日本版 General Social Surveys 研究論文集[5] JGSS で見た日本人の意識と行動 JGSS Research Series No.2

JGSS 累積データ 2000‑2003 にみる政党支持および政党評価の規定要因
安野 智子
中央大学文学部
Party Identification and Estimation of Parties’ Competency: JGSS Cumulative Data 2000-2003
Satoko YASUNO
The purpose of this paper is to investigate and compare effective factors of party
identification and estimation of political parties’ competency, using JGSS Cumulative Data
2000-2003 data. The main findings are as follows: First, though LDP is traditionally strong inrural area, LDP support has been high in urban area since 2001. Second, the correlation
between labor union affiliation and DPJ support is now weaker than it used to be. Third,
media exposure is effective to mobilize electorate to support either LDP or DPJ.
Key Words: JGSS, party identification, LDP, DPJ

本研究では、JGSS 累積データ 2000‑2003 のデータを用いて、自民党および民主党支持の規定要因と、自民党および民主党の政権担当能力評価の規定要因が検討された。その結果、小泉政権成立の 2001 年以降、自民党が都市部でも支持層を拡大していることが確認された。一方、民主党支持と労組加入との結びつきは弱まる傾向にあった。また、本稿の分析結果の範囲では、メディア報道は政党支持あるいは政党評価にプラスの効果を示しており、とくに 2001 年以降の自民党評価はマスメディア接触と強く関連しているという結果が得られた。
キーワード：JGSS、政党支持、自民党、民主党

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1. はじめに
1.1 小泉内閣と自民党の支持率
2001 年 4 月に成立した小泉内閣は、各社世論調査で 8 割を超える高支持率で迎えられ、その後も（変動はあるものの）歴代の内閣に比べれば比較的高水準の支持を維持し続けている。
「郵政解散」を受けた 2005 年 9 月の総選挙で小泉自民党が「大勝」したことは記憶に新しい。
小泉内閣のこのような高支持率は、旧来の自民党支持層以外の有権者から、「改革」への期待を取りつけたことによると考えられる。
「改革の旗手」というアピールに成功した小泉首相への期待は、さらに、自民党への評価も押し上げた（池田,2004）。これは、前任者の森首相が、きわめて低い支持率にあえぎ、その低評価が自民党のイメージにも影響していた（蒲島・今井,2001）ことと対照的である。
では、小泉内閣のもとでの自民党支持層は、かつての自民党支持層と異なっているのであろうか。
本稿では、4 回の JGSS 調査データ(JGSS‑2000,2001,2002,2003)を用いて、自民党支持の規定要因を比較検討する。
なお、JGSS 調査の実施と同時期に行われた、朝日新聞および毎日新聞の世論調査結果は表 1 に示すとおりである。この結果からも、森内閣と比べて、小泉内閣の支持率の高さがみてとれる。自民党の支持率も、森内閣当時と比べて若干上昇しているが、自民党支持率は内閣支持率よりもつねに低い。
これは小泉内閣が、旧来の自民党支持者以外の層からの支持を取りつけていることを示している。
表 1．JGSS と同時期に行われた新聞社世論調査結果
調査主体
森内閣

小泉内閣

N

調査日時

内閣支持率

自民党支持率 民主党支持率

朝日新聞

1050

2000.10.22/23

23%（不支持56%)

26%

14%

毎日新聞

1061

2000.10.28/29

15%（不支持58%）

21%

15%

朝日新聞
毎日新聞

2091
1052

2001.10.13/14
2001.10.14

71%（不支持13%）
81%（不支持11%）

39%
36%

6%
11%

朝日新聞
毎日新聞

1985
1017

2002.10.5/6
2002.9.21/22

59%（不支持23%)67%（不支持19%)

30%
31%

5%
10%

朝日新聞

985

2003.10.8/9

評価する50%（評価しない30%)

31%

13%

朝日新聞
毎日新聞

1073
1011

2003.10.21/22
2003.9.22/23

評価する48%（評価しない34%)
65%（不支持22%)

29%
38%

14%
13%

注１）2000 年の朝日新聞調査（全国有権者名簿から対象者抽出後、電話帳により電話調査）以外は、
すべて RDD 法による電話調査
注２）2003 年の朝日新聞調査では、「小泉内閣を支持しますか」ではなく「小泉首相の仕事ぶりを評価しますか」という質問文となっている

1.2 自民党支持層に関する先行研究
従来、自民党支持層には、商工業者・農林漁業従事者・および管理職が多いとされてきた（三宅,1985）。
また都市規模と政党支持の関連に関しては、一般に、農村部に自民党支持が多く、都市部に野党支持が多い傾向にあり(蒲島,1998)、都市移住者の場合、農村部の定住者に比べて「親子とも自民党支持」というパターンが少なくなる（三宅,1985）。なお、日本でもアメリカでも、都市部の有権者の政治参加は農村部よりも低いことが報告されている（蒲島,1988, Oliver, 2000）。さらに、世帯年収は高い（と評価している）人の方が自民党の評価も高くなる（安野,2003）。
また、一般に加齢と共に保守化する傾向にあることから、自民党支持者は他党支持者や支持なし層に比べて相対的に年齢が高い（e.g., 三宅,1985; 蒲島,1998） 。性別については、公明党支持者には女性が多く、自民党支持者には男性が多いという傾向がある（e.g., 三宅,1985; 蒲島,1998）。
組織加入と政党支持との関連も、これまで多くの研究で指摘されてきた。労働組合が社会党の支持基盤であったことから、労組への加入と社会党支持との関連が一般的に知られている（e.g.,三宅、
1985）。近年では革新政党への投票の拘束力は弱まっているものの、労組の加入と革新政党支持との関72

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連はなお見いだせる（e.g.,小林､1997）。
また、労組の影響力の衰退にあわせて、近年では、市民運動と革新志向との関連が指摘されている（小林,1997）。これは市民運動がとりあげる争点が、しばしば革新的なものととらえられるからであるとされている。

2. JGSS にみる政党支持率および政権担当能力評価：2000 年〜2003 年
2.1 政党支持率および政権担当能力評価の推移
JGSS では、2000 年から 2003 年にかけての全ての調査において、支持する政党（支持する政党がな
い回答者に対しては、好ましい政党）を尋ねている。その結果を表 2−1 および表 2−2 に示す。なお、
政党支持関連連項目が含まれるのは、JGSS‑2000, JGSS‑2001,JGSS‑2002 では面接調査、JGSS‑2003 では留め置き調査（留め置きＢ票）である。
JGSS では、自民党支持、民主党（他野党）支持とも、当時の新聞社調査（表 1）に比べると若干低めに出ているようである。これは、調査方法の違い（新聞社調査は RDD）によるものかもしれない。
ただし、支持なし層の「好ましい政党」まで含めるとそれほど大きな違いはないといえる。2001 年の小泉内閣成立後、自民党支持率が上昇しているのが個々でも見て取れる。2003 年に民主党支持が上昇しているのは、自由党が合流して二大政党制への政党再編が進んだことを反映していると考えられる。
実際、2003 年の衆院選では民主党が大幅に議席を増やした（小選挙区・比例あわせて 177 議席）。
表 2−1．JGSS にみる政党支持率（2000 年･2001 年）

2000
好ましい政党
支持政党
自民党
592 (20.5%)
98 (5.5%)
民主党
182 (6.3%)
93 (5.3%)
公明党
96 (3.3%)
8 (0.5%)
自由党
43 (1.5%)
25 (1.4%)
共産党
47 (1.6%)
36 (2.0%)
社民党
63 (2.2%)
32 (1.8%)
保守党（※※）
2 (0.1%)3 (0.2%)その他
6 (0.2%)1 (0.1%)
該当なし
1767 (61.1%)
1329 (75.2%)
DK/NA
95 (3.3%)
142 (8.0%)
N
2893
1767

2001
好ましい政党
支持政党
708 (25.4%)
156 (9.5%)
129 (4.6%)
57 (3.5%)
84 (3.0%)
7 (0.4%)36 (1.3%)
10 (0.6%)
52 (1.9%)
13 (0.8%)50 (1.8%)
31 (1.9%)
1 (0.0%)1 (0.1%)4 (0.1%)3 (0.2%)1639 (58.7%)1208 (73.7%)
87 (3.1%)
153 (9.3%)
2790
1639

表 2−2．JGSS にみる政党支持率（2002 年･2003 年）

2002
好ましい政党
支持政党
自民党
686 (23.2%)
132 (7.2%)
民主党
100 (3.4%)
40 (2.2%)
公明党
98 (3.3%)
4 (0.2%)自由党
26 (0.9%)
7 (0.4%)共産党
52 (1.8%)30 (1.6%)
社民党
38 (1.3%)
13 (0.7%)
保守党（※※）
1 (0.0%)2 (0.1%)その他
1 (0.0%)3 (0.2%)
該当なし
1834 (62.1%)
1517 (82.7%)
DK/NA
117 (4.0%)
86 (4.7%)
N
2953
1834

2003 （※）
好ましい政党
支持政党
551 (32.3%)
88 (12.8%)200 (11.7%)
63 (9.2%)
56 (3.3%)
9 (1.3%)34 (2.0%)
13 (1.9%)29 (1.7%)
10 (1.5%)
2 (0.1%)0 (0.0%)0 (0.0%)1 (0.1%)685 (40.2%)374 (54.6%)
149 (8.7%)
127 (18.5%)
1706
685※2003 年は留め置き式

73

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60

53.7 52.1
50.7

50
40

39.2

30

21

20

11.2
7.8 5.5

10

2000
2001
2002
2003

27.6
21.3233 2.5 2.8 3.1

7.7

2.7 2.4 1.3

2.1 1.3 1.1 1.1

1.5 0.9 0.9 1.1

な
い

党
そ

の
よ

うな
政

党

は

社
民

党

党

共
産

公
明

自
由

党

党
民
主

自
民

党

0

図 1．JGSS にみる政権担当能力評価（2000〜2003 年）
2.2 都市規模および年収との関連では、2000 年から 2003 年にかけて、自民党の支持層は変化したのであろうか。多変量解析を行う
前にまず、都市規模と年収との関連を見てみることとしよう。
図 2 および図 3 は、政党支持および政権担当能力評価を、都市規模別に示したものである。政党支持については、2000 年から 2003 年にかけて、一貫して町村の方が都市部よりも自民党支持率が高く、都市部では支持なしの率が高くなっていることがわかる。
一方、政権担当能力評価については、2000 年では都市規模によって自民党の政権担当能力評価に差が若干見られたものの、2001 年以降はほとんど差がみられない。民主党は 2003 年になって政権担当
能力の評価が上昇しており（2003 年のみ調査形式が留め置き法なので単純な比較はできないかもしれないが）、2003 年の民主党躍進を裏付ける結果となっている。
政党支持および政権担当能力評価を、世帯年収カテゴリ別に示したものが図４および図５である。
2000 年の段階では、世帯年収 1000 万円以上の高所得層で自民党支持が多くなっている（この層は自民党だけでなく民主党の支持も多く、その他の層に比べて支持なしが少ない）が、2001 年以降、世帯

2001

町村
その他の市
13大都市

2002

町村
その他の市
13大都市

町村
その他の市
13大都市

2003

2000

年収が相対的に低い層で自民党支持率が伸びているのがみてとれる。

町村
その他の市
13大都市

自民党
民主党
公明党
自由党
共産党
社民党
その他
支持政党なし
DK/NA

0%

20%

40%

60%

80%

図 2．都市規模別に見た政党支持

74

100%

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60
50
40
30
20
10
0

2000

2001

2002

町村

その他の市

13大都市

町村

その他の市

13大都市

町村

その他の市

13大都市

町村

その他の市

13大都市

自民党評価
民主党評価

2003

図 3．年規模別に見た政権担当能力評価

2000
2001

2002

2003

1000 万円以上
650～1000 万円
450～650 万円
250～450 万円
250 万円未満

自民党
民主党

1000 万円以上
650～1000 万円
450～650 万円
250～450 万円
250 万円未満

公明党
自由党
共産党

1000 万円以上
650～1000 万円
450～650 万円
250～450 万円
250 万円未満

社民党
その他
支持なし

1000 万円以上
650～1000 万円
450～650 万円
250～450 万円
250 万円未満

DK/NA

0%

50%

100%

図 4．年収別にみた政党支持

70
60
50
40
30
20
10
0
250万円未満250～450万円
450～650万円
650～1000万円
1000万円以上250万円未満250～450万円
450～650万円
650～1000万円
1000万円以上250万円未満250～450万円
450～650万円
650～1000万円
1000万円以上250万円未満250～450万円
450～650万円
650～1000万円
1000万円以上

自民党評価
民主党評価

2000

2001

2002

2003

図 5．年収別に見た政権担当能力評価

3. 政党支持の規定要因
次に、政党支持の規定要因の変化を検討するため、政党支持に関する項目で該当数の多かった自民党支持・民主党支持・支持政党なしをとりあげ、調査年ごとに、政党支持の規定要因を検討する多項

75

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ロジスティック回帰分析を行った。
従属変数は、支持政党（自民党・民主党・支持なし）であり、ベースカテゴリは支持なしとした。
その他の政党は分析から除外した。なお、独立性に関する IIA の検定結果(small‑Hsiao)では、いずれも帰無仮説が棄却されなかった。
独立変数には、2000 年から 2003 年までのすべての調査に含まれていた設問という基準から、以下の変数を投入した。このうち、新聞接触およびテレビ視聴時間については、2003 年のみ含まれていない（政党支持に関する設問が含まれる留め置きＢ票ではなく留め置き A 票の項目となっている）ため、かわりに政治的情報接触の項目（「新聞で政治の記事を読む」あるいは「テレビで政治ニュースを見る」
頻度）を用いた。また、第 2 節で検討した世帯年収の項目は欠損値が多く含まれるので、ここでは経済状態の指標として、家計状態の満足度と家計状態の変化を取り上げた。
①労組加入（言及あり＝1，言及なし＝0）②家計状態満足度（不満足＝1，満足＝5）③家計状態の変化（悪くなった＝1，変わらない＝2，よくなった＝3）④新聞接触（全く読まない＝1，ほぼ毎日＝5）※2003 年については「新聞で政治の記事を読む」の項目（ほぼ毎日＝1、ほとんどしない＝4）⑤テレビ視聴時間（単位：時間）※2003 年については「テレビで政治のニュースを見る」の項目（ほぼ毎日＝1、ほとんどしない＝4）⑥イデオロギー（1＝保守的、5＝革新的）※2003 年については７段階⑦都市規模（1＝13 大都市、2＝その他の市、3＝町村）⑧性別（1＝男性、2＝女性）⑨年齢⑩学歴（1＝旧制小学校・新制中学校卒業相当、2＝旧制中学校・新制高校卒業相当、3＝旧制高校・大学・新制短大・大学卒業相当）

表 3−1．支持政党（自民・民主・支持なし）を従属変数とする多項ﾛｼﾞｯﾄ分析(2000 年)

2000年
支持なし → 自民支持
支持なし → 民主支持
B (SE)B (SE)
労組加入-.785 (.216).436 (.215)*
家計状態満足度.147 (.056)***.170 (0.84)*
家計状態の変化-.090 (.102)**.005 (.148)
新聞接触.043 (.054).098 (.091)
テレビ視聴時間-.021 (.028).087 (.039)*
イデオロギー（革新傾向：５段階）-.794 (.066)***.279 (.095)**
都市規模（1:13大都市～3：町村.343 (.086)***.173 (.126)
性別.221 (.112)*-.738 (.169)***
年齢.035 (.004)***.029 (.006)***
学歴.003 (.086).321 (.129)*
定数-1.572 (.552)

N
うち 自民支持 N
うち 民主支持 N-2 log likelihood
疑似R-sq (McFadden)

2412
557
178
3239.75 ***
.139

**

-5.866 (.872)******p<.001, ** p<.01, * p<.05, + p<.1076

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表 3−2．支持政党（自民・民主・支持なし）を従属変数とする多項ﾛｼﾞｯﾄ分析(2001 年)

2001年
支持なし → 自民支持
支持なし → 民主支持
B (SE)B (SE)
労組加入-.422 (.176)*.762 (.245)**
家計状態満足度.107 (.051)*.232 (.098)*
家計状態の変化.034 (.091)-.237 (.178)
新聞接触.072 (.046).391 (.144)**
テレビ視聴時間.038 (.024).066 (.050)
イデオロギー（革新傾向：５段階）-.522 (.059)***.457 (.116)***
都市規模（1:13大都市～3:町村）.179 (.078)*.147 (.153)
性別-.202 (.101)*-.488 (.201)*
年齢.028 (.004)***.025 (.007)**
学歴.110 (.078).105 (.152)
定数-1.977 (.500)

N
うち 自民支持 N
うち 民主支持 N-2 log likelihood
疑似R-sq (McFadden)

2333
670
122
3315.45 ***
.094

***

-7.537 (1.140)******p<.001, ** p<.01, * p<.05, + p<.10

表 3−3．支持政党（自民・民主・支持なし）を従属変数とする多項ﾛｼﾞｯﾄ分析(2003 年)

2002年
支持なし → 自民支持
支持なし → 民主支持
B (SE)B (SE)
労組加入-.008 (.183)
1.159 (.277)***
家計状態満足度.070 (.051).225 (.110)*
家計状態の変化.087 (.094).086 (.194)
新聞接触.076 (.048).191 (.129)
テレビ視聴時間.019 (.025).069 (.052)
イデオロギー（革新傾向:５段階）-.549 (.058)***.236 (.119)*
都市規模（1:13大都市～3:町村）.119 (.078)-.257 (.167)
性別-.288 (.102)**-.930 (.236)***
年齢.035 (.004)***.033 (.008)***
学歴-.029 (.077).178 (.162)
定数-1.890 (.501)

N
うち 自民支持 N
うち 民主支持 N-2 log likelihood
疑似R-sq (McFadden)

2498
650
98
3226.196 ***.108-5.987 (1.155)***p<.001, ** p<.01, * p<.05, + p<.10

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表 3−4．支持政党（自民・民主・支持なし）を従属変数とする多項ﾛｼﾞｯﾄ分析(2003 年)

2003年
支持なし → 自民支持
支持なし → 民主支持
B (SE)B (SE)
労組加入-.549 (.242)*.244 (.250)
家計状態満足度.117 (.067)+.166 (.088)+
家計状態の変化-.050 (.127).038 (.160)
政治情報接触：新聞（※）-.107 (.082).026 (.104)
政治情報接触：テレビ（※）-.270 (.113)*-.364 (.153)*
イデオロギー（革新傾向:７段階）-.446 (.054)***.235 (.069)**
都市規模（1:13大都市～3:町村）.338 (.102)**.053 (.134)
性別-.109 (.136)-.451 (.176)*
年齢.029 (.005)***.032 (.007)***
学歴-.060 (.105).123 (.136)
定数-.204 (.649)

N
うち 自民支持 N
うち 民主支持 N-2 log likelihood
疑似R-sq (McFadden)

1390
533
196
2428.749
121-3.689 (.897)***p<.001, ** p<.01, * p<.05, + p<.10

なお、それぞれの調査には、政党支持を説明する上で重要な変数が他にも含まれている。しかし本稿の目的はあくまでも変化の検討であり、それぞれの年の政党支持を適切に説明することにあるわけではない。そのため、調査項目に含まれなかった年のある項目については、ここでは除外している。
各年の、政党支持（自民党支持、民主党支持、支持なし）を従属変数とした多項ロジット分析の結果は表 3−1〜表 3−4 に示すとおりである。分析には SPSSver.12 を用いた。なお、全ての年において、従属変数間の独立性は
まず、年齢と性別、イデオロギーは、全ての調査年で自民党支持および民主党支持に有意な効果を持っている。(ただし 2003 年の自民党支持で性別の効果が見られなかったことを除く。)これはベース
カテゴリが「支持なし」であることによるものだが、年齢が高いほど、また男性のほうが、自民党あるいは民主党を支持する傾向にあること、保守的な人は自民党、革新的な人は民主党を支持する傾向にあることは、2000 年から 2003 年まで一貫して見られた傾向といえよう。
次に変数ごとの変化を見てみよう。
まず労組加入の変数についてみると、2000 年〜2002 年までは一貫して民主党支持にプラスに働いているが、2003 年ではその効果が消えている。自民党支持に対しては、2001 年と 2003 年にマイナスの効果を示している。民主党支持への効果が 2003 年に消えていることについては、労組による動員の影響力が薄れてきたことによるものか、あるいは 2003 年の選挙で民主党が躍進した（動員以外の支持を得た）ことによるものかの判断は、今後の検討を要する。
家計状態の満足度については、2002 年を除き、自民党支持・民主党支持双方にプラスの効果を持っている。他方家計状態の変化は 2000 年の自民党支持への効果を除き、政党支持との関連が見られなかった。2000 年の自民党支持への効果で家計状態の変化がマイナスの効果を示した（つまり、「悪化した」と答えた人ほど自民党を支持していた）理由は不明であるが、これらの結果は、経済状態への不満が、「支持政党なし」には結びついても野党（すくなくとも民主党）への期待に直接結びつくわけではないことを示唆している。
メディア接触についてみると、2000 年にはテレビ視聴時間が、また 2001 年には新聞接触頻度が、民主党支持にプラスの効果を持っていた。2003 年には自民党支持・民主党支持ともにテレビニュース
接触がプラスの効果を持っている（係数はマイナスであるが、意味としては逆転）。2003 年で自民党支持・民主党支持ともにメディアの効果が見られたことについては、政治情報への接触に関する項目

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日本版 General Social Surveys 研究論文集[5] JGSS で見た日本人の意識と行動 JGSS Research Series No.2

であることも影響している可能性があるが、いずれにしても、メディアにはある程度の動員効果があるようである。
都市規模は、2002 年を除き、自民党支持にのみ効果を持っていた。2005 年の総選挙では、都市部での自民党の躍進が目立ったが、2000 年から 2003 年にかけては、町村部でとくに自民党が強かった
ことを示すものである。

4. 政権担当能力評価の規定要因
次に、政権担当能力評価の項目について、自民党および民主党に対する言及の有無を従属変数とするロジスティック回帰分析を行った。独立変数は政党支持の分析と同じセットを用いた。分析結果は
表 4−1〜表 4−4 に示すとおりである。
性別・年齢・学歴・イデオロギーは（2002 年の民主党政権担当能力評価に関して年齢の効果が見られなかったことを除き）すべての年で有意な効果を持っていた。つまり、男性の方が、年齢・学歴が高い方が、自民党あるいは民主党の政権担当能力を評価しており、保守的な人は自民党を、革新的な人は民主党を評価する傾向にあった。
家計状態の満足度については、2000 年には自民党評価に、また 2001 年には自民党評価・民主党評
価の双方に対して効果を持っていた。家計状態の変化は 2002 年の自民党評価に対してのみプラスに働いていた。一貫した効果があるわけではないので、政党評価と経済状態認知の間に明確な関連があるとはいえないが、経済的な不満が、自民党への反感や民主党への支持に結びつくわけではないことは
ここでも確認された。
メディア接触については、年ごとの変化が興味深い。まず 2000 年では新聞接触が自民党の政権担
当能力評価に若干の（統計的には有意な水準に達しない）効果があったのみである。これが 2001 年になると、新聞接触は自民党評価・民主党評価の両方にプラスの効果を持ち、テレビ視聴時間は自民党評価にプラスの効果を持っていた。これは 2001 年当時の小泉ブームを反映するものかもしれない。新聞あるいはテレビ視聴の変数は、2002 年･2003 年にも自民党支持に効果を持っており、メディア報道
がひきつづき自民党支持を支えた可能性が示唆される。この結果はメディアで繰り広げられるネガティブキャンペーンが政治動員にマイナスの効果を持つという Ansolabehere & Iyengar (1995)の知見
表 4−1．政権担当能力評価を従属変数とするロジスティック回帰分析結果（2000 年）

2000年
自民能力評価B (SE)
労組加入-.179 (.128)
家計状態満足度.144 (.043)
家計状態の変化.040 (.076)
新聞接触.068 (.040)
テレビ視聴時間-.023 (.021)
イデオロギー（革新傾向：５段階） -.441 (.047).278 (.064)
都市規模（1:13大都市～3：町村）
性別-.585 (.085)
年齢.022 (.003)
学歴.135 (.067)

***
***
***
***
*

民主能力評価B (SE).089 (.171).067 (.064).159 (.110).062 (.065)-.016 (.032).372 (.067).062 (.094)-.757 (.127).010 (.005).260 (.097)

定数*-3.949 (.627)

Nうち 「政権担当能力あり」選択-2 log likelihood
疑似R-sq (Cox & Snell)-.939 (.413)
2741
1081
3374.89
.104

**
+

***
***
*
**
***

2741
318
1877.35.032***p<.001, ** p<.01, * p<.05, + p<.10

79日本版 General Social Surveys 研究論文集[5] JGSS で見た日本人の意識と行動 JGSS Research Series No.2

表 4−2．政権担当能力評価を従属変数とするロジスティック回帰分析結果（2001 年）

2001年
自民能力評価B (SE)
労組加入-.187 (.125)
家計状態満足度.139 (.043)
家計状態の変化-.032 (.075)
新聞接触.186 (.038)
テレビ視聴時間.045 (.021)
イデオロギー（革新傾向：５段階） -.390 (.049).045 (.065)
都市規模（1:13大都市～3：町村）
性別-.702 (.085)
年齢.017 (.003)
学歴.347 (.068)
定数N
うち 「政権担当能力あり」選択-2 log likelihood
疑似R-sq (Cox & Snell)

民主能力評価B (SE).414 (.199).153 (.077)-.214 (.138).360 (.118)-.058 (.043).259 (.083)-.095 (.118)-.422 (.153).018 (.006).637 (.119)

**
**
***

-.610 (.414)-6.457 (.882)

***

2617
1421
3343.67
.096

2617
207
1343.62
.039

**
***
**
***
***
***

*
*
**
**

***p<.001, ** p<.01, * p<.05, + p<.10

表 4−3．政権担当能力評価を従属変数とするロジスティック回帰分析結果（2002 年）

2002年
自民能力評価B (SE)
労組加入-.008 (.130)
家計状態満足度.046 (.040)
家計状態の変化.161 (.074)
新聞接触.140 (.037)
テレビ視聴時間.030 (.020)
イデオロギー（革新傾向：５段階） -.442 (.046)
都市規模（1:13大都市～3：町村-.023 (.062)
性別-.498 (.081)
年齢.016 (.003)
学歴.220 (.064)
定数N
うち 「政権担当能力あり」選択-2 log likelihood
疑似R-sq (Cox & Snell)

*
***
***
***
***
**

民主能力評価B (SE)-.130 (.260).166 (.085)-.135 (.154).130 (.095)-.017 (.045).384 (.093)-.033 (.132)-.483 (.174).000 (.006).381 (.135)-.255 (.392)-4.853 (.880)

2798
1433
3648.15
.079

2798
156
1152.88
.018

+

***
**
**

***p<.001, ** p<.01, * p<.05, + p<.10

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表 4−4．政権担当能力評価を従属変数とするロジスティック回帰分析結果（2003 年）

2003年
自民能力評価B (SE)
労組加入-.176 (.173)
家計状態満足度.057 (.054)
家計状態の変化.149 (.103)
政治情報接触：新聞（※）-.221 (.065)
政治情報接触：テレビ（※）-.284 (.085)
イデオロギー（革新傾向：７段階） -.321 (.042)
都市規模（1:13大都市～3：町村-.031 (.083)
性別-.465 (.113)
年齢.020 (.004)
学歴.203 (.089)

***
***
*

民主能力評価B (SE).295 (.193).010 (.065)-.289 (.123)-.049 (.080)-.255 (.112).279 (.049)-.071 (.098)-.583 (.130).015 (.005).338 (.102)

定数*-2.048 (.639)

1.155 (.535)

N
うち 「政権担当能力あり」選択-2 log likelihood
疑似R-sq (Cox & Snell)

**
**
***

1640
868
2039.83
.130

*
***
***
**
**
**

1640
351
1586.56.069***p<.001, ** p<.01, * p<.05, + p<.10とは異なるといえよう。ただし、政治的有効性感覚の規定要因を検討した安野(2003)では、テレビ
視聴が政治家への信頼にマイナスの効果を持っていた。政治的有効性感覚が政党支持にプラスの効果を持つこと（安野,2003）をあわせて考えると、マスメディアが政治参加に及ぼす効果は、単純なもの
ではない可能性がある。これについては今後の検討を要する点である。
都市規模は 2000 年の自民党評価に有意な効果（都市規模が小さいほど、自民党の政権担当能力が評価される傾向にある）がみられたのみであった。

5. まとめ
本稿では、JGSS‑2000,2001,2002,2003 のデータを用いて、自民党および民主党に対する政党支持および政権担当能力評価の規定要因の変化を検討した。
その結果、小泉政権成立の 2001 年以降、自民党が都市部でも支持層を拡大していることが確認された。一方、民主党支持と労組加入との結びつきは弱まる傾向にあった。また、経済状態の認知は、それが良い状態にあれば（自民党であれ民主党であれ）政党支持に結びつくが、経済状態が悪いからといって（野党第一党である）民主党の支持に結びつくわけではなさそうである。また、本稿の分析
結果の範囲では、メディア報道は政党支持あるいは政党評価にプラスの効果を示しており、とくに2001 年以降の自民党評価はマスメディア接触と強く関連しているという結果が得られた。
ただし、本稿の結果はいくつかの限界をふまえて解釈する必要がある。
まず第一に、本稿の目的が各年の比較にあったため、分析に投入する変数が限られ、必ずしも各年度の調査における政党支持あるいは政党評価を適切に説明するモデルが構築できていないと言う点である。こと多変量解析についていえば、より重要な（本調査に含まれなかった）変数の投入によって、結果が異なる可能性がある。
第二に、本稿では自民党・民主党・支持なしの 3 つのカテゴリについてしか検討していないと言う点である。ケース数は少なかったが、公明党・社民党・共産党などについても検討を加えれば、さらに興味深い結果が得られるものと思われる。

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［Acknowledgement］
日本版 General Social Surveys（JGSS）は、大阪商業大学比較地域研究所が、文部科学省から学術
フロンティア推進拠点としての指定を受けて（1999‑2003 年度）、東京大学社会科学研究所と共同で実施している研究プロジェクトである（研究代表：谷岡一郎・仁田道夫、代表幹事：佐藤博樹・岩井紀子、事務局長：大澤美苗）。東京大学社会科学研究所附属日本社会研究情報センターSSJ データアーカ
イブがデータの作成と配布を行っている。
[参考文献]
Ansolabehere, S., and Iyengar, S. 1995, Going Negative. NY: Free Press.
池田謙一,2004,「2001 年参議院選挙と『小泉効果』」，『選挙研究』， No.19, pp.29‑50.
蒲島郁夫,1988,『政治参加』，東京大学出版会.
蒲島郁夫,1998,『政権交代と有権者の態度変容』，木鐸社.
蒲島郁夫・今井亮佑,2001,「2000 年総選挙−党首評価と投票行動」，『選挙研究』，No.16, pp.5‑17.
小林良彰,1997,『日本人の投票行動と政治意識』，木鐸社.
三宅一郎,1985,『政党支持の分析』，創文社．
三宅一郎,2001,『選挙制度変革と投票行動』，木鐸社.
Oliver, J. E. 2000,City size and civic involvement in metropolitan America. American Political
Science review, Vol.94, pp.361‑373.
安野智子, 2003,「JGSS‑2001 にみる有権者の政治意識」，『日本版 General Social Surveys 研究論文
集：JGSS‑2000 で見た日本人の意識と行動』，大阪商業大学比較地域研究所・東京大学社会科学研究所編 東京大学社会科学研究所資料第 21 集.

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