日本版総合的社会調査共同研究拠点 研究論文集[20] JGSS Research Series No.17

買い物の不便さと地域の相互扶助―JGSS-2015 データを用いた分析―髙橋 えり
関西大学総合情報学研究科社会情報学専攻博士前期課程

Relationship between Inconvenience of Grocery Shopping and Mutual Assistance: Using JGSS-2015 Data
Eri TAKAHASHI
Graduate School of Informatics, Kansai University
Inconvenience of grocery shopping has grown not only in rural areas but also in urban areas. Someelderly who need some support in grocery shopping can depend on human relation with kinship in local
community and the others cannot have the relation of mutual assistance because the latter are not networked
with local community. However, mutual assistance formed by a voluntary group without strong network likekinship is more likely to support the elderly, even if the elderly cannot give any in return for the group.
This paper aims to show that increasing relations based on of voluntary groups strengthen mutual
assistance in a community and mutual assistance alleviate the inconvenience of grocery shopping. Secondary
analysis was conducted using a data set from Japanese General Social Surveys (JGSS) in 2015 and fiveindicators are included in our path analysis model: belonging of voluntary groups, community supports,
inconvenience of grocery shopping, moving by a vehicle and intention of settlement. The results show thatbelonging to a voluntary group increases interpersonal relationships, and that community support mediates
the effect of inconvenience of grocery shopping on intention of settlement.
Key Words: JGSS-2015, Inconvenience of shopping, Mutual assistance
農村部だけでなく都市部でも買い物の不便さが増加している。食料品の買い物の不便さに対する支援を必要とする高齢者には地域の血縁関係に頼れる人もいれば、地域にネットワークがなく相互扶助関係を持てない人もいる。しかし、血縁のような強い関係を伴わない自発的に参加可能な集団によって形成される相互扶助は、たとえ高齢者がその集団に見返りを与えなくても、高齢者を支援する可能性が高い。
本稿では、自発的に参加可能な集団への所属が相互扶助を強め、その相互扶助により買い物の不便さが弱まること示す。二次分析には JGSS-2015 を用い、自発的に参加可能な集団の所属、地域の支援、
買い物の不便さ、永住意思を指標にパス分析を行った。結果、自発的な集団への所属が人間関係を増加し、地域の支援が買い物の不便さと永住意思に媒介的に働くことを示した。
キーワード：JGSS-2015、買い物問題、相互扶助

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1. 研究目的と意義
1.1 食料品の買い物問題
日本の食料消費は戦後から 1990 年代にかけて所得階層間の差が解消されたといわれる（時子山・荏開津・
中嶋, 2019）。食料消費は入手可能な食品の量や質と買い物環境で決まるが、近年、高齢化と人口減少による流通機能や交通網の弱体化に伴い買い物環境が悪化している（岩間, 2013；2017；経済産業省, 2015；薬師寺, 2015；総務省行政評価局編, 2017）。その主な原因は、大規模小売店舗立地法の廃止と後継者不足による地域の生鮮最寄品の小売業の廃業である（石井, 1996；石原, 2011；杉本, 2015）。
特に、高齢者の買い物の不便には移動能力の影響が大きく（薬師寺, 2015；岩間, 2013；2017）、徒歩圏内に買い物場所がなければ、いっそう高齢者の買い物の不便さを高める。内閣府（2016）の「平成 28 年高齢者の経済・生活環境に関する調査」によれば、農村や地方に限らず、大都市部(1)も 60 歳以上の高齢者の 39％
が買い物に行く時の主な手段は自動車である。徒歩圏内で商業施設を利用できる割合は、持ち家一戸建て
59.3％、賃貸一戸建て 59.7％に対して、持ち家集合住宅 92.3％、賃貸集合住宅 81.1％で、都市部でも一戸建て住宅地に住む高齢者は買い物に不便している可能性が高い（2）。
近隣の店舗の減少や自身の移動能力の低下があっても、移動や配達の費用を負担できる所得の高い世帯
は郊外店や実店舗以外に買い物場所を変更できるが、費用を負担できない世帯は買い物場所を変更できない。よって、食料品の買い物問題は、高齢者の食料入手の格差の問題として早急に解決する必要がある。
1.2 買い物問題の解決
買い物問題の解決の主眼は高齢者の店舗アクセスを改善することにあるが、従来の二つの解決策には問題がある。一つめは、既存の交通の維持や店舗の誘致などを事業化しにくいことにある。まず、今後の日本の人口減少を考えると、採算性と持続可能性の面で、民間による事業への投資は期待できない（田中, 2009；高橋・竹田・大内, 2012；黒川, 2015）。また、地域によって、住民の協力による買い物の対処（薬師寺，2015；
岩間，2013）や住民が主体となる買い物の支援の仕組みづくり（岩間, 2013；上地・藤井・加藤, 2017）が行われているが、資金・資源・人材を備えた地域しか事業化しても成功していない（上地・藤井・加藤, 2017）。
もう一つは、公共事業の効率性の問題と公的扶助の硬直性である．コンパクトシティ化は交通機関の環境負荷や公共機関やサービスの効率性、土地の有効利用など優れるため（田中, 2009; 2010; 安立・鈴木・谷口, 2012；山田・紀伊・土井・伊丹, 2013）、地域住民全体の生活の質を維持できる。しかし、住居や都市機能の集約に係る費用と時間の効率性や、対象となる地域とそれ以外の地域の公平性を考えると実現は難しい。買い物に困る高齢者に個人に対して費用の給付や補填を公的扶助で行うこともできるが、その画一的なサービスが地域特有の事情や個人の価値観、生活様式にそぐわないことも多い。
そこで、地方や農村で住民が高齢者の買い物の手助けを行ってきた経験や（古川・友清, 2011; 薬師寺,
2015）
、人間関係が市民活動を活性化し、コミュニティの問題を解決する能力が高まる可能性（内閣府, 2003）が示されたことから、地域の問題の解決に住民の協力が期待されている。高齢者の生活支援の一部を介護保険の給付対象外とする制度の見直しでは、高齢者の生活支援に住民の協力を組み込んで構築することが進められているが（厚生労働省, 2015; 2016）、そのような生活支援のひとつとなる高齢者の買い物の支援に住民が持続的に協力するかは不透明である。
1.3 地域の相互扶助と買い物の支援
買い物の問題における高齢者への買い物の支援は、常に支援者・被支援者が固定する。つまり、相互扶助といっても、その支援関係は公平ではない。そのため、従来の地縁や血縁でみられた互酬（3）に基づく返礼の規範が前提の相互扶助の関係の中では、支援を要するだけで見返りを与えることが不確実な高齢者は支
援対象とはならない（4）可能性が高い。それに、その相互扶助の基盤となる関係が地縁や血縁のように所属制限のある関係の場合、そこに集団外から支援を要する者が新たに加わることは難しいだろう。
ただし、一見不平等に見える関係でも、他者を支援することに合理的な理由があれば、与える側にとって（5）
不平等な支援関係でも持続する。この点について、Lin（2001）
は、他者の生活を支える資源交換におい16

日本版総合的社会調査共同研究拠点 研究論文集[20] JGSS Research Series No.17て、ある個人の常に与える行為が社会的紐帯を通して社会的に認知され、社会的地位に影響して個人の効用が高まるなら、見返り獲得の動機が生じ、与える側にとって不平等な資源交換と集団の関係を継続すると述べている。この点から考えれば、高齢者の買い物支援をすることが社会的認知を高めるような社会関係に所属し、その関係が安定的なら社会的認知を高めるために支援し続けることを可能にする。
そこで、本稿は、地縁や血縁関係に代わる集団として、所属制限や厳しい返礼の規範を持たず、それでいて資源供給が可能な自発的に参加可能な集団（6）に注目した。自発的に参加可能な集団であれば、返礼が不確実な高齢者も所属できるからである。すでに、高齢者の食料調達に関連した限られた地域の事例として、
岩間（2017）が、多様なネットワーク（7）を持つ高齢者ほど低栄養になるリスクが低いこと、集団への参加により低栄養リスクを軽減することを示している。農山村で家族がいなくなり支援ができなくなりつつある現状からみても（薬師寺 2015）、自発的に参加可能な集団による相互扶助が成立し、それによる買い物の支援が可能であることを示すことは、高齢者の買い物の不便さの改善の一助となる。したがって、本稿は、
自発的に参加可能な集団に所属することが相互扶助を強め、相互扶助によって食料品の買い物の不便さが弱まることを示すことを目的とする。

2. 方法
2.1 分析の枠組み
本稿は、自発的に参加可能な集団に所属することが相互扶助を強め、相互扶助によって食料品の買い物の不便さが弱まることを示す。この相互扶助は図 1 に示すように、関係への投資によって集団内で何らかの見返りを獲得し、見返りを受け続けるために関係を継続させ、相互扶助を成立させる。そして、相互扶助
が買い物の不便さを弱めるという関係になる。ここから分析モデルを作成する。

相互扶助の成立=

関係への投資見返りの獲得関係の継続

買い物の不便さ

図 1 買い物の不便さと相互扶助の関係
JGSS-2015 の買い物に関する設問の変数に注目すると、この調査の買い物の不便さは、「あなたがお住いの地域で、次の問題はどの程度深刻ですか。
」という居住地域の問題の深刻の中で「買い物の不便さ（店が遠いなど）」を問うており、個人ではなく居住地域の状況を主観的尺度で回答している。個人の買い物の不便さを回答していれば、図 2 の上に示すように買い物の不便さを従属変数、見返りの獲得を独立変数として直接個人の買い物の不便さを軽減するかを検証できる。
しかし、地域の買い物の不便さとして尋ねられれば、回答者は、自分の思う範囲の地域での自分の買い物場面を想起しながら、回答しようとするだろう。そこで、本稿では、図 2 の下に示すように、地域の買い物の不便さがあっても関係を継続するかを検証することで、見返りの獲得が買い物の不便さを弱めるかどうかを検討する。つまり、見返りの獲得が買い物の不便さと関係の継続の間で媒介的な働きがあるかを確認する。

17

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原因
関係の投資

関係の継続

結果

個人の
買い物の不便さ結果

見返りの獲得

媒介
関係の投資

結果

見返りの獲得関係の継続

地域の買い物の不便さ原因

図 2 地域の買い物の不便さを原因とする場合の分析視角
相互扶助の成立と見返りの獲得の媒介的働きを同時に確認するには、複数の従属変数を組み込んだ分析を必要とするため、分析にはモデルによるパス解析を用いる。従属変数となる関係の継続については、図 1より人間関係の継続を示す変数が必要となるが、この調査では地域の人間関係の継続を直接問う質問はない。そこで、買い物の不便さのような生活機能の不満に伴う地域の問題が、居住地の選択や転居の意向の理由（山崎・高見・大森・原田, 2012; 森・谷口, 2014; 清水・中山・土佐野, 2017）となることをふまえ、永住意思を社会関係の継続の意思とみなす。
見返りの獲得は関係に基づくことから地域の支援、関係への投資は個人がその投資量を決めることができる社会関係の量とし、それぞれの代理変数となる設問を用いる。ただし、人口の規模の小さい地域については、個人的ネットワークの強さが、高齢であること、居住年数が長いこと、非都市的地域ほど高い傾向にある（要藤, 2018）点で、達成的な集団に分類される集団でも帰属的な関係である可能性を考慮する必要がある。また、先行研究で示されている買い物の不便さへの移動能力の影響（薬師寺, 2015; 岩間, 2013; 2017）
として自動車移動を含めて検討する。これらを考慮した「買い物の不便さ」「永住意思」「社会関係の量」「地域の支援」「自動車移動」5 因子の分析モデルを作成し、個票データから変数を用いて分析する。
2.2 データ
本研究の分析対象は JGSS-2015（日本版 General Social Surveys）の個票データである。この調査は 2015 年
2 月～5 月に全国の満 20 歳以上 89 歳以下（大正 14 年 1 月 1 日～平成 6 年 12 月 31 日生まれ）の男女個人を対象として、層化 2 段無作為抽出法による面接と留置による自記式を併用して行われた。計画サンプル
は 4500 で有効回答数は 2079、回収率は 52.6％である。すべての回答において「わからない」と「無回答」
は欠損値処理とする。統計処理は SPSS ver.25、パス解析は AMOS ver.25 を使用する。
2.3 変数と分析モデル「買い物の不便さ」「永住意思」「社会関係の量」「地域の支援」「自動車移動」の 5 因子となる代理変数と変数操作を以下に示す。
「買い物の不便さ」は、留置 Q72「E 買い物の不便さ（店が遠いなど）」（n=2,058，
欠損値 21（ケース））を反転し、変数「買い物の不便さ深刻度」とする。
「永住意思」は、居住意向の設問である留置 Q22（N=2,078，欠損値 1）を「1：ずっと住みたい」を１、それ以外を 0 にリコードし、変数「永住希望ダミー」とする（8）。
「地域の支援」の代理変数は直接の回答がないため合成変数を作成する。留置 Q47 より「A 近所の人は、お互い気にかけている」（N=2,066，欠損値 13）と「B 近所の人は、私が困っていたら手助けしてくれる」（N=2,067，欠損値 12）、留置 Q71「あなたの地域で自然災害が起こった場合、あなたの地域の人々は、お互いに協力して当面の危機を乗り切ることができると思いますか」（N=2,061，欠損値 18）の 3 つを候補として内部整合性を確認した。Cronbachα＝.725 だったが、留置 Q47A と留置 Q47B（r＝.767）に比べて留置
Q71 は留置 Q47A（r＝.321）、留置 Q47B（r＝.351）と相関が低く除外した（Q71 削除後 Cronbachα＝.868）。

18

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留置 Q47A と Q47B を反転後、変数を「近所が互いに気にかけている」、「近所が助けてくれる」とし、この2 変数より求めた因子得点（主因子法、回転なし）を合成変数「地域の支援得点」（度数 2036，欠損値 16）とし、基本統計量を表 1 に示す。平均値 0.00、中央値 0.17、最頻値-0.34 より分布の中心を 0 付近に持ち、標準偏差 0.93 よりデータの散らばりは比較的まとまっていることがわかる。
表 1 変数「地域の支援得点」の基本統計量
変数名

度数

地域の支援得点

欠損値

平均値

中央値

最頻値

最大値

16

0.00

0.17

-0.34

1.71

2063

最小値 標準誤差
-2.40

分散

0.02

0.87

標準偏差
0.93

先行研究において、参加する地域活動の種別が多いほど近所づきあいをする相手を持ち（青柳, 2017）、
NPO 法人の多さが転入を促すことから（田中・中野・道上, 2018）、組織への所属が個人の身近につきあいを増やし、地域に人的資源が蓄積されると考えた。よって、社会関係の量の代理変数には、組織加入の有無の設問である留置 Q65 の 8 項目、A 政治関係の団体や会、B 業界団体・同業者団体、C ボランティアのグ
ループ、D 市民運動・消費者運動のグループ、E 宗教の団体や会、F スポーツ関係のグループやクラブ、G
趣味の会（コーラス・写真・山歩きなど）、H 消費生活協同組合（生協）を用いる。
8 項目の組織加入率は、 D 市民運動・消費者運動のグループ、 H 消費生活協同組合（生協）19.6％、F
スポーツ関係のグループやクラブ 17.5％、G 趣味の会（コーラス・写真・山歩きなど）15.4％、C ボランテ
ィアのグループ 8.6％、E 宗教の団体や会 6.9％、B 業界団体・同業者団体 6.6％、A 政治関係の団体や会
2.8％、市民運動・消費者運動のグループ 1.7％で、すべての項目で 20％未満だった。
これらの 8 項目の組織の加入の傾向をカテゴリカル主成分分析で確認し、ベクトル座標で示したのが図3 である（Y/N=加入/非加入）。次元 1 は加入目的における社会関心の程度、次元 2 は組織内の価値観の共有程度とした。市民運動は社会関心を動機として加入する一方、生協やスポーツ、趣味の会は個人の内的充足のための加入といえる。また、政治団体は価値観の共有が画一的な組織、スポーツ関係や趣味の会は価値観の共有が多様な組織とした。
3

Y, 政治団体

2.5

2

Y, 宗教

Y, 市民運動1.5

Y, 業界団体

N, ボランティア
N, スポーツ
1

次
元
２

N, 趣味の会
0.5

N, 生協
0
-5

-4.5

-4

-3.5

-3

-2.5

-2

-1.5

-1

Y, 生協
Y, ボランティアY, スポーツ
Y, 趣味の会

次元1

図 3 組織の所属のカテゴリカル主成分分析

19

-0.5

0

0.5

N, 市民運動-0.5

N, 政治団体-1 N, 宗教

N, 業界団体-1.5

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加入する組織の傾向が近いと同質的・同族的な性質が強まるが、図 3 でみると最も類似性のある宗教と業界団体だがどちらも加入数そのものが多くない。そこで、単純集計できると判断し（13）、合成変数「組織加入数」（N=2,043，欠損値 36）を作成、社会関係の量の代理変数とした。その分布は図 4 に示すように、加入なしが最も多く、次いで加入組織数 1 箇所が多かった。組織加入数が増えるにつれ度数は減少し、最多加入組織数は 7 箇所（度数 2）だった。

1200

1083

1000
800
度
数

574

600
400

227

200

103

35

13

6

2

3
4
5
組織加入数（箇所）

6

7

0
0

1

2

図 4 組織加入数の度数分布（n=2,043）
自動車の移動に関する代理変数には、普段の外出時の移動手段の設問である留置 Q7 のうち、
「5.自動車（自分で運転）」「6.自動車（家族が運転）」（N=2,079，無回答 10）を用いる。この 2 つの集計から外出時の自動車による移動の割合を表 2 に示す。自分あるいは家族が運転する割合が 64％（度数 1316）、自分も家族も運転する割合が 9％（度数 195）だった。一方で、自分も家族も運転しない割合は 27％（度数 558）だった。そこで、自分も家族も運転しないを 1、自分あるいは家族が運転、自分も家族も運転を 0 とし、変数「自動車移動なしダミー」とした（14）。
表 2 外出時の自動車による移動の割合
度数％

自分も家族も運転しない

558

自分あるいは家族が運転

1316

自分も家族も運転

195

無回答

10

合計

2079

27
64
9
100

本稿は、買い物の不便さの影響を間接的に確認する方法を取るため、「地域の支援」、「買い物の不便さ」、「永住意思」の 3 つの因子の媒介関係を示す部分をできるだけ簡単化したい。そこで、モデルによる同時分析の前に 3 つの因子間での第 3 の変数の影響を確認しておく。
先行研究において、社会関係が構築されている高齢者ほど定住意思をもつ（田原・荒井・川口, 1996）ことや、地域の人口規模や密度に関係なく居住期間の長さが地域への思いに影響する（Kasarda, 1979）ことから、第 3 の変数の候補を高齢、都市規模、居住期間の長さとし、統制変数として、高齢者ダミー（15）、大都市ダミー（16）、居住年数（17）を用いる。この 3 つの統制変数よる偏相関分析の結果は表 3 の通りである。3 つの統制変数のいずれの影響を除いても有意だった（18）。よって、モデルに追加のパスは加えない。

20

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表 3 地域の支援・買い物の不便さ深刻度・永住希望の偏相関
地域の支援得点

地域の支援得点

永住希望・買い・永住希望

・買い物不便

物不便

制御変数

p

ｒ

ｒ

p

ｒ

p

高齢者ダミー.26 ***.05 *-.14 ***

大都市ダミー.30 ***.02 *-.12 ***

居住年数.26 ***.05 **-.13 ****p <.05, **p <.01, ***p <.001

以上の変数操作から、永住希望ダミー、地域の支援得点、買い物の不便さ深刻度、自動車移動なしダミー、組織加入数の 5 つの因子に基づく分析モデルを図 5 に示す。

社会関係の量

地域の支援

永住意思

（組織加入数）（地域の支援得点）（永住希望ダミー）

自動車移動

買い物の不便さ（自動車移動なしダミー）（買い物の不便さ深刻度）

図 5 分析モデル「買い物の不便さと相互扶助」

3. 結果
図 5 の分析モデルを用いて、最尤推定法によるパス解析を IBM の AMOSver.25 で実行した。その結果を
図 6 に示す。データサイズが 2000 ケース以上あるため適合度検定は 5％水準で棄却されるが、適合度指標
はCFI＝.907、
RMSEA＝.048 であり、許容可能なモデルといえる。
モデルの精度は、永住希望ダミー（R2=.08）、
地域の支援得点（R2=.03）、買い物の不便さ深刻度（R2<.01）と低かった。モデルのパス係数はすべて 1％水
準で有意、組織加入数→地域の支援得点（β=0.17，p<.001）、地域の支援得点→永住希望ダミー（β=0.27，

p<.001）、買い物の不便さ→地域の支援得点（β=0.06，p<.01）、買い物の不便さ→永住希望ダミー（β=-0.08，
p<.001）、自動車移動なしダミー→買い物の不便さ（β=0.08，p<.01）だった。
本稿の中核となる図 1 の示す相互扶助の部分についてみると、組織加入数が増えるほど地域の支援得点が高まり、地域の支援によって永住希望ダミーが高まるという結果から、相互扶助の成立が確認できた。次に、先行研究同様（山崎ほか, 2012；森・谷口, 2014；清水ほか, 2017）、買い物の不便さが高まるほど永住希望が低くなっている。ただし、予想に反して買い物の不便さの深刻度が地域の支援得点を高めていた。
e2

e1
.03

組織加入数

.08

地域の支援

.17

.27

永住希望

ダミー

得点
.06

-.08

e3
.01

自動車移動な.08

買い物の不便さしダミー

深刻度

CFI=0.907
RMSEA=0.048
χ2(df＝5)＝(28.67，p=.000)
N=2079e1～e3は誤差を表す

図 6 パス解析による変数間の関連

21

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変数間の標準間接効果を表 4 に示す。標準間接効果はいずれも、Sobel-test における Z 得点が 1.96 を超えており 5％水準で有意だった。組織加入数から永住希望への地域の支援得点の標準間接効果は 0.045 で、地域の支援得点を媒介として組織加入数が永住希望を高め、図 1 に示した集団の相互扶助の一連の関係が成立した。買い物の不便さ深刻度から永住希望への地域の支援得点の標準間接効果は 0.015 で、買い物の不便さ深刻度が永住希望を低める一方で、地域の支援得点を媒介すると永住希望が高まることが示されたが、この媒介効果を示す部分のパスは値が小さく、十分な説明力があるとはいえない。予想では、買い物の不便さが地域の支援と永住意思を直接低下させても、地域の支援が永住意思を高めるのでそれに補われると考えていたが、買い物が不便なほど地域の支援が高まる結果となった。
また、自動車移動がないほど買い物の不便さ深刻度が高まり（β=0.08, p<.01）、買い物の不便さ深刻度が高いと永住希望は選択されない（β=0.06, p<.01）ことがわかったが、自動車の移動なしダミーから買い物の不便さを通した地域の支援得点の標準間接効果は 0.004 とわずかだった。先行研究では見られなかった自動車利用の影響が（宍戸, 2015）移動に影響しているのかを検討するため、地域の問題のうち買い物の不便さとその他の問題の傾向の類似性を確認し、そのうちの移動に関する問題でもこのモデルが成立するか
追加分析を行った。
地域の問題である留置 Q72 の A～L を用いてカテゴリカル主成分分析を行ったところ、「I 公共交通機関の不便さ」が買い物の不便さに最も似た傾向であった（19）。留置 Q72-I の回答選択肢を反転して変数「公共交通機関の不便さ深刻度」とし、変数「買い物の不便さの深刻度」に代えたモデルでパス解析を行った。結果、公共交通機関の不便さ深刻度と地域の支援得点のパスは有意でなく（β=.004, p=.858）、
この二つに関連はなかった。このことから、地域の支援が買い物の不便さを弱める効果として移動の改善があるとはいえないことがわかった。
全体の結果として、組織の加入数が相互扶助を高め、相互扶助関係によって買い物の不便さを弱めること、自動車移動がないことによる買い物の不便さが相互扶助によって弱められることが示されたが、モデルの精度は低く、地域の支援が資源として買い物の不便さを改善するかまで言及することは難しい。
表 4 モデルの間接効果
標準間接効果 ｚ得点
買い物の不便→地域の支援得点→永住希望ダミー

0.015

2.56

組織加入→地域の支援得点→永住希望ダミー

0.045

6.55

自動車移動なしダミー→買い物の不便さ→地域の支援得点

0.004

2.02

自動車移動なしダミー→買い物の不便さ→永住希望-0.0042.36

4. 考察
本稿では、自発的に参加可能な組織への所属が多いほど地域の支援を高めて永住を促し、地域の支援得点を介して買い物の不便さが弱まることを示した。ただし、モデルの精度からみた時、社会関係が多くなる
ほど地域の支援を獲得でき、それによって関係を継続するという相互扶助の成立の部分に比べて、地域の支援を介すると買い物の不便さが関係の継続を高めるという部分の決定係数が低く、十分な説明力があるとはいえない。また、買い物の不便さからのパス係数は十分大きいとはいえず、変数間の関連を説明するには十分とはいえない。それでも、大都市、高齢者、居住年数に関係なく、地域の支援が媒介的に働くことで買い物の不便さがあっても住み続けることを選択するということを明らかにした点では、高齢者の買い物の不便さに関する蓄積された知見（薬師寺，2015；岩間，2013）に加えて、高齢化や人口減少にあっても住民が相互扶助によって買い物問題を解決しうることを示すことができたといえる。
このモデルの相互扶助の成立の部分は、自発的参加を伴う組織への投資とその投資によって地域からの見返りを得て結果的に永住を選択することを示す。それがわずかではあるが買い物の不便さを弱めたこと
は、町村（1986）の達成的集団の持つ資源分配能力と、Lin（2001）のいう社会関係の中の関係的資源である社会関係資本の存在の可能性を示しているといえる。達成的互酬が買い物の不便さという生活機能に係22

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る地域の悪条件を緩和する理由は、個人の加入する組織数が増えると、多様な組織の構成員と接触する機会が増え、地域の外に拡張した社会関係を持つ可能性が高まることにあると考えられる。この点は、同質性の高い者同士が類似した資源を持つ状態よりも弱い社会的つながりの方が異質な資源を獲得しやすく（Lin2001）
、資源獲得に有利になることに一致する。
個人的ネットワークの高い人ほど社会的ネットワーク・サポートが高く、ネットワークを持つから活動に参加する（要藤, 2018）ことや、NPO 法人がもたらす経済効果（田中ほか, 2018）から考えると、自発的に参加可能な集団には資源を授与可能な人が所属する可能性が高いことから鑑みれば、本稿の結果は買い物の問題において高齢者地域の社会関係を増やすように参加を促すことに意味があることを示したといえる。そして、これは買い物の不便な地域に居住する低所得世帯の食料品調達の支援にも活用できるだろう（20）。

ただし、人口規模の小さい都市の市民参加が高いこと（要藤, 2018）から見れば、自発的に参加可能な集団の参加資格が自由であっても、狭い地域の参加者ほど地縁や血縁を持つことや、あるいは同業者や同じ思想に基づく参加動機であれば、結果的に集団内の同質性や同族性が高い可能性がある。このことは、住民主体の相互扶助が公的な強制力を伴わない福祉資源の再配分という役割を担う上で、排除性の問題が懸念される。また、同質性の高い者同士は類似した資源を持つ（Lin, 2001）ことや、狭い地域で各集団の構成員が重複する可能性を考えると、関係から獲得できる資源の内容にも注意が必要である。集団の拡張と多様な背景を持つ構成員が加入できる組織の形成、それに自由に所属できる環境が望ましいといえる。
モデルの因子については次の点で解釈に注意が必要である。まず、自動車移動について、買い物の不便さへの直接効果、地域の支援の間接効果を示したが、公共交通機関の不便さに替えると地域の支援との関連は成立しなかった。これは自動車移動の買い物に与える影響が移動手段以外にある、あるいは買い物に対する地域の支援が移動手段ではないことが考えられる。また、社会関係の量に用いた組織それぞれが個人のネットワークとして何を資源として買い物に影響をもたらすかまでは、この分析結果からは説明できな
い。
本稿では、買い物が不便であるほど地域の支援が高かった（β=0.06, p <.01）。これが買い物の不便によって実際に近所の支援が高まっているのか、不便さのある環境が受けた支援に過剰に反応させるのか、あるいは支援への期待が高まりそれが含まれているかは明確に識別できない。そのため、地域の支援を介した
時の間接的な影響として実際の支援があると解釈することは適当ではない。これは、回答者の主観的なデータを研究対象とする研究方法の限界といえる。それに加えて、本稿は、既存データを研究対象とするため
買い物の不便さが軽減されるかを間接効果として検証する方法を取ったが、本来は目的変数として直接効果を検証することが望ましい。この二点が本研究の限界である。

5. まとめ
分析結果から、自発的に参加可能な組織への所属が多いほど地域の支援を高めて永住を促し、地域の支援得点を介して買い物の不便さが弱まることがわかった。これにより、自発的に参加可能な集団に所属することが相互扶助を強め、相互扶助によって食料品の買い物の不便さが弱まることを示した。言い換えると、組織に所属することで社会関係の量が増えて相互扶助が高まれば、買い物の不便さのような生活の不便さがあってもそこに住み続けることを可能するともいえる。ただし、相互扶助が買い物の不便さを弱めるという部分の説明力は低く、また、集団内で得られる具体的な資源や、その資源の何が買い物の不便さを改善しうるかは示せていない。よって、相互扶助関係の成立で得られる資源と買い物の不便さにはさらに検討が必要である。
［Acknowledgement］
日本版 General Social Surveys（JGSS）は、大阪商業大学 JGSS 研究センター（文部科学大臣認定日本版
総合的社会調査共同研究拠点）が、大阪商業大学の支援を得て実施している研究プロジェクトである。JGSS2015 は、JSPS 科研費 JP26245060、JP15H03485、JP24243057、大阪商業大学アミューズメント産業研究所、

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日本版総合的社会調査共同研究拠点 研究論文集[20] JGSS Research Series No.17

日本経済研究センター研究奨励金 2014 年度（岩井紀子）、労働問題に関する調査研究助成金 2015 年度（岩井八郎ほか）の支援を受けた。
［注］（1）「平成 28 年高齢者の経済・生活環境に関する調査」（内閣府 2016）では、大都市を東京 23 区と政令指定都市、中都市を人口 20 万人以上の市、小都市は人口 20 万人未満の市、町村を郡部（町村）としている。

（2）

都市部郊外の住宅地は開発主体の計画と価格設定でフィルタリングされて均質な同世代の住民が集積することから（町村・西澤 2000）高度成長期の住宅地は高齢化が進んでいる。

（3）

一般な互酬性とは、個人ないし集団間で、互いに物品や役務などを交換することで、贈与慣行の義
務的性格を着目にして作られた分析概念である（松村 2019）。ここでいう互酬とは、特定の主体間における規範化または制度化された資源の相互移転であり（町村, 1986: p.107）、援助する側は自発的行為であっても返済の期待を持ち、返礼を受ければ贈与交換となるため無償の贈与ではない（伊藤 1995）。互酬関係は対称性とはいえ一対一の二元性に限定されず、互酬の集団に所属すれば直接の相互扶助である必要はない（Polanyi, 1977; 玉野井・栗本訳, 1988: p.93）。

（4）

地方や農村でこれまで行われてきた住民同士の相互扶助は、地縁や血縁による強制的な社会関係の継続によって成立する村落社会の集団内の水利や共通林なのどの共通資源への依存と労働力の融通である（町村ほか 2000）。厳しい互酬性の原理に基づいて、家同士の等量の労働の相互交換として行われてきた（佐久間 1999；2003）。かつて都市部で見られた地域の相互扶助も、その原型は農村から移動した人々による地縁や血縁関係に基づいていたため農村の相互扶助と変わらない（町村ほか，2000）。集団内で授受した援助を後日必ず家の誰かが集団内で返礼してきたことからみれば、資源を贈与する福祉的な支援ではなかった。

（5）

Lin（2001）は、交換には経済的交換と社会的交換があり、一時的な取引が必ずしも対称的で均衡する必要ない社会的交換には、関係的合理性が存在し、不均衡な資源交換の動機はネットワークや集団の中の認知から得られる名声の獲得であるとしている。見返りとしての名声は社会的関係に基づく利益であるため、行為者にとって関係の継続は合理的であるとも述べている。

（6）

町村（1986）は、元来の互酬は緊密かつ半永続的な社会集団を前提とし、その帰属的かつ個別主義
的、空間的に限定された帰属的集団による互酬を帰属的互酬とした。一方で、協同組合、友人関係、
ボランタリーな集団のような自発的に形成、参加することの可能な集団に資源供給能力があるとし、その互酬を達成的互酬とした。

（7）

岩間（2017）は 65 歳以上の高齢者の食生活悪化の規定要因を検討、社会的ネットワークの指標に悩みを話せる相手の種類や集団への参加を用いた。

（8）

留置 Q22 の回答分布に住みたい方に偏りがあったため（歪度 -0.965）、ダミー変数とした。

（9）

年齢から 60 歳以上を 1、60 歳未満を 0 にリコードし、高齢者ダミーとした。

（10） 市郡規模から 1：「大都市」を 1、それ以外を 0 にリコードし、大都市ダミーとした。
（11） 居住年数は 2：「1 年未満」、3：「1 年～3 年未満」
、4：
「3 年～5 年未満」
、5：
「5 年～10 年未満」
、6：
「10 年～20 年未満」
、7：
「20 年～30 年未満」を順に１から 7、1：
「生まれてからずっと」を 8 にリコードとした。7：「30 年以上」の 20 歳代の度数は 0 となる。
（12） 面接問 49-1 世帯年収が欠損値が 538 ケースであるため、本稿では扱わなかったが、自分を含めた世帯人数で世帯年収中央値を割って世帯一人当たり年収とし、偏相関分析を行った結果、留置 Q22の反転永住希望、買い物の不便さ深刻度、地域の支援得点それぞれ、世帯一人当たり年収の影響を除しても 5％水準で有意だった。
（13） 留置 Q65 の A から H を完答したデータを集計している（N=2,043，欠損値 36）。
（14） 宍戸（2015）の「買い物の不便さ」の深刻度の規定要因に、外出時の移動手段 Q7「5.自動車（自分で運転）」「6.自動車（家族が運転）」をダミー変数として分析しているが有意でなかった。

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日本版総合的社会調査共同研究拠点 研究論文集[20] JGSS Research Series No.17（15） 年齢を 60 歳以上を 1、60 歳未満を 0 にリコードし、高齢者ダミーとした。
（16） 市郡規模から 1：「大都市」を 1、それ以外を 0 にリコードし、大都市ダミーとした。
（17） 居住年数は 2：「1 年未満」、3：「1 年～3 年未満」
、4：
「3 年～5 年未満」
、5：
「5 年～10 年未満」
、6：
「10 年～20 年未満」
、7：
「20 年～30 年未満」を順に１から 7、1：
「生まれてからずっと」を 8 にリコードとした。7：「30 年以上」の 20 歳代の度数は 0 となる。
（18） 年収の影響についても検討しているが、欠損値 538（回答したくない 175，わからない 343）が全体の 26％となるため本稿では扱わなかった。面接問 49-1 世帯年収中央値を問 42 の自分を含めた世帯人数で割った世帯一人当たり年収を統制変数として、偏相関分析を行った結果、世帯一人当たり年収の影響を除しても 5％水準で有意だった。
（19） 買い物の不便さと公共交通機関の不便さの相関係数は r=.607、買い物の不便さの成分負荷（0.646,-0.264）公共交通機関の不便さの（0.692，-0.307）と非常に類似していた。
（20） 国立社会保障・人口問題兼研究所（2017，p.13，図表Ⅲ-2）の世帯タイプ別食料の困窮経験を 2012
年と 2017 年で比較すると、高齢者を含む家庭とひとり親家庭の食料困窮経験が増加している。ひ
とり親世帯は相対的貧困率も高い（厚生労働省, 2019）。
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