ISSN2432-2148

社会情報学
第11巻２号2022【原著論文】
個人間送金アプリの利用意向と個人特性の関係


尾室拓史

世界178カ国・地域の携帯電話普及に関する構造変化点分析―グローバルな普及加速期の特定―


山 崎 大 輔，篠 﨑 彰 彦

内部統制システムの構築に際する企業の積極性と財務報告志向が決算発表の適時性に与える影響―両者の交互作用効果に着目して―

記虎優子

コミュニティ放送における災害の語り: 会話分析によるゲストとパーソナリティの
相互行為



金山智子

【書評】
井川充雄，木村忠正編著『入門メディア社会学』



木本玲一

一般社団法人 社会情報学会

社会情報学第11巻２号 2022目次

【原著論文】
個人間送金アプリの利用意向と個人特性の関係
尾 室 拓 史…… １

世界178カ国・地域の携帯電話普及に関する構造変化点分析―グローバルな普及加速期の特定―


山 崎 大 輔，篠 﨑 彰 彦…… 15

内部統制システムの構築に際する企業の積極性と財務報告志向が決算発表の適時性に与える影響―両者の交互作用効果に着目して―記 虎 優 子…… 29

コ ミ ュ ニ テ ィ 放 送 に お け る 災 害 の 語 り: 会 話 分 析 に よ る ゲ ス ト と パ ー ソ ナ リ テ ィ の相互行為

金 山 智 子…… 47【書評】井川充雄，木村忠正編著『入門メディア社会学』


木 本 玲 一…… 63

社会情報学第11巻２号

2022

原著論文
個人間送金アプリの利用意向と個人特性の関係
Relationship between Intention to Use Peer-to-Peer Payment App andPersonal Characteristics
キーワード：
個人間送金

スマートフォンアプリ

送金

keyword：Peer to Peer Payment, Mobile App, Payment

尾

室

拓

史

Takushi OMURO要約
スマートフォンの普及を背景に，スウェーデンやデンマーク，アメリカといった国々において，個人間送金のための共通スマートフォンアプリ（個人間送金アプリ）が多くの人によって利用されるようになった。個人間送金アプリは，割り勘やチケット代の支払いのように，これまで現金で物理的に行っていた金銭の授受を情報化するサービスであり，情報化された金銭の授受は，今後様々な用途に利用されていくことが考えられる。
しかしながら，スウェーデンやデンマークにおいて国民の80％以上が個人間送金アプリを利用していることを踏まえると，日本において個人間送金アプリが大きく普及しているとは言い難く，同様の状
況は，イギリスやフランスといった国においても見られる。日本においては，50代以下を中心にすでにほとんどの人がスマートフォンを保有しており，複数の企業が個人間送金アプリを提供していることを踏まえると，たとえスマートフォンを保有していても個人間送金アプリに対する利用意向を示さない
人が一定数いることが考えられる。
これらの状況を踏まえ，本稿は，個人間送金アプリの利用意向と個人特性との関係について検討したものである。検討の結果，簡単さを求める人や盗難被害に対する不安がある人，スマートフォンのセキュ
リティを気にする人ほど利用意向を示す傾向があることが分かった。また，女性のみせっかちな人ほど利用意向を示さない等，男女で異なる傾向が見られることも分かった。
原稿受付：2022年１月３日
掲載決定：2022年８月６日

1

個人間送金アプリの利用意向と個人特性の関係


尾室拓史

Abstract
Smartphone-based apps for peer-to-peer payment（P2P payment apps）are today used by many
people in countries such as Sweden, Denmark, and the United States. A P2P payment app is aservice that digitalizes peer-to-peer payments such as splitting of bills and payment of ticket fees,
which were made physically in cash in the past. The digitalized payments will be used for various
purposes in the future.
Although more than 80% of people in Sweden and Denmark use P2P payment apps, it is hard to
say that P2P payment apps are widely used in Japan. We can see a similar scenario in countries
such as the United Kingdom and France. Given the fact that most people in Japan, especiallythose in their 50s or younger, already have smartphones, and there are few companies thatprovide P2P payment apps, it can be said that some people prefer not to use P2P payment apps
even if they have smartphones.
Based on these circumstances, this paper examines the relationship between the intention to
use P2P payment apps and personal characteristics. According to the results, it was found thatthose who seek simplicity, those who are worried about theft and those who care about the
security of smartphones intend to use P2P payment apps. Furthermore, certain characteristics
were found to differ among male and female users; for example, women who seek speed tend tohave a negative intention to use P2P payment apps.

2

社会情報学１

第11巻２号

2022

間送金アプリの構築が様々な会社によって目指さ

はじめにれ て お り， 比 較 的 認 知 度 が 高 いPayPayやLINE

スマートフォンの普及を背景に，スウェーデン

Payの ほ か，Money Tap，pring，J-Coin Pay，やデンマーク，アメリカといった国々において，Kyashといったサービスが，Fintechや銀行連合

個人間送金のための共通スマートフォンアプリ

によって展開されている。

（個人間送金アプリ）が多くの人によって利用さ実際に，個人間送金アプリ全体の利用経験者は（1）

れるようになった 。個人間送金アプリは従来の2018年 に お い て20代5.8 ％，30代1.9%，40代

銀行振込と異なり，相手のアプリのアカウントや

1.0％，50代1.0％であることがアンケート調査

電話番号，QRコードのみで送金が可能であるこで 示 さ れ て い る（3）ほ か，2021年 ３ 月 に お け ると，メッセージとともに相手に送金が可能である

PayPayやLINE Payの個人間送金機能の利用経験（2）

こと，多くの場合無料で送金が可能であること

者の割合は以下図１のとおり（4）であり，若い世代を特徴とし，金銭の授受において１つの大きな社を中心に一定の利用者が見られる。

会的存在となっている。また，個人間送金アプリ

しかしながら，スウェーデンやデンマークとは，割り勘やチケット代の支払い・受取りのよういった国々で国民の80％以上が統一的なサービに，これまで現金で物理的に行っていた金銭の授スを利用している（5）状況と比較すると，日本で同受を情報化するサービスである。情報化された金様の普及状態が見られるとは言い難く，日本にお銭の授受は，今後様々な用途に利用されていくこ

ける個人間送金アプリは，それらの国とは異なるとが考えられ，例えばアメリカのVenmoは，誰ニーズに応えているものと考えられる。なお，こが誰に支払ったのかという情報がSNS上で表示さの状況は日本のみならず，ATMが普及し，現金れる機能をもち，これが若者にヒットしたと指摘へのアクセスが良い国（イギリスやフランス等）

されている（藤本，2017等）。

において同様に見られるという報告もある（尾室,

諸外国における個人間送金アプリの普及等を背2020）。

景に，日本においても国民の多くが利用する個人

図１

それではいったい，日本において個人間送金ア

PayPayおよびLINE Pay個人間送金機能利用経験者の割合

3個人間送金アプリの利用意向と個人特性の関係
尾室拓史

プリの利用意向がある人とない人にはどのようなていることが指 摘されている。また，Kleivene

違いがあるのであろうか。金銭の授受を情報化す（2018）やLiébana-Cabanillas et al.（2021）にるに当たって，現在何が障害となっているのであ

おいても，サービスに対する利便性やリスクの認

ろうか。金銭の授受に関する情報のあり方につい識等がモバイル個人間送金サービスの利用に影響て議論を深め，多くの人にとって望ましい個人間していることが指摘されている。国際比較を行っ

送金アプリが今後提供されていくためには，これた 研 究とし て は ア メリカ の 個 人 間 送 金 ア プ リ

らについて検討していくことが期待される。生活

Venmoと中国のモバイルペイメントアプリ（店頭者が利用したいと思える個人間送金アプリの構築

決済機能も付与されたアプリ）
WeChat Payの利用により，多くの人にとって個人間送金アプリが利要因について比較検討したTang et al.（2019）が用される環境が生まれれば，利用者が割り勘等の挙げられ，アプリの継続的な利用に関し，WeChat

ために現金をおろす手間や崩す手間，金銭の貸し

Payは利便性が大きく影響しているのに対して，借りを記録する手間，お金を返さない人に対してVenmoは友人の利用の影響が大きいことが指摘さ

催促する手間等，様々な労力が解消されることがれている。このほか関連する研究として，モバイ考えられる。また，国内における個人間送金アプ

ルに限らない電子的な個人間送金の利用と個人属

リの一層の普及を望む声は決済領域の有識者から

性との関係を扱ったGreene et al.
（2021）は，年（6）

も度々聞かれ ，新型コロナウイルス感染予防の齢が低いほど，また学歴が高いほど，個人間送金観点からも現金以外の金銭の授受手段の重要性はにおいて電子的な方法をとることが示されている。

高まっていることを踏まえると，このような問い

なお，個人間送金ではなく，店頭決済におけるに対する検討は，今後のキャッシュレスに関する

現金やキャッシュレスの利用については，複数の政策的な議論を進めるうえで重要であると言える。

国において多くの先行研究が見られる。例えば，

以上を踏まえ，本稿では，個人間送金アプリの窃盗発生率の高い地域において現金が利用されな

利用意向の有無と個人特性について検討を深める

い傾向があること（Wang and Wolman, 2016），

ことで，生活者にとって利便性の高い社会環境の年収や学歴が高い方がキャッシュレスを利用する実現の一助としたいと考える。また，この検討を傾 向 に あ る こ と（Cohen and Rysman, 2013;

通じ，社会情報や生活経済の分野において，個人

Brancatelli, 2019等），容易さやスピード，個人情

間送金アプリといった生活者の新たな金融や情報報保護，セキュリティ，預金口座残高の管理の重との関わりについての知見を加えていくこととし視度合いが決済手段（現金やクレジットカード，

たい。

デビットカード等）の選択に影響を与えること（Schuh and Stavins, 2010; Arango et al., 2011;２

Schuh and Stavins, 2011; Bagnall et al., 2014）

先行研究のレビュー等が指摘されてきた。ただし，各国において必ずスマートフォンを含むモバイルでの個人間送金

しも統一的な知見が得られているわけではなく，を対象とした研究は徐々に見られ始めており，例

例えば決済手段の選択に関する各国の研究結果をえばLara-Rubio et al.（2020）では，モバイル個比較したBagnall et al.（2014）では，生活者の決

人間送金サービスを取り扱った研究が少ないこと

済手段選択におけるセキュリティに対する重視度に言及しつつ，スペインにおけるモバイル個人間と，現金の利用との関係が正の国と負の国の双方送金サービスの利用には，当該サービスに対するがあることが指摘されている。

容易さやリスクの認識，個人の革新性等が影響し日本においては，スマートフォン決済の普及を4

社会情報学第11巻２号

2022

背景にスマートフォン決済の利用に関する研究が意向には関係が見られないのではないか。

最近見られ始め，例えば太宰（2020）においては，②個人間送金アプリは財布を持ち歩かなくとも金30代や会社員，新しいものが好きな人やイノベー銭の授受ができるため，現金や財布の盗難被害

ションを重視する人ほど「～Pay」といったサーを気にする人ほど利用意向があるのではない

ビスを利用する傾向があることが，鶴沢（2020）

か。また，男性よりも女性の方がひったくりにでは，決済サービス提供会社に対する信頼度が高あいやすいこと（7）や防犯行動を取りやすいこと

い人ほど当該会社のサービスを利用する傾向にあ（齊藤，2016），男性よりも女性の中に今後犯ることが指摘されている。また，翁（2019）では，罪が増加すると思う人が多いこと（8）を踏まえる

年齢が低い人や正規雇用者，
学生ほど「フィンテッと，男性よりも女性の方が，盗難被害への懸念

ク決済」をよく利用しているが，性別や子どものが，実際の行動として現れやすいことが考えら

有無，所得については，有意な関係が見られないれる。このため，盗難被害を気にする気持ちと，ことが示されている。

個人間送金アプリの利用意向の関係は男性よりも女性の方が強いのではないか。

３③個人間送金アプリは，個人情報の漏洩や不正被検討課題の設定

害が生じうる一方，現金はこれらの心配がない

以上の先行研究を踏まえると，個人間送金アプことから，プライバシーや個人情報の保護を気リの利用については，キャッシュレスや現金の利にする人や，スマートフォンのセキュリティを用に関する先行研究を参考にしつつ，より生活者

気にする人ほど，利用意向がないのではないか。

の視点から，利用意向を示す人と示さない人の特

また，店頭決済と異なり，自分のアプリの情報性の違いについて検討を深められると考えられを特定の個人に渡す必要があることから，ストー

る。一方，モバイルでの個人間送金に関する国外

カーの被害が男性よりも多い女性の方が（9），プの先行研究においては，サービスそのものに対す

ライバシーや個人情報の保護を気にする気持ちる容易さやリスクの認識とサービスの利用との関と個人間送金アプリの利用意向の関係が強いの係について検討が行われているが，そもそもどうではないか。

いった個人特性をもつ生活者が，個人間送金アプ
リを利用する傾向にあるのかということについて

本稿は，上記の問いの想定がどの程度当てはままで検討が及んでいない。特に，容易さ，スピー

るのか，当てはまらない場合，かわりにどのよう

ド，個人情報保護，セキュリティ，盗難被害不安な傾向が見られるのかという検討を通じて，個人といった，先行研究においてキャッシュレスの利間送金アプリの利用意向と生活者の特性との関係

用に影響があるとされてきた要因について，個人について分析を行う。

間送金アプリの利用との関連から，例えば以下のような問いが検討しうる。
①個人間送金アプリは，現金によるお金のやりと

４

分析方法

4.1

分析手法

りに比べて，自分や相手もアプリを起動する必

本稿では，「友人との外食時の割り勘において，要がある等，必ずしも素早くお金のやりとりがほとんどの人が，共通の個人間送金アプリ（無料）

できるとは限らない。
このため，
簡単さやスピーを利用する日本になってほしいか否か」を被説明ドを求める気持ちと，個人間送金アプリの利用

変数（なってほしい場合に１を取る変数。詳細は

5

個人間送金アプリの利用意向と個人特性の関係


尾室拓史

表１の「個人間送金アプリ利用意向」参照。
）と，

リを利用しているか否か」や，「現在，割り勘時

表２に示す説明変数（上記問い①～③に対応。主に個人間送金アプリを利用したいか否か」を被説

要な説明変数間の相関係数は表３参照。
）との関

明変数とすることも考えられたが，これらについ係をプロビットモデルにより推計することによりては，周囲の人がどの程度個人間送金アプリを利検討を行う。「現在，割り勘時に個人間送金アプ用しているか（あるいは，周囲の人が個人間送金

表１
変数名
個人間送金アプリ利用意向

被説明変数

内容
「友人との外食時の割り勘において，ほとんどの人が，共通のスマートフォンアプリを利用する日本になってほしいですか︖※アプリの利用は無料とします。」という質問に対キャッシュレス利用

し，「はい」と「いいえ」から「はい」を選択した場合に1を取るダミー変数。
2020年9月～2021年2月におけるスーパー・コンビニの支払いにおいて，最も利用した決済手段がキャッシュレス（現金以外）である場合に1を取るダミー変数。

スマホ決済利用2020年9月～2021年2月におけるスーパー・コンビニの支払いにおいて，最も利用した決済手段がスマートフォン決済である場合に1を取るダミー変数。

表２
変数名
簡単重視
せっかち
盗難被害不安
個人情報懸念セキュリティ懸念

説明変数

内容「あなたは何ごとにも簡単さを求める方ですか︖」という質問に対し，「はい」と「いいえ」から「はい」を選択した場合に1を取るダミー変数。
「あなたはせっかちな方ですか︖」という質問に対し，「はい」と「いいえ」から「はい」を選択した場合に1を取るダミー変数。
「あなたは外出先での金品の盗難を気にする方ですか︖」という質問に対し，「はい」と「いいえ」から「はい」を選択した場合に1を取るダミー変数。
「あなたはプライバシーや個人情報の保護を気にする方ですか︖」という質問に対し，「はい」と「いいえ」から「はい」を選択した場合に1を取るダミー変数。
「あなたはスマートフォンのセキュリティを気にする方ですか︖」という質問に対し，「はい」と「いいえ」から「はい」を選択した場合に1を取るダミー変数。

女性

女性の場合に１を取るダミー変数。

年齢
既婚
子ども有
年収（百万円）
雇用形態

年齢。
既婚者の場合に１を取るダミー変数。
子どもをもつ場合に１を取るダミー変数。
現在の年収の手取り額（百万円）。
無就業の場合に0、非正規雇用の場合に1、正規雇用の場合に2を取る変数。
非大卒の場合（学生を除く）に0、非難関大卒（関関同立・MARCH未満の偏差値の大学が学歴目安）の場合（在学中を含む）に1、難関大（関関同立・MARCH以上の偏差値の大学が目安）卒の場合（在学中を含む）に2を取る変数。

表３
簡単重視
簡単重視

説明変数間の相関

せっかち

盗難被害不安

個人情報懸念セキュリティ懸念

1.00

せっかち

0.30

1.00

盗難被害不安

0.32

0.22

1.00

個人情報懸念

0.35

0.21

0.47

1.00

セキュリティ懸念

0.30

0.21

0.52

0.49

6

1.00

社会情報学第11巻２号

2022

アプリによる金銭の授受に寛容であるか）という推計（被説明変数の詳細は表１の「キャッシュレ

ことに影響を受け，実際の利用意向とは異なる変ス利用」および「スマホ決済利用」参照。）も行

数となることが懸念される。むしろ，日本全体とうことにより，推計結果が，キャッシュレス利用

して，ほとんどの人が利用する環境となってほし者やスマートフォン決済利用者にも共通して見らいと感じる人の方が，周囲の人の利用状況や社会れるものなのか否かを検討できるようにした。

的慣習に左右されない中で，自ら個人間送金アプキャッシュレス利用者やスマートフォン決済利用

リを利用したいという意向に近いと考えられるこ

者と，個人間送金アプリ利用意向者の特性は類似とから，上記の変数を採用した。ただし，「ほとしていることが推察されるものの，仮にキャッんどの人が個人間送金アプリを利用してほしい

シュレス利用者やスマートフォン決済利用者にはが，その中でも自分は現金を使い続けたい」とい見られない特性が個人間送金アプリの利用意向をうような意向を持った人も，利用意向ありに含ま示す人に見られた場合，当該特性は，個人間送金れてしまう変数であることには留意が必要であアプリの特性が強く反映されたものと考えられる。また，個人間送金アプリの利用用途は，割りる。なお，本稿の主眼は個人間送金アプリである

勘のほかにも立て替えたチケット代の授受や謝礼

ものの，容易さ，スピード，個人情報保護，セキュの送付等も考えられ，割り勘の際の利用意向はな

リティ，盗難被害不安といった，国外の研究においが，物理的に距離が離れている人とのチケット

いて店頭決済におけるキャッシュレス利用に影響代の授受の利用意向はあるという人や，割り勘のがあるとされてきた要素が，国内の店頭決済に関際の利用意向はあったとしても，謝礼の際は丁寧するキャッシュレス利用とどの程度関わりをもつに現金で渡したい，というような人がいることもかは定かではなく，参考としてあわせて検討する

想定される。このため，本稿における個人間送金ことにも意義はあると考えられる（10）。

アプリの利用意向は，割り勘のように物理的に近くにいる人との，また，謝礼のように特別な思い

4.2

を伝える必要がない場合の金銭の授受に限られるデータ収集方法

推計には，関東の居住者6,518名および九州のことにも留意が必要である。

居 住 者1,798名（計8,316名） を 対 象 と し て，

説明変数に関し，コントロール変数として基本

2021年３月上旬に筆者がSurveroidのアンケート的な属性に関する変数を含めているほか，ダミー

モニターを利用して実施したものを利用している変数の「女性」と各説明変数との交差項を含めた（記述統計は下記表４参照（11）。）。Surveroidは①推計も行うことにより，各説明変数の結果につい約350万人の大きなパネルを有し，スマートフォて，男女別の傾向も把握できるようにしている（交ン等で回答を依頼するかたちで，ランダムに抽出

差項を含まないモデル（後記表５・６のモデル１－

した人に対して質問票を配信，②不正回答が見ら

１・２－１・３－１）と，交差項を含むモデル（後れる悪質な利用者については配信停止措置を実施

記表５・６のモデル１－２・２－２・３－２）について，

する，という特徴をもつ。本稿では，配信対象を双方を報告している。
）。なお，探索的な検討がで

関東および九州居住者に限定し，世代及び男女のきるようにするため，問いに関連する説明変数の比率が一定となるように収集しているものの，イ

みならず，全ての説明変数について「女性」とのンターネット利用率が高いといった，Web調査

交差項を含めている。

の回答者が一般的に有する特性について，本調査

さらに本稿では，同じ説明変数を用いて，キャッの回答者も同様にもつことには留意が必要である。

シュレス利用やスマートフォン決済利用に関する

ただし，本調査においても不正回答者を除くた

7

個人間送金アプリの利用意向と個人特性の関係


尾室拓史

表４
（被説明変数）
個人間送金アプリ利用意向
キャッシュレス利用
スマホ決済利用（説明変数）
簡単重視
せっかち
盗難被害不安
個人情報懸念セキュリティ懸念
女性
年齢
既婚
子ども有
年収（百万円）
雇用形態
学歴

記述統計

観測数

平均値

標準偏差

最小値

最大値

8316

0.15

0.36

0

1

8316

0.60

0.49

0

1

8316

0.14

0.35

0

1

8316
8316
8316
8316
8316
8316
8316
8316
8316
8316
8316
8316

0.68
0.49
0.61
0.69
0.60
0.50
40
0.50
0.41
2.75
1.40
0.57

0.47
0.50
0.49
0.46
0.49
0.50
11
0.50
0.49
3.74
0.79
0.69

0
0
0
0
0
0
20
0
0
0
0
0

1
1
1
1
1
1
59
1
1
100
2
2

めの設問を複数用意し，不適切な回答が見られる

５

人を推計対象から除いている。具体的には，
「あ

分析結果

なたはロボットですか？」「歯を５年以上磨かな推計結果は表５・６のとおりである。以下，機かったことはありますか？」という設問に対し，能関係の説明変数（「簡単重視」「せっかち」）と「はい」を選択した917名を推計から除外してい犯罪関係の説明変数（「盗難被害不安」「個人情報る。また，スマートフォンを保有していないと回懸念」「セキュリティ懸念」），その他のコントロー

答した965名についても，個人間送金アプリの利

ル変数に分けて検討を行う。なお，変数名につい用意向が判断しづらいと思われることから推計かては，全て括弧（「」）をつけて記載している。

ら除外している。これら全てを除外した後の推計

なお，モデルの適合度に関し，いずれのモデル

対象者が上記8,316名である。

においても，コントロール変数（性別，年齢，既なお，特定の地方の特性のみ反映されないよう

婚／未婚，子どもの有無，年収，雇用形態，学歴）にするため，関東および九州双方の居住者を対象を入れたモデルの方が対数尤度は大きくなり，としたものの，本来は特に二つの地方にも対象を

AICは小さくなるため，コントロール変数を入れ限定することなく調査を行うことが望ましかったたモデルを採用している。対数尤度やAICの値にと言える。本稿における検討結果は，関東と九州

よっては，コントロール変数の一部を取り除くこの居住者のものであり，他の地域における居住者とも考えられたが，いずれのコントロール変数には異なる傾向を持つ可能性も考えられることにはついても，モデルの適合度を高めるかたちで対数留意が必要である。

尤度やAICを変動させるものであるか，過度に低くするかたちで変動させるものではないこと，また，コントロール変数の推計結果についても確認したいことから，部分的に取り除くことなく推計

8

社会情報学表５

簡単重視
簡単重視×女性
せっかち
せっかち×女性
盗難被害不安盗難被害不安×女性
個人情報懸念個人情報懸念×女性
セキュリティ懸念
セキュリティ懸念×女性
女性
年齢
年齢×女性
既婚
既婚×女性
子ども有
子ども有×女性
年収（百万円）
年収（百万円）×女性
雇用形態
雇用形態×女性
学歴
学歴×女性
サンプルサイズ
疑似決定係数
対数尤度AIC

第11巻２号2022

推計結果（個人間送金アプリ利用意向・キャッシュレス利用）

個人間送金アプリ利用意向
キャッシュレス利用
モデル1-1
モデル1-2
モデル2-1
モデル2-20.070 ( 0.01 ) *** 0.065 ( 0.02 ) *** 0.042 ( 0.01 ) **0.062 ( 0.02 ) ***0.006 ( 0.02 )-0.042 ( 0.03 )-0.002 ( 0.01 )0.018 ( 0.01 )0.028 ( 0.01 ) *0.061 ( 0.02 ) ***-0.036 ( 0.02 ) *-0.063 ( 0.02 ) **0.046 ( 0.01 ) *** 0.056 ( 0.02 ) *** 0.025 ( 0.01 )0.031 ( 0.02 )-0.020 ( 0.02 )-0.015 ( 0.03 )0.018 ( 0.01 )0.009 ( 0.02 )-0.022 ( 0.01 )-0.031 ( 0.02 )0.015 ( 0.02 )0.017 ( 0.03 )0.036 ( 0.01 ) *** 0.051 ( 0.02 ) **0.066 ( 0.01 ) *** 0.066 ( 0.02 ) ***-0.028 ( 0.02 )-0.004 ( 0.03 )0.037 ( 0.01 ) *** 0.098 ( 0.04 ) *0.025 ( 0.01 ) *-0.040 ( 0.05 )-0.003 ( 0.00 ) *** -0.003 ( 0.00 ) *** 0.003 ( 0.00 ) *** 0.001 ( 0.00 )0.000 ( 0.00 )0.003 ( 0.00 ) *0.029 ( 0.02 )0.005 ( 0.01 )0.035 ( 0.02 )0.049 ( 0.02 ) **-0.046 ( 0.02 )0.038 ( 0.03 )0.006 ( 0.01 )-0.012 ( 0.02 )-0.020 ( 0.02 )-0.019 ( 0.03 )0.024 ( 0.02 )0.000 ( 0.03 )0.003 ( 0.00 ) *0.003 ( 0.00 ) *0.007 ( 0.00 ) **0.009 ( 0.00 ) **-0.002 ( 0.00 )-0.003 ( 0.00 )0.010 ( 0.01 )0.003 ( 0.01 )0.032 ( 0.01 ) *** 0.033 ( 0.01 ) *0.006 ( 0.01 )0.007 ( 0.02 )0.053 ( 0.01 ) *** 0.058 ( 0.01 ) *** 0.109 ( 0.01 ) *** 0.109 ( 0.01 ) ***-0.009 ( 0.01 )0.001 ( 0.02 )
8316
8316
8316
8316
0.05
0.05
0.04
0.05
-3201
-3193
-4763
-4749
6427
6433
9553
9547

※限界効果を掲載（括弧内の数値は標準誤差）。＊＊＊，＊＊，*はそれぞれ0.1％，１％，５％有意水準を示す。

を行った（12）。

える。
スピード（問い①関係）については，モデル

5.1

機能関係

１－１・１－２において「せっかち」は有意な関係

簡単さ（問い①関係）については，モデル１－が見られないが，モデル１－２において「せっか１の「簡単重視」が有意な正の関係を示しており，

ち×女性」が有意な負の関係を示しており，問い

問い①の想定とは異なり，簡単さを求める人ほど①の想定とは一部異なり，女性についてのみせっ

個人間送金アプリの利用意向を示す傾向にあるこ

かちな人ほど個人間送金アプリの利用意向を示さとが分かる。細かいお金がない時に崩す必要があない傾向にある。これに対し，キャッシュレス利

ること，端数を誰が出すのか調整が必要になるこ用に関するモデルのうち，交差項を含むモデル（モと等，現金による割り勘に手間を感じていること

デル２－２）においては，「せっかち」に有意な正が，簡単さを求める気持ちと個人間送金アプリのの関係が見られる一方，「せっかち×女性」に有利用意向の関係につながっていると思われる。な

意な負の関係が見られており，限界効果の絶対値

お，キャッシュレス利用に関するモデル（モデル

も「せっかち」に近い。すなわち，店頭決済にお２－１）においても「簡単重視」は有意な正の関いて，男性はせっかちな人ほどキャッシュレスを係が見られており，簡単さを求める人ほどキャッ利用しているものの女性は同様の傾向が見られな

シュレスによる店頭決済も求める傾向にあると言いことがうかがえる。これらを踏まえると，割り9

個人間送金アプリの利用意向と個人特性の関係


尾室拓史

表６

簡単重視
簡単重視×女性
せっかち
せっかち×女性
盗難被害不安盗難被害不安×女性
個人情報懸念個人情報懸念×女性
セキュリティ懸念
セキュリティ懸念×女性
女性
年齢
年齢×女性
既婚
既婚×女性
子ども有
子ども有×女性
年収（百万円）
年収（百万円）×女性
雇用形態
雇用形態×女性
学歴
学歴×女性
サンプルサイズ
疑似決定係数
対数尤度
AIC

推計結果（スマホ決済利用）
スマホ決済利用
モデル3-1
モデル3-20.030 ( 0.01 ) **0.029 ( 0.01 ) *0.003 ( 0.02 )0.012 ( 0.01 )0.017 ( 0.01 )-0.010 ( 0.02 )0.006 ( 0.01 )0.001 ( 0.01 )0.009 ( 0.02 )-0.009 ( 0.01 )-0.020 ( 0.01 )0.025 ( 0.02 )0.030 ( 0.01 ) **0.038 ( 0.01 ) *-0.015 ( 0.02 )-0.010 ( 0.01 )-0.008 ( 0.04 )0.000 ( 0.00 )0.000 ( 0.00 )0.000 ( 0.00 )-0.003 ( 0.01 )-0.004 ( 0.02 )-0.002 ( 0.02 )0.007 ( 0.01 )0.021 ( 0.02 )-0.027 ( 0.02 )0.002 ( 0.00 )0.002 ( 0.00 )-0.002 ( 0.00 )0.040 ( 0.01 ) *** 0.035 ( 0.01 ) **0.004 ( 0.01 )0.020 ( 0.01 ) **0.021 ( 0.01 ) *-0.003 ( 0.01 )
8316
8316
0.02
0.02
-3168
-3165
6361
6378

※限 界効果を掲載（括弧内の数値は標準誤差）。＊＊＊，＊＊，*はそれぞれ0.1％，１％，５％有意水準を示す。

勘は店頭決済よりも現金利用時のスピードの遅さ

家計管理上は早い（個人間送金アプリやキャッを感じにくいこと，また，男性に比べて女性は，

シュレス決済を利用した方が管理のために時間が割り勘や店頭決済に関わらず現金の取扱いに遅さかかる）と感じる人が男性よりも女性に多い，とを感じないことが考えられる。このうち，割り勘いうようなことが考えられる。この点については，

は店頭決済よりも現金利用時のスピードの遅さを財布の中の現金の取扱いに関する変数を用いつ感じにくい理由について，店頭決済は，特に多く

つ，精緻に実証していくことが求められる。

の人がレジに並んでいるとき等，会計をスピーディーに終わらせるプレッシャーがかかる一方，

5.2

犯罪関係

割り勘はさほど急ぐ必要のないことが考えられ盗難被害に対する不安（問い②関係）について，る。また，男性よりも女性の方が，現金の取扱い

モデル１－１において「盗難被害不安」が有意なに遅さを感じない理由については，例えば，日本

正の関係を示している。このため，盗難被害に対（13）において家計を管理するのは女性が多いことする不安がある人ほど，個人間送金アプリの利用を踏まえると，財布の中の残高等で収支を管理し意向を示す傾向にあることが分かる。ただし，交ているために，割り勘や決済も現金で行った方が差項を含むモデル（モデル１－２）において，「盗10社会情報学第11巻２号

2022

難被害不安×女性」に有意な関係は見られず，問フォンのセキュリティを気にする人ほど利用意向

い②の想定とは異なり，盗難被害に対する不安とを示す傾向があることが分かった。また，女性の個人間送金アプリの利用意向の関係に，男女差は

みせっかちな人ほど利用意向を示さない等，男女確認できない結果となった。

で異なる傾向が見られることも分かった。

プライバシーや個人情報の保護について，「個

セキュリティに関する結果について，たしかに

人情報懸念」はいずれのモデルにおいても有意な個 人 間 送 金 ア プ リ は，FacebookやInstagram等関係が見られていない。このため，問い③の想定のSNSと異なり，セキュリティが破られた場合にとは異なり，個人情報の保護を気にする気持ちと大きな金銭的被害をもたらしうるものである。そ割り勘や店頭決済におけるキャッシュレスの利用

して前述のとおり，日頃からスマートフォンのセに影響は確認できない結果となった。

キュリティを気にしていないが故にセキュリティ

セキュリティ（問い③関係）について，モデル対策を取っておらず，自分のスマートフォンのセ

１－１の「セキュリティ懸念」は有意な正の関係

キュリティに自信がない人にとっては利用を躊躇を示しており，スマートフォンのセキュリティをいうるものと考えられる。一方で，セキュリティ

気にしている人ほど個人間送金アプリの利用意向を気にする人ほど利用が促進されることはまた，があることが分かる。問い③の想定とは反対の結

ある程度のセキュリティ対策が講じられれば，利果が表れた理由としては，セキュリティを気にす

用が促進される状況にあるとも言える。たとえ，る人ほど十分なセキュリティ対応を講じており，

セキュリティを気にしていないが故にセキュリ

送金におけるスマートフォンの利用に抵抗がない

ティ対策をとっていない人であっても，気にすることが考えられる。なお，キャッシュレス利用の人が講じているのと同程度のセキュリティが自動モデル（モデル２－１）においても「セキュリティ的に担保できるようになれば，気にしない人の利懸念」は有意な正の関係を示しており，スマート用の増加が考えられる。
「２ 先行研究のレビュー」

フ ォ ン の セ キ ュ リ テ ィ を 気 に し て い る 人 は，に記載のとおり，Bagnall et al.（2014）においキャッシュレスの利用も盛んであることが分かては，セキュリティを重視する人ほど，現金よりる。これは，スマートフォンのセキュリティを気もキャッシュレスを利用するという結果が得られにするような人は，スマートフォンに限らず様々た国とともに，セキュリティを重視する人ほど，なセキュリティ対策（クレジットカードの不正利

キャッシュレスよりも現金を利用する結果が得ら

用防止等）を講じていることが理由と考えられる。

れた国があることが指摘されており，本稿の問い

ただし，本稿の結果からは因果関係が実証された③の想定は，後者のように，セキュリティを気にとは言い難いため，これらの点については今後，する人ほど個人間送金アプリの利用意向が低いと「自分のスマートフォンのセキュリティは安心でいうものであった。仮に，想定のとおり，セキュ

きるか否か」といった変数を用いて検討していく

リティを気にするほどキャッシュレスや個人間送ことが求められる。

金アプリが利用されない状況であった場合，気にする人が求める水準のセキュリティ対策が国内に６存在しないことも想定され，多くの人が利用されまとめと考察る環境の構築が難しかったことも考えられる。こ以上，個人間送金アプリの利用意向と個人の特のため，本稿の結果からは，むしろ多くの人の利性との関係について検討した結果，簡単さを求め用につながりうる示唆が得られていると言える。

る人や盗難被害に対する不安がある人，スマート

また，男性について，せっかちな特性と利用意

11個人間送金アプリの利用意向と個人特性の関係
尾室拓史

向の関係が見られず，女性についてはせっかちな

め，追加的に検討しうる。

人ほど利用意向を示さないことを踏まえると，個さらに，アプリのダウンロードやチャージと人間送金アプリがスピードの面で優位性を持ちういった作業に対して負担と感じる度合いについてるためには，現在想定しうるものよりもスピード

も，個人間送金アプリに対する利便性の知覚の度感のあるサービスが求められると言える。
例えば，合いに影響することが考えられ，特に高齢者にお「〇〇さんに△△円支払って」とスマートフォン

いては，その影響が大きいことが考えられる。前に語りかけるだけで，本人確認と支払いが瞬時に述の先行研究においても，利便性への意識とサー行われるような仕組みができれば，スピードの面

ビス受容との関係が指摘されていたもののでも個人間送金アプリが有意なものとなりうる。

（Kleivene, 2018; Lara-Rubio et al., 2020;

ただし，「５ 分析結果」で記載のとおり，財布のLiébana-Cabanillas et al., 2021），本稿の分析に中の現金で残高管理を行っている場合に計算の手

おいては捕捉できていないため，関連する変数を間を避けたいという気持ちが，せっかちな女性ほ

利用した検討を深めることも期待される。

ど利用意向を示していない結果につながっている

以上のほか，本稿は，60代以上や関東・九州のであれば，さらなる工夫が求められる。例えば，以外の居住者を対象にできておらず，これらの属

財布の中の現金と個人間送金アプリの利用履歴，

性をもつ回答者に対して調査を行った場合，本稿

その他キャッシュレス決済の利用履歴がトータルとは異なる結果が得られる可能性がある。

に管理され，スマートフォンのトップ画面に分か

これらについては今後の課題とし，個人間送金

りやすく表示されるというように，家計簿アプリ

アプリと生活者の関係についての検討を引き続きをさらに発展させたような仕組みがあれば，計算深めていきたい。

の手間を避けたいという課題を解消しうる。

注７（１）全国銀行資金決済ネットワーク「北欧および今後の課題

米国・英国における個人間送金サービスに係

最後に，本稿の課題について述べる。まず始める現地調査」参照<https://www.zengin-net.

に，個人間送金アプリは，PayPayのようにクレ

jp/company/pdf /announcement_

ジ ッ ト カ ー ド を 利 用 し て 送 金 で き る も の や，

200110.pdfl>Accessed 2021, December １。

LINE Payのように預金口座から出金したお金の（２）注１参照。

み送金できるもの，Money Tapのようにチャー（３）消費者庁第29回インターネット消費者取ジ不要で銀行口座から銀行口座に直接送金できる

引連絡会資料１「キャッシュレス決済の多もの等，様々な種類がある。これらの違いは，個様化の動向整理」（三菱UFJリサーチ＆コ

人間送金アプリに対する利用意向に大きく関わっ

ン サ ル テ ィ ン グ 株 式 会 社 提 出 資 料）ていると考えられ，今後は，違いを意識して研究<https://www.caa.go.jp/policies/policy/を深めていくことが望まれる。

consumer_policy/policy_coordination/

また，
日本における個人間送金アプリの認知度，

internet_committee/pdf/internet_

デファクトスタンダードの成立度合いといった外

committee_180706_0002.pdfl> 参

的環境や，利用者のライフスタイル，
コミュニケー

Accessed 2022, March 15。

ションスタイルといった特性についても，個人間照（４）後述する本稿の調査対象者（8,316名）に送金アプリの利用意向に影響する要因となるたおける割合。

12

社会情報学第11巻２号

2022（５）注１参照。

15％程度であり，多いとは言えない割合（６） 翁（2019）， 中 島（2019） の ほ か， 決 済である。

高 度 化 官 民 推 進 会 議<https://www.fsa.

（12）年収について，外れ値による影響がない

go.jp/singi/kessai_kanmin/index.

かを確認するため，945万円（０より上のhtmll>Accessed 2021, December １にお年収を対象とした「第三四分位数＋1.5×

いても度々指摘されている。

四分位範囲」の値）を超える年収の人（239（７）
「令 和 ２ 年 警 察 白 書」
<https://www.npa.

名）を除外して推計したところ，限界効果

go.jp/hakusyo/r02/data.html〉 お よ び「令や有意水準が大きく変動した説明変数はな

和２年の刑法犯に関する統計資料」<https://かった。

www.npa.go.jp/publications/statistics/（13）独立行政法人労働政策研究・研修機構「子safetylife/jousei.htmll>参照Accessed 2021,

どものいる世帯の生活状況および保護者のDecember １。

就 業 に 関 す る 調 査2018」 参 照<https://（８）セコム株式会社「第９回「日本人の不安に

www.jil.go.jp/institute/research/2019/

関 す る 意 識 調 査」
」 参 照<https://www.

192.html>Accessed 2022, March 25。

secom.co.jp/corporate/release/2020/

参考文献

pdf_DL/nr_20200716.pdfl>Accessed
2022, March 25。

Arango, C. Huynh, K.P. and Sabetti, L.（2011）,（９）警察庁「令和２年におけるストーカー事案

How do you pay? The role of incentives at

及び配偶者からの暴力事案等への対応状況

the point-of-sale, Bank of Canada Workingに つ い て」 参 照<https://www.npa.go.jp/

Paper 2011-23.

news/release/2021/20210303001.html>

Bagnall, J., Bounie, D., Huynh, K.P., Kosse, A.,

Accessed 2021, December １。

Schmidt, T., Schuh, S.D. and Stix, H.（2014）,（10）本稿におけるキャッシュレスは，現金以Consumer cash usage: A cross-country

外のものを全て含めているために，商品券

comparison with payment diary survey data,

やプリペイドカードも含まれる。そして，Bank of Canada Working Paper No. 2014-20.

盗難被害への不安やセキュリティに対する

Brancatelli, C.（2019）, Preferences for Cash

懸念との関係について，商品券やプリペイ

vs. Card Payments: An Analysis using

ドカードといった手段は，現金と似た関係

German Household Scanner Data, Workingがある可能性がある。他の変数（簡単さやPaper.

スピードを求める気持ち）との関係と同じ

Cohen, M.A. and Rysman, M.（2013）, Payment

モデルにおいて検討を行うために，特に商choice with consumer panel data, Federal

品券やプリペイドカードを除いたモデルのReserve Bank of Boston Working Paper 13-6.

検討は行っていないものの，商品券やプリ太宰潮（2020）「キャッシュレス利用者の特性：サペイドカードを含め，キャッシュレスの中

ブスクリプションや経済圏の視点を踏まえて」，

においても多様な支払い手段があることに『福岡大學商學論叢』65（１），pp.113-149.

ついて留意が必要である。

藤本恭史（2017）「海外では生活インフラ化しつつ（11）なお，記述統計を踏まえると，個人間送ある「P2P送金」―その可能性とは」，<https://

金アプリの利用意向がある人は，全体のjapan.zdnet.com/article/35094528/>13個人間送金アプリの利用意向と個人特性の関係


尾室拓史

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尾室拓史（2020）「欧米におけるモバイルP2P送金サービスの利用に係る一考察」，『モバイル学14

社会情報学第11巻２号

2022

原著論文
世界178カ国・地域の携帯電話普及に関する構造変化点分析―グローバルな普及加速期の特定―Break point analysis on the spread of mobile phone in 178 countries
and regions―When is the acceleration year?―
キーワード：
携帯電話，グローバルな普及，普及加速期，構造変化点分析
keyword：mobile phone; global spread; acceleration year; break point analysis

九州大学

山

崎

大

輔

Kyushu University Daisuke YAMAZAKI

九州大学

篠

﨑

彰

彦

Kyushu University Akihiko SHINOZAKI要約
本稿の目的は，携帯電話のグローバルな普及がいつから加速したかを構造変化点分析の手法で明らかにすることである。携帯電話に象徴される情報通信技術（ICT）のグローバルな普及とそれに伴う経済効果については，既に多くの先行研究で行われているが，各国別にいつから普及が加速し始めたのか，
その厳密な時期は必ずしも明らかではない。そこで本稿では，1990年代以降急速に普及した携帯電話に焦点を当て，そのグローバルな普及が何年頃から加速したかを厳密に特定すべく，世界178カ国・地域を対象に構造変化点分析を行った。具体的には，先進国，ASEAN，移行経済圏，BRICS，アフリカ
諸国，その他の６グループに分類し，RogersのＳカーブに基づくデータ観察を行った後，構造変化点分析の手法により，携帯電話の普及加速時点を特定化した。その結果，1997年前後に加速した先進各
原稿受付：2022年１月29日
掲載決定：2022年７月19日

15

世界178カ国・地域の携帯電話普及に関する構造変化点分析―グローバルな普及加速期の特定―

山崎大輔・篠﨑彰彦

国に続き，BRICS，移行経済圏，ASEAN，アフリカ諸国が2002年から2004年にかけて構造変化点を迎えたことが明らかとなった。これはRogersのＳカーブに基づくearly adoptersからearly majorityへと移り変わる時期の観察ともほぼ一致している。この分析結果は，ICTの普及に伴うグローバルな経済効
果について，時期区分を明確にした上で，詳細に分析する際の一助になると考えられる。
Abstract
This study aims to identify when the global spread of mobile phone began to accelerate in 178
countries and regions, classified into six groups（developed countries, ASEAN, transition
countries, BRICS, African countries, and others）. Many previous studies have investigated theglobal spread of information and communication technology（ICT）, and its impact on theeconomy. However, they have not exactly revealed when the global spread of technology began
to accelerate. Thus, we first observe the spread trajectory, and then conduct a break point analysisof the global spread of mobile phone. As a result, we found that 1997 was the average year when
the penetration of mobile phone began to accelerate in developed countries. BRICS, transition
countries, ASEAN, and African countries followed, and their average acceleration year was
between 2002 to 2004. The estimated acceleration year in each group is almost identical to theyear from “early adopters” to “early majority” based on Rogers’ S curve. These findings cancontribute to further analyses of the economic impact, estimating before and after the spread ofmobile phone.

16

社会情報学１

はじめに：目的と背景

2000年代以降，携帯電話などのモバイル技術を中心に，情報通信技術（ICT：Information and第11巻２号

2022

２

先行研究と本稿の位置づけ

2.1

モバイル技術のグローバルな普及に関する
先行研究

Communication Technology）は，先進国・途上

モバイル技術のグローバルな普及に関する先行国を問わず爆発的に普及している。こうした現象

研究はManeejuk and Yamaka（2020）など数多を背景に，携帯電話の普及が経済成長に及ぼす影く 存 在 し，Gómez-Barroso and Marbán-Flores

響などに踏み込んだ研究も盛んにおこなわれてい（2020）では，ICT技術と経済成長に関する多くる。ただし，モバイル技術に象徴されるICTのグの先行研究についてのレビューが行われている。

ローバルな普及がいつから加速し始めたのか，そGómez-Barroso and Marbán-Flores（2020） にの時期については先行研究においても便宜的な年

よると，多くの論文において，ICTの進歩が経済

代区分程度に留まっており，厳密に明らかになっ

成長につながったことが確認されている。また，ているとはいえない。そのため，ICTの経済効果

モバイル技術のグローバルな普及を観察した先行について，技術の普及加速の時期を正しく特定し研究としては，篠﨑・田原（2014），および，そた上での分析を行うことができていない。

れを拡張した野口他（2018）が挙げられる。こ

そこで本稿では，ICTの中でも急速な進歩がみのうち，野口他（2018）では，1995年から2015

られる携帯電話に着目し，そのグローバルな普及

年の世界各国の所得水準と媒体別ICT（固定電話，がいつから加速したかを厳密に特定すべく，世界

携帯電話，インターネット）の普及の関係が５年

178カ国・地域を先進国，ASEAN，移行経済圏，ごとに分析され，2000年以降に携帯電話が所得

BRICS，アフリカ諸国，その他の６グループに分水準の低い国や地域でも急速に普及しているこ

けて構造変化点分析を行う。この分析で得られると，一人当たりICT装備量をみると，普及が最も知見は，ICTの普及に伴うグローバルな経済効果遅れていたアフリカでも，2015年には携帯電話について，時期区分を明確にした上で，詳細に分が１人0.78台の装備となり，他の装備を加えた析する際の一助になると考えられる。

ICT全体では1.06と１人１装備のレベルに到達し

以下，本稿では，まず第２節で，ICTのグローたことなどが検証されている。Silver（2019）は，

バルな普及に関する先行研究を渉猟し，本研究の各国ごとに世代別・男女別のスマートフォンの普位置付けを提示する。続く第３節で，本研究で用及率を分析しており，新興国においてスマート

いた分析手法とモデルを説明した上で，第４節にフォンの普及が急速に進んでいること，また特にて，データセットの説明とデータの観察を行う。

若年層においてこの傾向が顕著にみられることがそれらを踏まえて，第５節にて，携帯電話の普及確認されている。また，James（2016）では，ア

加速期について，本研究で明らかとなった分析結

フリカ，アジア諸国の最貧困層への普及に関する果を示す。最後に，第６節で得られた結果の含意

先行研究を踏まえて途上国の最貧困層にまでモバと今後の課題について考察を行う。

イル技術が普及していると指摘されている。さらに，World bank（2016）によると，途上国では
水や電気よりもモバイル技術が先に普及している
観察結果も示されている。
こうした途上国におけるモバイル技術の普及要因について，いくつかの先行研究で言及されてい17

世界178カ国・地域の携帯電話普及に関する構造変化点分析―グローバルな普及加速期の特定―

山崎大輔・篠﨑彰彦

る（James（2016），Kalba（2008），Vodafone

Sridhar（2004）は63の途上国を対象とした分析（2005），篠﨑・田原（2014）など）。それらにで，モバイル技術の普及は経済成長に影響を及ぼ

よると，携帯電話は文字が読めなくても利用でき

すものの，その程度はOECDと比較すると小さい

ること，固定電話とは異なり無線技術を用いるたとの結論が導かれている。他方，44のサブサハラ

め，道路や電話線などの整備が必要ないこと，基アフリカ諸国を分析したLee et al.（2009）では，地局に発電機を設置すれば送電網が未整備でも利モバイル技術の普及が当該地域の経済成長率の重用可能であること，などが挙げられている。また，

要な決定要因であると結論付けられており，92のGalperin and Mariscal（2007）では，途上国の高所得国と低所得国について分析したWaverman

低所得者に対する大規模調査を行い，月々の支出

et al.（2005）では，モバイル技術の普及が途上

額を自ら管理しやすいプリペイド方式が好まれて国経済に与える影響は先進国の２倍に相当するといること明らかにした上で，プリペイド方式が低される。さらに，120カ国を分析したQiang（2009）

所得者のモバイル利用の間口を広げていると結論

では，モバイル技術の普及率が10％ポイント上昇

付けている。

すると，経済成長率が先進国では0.60％ポイント，

モバイル技術に象徴されるICTの普及が途上国

途上国では0.81％ポイント加速するとの結果も得にもたらす恩恵については，多くの事例研究もなられている。ただし，James（2016）は，これらされている。Jensen（2007）では，携帯電話を４つの先行研究はいずれもクロスセクション分析

用いて価格情報を入手できるようになったことであり，時系列の変化を十分捕捉できていないとで，インドのケララの漁師の利益が８％増加した

指摘した上で，モバイル技術が貧困層に与えた経ことが示されている。World Bank（2017）では，済的影響に関する実証分析はミクロ，マクロレベ

途上国の農家が携帯電話を用いて作物価格や気象

ルともに少なく，さらなる研究が必要だと論じて情報を入手できるようになり，従来の生活が変化いる（2）。

していることが報告されている。また，携帯電話

この点について，モバイル技術の普及と一人当を用いて価格情報を入手できるようになったこと

たりGDPの関係性について，時系列も組み込ん

で，ホンジュラスの農家は受け取り価格を12.5％

だパネルデータ分析の研究も存在する。Lam and高めたと指摘されている。さらに，2010年に導Shiu（2010） で は， 世 界105カ 国 を 対 象 に，入されたリオデジャネイロのオンライン教材

1997年から2006年までの携帯電話の普及率と一

Educopediaは， 中 等 教 育 の 水 準 を2009年 か ら人あたりGDPのデータを用いてグレンジャー因2012年の間で20％増加させ，生徒たちの80％が果性テストが行なわれている。それによると，携その効果を認めているとされる。この他にも，

帯電話の普及率と経済成長率の間に双方向の因果

UNCTAD（2010）では，ICTを用いることで途性 が 確 認 さ れ て い る。 ま た，Shinozaki and

上国へのITサービスオフショアリング需要が増加

Urakawa（2017）では，世界213カ国を先進国，されていることなどが考察されている。

BRICS，ASEAN，南アフリカを除くアフリカ，
移行経済，その他の国・地域の６グループに分類

2.2

モバイル技術の普及による経済効果の先行

し，グループごとに1990年代と2000年代の期間

研究

別でグレンジャーの因果性テストが行なわれていこのようなICTの普及が途上国に及ぼす経済効る。分析の結果，1990年代には先進国のグルー果について，James（2016）では４つの実証研究

プのみ「一人当たりGDPが向上（発展）したかが紹介されている（1）。それによると，Sridhar andらモバイル技術が普及した」という因果性が検証

18

社会情報学されたものの，他の国や地域では何の関係性も確

2.3

第11巻２号

2022

本稿の位置づけ

認されなかった。これに対して，2000年代には，これらの先行研究からは，次の３点が明らかと先進国で「発展したから普及した」，と「普及しなる。第１に，2000年代以降モバイル技術は所得たから発展した」の双方向に因果性が確認され，水準や教育水準にかかわらずグローバルに普及し

ASEANでは有意水準は高くないものの，1990年ていること，第２に，モバイル技術を用いること

代の先進国と同様に，豊かになったのち普及したで途上国の人々が恩恵を授かった事例が多数報告という因果性が検証された。また，2000年代のされていること，第３に，モバイル技術が普及しBRICS，アフリカ，その他途上国の３グループでたことで経済的に豊かになった，という点である。

は， 携 帯 電 話 が 普 及 し た か ら 発 展 し た と い う

ただし，先行研究の渉猟からは新たな課題も浮

1990年代先進国とは逆の因果性が検証され，世かび上がった。第１に，途上国へのICTの普及に界全体においても，これらの３グループと同じく

ついてはローカルなミクロ実証分析が中心で，メ「普及したから発展した」という因果性が検証さ

タアナリシスやマクロ実証研究が不足しているこれている。これらの主要な先行研究については，と，第２に，いくつか実証研究もあるが，モバイ

表－１でまとめられている。

ル技術が普及する前後で期間を区分した研究は十分なされていないこと，第３に，期間区分を行っ

表－１

 バイル技術の普及と経済効果に関する主要
モ
な先行研究

著者
Sridhar andSridhar (2004)

対象国
63 の途上国

Lee et al.
(2009)

44 のサブ
サハラア
フリカ国

Waverman etal. (2005)

92 の高・
低所得国

Qiang (2009)

120 カ国Lam and Shiu
(2010)

Shinozaki and
Urakawa(2017)

105 カ国213 の国と地域ている研究についても，本格的に普及した2000
年代半ば以降まで含めて分析を行った研究は少な

結果
携帯電話は成長に影響する。だが、OECD 諸国よりもその程度は小さい。
携帯電話の普及拡大はサブサハ
ラアフリカの経済成長率の重要な決定要因である。さらに、固定通信網が未整備だと携帯電話
通信の限界的影響がさらに高まる。
携帯電話普及が途上国の経済成長に与える影響は大きく、先進国に与える影響の二倍にあたる。
携帯電話普及率が 10％ポイント
上昇すると、途上国では0.81%
ポイント、先進国では 0.60%ポ
イント経済成長率が上昇する。
携帯電話普及率と経済成長率の間に双方向の因果性が確認された。
「携帯電話普及→成長」方向の因果が最も強く確認されたのはアフリカ地域。
携帯電話普及と一人あたり GDPの関係について、2000 年代の世界全体とアフリカ、BRICS など
で「携帯電話普及→成長」方向の因果性が確認された。

く，その期間区分の根拠も曖昧であることである。
第２・第３の点について，例えばShinozaki and
Urakawa（2017）では，データの期間を「1991～2000年」と「2001年～2010年」の２つに分けた上で分析が行われているが，これは便宜的な期間区分であり，区分の根拠（なぜ2000年と2001年の間で区分したか）は曖昧である。
そこで，本稿では，ICT普及前後の期間を区分する基準を示すべく，RogersのＳカーブに基づ
くデータ観察を行った上で，構造変化点分析の手法により，ICTのグローバルな普及を象徴する携
帯電話について，いつから加速し始めたか，その時期の特定を行う。本稿での分析結果を用いることにより，既存の研究において曖昧であった時期
区分が明確になり，ICTの普及に伴うグローバル
な経済効果が普及加速の前後でどのように異なるのか，詳細に分析ができるようになり，今後の研究の大きな発展につながると考えられる。

（出所）J ames（ 2016），Lam and Shiu（2010），Shinozaki and
Urakawa（2017）に基づき筆者作成。

19

世界178カ国・地域の携帯電話普及に関する構造変化点分析―グローバルな普及加速期の特定―

山崎大輔・篠﨑彰彦
2

３

ときのβ2の最小二乗推定値であり，
̂uは誤差項u tσ

構造変化点分析とモデルの特定化の長期分散の推定値である。一方，誤差項が単位

本研究で中核となる構造変化点分析は，時系列根過程のときは，

データがある時点を境にトレンドの変化や水準の変2動などを起こしているとき，その変化点（構造変化

̂Δu
1 2σ
̂ 1）
＝ ・
se（λ
̂22
T 15β

点）を統計学的手法で推定する分析手法である。

̂Δu はu t の階差系列Δu tで与えられる。ここで，σ

構造変化点分析は主にマクロ経済データを用いた＝u t －u t －1の長期分散の推定値である（5）。

2以上のことを用いるとT 1＝T λ1より，構造変化分析を行う際に用いられている手法である。この他

点T 1の95％信頼区間はにも，Estrada and Perron（2019a，2019b）のよ
うに，時系列データを用いた気候変動の変化の分

̂ 1）
̂ 1）
［T̂1－T・1.96 se（λ, T̂1＋T・1.96 se（λ］析にも応用されている。一方で，ICTの普及に関する先行研究において構造変化点分析の手法が用いとして得られる。

られているものは少なく，本稿の分析により，新たKim（2011）
は，
前述のPerron and Zhu（2005）

な知見が得られることが期待される。ここでは，トの手法をパネルデータへと拡張したものである。

レンドの構造変化点分析の詳細について，以下でn カ国のデータを用いる場合，i 番目の国の残差二はPerron and Zhu（2005）およびKim（2011）に乗和をSSR（i T 1）として，各国別に求めた残差二乗（3）

基づき説明を行う 。

和の総和nΣSSR（T ）Perron and Zhu（2005）では，構造変化点とSSRtotal（T1）＝

して想定される各時点T 1に対して，構造変化を想i ＝1定した回帰を行い，残差二乗和SSR （T 1）を求めi1を最小にするT 1を構造変化点として推定する。
変化点が複数ある場合には，同時推定を行う。

タの当てはまり具合が良いため，これを最小にす

構造変化が二回の場合には，各T 1，T 2（T 1＜T 2）

るT 1が構造変化点推定量とされる。モデルは以下に対して，構造変化点をT 1，T 2としたモデルをのとおりである。

OLSで推定し，残差二乗和SSR（T 1，T 2）を求める。

⎧⎩

⎧ ⎨⎩

る。この残差二乗和が小さいほど回帰式へのデー

本稿で用いるモデルは以下のとおりである。

μ＋β1t＋ut（t＝1, …,T1）＋ut
yt ＝ μ＋β1t＋β（
2 t－T1）（t＝T1＋1, …,T ）⎨μ＋β1t＋ut（t＝1, …,T1）＋ut
μ＋β1t＋β（
2 t－T1）（t＝T1＋1, …,T 2）
yt ＝
＋ut
＋β（
μ＋β1t＋β（
3 t－T2）
2 t－T1）（t＝T2＋1, …,T ）ここでの構造変化点推定量をTˆ 1とする。また，ˆˆ は漸近的に正規分布に
λ1＝Tˆ 1/T としたとき，λ1従うため，構造変化点比率λ1＝T 1/T の95％信頼

構造変化点推定量（Tˆ 1，Tˆ 2）は，SSR（T 1，T 2）

区間は
̂ 1－1.96 se（λ̂ 1）
̂ 1＋1.96 se（λ
̂ 1）
［λ
,λ
］

を最小とする（T 1，T 2）とする。

ˆ ）はλˆ の標準誤差であり，で与えられる。se（λ11（T̂1, T̂2）
＝ argmin SSR（T1, T2）

誤差項が定常過程のときは，

T1＜T2

2

パネルデータを用いる際は，上記のモデルにつ̂u4σ̂ 1）＝ 1 ・
se（λ
3
̂
̂ 1）
̂22
β
T λ（1－λ1ˆ は，構造変化点をTˆ としたとなる（4）。ここでβ2いて前述のKim（2011）と同様の手法を用いれ
ばよい。

1

20

社会情報学

表－２

90
80

2

70
60

グループ名
先進国

50
40
30
20

1

10

1990
1991
1992
1993
1994
1995
1996
1997
1998
1999
2000
2001
2002
2003
2004
2005
2006
2007
2008
2009
2010
2011
2012
2013
2014
2015
2016

0

図－１

BRICS
ASEAN

 造変化点（二回変化）の例：ケニアの携帯
構
電話普及率

アフリカ

（出所）情報通信総合研究所「グローバルICTデータベース」に基づき筆者作成。

本分析においては，変化点を二つ推定し，そのうち普及率が上昇し始めた方の点T 1について注目する。図－１は，その一例としてケニアにおける移行経済

携帯電話普及率をプロットしたものである。これに 上 記 の モ デ ル を 用 い て 分 析 を 行 う と，Tˆ が2004年，Tˆ 2が2011年となる。

1

その他

本稿では何年を境に携帯電話の普及が加速し始めたかを，パネルデータを用いてグループ別に分析を行った。また，対象の国地域すべてにおいて，個別の時系列データを用いて一国での分析も行った。世界の国と地域における100人当たり携帯電
話加入数のデータについては，ITUが公開している1990年から2016年の各年データを用いた。

４

データセットとその観察

4.1

データセット

第11巻２号

2022

国と地域の分類

属する国・地域
Australia, Austria, Belgium, Canada, Chile, Czech
Republic, Denmark, Estonia, Finland, France,
Germany, Greece, Hong Kong, Hungary, Iceland,
Ireland, Israel, Italy, Japan, Korea, Latvia, Lithuania,
Luxembourg, Macao, Mexico, Netherlands, New
Zealand, Norway, Poland, Portugal, Singapore,
Slovak Republic, Slovenia, Spain, Sweden,
Switzerland, Taiwan, Turkey, United Kingdom,
United States
Brazil, China, India, Russia, South Africa
Brunei, Cambodia, Indonesia, Lao, Malaysia,
Myanmar, Philippines, Thailand, Viet Nam
Algeria, Angola, Benin, Botswana, Burkina Faso,
Burundi, Cape Verde, Central African Rep., Chad,
Cote d'Ivoire, Djibouti, Egypt, Equatorial Guinea,
Eritrea, Ethiopia, Gabon, Gambia, Ghana, GuineaBissau, Kenya, Lesotho, Liberia, Libya, Madagascar,
Malawi, Mali, Mauritania, Mauritius, Morocco,
Mozambique, Namibia, Niger, Nigeria, Rwanda, Sao
Tome and Principe, Senegal, Seychelles, Somalia,
Sudan, Swaziland, Tanzania, Togo, Tunisia, Uganda,
Zambia, Zimbabwe
Albania, Armenia, Azerbaijan, Belarus, Bosnia andHerzegovina, Croatia, Georgia, Kazakhstan,
Kyrgyzstan, Moldova, T.F.Y.R. Macedonia,
Tajikistan, Turkmenistan, Ukraine, Uzbekistan
Afghanistan, Andorra, Argentina, Bahrain,
Bangladesh, Barbados, Belize, Bhutan, Bolivia,
Bulgaria, Cameroon, Colombia, Comoros, Costa
Rica, Cuba, Cyprus, Dem. People's Rep. of Korea,
Dominica, Dominican Rep., Ecuador, El Salvador,
Faroe Islands, Fiji, French Polynesia, Grenada,
Guatemala, Guyana, Haiti, Honduras, Iran (Islamic
Rep. of), Iraq, Jamaica, Jordan, Kiribati, Kuwait,
Lebanon, Maldives, Malta, Monaco, Mongolia,
Nepal, Nicaragua, Oman, Pakistan, Panama, Papua
New Guinea, Paraguay, Peru, Puerto Rico, Qatar,
Romania, Saudi Arabia, Solomon Islands, Sri Lanka,
Suriname, Syria, Tonga, Trinidad and Tobago, United
Arab Emirates, Uruguay, Vanuatu, Venezuela,
Yemen（出所）情報通信総合研究所「グローバルICTデータベース」に基づき筆者作成。

台湾，シンガポール，マカオを加えた40カ国・地

本稿の分析に用いる携帯電話の普及率について

域を「先進国」とし，ブラジル，ロシア，インド，

は，情報通信総合研究所が作成した「グローバル

中国（除く香港，マカオ），南アフリカの５カ国をICTデータベース」の「人口100人あたり携帯電話「BRICS」，旧ソ連・東欧圏のうちロシアとOECD

加入者数」を使用した。携帯電話普及率については，加盟国を除く15カ国を「移行経済」，インドネシア，

178の国と地域を対象に，1990年から2016年まで

マレーシア，フィリピン，タイ，ブルネイ，ベトナム，のデータを用いた。国と地域のグループ分けについラ オ ス，ミ ャ ン マ ー， カ ン ボ ジ ア の ９ カ 国 をては，篠﨑・田原（2014）およびShinozaki and「ASEAN」，南アフリカを除く46カ国を「アフリカ」，（6）

Urakawa（2017）に準拠し ，表－２にある通り，

上記以外の63カ国・地域を「その他」と定義する。

2019年時点におけるOECD加盟の36カ国に香港，21

世界178カ国・地域の携帯電話普及に関する構造変化点分析―グローバルな普及加速期の特定―

4.2

山崎大輔・篠﨑彰彦
140

データ観察

携帯電話の普及率について，グループ別に単純

120

平均を観察すると，最も早い先進国が1990年代

100半ば過ぎに，最も遅いアフリカは2000年代半ば

80に，それぞれ普及加速期に入っており，両者を除60

くBRICS，ASEAN，移行経済，その他の４グルー

40

プは，その間に収まっている。世界全体の平均（全

先進国
ASEAN
移行経済
全世界
84.0% late majority→ laggards
50.0% early majority→ late majority
16.0% early adopters

20世界）も，先進国とアフリカの中間あたりで普及

BRICS
アフリカ
その他

→ early majority

0
1990
1991
1992
1993
1994
1995
1996
1997
1998
1999
2000
2001
2002
2003
2004
2005
2006
2007
2008
2009
2010
2011
2012
2013
2014
2015
2016

率が推移している様子が観察される。
次 に， こ れ をRogersのinnovation adoption

図－２

携帯電話の普及率（グループ別単純平均）（出所）情報通信総合研究所「グローバルICTデータベース」に基づき筆者作成。

modelにおいて用いられるＳカーブに基づいて観察を行う（7）。James（2016）によると，RogersのＳカー

25

ブとは，技術の普及をinnovators，early adopters，
early majority，late majority，laggardsの５つの段20

階に区分し，その変化の軌跡をＳ字型曲線で説明す
15

る概念である。この概念は様々な文献で用いられており，例えばSawng and Han（2007）では，韓国

10の次 世 代 移 動 通 信 サービスについてinnovation
adoption modelを用いた市場分析が行われている。

5

普 及 の 加 速 期 に 注 目し ている 本 稿 で は，early
adoptersからearly majorityへ移る16％（innovation

0
1990

adoption modelにおける普及率加速の閾値）
，普及

1995
先進国

率 の 増 分 が ピ ークを 迎 えるearly majorityとlate

BRICS

2000

2005

2010

ASEAN

アフリカ

移行経済

2015
その他

図－３ innovation adoption modelから導かれる携帯
電話普及率加速の閾値（普及率が初めて16％を超えた年）ドット・グラフによる年別の分布

majorityの境目にあたる50％，普及率の上昇が落ち着くlate majorityとlaggardsの境界にあたる84％に（出所）情報通信総合研究所「グローバルICTデータベース」に基づき筆者作成。

それぞれ最も近い水準の年に焦点を当てる。
まず，図－２から分かるように，先進国では，1997
年に15.3％，2000年に52.4％，2004年に86.1％の最も遅れたアフリカでは，先進国にそれぞれ８年か水準を超えた。BRICSでは，先進国にそれぞれ５年

ら10年 程 度 遅 れ て，2005年 に16.5 ％，2009年 に程度遅れて，2002年に15.7％，2005年に47.6％，

49.3％，2014年に84.5％の水準を超えた。最後に，

2009年 に87.6％ の 水 準 を，また，ASEANで は，

全 世 界 を み る と，2000年 に16.6％，2006年 にBRICSとほぼ同じタイミングで，それぞれ2002年に45.8％，2009年に83.2％の水準を超えている。

15.5％，2007年に51.6％，2010年に84.3％の水準以上を踏まえて観察結果を概括すると，先進国にを超えた。同様の傾向は移行経済やその他の国・地

関しては1990年代後半に加速して2000年頃には過半域でも観察され，移行経済では，2003年に16.0％，に達している。続いて，BRICS，ASEAN，移行経済

2006年に47.5％，2009年に81.9％の水準を，そのなどは2000年代初頭に加速して2005年頃に過半に他 の 国・ 地 域 で は，2001年 に15.2 ％，2006年 に達しており，最も遅れたアフリカでは，2000年代中頃

50.1％，2009年に83.4％の水準を超えた。普及がに加速し，2010年頃に過半に達している様子が窺える。

22

社会情報学表－３

ま た， 図 － ３ はRogersのinnovation adoption
modelに基づいた携帯電話普及率加速の閾値（普

加速開始年
1993
1994
1995

及率が初めて16％を超えた年）をドット・グラ
フで示したものである（8）。図－３から確認できる
ように，先進国では1995年から2000年にかけて

1996

閾値を超えている。続いてASEAN・移行経済，
さらに遅れてアフリカの順に閾値を超えている。

５

1997
1998

構造変化点分析の結果

ここでは，第３節で述べた通り，二つの構造変1999

化点のうち，普及率が上昇し始めた方に着目して2000分析を行う。前節のデータ観察のところで用いた
RogersのＳカーブに基づいた場合，普及率が16％

2001
2002

となるところ（すなわちearly adoptersからearlymajorityに移るところ）が普及加速点となるが，実際には国・地域ごとに普及率のグラフの形状は2003異なることが考えられる。このため，本稿の分析
では，RogersのＳカーブの形状に基づかない形で，構造変化点分析の手法により加速開始点を推定し2004た。前節のデータ観察を踏まえて，既述したモデ
ルおよびデータセットにより，構造変化点分析を行った結果は，図－４，表－３の通りである。図－４
2005

30

25

20

2006

15

2007

10

2008
5

2009
0
1990

1995
先進国

図－４

BRICS

2000

2005

2010

ASEAN

アフリカ

移行経済

2010
2011
2012
2013

2015
その他

 帯電話普及率の各国別構造変化点分析の結携果 ドット・グラフによる年別の分布

23

2022

加速開始年の国・地域名一覧
国・地域名
Finland, Norway
Denmark, Japan
Hong Kong, Israel, Italy, Netherlands, Portugal,
Singapore, Sweden
Canada, Germany, Greece, Iceland, Ireland, Korea,
Luxembourg, United Kingdom, United States,
Andorra, Puerto Rico
Austria, Belgium, France, New Zealand, Spain,
Switzerland, Taiwan, Seychelles, Faroe Islands
Australia, Chile, Czech Republic, Estonia, Hungary,
Mexico, Slovak Republic, Slovenia, Turkey,
Bahrain, French Polynesia, United Arab Emirates
China, Brunei Darussalam, Malaysia, Mauritius,
Albania, Croatia, Barbados, Belize, Jamaica, Malta
Latvia, Lithuania, Poland, South Africa, Philippines,
Thailand, Djibouti, Togo, Bosnia and Herzegovina,
T.F.Y.R. Macedonia, Cyprus, Jordan, Qatar
Macao, Bulgaria, Dominica, Ecuador, Grenada
Brazil, Russia, Gabon, Ghana, Morocco, Tunisia,
Belarus, Moldova, Dominican Rep., Guyana,
Maldives, Romania, Suriname, Syria, Tonga
Algeria, Eritrea, Lesotho, Liberia, Mauritania,
Nigeria, Swaziland, Georgia, Kazakhstan, Ukraine,
Argentina, Colombia, Nicaragua, Oman, Trinidad
and Tobago
Indonesia, Angola, Guinea-Bissau, Kenya, Libya,
Mozambique, Namibia, Senegal, Armenia,
Azerbaijan, Tajikistan, Bolivia, Cameroon,
Comoros, El Salvador, Fiji, Guatemala, Haiti, Iraq,
Mongolia, Panama, Peru, Saudi Arabia, Uruguay,
Venezuela, Yemen
India, Lao P.D.R., Viet Nam, Botswana, Cape
Verde, Chad, Cote d'Ivoire, Egypt, Gambia,
Madagascar, Malawi, Sao Tome and Principe,
Sudan, Tanzania, Uganda, Zambia, Kyrgyzstan,
Afghanistan, Bangladesh, Bhutan, Honduras, Iran
(Islamic Rep. of), Nepal, Pakistan, Paraguay, Sri
Lanka
Benin, Burkina Faso, Niger, Rwanda, Uzbekistan,
Central African Rep., Papua New Guinea
Cambodia, Burundi, Equatorial Guinea,
Turkmenistan, Cuba, Kiribati
Ethiopia, Mali, Zimbabwe, Kuwait, Lebanon,
Vanuatu
Costa Rica, Dem. People's Rep. of Korea, Solomon
Islands
Somalia, Monaco――
Myanmar（出所）分析結果に基づき筆者作成。

（出所）分析結果に基づき筆者作成。

第11巻２号

世界178カ国・地域の携帯電話普及に関する構造変化点分析―グローバルな普及加速期の特定―

山崎大輔・篠﨑彰彦

では，178の国と地域をグループ別に色分けし，基づく閾値と，図－４の構造変化点を比較すると，各国の構造変化点をドットで示している。最初の多くの国と地域において，両者に大きな違いがな

加速点となったのは1993年で，フィンランドとノいことが確認される。実際，137カ国・地域におルウェーの２カ国である。その後，1990年代中盤

いて両者の差は２年以下であり，差が５年以上とにかけて多くの先進国で加速期に入ったことが明なっているものは10カ国・地域のみである。なお，

らかとなる。

図－２と表－４から分かるように，グループ別の分

BRICSについては，1999年の中国から2005年

析においても同様の結果が得られている。このたのインドまでの６年間で加速期に入っている。

め，本分析で推定された構造変化点が，Rogers

ASEANと移行経済では，早い国では1999年からの Ｓ カ ー ブ に お け るearly adoptersか らearly

加速期に入っているが，国によるばらつきが大きmajorityへ移る時期と近いことが明らかとなった。

い。 例 え ば，ASEANで は 最 も 早 い ブ ル ネ イ の

これらの加速時期について，各グループ別およ1999年から最も遅いミャンマーの2013年まで約び全世界の標準偏差をみると，表－４にある通り，

15年間の開きがある。これはミャンマーの民主先進国，BRICS，アフリカ，移行経済の４グルー（9）化の遅れが影響していると考えられる 。移行経プについては比較的小さな値となっており，変化

済では最も早いアルバニアとクロアチアが1999

点の年次について各グループ内でばらつきはそれ

年に加速期を迎え，最も遅いトルクメニスタンもほど大きくないと解釈できる。これに対して，

2007年には加速期に入った。

ASEANとその他グループについては標準偏差が地域全体としては普及が最も遅れたアフリカで比較的大きな値となっているが，ASEANについは，1997年のセーシェルから2010年のソマリアては既述の通り，2011年まで民主化されていなまで開きがあるものの，2002年から2005年にかかったミャンマーの影響が大きく，ミャンマーをけて，多くの国が加速期に入っている様子が確認

除くASEANでは，構造変化年の平均値，中央値できる。なお，その他については，多種多様な国

はBRICSと同じ2002年で標準偏差も三割ほど小と地域が含まれるため，加速期には開きがあるもさくなる。なお，その他グループについては，産のの，ほとんどの国や地域は2000年代中盤に加油国やリゾートアイランドから政情が不安定な中速期を迎えていることがわかる。

南米や中央アジアの国々まで様々な国・地域が含

ま た， 図 － ３ のinnovation adoption modelに
表－４

先進国

BRICS

平均
中央値
最頻値
標準偏差
範囲
最小
最大
データ数

1997
1997
1998
1.85
8
1993
2001
40

2002
2002
2002
2.30
6
1999
2005
5

パネル分析

1997

2002

まれているため，標準偏差が大きくなっていると携帯電話普及率のグループ別構造変化点分析結果

ASEAN
除くﾐｬﾝﾏｰ

アフリカ

移行経済

その他

2004
2004
1999
4.64
14
1999
2013
9

2002
2002
1999
3.20
8
1999
2007
8

2004
2005
2005
2.41
13
1997
2010
46

2003
2003
2004
2.43
8
1999
2007
15

2003
2004
2004
3.23
14
1996
2010
63

2002
2003
2005
3.99
20
1993
2013
178

2003
2004
2005
3.01
17
1996
2013
138

2004

2004

2004

2003

2003

2003

2003

（出所）分析結果に基づき筆者作成。なお，パネル分析では各グループのパネルデータを用いている。

24

全世界
除く先進国

社会情報学考えられる。

第11巻２号

2022

国が2002年から2004年にかけて構造変化点を迎

また，表－５は国・地域別の構造変化点の95％

えたことが判明した。これはRogersのＳカーブ（10）

信頼区間の長さ （単位：年）をまとめたものでに 基 づ くearly adoptersか らearly majorityへ とある。ここでは，誤差項が定常過程・単位根過程

移り変わる時期の観察ともほぼ一致している。このそれぞれの場合を想定して，第３節で説明されの分析結果は，ICTの普及に伴うグローバルな経

（11）
（12）

ている手法を用いている。表－５から分かる

済効果について，時期区分を明確にした上で詳細

ように，多くの国・地域において信頼区間の長さに分析する際の一助になると考えられる。具体的が短いため，構造変化点の推定の精度が高くなっには，これまでの研究では便宜的な時期区分が用ていることが確認される。

いられていたものが，本研究の分析結果を用いる
ことにより，時期区分が明確になり，ICTの普及

６が与える様々な影響が普及加速の前後でどのようおわりに：まとめと今後の課題に異なるか，詳細な分析を行うことができるよう

以上，本稿では，携帯電話のグローバルな普及になる。

がいつから加速したかを厳密に特定すべく，世界

この結果を踏まえた今後の研究課題としては，178カ国・地域を先進国，ASEAN，移行経済圏，

携帯電話の普及と所得水準の向上の関係性につい

BRICS，アフリカ諸国，その他の６グループに分て，技術の普及前後でどのように異なるか，また，

けて構造変化点分析を行った。その結果，携帯電

教育や福祉水準など，他の要因がどのように影響

話の普及率では，1997年に加速した先進国に続しているかといった点の実証的な解明が挙げられ

き，BRICS，移行経済圏，ASEAN，アフリカ諸る。また，本稿では普及加速期に着目して分析を

表－５
①

平均
中央値
標準偏差
最小
最大
データ数

先進国

BRICS

1.37
1.23
0.73
0.45
3.62
40

1.13
1.02
0.63
0.55
2.09
5
②

平均
中央値
標準偏差
最小
最大
データ数

先進国

BRICS

2.34
2.15
1.17
0.54
5.78
40

2.14
1.44
1.73
0.68
5.05
5

国・地域別構造変化点の95％信頼区間の分析結果
誤差項が定常過程の場合の信頼区間の長さ

1.04
1.02
0.41
0.52
1.99
9

ASEAN
除くﾐｬﾝﾏｰ

アフリカ

移行経済

その他

1.11
1.05
0.39
0.66
1.99
8

0.93
0.85
0.42
0.00
2.23
46

0.98
0.93
0.42
0.47
1.78
15

1.22
0.94
1.00
0.23
7.15
63

全世界
除く先進国
1.15
0.94
0.76
0.00
7.15
178

1.08
0.92
0.75
0.00
7.15
138

誤差項が単位根過程の場合の信頼区間の長さ

2.07
2.16
1.05
0.31
4.25
9

ASEAN
除くﾐｬﾝﾏｰ

アフリカ

移行経済

その他

2.29
2.17
0.88
1.39
4.25
8

1.57
1.45
0.86
0.00
4.10
46

2.14
1.69
1.31
0.52
4.68
15

1.90
1.45
1.33
0.29
6.90
63

（出所）分析結果に基づき筆者作成。

25

全世界
除く先進国
1.95
1.59
1.20
0.00
6.90
178

1.83
1.47
1.19
0.00
6.90
138

世界178カ国・地域の携帯電話普及に関する構造変化点分析―グローバルな普及加速期の特定―

山崎大輔・篠﨑彰彦

行ったが，成熟期（普及鈍化）についても構造変

Yamazaki（2021）を参照。

化点分析を行うことにより，国・地域ごとの成熟（５）長期分散の推定には，Andrews（1991）

期の違いなどについて考察を行うことも考えられの方法などを用いることができる。

る。さらに，本稿では，ICTのグローバルな普及（６）国・地域のグループ分けについては，多くを代表するものとして携帯電話を取り上げているの先行研究にあるように「先進国」と「そが，インターネットについては，携帯電話の普及の他」とした場合，先進国以外のグループに５年程度遅れて普及しているとみられる。現時が広すぎるため，篠﨑・田原（2014）お点では，充分なデータの遡及ができないため，本よ びShinozaki and Urakawa（2017） に稿の分析対象外としたが，今後，データの収集と準拠したグループ分けを行った。

蓄積を進め，インターネットの構造変化点分析，（７）普及率のグラフがS字状のカーブに似ていおよび携帯電話の構造変化点分析との比較分析をることから，RogersのＳカーブと呼ばれ行うことも研究課題のひとつといえる。
これらは，る。詳細はRogers（2003）を参照。

本稿に残された研究課題として記しておきたい。

（８）観測期間（1990～2016年）において携帯電話普及率が16％を超えていないエリト

謝辞

リア・朝鮮民主主義人民共和国を除いた，2021年度社会情報学会(SSI)学会大会において，176カ国・地域のデータを用いている。

関西大学の松下慶太先生，島根大学の野田哲夫先（９）1988年から軍政が続いていたミャンマー

生，情報通信総合研究所の鷲尾哲先生に有益なコは，2011年に民政移管が実現し，2016年

メントを頂いた。また，本稿の基礎となる作業では，10月には米国による経済制裁が全面解除

九州大学大学院経済学府修士課程に在籍していたされた（西口（2012）および小原（2017）根本大輝氏にデータや資料の整理で大変お世話に参照）。

なった。これらの方々に記して感謝の意を表した（10）信頼区間の長さは，信頼区間の上限からい。本稿は，公開済みの同一タイトルのディスカッ

下限を引いて得られる。構造変化点T 1のションペーパー
（山崎大輔・根本大輝・篠﨑彰彦 著，95％信頼区間は
̂ 1）［T̂1－T・1.96 se（λ,̂ 1）］T̂1＋T・1.96 se（λInfoCom Economic Study Discussion Paper
No.15，2020年）を基にしている。なお，本稿はで与えられるため，信頼区間の長さは2T ∙ˆ ）となる。
1.96 se（λJSPS 科研費 JP18K01572，JP21K13272 の助成を受けて行った研究成果の一部である。

1（11）本分析においては，同時推定により得ら注れた二回目の構造変化点を所与とした上（１）James（2016）pp.51-52を参照。

で，一回目の構造変化点を推定し直して信（２）James（2016）p.58を参照。

頼区間の計算を行った。これにより，一部（３）Perron and Zhu（2005）およびKim（2011）の国・地域において，推定された構造変化

では，変化点が一つの場合のみ扱われている

点が，同時推定の場合と比べて若干異なっが，複数変化を推定する際はすべての点につている。

いて同時に推定を行う必要がある。

（12）実際には，構造変化を考慮した上で単位（４）この標準誤差は，構造変化が比較的小さい

根検定や定常性検定を行い，国・地域ごとときに用いることが可能である。詳細はに誤差項が定常過程であるか単位根過程で26

社会情報学第11巻２号

2022

あるか調べていく必要がある。しかし，サAccess in Latin America and the Caribbean ,ンプルサイズが小さいため，検定の検出力

Diálogo Regional sobre Sociedad de laが低くなり，正しい判断ができない可能性

Información.

が高い。このため，本稿では誤差項が定常

Gómez-Barroso, J.L. and Marbán-Flores, R.M.

過程・単位根過程のそれぞれの場合を想定（2020）“Telecommunications and economic

して分析を行った。

development ― The 21st century: Making
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28

社会情報学第11巻２号

2022

原著論文
内部統制システムの構築に際する企業の積極性と財務報告志向が決算発表の適時性に与える影響―両者の交互作用効果に着目して―Determinants of the Timeliness of Annual Earnings Announcement:Interaction Effect between Corporate Posture and Perception on
Internal Control Systems
キーワード：
決算発表，財務報告，内部統制システム，会社法，計量テキスト分析
keyword：earnings announcements, financial reporting, internal control systems, Japanese Companies
Act, quantitative text analysis

同志社女子大学

記虎Doshisha Women’s College of Liberal Arts

優子

Yuko KITORA
要約
日本を含む各国においてすでに導入されている内部統制規制は，アウトプットとしての財務報告だけ

でなくそのプロセスまでもが重要であるとみて制度的な対応を図るものである。それゆえ，財務報告に内部統制がどのような影響を与えているのかを解明することは，重要なリサーチ・クエスチョンである。
適時の財務報告を促進するには，財務報告の適時性に相乗的に影響を及ぼす要因を解明することが有益である。なぜなら，両方の要因が揃うと財務報告の適時性を決定付ける度合いが相対的に大きくなるという点で，こうした要因の重要性が高いからである。本稿では，財務報告の中でも速報性が重視される決算発表に着目して，決算発表の適時性に相乗的に影響を及ぼす内部統制システムに係る企業特性を原稿受付：2022年２月15日
掲載決定：2022年９月３日

29

内部統制システムの構築に際する企業の積極性と財務報告志向が決算発表の適時性に与える影響―両者の交互作用効果に着目して―

記虎優子

解明している。検証にあたっては，先行研究を踏まえて，かかる企業特性として内部統制システムの構築に際する企業の積極性と財務報告志向の間の交互作用効果に注目している。
検証の結果，これら２つの企業特性が決算発表の適時性に相乗的に寄与することを実証的に示している。さらに，これら２つの企業特性が決算期末後45日超や50日超といった適時ではない決算発表を回避することに相乗的に寄与する一方で，逆に決算期末後45日以内や30日以内といった実務上適当もしくはより望ましいとされるような適時の決算発表を行うことに相乗的に寄与することも明らかにしている。
Abstract
Internal control regulations have already been implemented in several countries, including
Japan, to address the importance of financial reporting not only as an output but also as aprocess. Therefore, determining how internal control affects financial reporting is an importantresearch question.
To promote timely financial reporting, we must understand the factors that synergistically affectfinancial reporting timeliness. This is due to the fact that the importance of these factors is high,as the degree to which the combination of both factors determines financial reporting timeliness isrelatively large. This study focuses on earnings announcements, where timeliness is more
important than other types of financial reporting, to identify firm characteristics related to internal
control systems that synergistically affect earnings announcement timeliness. Based on previous
studies, we focus on the interaction effect between a company’s proactiveness in establishinginternal control systems and its perception of the importance of financial reporting in establishing
the same as such firm characteristics.
The empirical results show that the two aforementioned characteristics have a positivesynergistic effect on the timeliness of earnings announcements. Furthermore, these two corporatecharacteristics contribute synergistically to avoiding untimely earnings announcements more than
45 or 50 days after the fiscal year ends. In addition, they contribute synergistically to make timely
earnings announcements within 30 days after the end of the fiscal year, which is considereddesirable in practice, or within 45 days after the end of the fiscal year, which is consideredappropriate.

30

社会情報学１

第11巻２号

2022

いからである。本稿では，財務報告の中でも速報

はじめに性が重視される決算発表に着目して，決算発表の

米 国 に お い て サ ー ベ ン ス・ オ ク ス リ ー 法

適時性に相乗的に影響を及ぼす内部統制システム（Sarbanes-Oxley Act）が2002年７月に制定さに係る企業特性を解明する。検証にあたっては，れたことを契機として，日本を含む各国において上述の記虎（2017, 2018, 2021）を踏まえて，（1）

内部統制 が規制されるようになってすでに久しかかる企業特性として内部統制システムの構築にい。財務報告は証券市場における重要な情報現象

際する企業の積極性と財務報告志向の間の交互作であるが，内部統制規制は，アウトプットとして用効果に注目する。そして，これら２つの企業特の財務報告だけでなくそのプロセスまでもが重要性が決算発表の適時性に相乗的に寄与することをであるとみて制度的な対応を図るものである。そ実証的に示す（2）。

れゆえ，財務報告に内部統制がどのような影響を

以下では，先行研究のレビューを行った後，仮与えているのかを解明することは，重要なリサー説を示して検証方法について説明する。続いて検チ・クエスチョンである。

証結果を示して，最後に本稿の貢献と残された課

内部統制システムに着目した実証研究の多く題を指摘する。

は，制度的に開示される情報から容易に判別可能
な， 財 務 報 告 に 係 る 内 部 統 制 に「重 要 な 欠 陥

２（material weakness）」があるかどうかによって先行研究のレビュー

しか内部統制システムを評価しておらず，内部統各国において内部統制規制が導入されて以降，制システムの定量的評価にはおのずと限界があ

財務報告に係る内部統制の「重要な欠陥」の有無る。そのため，内部統制システムの全容は今なおに着目すれば内部統制システムを容易に定量的に明 ら か で な い。 こ う し た 中 で，記 虎（2017,

評価できるようになったことから，内部統制シス

2018, 2021）は，内部統制システムのあり様や考テムに着目した実証研究は多数行われている。こえ方が企業によって異なることを踏まえて，会社の種の研究の中には，本稿と同様に内部統制シス

法に基づく内部統制システム構築の基本方針（以テムが財務報告の適時性に与える影響に焦点を当

下，基本方針という。
）についての適時開示といてて，財務報告に係る内部統制に重要な欠陥があう制度的に開示される情報から内部統制システム

ると財務報告の適時性が阻害されることを解明しの構築に際する企業の積極性や財務報告志向を定て い る も の も あ る（Ettredge et al., 2006;

量化している。そして，企業が内部統制システム

Impink et al., 2012; Munsif et al., 2012など）。

の構築に積極的であることや財務報告を重視してしかし，「重要な欠陥」の有無によって内部統制いることが決算発表の早期実施に寄与することをシステムを評価しているため，直接的には内部統明らかにしている。しかし，これら２つの企業特制に係る適時の財務報告を阻む要因が明らかにさ性の間に決算発表の適時性に対する交互作用効果

れているに過ぎない。

があるのかどうかには関心が向けられていない。

他方で，「重要な欠陥」の有無に着目する以外の適時の財務報告を促進するには，財務報告の適方法で内部統制システムを定量的に評価して，内時性に相乗的に影響を及ぼす要因を解明すること

部統制システムが財務報告の適時性に与える影響が有益である。なぜなら，両方の要因が揃うと財を解明している研究も，少ないながらも存在して務報告の適時性を決定付ける度合いが相対的に大いる。Ashton et al.（1987）やKhlif et al.（2014）

きくなるという点で，こうした要因の重要性が高は，監査人に対するアンケート調査によって内部31

内部統制システムの構築に際する企業の積極性と財務報告志向が決算発表の適時性に与える影響―両者の交互作用効果に着目して―

記虎優子

統制システムを定量的に評価して，質の高い内部の独立監査人も，財務報告に係る内部統制により統制が財務報告の適時性に寄与することを解明し依拠して監査を効率的に実施できる。この結果，ている。しかし，アンケート調査の回答数の制約

企業は，決算業務を迅速に行って，たとえ独立監

から大サンプルが用いられているわけではないと査人の内諾を得てから決算発表を行う場合でも効いう限界がなお残る。こうした中で，記虎（2017,

率的な監査の実施による監査時間の短縮に起因し

2018, 2021）は，既述のとおり，制度開示情報をて，決算発表を適時に行うことができる。

利用して内部統制システムを定量的に評価するこ

他方で，企業が総体としての内部統制システムとで，大サンプルを確保しつつ内部統制システムの構築に積極的であるならば，財務報告に係る内に係る企業の姿勢や認知が財務報告の適時性に与部統制に限らず内部統制全般がより適切に整備・える影響に焦点を当てている。これらの研究では，運用されているであろうから，内部統制は全体と上記の一連の研究とは逆に，内部統制に係る適時して有効に機能しているはずである。この結果，の財務報告を促進する要因が直接明らかにされて企業はやはり決算発表を適時に行うことができる。

いる。

内部統制は上記の３つの目的を相伴っているた

しかし，先行研究では，内部統制に係る複数のめ，たとえいずれかの目的のために構築された内側面が財務報告の適時性に及ぼす交互作用効果に部統制であっても他の目的のために構築された内は関心が向けられていないため，どの側面が財務

部統制と相互に重複し補完し合っている。つまり，報告の適時性に相乗的に影響を与えているのかに

目的別の内部統制がそれぞれに独立して存在してついてはほとんど解明されていない。

いるわけではない。したがって，内部統制システ
ムの構築に際する企業の積極性に起因して特定の３

目的と関係なく内部統制全般がより適切に整備・仮説の導出運用されているならば，報告目的と関わりが深い

健全な会社経営を行うために必要とされる内部財務報告に係る内部統制もより適切に整備・運用

統制はそれぞれに異なるから，企業は実情に応じされているはずである。その逆も然りで，内部統て内部統制システムを構築する必要がある。つま制システムの構築に際する財務報告の重視というり，どのような内部統制システムを構築するのか

企業の認知に起因して財務報告に係る内部統制がを決めるのは企業自身であるので，業務，報告おより適切に整備・運用されているならば，内部統

よびコンプライアンスといった内部統制の３つの制はやはり全体として見てもより適切に整備・運目 的（Committee of Sponsoring Organizations

用されているはずである。

of the Treadway Commission, 2013＝八田・箱内部統制の相互補完性を踏まえれば，上記の相田監訳，2014）のうちどれを重視するのかを決

互的な関係が内部統制の有効性に及ぼす影響は相めるのも企業自身である。

乗的であるはずである。したがって，内部統制シ

企業が内部統制システムの構築に際して財務報

ステムの構築に際する企業の積極性と財務報告志告を重視しているならば，財務報告に係る内部統向の決算発表の適時性への寄与も，相乗的である

制はより適切に整備・運用されているであろうかと考えられる。以上から，次の仮説を導出する。

ら，有効に機能しているはずである。したがって，
会計上の誤謬が生じるリスク自体がそもそも低い

仮説：企業が内部統制システムの構築に積極的でし，万一会計上の誤謬が生じた場合にもその存在あることや財務報告を重視していることが，決をすぐに発見できるであろう。加えて，当該企業算発表の適時性に相乗的に寄与する。

32

社会情報学４

リサーチ・デザイン

4.1

サンプルの選択第11巻２号

2022

６社についてのパネルデータ社６―年を異常値として順に除いている。以上の結果，最終サンプル
は，832社についてのパネルデータ2,410社―年

本稿では，平成17年制定会社法公布日であるである。

2005年７月26日から2009年３月31日までの間に公表された基本方針についての適時開示を東京証

4.2

検証方法

まず，以下に示した（１）式によりORIENTED

券取引所のTDnetデータサービスから１件以上入（3）手できた 1,317社のうち，サンプルとした期間として用いる変数のパターンごとに３つの検証式（平成17年制定会社法施行日である2006年５月を作成する。そして，Stata®/MP version17.0を用

１日から2009年３月31日までの間）を通じて上

いてランダム効果オーダードロジットモデルによ場を継続している企業（1,122社）で，かつサン

り（9），各検証式を推定する。なお，（１）式に含まプルとした期間中の各決算期末現在において有効れる変数の定義は，表－１に示している。

（4）な基本方針をマッチング できた1,038社につい⎧P(RELEASE ＞ s |κ, X ,ν)
⎫
it
it i
⎬
ln⎨
1－P(RELEASEit ＞ s |κ, Xit ,νi )⎭⎩/てのパネルデータ2,738社―年（ただし，日経中分類の銀行・証券・保険・その他金融のいずれか

K

Σβ ORIENTED＝β2 DEVEL it +に該当する23社についてのパネルデータ59社―

3k

kit

k ＝1

年は除かれている。
）をまずサンプル候補として

KΣいる（5）。そして，後述のように基本方針について

+

k ＝1

の適時開示を利用して内部統制システムの構築に+

本方針を制定したときから適時開示していると推

ℓ＝1

5ℓ

ℓit

M

Σβ INDUSTRY +ν－κ

際する企業の積極性を定量化する都合上最初の基L

Σβ CONTROL

β4k (DEVEL it × ORIENTEDkit ) +

6m

m ＝1

mi

i

s

（１）

定された企業だけにさらに限定して（6），当初のサ

RELEASE は，決算発表の早期化要請（東京証ン プ ル（833社 に つ い て の パ ネ ル デ ー タ2,477

券取引所，2006）を踏まえた決算発表の実施時

社―年）を選択している。

期を示す変数であり，決算発表時期 を用いる。こ続いて，決算日数が通常と異なると財務データの変数が１または２の値を取る場合には決算発表に基づく変数の比較可能性が損なわれるため変則を適時には行っていないと解釈できる一方で，３決算である13社についてのパネルデータ14社―

または４の値を取る場合には決算発表を適時に年，データベースから必要なデータを入手できず

行 っ て い る と 解 釈 で き る（10）。DEVEL と作成できなかった変数がある15社についてのパ

ORIENTED は説明変数で，内部統制システムのネルデータ19社―年を順に除いている。さらに，構築に際する企業の積極性と財務報告志向をそれ入手したデータを加工して少数特定者持株比率 をぞれ示しており，値が大きいほどその度合いが強作成したところ，この変数の値が定義上あり得な

いと解釈できる。
（１）式による検証に際して，いはずの100％超となっていた２社についてのパ

DEVEL と し て は 構 築 姿 勢 を 用 い る 一 方 で，

ネルデータ３社―年，日本の上場会社が極めて甚

ORIENTED としては財務報告志向D を用いる場

大な赤字を計上していたり債務超過であったりす

合，財務報告本文D と財務報告見出しD をともにることは実務上稀であるため，ROA の値が異常用いる場合，財務報告志向度 を用いる場合の３つ（7）に 小 さ い と 判 断 し た 21社 に つ い て の パ ネ ルの場合がある。なお，これらの変数の作成方法は

データ25社―年，債務超過であるとみなした（8）4.3節で説明している。CONTROL は，時間不変

33

内部統制システムの構築に際する企業の積極性と財務報告志向が決算発表の適時性に与える影響―両者の交互作用効果に着目して―

記虎優子

表－１

変数の定義
定義

変数名

RELEASE
決算発表時期通期の決算発表の実施時期(決算短信の公表日）が実務上より望ましいとされる「決算期末後30日（決算期末が月末である場合には翌月）」以内であれば4，「決算期末後30日（決算期末が月末である場合には翌月）」超かつ実務上適当であるとされる「決算期末後45日（決算期末後45日目が休日である場合には翌営業日）」以内であれば3，「決算期末後45日（決算期末後45日目が休日である場合には翌営業日）」超かつ「決算期末後50日（決算期末後50日目が休日である場合には翌営業日）」以内であれば2，「決算期末後50日（決算期末後50日目が休日である

DEVEL
改定経験済み回数

場合には翌営業日）」超であれば1
当期末までに基本方針を改定した推定回数（回）ただし，最初に制定されたと推定される基本方針がマッチングさ

最大改定回数

れている場合には0の値を取る。
平成17年制定会社法公布日である2005年7月26日から2009年3月31日までの間に基本方針を改定した推定回数

構築姿勢（回）ただし，基本方針を１回も改定していないと推定される場合には0の値を取る。
当初のサンプルについて 改定経験済み回数 と最大改定回数 に対して分散共分散行列を用いた主成分分析を行うことによって得られた第１主成分得点（平均ゼロ）

ORIENTED
財務報告志向D

第1固有値0.67（寄与率83.74%），第1主成分の固有ベクトル0.51（改定経験済み回数 ），0.86（最大改定回数 ）基本方針に含まれる各事項の見出し部分か本文部分かにかかわらずマッチングされている基本方針の中で表－２にその一部を示した企業の財務報告志向が表象されているとみることのできる言及が1種類以上出現していれば1，

財務報告本文Dそうでなければ0
マッチングされている基本方針に含まれる各事項の本文部分のみで表－２にその一部を示した企業の財務報告志向

財務報告見出しDが表象されているとみることのできる言及が1種類以上出現していれば1，そうでなければ0マッチングされている基本方針に含まれる各事項の見出し部分で表－２にその一部を示した企業の財務報告志向が表象されているとみることのできる言及が1種類以上出現していれば（本文部分でもさらに出現している場合を含

財務報告志向度

む）1，そうでなければ0
当初のサンプルについて 財務報告志向D と財務報告見出しD に対して相関行列を用いた主成分分析を行うことによって得られた第１主成分得点（平均ゼロ）

CONTROL
企業規模
ROA
レバレッジ
たな卸資産・売上債権比率△EPS
総セグメント数

第1固有値1.56（寄与率77.80%），第1主成分の固有ベクトルは2変数とも0.71
資産合計（百万円）の自然対数値
当期純損益÷資産合計×100（％）ただし，ここでいう日本基準・連結ベースの「当期純損益」は，2015年4月1日以後を期首日とする決算期の「親会社株主に帰属する当期純損益」に相当する。
負債合計÷資産合計×100（％）（たな卸資産+売上債権）÷資産合計×100（％）
当決算期1株当たり当期純損益－前決算期1株当たり当期純損益(万円）
事業別セグメントおよび所在地別セグメントの数の合計（個）ただし，単一セグメントである場合には1の値を取る。

少数特定者持株比率

少数特定者持株数（大株主上位10名および役員などの特別利害関係者の所有する株式数並びに自己株式数の合計）÷期末発行済株式総数×100（％）

個人株主数
個人・その他の株主数（万人）
社外取締役比率（銀行）
銀行に職務経験のある社外取締役人数÷取締役会人数×100（％）
社外取締役比率（支配会社） 支配会社に職務経験のある社外取締役人数÷取締役会人数×100（％）
社外取締役比率（その他） 銀行，支配会社および関係会社のいずれにも職務経験がなく，かつ相互派遣でなく，さらに他社で社長級の役職を持たない社外取締役人数÷取締役会人数×100（％）

追記情報D
継続企業D
東証要請前D

監査人の監査意見が追記情報ありの無限定適正意見であれば1，追記情報なしの無限定適正意見であれば0継続企業の前提に関する注記があれば1，なければ0「決算期末後45日以内」での決算発表の実施が適当であることを明記して決算発表の早期実施を東京証券取引所

決算月Dが要請する前の決算期（2007年2月期以前）であれば1，そうでなければ03月以外の各月について決算月であれば1，そうでなければ0 なお，3月以外の各月について複数個作成してい

INDUSTRY
高成長産業D
ハイテク産業Dる。
機械，空運，通信，電力・ガス(日経中分類）のいずれかの産業であれば1，そうでなければ0
機械，電気機器，精密機器，医薬品，自動車(日経中分類）のいずれかの産業であれば1，そうでなければ0

DEVEL とORIENTED の各変数の作成方法は4.3節で説明している。その他の変数は，原則として日経NEEDS-FinancialQUESTより入手しているか，
入手したデータを加工して作成している（財務データは，連結優先かつ日本基準優先で選択）。ただし，社外取締役比率（銀行），社外取締役比率（支配会社），社外取締役比率（その他） の３変数は日経NEEDS-Cgesより入手している。

34

社会情報学第11巻２号2022

変数（time invaria variables）である高成長産

サンプルから最小値を取る企業を除いて下位25％

業D とハイテク産業D 以外のコントロール変数で（＝0.30），50％（＝0.81），75％（＝1.16），90%（＝ある。INDUSTRY は，上記の時間不変変数で，2.18）のときの５つの場合について事後検定を行

やはりコントロール変数である。これらのコント

う（14）。

ロ ー ル 変 数 は， 原 則 と し て 記 虎（2017, 2018,

仮説が支持されるならば，各変数の単純傾斜は，

2021）に依拠にして選択しているが，決算月に交差項を構成するもう一方の変数の値をより大きついては３月以外のすべての月についてコント

な値で固定したときほど大きいことが期待されロールしている。νi は各企業の観察されない異質る。加えて，少なくとももう一方の変数の値を上性（各企業固有の効果）であり，κs はカットポ

述の単純傾斜を求める値のうち最も大きい値に固イントである。

定したときには，単純傾斜が有意に正となると期（１） 式 に はDEVEL とORIENTED の 交 差 項 が待される。ただし，ORIENTED として財務報告含まれている。仮説が支持されるならば，内部統

本文D と財務報告見出しD を用いる場合の構築姿

制システムの構築に際する企業の積極性が決算発

勢 の単純傾斜は，①財務報告本文D ＝０かつ財務表の適時性に寄与する度合いは企業の財務報告志

報告見出しD ＝０となるとき，②財務報告本文D

向が強いほど大きく，逆に企業の財務報告志向が＝１となるとき，③財務報告見出しD ＝１となる

決算発表の適時性に寄与する度合いは内部統制シ

ときの昇順により大きく，少なくとも③のときはステムの構築に際する企業の積極性が強いほど大有意に正となると期待される。また，構築姿勢 のきいはずである。したがって，交差項の係数は有値を同じ値に固定したときには，財務報告見出し

意に正となって（11），内部統制システムの構築に

D の単純傾斜の方が財務報告本文D の単純傾斜よ際する企業の積極性と財務報告志向の間には正のりも大きく，少なくとも構築姿勢 の値を上述の単交互作用効果があると期待される。ORIENTED

純傾斜を求める最も大きい値に固定したときにはとして財務報告本文D と財務報告見出しD を用い有意差があると期待される（15）。そして，交差項る場合には，加えて，構築姿勢 ×財務報告見出しを構成するどちらか一方の変数の値を単純傾斜を

D の係数推定値の方が構築姿勢 ×財務報告本文D求めたときの各値に固定するとともに交差項を構の係数推定値よりも有意に大きく，より大きな正成するもう一方の変数以外の（１）式に含まれて（12）の交互作用効果があると期待される。

いる変数を統制したときの予測直線は，交差項をさらに，正の交互作用効果が有意に認められる構成するもう一方の変数の観測値の範囲内では交場合には，（１）式の推定結果に基づいて，DEVEL

差せず（ordinal）に，このもう一方の変数の値とORIENTED の 各 変 数 の 単 純 傾 斜（simple

が大きくなるほど求めた予測直線間の乖離の程度（13）slope）を求めて事後検定を行う必要がある。

が大きくなると期待される。

DEVEL として用いる構築姿勢 の単純傾斜に着目す

続いて，（１）式の推定結果に基づいて，単純る場合には，交差項を構成するもう一方の変数で傾斜を求めた際のDEVEL とORIENTED の各変数

あるORIENTED の各変数が取り得る値の数が少なの値の組み合わせごとに決算発表時期 の調整済み

いため，これらの各変数のすべての観測値のとき確率の期待値をそれぞれ求める。そして，これらについて事後検定を行う。ORIENTED として用いの調整済み確率の期待値の推移が仮説と整合的でる各変数の単純傾斜に着目する場合には，交差項あるかどうかを確認する（16）。

を構成するもう一方の変数である構築姿勢 の値が当初のサンプル全体の最小値（＝－0.56）
，当初の

35

内部統制システムの構築に際する企業の積極性と財務報告志向が決算発表の適時性に与える影響―両者の交互作用効果に着目して―

4.3

記虎優子

変数の作成方法の連続尺度で，値が大きいほど企業が内部統制シ

DEVEL として用いる構築姿勢 は，以下の手順

ステムの構築に積極的であると解釈できる。

で作成している。当初のサンプルについて改定経ORIENTED として用いる各変数は，以下の手

験済み回数 と最大改定回数 に対して分散共分散行

順で作成している（19）。まず，各企業に基本方針列を用いた主成分分析を行い平均がゼロとなるよをマッチングする際に利用した基本方針について，構築姿勢 としの適時開示の具体的内容をテキスト型データとし。改定経験済み回数 は，基本方針をマッチて収集し，QDAソフトウェア（MAXQDA®）をングする際に利用した基本方針についての適時開利用してこのテキスト型データの中から企業の財示が当該企業の基本方針についての何回目の適時務報告志向が表象されているとみることのできる開示であるのかをカウントして１を差し引くこと言及を探索的に選定した（20）。探索的に選定したで作成している。最大改定回数 は，当該企業が言 及 の 一 部 を 表 － ２ に 示 し て い る。 そ し て，

2005年７月26日から2009年３月31日までの間に

Dictionary-basedア プ ロ ー チ（樋 口，2020） に

基本方針について何回適時開示しているのかをカ依拠して，基本方針に含まれる各事項の見出し部

ウントして１を差引くことで作成している。これ分と本文部分においてこれらの言及が１種類以上

らの２変数は値が大きいほど企業が内部統制シス

字句どおり出現しているかどうかを機械的に識別

テムの構築に積極的であると解釈できる。表－１

した（21）。

（17）

うに第１主成分得点を求めて（18）たに示しているとおり，主成分分析の結果得られた

次に，識別した結果を基に３つの異なる方法で第１主成分の固有ベクトルの符号は，どちらの変企業の財務報告志向を定量化した。財務報告志向

数についても正であり，第１主成分の寄与率もD は，これらの言及が単に基本方針の中で出現し83.74％と高い。したがって，構築姿勢 は１次元ているかどうかに基づいている。これらの言及が

表－２

 業の財務報告志向が表象されているとみることのできる各言及の記述統
企
計量
企業群

Mean

Std.

財務報告志向D ＝1

14.84

dev.
42.34

財務報告本文D ＝19.63

財務報告見出しD ＝1

17.00

出現して

出現社数（社―年）
Min

p25

p50

p75

p90

Max

いる言及
の種類数

1

2

3

5

15

234

43

22.63

1

2

3

5

13

116

38

32.55

1

1

3

11.5

71

118

16

企業群
財務報告志向D ＝1 財務報告本文D ＝1 財務報告見出しD ＝1

10社―年以上出現している言及

出現社数（社―年）

財務報告の信頼性234

116

財務報告に係る内部統制

141

70

118
71

財務報告の適正性

93

59

34

財務報告の信頼性と適正性

21

5

16

財務報告に係わる内部統制

15

9

6

適正な財務報告15132

財務情報の適正性10

73

財務計算に関する書類その他の情報の適正性

10

3

7

最終サンプルについてマッチングされている基本方針の中で出現している各言及の出現社数についての記述統
計量と10社―年以上出現している言及の出現社数を企業群別に示している。変数の定義は，表－１と同じである。なお，紙面の制約のため，10社―年未満しか出現していない言及の出現社数は割愛している。

36

社会情報学第11巻２号

2022

基本方針に含まれる各事項の見出し部分においてとなる企業群（150社―年）の方が財務報告本文

出現していれば目立つため，企業が内部統制シス

D ＝０（275社―年）となる企業群よりも出現す

テムの構築に際して財務報告を重視していること

る言及の種類数がかなり少なく，出現する言及のが一層強く表象されているとみることができる。

パターンが比較的決まっている。

そこで，これらの言及が基本方針のどこで出現し各変数の記述統計量は，表－３に示している（23）。

ているのかに基づいて財務報告本文D と財務報告

決算発表時期 の平均値は2.62にとどまるものの見出しD も作成している。表－１に示した定義か

中央値は３であったので，大半の企業が決算発表

らも分かるように，財務報告本文D と財務報告見の早期化要請の観点から適当であるとされる時期

出しD のどちらか一方の変数の値が１となるときに決算発表を行っている。また，改定経験済み回にはもう一方の変数の値は必ず０となる。した

数 と最 大 改 定 回 数 の 平 均 値 は そ れ ぞ れ0.22とがって，（１）式においてORIENTED としてこれ0.53と低く，中央値もともに最小値と同じ０でらの２変数をともに用いれば，企業の財務報告志ある（24）。最終サンプルのうち財務報告志向D の値

向は①財務報告本文D ＝０かつ財務報告見出しDが１となる企業（425社―年）の割合は17.63％＝０となるとき，②財務報告本文D ＝１となるとと低い。したがって，内部統制システムの構築に

き，③財務報告見出しD ＝１となるときの３つの

積極的であったり財務報告を重視していたりする

場合に群分けすることで定量化され，①～③の昇企業は，一部に限られている。

順に財務報告を重視している度合いがより強いとなお，（１）式の右辺において同時に用いる各変解釈できる。さらに，当初のサンプルについて財表－３

務報告志向D と財務報告見出しD に対してアイテ

変数名

ム・カテゴリー型の数量化Ⅲ類と数理的に同等でゼロとなるように第１主成分得点を求めて，財務報告志向度 とした。表－１に示しているとおり，
主成分分析の結果得られた第１主成分の固有ベク
トルの符号はどちらの変数についても正であり，第１主成分の寄与率も77.80％と高い。したがって，財務報告志向度 は１次元の連続尺度で（22），値が大きいほど企業が内部統制システムの構築に際して財務報告を重視している度合いが強いと解
釈できる。

検証結果

5.1

記述統計量

Mean Std. dev. Min
0.84
1
0.52
0
0.73
0
0.82
-0.56
0.38
0
0.32
0
0.24
0
1.25
-0.51
1.39
6.09
10.22 -76.38
21.17
1.69
18.30
0.16
0.92 -12.38
2.12
1
16.17
0.00
1.38
0.01
2.45
0.00
5.14
0.00
11.18
0.00
0.48
0
0.23
0
0.32
0
0.24
0
0.33
0

2.62
決算発表時期
0.22
改定経験済み回数0.53
最大改定回数
0.00
構築姿勢
0.18
財務報告志向D
0.11
財務報告本文D0.06
財務報告見出しD
0.00
財務報告志向度
10.18
企業規模
-0.17
ROA
52.01
レバレッジ
たな卸資産・売上債権比率 33.92
-0.06
△EPS
3.11
総セグメント数
55.02
少数特定者持株比率
0.75
個人株主数
0.41
社外取締役比率（銀行）社外取締役比率（支配会社） 1.18
6.42
社外取締役比率（その他）
0.37
追記情報D
0.06
継続企業D
0.12
東証要請前D
0.06
高成長産業D
0.13
ハイテク産業D

ある相関行列を用いた主成分分析を行って平均が５

各変数の記述統計量
Max
4
4
4
4.92
1
1
1
4.29
15.47
44.61
98.97
92.78
8.05
19
99.55
18.33
33.33
66.67
80.00
1
1
1
1
1

最終サンプルについて各変数の記述統計量を示している。変数の定義
は，表－１と同じである。なお，紙面の制約のため，一連の決算月D に
ついては割愛している。同一企業が最終サンプルに含まれる延べ回数
別の内訳は，延べ１回が17社，延べ２回が52社，延べ３回が763社である。また，最終サンプルにおいて同一企業の取締役会決議日が同じ
基本方針がマッチングされている延べ回数別の内訳は，延べ１回が410
社―年，延べ２回が560社―年，延べ３回が1,440社―年である。最終
サンプルの会計基準別の内訳は，連結・日本基準が2,068社―年，連結・米国基準が６社―年，個別・日本基準が336社―年である。

企業の財務報告志向が表象されているとみることのできる各言及の記述統計量は，表－２に示している。言及の種類によって言及が出現する企業
数は大きく異なる。また，財務報告見出しD ＝１

37

内部統制システムの構築に際する企業の積極性と財務報告志向が決算発表の適時性に与える影響―両者の交互作用効果に着目して―

記虎優子

数間の相関係数が0.5を超えるものはなかった（25）。

く， 前 者 の と き に 限 っ て 有 意 に 正 で あ っ た。

これらの変数のVIF（Variance Inflation Factor）

ORIENTED として財務報告本文D と財務報告見出は最大でも2.88なので，多重共線性はない。

しD を用いた場合の構築姿勢 の単純傾斜は，①財務報告本文D ＝０かつ財務報告見出しD ＝０とな

5.2

るとき，②財務報告本文D ＝１となるとき，③財

推定結果（１）式に含まれている交差項の係数推定値は，

務報告見出しD ＝１となるときの昇順により大き表－４に示している。構築姿勢 ×財務報告本文Dく， ③ の と き に 限 っ て 有 意 に 正 で あ っ た。

，

ORIENTED として財務報告志向度 を用いた場合

それ以外の交差項の係数推定値は有意に正であっの構築姿勢 の単純傾斜は，財務報告志向度 の値がたので，内部統制システムの構築に際する企業の大きいときほど大きく，財務報告志向度 の値が最積極性と財務報告志向の間には正の交互作用効果

大値となるときに限って有意に正であった。

（26）の係数推定値は有意傾向に留まったもののがあると認められる。ただし，ORIENTED とし

財務報告本文D と財務報告見出しD の単純傾斜て財務報告本文D と財務報告見出しD を用いた場

は，構築姿勢 の値が大きいときほど大きく，構築

合には，構築姿勢 ×財務報告見出しD の係数推定

姿勢 の値が当初のサンプルから最小値を取る企業

値の方が構築姿勢 ×財務報告本文D の係数推定値を除いて下位50％，75％，90%のときの３つのよりも大きかったものの，有意差まではなかった。

場合と，構築姿勢 の値が当初のサンプルから最小事 後 検 定 の 結 果 は， 表－ ５ に 示 し て い る。

値を取る企業を除いて下位25％，50％，75％，

ORIENTED として財務報告志向D を用いた場合の90%のときの４つの場合に，それぞれ有意に正で構築姿勢 の単純傾斜は，財務報告志向D ＝１のとあった。また，構築姿勢 の値を同じ値に固定したきの方が財務報告志向D ＝０のときよりも大きときには，財務報告見出しD の単純傾斜の方が財

表－４ （１）式に含まれている交差項の係数推定値
構築姿勢 ×
財務報告志向D

0.55(2.66) ***

κ1
κ2
κ3
Integration points
Wald χ2(30)σν

構築姿勢 ×
財務報告本文D

0.41(1.57) †構築姿勢 ×
財務報告見出しD

-0.90
1.38
9.26
26
256.58 ***
9.90

0.52
(1.95) *
-0.81
1.48
9.39
25
262.40 ***9.99

構築姿勢 ×
財務報告志向度

0.11(2.04) **

-0.89
1.39
9.31
25
259.68 ***10.01

最終サンプルを用いて（１）を推定した結果に基づいている。各変数の定義は表－１と同じである。
交差項について，上段に係数推定値，下段（ ）内にz値を示している。係数推定値の有意性検定に際しては，クラスター・ロバスト標準誤差を用いている。
＊＊＊
有意水準１％，＊＊有意水準５％，＊有意水準10％，†有意水準15％（１）式の推定に際してはIntegration pointsを変えて同様に推定することで，goodquadrature approximationを 確 認 し て い る。 ま た，mean and variance adaptive
Gauss-Hermite quadratureとStata’s modified Newton-Raphson algorithmを用いている。Davidon-Fletcher-Powell algorithmに替えて推定しても，得られた推定結果は大差なかった。なお，構築姿勢 ×財務報告見出しD の係数推計値と構築姿勢 ×財務報告
本文D の係数推定値の差は，0.11（z値=0.32）であった。また，紙面の制約のため交差項以外の係数推定値は割愛している。

38

社会情報学表－５
DEV EL の変数（構築姿勢 ）の単純傾斜
財務報告本文D ＝0かつ
財務報告志向D
財務報告志向D＝0のとき-0.04(-0.25)

＝1のとき

0.51
(2.66) ***財務報告見出しD ＝0のとき-0.04(-0.25)

第11巻２号2022

事後検定の結果

財務報告本文D財務報告見出しD

財務報告志向度

財務報告志向度

財務報告志向度

＝1のとき

＝1のとき

＝-0.51のとき
0.01(0.06)＝1.35のとき
0.22(1.43)＝4.29のとき
0.55(2.22) **0.37(1.49) †0.48(1.81) *ORIENTED の各変数の単純傾斜
財務報告志向D
構築姿勢 ＝-0.56のとき

構築姿勢 ＝0.30のとき

構築姿勢 ＝0.81のとき

構築姿勢 ＝1.16のとき

構築姿勢 ＝2.18のとき

財務報告本文D
構築姿勢 ＝-0.56のとき

構築姿勢 ＝0.30のとき

構築姿勢 ＝0.81のとき

構築姿勢 ＝1.16のとき

構築姿勢 ＝2.18のとき

財務報告見出しD構築姿勢 ＝-0.56のとき

構築姿勢 ＝0.30のとき

構築姿勢 ＝0.81のとき

構築姿勢 ＝1.16のとき

構築姿勢 ＝2.18のとき

財務報告見出しD －財務報告本文D構築姿勢 ＝-0.56のとき

構築姿勢 ＝0.30のとき

構築姿勢 ＝0.81のとき

構築姿勢 ＝1.16のとき

構築姿勢 ＝2.18のとき

財務報告志向度
構築姿勢 ＝-0.56のとき

構築姿勢 ＝0.30のとき

構築姿勢 ＝0.81のとき

構築姿勢 ＝1.16のとき

構築姿勢 ＝2.18のとき

0.39(1.01)

0.23(0.48)
0.81(1.47)
0.58(0.80)

0.17(1.52) †0.86(3.24) ***0.59(1.78)

1.14(4.80) ***0.79(2.81) ***1.26(3.26) ***0.67(1.38)

1.52(4.67) ***0.73(1.88) *0.26( 3.46) ***0.32(4.92) ***1.34(5.46) ***0.94(3.31) ***1.71(5.45) ***0.77(2.16) **0.36(5.64) ***1.90(5.27) ***1.35(3.23) ***2.23(5.38) ***0.88
1.89 *

0.47(5.36) ***上段には最終サンプルを用いて（１）式を推定した結果に基づいて求めた単純傾斜の推定値，下段（ ）内にはz値を示している。変数の定義は，表－１と同じである。有意性検定に際しては，クラスター・ロバスト標準誤差を用いている。ORIENTED としとして財務報告本文D と財務報告見出しDをともに用いた場合は，構築姿勢 の値を同じ値に固定したときのこれらの２変数の単純傾斜の差も示している。そして，この場合には，２変数の単純傾斜とその差について同時に３回検定を行う多重比較となるためHolm法により有意水準を調整している。なお，構築姿勢 の単純傾斜は，
ORIENTED の各変数のすべての観測値のときについて示している。ORIENTED の各変数の単純傾斜は，構築姿勢 の値が当初のサンプル全体の最小値，
当初のサンプルから最小値を取る企業を除いて下位25％，50％，75％，90%のときの５つの場合について左から順に示している。
＊＊＊
有意水準１％，＊＊有意水準５％，＊有意水準10％，†有意水準15％

務報告本文D の単純傾斜よりも大きく，構築姿勢

期待値のグラフ線は，財務報告志向度 の値を最小の値が当初のサンプルから最小値を取る企業を除値に固定した場合以外は顕著に右肩下がりにないて下位50％，75％，90%のときの３つの場合る。グラフ線は，財務報告志向度 の値をより大きには有意差があった。財務報告志向D や財務報告な値で固定したときほど全体的に低い。さらに，

志向度 の単純傾斜は，構築姿勢 の値が大きいとき

構築姿勢 の値が大きくなるとグラフ線間の乖離のほど大きく，構築姿勢 の値が当初のサンプル全体

程度も大きくなる傾向がある。したがって，内部の最小値のとき以外はすべて有意に正であった。

統制システムの構築に際する企業の積極性と財務

そして，交差項を構成するどちらか一方の変数の報告志向が，決算期末後45日超や50日超といっ値を単純傾斜を求めたときの各値に固定するととた適時ではない決算発表を回避することに相乗的もに交差項を構成するもう一方の変数以外の（１）に寄与すると言える。逆に，決算発表時期 の値が式の右辺に含まれている変数を統制したときの予

３または４となる調整済み確率の期待値のグラフ

測直線は，基本的に，交差項を構成するもう一方

線は，財務報告志向度 の値を最小値に固定した場の変数の観測値の範囲内では交差しておらず，こ合以外は顕著に右肩上がりになる。グラフ線は，のもう一方の変数の値が大きくなるほど求めた予財財務報告志向度 の値をより大きな値で固定した
ときほど全体的に高い。さらに，構築姿勢 の値が（27）

測直線間の乖離の程度は大きかった。

決 算 発 表 時 期 の 調 整 済 み 確 率 の 期 待 値 は，大きくなるとグラフ線間の乖離の程度も大きくな

ORIENTED として財務報告志向度 を用いた場合る傾向がある。したがって，内部統制システムのについてのみ図－１にグラフで示している。決算

構築に際する企業の積極性と財務報告志向が決算

発表時期 の値が１または２となる調整済み確率の期末後45日以内や30日以内といった実務上適当

39

内部統制システムの構築に際する企業の積極性と財務報告志向が決算発表の適時性に与える影響―両者の交互作用効果に着目して―

記虎優子

0 .2 0

財務報告
志向度

0.18

0 .1 8- 0 .5 1
1 .3 5
4 .2 9

財務報告
志向度

0.17

- 0 .5 1
1 .3 5
4 .2 90 .1 60.17

0.15

0 .1 50 .1 4P（決算発表時期 =2）P（決算発表時期 =1）

0.13

0.12

0 .1 00.13

0 .1 20.11

0.08

0 .1 00.07
0.09

0 .0 50 .0 80.03

0.07- 0 .5 6

0 .3 00 .8 1

1 .1 62 .1 8- 0 .5 6

0 .3 0構築姿勢

0 .8 1

1 .1 62 .1 8

構築姿勢

0 .7 0

財務報告
志向度

0.68

0 .2 5- 0 .5 1
1 .3 5
4 .2 9

財務報告
志向度

0.23

- 0 .5 1
1 .3 5
4 .2 90.22
0.67

0 .2 00.18

P（決算発表時期 =4）P（決算発表時期 =3）

0 .6 50.63

0.62

0 .6 00.17

0 .1 50.13

0.12

0 .1 0
0.58
0.08

0.57

0.07

0 .0 5

0 .5 50.03- 0 .5 6

0 .3 00 .8 1

1 .1 62 .1 8- 0 .5 6

0 .3 00 .8 1

1 .1 62 .1 8

構築姿勢

構築姿勢

図－１ 決算発表時期 が取り得る値ごとの調整済み確率の期待値
最終サンプルを用いて，またORIENTED として財務報告志向度 を用いて（1）式を推定した結果に基づいて，表－５に示した単純傾斜を求めた際の構築姿勢 と財務報告志向度 の値の組み合わせごとに決算発表時期 の調整済み確率の期待値を求めて，折れ線グラフを作成している。変数の定義は，表－１と同じである。
横軸の参照線は，左から順に，構築姿勢 の値が当初のサンプル全体の最小値，当初のサンプルから最小値を取る企業を除いて下位25％，50％，
75％，90%の値のときにそれぞれ対応している。各グラフの３つの折れ線は，財務報告志向度 のすべての観測値のときにそれぞれ対応している。

とを示している（29）。この結果，仮説は支持される。

もしくはより望ましいとされるような適時の決算発表を行うことに相乗的に寄与すると言える。このように，決算発表時期 の取り得る値ごとの調整

６

済み確率の期待値の推移は，仮説と整合的であった（28）。

おわりに

本稿では，内部統制システムの構築に際する企以上の検証結果は，企業が内部統制システムの業の積極性と財務報告志向が決算発表の適時性に構築に積極的であることや財務報告を重視してい相乗的に寄与することを実証的に示した。さらに，ることが決算発表の適時性に相乗的に寄与するここれら２つの企業特性が，決算期末後45日超や40

社会情報学第11巻２号

2022

50日超といった適時ではない決算発表を回避す析視点としてまた決算発表という情報現象

ることに相乗的に寄与する一方で，逆に決算期末を分析対象としてそれぞれ位置付けて，証後45日以内や30日以内といった実務上適当もし券市場における情報の伝達過程を実証的にくはより望ましいとされるような適時の決算発表

解 明 す る も の で あ る。 そ れ ゆ え， 正 村を行うことに相乗的に寄与することも明らかにし（2003）に従えば，本研究は社会情報学

た。このように，決算発表の適時性に相乗的に影に類する研究である。

響を及ぼす内部統制システムに係る企業特性を具（３）適時開示の表題に基づいて手作業でできる体的に解明したことが本稿の貢献である。

限り漏れなく収集している。

本稿で得られた証拠は，企業の自主的な姿勢や（４）決算日と基本方針についての適時開示に記認知が決算発表の適時性に影響を及ぼしており，載されている基本方針の制定ないし改定にかつその影響が相乗的であることを示している。

ついての取締役会決議日を比較することそれゆえ，制度的に要請なり規制なりによって必で，基本方針をマッチングしている。ただずしも直接的な対応を図らずとも決算発表の適時し，後に取締役会決議日を訂正する適時開性を確保し得ることが示唆されるわけであるから，示が公表されている場合には，訂正後の取内部統制に対する企業の意識改革を促すような何締役会決議日を用いている。

らかの施策が望まれる。内部統制に係るどの側面（５）本稿では，検証に必要な一部の変数の作成

が財務報告の適時性に相乗的に影響を与えているにあたって基本方針についての適時開示をのかをさらに解明することが今後の課題である。

利用しており，また財務データに基づく変数を決算期ごとに作成している。そのため，

謝辞

サンプルとした期間を通じて上場を継続し本研究は，JSPS科研費 JP19K02027の助成をており基本方針についての適時開示を行い受けたものです。

得る企業で，かつ決算期末現在において有効な基本方針をマッチングできた企業にサ

注

ンプルを限定する必要がある。ただし，平（１）内部統制とは，「事業体の取締役会，経営者

成17年制定会社法施行日よりも前に基本

およびその他の構成員によって実行され，業方針について適時開示していた企業もサン

務，報告およびコンプライアンスに関連する

プルに含めている。また，金融業の財務諸目的の達成に関して合理的な保証を提供す

表の勘定科目は一般事業会社とは大きく異るために整備された１つのプロセス」であるなっており，財務データに基づく変数を適（Committee of Sponsoring Organizations

切に作成できないため，金融業に該当しな

of the Treadway Commission, 2013＝ 八い企業にサンプルを限定する必要がある。

田・箱田監訳，2014）。

なお，検証に際して各企業の観察されない（２）正村（2003）は，社会情報学は情報現象

異質性（各企業固有の効果）をコントロー

に関する総合的で学際的な研究として組織ルするために，複数の決算期に係るパネルされるとして，分析視点と分析対象の両面

データを用いている。

か ら 情 報 を 捉 え て い る。 本 稿 は， 記 虎（６）基本方針についての適時開示回数からマッ（2017, 2018, 2021）と同様に，基本方チングされている基本方針の改定回数をう針についての適時開示という情報現象を分まく推定できるように，平成17年制定会

41

内部統制システムの構築に際する企業の積極性と財務報告志向が決算発表の適時性に与える影響―両者の交互作用効果に着目して―

記虎優子

社法により基本方針の決定が明文で義務付て い た と し て も， 遅 く と も ３ か 月 後 のけられてすぐの時期に着目する必要があ

2006年７月29日までには施行後初の取締る。さらに，基本方針を決定する必要が生役会を開催して基本方針を決定する必要がじたタイミングをサンプルとした企業間であったことによる（会社法の施行に伴う関同じくする必要がある。しかし，平成17係法律の整備等に関する法律の施行に伴う

年制定会社法の施行前にすでに基本方針の経過措置を定める政令14条，会社法363条

決定が明文により義務付けられていた委員２項）。

会等設置会社であった（商法特例法21条（７）当初のサンプルから変則決算に該当するの７第１項２号［平成17年法律87号廃止

13社についてのパネルデータ14社―年と前］）と確認できた企業は，サンプル候補

ROA の作成に必要なデータをデータベーには含まれていなかった。なお，平成17スから入手できなかった８社についてのパ

年制定会社法の施行前に委員会等設置会社

ネルデータ８社―年を順に除いた上でであったかどうかは，日経NEEDS-Cgesに

ROA の下位１％以下に該当すれば，ROA含まれている「委員会等設置フラグ」のデーの値が異常に小さいと判断している。なお，

タを利用するなどして，施行日からみて直ROA の値が著しく大きい場合はなかった

前に開催された定時株主総会の対象となるため上限の異常値処理はしていない。

事業年度の有価証券報告書記載ベースで判（８）下記の値がそれぞれ負となる場合に，債務断している。

超過であるとみなしている（連結優先かつ加えて，当該企業が基本方針について

日本基準優先で選択）。

行った１回目の適時開示から基本方針の改連結・日本基準の場合：純資産－新株予定についてである旨がすでに明示されてい約権－少数株主持分

ただし，ここでいうて何回目かの改定をしたときからしか適時「少数株主持分」は，2015年４月１日以開示していないと推定された167社につい後を期首日とする決算期の「非支配株主持てのパネルデータ196社―年をサンプルか分」に相当する。

ら除く必要がある。最後に，当該企業が基連結・米国基準の場合：資本金＋資本剰

本方針について行った１回目の適時開示に余金＋利益剰余金＋その他の包括利益累計

おいては基本方針の改定についてである旨

額－自己株式がたとえ明示されていなくても取締役会決

個別・日本基準の場合：純資産－新株予議日が2006年７月30日以降となっていて約権最初の基本方針を設定したとみるには決議（９）尤度比検定（likelihood-ratio test）では，日が遅すぎる38社についてのパネルデー

どの検証式についても各企業の観察されな

タ65社―年も除く必要がある。これは，い異質性（各企業固有の効果）の分散はゼ

平成17年制定会社法の施行前に委員会等ロであるとの帰無仮説を１%水準で棄却し設置会社（商法特例法１条の２第３項［平たため，プールドモデルよりもランダム効

成17年法律87号廃止前］）ではなかった大果モデルが支持される。

会社である取締役会設置会社は，平成17（10）決算日から通期の決算発表日までの日数差

年制定会社法の施行に伴いたとえ施行日前がたとえ同じであっても決算発表時期 の値

日の2006年４月30日に取締役会を開催しが変わる場合と変わらない場合とでは決算

42

社会情報学第11巻２号

2022

発表の早期化要請の観点からは決算発表の（16）DEVELとORIENTED の各変数の単純傾斜

適時性の程度は大きく異なるから，順序尺

は，（１）式の被説明変数であるロジット度を用いることが望ましい。なお，上場会に対する限界効果を示すにとどまるためで社の通期の決算発表は「決算期末後30日ある。

（決算期末が月末である場合は翌月）」以（17）標準偏差が小さい変数は測定の信頼性を内に行うのがより望ましく，「決算期末後高めることには寄与しないため，こうした45日（決算期末後45日目が休日である場

変数の主成分負荷がより小さくなる分散共合には翌営業日）」以内に行うのが適当で分散行列を用いた主成分分析の方が相関行あるとされている。また，「決算期末後50列を用いた主成分分析よりも好ましい性質

日（決算期末後50日目が休日である場合を有しているとされる（村上ほか，1999）。

はその翌営業日）」を超えて決算発表をす（18）（１）式の推定に際してDEVEL として改定

る場合にはその理由などを開示するよう要

経験済み回数 を用いると多重共線性が強く請されている。

懸念されたため，定量化の方法を工夫して（11） 交 差 項 の 係 数 は 定 数 を 付 加 し て 変 数 をいる。

rescaleし て も 変 化 し な い（Aiken et al.

（19）本稿では，次の２つの点で記虎（2021）

1991, pp.28-31）。そのため，交差項を構

よりも企業の財務報告志向の定量化の方法

成する変数のうち構築姿勢 と財務報告志向を改善している。まず，機械コーディング

度 は正負両方の値を取り得るが，交差項のを行うことで，テキスト分析の客観性と信係数の符号の解釈には影響を及ぼさない。

頼性をより確保している。次に，企業の財（12）後述のように，財務報告見出しD ＝１とな

務報告志向が表象されているとみることのるときの方が財務報告本文D ＝１となるとできる言及が単に基本方針の中で出現してきよりも企業が財務報告を重視している度いるかどうかだけでなく，基本方針のどこ合いが強いと解釈できるためである。

で出現しているのかも加味している。

（13）単純傾斜（Aiken et al., 1991, p.12）は，（20）認知的組織科学では，企業の言語資料に交差項を構成する２変数のうち一方の変数

は企業の認知が表象されているので，逆にの値を固定したときにもう一方の変数が被企業の言語資料の内容を分析することで企説明変数に及ぼす限界効果を示している。

業の認知を可視化することができるとされ交互作用効果が有意に認められても，交差ている（喜田 2007）。会社法下において項を構成する一方の変数が取る値によって明文で列挙されている基本方針として定めもう一方の変数の単純傾斜が有意に変化す

なければならない事項（会社法348条３項

ることを意味するだけで，単純傾斜の大き

４号，362条４項６号，399条の13第１項

さや有意性は一定でないためである。

１号ロハ，416条１項１号ロホ，会社法施（14）構築姿勢 が右に歪んだ分布となっている

行 規 則98条，100条，110条 の4,112条）

ことを踏まえ，これらの５つの値を選定しには財務報告に係る事項は含まれていないている。

ので，基本方針の中で財務報告について何（15）後述のように，①～③の昇順に企業が財らかの言及を自発的にしていれば，企業が務報告を重視している度合いがより強いと内部統制システムの構築に際して財務報告解釈できるためである。

を重視していることが基本方針に表象され43

内部統制システムの構築に際する企業の積極性と財務報告志向が決算発表の適時性に与える影響―両者の交互作用効果に着目して―

記虎優子ているとみることができる。さらに，本稿

か②財務報告本文D と財務報告見出しD ででは基本方針の決定が平成17年制定会社

ある場合には，求めた予測直線がこれらの法により明文で義務付けられてすぐの時期

変数の観測値の範囲内で交差していた。しの基本方針に着目することで，他社の基本

かし，これらの変数はいずれもダミー変数

方針についての開示動向の影響を受けて基であるので，観測値としては０か１の２値

本方針の内容が単なる表向きのものとなっしか取らず，交差点はこれらの変数の値がてしまう可能性も極力排除されている。

それぞれ①0.08と②0.08ないし0.10のと（21）基本方針の改定部分のみが開示されていきで極めて零に近かったため，実質的にはる場合には，それ以外の部分についてはす

交差していないとみて差し支えない。なお，

でに適時開示されている直近の基本方針の予測直線のグラフは割愛している。

内容を引き継いでいるとみなして言及の出（28）ORIENTED として財務報告志向D を用い

現の有無を識別している。また，言及全体た場合や財務報告本文D と財務報告見出し

が別の言及に完全に包摂されている場合にD をともに用いた場合の決算発表時期 の調は，重複して出現しているとは識別してい整済み確率の期待値のグラフは割愛していない。さらに，同じ言及が同一の基本方針

るが，これらの場合にも調整済み確率の期の中で繰り返し出現している場合と１回し待値の推移は仮説と整合的であった。

か出現していない場合を区別していない。

（29）本稿では，企業の財務報告志向が表象さ（22）ただし，財務報告志向度 は，①財務報告

れているとみることのできる言及が基本方

志向D ＝０かつ財務報告見出しD ＝０のと針のどこで出現しているのかを加味して企き（＝－0.51），②財務報告志向D ＝１か業の財務報告志向を定量化している。しかつ財務報告見出しD ＝０のとき（＝1.35），

し，言及がどこで出現しているのかではな③財務報告志向D ＝１かつ財務報告見出し

くどの言及が出現しているのかが企業が財

D ＝１のとき（＝4.29）にそれぞれ対応す

務報告を重視していることを一層強く（まる３値のみを取る。

たは一層弱く）表象している可能性を否定（23）各変数の中央値やダミー変数の値が１とできない。そこで，財務報告志向D ＝１となる企業の割合は表－３から割愛している。

なる企業のうち財務報告本文D ＝１となる（24）改定経験済み回数 ＝０かつ最大改定回数 ＝

企業群の１つ以上の企業と財務報告見出し

０で構築姿勢 の最小値をとる企業は，最終D ＝１となる企業群の１つ以上の企業に共サンプルの59.79％に相当する1,481社―

通して出現している（11種類のうち１つ年である。

以上の）言及だけが出現している企業（3464（25）変数間の相関係数を示した表は割愛して4社―年）を残して同様に検証を行った。こいる。

のサブサンプル（811社についてのパネル（26）交互作用効果の検出力は一般的に低いの

データ2,331社―年）では出現する言及ので（VanderWeele, 2015, 283）
，有意傾向

種類数は両群で同じであるから，言及が基であっても実質的には有意であるとみて差本方針のどこで出現しているのかをより反し支えない。

映して，企業の財務報告志向が定量化され（27）ただし，値を固定していない交差項を構ていることになる。そして，サブサンプル

成するもう一方の変数が①財務報告志向Dを用いても最終サンプルを用いたときとほ

44

社会情報学第11巻２号

2022

Auditing 18（2）, pp.139-154.

ぼ同様の推定結果が得られたことから，検証結果は特定の言及の出現に影響を受けて

喜田昌樹（2007）『組織革新の認知的研究―認知おらず頑健である。なお，この場合の推定

変化・知識の可視化と組織科学へのテキストマ

結果の図表は割愛している。

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社会情報学第11巻２号

2022

原著論文
コミュニティ放送における災害の語り：
会話分析によるゲストとパーソナリティの相互行為
Talk of Disaster in Community Broadcasting: The Interaction between
Guests and Personality by Conversation Analysis
キーワード：
コミュニティ放送，災害，放送トーク，会話分析，相互行為
keyword：community broadcasting, disaster, broadcast talk, conversation analysis, interaction

情報科学芸術大学院大学

金

山

智

子

Institute of Advanced Media Arts and Sciences Tomoko KANAYAMA

要

約本研究は放送トーク研究を理論的視座におき，コミュニティ放送の番組における被災者の語りについて，いかに語り手であるゲストと聞き手であるパーソナリティが相互に関係しながら被災や復興の語りを生成しているのかを明らかにすることを目的とする。2013年10月から2020年３月まで放送された
FMいわきの復興番組『ラジオのまなざし』を対象に，ゲストとパーソナリティのトークを会話分析した。
その結果，（１）ゲストとパーソナリティの相互行為において，現在/未来に関する発話と，震災の記憶の発話では構造的現象に差異があること，（２）ゲストとパーソナリティの両者が主体的な関わりを維持しながら会話していること，そして（３）近接性をもつ地元のリスナーの存在はパーソナリティの発話に影響与える，という３つの特徴が明らかになった。本研究は，コミュニティ放送を通して災害を語ることは，被災した地域の人たちが安心して語れる環境にあることを前提に，同じ被災経験をもつパー
ソナリティとの相互行為を通して，被災や復興の経験，複雑な想いや感情を，その時その場で共に紡いでいく行為であり，それを一つの物語として同じ体験や感情をもつ地元のリスナーと共有していくという，もう一つの行為であり，被災地のコミュニティ放送だからこそ，この二つの行為が実践されている
原稿受付：2022年3月23日
掲載決定：2022年10月26日

47

コミュニティ放送における災害の語り：会話分析によるゲストとパーソナリティの相互行為

金山智子という知見を示した。
Abstract
This study takes a theoretical perspective on the broadcast talk studies and explores how thetalk of disaster victims in community broadcasting are generated through interactions between theguests and the personality. The results of the conversation analysis of the programs broadcast
from October 2013 to March 2020 revealed three characteristics:（1）there is a difference instructural phenomena between talks of present/future and talks about the disaster in terms of theinteraction between the guests and personality,（2）the guests and personalities’ proactive
commitment to the conversation, and（3）the personality’s talk that is conscious of the listeners’
proximity to them. This study indicates that talking about disasters through community
broadcasting is an act of weaving together the experiences of disaster and recovery, and complex
thoughts and feelings, through interaction with personality who have the same experiences of thedisaster, in an environment where people in the affected areas can talk about the disaster in safe.
It is also another act of sharing the story with listeners who have the same experiences andfeelings with the guests and personality. The community broadcasting in stricken area can be theplace where both acts for local community members are implemented.

48

社会情報学１

第11巻２号

2022

的な活動が注目されたが，時間経過に伴い，被災

はじめに者間あるいは地域間のさまざまな差異や格差が顕

被災体験を「語ること」は災厄から精神的に立著となり，コミュニティの中で多くの分断が生まち直っていく上で，重要な役割を果たす。東日本

れた。この中で，コミュニティの復興のためにど大震災でも「語り」という行為は災害からのレジのような声を伝えていくべきか，コミュニティ放（1）

リエンス となると報告された（結城，2014）。

送局は悩みながら，伝えるべき語りを生成していRaphael（1986＝1995）によれば，体験を具体る（金山・小川，2020）。

的な言葉で表わし，他人が理解できるように自我復興後は，災後あるいは災間として，災害の記を外面化する行為であるトーキングスルー（2）は，憶を継承することが求められる。被災地のコミュ

被害や精神的打撃を克服する一つの方法であり，ニティ放送では，その時々でコミュニティや時代

ラジオなどメディアにおける語りもその一つとさに合わせた番組形態を通して，災害の記憶が伝えれる。他者に災害体験を語ることは，当事者に浄られる（金山，2020）。

化をもたらすだけでなく，その体験をコミュニ

これまでのコミュニティ放送研究では，被災者ティで共有することは，「地域ぐるみの感情発散」の声を伝える媒体としての役割と意義に焦点があ（p.234）となる。ラジオを通した語りの共有はてられてきた（災害とコミュニティラジオ研究会，

被災地のリスナーに向けた浄化作用をもたらすと2014；大内，2018；金山，2021）。その根底には，いえよう。

被災者の思いや体験は「伝えられるべきもの」と被災地のコミュニティ放送局や臨時災害放送局の考えがあり，被災者自身の語りそのものが重視

では，トーク番組，インタビュー，市民制作番組されている。他方，先の考えに基づけば，被災者など，多様な番組フォーマットで被災者たちが語たちの語りは，被災者とパーソナリティとの相互る機会が提供されている。Ong（1982＝1997）

行為により生成されるものであり，コミュニティ

は，声による語りはその場に居合わせた人との相放送を通して震災の経験の何がどのように語られ互作用により創造されると述べており，
語りは「聞

るかの理解も必要となる。

き手と語り手の共同構築」（能智，2006）なので本研究では，コミュニティ放送のトーク番組にある。したがって，コミュニティ放送の被災者たおける被災者の語りについて，被災者であるゲス

ちの語りは，ある特定の時空間において，語り手

トと聞き手であるパーソナリティが相互に関係しである被災者と聞き手であるパーソナリティとがながら，被災や復興の語りをいかに生成している

相互に関係し合うことによって生まれる。その語のかを明らかにする。

りはラジオというメディア・チャネルを通して伝
えられ，地域コミュニティのリスナーたちとの間に共有感覚を生むのである。
災害復興のプロセスは被災直後の愛他的で相互

２

放送トーク研究とコミュニティ放送

2.1

放送トーク研究とは扶助的な反応を生む災害ハネムーン時期が過ぎる「トーク」は「日々の生活の場で交わされるカと，物心両面での喪失や生活の激変，怒りや悲しジ ュ ア ル な 会 話 の や り 取 り」 と 定 義 さ れ る

み，支援への不満・不安を派生させる幻滅時期へ（Giddens，1987，p.99）。元来，トークは，言語・と移り，被災前の安定レベルに戻るまでに長時間

非言語という記号を用いた，ある秩序をもった相を要する（Raphael，1986＝1995）。東日本大震

互作用である（Hutchby，2006，p.24）。ニュー

災でも，全国からのボランティアなどによる利他

ス，ドラマ，エンターティメント，ドキュメンタ

49コミュニティ放送における災害の語り：会話分析によるゲストとパーソナリティの相互行為


金山智子

リーなどの放送活動で，「トーク」は基本であり，

藤竹，2009），番組の中でリスナーと電話で話をその普遍性ゆえに，メディア分析においては殆どする電話イン，リスナー参加型のトーク番組，リ注目されてこなかった。Hutchby（2006）は，

スナーのリクエストによる音楽番組など，多様なメディア研究において話すという行為が些細な日

ジャンルをもつことから，リスナーとのトークが常的実践だとして軽視されてきたことを問題視し重要な要素となる（Stachyra，2014）。コミュニ

た。放送トーク研究の発展は，単なる「しゃべり」

ティ放送にとって，地域コミュニティの成員の参ではなく，日常的な会話の側面を，放送の談話の加は，局の存在意義に関わり，成員であるリスナー

中に持ち込み，放送という制度的文脈に応じて変との相互作用は放送プログラム全体を通して局で換したものと認識するところから始まり，番組を最も重視される（稲垣，2017）。先に述べた放送

構成する形式的な言説構造の議論がこれを支えてトークの構造の二重性は，番組参加者間，パーソいる（Scannell，1989）。

ナリティとリスナー間のそれぞれで相互作用が生

放送トーク自体，参加の枠組みやしゃべりの動じる。コミュニティ放送では市民パーソナリティ

態をもっており，それは視聴者に向けた伝達の中や市民制作番組が多く，市民同士の相互作用で生で作用しながら形づくられる。伝達された放送トー成された話を，番組を通して市民がきくという構

クは，公共の談話として視聴者に受容される。放図で出来上がっており，これがコミュニティ放送

送トークは，ディスカッションやインタビューなど

におけるトークの特徴として捉えることができる。

参加者間のコミュニケーションによる相互作用であ

一般的に，全国ネットワーク局や県域放送局なると同時に，そこに不在の視聴者にきかれる設計

どでは聞き手であるパーソナリティと語り手であに基づく「構造の二重性（double articulation）」

るゲストは地理的あるいは社会文化的に離れておを保持している（Scannell，1991，p.1）。よって，り，両者間の近接性は低い。一方，コミュニティ

放送トーク研究ではコミュニケーションの意図が番放送では，ゲストの多くが地域コミュニティのメ

組の形式と内容においてどう組織されているかをンバーであり，パーソナリティとゲストは地理的明らか に することが 主 目的となる（Hutchby，

かつ社会文化的な近接関係があることから，様々

2006）
。

な文脈共有が可能である。

放送トークを特徴的に定義づけるものとして，

コミュニティ放送局の多くは，地域コミュニ（１）日常会話の構造やパターン，（２）制度的ティにスタジオを構え，パーソナリティやゲスト

な言説形式トーク，（３）視聴者のために作られが密接した状況で番組を制作する。街中のサテラ

た ト ー ク の ３ 点 が 挙 げ ら れ る（Hutchby，

イトスタジオや，商店街やショッピングセンター，

2003）。コミュニティ放送における放送トークは，

学校や役場など，馴染みのある場所での取材は，

地域情報番組，市民パーソナリティによる番組な

住民たちの身近で収録されることも多く，制作環

ど，日常会話の構造をもつ番組に多く発生し，そ境が相互作用に影響していると考えられる。

れらはラジオ放送局の番組形態や言説形式の中に

コミュニティ放送の番組で災害の経験について維持される（VanVuuren，2006）。コミュニティ

語る際，ゲストとパーソナリティ，語る環境との放送の受け手であるリスナーは，地域コミュニ

近接性，リスナーとの関係，文脈の共通性など，

ティの成員であり，リスナーの利益＝コミュニ相互関係が多面的かつ同時発生することが想定さティの利益として位置付けられる。

れ，こういった多重相互作用についてコミュニ

放送メディアの中でもラジオは送り手と受け手

ティ放送のトーク研究の文脈で理解することが求の相互作用が高く（小川，2009；竹山，2002；

められる。

50

社会情報学2.2

放送トーク研究と会話分析

第11巻２号

2022

れを使うことで番組ホストはリスナーとの擬似的放送トーク研究では，主な調査法として会話分な対話を開始する。リスナーが挨拶に応答するこ析が用いられてきたが，これは「会話者自身が会とはないが，このように反応を必要とする発話に話をする中で，作り出し，利用する，秩序性を判

よって直接的な関わりが確立され，リスナーが談別し，定式化しようとする，経験的分析」である話の一部であることが暗示される（Montgomery，（樫村，1996，p.148）。樫村（2001）は，単に1986）。

方法論というより「『話すという人間の活動』が，放送トークの会話分析では，トークと相互作用

複数の会話者の間の，微妙に調整された記号の交の逐次的な組織化に焦点が当てられ，会話の順番

換行為であるという考え方」（p.151）に依拠し取りとその構造的現象（隣接関係のペア，オーバーているとする。

ラップ，修復など）が分析の中心となる。放送に

好井（2001）は，会話分析は「場面や状況をおいてトークの順番はコントロールされており，自明視したり，前もって存在するものとしては扱

参加者は「質問する」と「答える」を交互に行なっわない。そうではなく，それは，ほんらい（原文ていく。

ママ）ローカルなその場その時ごとにうみだされラジオ放送のトークでは音声メディアの特性が（原文ママ），つくりかえられ（原文ママ）得る

顕著となる。例えば，DJトークでは，DJは話し現象としてあつかわれる」（p.38）と強調する。

ている場所をリスナーに説明するため常にスタジ

Goffman（1981）も，会話の参加者は互いの関オを参照し（Montgomery，1986），スポーツや係を位置づけ，刻々と変化させながら相互行為を式典など，ライブイベントの取材では見えない部実現させると述べている。これに基づけば，被災分をレポーターが詳細に説明する（南，2000）。

者の語りは，被災当事者が話すものではなく，コ

ラジオのトークは一般的な会話に比べて，発話

ミュニティ放送という地域コミュニティ向けの番の重複が少なく，また発話途中で重複した言いさ

組での会話を通して，「被災者として，この地域

し（3）が多くなり，聴覚による情報伝達で重複を避コミュニティをいま，生きていること」として経ける傾向がみられる（荒畑他，2017）。ラジオの験的に表示しつつ，複数の場面における相互作用

トークに共通の傾向は存在するが，形式やジャンの実践によって達成されていると解釈することがルによってトークの内容は異なる。同じ震災の語できる。

りでも形式やトークの内容により相違が発生する

放送トークのコンテンツの焦点は，「パーソナと考えられる。

リティ，局のスタッフ，そして視聴者自身の日常
生活の小さな変化」（Montgomery，
1986）
である。

2.3

語り手と聞き手による共同生成

視聴者への持続的な直接話法が日常会話の感覚を語りには，特定の出来事（例「あのとき，あそ

持続させることから，ラジオ制作ではリスナーとこ」）についての表現と，表現した時点（例「今・の会話形成が重視される。放送トークにおいて，ここ」）における出来事への評価（例「今も忘れパーソナリティとリスナーの間に社会的上下関係ない」）が含まれる（能智，2006）。語り手の「今・や親しみなど社会的直示が生まれ，挨拶や修辞的ここ」の行為においては，話をきく相手を意識しな質問などを通じた対話の中で実現されるており，当然語りという言語活動に影響する。鷲（Tolson，2006）。例えば，「こんにちは，よう田（2016）は，体験を共有していない他者に分こそ」という表現は通常の日常会話では「こんにかるように語る上で，他者という立会人が必要でちは」などの返答を必要とするが，番組冒頭でこあり，その人が「相づちを打つことで〈語り〉が51

コミュニティ放送における災害の語り：会話分析によるゲストとパーソナリティの相互行為

金山智子

起動する瞬間を支えるのである」（pp.183-184）

どのように構造化されているかと述べている。語りとは，「特定の時と場所におRQ2：ゲスト（語り手）とパーソナリティ（聞いて特定の聞き手を前に行われる
〈こと〉
」
であり，

き手）の近接性は，相互行為にどのよ「聞き手と語り手が相互に関係し合う場」（能智，

うに関係しているのか

2006，p.52）であり，相手に話をきく聞き手と，

RQ3：リ スナーは語りの生成にどのように関それに応える語り手の両者によって共同生成され係しているのかるものである。
ラジオのトークにおける被災者の語りは，聞き

3.2

調査方法

手のパーソナリティとの間で共同生成されたもの

本研究では，東日本大震災の被災地にあるコであり，かつ，リスナーという別の聴取者の存在

ミュニティ放送局の復興番組を対象とする。震災も共同生成において何らかの役割を果たしている

直後から，コミュニティ放送局は災害復旧・復興と考えられる。

番組を放送していたが，５年目頃から復興情報は

放送トークの会話分析は，
これまでマス・メディ

徐々に情報番組やニュースとして扱われるように

アを主な対象としており，コミュニティ放送などなり，復興番組が激減した。本研究は，長期化すのコミュニティ・メディアやオルタナティブ・メ

る復興における日常的な会話としての災害の語り

ディアは対象にされてこなかった。市民パーソナを重視し，対象を長期的に放送されている復興番

リティや市民によるトークなど一般の人たちによ組とした。

るメディア発信が普及した環境においては，「誰

2020年３月時点で放送されていた復興番組はが発言するのか」だけでなく，「誰が何のために

岩手・宮城・福島の３県合わせて３番組だった。

きいているのか」が問われるとBurgess（2006，

この内，みやこハーバーラジオ（岩手県宮古市）

p.203）は指摘する。語ること自体の意義が強調の『復興のつち音』は毎週放送される番組（28分）

されてきたコミュニティ放送においても，語りので，スタジオまたはゲストの関連場所でゲスト（１

生成に不可欠なリスナーとの相互作用が問われて名～数名）にパーソナリティがインタビューを行いる。

う。FMたいはく（宮城県仙台市）の『３．11から震災特別番組』は，2011年７月11日から月命

３

研究課題と調査方法

3.1

研究課題

日に放送する番組（58分）で，代表取締役の野田紀子がゲストに話をきく。FMいわき（福島県いわき市）の『ラジオのまなざし』は，復興に向本研究では放送トーク研究を理論的視座とし，け活動する人たちを毎月紹介する55分番組で，コミュニティ放送の番組における被災者のトーク

パーソナリティがゲストの関連場所を訪れ，そこを，単に被災当事者の語りとしてではなく，同じで話をきく。どの番組も被災者や復興関係者が復地域社会や文化を共有している被災者（語り手）

興とともに災害経験を語る。分析対象の選出にあとパーソナリティ（聞き手）が，共に地域の災害たり，以下の３点を重視した。

経験者として，特定のローカルや文脈において相互行為しながら生成したものとして捉える。その①ゲストとパーソナリティの関係性がトークに上で，本研究では以下３つの研究課題を設定した。

影響することから毎回異なるゲストが出演しRQ1：ゲスト（語り手）とパーソナリティ（聞ていること，き手）の相互行為により震災の語りは②語りの構造を分析するに十分なトークが生成

52

社会情報学されていること，第11巻２号

2022

援，自衛隊活動，経済支援などの活動，夏からは③番組構成や内容の変化が少ないこと復興に向けての活動，12月以降は「震災を乗り越えて」や「復興への道」をテーマに関連の人か

その結果，FMいわきの『ラジオのまなざし』

ら話をきき，最終回では，いわき市長をゲストに（5）が分析対象として選出された 。

「いわきの未来」についてきいた。

調査では2013年10月から2020年３月までに放番組の冒頭では，「この度，東日本大震災で被送された『ラジオのまなざし』の番組アーカイブ

災された皆様に心よりお見舞い申し上げます。こ（6）

77本を全て試聴した 。2016年までは，ほぼ全の震災で，私たちは甚大な被害を受けました。しての回に災害の語りが含まれていたが，2017年

かし，諦めずに立ち上がり，復興に向け歩み出し

以降は放送回の半分程度で災害の語りが含まれた人たちがいます。この番組ではそんな前に進みた。そこで分析対象には，災害や復興の語りが含だした人たちをご紹介していきます」とナレー

まれないもの，特別編成，イベント収録，そしてションが入り，その後に復旧復興の状況説明，ゲ

再放送の放送回を除いた51本とした。また，放スト紹介，そしてインタビューという構成となっ送回によって災害の語りの分量にもかなり差異がていた。

みられた。番組は現在過去未来の３パートから構本研究の分析対象である『ラジオのまなざし』

成されており，１回のトーク全体のうち３分の１

は，この番組の後継番組として2013年10月に開以上で災害が語られている放送回を対象とした。

始された。現在と未来にフォーカスし，復興に向そ の 結 果，20回 分（2013 ～ 2016年 は14回 分，

けて活動する人たちを月１回55分番組で紹介す2017年以降は６回分）を対象に会話分析するこる。ゲストは，農家や漁業従事者，商店主，まちととした。

づくり関係者，学生，復興プロジェクト関係者，

番組は全て文字に起こし，会話分析用のトラン

アーティストなどさまざまであった。『越えてゆスクリプトを作成し，次に各番組をききながら，こう，明日へ』のパーソナリティメンバーだった（4）記号を用いてトランスクリプションを行った 。

ベティが番組パーソナリティを務め，ゲストが関

また，この番組以前に放送されていた復興番組『越係する場所へパーソナリティが出向きトークする

えてゆこう，明日へ』についても，アーカイブを形を基本形としている。

きき，語りの変化をみる際の参考とした。

この番組では，番組のオープニングに長めのナレーションが入り，被災した人たちへのシンパ

４

分析

4.1

番組オープニング

シーが伝えられる（表１参照）。番組の開始時期は，
災害ハネムーン時期が過ぎ，被災者間の復興格差が見えてくる時期と重なり，多様で複雑なリス

東日本大震災，そして福島第一原子力発電所事

ナーの心情や感情を慮り，またそれらを，被災地

故に見舞われて，いわき市からマス・メディアがの記録として残すという番組に込められた意図を避難する中，FMいわきは市内に留まり，被災者示していた。ナレーションの最後では，「今と未や避難者へ災害情報を伝達し続けた。2011年４

来にクローズアップ」という言葉で，震災（過去）月18日には，東日本大震災復興特別番組『越えから前に進んでいる日々が強調される。番組の目てゆこう，明日へ』の放送を開始，2012年５月

的と同時に，震災経験を番組の中でどのように位27日まで105回放送した。最初の数か月では，復置付けるかが直に感じられる。

旧や避難所，捜索，医療，ボランティア，住宅支

53コミュニティ放送における災害の語り：会話分析によるゲストとパーソナリティの相互行為

金山智子

表１：『ラジオのまなざし』基本構成

パーソナリティのポジティブな口調でゲストが紹OP ナレーション

介される。パーソナリティによるゲスト紹介は，

東日本大震災で甚大な被害を受けたいわき市。今なお様々な分野で大変な

これからどのような話が始まるのかをリスナーにご苦労をされている方がいます。震災を乗り越えようと奮起されている方々説明するもので，物語の導入として機能している。

は、何を生み出し、復興への架け橋へとつなげていくのか。この番組では今丁寧なナレーションから明るめのタイトルコール，と未来にクローズアップし、後世に記録として残すべく、復興へ立ち上がる皆そして物語の始まりのようなゲスト紹介へと，
トーさんをご紹介します。

ンを少しずつ変えながらメイントークに向かう。

提供読み

4.2

「ラジオのまなざし ◯◯◯◯（回ごとにタイトル違う）」
この番組は、〜〜〜の提供でお送りします。

メイントーク

インタビューの導入後，メイントークが始まる。

インタビュー 前フリ

ゲストにより多少違いはあるが，およそ３つのインタビュー(1)パートに分けられる。典型的なパターンとして，♩MUSIC♩

導入部分でゲストの人物紹介と現在の活動説明，

インタビュー(2)

次のパートで，現在の活動までの経緯や動機が示♩MUSIC♩

されるが，この部分こそが震災経験の語りとなる。

インタビュー(3)最後のパートでは，これから未来に向けた活動が♩MUSIC♩話される。震災の語りが入るタイミングは，そのインタビュー 後受け
提供読み

時のゲストとの会話次第で変化するが，基本的なこの番組は、〜〜〜の提供でお送りしました 。

構成はほとんど変わらない。
以下では各パートの会話についてみていく。

例えば，2014年６月の放送は次のようだった。

4.2.1

ゲスト紹介と現在の活動

インタビューの多くで，冒頭に収録場所の説明が行われた。パーソナリティが，今どこにいるの
か，場所，景色，その場にあるもの，五感で感じることなどをリスナーに向けて話す。同じ地域のリスナーでも，その場所に行った経験がある・な
い，場所を知っている・知らないなどの違いがあり，リスナーがその場所に対し，近しさや親しみを感じられるよう，個人の感情を交えながら声で描いていく。例えば，いちご園の放送では紹介後に以下の会話がなされた。

配慮されたナレーションの後，番組名とその回を端的に表す短いコピーが読まれ，提供スポン
サーの読みが入る。そして，明るいBGMに乗せて54

社会情報学第11巻２号

2022（Ｐ＝パーソナリティ／Ｇ＝ゲスト）

実際，パーソナリティとゲストとの会話はこのように始まる。会話はパーソナリティ（ベティ）の質問にゲストが応え，それにベティが応答するという順番で繰り返される。パーソナリティは質問の前に説明が入った発話をすることが多い。ゲ

音楽を挟んだ後，女将達が着物でフラダンスをストとパーソナリティの一連の応答は，両者の関踊る取組みの経緯を話す。30秒程のスクリプト

係を示し，以前からの知り合いか，取材経験があからも分かるが，お茶の間の会話のように笑いやるか，活動に関心があったかなど，二人の関係性

割り込みが多く重なり，発話順も頻繁に交代してが分かるものである。

いる。

ベティは最初から明るく気取らない調子で話しかけ，ゲストも比較的リラックスしたモードでこ

4.2.2

震災の語り

れに応える。パーソナリティが笑いや笑顔を交えゲスト紹介や現在の活動について日常会話のよることは，ゲストにもそれが許されていることをうなトークが行われるが，どこかのタイミングで示しており，ゲストも最初からユーモアや笑いを震災の語りへと転機していく。多くは，パーソナ交えた応答をしているケースが多い。活動紹介もリティから質問を切り出すか，ゲストが震災につパーソナリティとゲストの応答には相づちや笑

いて発話したタイミングで関連のことを訊かれる

い，ツッコミのような割り込みが入り，重なりもかの，いずれかのパターンで始まる。例えば，先多く，日常会話のようである。

のいわき湯本温泉の女将の回では，活動の話の後

次の例は，2015年９月放送された，いわき湯に，竹内まりやの『輝く女性よ！』が掛かり，曲

本温泉旅館の女将たちで結成された「湯の華会」

が終わると，パーソナリティは落ち着いた，またがゲストの回だが，女将業や日常のこと，そしてゆっくりした口調で次のように訊き始めた。

当時発表された「フラの街宣言」へと話が展開さ
れていく。

55

コミュニティ放送における災害の語り：会話分析によるゲストとパーソナリティの相互行為

金山智子

ここでパーソナリティは，「記憶を戻す」という言葉を用い，
また，「その事実はあるわけで。
」「いただきたいんですけれども。
」と，言いさしを何度か用いている。このことから，震災を経験したゲストたちには「震災を語ること」への配慮をしていることが感じられる。配慮した言葉の後は，「震災当日はどうされていたんですか」との質問が投げかけられた。ゲストは，パーソナリティのパーソナリティはゲストの発話に対し，問いか話す間，微かに「うんうん」と相づちを打ちながけ，繰り返し，あるいはサポートのための相づち

らきいている。そして，パーソナリティから「〇〇を打っている。前段の例のように，パーソナリティ

さんは？」と問いを向けられた順番で，各ゲスト

が「14日に」とやや強めにゲストの言葉を繰りは震災当日をどのように過ごしていたのかを描写

返す局面では，災害発生から僅か３日目にこのよしていく。３人のゲストの話が一通り終わり，パー

うな行動を起こしたことへの驚きの発話がみられソナリティは，「けど」「けれども」を間や呼吸とた。当時の被災地の状況を知らなければ出ないリ共に使う。このような言いさし的言い回しを繰りアクションである。

返した後に，次のような質問を投げている。

ゲストの発話を補う発話もみられる。例えば，
ゲストがやや辛そうに「今でも涙」と言いよどん
だ時，パーソナリティは「思い出す」と言葉で補う発話を行い，ゲストはその言葉を繰り返すこと
で，発話が維持できた。
両者が共有する経験を提示することが新たな問いとなる場合もある。以下の例（2016年６月放送）

震災について話す時，ゲストは呼吸や間，言いは，パーソナリティと仲の良いフラダンス教師が淀みが多くなり，パーソナリティは微かな相づち

ゲストの回である。前半のハワイアン音楽が終や息遣いを入れてゲストの話をきいている。

わった後に，「でも休まざるを得なかった時期っていうのもありましたね？」とパーソナリティが新たに震災の話へ展開する。これはゲストがそのような時期を体験しているとパーソナリティが知っており，その話へ移そうとする意図が込められた発話である。

56

社会情報学第11巻２号

2022

これに対し，ゲストは言いよどみ，間や長めのパーソナリティはゲストの震災経験をある程度呼吸を取りながら震災当時を思い出し，言葉を選は知っており，場合によっては自身も同様の経験

びながら話している。パーソナリティはおそらくをしていることから，ゲストの話に「うん」「はい」

その胸中を察し，互いに共有する思い出について，といった相づちを打つことができ，必要に応じて「あの時こうだったね」「ああだったね」と発話フォローの発話が入る。

を交代しながら，ゲストの感情に寄り添った一連同様に，ゲストから「震災直後は，ちょっと色々の応答を続けている。その上で，パーソナリティなことも，ま，噂があったじゃないですか？」とは，「東日本大震災の時は休まざるを得なかったっパーソナリティへ問う発話が入れば，これが新たていう状況に追い込まれたわけですけどもその時な発話へと繋がる。これはゲストがパーソナリ

はもうすっぱり休もう！って決めたんですか」とティと同じ経験しているが，少なくとも理解して質問を切り出した。

いることを前提とするもので，新しい会話の契機

それに続いて，パーソナリティは「身にしみてとなる。

感じましたよね」と，互いに共有する感情につい

次例のように，ゲストから「したじゃないですて発話するが，
これは新たな会話の契機となった。

か」「～～とか」と，言いさしをとりながらパー
ソナリティに確認する発話もみられる。

57

コミュニティ放送における災害の語り：会話分析によるゲストとパーソナリティの相互行為
金山智子に展開する様子がみられた。

上記の2018年３月の放送は，双葉郡富岡町の
このような発話を続ける状況では，両者が風評

元理容店店主が原発事故で避難し，最終的にいわ被害について特定の感情を共有し，それを言える

き市で店を再開した話だった。震災の語りの後，相手だからこそ成立する会話だという点が理解でパーソナリティは富岡町の帰還困難指示は2017

きる。

年４月に一部を除き解除されたが，実際に帰還はパーソナリティはトーンや長さを変えながらゲ

簡単ではなかったことを話す。このような状況下ストの発話をサポートし，最後に，ゲストの考えでも，笑いやユーモアを交えた会話へと展開させや活動に対して，「すごいことですよ」と評価的て，番組冒頭のポジティブで明るい発話へと変えな相づちを打つ。

ようとしていた。
多くの放送回で同様のパターンが繰り返されて

4.2.3

未来の語り

おり，震災の話から現在に戻り，そして未来へと

震災経験から未来の活動や思いへと話が展開さ会話を繋いでいたのである。

れる中で，特に音楽挿入が強制的に発話を変えたり，震災経験を現在へ接続させたりするタイミン

５グとなっていた。また，配慮的な相づちから評価

考察

的な相づちに変えることもトランジッションの契本研究では，コミュニティ放送の震災の語りが機となっており，パーソナリティがそれを意識的どのように生成されているのかという問いをもと58

社会情報学第11巻２号

2022に，FMいわきの復興番組『ラジオのまなざし』

・地元のリスナーへのシンパシーを表現

を対象に，パーソナリティとゲストとのトークを・挨拶時における関係性の強調

会話分析した。ここでは，分析結果をもとに，研・トークが行われる場所の詳細説明

究課題に沿って考察する。

・取材先を被災地としてではなく，魅力的な地

まず，研究課題（RQ1）に関しては，主に以域として描写

下の相互行為によるトークの構造化が観察された。
次に，研究課題（RQ2）の，ゲスト（語り手）（１）発話順：パーソナリティが質問し，ゲスとパーソナリティ（聞き手）との近接性について

トが応える順を基本とするが，現在や未来に関だが，トークにおける発言の理解として，（１）するトークでは笑いや割り込みが多く，重複や震災の経験，（２）復興活動の実践，（３）いわき

発話交代が頻繁に起き，質問/回答の形が崩れや福島への想い，という３点が浮き彫りになった。

ることもあった。震災の語り部分では，相づち

これらはゲストが番組で安心して自分の震災経以外に発話の重複は少なく，基本形を崩さない験，思いや考えを語る上で重要な前提となる。まが，両者が共有する経験や感情を持ち込んだとた，このような近接性をもって，パーソナリティ

きには発話の交代も起きていた。

はゲストのトークを主体的にきき，応答する。場（２）相づち：全般的にパーソナリティによる合によってはパーソナリティ自身が語り手となる「うん」というサポートが多く，現在や未来にこともある。つまり，語り手と聞き手の間で役割関するトークでは強調や長さ，繰り返しによるは分かれているが，会話へのコミットメントはど

バリエーションが多い。一方，震災の語りでは，ちらもが主体的な関わりを維持しているのである。

傾聴やシンパシーを表わす微かな声での相づち研究課題（RQ3）の，リスナーがいかにトーに変わっていた。また，ゲストの活動や考えに

クの生成に関係しているかについて考察する。ゲ

対しては，評価的な相づちが入る。震災の語り

ストは農家や漁業従事者，商店主，まちづくり関では，ゲストの発話を補ない，発話を維持させ係者，学生，復興プロジェクト関係者，アーティ

るような補助的な相づちが入ることもあった。

ストなど地域に根ざし，日常を送っている人たち（３）言いさし：震災のトークではゲストに配であり，被災しながらも，そこから苦難を乗り越慮した言いさしが多い。特に，震災に関する質え，復興を目指す活動について語る彼らの物語は，問を投げかけるときは，言いさしを多用した前

特別な復興物語ではなく，被災地の住民にとって置きがあってから質問となることが多い。ゲス

日常的に耳にする被災者のストーリーである。しトも，震災の経験を語る際，いい淀み的な言いたがって，被災地のリスナーも，ゲストやパーソ

さしが多くなった。

ナリティと同様の近接性を有しており，トークを主 体 的 に き い て い る と 考 え ら れ る。 研 究 課 題

このように，一連の会話でありながら，現在と（RQ1）で示したリスナーに向けたトークの特未来，そして震災とでは，同じ相づちや言いさし

徴は，そのようなリスナーの存在を意識した結果でも異なる意味で用いられている。特に，震災にであり，パーソナリティのトークの生成においてついて話す時は，ゲストへの配慮や同じ災害経験

地元リスナーの存在が影響していることが理解さ者としての共感の意味が強まる。

れる。

また，パーソナリティがリスナーに向けたトー
クとしては，以下の特徴が挙げられる。

59コミュニティ放送における災害の語り：会話分析によるゲストとパーソナリティの相互行為


金山智子

６

て，継続的に分析調査し，知見を積み重ねていく

おわりにことで，理解を一層深めていく必要があるだろう。

本研究では，コミュニティ放送での災害の語りがパーソナリティとゲストとの相互行為によって

注

どのように生成されるかを会話分析から明らかに（１）レジリエンスは困難な問題や危機的状況，しようとした。分析対象の復興番組『ラジオのまストレスに遭遇しても，潰れず適応していなざし』に登場したゲストには，福島第一原発事

く能力や適応していく過程を意味する。

故の被災者たちも多くおり，地元コミュニティ放（２）心理療法やカウンセリングにおいて，自ら送以外では語りにくい複雑な心境や辛さ，それをの内面を言語化することを主な治療手段と乗り越えた現在などがパーソナリティと相互作用

し，自己体験や感情を話すことで表現する。

しながら，一つのトークとして展開されていく様（３）「言いさし」は，例えば，「使えなかったん

子が分析から浮かび上がった。

ですけど」のように，最後まで言い切らな分析を通して理解されるのは，コミュニティ放くても意味が伝わる表現を意味する。

送を通して災害を語ることは，単にゲストの災害（４）トランスクリプションでは，好井らの『会経験を放送することではないという点である。そ話分析への招待』やHutchbyのMedia Talk-

れは，被災した地域の人たちが，安心して語れる

Conversation Analysis and the Study of

環境の中で，同じ被災経験をもつパーソナリティ

Broadcasting を参照した。

との相互行為を通して，被災や復興の経験，複雑（５）『３．11から震災特別番組』は，尺，構成，な想いや感情を，その時その場で共に紡いでいく

内容が度々変更され，ゲストにも偏りが行為であり，それを一つの物語として同じ体験やあった。『復興のつち音』は，トーク全体

感情をもつ地元のリスナーと共有していくといの尺は20分程度と短いため，パーソナリ

う，もう一つの行為であり，コミュニティ放送とティとゲストのやりとり（相互行為）はいう場で二つの行為が実践されていることなので30セット程度と少なかった。

ある。

（６）『ラジオのまなざし』に関しては，殆どの本研究は，これまで被災地のコミュニティ放送

放送が保存されており，FMいわきから全において，被災者の思いや体験は伝えられるべきての音源を提供頂いた。

ものとの考えを前提に積み重ねられてきた実践に注目し，被災地のコミュニティ放送におけるメ

参考文献

ディア・コミュニケーションの前提とは何か，そ荒畑翼/寺岡丈博/榎本美香（2017）「オープンコの前提のもとで被災者同士が災害を語るという相ミュニケーションとしてのラジオトークに見ら互行為がどのように理解できるか，そしてそこかれる重複発話現象の解析」情報処理学会第79

ら生成された語りとは何かについて考察し，新た回全国大会公演論文集な知見を示すことができた。また，新たな分析のpp.1009-1010.

稲垣暁（2017）「沖縄でソーシャルワーク機能を枠組みを示したことに本研究の意義がある。

果たすコミュニティFM」松浦さと子編著『日自然災害のリスクがますます高まり，災害の記

本のコミュニティ放送：理想と現実の間で』晃

憶の継承が一層求められる社会において，災害の洋書房

記憶を語る多様な災害復興番組について，また台pp.94-105.

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風や水害など異なる種類の災害の語りを対象としア』青弓社．

60

社会情報学小川博司（2009）「ラジオは衰退していくメディ

第11巻２号

2022

世界思想社pp.36-70．

アなのか—複数のラジオの時代の『参加型コ鷲田清一（2016）「〈語り〉の生成」せんだいメディ

ミュニケーション』をめぐって」『マスコミュ

アテーク監修『物語りのかたち』grambooks

ニケーション研究』74，pp.31-44．

pp.180-87．

樫村志郎（1996）「会話分析の課題と方法」
The

Burgess, J.（2006）Hearing Ordinary Voices：Japanese Journal of Experimental Social

Cultural Studies, Vernacular Creativity andPsychology 36（1）, pp.148-159.

Digital Storytelling, Continuum , 20（2）,————（2001）「震災報道の会話分析」好井裕

pp.201-14.
Giddens, A.（1987）Social Theory and Modern

明・山田富秋・西阪仰編『会話分析への招待』
世界思想社

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金山智子/小川明子（2020）「Collective Memories

Goffman, E.（1981）Forms of Talk, Universityof Disaster through Community Radio―A Caseof Pennsylvania Press.

Study of the Great East Japan Earthquake」『情

Hutchby, I.（2003）Conversation Analysis and報通信学会誌』38（2）, pp.67-80.

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金山智子（2021）「災後・災間におけるコミュニand K. Fitch（eds.）, Handbook of Language

ティ放送による記憶の継承」『社会情報学』
9（2）,

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pp.19-35．

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災害とコミュニティラジオ研究会編（2014）『小Hutchby, I.（2006）Media Talk-Conversation

さなラジオ局とコミュニティの再生―３．11

Analysis and the Study of Broadcasting ,から962日の記録』大隅書店．

Berkshire: Open University Press.
Montgomery, M. （1986）DJ Talk. Media,

竹山昭子（2002）『ラジオの時代―ラジオは茶のCulture and Society , 8（4）, pp.421-440.

間の主役だった―』世界思想社．
能智正博（2006）「“語り”と“ナラティブ”のあい

Ong, W.J.（1982=1997）Orality and Literacy-だ」能智正博編『〈語り〉と出会う―質的研究

The Technologizing of the Word （桜井直文・の 新 た な 展 開 に 向 け て―』 ミ ネ ル ヴ ァ 書 房

林正寛・糟谷啓介訳『声の文化と文字の文化』

pp.11-72．

藤原書店）．

藤竹暁（2009）「ラジオは人間の鼓動を伝える」

Raphael, B. （1986=1995）When Disaster『マスコミュニケーション研究』74，pp.65-

Strikes-How Individuals and Communities

74．

Cope with Catastrophe , New York: Basic

南保輔（2000）「ラジオ野球中継の産出資源」『コ

Books（石丸正訳『災害の襲うとき―カタスト

ミュニケーション紀要』13，pp.51-89．

ロフィの精神医学』みすず書房）．

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Scannell, P.（1989）Public service broadcastingり」に関するリジリエンスの構成要件の検討～

and public life. Media, Culture and Society ,東日本大地震の被災者Ｓ氏の「語り」の記録を11, pp.135-66.

手がかりとして～」『立教大学コミュニティ福

Scannell, P.（1991）Introduction: The Relevanceof Talk, In Paddy Scannell（ed.）, Broadcast

祉研究所紀要』２，pp.95-113．

Talk . London: Sage pp.1-13.

好井裕明（2001）「制度的状況の会話分析」好井裕明・山田富秋・西阪仰編『会話分析への招待』

61

Stachyra, G.（2014）The obligations of listenersコミュニティ放送における災害の語り：会話分析によるゲストとパーソナリティの相互行為

金山智子

in ‘expression-seeking’ radio dialogues. Radio:

Van Vuuren, K.（2006）Community Broadcasting

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Tolson, A.（2006）Media Talk: Spoken Discourse

Media Culture and Society , 28（3）
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on TV and Radio , Edinburgh: Edinburgh.

62社会情報学第11巻２号

2022

本

一

書評
井川充雄，木村忠正編著『入門メディア社会学』（ミネルヴァ書房，2022年，A5判，272頁，2,800円＋税）

相模女子大学木玲

Sagami Women’s University Reiichi KIMOTO

メディアとは，一義的に定義するのが難しい概るだけ網羅的に学習することができるように意図念である。狭義には個々の情報機器や様々なコンした（v）。

テンツを提供する産業などを意味するが，広義には言語や身体，さらには何らかの〈情報〉を媒介

こうした志向は，「メディア社会学の歴史的視するものすべてがメディアであるともいえる。メ点（第１章～第５章）」，「メディア社会学の理論

ディアを対象とした研究も幅広く，社会学，社会と方法（第６章～第９章）」，「メディア社会学の心理学，心理学，歴史学，政治学，哲学，美学，

現代的展開（第10章～第14章）」という３部構成

文学など，多くのディシプリンにまたがるかたち

によっても表現されている。まずは各章の内容をで進められてきた。

みていきたい。

こうしたメディアをとりまく研究状況は，初学第１章では人類史における３つの「コミュニ者を戸惑わせるものであると思われる。研究対象

ケーション革命」，すなわち「第一のコミュニケーと研究の方法論が，つまり何をどのように研究すション革命」（文字），「第二のコミュニケーショ

るのか（しないのか）ということが，はっきりし

ン革命」
（印刷），
「第三のコミュニケーション革命」

ないからだ。

（インターネット）の意義が論じられている。第本書はそうした混沌とした状況を照らす一筋の２章では，明治以降の日本における新聞を中心と光となるかもしれない。本書の「はじめに」では，したジャーナリズムの発展と，それらに対する学

次のように書かれている。

術的アプローチ（新聞学，ジャーナリズム論）が紹介されている。第３章では，第一次大戦期，第本書は，
縦軸にメディアの歴史的な変遷を置き，二次大戦期，朝鮮戦争期におけるラジオが取り上横軸にメディアの理論と方法や，現代社会におけげられ，関連するプロパガンダ研究が紹介されてる諸問題を配置した。これによって「メディア社

いる。第４章ではテレビの歴史が取り上げられ，会学」をこれから学ぼうとする人にとって，でき

マスコミュニケーション研究のなかでも，効果研63井川充雄，木村忠正編著『入門メディア社会学』


木本玲一

究の展開が整理されている。
第５章では，
インターを事例に考察されている。第13章では地域メディネットが取り上げられ，広範な対象を捉えるメ

アの歴史を整理しつつ，ソーシャルメディアが既ディア社会学的な枠組み（技術決定論と社会決定

存の地域のコミュニティを再構築し，人々をつな論）が示されるとともに，「デジタルネイティブ」

ぎ直す可能性が示されている。第14章ではAIやという観点からの議論がすすめられている。第６サイボーグなどの先端技術が社会に実装される際章ではマスコミュニケーション研究のなかでも特の倫理的な問題について議論されてる。

にオーディエンス研究の学説史が整理されてい以上，ごく簡単にまとめたが，それでも本書がる。第７章では，様々な社会的相互行為について，

非常に多様で広い領域にまたがっていることが分

ミード以来の社会心理学的議論が紹介されていかる。このことは，初学者がなるべく網羅的に学る。第８章では「儀礼」概念をメディア論的に展習できるようにという本書の企画意図によるもの

開させたものとして，メディア・イベント論が紹であろう。読み手は参考文献などをたどりながら，介されている。第９章ではメディアを対象とした各自が関心のある領域をさらに深めていくことも量的，質的な調査，研究の方法論が紹介されていできる。欲をいえば，映画やアニメ，ゲームなどる。第10章では「音楽［を伝える］メディア」，「音の，近年研究が進みつつある領域が扱われていて楽［という］メディア」という視点から，音楽をも良いように思えたが，これは評者のないものね

めぐるメディア環境や，メディアとしての音楽のだりであろう。

様態に目が向けられている。第11章ではジェンともかく本書はメディアに関連するかなり広い

ダー論の視点から女性やLGBTQに対するメディ領域に目配りがされている。そのような点から

ア表象の偏りや，産業における不平等が取り上げも，様々な興味関心のある学生が混在する大学のられている。第12章では情報技術の進展が苦役

演習やゼミなどで，テキストとして利用するのにに等しい「労働」と自己実現につながる「仕事」

適した本なのではないだろうか。

のありかたをいかに変化させるのかが特に飲食業

64

社会情報学第11巻２号

2022

社会情報学会 「社会情報学」投稿要綱（目的）

パー，ワーキングペーパーとして公開済の第１本学会誌は，社会情報学にかかわる諸問題

論文およびプレ・プリントサーバ上で公開の研究および応用を促進し，社会情報学の済の論文であって，学会誌編集委員会が認確立と発展に寄与するため，独創的な成果めたものについては投稿を受け付ける。本を公表することをその主たる目的とする。

学会が主催，共催する学会大会，シンポジ
ウム，講演会，研究会，分科会等で公表し（投稿者の資格）た原稿を投稿する場合，それらの場で発表

第２和文誌の投稿者は，単著の場合は学会員に済であることを明記することが望ましい。

限る。共著の場合は，筆頭著者が学会員で

 本学会に投稿した投稿原稿は，不採択のなければならない。

場合を除き，
他学会等へ投稿してはならない。
（７）投稿原稿中で使用する画像等について著作（投稿原稿）

権等の各種権利について確認し，本学会に第３投稿原稿については，以下の通りとする。

おける学会誌掲載論文等の著作権の取り扱（１）投稿原稿の種類は，原著論文，研究，展望・い規程（本要綱第11）の内容を含めて，ノートとする。

必要となる著作権者等の許諾を得る。

（２）投稿原稿は，オンラインにより, 投稿申込

（８）審査により不採択となった原稿または投稿書の他に, 原本ファイルと, 著者の氏名，を取り下げた原稿の著者は，審査結果の通所属，およびそれらを判別可能な情報を除知後または投稿取り下げ後の１ヶ月の期間

いた査読用原稿ファイルの合計２ファイル

は，新たな投稿はできない。

を提出する。
（３）投稿原稿は，題材および内容が本学会誌の（投稿手続き）目的に合致するものでなければならない。

第４（４）投稿原稿作成にあたっては，社会情報学会

投稿希望者は，本学会ホームページ上で指定された投稿サイトに，必要事項を記入の「社会情報学」執筆要領に従うこと。原著

上，原稿を投稿する。

論文以外の原稿についても，その記述方式
は，原則として執筆要領に準ずるものとす（投稿原稿の受付）る。また，審査の結果により修正原稿を提第５

原稿は随時，投稿できる。学会誌編集委員出する場合も，執筆要領に従うこととする。

会に到着した原稿は，受付が行われた後，（５）投稿原稿は，本学会の主催，共催する学会

査読の手続きがとられる。ただし，投稿原大会，シンポジウム，講演会，研究会，分

稿の題材および内容が，本学会誌の目的で科会等で公表したものが望ましい。

ある社会情報学にかかわる諸問題に関する（６）すでに，他学会の雑誌論文等に投稿したも学術的新規性を判断できる研究の範囲外での，単行図書・単行図書所収論文・博士論あると判断された場合，および投稿原稿の文またはその一部をそのまま投稿してはな

記述方式が執筆要領を逸脱している場合らない。ただし，ディスカッションペー

は，投稿原稿を受け付けない。

65

（投稿原稿の審査）

学会誌編集委員会の依頼により学会事務

第６

局が行う。

投稿原稿の審査については，以下の通りとする。

（１）原著論文と研究は，複数の査読者によって（著作権）審査される。審査は投稿原稿受付後，可及第11的速やかに行うものとする。審査の結果，（１）掲載された原著論文等の著作権は，原則と投稿原稿の内容修正を著者に要請することして本学会に帰属する。特別な事情によりがある。その場合，再提出の期限は原則と本学会に帰属することが困難な場合には，して１カ月以内とする。

申し出により著者と本学会との間で協議の（２）展望・ノートは，学会誌編集委員会が閲読著作権については，以下の通りとする。

上，措置する。

し，
必要に応じて著者に修正を求めた上で，（２）著作権に関し問題が発生した場合は，著者

学会誌編集委員会で採否を決定する。

の責任において処理する。
（３）著作者人格権は，著者に帰属する。著者が，（投稿原稿の掲載）

自分の原著論文等を複製，転載などの形で

第７投稿原稿の掲載については，以下の通りと利用することは自由である。転載の場合，する。

著者は，その旨本学会に書面をもって通知（１）投稿原稿の掲載は，学会誌編集委員会が決し，掲載先には出典を明記すること。

定する。
（２）投稿原稿の受付日は，学会誌編集委員会が（要綱の運用）

当該投稿原稿を受け付けた日とする。
また，

第12

こ の要綱に定めのない事項については，

受理日は，学会誌編集委員会が当該投稿原

学会誌編集委員会の所掌事項に属するこ稿の採択を決定した日とする。

とに関しては，学会誌編集委員会が決するものとする。

（受理された投稿原稿の版下の作成）
第８投稿者は，受理された投稿原稿について，（要綱の改正）所定の書式にて版下を作成し，提出するも

第13

のとする。

こ の要綱の改正は，学会誌編集委員会の議を経て，学会誌編集委員長が行う。

（受理された投稿原稿の校正）付

第９

この要綱は，2012年４月１日より実施する。

受理された投稿原稿の著者による校正は和則文誌については初校のみとし，英文誌については２回校正とする。なお，訂正範囲は付

則原稿と異なる字句の訂正のみに限定される。

この要綱（改正）は，2014年４月１日に遡及して施行する。

（原著論文等の別刷り）
第10原 著論文等の別刷り（50部単位）は，著付

者の希望により作成する。その料金は，

この要綱（改正）は，2014年７月１日より施行実費とする。なお，別刷り料金の請求は，

する。

66

則

社会情報学付

則付

第11巻２号2022

則この要綱（改正）は，2014年９月１日より施行

この要綱（改正）は，2019年９月15日より施行

する。

する。

付

付

則

則

この要綱（改正）は，2015年２月20日に遡及しこの要綱（改正）は，2020年10月17日より施行て施行する。

する。

付

付

則

則

この要綱（改正）は，2016年９月11日より施行

この要綱（改正）は，2021年４月１日より施行

する。

する。

付

付

則

則

この要綱（改正）は，2019年３月21日より施行

この要綱（改正）は，2021年７月11日より施行

する。

する。

67

社会情報学会 「社会情報学」執筆要領
１．原稿言語は和文とする。

（２）原稿の本文は３枚目から開始し，それを１

２．原稿の書式

ページ目として，以下通し番号を付す。本

（１）原稿は横書きとする。

文後の謝辞，注，参考文献，付録，図表（巻（２）和文原稿では，新仮名遣いと常用漢字を用末に掲載する場合）をこの順に続ける。な

い，平易な口語体で記す。句読点として，。

お，本文や謝辞等において著者が特定できを用いる。

る記述は避ける。

（３）和文原稿では，刷り上がりイメージと同様（３）原稿本文は，序論（はじめに，など），本論，のフォーマット（A4判，１行22文字×38

結論（結び，など）の順に記述する。本論

行，２段組み，12ポイント）にて作成する。

については，章，節，項の区別を明確にし，３．分量

それぞれ「１」，「1.3」，「1.3.2」のように（１）原 著論文，研究については，刷り上がり

番号をつける。

14ページ（20,000字程度，ただし図，表，（４）人名は，原則として原語で表記する。ただ注，参考文献などを含む）以内とする。

し，広く知られているもの，また印字が困（２）展望・ノートについては７ページ（10,000

難なものについては，この限りではない。

字程度，ただし図，表，注，参考文献など

５．図・表（写真も含む）

を含む）以内とする。

（１）図・表には，それぞれについて「図−１」，（３）審査の結果により修正原稿を提出する場合「表−１」のように通し番号をつけ，またも，原著論文，研究については，刷り上が表題をつける。

り14ページ（20,000字程度，ただし図，表，（２）図・表は本文中の該当箇所に埋め込むこと

注，参考文献などを含む）以内，展望・ノーが望ましい。該当箇所に埋め込むことが難トについては７ページ（10,000字程度，しい大きな図・表の場合は，巻末に埋め込む。

ただし図，表，注，参考文献などを含む）（３）図・表を本文中に埋め込むのが困難な場合以内とする。

は，本文中に挿入希望箇所を明記し，図・４．原稿の体裁

表は１ページに１個ずつ，挿入指定のある

投稿原稿のうち，原著論文，研究は，以下の体

ページ番号を付けて描き，原稿の最後にま裁によるものとし，展望・ノートについては，以とめる。大きさの指定がある場合にはそれ下に準ずるものとする。

を明記する。

（１）原稿の１枚目および２枚目には，原稿のタ（４）図・表の作成に使用した資料・文献は必ず

イトル，要約ならびにキーワードを記述す明記する。

る。要約は原稿全体の内容をレビューした（５）図・表は実際に印刷される大きさに配慮しもので，日本語600字，英語250ワード程た内容・記述にする。

度とする。また，キーワードは原稿全体の６．注

内容の特徴を表す用語のことであって，日注を使用する場合は，一連番号を参考箇所右肩

本語，英語とも，その数は５つ程度とする。

に小さく（１）（２）と書き，本文末尾に注釈文

なお，原稿の１～２枚目は分量に含めない。

をまとめる。

68

社会情報学第11巻２号

2022

７．参考文献Winston，P.（1981）Social Planning,（１）参考文献を適切に引用し，本研究の位置づ<http://www.abc.edu/Social/abc.html>

けを明確にする。参考文献の引用は以下のAccessed 1997, April 29

例に従って，著者の姓，発表年を書く。

８．その他疑義のある場合は，通常広く認められ例：鈴木（1986）は……，ている書式を使用する。

伊藤（1986a）によれば……，

９．著作権等の権利の確認

…… が 証 明 さ れ て い る（鈴 木・ 伊 藤，

原稿中で使用する画像等については，著作権等

1985）
。

の各種権利について確認し，本学会における学会

Tanaka et al.（1983）は，……。

誌掲載論文等の著作権の取り扱い規程（「投稿要（２）本文中で参照した文献は，以下の例に従っ綱」第11）の内容を含めて，必要となる著作権て，本文末尾に参考文献表としてまとめる。

者等の許諾を得る。

参考文献表は，著者のアルファベット順，

10．査読用原稿ファイル

年代順に記す。同一著者の同一年代の文献

投稿の際に提出する査読用原稿ファイルは，投は，引用順にa，b，c……を付して並べる。

稿原稿の原本ファイルより，著者の氏名，所属，

例：鈴 木一郎（1986a）「社会と情報」，『社会およびそれらを判別可能な情報を除いたものとする。

情報』１，pp.14-23.

著者の氏名，所属などが判別可能な情報の例：

鈴 木一郎（1986b）『情報論』社会書房，「拙著『〇〇』で論じたように…」

240p.

「本論文は科研費（研究代表者：△△）による

Winston，P.（1981）Social Planning and共同研究の一部である」

Information，Social Information Science「本調査は，著者が所属する◇◇大学の学生を

６ ，pp.116-125.

対象にした」Yamada，S. et al. （1986）Intelligent

11．要領の改正

Building ，Academic Press，New York，

この要領の改正は，学会誌編集委員会の議を経445p.

て，学会誌編集委員長が行う。

山本太郎（1985）「社会情報に関する研究」，『社会情報』２，pp.32-40.

付則山本太郎・鈴木一郎（1985）『社会情報学』

この要領は，2012年４月１日より実施する。

社会書房，270p.
（３）インターネット上に置かれた文献は，前各付

則号に準拠すると共に，参考文献の記述は，

この要領（改正）は，2014年９月21日より施行

著者名，発行年，タイトル，URL，訪問日する。

付の順に記述する。なおＵＲＬにはハイフ
ネーションを用いない。また，その文献の付

則

ハードコピーは著者の責任に置いて保管す

この要領（改正）は，2015年２月20日に遡及しるものとする。

て施行する。

例：鈴木一郎（1996）「社会と情報」，<http://www.abc.ac.jp/Social/abc.html>

付

Accessed 1997, April 29

この要領（改正）は，2019年９月15日より施行

69

則

する。
付

則

この要綱（改正）は，2020年10月17日より施行
する。
付

則

この要綱（改正）は，2021年10月30日に遡及して施行する。

70

編集後記
本号では，４本の原著論文を掲載いたしました。ご投稿くださいました著者の皆さま，査読にご協力く
ださいました皆さまをはじめ，本号の発行に関係されたすべての皆さまに，心よりお礼申し上げます。本
学会のさらなる発展のため，引き続き積極的なご投稿をお願いいたします。
（学会誌編集委員・第11巻２号・編集担当：岸川善紀）
学会誌編集委員会
委 員 長
副委員長

北村 順生（立命館大学）
櫻井成一朗（明治学院大学）
飯島 賢志（熊本県立大学・編集長）
上原 伸元（東京国際大学）
浦田 真由（名古屋大学）
遠藤薫（学習院大学）
大野 志郎（駿河台大学）
岡本香（東京福祉大学・副編集長）
河井 大介（東京大学）
河又 貴洋（長崎県立大学）
岸川 善紀（宇 部工業高等専門学校・編集担当）
北村智（東京経済大学）
木本 玲一（相模女子大学）
記虎 優子（同志社女子大学・副編集長）

社会情報学

小寺 敦之（東洋英和女学院大学）
駒橋 恵子（東京経済大学）
是永
論（立教大学）
佐々木裕一（東京経済大学）
高木聡一郎（東京大学）
竹村 朋子（立命館大学）
田畑 暁生（神戸大学）
中野 邦彦（島根大学）
根村 直美（日本大学）
林田真心子（福岡女学院大学）
藤代 裕之（法政大学）
本田 正美（関東学院大学）
松下 慶太（関西大学）
山口 真一（国際大学）

第11巻2号

2022年12月31日発行
発行

一般社団法人 社会情報学会〒113－0001 東 京都文京区白山１－13－７
アクア白山ビル５F 勝美印刷（株）内
一般社団法人 社会情報学会 事務局
TEL 03－3812－5223／FAX 03－3816－1561

編集

社会情報学会学会誌編集委員会

製

作

勝美印刷株式会社

Socio-Informatics
2022 Vol.11 No.2
【Original Articles】
Relationship between Intention to Use Peer-to-Peer Payment App and Personal
Characteristics


Takushi OMURO

Break point analysis on the spread of mobile phone in 178 countries and regions–When is the acceleration year? –Daisuke YAMAZAKI, Akihiko SINOZAKI

Determinants of the Timeliness of Annual Earnings Announcement: Interaction Effectbetween Corporate Posture and Perception on Internal Control Systems
Yuko KITORA

Talk of Disaster in Community Broadcasting: The Interaction between Guests
and Personality by Conversation Analysis
Tomoko KANAYAMA【Book Review】
Mitsuo IKAWA, Tadamasa KIMURA（ed.）The First Book of Media SociologyReiichi KIMOTOThe Society of Socio-lnformatics