Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
未婚化の要因の三つ目の立場は、婚姻が質的に変化したとの見方である。戦後の日本的家族モデルを特徴づけていたお見合い結婚や職縁結婚の衰退により、個人が結婚相手を探す必要性が生じた。その結果、対人関係能力が重要視され、配偶者選択の成否を大きく左右するようになった（岩澤・三田 2005；佐藤・永井・三輪 2010）。自由意思によって結婚を決断することが可能になった反面、自身の要求水準を満たす相手を見つけ出し、且つその相手の要求水準も満たさない限り、婚姻が成立しない。実際に、「出生動向基本調査」の結果においても、未婚男女の約9割は結婚する意思はあるものの、「適当な相手にめぐり会わない」ことを独身理由として挙げる回答者（25歳～34歳）がもっとも多い。

このように、社会意識、経済・雇用環境、マッチメイキングシステムの変容により、婚姻が成立すること自体が困難な状況になっている。恋愛を前提とした婚姻の場合、結婚の前にパートナーと親密になる必要があるが、異性間の交際自体が著しく停滞しているのが現状である。実際に、交際相手のいない未婚者は増加傾向にあり、異性の友人さえもいない未婚者は男性で6割を超え、女性で5割弱である（国立社会保障・人口問題研究所2011）。未婚化の少子化に対する影響力の大きさに鑑みると、未婚者が交際相手を見つけられない要因を検証することが肝要である。

そもそも、なぜ結婚相手にめぐり会えないのだろうか。個人レベルの要因でもっとも顕著なものは、経済力だろう。男性の安定的な仕事や収入の高さは、過去の多くの研究（たとえば酒井・樋口 2005；佐々木 2012）において結婚を促進するのみならず、交際相手の有無にも影響することが確認されている（中村・佐藤 2010）。一方、女性の経済力が配偶者選択に与える影響は限定的であるとの結果が多かったが（水落 2006；津谷 2009）、経済の停滞がつづく近年のコーホートでは、むしろ雇用の安定した女性の方が恋人をもち（中村・佐藤 2010）、結婚しやすい傾向があることが示唆されている（酒井・樋口 2005；佐々木 2012）。次に、出身階層も結婚相手との出会いに影響する。Easterlin（1987）によると、生まれ育った家庭の生活水準が自身の結婚生活に求める生活水準の基準となる。つまり、実際の経済力の多寡に加えて、生まれ育った生活水準と同等もしくはそれ以上の水準の暮らしが可能であると判断できれば、結婚に踏み切ると仮定した。山田（2009）は、経済状況の停滞により、未婚者が出身家庭の生活水準を上回ることが難しくなったことが婚姻への決断を困難にしていると説明する。

また、結婚相手に求める条件が実情と乖離していることも指摘されている。グローバルな経済競争が激化する中で、若年層の雇用情勢が長期間にわたり退廃した。同時期には、高学歴で就業意欲の高い女性が増加しつつも、差別や偏見により女性が自己実現や経済的に自立することが困難なことから、若年女性の性別役割分業意識が固定的な方向に回帰しており、パートナーに扶養役割を期待するようになっている（山田 2009）。しかしながら、彼女らが求める稼得能力のある男性は極端に減少しており、結婚市場のミスマッチが発生した（Raymo & Iwasawa 2005）。一方で、結婚・出産後のパートナーに家庭と仕事の両立を求める男性が急増しているものの（国立社会保障・人口問題研究所 2011）、それを実現する支援体制が整っていない現状において、男女ともに配偶者選択が困難になっている。
個人レベルの要因に加え、地域レベルの要因も未婚者の出会いを阻害しうるものの、これまで検討が十分でなかった。しかし近年、人口減少の大きな要因として、若年女性の人口移動が注目され始めている（増田2014）。多くの若年世代が進学や就職を理由に町村部から都市部へ転出しており、地元では就業機会の少ない女性が町村部から転出する割合が高い。その結果、地方の町村部では未婚男性の割合が相対的に多くなる傾向がある。表1は、人口規模別20歳～49歳男女の人口および人口集中地区に居住する未婚者割合の推移をまとめたものである。人口集中地区においては、第2次ベビーブーム世代が成人を迎え終えた1995年をピークに、男女とも若年人口が減少しているものの、1985年よりも2010年の人口の方が多い。一方、非人口集中地区では、若年人口が増加していた時期においても、人口が継続して減少してきた。また、未婚者の多くは人口集中地区に居住しており、とくに未婚女性の約4人に3人は人口集中地区に居住している状況である。2010年における年齢群ごとの未婚者の性比を比較すると、高齢ほど相対的に男性未婚者が多くなり、とくに非人口集中地区においては、40歳以上の未婚女性1人に対して、2人以上の未婚男性がいる（図1）。このような若年層の都市部への人口流入や性比の偏りは、未婚理由の地域差を生じさせると考えられる。

表 1. 人口規模別 20 歳～49 歳人口および人口集中地区に居住する未婚者割合の推移

1985年	1990年	1995年	2000年	2005年	2010年
人口集中地区	男性	17,074,074	17,954,285	18,787,437	18,054,542	17,660,395	17,574,299
女性	16,924,332	17,708,905	18,322,382	17,621,764	17,295,944	17,291,025
非人口集中地区	男性	9,640,744	8,874,848	8,687,616	8,143,024	7,562,000	6,983,141
女性	9,548,642	8,800,563	8,525,176	8,000,141	7,409,403	6,774,496
未婚者のうち人口集中地区に居住する割合	男性	68.3%	71.3%	72.1%	71.7%	71.6%	71.9%
女性	70.9%	73.5%	74.2%	73.9%	73.8%	74.4%

総務省「国勢調査」より作成

図 1. 年齢群別未婚者の性比 1

総務省「国勢調査」より作成

1.2010 年時点での各地区における未婚女性 1 人あたりの未婚男性の数

28歳～42歳の男女を対象とした JGSS-2009LCS $ ^{8} $ のデータによると、男女ともに都市規
模が小さいほど交際相手がおらず、とくに「出会うチャンスがない」「理想の相手が現れない」との理由で未婚の男性が多い（佐々木 2014）。つまり、町村部では、若年人口が減少しており交際候補となる相手の絶対数が少ないだけではなく、結婚相手になり得る女性自体が周囲にいないと感じる男性が多くいるようである。地域変数を分析単位とした研究では、都道府県別の男性短時間雇用者比率が高いほど女性の有配偶率が低いことや（太田 2007）、市区町村別の人口密度、未婚男女比、男性就業率、人口増加率、女性大卒者比率などが未婚率と相関があることが明らかになっている（北村・宮崎 2005）。しかし、地域レベルの要因がどのように個人の出会いに影響するのかを分析した研究は、管見の限り行われていない。

このように、未婚者が潜在的な配偶者に出会えない理由は個人レベルの要因に加えて、地域レベルの要因によって大きく異なる。本研究では、これらの要因を同時に考慮することによって、未婚者の出会いの阻害要因を探る。

## 2 方法

## 2 －1 データ

本研究で分析に用いるデータは、国立社会保障・人口問題研究所が2010年6月に実施した「第14回出生動向基本調査 (独身者調査)」と内閣府経済社会総合研究所が2015年1月に実施した「未婚男女の結婚と仕事に関する意識調査」の2つである。出生動向基本調査は日本全国の18歳～49歳の独身者を対象とする留置自記式の全国標本調査である。未婚男女の結婚と仕事に関する意識調査は、インターネット調査会社の登録モニターのうち、25歳～39歳の未婚男女を対象としたインターネット調査である。これらの回答者のうち、分析結果を比較可能にするため、結婚意欲のある25歳～39歳の未婚男女を分析対象とした。最終的な分析対象者は出生動向基本調査で3,455ケース、インターネット調査で7,510ケースであった。

## 2 - 2 变数

従属変数は潜在的な配偶者との出会いの有無である。出生動向基本調査では、結婚意欲のある者のみに対して、現在独身でいる理由を12の選択肢の中から3つまで選択できるようになっている。このうち、「適当な相手にまだめぐり会わないから」を選択した者に注目し「出会いなしダミー」を作成した。インターネット調査では、すべての回答者を対象に、出生動向基本調査と同一の選択肢を用いて複数回答が可能な形式になっている。

個人レベルの独立変数は、経済力の指標として、最終学歴、就業状況、年収を投入した。出身家庭の影響力の指標として、いずれかの親との同居の有無、さらには、結婚相手に求める水準の指標として、性別役割分業意識および結婚相手の条件を投入した。インターネット調査では、これらの独立変数に加えて、出生動向基本調査では尋ねられていなかった出会いの有無に影響する重要な変数も考慮している。具体的には、長時間労働（休憩時間を除く1
日あたりの労働時間が10時間を超える）、結婚相手に求める年収、親の暮らし向き、ならびに結婚観である。長時間労働の場合、異性との交際が時間的に制限され、結婚相手に求める年収が高すぎると条件に合う相手の絶対数が低下し、親の暮らし向きが高いほど要求水準が高まり、結婚に対する思いが強すぎると選り好みが激しくなることが予想され、いずれの場合も交際に発展しにくいと考えられる。

これらの変数のうち、操作化が明確でないものについて説明する。性別役割分業意識は、「結婚後は、夫は外で働き、妻は家庭を守るべきだ」「少なくとも子どもが小さいうちは、母親は仕事を持たず家にいるのが望ましい」の項目に対して、「まったく賛成（1）」、「どちらかといえば賛成（2）」、「どちらかといえば反対（3）」、「まったく反対（4）」の4点尺度で尋ねている。値が大きいほど固定的な性別役割分業意識を示すように反転させ平均値を求めた。クロンバックαは出生動向基本調査で.65、インターネット調査で.68である。

結婚相手の条件は、「学歴」、「職業」、「経済力」、「人柄」、「容姿」、「共通の趣味」、「仕事に対する理解と協力」、「家事・育児に対する能力や姿勢」の8つの項目について、「重視する（1）」、「考慮する（2）」、「あまり関係ない（3）」の3点尺度で尋ねている。これらの項目に対して、「重視する」との回答に注目し、それぞれのダミー変数を作成した。その上で、潜在クラス分析を行い、結婚相手の条件として重視する項目の応答パターンから分類した。出生動向基本調査のデータでは、適合度指標により5つの潜在的異質性が存在することが示唆された（表2）。インターネット調査のデータでは、5もしくは6つの潜在的異質性が示唆されたものの（表3）、分析の比較可能性および各クラスに帰属する条件確率の近似性から、出生動向基本調査と同様に5クラスと判断した。class1に属する人は、結婚相手に対して、ほぼすべての項目を重視していることから、「多重条件型」とした。class2以降に属する人は、それぞれ「経済力重視型」、「性役割重視型」、「無条件型」、「性格重視型」とした（表4、表5）。

親の暮らし向きについては、「大変苦しい（1）」、「やや苦しい（2）」、「普通（3）」、「ややゆとりがある（4）」、「大変ゆとりがある（5）」の5点尺度で尋ねている。「わからない」および「すでに亡くなられた」と回答した場合には、親の暮らし向きが未婚者の出会いに与える影響の規模が小さいとみなし、中央値の「3」に変換し分析した。

結婚観は、14項目を「そう思う（1）」から「そう思わない（4）」までの4点尺度で尋ねている。最尤法を用いたプロマックス回転により因子分析を行ったところ3つの因子が抽出された。結婚重要度は、「結婚は自分にとって重要な問題なので、真剣に考えている」、「結婚に魅力を感じる」などの5項目からなり、クロンバックαは.90である。結婚負担感は、「結婚は自分の人生を犠牲にすることだと思う」、「結婚したら、自分が成長するチャンスを失ってしまいそうだと思う」などの6項目で構成されており、クロンバックαは.84である。子ども肯定感は「子どもは自分にとってかけがえのない宝になると思う」、「子どもを育てることによって、自分も成長できる」、「子どもは生活を豊かにしてくれると思う」の3項目で、クロンバックαは.93である。それぞれの合成変数は各項目の平均値を算出した。分析に用いた変数の記述統計は、表6にまとめている。
表 2. モデルの適合度検定の結果（出生動向基本調査）

2 classes	3 classes	4 classes	5 classes	6 classes
Loglikelihood	-12295.787	-11812.042	-11705.213	-11648.887	-11618.056
Number of free parameters	17	26	35	44	53
Likelihood Ratio Chi-Square	1550.535***	583.044***	369.386***	256.734*	195.072
Df	238	229	220	211	202
AIC	24625.575	23676.084	23480.426	23385.774	23342.112
BIC	24730.084	23835.921	23695.591	23656.267	23667.934
Sample-Size Adjusted BIC	24676.067	23753.307	23584.380	23516.458	23499.528
Lo-Mendell-Rubin Likelihood test	2098.862***	967.491***	213.658***	112.652*	61.662
N	3455	3455	3455	3455	3455

$ ^{*}p<.05 $ . $ ^{**}p<.01 $ . $ ^{***}p<.001 $

表 3. モデルの適合度検定の結果（インターネット調査）

2 classes	3 classes	4 classes	5 classes	6 classes
Loglikelihood	-29588.111	-28087.018	-27768.792	-27565.092	-27501.057
Number of free parameters	17	26	35	44	53
Likelihood Ratio Chi-Square	4544.697***	1542.510***	906.058***	498.658***	370.588***
Df	238	229	220	211	202
AIC	59210.222	56226.035	55607.584	55218.184	55108.114
BIC	59327.930	56406.059	55849.923	55522.839	55475.085
Sample-Size Adjusted BIC	59273.908	56323.437	55738.701	55383.016	55306.663
Lo-Mendell-Rubin Likelihood test	5440.600***	3002.187***	636.452***	407.400***	128.070***
N	7510	7510	7510	7510	7510

$ ^{*}p<.05 $ . $ ^{**}p<.01 $ . $ ^{***}p<.001 $

表 4. 各クラスに帰属する条件確率（出生動向基本調査）

学歴	職業	経済力	人がら	容姿	共通の趣味	仕事に対する理解と協力	家事・育児に対する能力や姿勢
class1	0.335	0.975	0.921	0.990	0.391	0.488	0.924	0.961
class2	0.213	0.908	0.833	0.924	0.147	0.084	0.132	0.447
class3	0.013	0.043	0.131	0.935	0.213	0.382	0.956	0.854
class4	0.000	0.001	0.004	0.250	0.003	0.026	0.032	0.043
class5	0.006	0.016	0.082	0.890	0.153	0.134	0.154	0.402

表 5. 各クラスに帰属する条件確率（インターネット調査）

学歴	職業	経済力	人がら	容姿	共通の趣味	仕事に対する理解と協力	家事・育児に対する能力や姿勢
class1	0.564	0.966	0.940	0.997	0.616	0.681	0.999	0.994
class2	0.328	0.948	0.890	0.964	0.258	0.161	0.291	0.506
class3	0.015	0.032	0.159	0.954	0.299	0.442	0.974	0.834
class4	0.014	0.008	0.017	0.214	0.041	0.033	0.020	0.046
class5	0.011	0.010	0.144	0.975	0.245	0.146	0.101	0.375
表 6. 記述統計

男性	女性
出生動向基本調査	インターネット調査	出生動向基本調査	インターネット調査
出会いがない	58.0%	50.6%	62.5%	53.2%
年齢
25～29歳	46.0%	26.7%	49.0%	35.8%
30～34歳	31.7%	34.2%	31.6%	33.8%
35～39歳	22.3%	39.1%	19.4%	30.4%
学歴
中学・高校卒	40.6%	24.7%	26.8%	22.3%
専門・短大・高専卒	18.3%	15.2%	40.8%	28.2%
大学卒	40.2%	59.1%	31.4%	48.4%
その他(無回答を含む)	0.8%	1.0%	1.0%	1.1%
就業状況
正規	69.6%	51.9%	58.6%	48.5%
非正規	17.0%	40.4%	27.4%	43.4%
非就労	9.5%	7.4%	10.6%	8.1%
無回答	3.9%	0.0%	3.5%	0.0%
1日あたり就労時間
0時間	-	7.8%	-	8.2%
1～6時間未満	-	10.1%	-	11.1%
6～10時間未満	-	61.1%	-	69.7%
10時間以上	-	21.1%	-	11.1%
年収
100万円未満	14.9%	11.8%	17.9%	12.2%
100～300万円未満	31.1%	34.6%	43.1%	46.4%
300～500万円未満	38.2%	36.8%	26.5%	33.9%
500万円以上	8.4%	16.7%	3.5%	7.5%
無回答	7.4%	0.0%	9.0%	0.0%
結婚相手に求める年収
こだわらない	-	60.8%	-	12.3%
200万円未満	-	5.9%	-	0.6%
200～300万円未満	-	12.3%	-	3.2%
300～500万円未満	-	18.1%	-	42.0%
500万円以上	-	2.9%	-	41.9%
親同居	69.8%	57.5%	78.0%	59.9%
親暮らし向き
大変苦しい	-	4.9%	-	5.6%
やや苦しい	-	19.4%	-	18.5%
普通	-	50.0%	-	45.6%
ややゆとりがある	-	16.2%	-	20.2%
大変ゆとりがある	-	5.8%	-	7.2%
わからない	-	1.8%	-	1.7%
すでに亡くなられた	-	1.9%	-	1.3%
固定的性別役割意識	2.60 (0.69)	2.45 (0.65)	2.58 (0.70)	2.49 (0.70)
結婚重要度	-	2.72 (0.69)	-	2.73 (0.67)
結婚負担感	-	2.56 (0.57)	-	2.49 (0.58)
子ども肯定感	-	3.32 (0.70)	-	3.38 (0.73)
結婚相手の条件
無条件型	21.4%	18.4%	8.5%	7.8%
多重条件型	1.4%	3.2%	11.6%	10.0%
経済力重視型	1.4%	2.3%	13.9%	20.0%
性役割重視型	26.8%	36.6%	27.3%	28.4%
性格重視型	49.0%	39.5%	38.7%	33.8%
n	1925	3529	1530	3981
## 3 結果

## 3 －1 出生動向基本調査の分析

はじめに、出生動向基本調査のデータを用いて、出会いの阻害要因を検証する。出生動向基本調査では、回答者の居住地は非公開であるため、地域レベルの変数を考慮することができない。しかしながら、未婚者の状況は都市規模によって大きく変わるため(佐々木2014)、ここでは、都市規模別に未婚者の状況を確認する。都市規模の指標には、国勢調査の基本単位区の人口密度に基づいて作成された人口集中地区と非人口集中地区を利用する。人口集中地区は、50万人未満の小中規模都市と50万人以上の大規模都市に区別して分析した。表7は都市規模別に回答者の年齢の割合を示したものである。男性（$\chi^{2}=4.08,\mathrm{df}=4,\mathrm{p}=\mathrm{n.s}$）、女性（$\chi^{2}=4.67,\mathrm{df}=4,\mathrm{p}=\mathrm{n.s}$）ともに、都市規模による年齢分布の差は有意でなく、いずれの都市規模においても、高齢になるほど既婚者が多くなり、未婚者の割合が小さくなっている。都市規模別に学歴の割合をみると（表8）、男性（$\chi^{2}=79.43,\mathrm{df}=4,\mathrm{p}<\mathrm{0.000}$）、女性（$\chi^{2}=23.18,\mathrm{df}=4,\mathrm{p}<\mathrm{0.000}$）ともに、都市規模が大きくなるほど学歴が高い。非人口集中地区では学歴の男女差が顕著で、男性の過半数は中学・高校卒であるのに対して、女性の7割近くは専門・短大・高専卒以上である。次に、都市規模別の就業状況の割合を確認した（表9）。就業状況の割合には都市規模による差は男女ともに認められなかった（男性：$\chi^{2}=6.80,\mathrm{df}=4,\mathrm{p}=\mathrm{n.s}$）、女性：$\chi^{2}=1.27,\mathrm{df}=4,\mathrm{p}=\mathrm{n.s}$）。表10は、都市規模別に年収の割合を示したものである。男性（$\chi^{2}=35.40,\mathrm{df}=8,\mathrm{p}<\mathrm{0.000}$）、女性（$\chi^{2}=34.26,\mathrm{df}=8,\mathrm{p}<\mathrm{0.000}$）ともに、都市規模が大きくなるほど年収が多い。父親もしくは母親との同居の割合は、都市規模による差が非常に大きい。

表 7. 都市規模別年齢の割合

25～29歲	30～34歲	35～39歲	合計	25～29歲	30～34歲	35～39歲	合計
男性	全体	46.0%	31.7%	22.3%	1925	女性	49.0%	31.6%	19.4%
非人口集中地区	44.7%	33.2%	22.2%	627	49.8%	32.5%	17.7%
人口集中地区
50万人未満	46.9%	29.4%	23.7%	789	48.4%	33.0%	18.6%
50万人以上	46.2%	33.4%	20.4%	509	48.9%	28.8%	22.3%

表 8. 都市規模別最終学歴の割合

中学·高校卒	専門·短大·高専卒	大学卒	合計	中学·高校卒	専門·短大·高専卒	大学卒	合計
男性	全体	41.0%	18.5%	40.5%	1909	女性	27.1%	41.2%	31.7%
非人口集中地区	51.0%	22.9%	26.1%	620	32.9%	41.1%	26.0%
人口集中地区
50万人未満	36.3%	15.9%	47.8%	785	25.5%	43.2%	31.3%
50万人以上	35.9%	17.1%	47.0%	504	22.6%	38.7%	38.7%

表 9. 都市規模別就業状況の割合

正规	非正规	非就劳	合計	正规	非正规	非就劳	合計
男性	全体	72.4%	17.7%	9.8%	1849	女性	60.7%	28.4%	11.0%	1477
非人口集中地区	73.7%	15.3%	11.0%	600	60.5%	28.0%	11.5%	486
人口集中地区
50万人未满	73.4%	17.7%	9.0%	759	59.5%	29.8%	10.7%	550
50万人以上	69.4%	20.8%	9.8%	490	62.4%	27.0%	10.7%	441
表 10. 都市規模別年収の割合

100	100～300	300～500	500	不詳	合計	100	100～300	300～500	500	不詳	合計
万円未満	万円未満	万円未満	万円以上	万円未満	万円未満	万円未満	万円以上
男性	全体	14.9%	31.1%	38.2%	8.4%	7.4%	1925	女性	17.9%	43.1%	26.5%	3.5%	9.0%	1530
非人口集中地区	16.6%	36.0%	33.5%	4.9%	8.9%	627	18.7%	48.8%	23.5%	1.2%	7.8%	502
人口集中地区
50万人未満	13.4%	28.8%	41.3%	9.1%	7.4%	789	17.9%	41.7%	26.7%	3.0%	10.8%	576
50万人以上	15.1%	28.7%	39.1%	11.6%	5.5%	509	17.0%	38.5%	29.6%	6.6%	8.2%	452

非人口集中地区に居住する男性の85.8%、女性の89.2%は、いずれかの親と同居しているが、50万人以上の都市では、男性の60.9%、女性の63.7%に低下する。性別役割分業意識の都市規模別平均値を確認したが、男女ともに有意差はなかった。最後に、結婚相手に求める条件の都市規模による差を調べる（表11、表12）。男性の場合、都市規模が大きくなるほど性役割重視型が多くなり、都市規模が小さくなるほど無条件型が多くなる傾向がある（ $ \chi^{2}=15.42, df=8, p=.05 $ ）。女性の場合、都市規模が大きくなるほど経済力重視型が多くなり、男性同様に、都市規模が小さくなるほど無条件型が多くなる（ $ \chi^{2}=16.87, df=8, p<.05 $ ）。

表 11. 都市規模別結婚相手に求める条件の割合（男性）

条件過剩型	經濟力重視型	性役割重視型	条件緩和型	性格重視型	合計
男性	全体	1.4%	1.4%	26.8%	21.4%	49.1%	1925
非人口集中地区	1.0%	1.4%	24.9%	25.5%	47.2%	627
人口集中地区
50万人未滿	1.5%	1.1%	26.1%	19.1%	52.1%	789
50万人以上	1.8%	1.8%	30.1%	19.6%	46.8%	509

表 12. 都市規模別結婚相手に求める条件の割合（女性）

条件過剩型	經濟力重視型	性役割重視型	条件緩和型	性格重視型	合計
女性	全体	11.6%	13.9%	27.3%	8.5%	38.7%	1530
非人口集中地区	12.9%	13.1%	26.3%	11.2%	36.5%	502
人口集中地区
50万人未滿	9.5%	12.7%	30.0%	8.0%	39.8%	576
50万人以上	12.6%	16.4%	25.0%	6.2%	39.8%	452

次に、未婚男女が潜在的な結婚相手に出会えない要因を性別、都市規模別に検証する。表13は、男性回答者のロジスティック回帰分析の結果を示したものである。一般的に、年齢が高く、親と同居し、相手の性格を重視する男性が適当な相手に出会えないと感じる傾向がある。また、平均的な年収（300～500万円未満）の男性にくらべて、500万円以上の年収がある男性の方が、異性に出会う見込みが約2倍ある。都市規模別の結果を比較すると、共通する要因は加齢のみであり、出会いの阻害要因は都市規模によって異なることが分かる。非人口集中地区に居住する男性は、学歴、就業状況、年収、親との同居、性別役割分業意識、結婚相手の条件にかかわらず、異性との出会いがないと感じている。小中規模都市では、年収の多寡のみが有意な結果となっており、年収が500万円以上の男性は、平均的な年収の男性より約3倍出会う見込みがある。大規模都市に居住する場合、親と同居し、性別役割分業意識が固定的である男性ほど出会いがないと感じやすい。
表 13. 出生動向基本調査データによる未婚男性の出会いの阻害要因の結果

全体	非人口集中地区	人口集中地区
(50万人未满)	人口集中地区
(50万人以上)
B	SE	Exp(B)	B	SE	Exp(B)	B	SE	Exp(B)	B	SE	Exp(B)
年龄	0.09	0.01	1.09 ***	0.07	0.02	1.07 **	0.11	0.02	1.11 ***	0.10	0.03	1.10 ***
学歷(ref:中学·高校卒)
專門·超大·高專卒	-0.01	0.14	0.99	0.02	0.23	1.02	0.14	0.24	1.15	-0.32	0.29	0.73
大學卒	-0.02	0.12	0.98	-0.13	0.22	0.88	0.04	0.19	1.04	0.00	0.23	1.00
就業狀況(ref:正規)
非正規	-0.21	0.15	0.82	0.22	0.28	1.25	-0.41	0.23	0.66	-0.09	0.29	0.92
非就労	0.08	0.27	1.09	0.22	0.46	1.25	0.21	0.45	1.23	-0.13	0.55	0.88
年收(ref:300～500万円未満)
100万円未満	-0.25	0.23	0.78	-0.20	0.39	0.82	-0.24	0.38	0.78	-0.58	0.48	0.56
100～300万円未満	-0.07	0.13	0.93	0.26	0.22	1.29	-0.14	0.20	0.87	-0.42	0.27	0.66
500万円以上	-0.69	0.19	0.50 ***	-0.66	0.44	0.52	-1.06	0.29	0.35 ***	-0.48	0.33	0.62
不詳	0.15	0.32	1.17	0.01	0.45	1.01	0.31	0.51	1.36	0.73	1.15	2.08
親同居ダミー	0.33	0.11	1.40 **	0.36	0.26	1.43	0.20	0.17	1.22	0.55	0.22	1.73 *
固定的性別役割意識	0.11	0.07	1.12	0.10	0.13	1.11	-0.06	0.11	0.94	0.40	0.15	1.49 *
結婚相手の条件(ref:無条件型)
多重条件型	-0.69	0.45	0.50	-2.18	1.12	0.11	-1.05	0.66	0.35	1.19	0.95	3.28
経済力重視型	0.12	0.45	1.13	-0.52	0.86	0.59	0.26	0.71	1.29	0.60	0.80	1.82
性役割重視型	0.07	0.15	1.08	-0.06	0.26	0.94	0.01	0.24	1.01	0.38	0.29	1.46
性格重視型	0.31	0.14	1.37 *	0.06	0.23	1.07	0.39	0.22	1.48	0.42	0.27	1.53
定数	-2.80	0.48	0.06 ***	-2.27	0.88	0.10 *	-2.89	0.76	0.06 ***	-3.91	0.96	0.02 ***
-2LL	2281.17	718.87	932.58	591.94
Cox-Snell R2	0.05	0.05	0.07	0.09
Nagelkerke R2	0.07	0.06	0.09	0.12
n	1761	564	728	469

$ ^{*} $ p<.05. $ ^{**} $ p<.01. $ ^{***} $ p<.001

表 14 は、女性回答者のロジスティック回帰分析の結果を示したものである。全体の結果に着目すると、男性同様に、年齢が高く、親と同居し、相手の性格を重視する女性が潜在的な結婚相手に出会えないと感じている。男性の結果と異なり、女性自身の年収は出会いに有意な影響を与えていないものの、男性の経済力を重視する女性は、結婚相手に条件を求めない女性にくらべて、2.63 倍出会いの見込みがない。都市規模別の結果を比較すると、男性の結果と同じように、加齢のみが共通する要因であった。非人口集中地区に居住する女性は、モデルに投入された年齢以外の変数がどのような状況であっても、適当な結婚相手に出会える見込みは変わらない。小中規模都市では、大卒で、固定的な性別役割分業意識をもつ、相手の性格を重視する女性が異性に出会いにくい。大規模都市の場合、学歴や性別役割分業意識は有意でなくなり、相手の性格に加え、経済力を重視する女性は、結婚の条件を求めない女性にくらべて、6.46 倍出会いがないと感じやすい。都市規模別に3グループに分割して分析した場合、全体サンプルにくらべてサンプルサイズが小さくなるので、統計的検出力が低下してしまう。そのため、全体で有意であった結果が都市規模別の分析では有意でなくなる要因もあることからも、地域差の解釈には一定の留意が必要である。しかしながら、全体では有意でなかった要因がグループ別の分析では有意になることや、回帰係数の符号が地域によっては反転する所もあることから、地域固有の阻害要因の存在を示唆していることが須える。また、学生を除く18～35歳全サンプルを分析対象とする第1章（松田論文）結果では、男女ともに正規雇用者にくらべて非正規雇用者の方が結婚意欲が低い傾向であったが、結婚意欲のある25～39歳の未婚男女を分析対象とし、独身理由のうち「出会いがない」との回答の要因を分析対象とする本分析の結果では、就業状況による有意な違いは見られなかった。就業状況による違いが第1章では見られ、本分析では見られなかったこと
には、このように分析対象が異なることに加え、第1章で扱う「出会い」は職場に限定したものであるのに対し、本分析の「出会い」はそのような限定がないことによる可能性もある。またひとたび結婚意欲をもてば、出会いにくさには就業状況の違いはないとの解釈も成り立つ。

表 14. 出生動向基本調査データによる未婚女性の出会いの阻害要因の結果

全体	非人口集中地区	人口集中地区
(50万人未满)	人口集中地区
(50万人以上)
B	SE	Exp(B)	B	SE	Exp(B)	B	SE	Exp(B)	B	SE	Exp(B)
年龄	0.11	0.02	1.12 ***	0.11	0.03	1.12 ***	0.10	0.03	1.10 ***	0.14	0.03	1.15 ***
学歷(ref:中学·高校卒)
專門·超大·高專卒	0.12	0.15	1.13	0.16	0.25	1.17	0.29	0.24	1.33	-0.19	0.31	0.83
大學卒	0.26	0.16	1.30	0.30	0.28	1.35	0.59	0.26	1.80 *	-0.18	0.32	0.84
就業狀況(ref:正規)
非正規	0.13	0.15	1.14	0.10	0.28	1.11	0.03	0.23	1.03	0.36	0.30	1.44
非就労	0.13	0.29	1.14	-0.02	0.53	0.98	0.14	0.46	1.15	0.38	0.57	1.47
年收(ref:300～500万円未満)
100万円未満	-0.20	0.26	0.82	0.35	0.49	1.43	-0.49	0.40	0.61	-0.57	0.51	0.56
100～300万円未満	0.08	0.15	1.09	0.50	0.27	1.65	-0.30	0.25	0.75	0.02	0.29	1.02
500万円以上	0.11	0.35	1.12	0.64	1.13	1.90	-0.66	0.55	0.52	0.57	0.54	1.76
不詳	-0.10	0.28	0.91	0.38	0.55	1.46	-0.46	0.43	0.63	-0.02	0.54	0.98
親同居ダミー	0.36	0.14	1.44 **	0.58	0.35	1.79	0.41	0.24	1.51	0.22	0.23	1.24
固定的性別役割意識	0.11	0.08	1.12	-0.03	0.15	0.97	0.34	0.14	1.40 *	-0.07	0.15	0.93
結婚相手の条件(ref:無条件型)
多重条件型	0.21	0.26	1.24	0.24	0.44	1.27	0.35	0.44	1.42	0.08	0.52	1.08
経済力重視型	0.97	0.26	2.63 ***	0.57	0.45	1.77	0.71	0.43	2.03	1.87	0.54	6.46 **
性役割重視型	0.40	0.23	1.49	0.09	0.39	1.09	0.61	0.37	1.83	0.64	0.48	1.90
性格重視型	0.69	0.22	1.99 **	0.36	0.38	1.44	0.80	0.36	2.22 *	1.08	0.47	2.94 *
定数	-4.09	0.61	0.02 ***	-3.81	1.13	0.02 **	-4.30	0.97	0.01 ***	-4.32	1.16	0.01 ***
-2LL	1751.03	557.13	665.40	495.60
Cox-Snell R2	0.07	0.06	0.07	0.14
Nagelkerke R2	0.09	0.08	0.09	0.19
n	1416	459	531	426

$ ^{*} $ p<.05. $ ^{**} $ p<.01. $ ^{***} $ p<.001

## 3 －2 インターネット調査の分析

出生動向基本調査の結果から、適当な結婚相手との出会いの有無の規定要因は、未婚男女が居住する都市の規模によって異なることが明らかになった。しかしながら、このような出会いの阻害要因の地域差が生じるメカニズムは不明である。そこで、インターネット調査では、回答者の居住地を尋ねた。回答者が居住する市区町村の特性を考慮することにより、どのような地域に住む未婚男女の出会いがないのかをマルチレベル分析を用いて明らかにする。具体的には、平成22年大卒女性割合、平成22年非正規男性割合、平成15～24年人口千人あたり若年女性（15～49歳）人口増減数、平成22年失業率を投入した。また、出生動向基本調査では尋ねられていなかった労働時間、相手に求める年収、親の暮らし向き、ならびに結婚観を新たにモデルに組み込むことにより、時間および需要と供給の制約がどのように出会いの有無に影響するのかも同時に検証する。

表 15 の Model 1 は、未婚男性の出会いの阻害要因のうち、個人レベルの変数のみを投入した結果を示したものである。出生動向基本調査の男性全体の結果と同様に、年齢が高く、年収が 500 万円未満で、結婚相手の性格を重視する男性が潜在的な結婚相手に出会えていない。出生動向基本調査の結果では親と同居する男性は出会いがないと感じやすかったが、他の重要な要因の影響を考慮したインターネット調査の結果では有意でなくなった。新た
に投入した変数のうち、結婚相手に年収 500 万円以上を求める男性と親の暮らし向きに余裕がある男性は異性に有意に出会いやすい。Model2では、地域レベルの変数を加えて推計を行った。その結果、個人の出会いの有無に対する地区レベルの変数の影響はいずれも有意でなかった。また、地区レベルの変数の影響を考慮したうえでも、係数に大きな変化は認められなかった。

表 15. インターネット調査データによる未婚男性の出会いの阻害要因の結果 $ ^{2} $

Fixed Effect	Model 1	Model 2
Coefficient	se	Coefficient	se
年龄	0.06	0.01 ***	0.06	0.01 ***
大学卒ダミー	0.06	0.08	0.07	0.08
正規ダミー	0.10	0.07	0.09	0.08
長時間労働ダミー	0.07	0.10	0.07	0.10
年収500万円以上ダミー	-0.22	0.11 *	-0.22	0.11 *
結婚相手に求める年収500万以上ダミー	-0.44	0.22 *	-0.44	0.23 *
親同居ダミー	0.12	0.08	0.10	0.08
親暮らし向き	-0.12	0.05 *	-0.12	0.05 *
固定的性別役割分業意識	0.10	0.07	0.10	0.07
結婚重要度	0.07	0.07	0.07	0.07
結婚負担感	-0.06	0.08	-0.06	0.08
子ども肯定感	0.08	0.08	0.08	0.08
結婚相手の条件(ref:無条件型)
多重条件型	0.50	0.23 *	0.50	0.23 *
経済力重視型	0.28	0.29	0.28	0.29
性役割重視型	0.39	0.11 **	0.39	0.11 **
性格重視型	0.53	0.10 ***	0.52	0.10 ***
大卒女性割合	0.00	0.01
非正規男性割合	-0.02	0.02
若年女性人口増減数	0.00	0.00
完全失業率	-0.02	0.03
Deviance	11083.06	11079.22
n	3453	3449

*p<.05. **p<.01. ***p<.001

2. パラメータ推定数を可能な限り少なくするために、学歴、就業状況、年収は、ダミー変数とした。出生動向基本調査の分析のように、それぞれのカテゴリを投入した結果と大きな違いはない。

次に、女性の Model 1 の結果を出生動向基本調査の結果と比較すると、加齢と親との同居は、インターネット調査の結果においても有意に出会いを阻害する要因となっている（表16）。また、新たに投入した変数のうち、1 日あたり 10 時間以上の労働、親の暮らし向き、子ども肯定感は出会いの有無に有意な影響を与えていた。結婚相手に何らかの条件を設けている場合、いずれの条件であっても出会いにくい結果となった。出生動向基本調査の結果において、すべてが有意ではないものの、同方向の影響が推定されていることからも、サンプルサイズが大きくなったことが影響していると推察される。また、男性同様に、地域レベルの変数を加えても、個人レベルの変数の係数に大きな変化はなかった。

このように、未婚者が居住する地域の特性は個人の出会いの有無には影響しておらず、どのような地域に居住していても、個人の属性が大きな鍵を握っていることが明らかになった。しかしながら、個人の属性の影響力の規模は、地域の特性によって変化することが考えられる。そこで、地域特性を3群に分けて、出会いの阻害要因を男女別に分析したところ、
未婚男女の出会いに影響する個人属性が地域の状況によって大きく異なっていた (付表 1～付表 8)。このことからも、地域の状況によって、求められている結婚相手の姿が異なることが明らかになった。

表 16. インターネット調査データによる未婚女性の出会いの阻害要因の結果

Fixed Effect	Model 1	Model 2
Coefficient	se	Coefficient	se
年龄	0.06	0.01 ***	0.06	0.01 ***
大学卒夕ミー	0.04	0.08	0.05	0.08
正規ダミー	-0.08	0.08	-0.08	0.08
長時間労働ダミー	0.55	0.11 ***	0.55	0.11 ***
年収500万円以上ダミー	-0.05	0.13	-0.04	0.14
結婚相手に求める年収500万以上ダミー	0.13	0.08	0.14	0.08
親同居ダミー	0.37	0.09 ***	0.36	0.09 ***
親暮らし向き	-0.10	0.04 *	-0.10	0.04 *
固定的性別役割分業意識	0.03	0.05	0.03	0.05
結婚重要度	-0.04	0.07	-0.04	0.07
結婚負担感	0.02	0.07	0.02	0.07
子ども肯定感	0.15	0.07 *	0.15	0.07 *
結婚相手の条件(ref:無条件型)
多重条件型	0.35	0.18 *	0.35	0.18 *
経済力重視型	0.80	0.16 ***	0.80	0.16 ***
性役割重視型	0.41	0.15 **	0.41	0.15 **
性格重視型	0.61	0.14 ***	0.61	0.14 ***
大卒女性割合	0.00	0.01
非正規男性割合	-0.02	0.02
若年女性人口増減数	0.00	0.00
完全失業率	0.03	0.03
Deviance	12383.04	12381.33
n	3879	3875

*p<.05. **p<.01. ***p<.001

## 4 考察

本稿では、地域の特性を考慮しつつ、未婚男女が潜在的な結婚相手に出会えない要因を検証した。分析には、出生動向基本調査およびインターネット調査の2つの異なるデータセットを用いている。インターネット調査の設計に際して、出生動向基本調査では尋ねられていない出会いの阻害要因となりうる重要な変数を組み込んだ。その結果、出生動向基本調査の二次分析をさらに深く解析することが可能となった。分析結果を整理すると以下のとおりである。

はじめに、いずれのデータにおいても、年齢は未婚男女にとって強固な出会いの阻害要因であった。20歳代のうちは、いつか適当な結婚相手が現われてくれるものだと思っていても、歳を重ねるにつれて、結婚したいと思える相手が少なくなっていることに気づくようである。つまり、潜在的な結婚相手に求める要求水準が加齢とともに厳しくなることによって、「適当な」相手がなかなか存在しないと感じてしまうことを示唆する。

次に、親と同居をつづける未婚者は、出会いの機会が限られている可能性がある。ただし、男性の場合は、親の暮らし向きを統制すると、親との同居の影響は有意でなくなった。男性
より女性の方が親と同居するメリットが大きいことが考えられる。性別役割分業が固定的な日本社会において、結婚後に期待される役割は男女で大きく異なる。親と同居する未婚者は、男女ともに、ほとんど家事をしていないが、既婚者の家事頻度は一方的に女性に偏る（岩井・保田 2009）。親と同居する未婚者と別居する未婚者の結婚負担感をインターネット調査のデータを用いて比較すると、別居未婚者より同居未婚者の結婚負担感が女性のみ有意に高い。このことからも、親と同居する未婚者の方が結婚にメリットを感じにくく、現状より望ましい環境を提供してくれる相手がいないと感じているのではないだろうか。

親の暮らし向きは、自身の結婚生活に求める生活水準の基準となると考えられることから（Easterlin 1980）、親の暮らし向きがよいほど、要求水準を満たす相手に出会いにくいと予想されたが、分析結果はこれを支持しなかった。データの上では、男女ともに、親の暮らし向きが良いほど相手に求める年収が有意に高かった。しかしながら、それが理由で未婚のままでいるわけではないようである。むしろ、親の暮らし向きが良いほど、出会いの機会が多くなっている。この結果は、資源の世代間移動を示唆する。男女ともに、親の暮らし向きによって、未婚者の社会階層に大きな差が生じている。たとえば、親の暮らし向きが大変苦しいと回答した男性の大卒割合は、47.7%、女性は30.6%なのに対して、大変ゆとりがあると回答した男性の大卒割合は77.5%、女性は65.4%である。同様に、親の暮らし向きが大変苦しいと回答した者のうち、正規雇用の男性の割合は、30.5%、女性は37.6%なのに対して、大変ゆとりがあると回答した男性では75.5%、女性では59.8%と2倍前後の割合となっている。さらに平均年収を比較すると、親の暮らし向きが大変苦しいと回答した男性で235万円、女性で239万円に対して、大変ゆとりがあると回答した男性で463万円、女性で353万円と明らかな階層の世代間移動が確認できる。出身家庭の生活水準が低い女性ほど結婚が生起しにくい傾向はJGSS-2009ライフコース調査のデータにおいても確認されており（佐々木2012）、本分析では男女ともに出会いの機会が制限されることが明らかになった。

本人の経済力は、未婚男性の出会いの有無を大きく左右する。30歳前後の男性にとって平均的な年収である300万円から400万円台にくらべて、500万円以上の男性の方が結婚を前提とした異性との交際に発展しやすいことを示しており、依然として男性の稼得役割が期待されつづけていることが窺える。この結果は先行研究との整合性も高い（中村・佐藤2010；酒井・樋口2005；佐々木2012）。平成26年賃金構造基本統計調査によると、30～34歳男性の年間賞与その他特別給与額の平均は約78万であり、500万円の年収を実現するためには、月あたり35万円程度の所定内給与額が必要となる。こうした条件に当てはまる30～34歳の男性は、既婚者も含めて15.9%であり、未婚者に限定するとさらに少なくなる。

女性に特徴的な出会いの阻害要因としては長時間労働と子ども肯定感があげられる。1日あたり10時間以上働いている労働者は、男女ともに時間的な制限があるにもかかわらず、女性のみ出会いの妨げになっている。成果主義が導入された以降においても、依然として長時間労働が評価されやすいなかで、キャリア志向の場合、長く労働せざるを得ない。しかしながら、そのようなキャリアパスをたどる女性が結婚や出産後も仕事を続ける環境が十分
に整備されていない。また、子ども肯定感が高い女性ほど出会いがないと感じていた。この結果は、男性にくらべて女性の方が結婚の生殖機能を重視していることを示している。つまり、未婚女性は婚姻を通じて生まれてくる子どもに、より望ましい環境を提供しなければならないとの意識が働き、相手に求める条件が厳しくなりやすいのではないだろうか。実際に、インターネット調査のデータでは、結婚相手に求める条件の5つの型のうち、子ども肯定感がもっとも高いのは多重条件型の女性である。子ども肯定感の高い女性は、男性に求める条件が厳しくなりすぎて、「適当な」相手がいないと感じているようである。

最後に、未婚者の出会いの機会に対する地域レベルの特性の影響が認められなかった点は注目に値する。女性の高学歴化、不安定な雇用、ならびに若年層（とくに女性）の人口移動は、未婚化・晩婚化につながる要因として、多くの先行研究で取り上げられてきた。このような地域の特性は、それぞれの地域の婚姻率との関連はあるものの（北村・宮崎2005）、個人の行動には関連が弱いようである。未婚者の居住する地域の状況にかかわらず、個人の属性が出会いの有無を左右しており、地域レベルの対策に留まらない、個人を対象とした対策の必要性を裏づけるものである。本稿では詳細な検討に至らなかったが、付属資料で確認できるように、個人属性の影響の規模は、地域特性によっても変化しており、今後、個人属性と地域特性の交互作用を考慮した分析を進めたい。予備分析の結果からは、雇用状況の不安定な地域ほど、経済力のある男性の出会いの機会が多い一方で、男性の経済力を求める女性の出会いの機会が少ないなどが確認されている。

本稿の結果は、地域の雇用状況を改善し、若年層の人口流出を食い止めたとしても、それだけでは、それらの地域に居住する未婚男女の出会いの機会が必ずしも増加しないことを意味している。ただし、地域の状況によって、出会いのある未婚者と出会いのない未婚者は異なっており、それぞれの地域の状況に合わせた、よりきめ細かな対策が必要である。どのような地域に住むどのような個人が出会いにくいのかを詳細に検討することを今後の課題としてあげたい。データの都合上、女性の大卒比率、男性の非正規雇用割合、失業率は各市区町村の全年齢での指標を用いているが、本研究の性質上、若年層に限定した指標を分析に用いることが望ましい。今回の分析では、市区町村データを用いているが、もう少し範囲を広げた都道府県データでの分析も必要であろう。また、地域レベルの特性は現在の居住地の指標を用いて分析している。進学、就職、転勤などのイベントにより、地域特性が大きく変化した未婚者が多数いるが、本研究では考慮されていない。さらには、身体的魅力やコミュニケーション能力などの個人特性は、未婚男女の出会いの有無に大きく影響することが予想されるため、これらの要素も考慮した分析が進められることを望む。

## 5 政策的含意

これまで日本政府は、1994年のエンゼルプランを皮切りに、20年にわたり少子化対策を講じ、様々な取組みを前進させてきたが、少子化の劇的な改善には至っていない。その背景には、保育サービスの充実や働き方の見直しなど、主に出産後の支援が中心だったことも要因の一つとしてあげられる。しかし、現実には、出産が生起しないだけでなく、結婚しいて
は異性との交際に至らない未婚者が急増していることが間接的な少子化の頑健な要因として浮き彫りになってきた。ここでは、本稿の分析結果を基に、今後どのような少子化対策を講じていくべきなのかを論考する。

第一に、地域の実情にあった対策を立案する必要がある。出生動向基本調査の分析結果から、出会いの阻害要因は都市規模によって異なることが明らかになった。結婚相手に特別な条件を求めない無条件型は都市規模が小さいほど、男女ともに多くなるが、年齢以外の個人属性はすべて有意でない。言い換えると、非人口集中地区に居住する未婚男女は、雇用が安定し、高収入で、結婚相手に過剰な条件を求めているわけではなくとも、出会いの機会がないと感じている。こうした地域では、出会いの機会の創出が効果を発揮しやすいと考えられる。現実的には、同規模の自治体であっても地域によって未婚者の状況は大きく異なるはずであるため、地域の特性ごとに柔軟に対策を調整できる仕組みが重要になる。インターネット調査の結果からも、結婚相手に求める姿が地域の状況によって異なることが明らかになった。今後さらなる分析が必要ではあるものの、全国画一的な施策ではなく、各自治体が地域の資源を有効活用しながら独自の対策を立案できるようになることが望ましいと考える。

第二に、固定的な性別役割分業などの点で、家族のあり方を真剣に再考すべき時期にきている。結婚後に期待される男女の役割が強固なゆえに、多くの若者が結婚を希望していても諦めざるを得ない状況になっている。多くの未婚男性にとって、単独で稼得役割を担うことは困難であると同時に、多くの未婚女性にとって、キャリアを中断し単独で世話役割を担うことはリスクに映る。出生動向基本調査の結果からも、固定的な性別役割分業意識をもつ大規模都市に住む男性ならびに小中規模都市に住む女性や、男性の経済力を重視する女性が潜在的な結婚相手と出会えていないと感じている。このことからも、家庭内役割を性別によって分業することが様々な場面で支持されなくなってきていることを示唆する。とくに、親と同居していることが多い未婚女性にとって、結婚前後の役割が大転換することからも、現状より望ましい環境を提供してくれる相手が現れない限り結婚を先延ばしにしている状況が窺える。しかしながら、稼得役割と世話役割を性別によって分業することを求めることは、現実に即さなくなってきている。現状がつづくのであれば、未婚男女にとって結婚するメリットが小さく映り、むしろ結婚するリスクが必要以上に大きく映るのではないだろうか。今後の両立支援は、これまで以上に、女性のみならず男女ともに仕事と家庭を両立できる環境整備が必要である。

最後に、家族構造の多様化に対応していく必要がある。わが国の子どもの相対的貧困率は先進国でも最低レベルである。その最大要因の一つとして、ひとり親家庭が増えている一方、必ずしも支援が十分でないことをあげることができる。本稿の分析においても、貧困の世代間連鎖が少子化にも影響していることが予測され、看過すべき問題ではない。子どもの福祉の観点からしても、教育機会の均等をはじめ、子どもの貧困対策を最優先で実施すべきと考える。第1章ならびに本章の結果から、経済的な理由で未婚化が進行していることが明らかである。多くの未婚者は結婚するつもりではあっても、自身の経済状況や結婚・子育てに必要な費用を考慮し、結婚を躊躇している。少子化を食い止めるためには、子育ての社会化
を推し進め、どのような環境に子どもが生まれようとも、基本的な衣食住、医療、教育を提供することが不可欠である。