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

働き方とライフスタイルの変化に関する全国調査(JLPS)の欠票分類と回収状況に関する諸指標の検討：対象者「本人」の協力の度合いと調査員
訪問の成功の度合い
Final Disposition Codes and Survey Outcome Rates for Japanese Life
Course Panel Survey (JLPS):Measuring Cooperation of "Targeted"Respondents and Success of Collection Agents

山本耕資（慶応義塾大学先導研究センター）
石田浩（東京大学社会科学研究所）
Koji YAMAMOTO, Hiroshi ISHIDA
March 2010No.34

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.34
2010 年 3 月

働き方とライフスタイルの変化に関する全国調査(JLPS)の欠票分類と回収状況に関する諸指標の検討：
対象者「本人」の協力の度合いと調査員訪問の成功の度合い

山本耕資（慶応義塾大学先導研究センター）
石田浩（東京大学社会科学研究所）

要約

社会調査の品質は回収率のみによらず多面的に示されるべきである、という立場から、本稿では「働き方とライフスタイルの変化に関する全国調査(JLPS)」について、まず「協力率」を算出する。その過程で、調査対象となったケースが最終的にどのように分類されるのか（欠票分類）を、米国の基準を参考にしながら、可能な限り標準化して示す。
さらに、調査への拒否が表明されたケースを、本人の意思によるものか、それとも家族等の意思によるものかによって分けることで、世帯レベルの協力率と本人レベルの協力率を算出する。その結果、本人レベルの協力率は、若年においても壮年においても、また、男女のいずれにおいても、50%を上回ることが明らかとなる。その上で、多様に定義されてきた回収率に代えて、調査員の訪問が実質的に成功した度合いを計測する指標として、「訪
問時成功率」を、調査員の「基本目標」を定式化しながら、提案する。これらの議論の中で、調査対象者の適格性に関連して、抽出台帳に記載されている住所に現住する者のみを適格とする「現住地適格条件」について論及する。さらに、日本の社会調査における、欠票分類の標準化、諸指標の定式化、世帯レベルと本人レベルとの応対の区別の明確化を提
言する。

付記

本稿に関して、問題意識を共有してくださり、また、議論に参加してくださった、

東京大学社会科学研究所パネル調査プロジェクトのメンバーと、追加的な問い合わせに対応してくださった中央調査社に対し、筆者は深い感謝の念を抱いている。

1. はじめに社会調査の品質をどのように測るのかという問題は難題である。回収率は、社会調査の品質を測る代表的な指標の 1 つであると言えよう。しかしながら、社会調査の品質を、回収率という単独の指標のみによって計測することは、困難であると言わざるをえない。例
えば、低回収率に起因する社会調査データのバイアスは非回答バイアスと呼ばれるが、この非回答バイアスは、回収できるか否かによる回答内容の差が存在しなければ低回収率であっても生起しない。また、回収率は、社会調査の実施時のアタックの成功の度合いを示し、ある意味では調査実施上の困難の度合いを（大小関係を逆にして）表すことになるが、調査実施過程のうちどの部分にどの程度困難が存在したのかについては何も語ってくれな
い。このように、回収率という指標のみに過度に依存して社会調査の結果を評価することは好ましいとは言えない。多面的な評価が求められるのである。
さらに、回収率を巡っては、その定義について、なかんずく、算出の際の分母に何を含めるのかについて、社会調査実施者によって少なからぬ相違が見られる。これは調査間の比較可能性を低下させてしまう。しかも、回収率の定義の中には、概念的に、あるいは理論的に、何を計測しようとしているのかが必ずしも明確ではないものも存在するように思われる。
同様の問題意識のもとに、米国の社会調査関係者で構成される AAPOR (The American
Association for Public Opinion Research)は、調査の品質は 1 つの指標のみで判断されるべきではなく、多面的に評価されるべきものであるとしている(AAPOR 2008: 5, 41)。また、
AAPOR は、各対象者についての調査実施結果（欠票になった場合は欠票理由）が最終的にどのように分類されるべきか(final disposition code)を示した上で、調査の結果として算出される回収率などの諸指標(outcome rates)を明確に定義し、これらの指針を標準的なものとして、すべての調査が遵守することを推奨している。
本稿の目的は、上述の考えに即して、「働き方とライフスタイルの変化に関する全国調査(JLPS)」について、できる限り AAPOR の基準に沿う形に標準化しながら、各対象者の調査実施結果（欠票理由）を分類して示し、その上で、調査結果の諸指標のうち「協力率(cooperation rate)」を算出し、さらに、回収率に代えて計測したい概念を明確にした「訪問時成功率(success rate of collection agents)」という指標を提案しながら、JLPS の調査としての品質についての情報を公開することにある。JLPS の回収率に関しては、すでに三輪(2008)が報告しており、本稿はそれ以外の情報を示すことに主眼を置く。なお、本稿では、
JLPS のうち若年調査・壮年調査を扱い、これらを単に JLPS と呼ぶ。
AAPOR (2008)は調査結果の諸指標として、回収率(response rate)、協力率(cooperation-1-

rate)、拒否率(refusal rate)、接触率(contact rate)を挙げて定義している。ここで簡単に紹介
すると、回収率はアタックされた適格な(eligible)ケースのうち有効な回答票が得られた割合である。協力率とは、アタックされて接触できた適格なケースのうち、有効な回答票が得られた割合である。拒否率とは、アタックされた適格なケースのうち、拒否したケースの割合である。接触率とは、アタックされた適格なケースのうち、接触できたケースの割合である。
これらの指標はそれぞれに独自の意味を有している。例えば Groves et al (2004: 184)は、拒否率を調査員のパフォーマンスの評価に使用できることを示唆している。ここでのGroves らの拒否率の定義は、AAPOR によるものと若干異なっており、むしろ AAPOR の定義による協力率と（負の方向に）対応関係にある1。よって、Groves らの主張に従えば、
AAPOR の定義による協力率は、調査員のパフォーマンスの評価に関わる重要な指標であることになる。このように、対象者と接触できたという条件の下でどの程度協力を得ることができたかを示す協力率は、意義の大きな指標である。日本においても、保田(2008)や直井・山本(2010)がすでに協力率という考え方を導入している。
さらに本稿では、協力率を算出する際に、接触状況による区別を設ける。すなわち、対象者本人への接触の有無を考慮して、世帯レベル(household‐level)での協力の度合いとは別に、調査対象者本人レベル(respondent‐level)での協力の度合いを測ることを試みる(AAPOR 2008: 36)。これにより、調査対象者が複数人の世帯に含まれている場合に、他の世帯構成員が（本人の意思とは無関係に）調査を拒否する部分を除いて、対象者本人の意
思のみを問題にした場合に協力が得られている度合いを、明らかにすることができる。対
象者本人以外の世帯構成員の対応について、例えば保田ほか(2008)は、調査員訪問記録をもとに、JGSS‐2006 においては家族との接触がない方が「協力獲得率」が高いことを示す
一方、家族との接触はのちの対象者との「接触成功率」を上昇させることを指摘し、家族の協力を得る工夫が重要であると主張している2。このように、対象者本人の対応と本人以外の家族等の対応を区別することには重要な意義が存在する。
その上で、本稿は、調査員の訪問の実質的な「成功」の度合いを測るために、多様な定義がなされている回収率に代えて、訪問時成功率を提案する。その際、調査員の「基本目有効な回収票数を I、拒否ケース数を R、非接触ケースを NC、その他のケースを O とし、部分的な有効回収票はないと仮定すると、Groves らは拒否率を R / (I + R)としているが、
AAPOR では、拒否率は R / (I + R + NC + O)などとされている一方、協力率は I / (I + R)となりうるため、Groves らの拒否率と AAPOR の協力率とが負の方向に対応関係を有している（互いに互いの単調減少関数となっている）と見ることができる。
2 ただし、保田ほか(2008)による「協力獲得率」や「接触成功率」は、訪問回数をベースとして定義されるものであり、アタック対象数をベースとして考える AAPOR と本稿の協力率や接触率の定義とは異なる。
1-2-

標」を定式化するというアプローチをとることが特色である。これにより、回収率の定義の混乱を避けつつ、実質的な「成功」の度合いを測ることができるのである。

2. 調査方法と欠票分類
JLPS における欠票理由は、調査会社によって、表 1 に示すような 12 種類に分類されて記録されている。以下では調査実施のプロセスとたどりながら、これらの欠票分類について説明する。抽出と実査の詳細については三輪(2008)を参照されたい。

表1. JLPSにおける欠票理由の分類
欠票理由
転居
長期不在
一時不在
住所不明

調査会社の資料における説明
近所の人に「以前は住んでいたが、転居した」と聞かされた場合。
調査期間中ずっと宅在しないことが明らかな場合。
外出中や深夜帰宅などで、何度訪問しても会えなかった場合。
該当する番地がない場合。近所の人に聞いても、近所を探してみても、対象者宅が見つからない場合。
「調査には協力できない」などと言われた場合。
5. 拒否
郵便物が宛名不明で戻った場合。
6. 【郵便未着】宛名不明
7. 【郵便未着】受け取り拒否 郵便物が受け取り拒否で戻った場合。
身体的理由など。
8. その他
対象者（または家族等）に返送用封筒を預けたが、返送されてこなかった場
9. 未返送合。
10. 【無効票】記入漏れ
調査票への記入がわずかであった場合（1ページに達しない場合）。
調査票への○のつけ方や回答内容から、いいかげんに回答していると調査員
11. 【無効票】いいかげん
が明らかに判断できた場合。
全く記入がなかった場合。
12. 【無効票】白票
1.
2.
3.
4.

Note: 「未返送」についての説明は、調査会社の資料に記載がないため、筆者が補足した。
Source: 中央調査社「働き方とライフスタイルの変化に関する全国調査（調査要領）」

JLPS では、日本全国の、特定の年齢層の日本人男女を母集団として、層化二段無作為抽
出を、住民基本台帳と選挙人名簿にもとづいて実施し、調査対象者を選定した。JLPS は若
年調査と壮年調査に分かれており、これらの間で調査設計は共通であるが、対象者の年齢層が異なっている。若年調査は 2006 年末時点で満 20～34 歳、壮年調査は同時点で満 35～
40 歳の者を対象としている。
選ばれた調査対象者に対して、まず、事前の依頼ハガキを郵送し、そののちに、調査票を送付して、記入を依頼した。この際に、宛名不明として送付物が返送されてきたケース
が、表 1 の「6.【郵便未着】宛名不明」である。また、この際に対象者が受け取りを拒否したケースが、表 1 の「7.【郵便未着】受け取り拒否」である3。なお、これらの送付後、3

より具体的には、対象者宅の郵便受けに送付物が配達されたが、対象者等がその送付物-3-

調査員の訪問前に、調査会社に協力しない旨の連絡をしてきたケースは、表 1 の「5.拒否」に含まれる。これらのケースでは、調査員の訪問は実施されなかった。
次に、調査員が対象者宅を訪問し、記入済みの調査票の回収を試みた。この際に調査員が対象者宅を見つけられなかったケースが、表 1 の「4.住所不明」である。また、対象者が転居していたと判明したケースが、表 1 の「1.転居」である。「転居」に関しては、表 1に示した調査会社の説明では世帯単位の転居が想定されているように思われるが、実際には、対象者本人は転居したがその世帯は継続して当該場所に住んでいるケースも、この分類に含まれている。さらに、対象者がその住所から長期に離れていることが判明したケースが、表 1 の「2.長期不在」である。この「長期不在」についても、世帯単位の不在のみ
ならず、対象者本人が長期に不在にしているが他の世帯構成員は在宅しているケースも、この分類に含まれている。表 1 の「3.一時不在」は、調査員が何度訪問しても対象者に会えないケースである。ここにも、世帯の誰にも会えないケースと、他の世帯構成員には会えるが対象者本人に会えないケースの両方が含まれている。表 1 の「8.その他」には、対象者が死亡していたケースや、障がいなどの身体的理由で回答できないケースが該当する。
調査員が対象者宅を訪問し、その世帯のいずれかの構成員に接触できた場合に、調査に拒否する意向が示されたケースが、表 1 の「5.拒否」である。ここには、拒否を表明したのが対象者本人以外であるケースも含まれている。この点はのちに詳しく検討する。
調査員の訪問時に対象者が調査票に記入し終えておらず、記入後に対象者が調査票を郵送で返送することにして、調査員が返送用封筒を預けたケースが存在し、そのうち結果的に調査票が返送されて来なかったケースが、表 1 の「9.未返送」である。この中には、返送用封筒を対象者本人に預けたケースと、他の世帯構成員に預けたケースの両方が含まれている。
欠票となる上記の分類のいずれにも該当せず、調査票が回収されたケースにおいても、
なお、欠票となる事由が存在する。すなわち、調査票への記入が全くないケース（表 1 の「12.【無効票】白票」）、調査票への記入がわずかであったケース（表 1 の「10.【無効票】
記入漏れ」）、および、調査票に明らかにいいかげんに回答していると判断されたケース（表1 の「11.【無効票】いいかげん」）が存在する。

3. 欠票分類の標準化
本節では、表 1 に示した欠票理由を、AAPOR の標準的分類と対応させる作業を行なう。
に「拒否」や「受け取り拒否」などと記載してポストに投函したために、その送付物が受取拒否の郵便物として、最初の送付元（調査会社）に返送されたケースを指している。
-4-

AAPOR (2008)は、標準的な欠票分類を、RDD 電話調査、訪問調査、郵送調査、インターネット調査のそれぞれに関して、定めている。一方、上述のとおり、JLPS には、最初に対象者に調査票を郵送するという郵送調査の側面と、のちに調査員が対象者宅を訪問するという訪問調査の側面の両方が存在する。そこで以下では、まず AAPOR による郵送調査の欠票分類と JLPS のそれとの対応を検討した上で、AAPOR による訪問調査の欠票分類とJLPS のそれとの対応を検討し、それらを踏まえた上で、JLPS の欠票分類を再構成する。
この際、AAPOR による分類は米国における調査を念頭に置いているものである点に注意する。
まず、AAPOR による郵送調査における欠票分類を、JLPS での欠票分類と対応させることを試みた。その結果が表 2 である。AAPOR は数十の分類を設けているが、ここでは JLPSと対応できるものを抜粋してある。簡単に対応関係を説明する。AAPOR におけるコード(1.1)のカテゴリは、回収された完了票(Complete)であるが、これは当然 JLPS における有効回答と対応する4。拒否(Refusal)はいくつかに分類されうる。AAPOR においては、対象者本人の拒否(Known respondent‐level refusal)と家族等の拒否(Other person refusal)とが分かれうるが、本稿でも、のちの協力率の算出のためにこれを踏襲する。さらに、白票も拒否の一種と見なされる(Blank questionnaire mailed back, “implicit refusal”)。調査の途中終了 に よ り 、 あ ま り に 不 完 全 な 回 答 票 し か 得 ら れ ず 、 無 効 と さ れ る 分 類 (Break‐offquestionnaire too incomplete to process)には、「記入漏れ」が該当するが、不完全な回答票しか得られずに無効となるという点は「いいかげん」も同様であり、「いいかげん」もこの分類に該当すると考えてよいと思われる。
「その他」はそのままその他(Other)に対応する。
「未返送」と「受け取り拒否」もほぼ直訳にあたる名称の分類に対応する。
「宛名不明」は、郵送の際に配達が不可能であったカテゴリのサブカテゴリに位置づけられている。表 2 は郵送調査の欠票分類を示しているため、表 1 に挙げられていた「転居」「長期不在」「一時不在」「住所不明」に該当する分類はない5。

AAPOR による分類は、有効回答のケースも含まれるという意味では、厳密には「欠票」
分類ではない。本稿では便宜的に、“final disposition”の分類を「欠票」分類と訳している。
5 正確に言えば、AAPOR の郵送調査の欠票分類においても、「転居し、転居先が不明で、郵便未着」や「受取人が不在で、取り置き期限が過ぎたために、郵便未着」といったカテゴリが存在するが、調査員の訪問によって確認される JLPS における「転居」や「一時不在」との意味の乖離が大きいと判断して、表 2 では対応させていない。
4-5-

表2. AAPORによる郵送調査の標準的欠票分類との対応
AAPORによる郵送調査の欠票分類
分類

コード

JLPSでの欠票分類

1. Returned Questionnaire
Complete(1.1)（有効回答）

2. Eligible, "Non-Interview"
RefusalOther person refusal
Known respondent-level refusal
Blank questionnaire mailed back, "implicit refusal"
Break-off questionnaire too incomplete to process
Other(2.111)(2.112)(2.113)(2.12)(2.30)

家族等の拒否
本人の拒否
白票
記入漏れ いいかげん
その他(3.19)(3.23)

未返送
受け取り拒否(3.311)

宛名不明

3. Unknown eligibility, "Non-Interview"
Nothing ever returned
Refused by addressee
Cannot be delivered as addressed
Attempted - addressee not known
Source: AAPOR (2008: 47)より抜粋した。

JLPS では、実際には訪問によって調査票を回収したため、ここでの対応カテゴリの間には少なからぬ意味の違いが存在している。例えば、「白票」にはコード(2.113)を対応させているが、JLPS においては、白票は必ずしも“mail back”されたものであるとは限らない。
また、「未返送」に対応させてあるコード(3.19)は、本来は、郵送調査で、調査票を郵送したが、調査対象者やその世帯構成員と接触ができていない状態にあたるものだが、JLPS に
おいては、返送用封筒を本人またはその世帯の者に渡しているケース、すなわち接触が可能であったケースが該当している。この意味で、JLPS における「未返送」は、むしろ「白票」や「拒否」に近い。
さらに、AAPOR では適格性(eligibility)によって大分類を行なっているが、この点には慎重な検討を加える必要がある。表 2 の“3. Unknown eligibility, “Non‐Interview””に該当するカテゴリは、適格性が不明であるとされているが、JLPS においては必ずしもそうではない。第 1 に、「未返送」においては、上述のとおり、実際には調査員が返送用封筒を本人
または世帯構成員に渡しており、調査対象者の所在は判明していると考えられる。よって、
この場合、実際には適格性はあると考えるのが妥当である。第 2 に、「受け取り拒否」においても、送付物が宛名どおりに配達され、本人または世帯構成員が受け取りを拒否していると考えられるから、適格性を疑う根拠は乏しい。第 3 に、「宛名不明」においては、対象者は宛先となった住所に居住していないと考えられるが、この場合でもなお、抽出台帳に対象者の氏名は存在し、対象者は母集団に含まれるのであり、その意味では適格性がある。
ただし、抽出台帳に記載された住所地に「現住する」者のみが適格な調査対象者であると考える場合（以下では「現住地適格条件」と呼ぶ）には、「宛名不明」のケースには適格性-6-

がないと考えるのが妥当であろう。
次に、AAPOR による訪問調査の欠票分類と、JLPS の分類を対応させることを試みる。
その結果が表 3 である。ここでは、表 2 には示されていた「白票」「未返送」「受け取り拒否」「宛名不明」に対応するカテゴリはない。他方、表 2 には示されていなかった、「転居」「長期不在」「一時不在」「住所不明」に対応するカテゴリが現れている。

表3. AAPORによる訪問調査の標準的欠票分類との対応
AAPORによる訪問調査の欠票分類
分類
1. Interview
Complete

コード

JLPSでの欠票分類(1.1)（有効回答）(2.111)(2.112)(2.12)

家族等の拒否
本人の拒否
記入漏れ いいかげん(2.24)(2.30)

一時不在
その他

3. Unknown eligibility, Non-Interview
Unknown if housing unit
Unable to locate an address(3.18)

住所不明

4. Not eligible
Out of sample
Vacant housing unit

(4.60)

転居 長期不在

2. Eligible, Non-Interview
RefusalsHousehold-level refusal
Known respondent refusal
Break-offNon-contact
No one at residence
Other

Source: AAPOR (2008: 46)より抜粋した。

表 3 においても、「家族等の拒否」「本人の拒否」「記入漏れ」「いいかげん」「その他」については、実質的に表 2 と同様のカテゴリが対応している。表 2 に現れなかった分類について以下で言及する。まず「一時不在」は非接触(Non‐contact)のサブカテゴリに対応するが、この AAPOR の分類では誰にも接触できないことになるのに対し、前述のとおり、JLPSの「一時不在」には対象者本人が不在でその他の世帯員には接触できているケースも含まれている。
「住所不明」は、住所にあたる住居を特定できないというカテゴリに対応するが、
AAPOR においては、これは住宅か否か不明である(Unknown if housing unit)カテゴリのサブカテゴリに該当する。これは、AAPOR が訪問調査としていわゆるエリアサンプリン
グによるものを想定しているためである。JLPS では台帳による抽出を実施しており、基本的には台帳に記載された住所には住宅が存在すると考えられるため、「住所不明」の場合にも住宅か否か不明であると考える必然性はない。
「転居」と「長期不在」は、住宅に人が住んでいないという分類に対応させたが、前記のとおり、実際には JLPS においては、対象-7-

者本人のみが転居したり長期に不在にしたりしているが、その世帯は当該住所に住み続けている、というケースもここに含まれる。
訪問調査の欠票分類に関しても、適格性の問題を検討する必要がある。表 3 で「住所不明」と対応付けたコード(3.18)は、AAPOR では適格性が不明であるとされており、JLPS
においても、現住地適格条件の下では適格性が不明である。「転居」「長期不在」と対応付
けたコード(4.60)は、AAPOR では不適格とされており、JLPS においては、現住地適格条
件の下では不適格である。
AAPOR の郵送調査と訪問調査の欠票分類に、JLPS のそれを対応させることを、以上で試みた。これは AAPOR の「標準化」された分類に JLPS の分類を繰り込む意図で行なわれたが、検討の結果として、この AAPOR 基準への「標準化」にはかなりの程度の困難が伴うことが明らかである。これは、相当程度整備された台帳による抽出が一般的である日本とそうではない米国との事情の相違と、JLPS が郵送というフェーズと訪問のフェーズの両方を有していることによると言える。
それでもなお、上記の検討結果を生かして、より「標準化」することを目指して、JLPSの欠票分類の再構成を試みる。その結果が表 4 である。ここでは、各ケースの終了状態は、完了票、適格性のある欠票、および現住地適格条件の下では適格性のない欠票という 3 種
類に大きく分類される。完了票については、それ以上の説明は不要であろう。
表 4 に示される、適格性のある欠票には、中分類として、「拒否」、「不完全な回答」、「未接触」、「その他」が含まれる。そのうち、「拒否」の中には、「家族等の拒否」、「本人の拒
否」と、
「白票」、
「未返送」、「受け取り拒否」が含まれる。上述のとおり、JLPS において、「未返送」のケースでは接触は既になされているのであり、対象者が調査票を返送しなかったという事実は拒否を示唆すると考えて、このような分類とした。また、「受け取り拒否」の場合にも、対象者は少なくとも事前の依頼ハガキを目にしていると考えられるため、送付物の受け取りの拒否は実質的には調査協力への拒否であると言える。“Break‐off”に対応
する「不完全な回答」には、「記入漏れ」と「いいかげん」が該当する。適格性がある場合の「未接触」には、「一時不在」のみが含まれる。「その他」には、対象者が死亡したケースや身体的理由のために回答できないケースが該当する。対象者が死亡したケースはごくわずかであり、死亡した日付が調査開始前か否かは基本的には特定できない。また、対象者に調査に回答できない身体的理由（障がい等）があっても、母集団である「（特定の年齢層の）日本全国の日本人」には含まれると考えられる。よって、これらのケースにも適格性はあると考えるのが妥当であろう。

-8-

表4. 再構成されたJLPSにおける欠票分類
欠票分類

対応するAAPORコード

I. 完了票
有効回答(Complete)(1.1)

II. 欠票・適格性あり
拒否(Refusal)
家族等の拒否(Household-level refusal)
本人の拒否(Known-respondent level refusal)
白票(Blank questionnaire)
未返送
受け取り拒否
不完全な回答(Break-off)
記入漏れ
いいかげん
未接触(Non-contact)
一時不在（本人レベル／世帯レベル）
その他(Other)
III. 欠票・現住地適格条件の下では不適格
未接触(Non-contact)
住所不明
転居（本人レベル／世帯レベル）
長期不在（本人レベル／世帯レベル）
宛名不明(2.111)(2.112)(2.113)――(2.12)―――(2.30)――――

Note: 「対応するAAPORコード」欄の「―」は、意味と適格性の上で適当と考えられるAAPORの分類のコードがないことを示す。

表 4 の 3 つ目の大分類は、現住地適格条件の下では不適格な欠票である。ここに含まれるのは、抽出された対象者が、抽出台帳に記載されている住所に住んでいないと考えられるケースであり、少なくとも対象者本人には接触ができなかったケースである。そのため、ここに該当する中分類は「未接触」である。この中に、「住所不明」「転居」「長期不在」「宛名不明」が含まれる。
以上の欠票分類のうち、少なくとも潜在的に、本人レベルの状態と世帯レベルの状態とを区別する意義のある部分が存在する。このうち、狭義の「拒否」については、すでに、「本人の拒否」と「家族等の拒否」を区別してある。これは、のちに 2 種類の協力率を算出するためである。この他にも、JLPS の欠票分類のうち、「一時不在」「転居」「長期不在」には、本人レベルの状態を示すもの（例えば、対象者本人は不在であるが、家族は在宅していて調査員に応対した「一時不在」のケース）と、世帯レベルの状態（例えば、世帯のどの構成員も不在である「一時不在」のケース）を示すものが混在している。もし世帯レベルの接触率を算出するのであれば、これらの欠票分類は、さらに本人レベルの状態と世帯レベルの状態とに分ける必要がある。本稿は、世帯レベルの接触率を算出するわけではないので、この問題にはこれ以上深入りしない。
現住地適格条件について、重要な補足を行ないたい。回収率等を算出する上で、適格性-9-

をどのように考えるのかは重要な問題である。JLPS をはじめとする日本の多くの社会調査
では、特定の年齢層の日本人男女を母集団としており、その限りでは抽出台帳に記載されている者にはすべて適格性があると見なすべきであろう。しかしながら、本稿で言うところの現住地適格条件を適用し、抽出台帳に記載された住所地に「現住する」者のみが適格な調査対象者であると考えることも、不可能ではない。ただし、現住地適格条件を適用してしまうと、例えば住民票を移さずに転居した者はその調査の母集団から外れてしまうた
め、仮に住民票を移さずに転居した者に調査票が転送されてそれが回収されても、これを適格だと見なしてはならないこととなる。よって、現住地適格条件の適用はあまり勧められない。

4. 協力率の算出
本節では、前節で再構成した欠票分類を踏まえながら、JLPS における協力率を算出する。
その際、本人レベルの協力率と世帯レベルの協力率を明確に区別する。先述のとおり、協力率とは、アタックされて接触できた適格なケースのうち、有効な回答票が得られた割合
であり、これは「拒否」による欠票の数に大きく左右されることになる。しかし、「拒否」には対象者本人の意思とは無関係に家族等が拒否しているケースが見られるため、本人の拒否と家族等の拒否を合算した場合、協力率が何を意味しているのか、判然としなくなる。
より具体的に言えば、本人の拒否と家族等の拒否を合算してしまうと、協力率が、対象者の協力意向の度合いと、同時に、「家族等が本人の意向とは無関係に調査員をシャットアウ
トする」という障壁を乗り越えられた度合いにも左右されるものとなり、解釈が困難となりうる。よって、本人の拒否と家族等の拒否を区別し、協力率を本人レベルと世帯レベルの両方について算出することは重要である。
ここで、協力率の定義をより明確にする。AAPOR (2008: 36)は 4 種類の協力率を定義している。このうち、本稿では、「その他(Other)」のケースは協力が不可能であるケースと考え、「その他」を含めない定義を用いる。これは COOP3 と呼ばれ、[1]

COOP 3 =I( I + P) + R

ここで、I は完了票(Complete)数、P は部分的完了票(Partial)数、
R は中分類としての「拒否(Refusal)」と「不完全な回答(Break‐off)」のケース数で定義される。JLPS においては、部分的な完了票というものは存在しないと考えているため、実際には、

-10-

[2]

COOP 3 =I
I+R

から協力率を計算できる。世帯レベルの協力率を算出するには、表 4 を参照しながら、Iと R に具体的な内容をあてはめればよい。すなわち、I には「有効回答」のケース数が該当し、R には「家族等の拒否」「本人の拒否」「白票」「未返送」「受け取り拒否」「記入漏れ」「いいかげん」のケース数の合計が該当する。他方、本人レベルの協力率を算出する場合
は、R には「家族等の拒否」は含めない。よって、世帯レベルの協力率を COOP3H、本人レベルの協力率を COOP3R とすれば、[3]

COOP3H =有効回答
有効回答 + 家族等の拒否＋本人の拒否＋白票＋未返送＋受け取り拒否 + 記入漏れ＋いいかげん[4]

COOP3 R =有効回答
有効回答 + 本人の拒否＋白票＋未返送＋受け取り拒否 + 記入漏れ＋いいかげん

で算出できる。
ここで、「家族等の拒否」と「本人の拒否」をどう区別するかという問題が生じる。JLPSの実施時に調査会社によって記録された欠票のコードは、表 1 に示された 12 分類のみであり、ここには拒否した者が本人か否かという区別は設けられていない。しかも、仮に拒否した者が本人ではなく家族等であったとしても、その拒否の表明が、本人の意思を反映したものである、すなわち家族等が本人からの伝言を述べただけである、という可能性も排除できず、そのようなケースは、本人の意思をベースと考えるならば「本人の拒否」に該当するはずである。
この問題に、本稿では次のように対処する。JLPS では調査実施時に調査員がアタックの結果を文字情報で記録していた。この文字情報から、拒否を表明した主体、および、その拒否の意思の持ち主が対象者本人であるか否かを推測し、いわばアフターコーディングを行なう。その際、正確を期するために、拒否されたケースを 4 つに分類した。これを示したのが表 5 である。このうち、「本人拒否」は、対象者本人が拒否の意向を示したと推測されるケースである。
「家族代理拒否」は、家族等が拒否を表明したが、それは本人の意思を反映している、と考えられるケースである。他方、「家族独断拒否」は、家族等が、対象者
本人の意思とは無関係に拒否した、と見なせるケースである。これらに加え、念のために、「家族代理拒否」か「家族独断拒否」かの判断が困難であるケースのカテゴリも設けた。
これが、「家族拒否・境界例」である。これらの分類にあてはまる調査員記録の文字情報の例を、表 6 に示す。分類の結果、表 5 に示されるように、JLPS で調査協力を拒否した 4409

-11-

ケースのうち、3168 ケースでは対象者本人が拒否を表明したと考えられる一方で、家族等が「独断」で拒否したと思われるケースも 829 ケース（拒否のうち 18.8%）存在することが明らかとなった。

表5. 調査拒否の再分類
%
内容
ケース数
本人に直接接触できており、本人が拒否した、と思われる。
3168 71.9%
本人には直接接触できておらず、家族等が、「本人の意向」として
347
7.9%「家族代理拒否」
拒否する旨を述べた、と思われる。
本人には直接接触できておらず、家族等が拒否する旨を述べた
65
1.5%「家族拒否・境界例」 が、それを「本人の意向」として述べたのか否か、判然としない。
「代理」と「独断」の境界例。
本人には直接接触できておらず、家族等が、「本人の意向」と無829 18.8%「家族独断拒否」
関係に、拒否した、と思われる。
拒否者 計
4409 100.0%
ラベル「本人拒否」

表6. 調査拒否の再分類の例
ラベル

調査員記録の文字情報
アンケートはお断り
本人より、お断りします「本人拒否」

やったけど具体的過ぎるので破って捨てたと本人
結構ですとインターホンで本人調査には協力しないと本人協力する気がないらしいと旦那さんらしき人が言っていた
姑さんが本人に聞いてくれたがやらないらしいとのこと「家族代理拒否」

本人が書かないと言ってますとご主人
本人がアンケートはしないと母親に伝言息子に断るように頼まれた（母親）アンケートは断って下さい（母親より）忙しくて協力できないと母親「家族拒否・境界例」 本人は面倒なのはやらないと母親拒否
母親より息子が忙しいので拒否とのこと
母から本人海外出張が多く出来ないとの意向が伝えられた
辞退する（奥様より）アンケートはお断り（母親）「家族独断拒否」

家族がインターホンで協力出来ません
捨ててしまったようだ。たぶん書かないだろうと母親
家族がインターホンに出て途中で切った

表 5 と表 6 のように「拒否」を再分類したが、本人の意思を捉えるという観点から考えると、これらのうち「本人拒否」と「家族代理拒否」のケースでは本人が拒否をする意思を持っていると見なしてよいであろう。他方で、「家族独断拒否」のケースでは、本人の意思は不明で、家族等の意思で拒否が表明されたと考えてよいと思われる。残る「家族拒否・-12-

境界例」が問題となるが、本稿では対象者本人レベルの協力率をより保守的に（小さめに）見積もることとし、「家族拒否・境界例」でも本人の意思が反映された拒否に当たる可能性が排除できないために、これを本人の意思によるものと考える。よって、表 4 で再構成した欠票分類のうち、「本人の拒否」に対して表 5・表 6 の「本人拒否」「家族代理拒否」「家
族拒否・境界例」を対応させ、表 4 の「家族等の拒否」に表 5・表 6 の「家族独断拒否」を対応させる。その結果、JLPS における欠票分類の具体的なケース数は、表 7 のように示される。表 7 では、若年・壮年の別と男女の別ごとにケース数を示した。

表7. JLPSの欠票分類のケース数（協力率の算出用）

男性

壮年
女性

3367

672

761

1433

4800

251
1163
6
105
6

645
2551
13
310
10

123
522
2
60
2

61
507
3
51
2

184
1029
5
111
4

829
3580
18
421
14

4
1

2
0

6
1

2
0

1
0

3
0

9
1

1697
51

1169
22

2866
73

503
11

276
8

779
19

3645
92

III. 欠票・現住地適格条件の下では不適格
未接触
住所不明
転居（本人レベル／世帯レベル）
長期不在（本人レベル／世帯レベル）
宛名不明

217
682
94
116

144
361
51
45

361
1043
145
161

56
135
24
13

42
79
16
9

98
214
40
22

459
1257
185
183

総計

6553

4999 11552

2125

1816

3941

15493

欠票分類
I. 完了票
有効回答
II. 欠票・適格性あり
拒否
家族等の拒否
本人の拒否
白票
未返送
受け取り拒否
不完全な回答
記入漏れ
いいかげん
未接触
一時不在（本人レベル／世帯レベル）
その他

男性

若年
女性

計

1693

1674

394
1388
7
205
4

総計

計

表 7 の数値をもとに、式[3]と式[4]を用いて、協力率を算出した結果が、表 8 である。ここで示した世帯レベルの協力率は、「対象者の世帯『全員』が協力意向を示した割合」という意味ではなく、「対象者の世帯『の誰か』が協力意向を示した割合」でもなく、むしろ「対象者の世帯に接触できた場合に、世帯（本人を含む）に拒否されなかった割合」と解釈するのが妥当である。他方で、本人レベルの協力率は、「対象者本人に接触できた場合に、本人に拒否されなかった（本人の協力が得られた）割合」と解釈することができる。この世帯レベルの協力率を見た場合、若年においては、男性のみと男女の合計で、協力率が 50%を下回っている。壮年においては、男性のみについて算出した協力率が 50%を下回る。し-13-

かし本人レベルの協力率を見ると、表中で最も低い若年男性においても、協力率は 50%を越える。上述のとおり、ここでの本人レベルの協力率は、保守的に見積もった結果である。
すなわち、JLPS では、調査回収が困難と言われる若年男性を対象とする部分でも、本人に接触さえできれば、相当程度の確率で協力が得られた、と言えよう。

表8. 協力率の算出
協力率の種別COOP3H（世帯レベル）
COOP3R（本人レベル）

男性

若年
女性

計

男性

壮年
女性

計

45.8%

52.2%

48.8%

48.6%

54.9%

51.8%

49.6%

51.3%

56.6%

53.8%

53.3%

57.4%

55.4%

54.3%

総計

さらに、表 8 は興味深い事実を示唆している。世帯レベルの協力率に注目し、若年と壮年とを比較すると、若年の方が協力率は低い。また、男女の協力率を比較すると、男性の方が協力率は低い。しかしこれらの性別・年齢層別の差は、本人レベルの協力率ではわず
かながら縮小している。パーセンテージのみならず、対数オッズで見ても同様の傾向が見られる。これは、若年が対象者である場合、また、男性が対象者である場合に、家族等の拒否が相対的により多く発生していることによる。つまり、総体としての若年男性の調査
協力の度合いの低さは、本人の拒否度の高さに加え、その家族等の拒否度が高いことにも起因していると考えられるのである。ただし、家族等が拒否した場合には本人の拒否度は観察されないが、家族等の拒否度が、その観察されない本人の拒否度と相関しているとい
うこともありうる。すなわち、本人の拒否度が高い場合に、家族等がその本人の拒否度を見越した上で、本人の意向とは無関係に拒否する傾向がある、という可能性もある。そうだとすれば、例えば本人の協力度の性別による真の差異は、ここで観察された本人レベルの協力率の差異よりも大きい（選択バイアスがある）ということになろう。
ここで次の点に注意を促したい。上記の本人レベルの協力率は、あくまでも調査対象者の協力意向を反映している。当然、その協力意向を高めるべく調査主体・調査会社・調査員は「努力」を積むものであるが、いわゆる調査環境が悪い場合には、その「努力」が報われないという可能性もある。すなわち、協力率は、調査主体・調査会社・調査員の「努力」の単調増加関数であるとは限らないと考えられるのである。

5. 「訪問時成功率」の提案
先述のとおり、AAPOR (2008)によれば、回収率はアタックされた適格なケースのうち、-14-有効な回答票が得られた割合である。他方で、実際に実施された個々の社会調査について、回収率が算出される際には、多様な定義が用いられてきている。その背景には、社会調査の品質の指標として回収率のみがあまりに重視されてしまい、回収率をより実質的な「成功」の度合いの指標として表現しなければならないような状況が存在してきていることと、適格性の基準に必ずしも合意がなかったという点が挙げられよう。しかしながら、回収率という同じ語によって示される概念が多義的であることは、調査間の比較可能性が低下するという観点からは望ましくない。そこで本節では、JLPS を念頭に、指標のベースを適格
性とは独立に考えるために、回収率という呼称を用いることを放棄した上で、訪問調査員の基本目標を定式化しながら、実質的な回収に関する「成功」の度合いの指標として、「訪
問時成功率」を提案する。
まず、回収率の定義の例を示す。本稿が扱っているのと同じ JLPS について、三輪(2008)
は「純回収率」を算出しているが、この「純回収率」は次のように定義されている。

[5]

純回収率 =

有効回答
総アタック数 − 転居 − 長期不在 − 住所不明（宛名不明含む）− その他

この「純回収率」の定義においては、欠票のうち、「転居」「長期不在」「住所不明」「宛名不明」「その他」であるケースは分母から除かれ、指標のベースとはならない。この定義には、十分な理由があると考えられる。JLPS では調査員が対象者宅を訪問することで、対象者との接触を試み、協力を依頼するが、「転居」「長期不在」「住所不明」のケースでは、調査員による（少なくとも対象者本人への）接触は極めて困難である。
「宛名不明」のケースも、「住所不明」の場合と同様であると考えられる。また、「その他」のケースでは、対象者が有効に回答することが物理的に不可能である。よって、これらのケースにおいては、調査員がいかに完璧な工夫を凝らしたとしても、また、いわゆる調査環境がいかに改善したとしても、調査員の訪問による有効票の回収は困難であると考えられる。ここから、調査員の工夫の程度や調査環境の良好さを反映するような、調査員訪問の実質的な「成功」の度合いを計測しようとするのであれば、これら「転居」などのケースをベースとしない指標が望ましいであろう。調査員の工夫の程度や調査環境の良好さを反映するような実質的な「成功」の度合いを、調査回収の「パフォーマンス」と呼ぶとすれば、上記の「純回収率」は、「回収が不可能または著しく困難である部分は、パフォーマンスを測るベースとしてはふさわしくない」という考え方にもとづいている、と言えよう。
この考え方を踏襲しつつ、以下では、調査における訪問の実質的な「成功」の度合いを計測するための指標を、理論的に正当化しながら提案する。上述の「純回収率」は、前述の現住地適格条件を適用した場合の回収率に近い。すなわち、台帳に記載されているとお-15-

りの住所に現住しない対象者を不適格のケースと見なすならば、「転居」「長期不在」「住所不明」「宛名不明」は回収率の算出の際に分母から除外されることになる。しかし現住地適
格条件を適用する場合でも、「その他」のケースを不適格と見なすことは、AAPOR は許容していないと思われる6。しかも、実際には、前記のとおり、現住地適格条件の適用には問題が伴いうる。そこで本稿では、適格性とは全く別に、調査における訪問の実質的な「成功」とは何なのかという点から論理を組み立てて、それを計測する指標を提案する。
まず、JLPS のように調査員が訪問することで有効票を回収する調査において、調査員が持つべき基本目標を定式化する。その基本目標とは、「調査対象者宅を訪問した際に、そこに現住し、かつ、物理的に回答が可能である対象者に対し、直接または間接に接触し、調査への協力を依頼し、有効な調査票を獲得すること」であると定式化される。
その上で、調査員の基本目標が果たされた度合いを示す指標として「訪問時成功率」を考え、基本目標がアプリオリに達成不可能であるケースを分母から除外して定義する。すなわち、JLPS の場合、

[6]

訪問時成功率 =有効回答,
総アタック数 − 非現住 − 未訪問 − その他

ただし

非現住 = 転居 + 長期不在 + 住所不明 + 宛名不明 ,未訪問 = 受け取り拒否 + 訪問前の電話による拒 否で定義できる7。
調査員の基本目標は「そこに現住する対象者」に対するものであるので、非現住の対象者は訪問時成功率の算出の際に分母から除かれる。「住所不明」「宛名不明」も、非現住であると推測される。なお、これは現住地適格条件の適用を意味しない。例えば住民票を残して転居した対象者から回答を得ることは、調査主体・調査会社の目標としては残るのであり、また、調査員にとっても基本目標を超えた「例外的な」目標であると考えうる。訪問時成功率は、あくまで調査員の基本目標の達成の度合いを計測しているのである。
訪問時成功率の算出にあたっては、調査員の基本目標が「物理的に回答可能な対象者」

ただし、調査基準日以前に死亡して「その他」となったケースに関してはこの限りではない。
7 ここでは、有効回答票はすべて調査員の訪問の結果として得られたものであるという仮定を置いている。可能性としては、この仮定に反し、調査員の訪問前に、送付された調査票に対象者が有効に記入した上でこれを調査会社に返送したということもありえないこと
ではないが、このようなケースが JLPS で実際に存在するのかどうかは不明である。もしこのようなケースが存在する場合、厳密には、訪問時成功率の算出の際にその数は分子から除かれるべきであろう。
6-16-

に対するものであることから、「その他」は分母から除かれる。さらに、調査員の基本目標
が「対象者宅を訪問した際」のものであることから、未訪問のケースは分母から除かれる。
式[6]で定義される訪問時回収率と、式[5]で与えられる三輪(2008)の「純回収率」との具体的な相違は、訪問時回収率では「未訪問」のケースをベースから除外しているという扱いの違いとなる。例えば、もし仮に「転居」のケースでは調査員にはなすすべがない、と言えるのであれば、「未訪問」のケースでは訪問自体がなされないのであるから、なおさら、調査員にはなすすべがない、と言える。このため、いわば「なすすべがない部分を分母から除く」という方針で訪問時の成功の度合いを計測したいのであれば、「未訪問」は除外して考えるのが適切であろうと思われる。

JLPS について実際に訪問時回収率を算出するため、欠票分類の「拒否」のうち、「訪問前拒否」（調査員が訪問する前の電話等による拒否）を特定する作業を行なった（残りは「訪問時拒否」とされる）。この作業は、上述した、本人の意思による拒否か否かを特定する作業と同様に、調査員の記録のテキストデータから判断することで実施した。より具体的には、「拒否」のうち、調査員が訪問する前に拒否の意思が電話等で調査会社等に示されていたと確認できるケースを「訪問前拒否」とした。
欠票分類について、「訪問前拒否」のケースを分離し、かつ、訪問時成功率を算出するための再構成を施したのが、表 9 である。ここから訪問時成功率を算出した結果が、表 10に示される。
「訪問前拒否」と「受け取り拒否」を合わせた「未訪問」のケースは少ないので、結果的には、訪問時成功率は、三輪(2008)の「純回収率」に近い値をとる8。

三輪(2008)による「純回収率」は、若年の男性で 31.4%、若年の女性で 38.2%、壮年の男
性で 35.6%、壮年の女性で 45.8%であると報告されている。
8-17-

表9. JLPSの欠票分類のケース数（訪問時成功率の算出用）
欠票分類

男性

若年
女性

計

1693

1674

1770
7
205

I. 完了票
有効回答

男性

壮年
女性

3367

672

761

1433

4800

1399
6
105

3169
13
310

639
2
60

559
3
51

1198
5
111

4367
18
421

総計

計

II. 欠票・訪問時非成功
拒否
訪問時拒否
白票
未返送
不完全な回答
記入漏れ
いいかげん
未接触
一時不在

4
1

2
0

6
1

2
0

1
0

3
0

9
1

1697

1169

2866

503

276

779

3645

III. 欠票・非現住
未接触
住所不明
転居
長期不在
宛名不明

217
682
94
116

144
361
51
45

361
1043
145
161

56
135
24
13

42
79
16
9

98
214
40
22

459
1257
185
183

IV. 欠票・未訪問拒否
受け取り拒否
訪問前拒否

4
12

6
15

10
27

2
6

2
9

4
15

14
42

V. 欠票・その他
その他

51

22

73

11

8

19

92

4999 11552

2125

1816

3941

15493

壮年
女性
46.1%

計
40.6%

6553

総計

表10. 訪問時成功率の算出

訪問時成功率

男性
31.5%

若年
女性
38.4%

計
34.6%

男性
35.8%

総計
36.2%

協力率に関して述べたように、訪問時成功率についても、これはあくまでも調査訪問時の成功の度合いを反映しているのであり、いわゆる調査環境によっては、調査主体・調査会社・調査員の「努力」を必ずしも反映しないことに注意されたい。

6. まとめ
本稿では、JLPS の欠票分類を、可能な限り「標準化」して示した上で、世帯レベルと本人レベルの協力率を算出し、さらに、調査員の訪問の実質的な「成功」の度合いを示す訪-18-

問時成功率を提案した。その結果、第 1 に、米国の AAPOR の標準に JLPS の欠票分類を対応させようとすると、日米の調査事情の差異と、JLPS の持つ郵送調査と訪問調査の両方の要素によって、多大な困難が生じることが明らかとなった。第 2 に、可能な限り「標準化」された欠票分類をもとに、JLPS における協力率を算出すると、世帯レベルでは一部で50%を割り込むものの、本人レベルではいずれの性別・年齢層（若年・壮年）においても50%を上回ることが示され、また、本人レベルにおいては世帯レベルと比べて性別・年齢層による協力率の差が若干縮小することが判明した。第 3 に、訪問調査員の基本目標を定式化することで、その達成の度合いを計測する指標として訪問時成功率を正当化でき、この指標を使うことで、回収率という用語の定義の混乱を避けながら、実質的なアタックの「成功」の度合いを表現できることを示した。
以上の考察の中で、適格性に関する議論を行なった。特に、従来、日本の社会調査においては、抽出台帳に記載された住所に現住していない対象者が、あたかも適格ではないかのように扱われることがあり、このような適格性の条件のつけ方は現住地適格条件と呼べるが、本稿では、この現住地適格条件の適用は勧められないと考えている。
最後に、日本の社会調査を巡る今後の課題について述べたい。社会調査の品質を測るた
めに、回収率や協力率といった指標は不可欠だと考えられるが、そのもとになるはずの欠票分類については、本稿で述べたように、米国の AAPOR のような基準を日本にそのまま導入することは困難である。そこで、米国の基準を参照しながら、日本の調査事情に合わせて標準化された欠票分類を、社会調査に関わる研究者が知恵を持ち寄って構成していくことが望まれる。当然、そこから回収率や協力率などの指標をどのように算出するべきかについての合意も形成されることが望ましい。その際には、母集団の定義に照らしてどのようなケースが適格性を有すると言えるのか（例えば、本稿で言う現住地適格条件は適用されるべきか否か）、どのような指標がどのような意味を持ち、どの程度調査主体等のパフォーマンスを反映しうるのか（例えば、本稿で言う「その他」という分類を指標の「分母」に含める場合、その指標は何を意味するのか）といった点を考慮するべきであろう。
さらに言えば、このような標準化の過程で、調査対象者本人以外の世帯構成員の応対をどのように扱うべきかを吟味することが必要かもしれない。例えば、本人の協力を得るために行なうべき工夫と、家族等の協力（本人への取り次ぎ等）を得るための工夫とは、異なるものでありうる。そうであれば、将来の社会調査実施者が過去の調査の教訓を十分に活かしていくためにも、本人と家族等との応対を区別して情報を公開していくことが、社
会調査関係者全体にとって有益となるであろう。
これらによって、より質の高い調査を目指して建設的に競い合うための環境が、現在よりも一層整っていくのではなかろうか。

-19-

引用文献

The American Association for Public Opinion Research (AAPOR). 2008. Standard
Definitions: Final Dispositions of Case Codes and Outcome Rates for Surveys (5th edition).
AAPOR.
Groves, Robert M., Floyd J. Fowler Jr., Mick P. Couper, James M. Lepkowski, Eleanor
Singer, and Roger Tourangeau. 2004. Survey Methodology. Wiley.
直井道生・山本耕資．2010．
「日本家計パネル調査の標本設計と代表性」 Joint Research Center

for Panel Studies Discussion Paper Series 近刊．
三輪哲．2008．「働き方とライフスタイルの変化に関する全国調査 2007 における標本特性と欠票についての基礎分析」『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. 10．
保田時男．2008．
「低下する回収率と回収不能の要因」谷岡一郎・仁田道夫・岩井紀子（編）『日本人の意識と行動』東京大学出版会: 447‐458．
保田時男・宍戸邦章・岩井紀子．2008．
「大規模調査の回収率改善のための調査員の行動把握―JGSS における訪問記録の分析から―」『理論と方法』23(2): 129‐136．

-20-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～2010 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 ディスカッションペーパーシリーズ

No.1

山本耕資

標本調査における性別・年齢による層化の効果：100 万人シミュレーション（2007 年 4 月発行）

No.2

石田浩
三輪哲
山本耕資
大島真夫

仕事・健康・希望：「働き方とライフスタイルの変化に関する調査（JLPS）2007」の結果から（2007 年 12 月発行）

No.3

中澤渉

性別役割分業意識の日英比較と変動要因：British Household Panel
Survey を用いて（2007 年 12 月発行）

No.4

戸ヶ里泰典

大規模多目的一般住民調査向け東大健康社会学版 SOC3 項目スケー
ル：(University of Tokyo Health Sociology version of the SOC3 scale:
SOC3-UTHS)の開発（2008 年 1 月発行）

No.5

戸ヶ里泰典

20～40 歳の成人男女における健康保持・ストレス対処能力 sense ofcoherence の形成・規定にかかわる思春期及び成人期の社会的要因に関する研究（2008 年 1 月発行）

No.6

田辺俊介
相澤真一

職業・産業コーディングマニュアルと作業記録（2008 年 2 月発行）

No.7

中澤渉

若年層における意識とライフスタイル：JLPS と BHPS における日英の家事労働と性役割意識の比較（2008 年 3 月発行）

No.8

深堀聰子

若者の働くこと・結婚すること・子どもをもつことに関わる意識
高卒パネル（JLPS-H）と NELS による日米比較（2008 年 3 月発行）

No.9

戸ヶ里泰典

若年者の婚姻および就業形態と健康状態、健康関連習慣との関連性の検討（2008 年 3 月発行）

No.10

三輪哲

働き方とライフスタイルの変化に関する全国調査 2007 における標本特性と欠票についての基礎分析（2008 年 3 月発行）

No.11

安藤理

公共政策支持の規定要因～公共事業と所得再分配に着目して～（2008 年 4 月発行）

No.12

長尾由希子

若年男女における性別役割分業意識の変化とその特徴：高校生のパネル調査から（2008 年 4 月発行）

No.13

伊藤秀樹

高校生の自信と卒業後の揺らぎ（2008 年 4 月発行）

No.14

相澤真一

誰が仕事をやめたがっているのか：重要なのは職場環境か、それとも家庭か？（2008 年 6 月発行）

No.15

元治恵子

若年層のキャリアデザイン・ライフデザインの変化―高校在学時から高卒 3 年目への変化―（2008 年 6 月発行）

No.16

橋本摂子

性別役割意識の揺らぎをたどる（1）―結婚アスピレーションから見た行動規範と現状追認の距離―（2008 年 6 月発行）

No.17

石田浩

世代間移動の閉鎖性は上昇したのか（2008 年 11 月発行）

No.18

石田浩
三輪哲
村上あかね

結婚・健康・地域：「働き方とライフスタイルの変化に関する調査（JLPS）2008」の結果から（2008 年 12 月発行）

No.19

SawakoChange in Living Arrangement of Unmarried Adults with Parents and
SHIRAHASE Income Inequality in Japan with Comparative Perspective（2009 年 2 月発行）

No.20

WataruInequality of Opportunities for Access to Universities among the Japanese
NAKAZAWA Young People: Focused on the Scholarship Loan Program（2009 年 2 月発行）

No.21

Hiroshi
ISHIDA

Educational Attainment and Social Background（2009 年 2 月発行）

No.22

大島真夫

大学就職部の斡旋機能とその効果（2009 年 3 月発行）

No.23

中澤渉

職業的地位の変容に関する基礎分析ら（2009 年 3 月発行）

No.24

戸ヶ里泰典

ストレス対処能力概念 Sense of Coherence の抑うつ傾向ならびに心理社会的な職場環境との因果関係の検証―構造方程式モデリングを用いた検討（2009 年 4 月発行）

No.25

戸ヶ里泰典

若年成人男女における慢性疾患の有病率の分布と就業、婚姻との関連の検討―自己報告を国際疾病分類（ICD-10）に基づいて分類した
データより（2009 年 5 月発行）

No.26

大島真夫

誰が大学就職部を利用するのか（2009 年 9 月発行）

JLPS wave1 と wave2 の比較か

No.27

Hiroshi
ISHIDA

Social Inequality in Health in Japan（2009 年 10 月発行）

No.28

菅万理

母親の就労が思春期の子どもの行動・学業に及ぼす効果：Propensity
Score Matching による検証（2009 年 11 月発行）

No.29

橋本摂子

未婚者層における結婚意識の変動と社会階層的要因：パネル・ロジ
ットモデルによるアスピレーション分析（2009 年 12 月発行）

No.30

石田浩
有田伸
田辺俊介
村上あかね

生活・交際・労働者の権利：「働き方とライフスタイルの変化に関する調査（JLPS）2009」の結果から（2009 年 12 月発行）

No.31

中澤渉

男女間のメンタルヘルスの変動要因の違いに関する分析（2010 年 2
月発行）

No.32

平沢和司

確率抽出データを用いた大卒就職機会に関する検討（2010 年 3 月発
行）

No.33

長尾由希子

短大進学率の変動にみる教育知のシフトとその支持層：教養知から職業知へ（2010 年 3 月発行）

No.34

山本耕資
石田浩

働き方とライフスタイルの変化に関する全国調査(JLPS)の欠票分類と回収状況に関する諸指標の検討：対象者「本人」の協力の度合いと調査員訪問の成功の度合い（2010 年 3 月発行）

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