時点の夫妻を 1 ケースとして 253 ケースが分析対象となった．
分析 2 では，夫婦，個人，時点の 3 レベルのネスト構造をもつデータとみなす．分析単
位は couple-person-year であるため，2018 年から 2020 年のうち 1 時点でも有効であれば，また，夫と妻のうちいずれかが有効であれば分析に使用する．分析 1 と同様に分析に用い

1

括弧内は各 wave の高卒パネル回答者のうちの既婚者を分母として算出した回収率を示す．

-4-

る変数に欠測値を含む場合は除外した結果，分析対象のサンプルサイズは 997（coupleperson-year）／490（couple-person）／247（couple）となった．

3.2

変数

最も注目する変数である性生活満足度は満足から不満までの 4 段階で尋ねられており，
1（不満）から 4（満足）までの範囲をとる連続変数として用いる．結婚全体満足度も同様に 1 から 4 までの連続変数として用いる．
分析 2 の独立変数として用いる変数は以下のように操作化する．夫家事頻度は，基本的に本人票と配偶者票から 5 項目の週あたり家事頻度の合算値を算出し平均をとる 2．ただし，夫と妻のいずれか一方が欠測値である場合は有効である方の値を用いる 3．家事の 5 項
目は，食事の用意，食事のあとかたづけ，食料品や日用品の買い物，洗濯，そうじ（部屋，風呂，トイレなど）からなる．夫／妻週労働時間は自由記述の回答をそのまま使用し，就業者のみで全体平均を用いて中心化したうえで，非就業者には 0 を割り当てる．妻就業は調査時点で妻が就業していることを示すダミー変数を作成して使用する．夫婦合算所得は夫と妻それぞれの年収の階級中央値を合算して用いる．核家族ダミーは，同居家族が配偶者と子どものみであることを示すダミー変数である．結婚継続年数は高卒パネルの結婚年
情報を基に作成する．夫婦年齢差は夫と妻の年齢差の絶対値を示す連続変数で，妻年齢 >夫年齢ダミーは妻年齢が夫年齢を上回ることを示すダミー変数である．その他に，妻ダミ
ー，子どもありダミー，調査年ダミーを用いる．
分析に用いる変数の記述統計量を表 1 に示す．

3.3

推定モデル

分析 1 では，SEM に基づく Cross-Lagged Model（Finkel 1995）を用いる．夫と妻の性生
活満足度と結婚全体満足度の計 4 変数について，t–1 時点から t 時点へと影響するモデルを考える．ベースラインモデルでは，t–1 時点の各変数から t 時点の 4 変数全てにパスを想定

2

高卒パネルと配偶者調査のデータを合併した夫婦ペア（パネル）データのうち，夫回答票の「あなた自身」の家事頻度と妻回答票の「配偶者」の家事頻度を用いる．
3

この操作の影響を考慮するために，夫家事頻度測定方法を示す変数（夫・妻回答平均，夫回

答，妻回答の 3 カテゴリ）を作成し使用する．

-5-

し，4×4=16 本のパスを許容する．その後，ベースラインモデルの推定結果に基づき，統計的に優位なパスのみを残したより節約的なモデルを推定していき，モデルフィットの改善を図る．t 時点の変数間の共分散も，全ての共分散を認めたモデルから出発し，モデルフィットの指標（RMSEA，CFI，カイ 2 乗値）に基づき，より節約的なモデルを探索する．最終的に採択されたモデルを用いて結果を解釈する．
分析 2 では，階層線形モデル（マルチレベルモデル）の一種である 3 レベルランダム切
片モデル（Rabe-Hesketh & Skrondal 2012: 385–431）を用いる．具体的には以下の式で表されるモデルを推定する．
(3)

𝑦𝑦𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖 = 𝛽𝛽0 + ∑ℎ 𝛽𝛽ℎ 𝑥𝑥ℎ𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖 + 𝜁𝜁𝑖𝑖
(3)

(3)

𝜁𝜁𝑖𝑖 ~𝑁𝑁 �0, 𝜓𝜓𝑖𝑖 � ,(2)+ 𝜁𝜁𝑖𝑖𝑖𝑖 + 𝜀𝜀𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖 ,
(2)

(2)

𝜁𝜁𝑖𝑖𝑖𝑖 ~𝑁𝑁 �0, 𝜓𝜓𝑖𝑖𝑖𝑖 � ,𝜀𝜀𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖𝑖 ~𝑁𝑁(0, 𝜎𝜎)

添字 i は夫婦（レベル 3），j は個人（レベル 2），t は時点（レベル 1）を表す．各独立変数が同一世帯（夫婦）の夫と妻に異なる影響をもつかどうかを検証するため，焦点を当てる
変数と妻ダミーの交互作用項を投入する．具体的には，モデル 1 では夫家事頻度，モデル
2 では夫と妻それぞれの労働時間と妻の就業状態，そしてモデル 3 では夫婦合算所得について，妻ダミーとの交互作用項を投入する．

4

分析

4.1

記述的分析

表 2 は，夫と妻それぞれの性生活満足度と結婚全体満足度の遷移行列を示す．まず，周辺分布から確認すると，B と D の結婚全体満足度が満足，やや満足に大きく偏っているのと比べると，A と C の性生活満足度は不満，やや不満の割合が相対的に高く，この 2 カテゴリを足すと夫と妻ともに約 4 割となる．また，結婚全体満足度は妻よりも夫の方が満足に偏っているのに対して，性生活満足度は夫と妻でほとんど差がない．t−1 時点から t 時点
にかけての変化をみると，結婚全体満足度では夫と妻共に 6〜7 割程度が変化していないのと比べると 4，性生活満足度は 5〜6 割程度のセルが多くやや変化しやすいと言える．また，性生活満足度は妻よりも夫の方が変化しやすい傾向にある．

4.2

4

性生活満足度と結婚全体満足度の相互関連に関する分析

不満，やや不満はサンプルサイズが小さいためここでは無視している．

-6-

図 1 は，Cross-Lagged Model の最終モデルの推定結果を示す 5．図 1 には 5％水準で統計的に有意なパスのみを表示している．水平に伸びる 4 本のパスは同一個人・同一変数の t−1
時点と t 時点の関連を示すため，本稿の問いに照らして理論的な関心はない．斜めに伸びるパスに着目すると，まず t−1 時点の夫の性生活満足度が t 時点の妻の結婚全体満足度に影響することがわかる．次いで，t−1 時点の妻の結婚全体満足度は t 時点の夫の結婚全体満足度と妻の性生活満足度に影響している．ただし，妻の結婚全体満足度が及ぼす効果としては，夫の結婚全体満足度に対してよりも妻の性生活満足度に対しての方が大きい．結果をまとめると，夫の性生活満足度が妻の結婚全体満足度を介して夫の結婚全体満足度と妻の性生活満足度に影響していると言える．

4.3

性生活満足度の規定要因に関する分析

表 3 は，3 レベルランダム切片モデルの推定結果を示す．夫家事頻度の効果に焦点をあてた Model1，Model1r から検討しよう．性生活満足度をアウトカムとした Model1 と結婚
全体満足度をアウトカムとした Model1r ともに，夫家事頻度の主効果も妻ダミーとの交互作用項も有意ではない．ただし，Model1r では，妻にとっての夫家事頻度の効果（.067 = .004
+ .063）が 10％水準で有意である．したがって，エビデンスとしては弱いという留保付きであるが，夫家事頻度は妻の結婚全体満足度に対してのみ正の効果をもつことが示唆される．
次に，夫妻の労働時間と妻の就業の効果を検証した Model2，
Model2r の結果を確認する．
まず，夫の労働時間については，夫と妻いずれも性生活満足度と結婚全体満足度ともに効果がみられない．妻の労働時間は，夫と妻いずれも性生活満足度には効果がみられない一方，夫の労働時間は夫と妻両者の結婚全体満足度に負の効果を有する．妻の就業は結婚全
体満足度には効果がみられないものの，夫の性生活満足度には負の効果を有する．妻の就業と妻ダミーの交互作用項は有意ではないものの，妻にとっての妻の就業の効果（−.103 =−.192 + .089）は統計的に非有意である．
最後に，Model3 と Model3r で夫婦合算所得の効果を確認すると，夫と妻いずれも性生活満足度と結婚全体満足度ともに非有意である．

5

最終モデルのモデルフィットは，RMSEA = .114，CFI = .941，Chi-sq = 56.005（p < .001）であ

る．

-7-

5 議論と結論
本稿の目的は結婚初期における性生活の役割を検討することであった．そのために，本稿では性生活満足度に着目し，夫婦ペアパネルデータを用いて 2 つの分析課題を検証した．
以下ではそれぞれの分析課題に対して得られた分析結果を整理し，論点を絞って議論を展開する．
第一の分析課題は，夫と妻それぞれの結婚全体満足度と性生活満足度がいかに相互関連しているかを明らかにすることであった．分析の結果，夫の性生活満足度が妻の結婚全体
満足度を介して夫の結婚全体満足度と妻の性生活満足度に影響していることが示された．
これは，夫の性生活満足度が夫婦関係の起点として機能していることを示唆する．一方，妻の性生活満足度は夫婦関係の「原因」というよりも「結果」であり，妻にとって満足のいく性生活には，満足のいく結婚生活が必要であることが示された．夫では性生活満足度
が結婚全体満足度に影響するのに対して，妻では結婚全体満足度が性生活満足度に影響するという非対称性がみられることや，夫の性生活満足度がその後の夫婦関係に直接的・間接的に影響するという結果は，中国の夫婦を対象とした Cao et al.（2019）と整合的である．
ここで検討すべきは，なぜ夫の性生活満足度が妻の結婚全体満足度に影響するのかである．Cao et al.（2019）は認知のジェンダー差をあげ，夫は性生活に敏感に反応する一方，妻は全般的な夫婦関係に敏感に反応することを指摘している．これを踏まえると，夫の性生活に対する不満／満足が，会話頻度や情緒的サポート，共同行為といった結婚生活の他領域での夫の振る舞いに（意図的かどうかによらず）影響し，それに対して妻が不満／満足を抱くというメカニズムが考えられる．夫の性生活満足度のみが低い／高い場合に夫婦関係に何が起こっているのかは今後の重要な研究課題であり，その際夫婦ペアパネルデー
タは貴重な資料となるだろう．
続いて第二の分析課題は，夫と妻それぞれの性生活満足度の規定要因を明らかにすることであった．第一の研究課題の結果を踏まえれば，とりわけ夫の性生活満足度の規定要因に注目する必要がある．分析の結果，家事分担や労働時間，所得は夫と妻の性生活満足度に影響するとは言えない一方，妻の就業が夫の性生活満足度に対して負の効果をもつことが示された．加えて，総じて性生活満足度の規定要因は結婚全体満足度のそれとは異なっており，これら 2 つの満足度には相異なるメカニズムが潜在すると考えられる．
それでは，なぜ妻の就業が夫の性生活満足度に対して負の効果をもつのだろうか．以下-8-

5 つの可能性が考えられる．第一に，妻の就業により余暇時間が制約され，性生活を営む
時間の確保が困難になることである（玄田・川上 2006）．ただし，もしこのメカニズムが正しければ就業者の中でも労働時間が長いほど性生活満足度が低くなるはずだが，本稿の分析では労働時間は有意な効果がみられなかったため，このメカニズムの想定する経路の影響力は相対的に弱いと考えられる．第二に，両立負担・ディストレスにより，妻にとって性生活が疎かになることである（Hochschild 1989=1990; Hyde et al. 1998）．第三に，職業
役割・アイデンティティーを獲得することで，妻役割・アイデンティティーの重要性が相対的に低下し，妻の夫婦関係へのコミットメントが低下する可能性である．第四に，就業している妻は家事分担の不公平感を抱きやすく，家事分担の交渉資源として性生活を利用している可能性である（Hochschild 1989=1990; Carlson et al. 2016; Barrett & Raphael 2018）．
第五に，個人と社会のジェンダーイデオロギーの相互作用の結果である可能性がある．性
別分業の根強い日本社会では，妻が非就業であるという伝統的なアレンジメントが「女性らしさ」「男性らしさ」と結びついて認知されやすいのかもしれない（Kornrich et al. 2013;
Carlson et al. 2016）．将来の研究は，妻の就業と性生活満足度の関連の頑健性を確認すると
ともに，メカニズムの検証を行うべきである．
結論として，性生活満足度を手がかりに探る限り，性生活は妻の就業という夫婦内性別
分業と夫婦関係とを結ぶ役割を果たしていると言える．性別分業をめぐる交渉やコンフリ
クトは，性生活を介して，あるいは性生活に象徴的に現れる形で，夫婦関係に影響する．
性生活は一見生物学的性差（セックス）に基づく個人的（パーソナル）な行為でありながら，実際には夫婦の埋め込まれた社会（ソーシャル）の性別分業のあり方（ジェンダー）と密接に関連している．その意味で，性生活は家族社会学の重要な研究対象である．
本稿の限界は以下 3 点である．第一に，本稿の用いたデータは夫婦ペアパネルデータであることに最大の意義があった一方，サンプルサイズが小さく日本全国の夫婦の無作為抽出ともなっていないため，結果の一般化には慎重にならざるを得ない．第二に，性生活の頻度を尋ねておらず，性生活の実態については分からなかった．関連して第三に，とりわけ日本にはセックスレス夫婦が多いとされることを踏まえると，性生活満足度が何を測定しているのかという疑問も生じうる．こうした限界はひとえにデータの不足に由来するが，データの不足は性生活に対する理論的関心の乏しさと表裏である．本稿は性生活が家族社
会学の実り多き重要な研究対象であると主張するものであったことを，最後に改めて確認しておきたい．

-9-付記
本研究は，日本学術振興会（JSPS）科学研究費補助金・特別推進研究（18H05204），基盤
研究（S）（22223005），基盤研究（C）（25381122），基盤研究（B）（16H03778, 21H00767）
および厚生労働科学研究費補助金政策科学推進研究事業（H16－政策－018）および東京大学社会科学研究所の研究資金，株式会社アウトソーシングからの奨学寄付金を受けたものである．東大社研高卒パネル調査データの使用にあたっては，高卒パネル調査企画委員会の許可を受けた．

文献
Barrett, Anne E. & Alexandra Raphael, 2018, “Housework and Sex in Midlife Marriages: An
Examination of Three Perspectives on the Association,” Social Forces, 96(3): 1325–50.
Blumberg, Rae Lesser & Marion Tolbert Coleman, 1989, “A Theoretical Look at the Gender Balanceof Power in the American Couple,” Journal of Family Issues, 10(2): 225–50.
Call, Vaughn, Susan Sprecher & Pepper Schwartz, 1995, “The Incidence and Frequency of Marital
Sex in a National Sample,” Journal of Marriage and the Family, 57(3): 639–52.
Cao, Hongjian, Nan Zhou, Mark A. Fine, Xiaomin Li & Xiaoyi Fang, 2019, “Sexual Satisfaction andMarital Satisfaction During the Early Years of Chinese Marriage: A Three-Wave, Cross-Lagged,
Actor-Partner Interdependence Model,” The Journal of Sex Research, 56(3): 391–407.
Carlson, Daniel L., Amanda J. Miller, Sharon Sassler & Sarah Hanson, 2016, “The Gendered
Division of Housework and Couples’ Sexual Relationships: A Reexamination,” Journal of
Marriage and Family, 78(4): 975–95.
Christopher, Scott F. & Susan Sprecher, 2000, “Sexuality in Marriage, Dating, and Other
Relationships: A Decade Review,” Journal of Marriage and the Family, 62(4): 999-1017.
Elliott, Sinikka & Debra Umberson, 2008, “The Performance of Desire: Gender and Sexual
Negotiation in Long-Term Marriages,” Journal of Marriage and Family, 70(2): 391–406.
Finkel, Steven E., 1995, Causal Analysis with Panel Data, Thousand Oaks: Sage.
Gager, Constance T. & Scott T. Yabiku, 2010, “Who Has the Time? The Relationship Between
Household Labor Time and Sexual Frequency,” Journal of Family Issues, 31(2): 135–63.
玄田有史・川上淳之，2006，「就業二極化と性行動」『日本労働研究雑誌』556: 80–91.

- 10 -

玄田有史・斎藤珠里，2007，『仕事とセックスのあいだ』朝日新聞社．
Greenblat, Cathy Stein, 1983, “The Salience of Sexuality in the Early Years of Marriage,” Journalof Marriage and the Family, 45(2): 289–99.
原純輔，1995，「社会学と性行動研究」『理論と方法』10(2): 101–10.
Hochschild, Arlie Russell, 1989, The Second Shift: Working Parents and the Revolution at Home,
New York: Viking.（田中和子訳，1990，『セカンド・シフト――第二の勤務――アメリ
カ 共働き革命のいま』朝日新聞出版．
）
Hyde, Janet Shibley, John D. DeLamater & Erri C. Hewitt, 1998, “Sexuality and the Dual-Earner
Couple: Multiple Roles and Sexual Functioning,” Journal of Family Psychology, 12(3): 354–
68.
Kornrich, Sabino, Julie Brines & Katrina Leupp, 2013, “Egalitarianism, Housework, and Sexual
Frequency in Marriage,” American Sociological Review, 78(1): 26–50.
Rabe-Hesketh, Sophia & Anders Skrondal, 2012, Multilevel and Longitudinal Modeling Using Stata.
Volume I: Continuous Responses, 3rd edition, Texas: Stata Press.

- 11 -

表1
分析 1
夫性生活満足度(t−1)
妻性生活満足度(t−1)
夫結婚全体満足度(t−1)
妻結婚全体満足度(t−1)
夫性生活満足度(t)
妻性生活満足度(t)夫結婚全体満足度(t)妻結婚全体満足度(t)N (couple)

2.71
2.73
3.48
3.25
2.67
2.72
3.46
3.20

(.98)
(.93)
(.67)
(.80)
(1.00)
(.95)
(.66)
(.82)

253

記述統計量
分析 2
性生活満足度
結婚全体満足度
夫家事頻度
夫週労働時間
妻週労働時間
妻就業ダミー
夫婦合算所得（百万円）
妻ダミー
核家族ダミー
子どもありダミー
結婚継続年数
夫婦年齢差
妻年齢 > 夫年齢ダミー
夫家事頻度測定方法
夫・妻回答平均
夫回答
妻回答
調査年
2018 年
2019 年
2020 年
N (couple-person-year)

2.72
3.35
7.77
48.72
34.76
.70
7.23
.50
.18
.82
5.56
3.00
.23

(.96)
(.77)
(5.73)(10.55)(12.80)(2.79)(3.30)(3.39)

.93
.02
.05
.35
.34
.31

997

注：値は平均値（割合）を，括弧内は標準偏差を示す．分析 2 の週労働時間は無業者を除いて算出している．

- 12 -

表2

夫と妻それぞれの性生活満足度・結婚全体満足度の遷移行列［A］夫の性生活満足度［B］夫の結婚全体満足度

t 時点

t 時点

t−1 時点

1

2

3

4

計

t−1 時点

1

2

3

4

計

1 不満

63.9

19.4

13.9

2.8

100.0

(36)

1 不満

0.0

33.3

33.3

33.3

100.0

(3)

2 やや不満

21.3

44.3

24.6

9.8

100.0

(61)

2 やや不満

6.2

50.0

43.8

0.0

100.0

(16)

3 やや満足

4.1

21.6

59.8

14.4

100.0

(97)

3 やや満足

0.0

8.9

61.1

30.0

100.0

(90)

4 満足

1.7

5.1

33.9

59.3

100.0

(59)

4 満足

0.0

2.1

21.5

76.4

100.0

(144)

計

16.2

22.9

38.7

22.1

100.0

(253)

計

0.4

7.9

37.2

54.5

100.0

(253)

3

4

計

［C］妻の性生活満足度［D］妻の結婚全体満足度

t 時点

t 時点

t−1 時点

1

2

3

4

計

t−1 時点

1

2

1 不満

54.5

33.3

12.1

0.0

100.0

2 やや不満

18.2

52.7

25.5

3.6

100.0

(33)

1 不満

54.5

36.4

9.1

0.0

100.0

(11)

(55)

2 やや不満

33.3

20.8

45.8

0.0

100.0

(24)

3 やや満足

4.4

16.8

68.1

10.6

4 満足

0.0

1.9

21.2

76.9

100.0

(113)

3 やや満足

0.9

9.3

71.3

18.5

100.0

(108)

100.0

(52)

4 満足

0.0

0.9

25.5

73.6

100.0

(110)

計

13.0

23.7

41.9

21.3

100.0

(253)

計

5.9

7.9

46.2

39.9

100.0

(253)

注：値は行%を，括弧内は度数を示す．対角セルには下線部を付している．

- 13 -

†p < .1, *p < .05, **p < .01, ***p < .001（両側検定）

図1

Cross-Lagged モデルの推定結果- 14 -

表3

3 レベルランダム切片モデルの推定結果

Model1Model1r

Model2Model2r

Model3Model3r

アウトカム

性生活

結婚全体

性生活

結婚全体

性生活

結婚全体

夫家事頻度

.026

.004

.044

.035

.044

.035

(.035)(.028)(.035)(.028)

−.002

−.002

−.002

−.004

(.004)(.003)(.003)(.002)

−.001

−.003

(.044)(.034)

×妻

.037

.063

(.051)(.039)

夫労働時間

−.002

−.004

(.003)(.002)

×妻
妻労働時間

.000

−.008***(.003)(.002)

×妻
妻就業(.004).003−.006*.000−.008***(.004)(.003)(.003)(.002)

−.006

−.003

(.005)(.004)−.148†−.082−.192*−.070−.148†−.082(.079)(.062)(.097)(.076)(.079)(.062)

.089

−.023
.050

.121

×妻
夫妻合算所得（対数）(.005)(.113)(.087)

.036

.103

.035

.103

(.083)(.065)(.083)(.065)

×妻−.041−.225**(.081)−.036(.122)(.094)

.072

−.175

妻

.019
(.057)(.044)(.097)(.075)(.239)(.185)

核家族−.242*−.087−.242*−.087−.242*−.088(.111)(.088)(.111)(.088)(.111)(.088)

子どもあり−.274*−.246**−.273*−.245**−.273*−.246**(.108)(.085)(.107)(.085)(.107)(.085)

.004

−.013

.004

−.013

.004

−.013

結婚継続年数−.243***(.104)−.028(.015)(.012)(.015)(.012)(.015)(.012)

結婚継続年数（2 乗）

.004

−.001

.004

−.001

.004

−.001

(.003)(.002)(.003)(.002)(.003)(.002)

夫婦年齢差−.027*−.011−.027*−.011−.027*−.011(.014)(.011)(.014)(.011)(.014)(.011)

妻年齢 > 夫年齢

.000

.048

.000

.048

.000

.047

(.111)(.091)(.111)(.091)(.111)(.090)

切片

2.979***

3.567***

3.011***

3.557***

2.952***

3.532***(.211)(.167)(.215)(.170)(.242)(.190)

Couple

.318

.223

.318

.221

.316

.220

Couple-person

.203

.123

.205

.126

.207

.128

Residual

.347

.203

.345

.202

.346

.202

Log Lik.

−1190.5−940.2−1189.5−940.8− 1190.7−941.4

Variance component†p < .1, *p < .05, **p < .01, ***p < .001（両側検定）- 15 -