第2部第3章個人の社会関係性が交際から結婚への …第2部第3章...

第２部第３章個人の社会関係性が交際から結婚への移行に及ぼす影響

高村静

１問題意識

交際への移行と結婚への移行では、意思決定に影響を及ぼす要因が異なることが明ら

かになりつつあり、未婚状態から結婚状態への移行を検討する際、異性との交際に移行

する過程と、交際から結婚に移行する過程とを区分して検討することが、そのメカニズ

ムをよく説明するうえで有益であると考えられる。例えば、男性の結婚への移行には収

入が影響を及ぼすことが指摘されているが、それは異性との交際に移行する過程におい

てよりも、交際から結婚へ移行する過程において、強い影響があるとされている。本稿は若い世代の交際から結婚への移行に焦点を当て、これまであまり検討されるこ

とのなかった個人が有する社会関係性が結婚の意思決定にどのような影響を与えるの

かについて検討を行う。なおこの際、次の２点を考慮に入れる。まず若い世代の地域間

異動に関する意向や実際の地域移動の経験と社会関係性との関連を考える。若年層の地

域間異動については、若者が地方から大都市に流出することで地方は消滅の危機にある、

という指摘から、地元に定着して早く結婚し、所得にかかわらず地元の友人関係の中で

ハッピーに暮らしている、というとらえ方まで幅広い。実際にはそのどちらもが観察さ

れる現象であろうが、それぞれの社会関係性とその可動性、結婚への影響について状況

把握を試みたい。続いて 3 年前の交際時点におけるカップルの雇用形態や所得の組合せにより、結婚に

対して社会関係資本が及ぼす影響が異なるのかという点についても検討したい。初婚の

タイプ別に発生率を推計した岩澤[2013]によれば、我が国の結婚は全体として発生率を

低めながら、質の変化も伴っている。見合いによる結婚や職縁結婚など発生率が低下し

た失われつつある結婚のタイプがある一方で、夫あるいは妻が非正規雇用の結婚、夫あ

るいは妻が専門職の結婚、夫が長男の妻方同居婚などが発生率を高めているという。ま

た発生率の高まりは見られないものの、構成比を高めている結婚のタイプとして妻の方

が年齢や学歴等が高い結婚、友人の紹介による友縁婚などがある。これら今日的とされ

る結婚の特徴は、夫が安定的な稼ぎ手であることを必ずしも前提としないことや共働き

を前提とすることなどに共通点が見いだせるが、依然として男性稼ぎ手モデルの性別役

割分業観が根強い我が国で、このような新しいタイプの交際をする人が、結婚に移行す

ることをためらうケースも多いであろうこともまた推測される。男性の収入の水準や安定性、またカップルでの組み合わせが幅広い範囲で結婚への移

行要因と認知されるなか、それ以外の結婚を決める要因にはどのようなものがあるか、

この課題について社会的関係性の豊かさや生活スキルをそれに代わる要因として中心

的に検討することが本稿の目的である。

ESRI Discussion Paper No.332 「結婚の意思決定に関する分析～「結婚の意思決定に関する意識調査」の個票を用いて～」

70

２先行研究

結婚と社会経済的地位（学齢、収入、職業、従業上の地位などが）との関係について

はこれまでに多くの研究がなされ、特に男性において経済的側面（収入や従業上の地位）

が結婚に大きな影響を与えることについて多くの指摘がなされている（例えば永瀬

[2002]、酒井・樋口[2005]、佐々木[2012]、高村[2015]など）。両者の関係性について近

年では、①交際なしから交際ありへの移行、②交際ありから結婚への移行と、結婚に至

るプロセスを区分し検討する研究が行われている。たとえば永島[2015]は、男性につい

て前述①②のプロセスを明確に区分して収入の影響を検討しているが、収入が影響を与

えるのは交際ありから結婚へのプロセスにおいてであり、交際なしから交際ありへの移

行に関しては、収入は有意な影響を持たないとしている。出生動向基本調査（国立行政法人社会保障・人口問題研究所）によると、過去 20 年

ほどの間に平均初婚年齢については夫・妻ともに上昇が見られる一方で、出会いの平均

年齢にはほとんど変化が見られない。例えば平均初婚年齢は夫が 1987 年に 28.2 歳で

あったものが 2010 年には 29.8 歳へと 23 年間で 1.6 歳、妻は同様に 25.3 歳から 28.5歳へと 3.2 歳の上昇が見られるが、出会いの平均年齢は男性が 1987 年 25.7 歳、2010年 25.6 歳とほとんど変化はみられない。女性についても同 22.7 歳が 24.3 歳へと上昇

はしているものの、結婚年齢の上昇の程度ほどの差は見られない。このことはすなわち

交際期間の長期化傾向を示しており、事実、結婚までの平均交際期間は 1987 年の 2.54年から 2010 年の 4.26 年まで 23 年間で 70％ほど長期化している。このことは交際から

結婚への移行が難しくなっていることを表しているものと考えられ、交際から結婚への

意思決定を規定する要因については、さらに検討される必要がある。この際、前述のよ

うに男性の経済社会的地位が大きな規定要因である点について疑問を持つ余地は少な

く、若年の雇用環境の改善は当然に求められるが、一方でそれ以外の、ポジティブに意

思決定を後押しする要因も合わせて検討されることが、結婚を望む人の結婚への移行を

後押しするうえで必要であろう。岩澤[2013]は、1970 年以降一貫して進む日本の未婚化の流れの中で起こっているの

は、量的な縮小だけでなく質的な変化でもあると指摘する。岩澤[2013]によれば全体と

しては婚姻率が低下するなかで比率を高めているのは次のような結婚である。①友人か

らの紹介など個人的ネットワークによる出会いの結婚、②年齢や学歴が妻の方が高い結

婚、③夫が安定的な稼ぎ手であることを必ずしも前提としない結婚（夫・妻が非正規雇

用の結婚、夫・妻が専門職の結婚）、④同棲を経ての結婚、⑤夫が長男であっても夫の

親と同居しない・もしくは妻方の親と同居する結婚、などである。これらは戦後典型的

とされた日本的家族モデルを形成する結婚（①見合いや職場で出会った結婚、②年齢や

学歴が夫の方が高い結婚、③夫が安定的な稼ぎ手・片働きの性別役割分業型の結婚、④

結婚により共棲を始める結婚、⑤長男の場合夫方の親と同居し直系家族世帯を形成する

結婚）の減少と背中合わせに生じている。すなわち従来の価値観の枠組みでとらえられ

る結婚は減少し、それにとらわれない結婚の比率が上昇をしていることは、柔軟な価値


71

観を持つ者、豊かな社会的関係性を持つ者などが結婚に移行する可能性が高い可能性が

考えられる。豊かな社会的関係性（social connectedness）とはここでは社会的結合を通じて利用

できる資源（Coleman[1988]、Lin[2001]）あるいは外部経済である社会関係資本（social capital）を構成する基礎的な単位で、個人に蓄積されるものと定義する。個人の社会的

な活動や人との繋がりにより形成されるが、社会生活を送る上でのスキル（Putnam et al.[2012]）、あるいは自分以外の人やものに対する基本的な態度・信頼度としてもとら

える。社会的活動や人とのつながりは、紐帯（繋がり）をもつ人の量としてとらえられ

（Aldrich(若林訳,[2007])）、態度・信頼は社会の構成員としての貢献、社会的信頼、親

族などと過ごす時間、到達した教育水準、などの総体としてとらえられる (Putnam et al.[2012])。Putnam et al.[2012]によれば、これらの社会的な関係性は、（カトリック）

教会での活動やボーイスカウト・ガールスカウトの活動への参加、近隣で子どもに関心

を持ちあう関係など居住する社会によって提供されるものもあれば、親が帯同して課外

活動に参加すること、例えばサッカーやバレエの練習に行くことや図書館など文化的施

設に行くことなど、親の関与によって提供されるものがある。近年、社会による対人関

係性の提供が細る一方で、親による関与の度合いが増し、特に社会経済的地位のある親

によるこれらの提供の厚みが増すことが、世代を超えた社会階層の固定化の１つの要因

である可能性が指摘されている（Putnam et al.[2012]）。こうした社会的関係性と結婚の影響については例えば高村[2015]は、両親との良好な

関係や幅広い人間関係のあること、地域に十分な保育サービスの提供があることが未婚

男女の結婚意欲（いずれ結婚するつもりとの意識）や出生意欲（子どもを１人以上ほし

いとの意識）を高める可能性が高いと指摘している。ただし、この指摘は交際相手の有

無等にかかわらず未婚者全般の意欲を対象にした分析であり、実際の結婚への移行に関

する意思決定にどれほど影響をもつのかについては明らかにされてはいない。岩澤[2013]が指摘するいわゆる新しいタイプの結婚の（相対的）増加は、兄弟数の減

少による長男長女の増加、雇用情勢の変化や女性の就業者の増加など、社会変化を反映

している側面もある一方で、個人の価値観の変化を反映している側面もあると考えられ

る。特に若年者の結婚に対する意識については 2 極化が指摘されることがある。例えば

結婚・出産に関して田中[2015]は未婚女性のうち若いコーホートでは（1970 年代後半

生まれに比べ、1980 年代後半生まれの方が）結婚に対する希望の強さやほしい子ども

の数にばらつきが見られることを指摘し、コーホート内での希望の在り方に差がみられ

る傾向を指摘している。以上の点を踏まえ、ここでは３年前に交際相手がいた一定の年

齢層の男女を対象に、結婚への移行を規定する要因について分析を進めることとする。

また交際・結婚の各類型については、これまでも検討されてきた社会経済的地位に加え、

個人の社会関係性との関連性、居住地や居住地の移動の影響についても検討することと

する。なお、現在の日本の若年層における地域間移動については独立行政法人労働政策研


72

究・研修機構[2015]）が、人口移動調査（国立社会保障・人口問題研究所[2011 年実施]）の個票を用いて分析し、地方・地元定着の傾向が強まっている事実を指摘している。ま

たこの研究ではデータの二次利用による分析に加え、高校や大学の進路・就職指導者へ

の聞き取り調査も実施し、地元に定着する層、県外へ移動する層の特徴も定性的に指摘

している。それによれば、地元への定着は「自分に自信がない」「一人で生活する自信

がない」と言った場合に強く、また県外への就職を希望しないのは視野が狭いと感じら

れるなどの進路指導者の受け止めなどがあることを紹介している。本稿では、地元への

定着についての意向や将来に対する見通し、実際の移動経験、所得や結婚に関する情報

もデータとして保有しており、移動と合わせこれらとの関係についても分析を行うこと

とする。

３個人の社会関係性の計測と状況

本節では実際のデータを用いて個人の社会関係性の計測を行い、生活環境等による違

いや居住地及び居住地の移動、結婚に関する意識や行動などとの関係について順に検討

する。（１）個人の社会関係性とその計測

個人の社会関係性は、社会関係資本を構成する基礎的な単位で、社会的結合の中に存

在（embedded）する資源（resource）はまた資産（asset）とここでは定義する。社会

関係資本の一部であるので古典的には人的資本（Johnson[1960]、Schults[1961]、Becker[1964]）と同様に一定のリターンを期待する人々によって投資され、利潤を生む

手段（measure）あるいは資本（capital）として獲得され、直接計測することは困難だ

が個人の中に蓄積されるものと捉えられる（Lin[1999]）。ただし社会関係資本そのもの

の定義に定まったものはなく、例えば人々が投資する対象、すなわちリターンやベネフ

ィットが帰属する対象も個人と捉える議論から、グループ（組織）、社会とする捉え方

まで幅広い。Lin[1999]はこれらの対象は社会的結合であるとするのに対し、

Patnam[1993]は相互の認知や信頼などの構築であるとしている。しかし Lin[1999]によれば、社会資本はそれが埋め込まれている結合体の構造（structure）と埋め込まれ

ている資源（resource）、その結合体への個人の接近のしやすさ（accessibility）、利用

しようとする個人の態度・行動（action-oriented）の各要素によって構成されるという

点には一定の合意がなされているとしている。定義同様、その計測の対象や方法についても必ずしもコンセンサスが得られていると

は言えない。様々な実証研究の結果取捨選択がされ、現在は教育年数や経験年数を代理

変数として間接的に計測することに一定の認知が得られている人的資本（Human Capital）が置かれている状況とは大きく異なる。独立行政法人国際協力機構 JICA 研究所[2002]は、社会的関係資本がこれまでどのよ

うに計測されてきたのか経緯を概観し、計測の対象とされてきた概念と具体的な事象、

それぞれの計測方法と、先行研究に見られる示唆とを取りまとめている。それによれば


73

これまで社会関係資本は「制度的」側面と「認知的」側面が主に計測の対象とされてき

ており、制度的側面に着目した計測とは、人と人とのつながり（ネットワーク）もしく

は組織内のつながり（メンバーシップ）について、その構造を量的・質的に数量化しよ

うとするものである。「過去 6 カ月に重要な相談をした人」「仕事上重要な人」などの質

問に対して名前を挙げてもらい、その名前の多さ（量）や、人々の職種の数（質）を計

測する方法（Name generator method ,position generator method など）が代表的で

ある。一方、認知的側面に着目した計測とは、ネットワークあるいはメンバーシップ内

部の価値観について、具体的な考え方（「偶発的状況（災害・疾病など）に対しある特

定の行動（金銭的援助など）をとるべきだ」「夫は外で働き、妻は家庭を守るべきだ」

など）について同意を聞くことで組織内部の価値観を計測する方法である。同様に「信

頼」も認知的個人の社会関係性に含まれる。これに対して、内閣府[2016]は、社会ネットワーク理論に基礎を置き、社会関係資本

をその機能により「bridging（橋渡し）型」「bonding（結合）型」の２つに整理する考

え方を踏まえ地域の社会関係資本を求めている。bridging 型は異なる組織間における

異質な人や組織と結びつくネットワークとされ、代表的な研究に「弱い紐帯の研究（The

strength of weak ties, Granoveter[1973]）がある。橋渡し型（bridging）のネット

ワークは結びつきは弱いが（week tie ）、コード化・言語化された多様な情報が流れて

いてリーチが長く、異質な人や組織、価値観を結びつけることができるとされている。

経済的な成功との結びつきが見らることも報告されている。一方、bonding型は同質の

メンバーで構成される濃密なコミュニティ内での強い紐帯（strong tie）によって結ば

れるネットワークとされ、コード化されていない暗黙知や複雑な知識の移転を進めるこ

とができるとされる。ただし強い紐帯を通じて移転される情報は限られたものになり、

そこで流れる情報には多様性がないといわれる。なおここでいうタイ（tie、つながり）

の強さはアクター（行為者）間の相互作用の時間量、感情の強さ、親しさ、助け合いの

程度などによって決まるとされている（Grannovertter[1973]）。

本稿では内閣府（2016年）の議論を踏まえ、「bridging（橋渡し）型」「bonding（結

合）型」のそれぞれの個人の社会関係性の変数を作成した。また身近な人や社会に対す

る信頼度、及び日常生活を送る上でのスキル示す変数も個人の社会関係性の一部を構成

する要素として分析に加える。具体的には bridging 型、bonding 型ともに、下記の項目からなる「付合い」と「活

動」の２つの変数を作成した。bridging 型に関する「付合い」変数は「職場の上司、

同僚との職場以外での付き合い（飲食やレクリエーションなど）」「職場以外の知人・友

人との付き合い」の合計である。なおそれぞれの項目は行う頻度について「週に数回以

上」「週に 1 回程度」「月に 1 回程度」「年に数回」「年に 1 回程度」「全くなかった」の

6 段階から回答を求めており、ここでは頻度が高い順に 6～1 点を付与している。合計

点は最低 2 点～最高 12 点となる。以下同様、bridging 型の活動は「スポーツ、趣味、

娯楽活動などへの参加」「お住まいの地域以外の清掃やリサイクル活動など」の合計点


74

で前述の通り最低 2点～最高 12点である。

bonding型についても同様に「付合い」と「活動」の２つの変数を作成した。付合い

は「親戚・親類との付き合い」「近所の人との付き合い」の合計、活動は「お住まいの

地域の清掃やリサイクル活動など」「地域の伝統行事・お祭り」の合計で、それぞれ最

低 2点～最高 12点である。

日常生活を送る上での生活スキルは、「夕食の用意」「洗濯」「買い物（日常品や食料

品の買い物）「家の掃除」「ゴミ出し」の 5項目について自分で行っていた頻度を 6段階

（「全くなかった」～「週に数回以上」）で尋ねた結果に 1 点～6点を付与しその平均点

を算出した（最低 1点～最高 6点）。

信頼度は対象に対する信頼の程度をそれぞれ 4段階（「ほとんど信頼していなかった」

～「とても信頼していた」）で尋ねた結果に 1点～4点を付与した。

（２）個人の社会関係性の状況

上記により計測した個人の社会関係性得点等をそれぞれ、男女別、所得階級別、現在

の居住地別、居住地の移動経験別について集計した状況を示す。

男女別

図 1 個人の社会関係性得点等（男女別）

男女別に個人の社会関係性得点と信頼度得点、生活スキル得点を示したものが図 1で

ある。女性が男性を得点で上回るのは「家族に対する信頼」「友人に対する信頼」「生活

スキル」の 3項目で、全ての個人の社会関係性と 4項目の信頼度得点はいずれも男性が

女性を得点で上回る。なおその差は隣人に対する信頼と同僚に対する信頼以外の項目は

1％水準で統計的に有意である。そのため以下それぞれの区分による社会関係性得点等

も男女別に示すこととする。

012345678

SC(bridging_

付合い）

SC(bridging_

活動）

SC(bonding_

付合い）

SC(bonding_

活動）

信頼_

自分自身

信頼_

家族

信頼_

友人

信頼_

隣人

信頼_

同僚

信頼_

民間組織

信頼_

公共

生活スキル

男性女性


75

現在の所得階級別

先行研究は bridging 型の社会関係資本は経済活動との結びつきの強いことを示して

いるが、今回の結果でも、bridging 型、特に付合いに関する得点は所得階級が高いほ

ど高いという相関が観察される。特に女性でその程度が大きく観察される。

その他全般的には bridging 型の社会関係性と信頼度は所得階級と正の関係が観察さ

れるが、bonding及び生活スキルではそのような関係性は弱いようである。

図 2 個人の社会関係性得点等（所得階級別）

現在の居住地別

政令指定都市及び東京 23区を「都市部」、それ以外の地域を「都市部以外」とした場

合の、それぞれの個人の社会関係性得点と信頼度得点を示したものが図 3である。男女

ともに、bonding 型の個人の社会関係性（付合い、活動の両変数とも）、隣人に対する

信頼度及び生活スキルは都市部以外の方が都市部よりも高い値を示している。それ以外

の項目、特に bridging 型の個人の社会関係性（付合い、活動の両変数とも）及び自分

自身に対する信頼度は都市部の方が高い値となっている。それ以外の項目については居

住地区分による差は見られない。

02468

10SC

(bridging_

付合い）

SC(bridging_

活動）

SC(bonding_

付合い）

SC(bonding_

活動）

信頼_

自分自身

信頼_

家族

信頼_

友人

信頼_

隣人

信頼_

同僚

信頼_

民間

信頼_

公共

生活スキル

less25 25_150 150_250 250_350350_450 450_600 than600

【女性】(単位：万円）

(単位：万円）

0123456789

SC(bridging_

付合い）

SC(bridging_

活動）

SC(bonding_

付合い）

SC(bonding_

活動）

信頼_

自分自身

信頼_

家族

信頼_

友人

信頼_

隣人

信頼_

同僚

信頼_

民間

信頼_

公共

生活スキル

less25 25_150 150_250 250_350350_450 450_600 than600

【男性】

(単位：万円）


76

図 3 個人の社会関係性得点等（居住地区分別）

親の状況別

親の経済的なゆとりの有無及び 3 年前の親との同居の状況により４つのサブグルー

プを作成し、それぞれの個人の社会関係性得点と信頼度得点を示したものが図 4である。

親の経済状況が高い方が bridging 型（付合い、活動とも）や自分、家族、友人、同僚

など身近な人への信頼度も高い傾向が見られるが、それよりもむしろ親との同居・別居

の別により得点に差が見られ、別居の場合の方が同居の場合よりも全般的に個人の社会

関係性が高いことは注目に値する。すなわち個人の社会関係性は世代間で引継がれるも

のと言うよりも離家などの経験を通じて獲得するものと考えられるからである。この点

については、近年親の所得との相関が強まっているといわれる人的資本との違いという

ことができるであろう。

図 4 個人の社会関係性と信頼度（親の状況別）

012345678

SC(bridging_

付合い）

SC(bridging_

活動）

SC(bonding_

付合い）

SC(bonding_

活動）

信頼_

自分自身

信頼_

家族

信頼_

友人

信頼_隣人

信頼_

同僚

信頼_

民間組織

信頼_

公共

生活スキル

男性都市（n=2,156 ) 男性都市以外(n=3,010)女性都市(n=3,506) 女性都市以外(n=4,649 )

0123456789

SC(bridging_

付合い）

SC(bridging_

活動）

SC(bonding_

付合い）

SC(bonding_

活動）

信頼_

自分自身

信頼_

家族

信頼_

友人

信頼_

隣人

信頼_

同僚

信頼_

民間組織

信頼_

公共

生活スキル

同居/ゆとり有同居/ゆとり無

別居/ゆとり有別居/ゆとり無

【女【男性】


77

定着意向別

3 年前の居住地に住み続けたいと思っていた（定着意向）かそうでなかったか（定着

意向以外）の別に社会関係性得点と信頼度得点を示したものが図 5 である。図 5 によれば、すべての社会関係性及び信頼度項目で定着意向が高い区分の方が高い

得点を示している。特に bonding 型（付合い、活動とも）の定着と定着以外の場合の

得点差は大きく、地域や身近な人と強い愛着関係をもつ場合に定着の意識が高いと言え

そうである。なお定着意向と実際の移動パターンについては次節でさらに検討を加える。

図 5 個人の社会関係性と信頼度（移動の経験別）（３）離家の経験と社会関係性今回調査対象となった 25～34 歳の若年層の定着意向や、定着意向に応じた意識特性

及び社会関係性の特徴を少し詳しく見てみよう。まず、居住地域別男女別の定着意向を図 6 に示した。これは 3 年前の居住地に住み続

けたいと思っていた（定着意向）かどうかを尋ねたものだが、全体で男女とも 4 割程度

012345678

SC(bridging_

付合い）

SC(bridging_

活動）

SC(bonding_

付合い）

SC(bonding_

活動）

信頼_

自分自身

信頼_

家族

信頼_

友人

信頼_

隣人

信頼_同僚

信頼_

民間組織

信頼_

公共

生活スキル

同居/ゆとり有同居/ゆとり無

別居/ゆとり有別居/ゆとり無

【女【女性】

012345678

SC(bridging_

付合い）

SC(bridging_

活動）

SC(bonding_

付合い）

SC(bonding_

活動）

信頼_

自分自身

信頼_

家族

信頼_

友人

信頼_

隣人

信頼_

同僚

信頼_

民間組織

信頼_

公共

生活スキル

男性定着（n=1,994 ) 男性定着以外(n= 3,172)女性定着（n=3,327 ) 女性定着以外(n=4,828)


78

の人が定着意向を持っていたことが分かる。一方で転居したいと思っていた（転居意向）

人が男女とも 2 割強である。全体として定着意向も転居意向も女性のほうが男性よりも

高い傾向が見られる。定着意向が男女とも比較的高いのは北海道や中国・四国地方など

である。本調査は特定の年齢層を対象とする一時点の調査のため、これを前後の年代層

や以前の状況と比べることはできない。

図 6 3年前の定着意向・転居意向

なお、定着意向をもっていた人と、それ以外の人との将来に対する見通しを図 7 に示

した。これによると定着意向を持つ人は当時の生活に満足していた人が多く、恐らく当

時の状況の延長線上にあったと考えられる将来の仕事や生活への希望を持っていた人

の比率も高い。一方定着意向以外の考えを持つ人は人生を変えることができると思って

いたり社会の一員として社会のために役立ちたいと思っていたりする人の比率が高く、

また一生の間に結婚したいとの結婚意向を持つ人の比率も高い傾向が見られる。誤解を

恐れずにそれぞれの特徴を短く言いあらわせば、定着意向を持つ人は現状肯定派、それ

以外の意向を持つ人は未来志向派といえるかもしれない。

40.838.641.5

38.8 42.5 42.9 40.6

36.8 42.5 41.7

38.7 36.8 41.8 42.1 45.2

40.2

23.4122.61

23.5 26.6 22.9

16.7 21.7

23.4 21.6 21.0 24.8

23.3 26.5 23.0

23.2 19.6

28.1129.37

26.6 27.5 25.9

28.8 30.1

30.4 29.0

28.3 28.9

30.3 23.8

26.5 24.0

28.9

0 50 100女性男性

女性男性

女性男性

女性男性

女性男性

女性男性

女性男性

女性男性

全国

九州

中国

・

四国

近畿

中部

関東

東北

北海道

住み続けたいと思っていた転居したいと思っていた

どちらでもよかったわからない

その他

（％）


79

図 7 定着意向と将来に対する見通し（3年前）なお、定着意向のある人が必ずしもその後当時の居住地に定着するとも、またそうで

ない人が必ずしもその後他の都道府県に移動するとも限らない。男性で 3 年前に定着を

希望していた人のうち、実際に地元に定着している人は約 44％である。ただし定着意

向をもっていた人で一度他都道府県に移動した人のうち男性では 40％程度の人が、ま

た女性では 45％程度の人がその後出身の都道府県に戻っており（いわゆる U ターンを

含む）、この比率は転居意向を持っていた人の同比率（男性約 26%、女性約 35%）より

も高く、長期的には 3 年前の定着意向は若年層の移動パターンに影響を与えていると考

えられる。反対に転居したいと思っていた人のうち、実際に他都道府県へ移動した人は

7 割程度である。実際の居住地移動の要因として、自分自身の定着意向以外に考えられるものに親の暮

らし向きがある（独立行政法人労働政策研究・研修機構[2016]）。この点を示したもの

が図 8 である。なお以下において、地元定着は中学 3 年時、進学時、就職時、現在の４時点で居住す

る都道府県が同じ場合を言い、移動（進学）は進学時に移動しその後中学 3 年時の居住

地には戻らない場合を言い、移動（進学時→就職時帰郷）は、進学時に移動した後就職

時に中学 3 年時の居住地に戻る移動パターンを指す 60。

60 さらに移動（進学時→就職後帰郷）は進学時に移動し就職も中学 3 年時以外の都道府県

でした後中学 3 年時の居住地に戻るケースを、移動（就職時）は進学は中学 3 年時に居

住していた都道府県にとどまった後就職時に他都道府県に移動するケースを、移動（就職

56.1

28.3

6.5

20.4 20.2 14.3

8.2

22.5

40.4 42.8

24.4

5.1

23.4

21.5 16.1

8.2

24.9

45.2

0

20

40

60

当時の生活に満足していた

自分の将来の仕事や生活に希望が

あった

日本の社会には希望があった

人生は変えることができると思って

いた

私個人の力では、政府の決定に影響

を与えることはできないと思っていた

.

社会の一員として何か社会のために

役立ちたいと思っていた

雇用状況は良くなると思っていた

今後5

年間の収入は増えると思ってい

た

一生の間に、いずれ結婚したいと思っ

ていた

定着意向それ以外【男性】(%)

51.2

24.8

2.2

17.9

23.1

10.7 5.9

16.4

60.3

39.5

22.9

1.6

20.8

24.0

13.2

5.5

17.1

66.6

0

20

40

60

当時の生活に満足していた

自分の将来の仕事や生活に希望が

あった

日本の社会には希望があった

人生は変えることができると思ってい

た

私個人の力では、政府の決定に影響

を与えることはできないと思っていた

.

社会の一員として何か社会のために

役立ちたいと思っていた

雇用状況は良くなると思っていた

今後5

年間の収入は増えると思ってい

た

一生の間に、いずれ結婚したいと思っ

ていた

定着意向それ以外【女性】(%)


80

図 8 移動パターン別親の暮らし向き実際の移動パターンに応じた社会関係性、信頼度、生活スキルの得点を図 9 に示す。

親との同居の比率が高い地元定着 61や移動（進学時→就職時帰郷）、移動（進学時→就

職後帰郷）パターンは bonding 型（付合い、活動）のスコアが高くなっているが、こ

れはある意味当然ともいえるだろう。一方、親との別居を経験する離家という視点から見ると、上記親との同居率が高い３

グループの中でも進学時や就職時に移動しているグループ、特に親との別居期間が長く、

かつ親と別居して社会人生活を送る経験をしている移動（進学時→就職後帰郷）グルー

プでは生活スキル得点が高い。他方、親との同居の比率が低い移動のグループ（移動（進学時）、移動（就職時））で

は bridging 型（付合い）のスコア及び生活スキル得点が高い。ある意味これも自然で

ある。以上を踏まえていえるのは、まず離家の効果である。離家についてはこれまで結婚と

の関係が論じられてきたが、その前段階としての生活スキルとの関連性も着目されても

よいのではないか。離家と生活スキル得点の因果関係をここで明らかにすることは困難

だが、離家が生活スキルの蓄積を促す効果と、生活スキルの高さが離家を促す効果のお

そらく両方向があると考えられる。また一度離家し学生生活や社会人生活を経て U ターンした場合の社会関係性得点だ

が、bridging 型（活動）得点及び bonding 型得点（付合い、活動）は、地元定着グル

時→帰郷）は前述のケースの後さらに中学 3 年時の居住地に戻るケースを、移動（成人

後）は進学も就職も中学 3 年時の都道府県にとどまった後に他都道府県に移動するケー

スをいう。これ以外の移動パターンはその他とする。ただし図 9 には掲載していない。 61 親との同居率は、3 年前・現在の順に地元定着 70.5%・27.8％、移動（進学時）12.8％、

4.6％、移動（進学時→就職時帰郷）64.6%・28.3%、移動（進学時→就職後帰郷）46.6%・

33.8%、移動（就職時）21.9%・3.0%、移動（就職時→帰郷）60.9%・35.8%、移動（成

人後）39.3%・5.2%、その他 22.4%・8.6%であった。

22.6

24.8

26.3

26.1

23.1

27.5

23.7

50.69

48.36

50.8

49.4

48.2

48.6

51.7

17.51

18.46

15.5

12.8

18.3

14.5

14.2

0 20 40 60 80 100

ゆとりがあった普通苦しかった分からない

【女性】

21.9

20.4

26.5

14.9

15.0

24.7

19.3

56.2

57.6

54.6

56.4

57.6

55.5

54.2

12.4

11.2

12.8

16.8

15.8

10.5

15.2

0 20 40 60 80 100

移動（成人後）

移動（就職時→帰郷）

移動（就職時）

移動（進学時→就職後帰郷）

移動（進学時→就職時帰郷）

移動（進学時）

地元定着

【男性】

（％）（％）


81

ープに比べても低いことはない。むしろ bridging 型（活動）については男女ともに移

動（進学時→就職後帰郷）のグループでは高い状況も見られた。進学時や就職時に移動

するグループ（移動（進学時）、移動（就職時））では bridging 型（付合い）得点が高

いが、それ以外の社会関係性得点が低いことと対象的である。 bridging 型（付合い）は新たな人や価値との結びつきにより築かれる社会関係性、

bridging 型（活動）、bonding 型（付合い、活動）は近しい人とのネットワークの中に

根差す社会関係性であるということが確認される。後者は他の地域への可動性は低そう

だが、一度離家してもその地域に戻ることで失われることもなさそうである。地域の社

会関係資本は個人の社会関係性を基本単位として構築されることを前提とすれば、離家

を促すこと、一旦他の都道府県に転居した人を再び受け入れることは、個人の社会関係

性の蓄積を通じて地域の社会関係資本を厚くする効果がありそうである。なお、実際の居住地移動に関して親の暮らし向きが影響をしている可能性には留意が

必要だ。離家により生活上の自立を図り、また数年ののち帰郷する際には新たな社会関

係性を地域に持ち込むことも予想される若年層の移動という行動を、希望しながら親の

経済的な状況により実現できずにいる層がいることが想定されるが、この点に関しては

社会の支援が行なわれてもよいのかもしれない。

図 9 社会関係性得点等（移動パターン別）

012345678

SC(bridging_

付合い)

SC(bridging_

活動)

SC(bonding_

付合い)

SC(bonding_

活動)

信頼_

自分自身

信頼_

家族

信頼_

友人

信頼_

隣人

信頼_

同僚

信頼_

民間

信頼_

公共

生活スキル

地元定着移動（進学時）

移動（進学時→就職時帰郷）移動（進学時→就職後帰郷）

移動（就職時）移動（就職時→帰郷）

移動（成人後）その他

【男性】


82

この節の最後に移動パターン別の結婚率を図 10 に示す。女性の場合は一旦地元都道

府県以外で就職した後出身地に戻ったパターン（移動（進学時→就職後帰郷）、移動（就

職時→帰郷）の 2 パターン）の結婚率が低いもの（40％前後）、その他の移動パターン

では 50％程度とほとんど差がない。しかし男性では、地元に定着しているパターンと

地元都道府県以外で就職しその後出身地に戻ったパターン（女性と同じ 2 パターン）の

結婚率が他よりも低い。移動パターン別の現在の所得でみるとこの 3 つの移動パターンと就職時 U ターンの

パターン（移動（進学時→就職時帰郷））ではほとんど差はない（図 11）。このような

結婚率に対し、ここで取り上げた定着意向、親の経済的なゆとり、親との同居、社会関

係性のがどのような影響を与えるか、あるいは与えないかについては次節で検討を行う

こととする。図 10 結婚率（移動パターン別）

26.7 32.0

31.6 21.8

37.8

22.7 29.2 31.6

5.0 5.8 5.4

2.0

4.3

3.9 4.4

6.7

0

20

40

60

地元定着


移動（進学時→

就職時

帰郷）


就職後

帰郷）


移動（就職時→

帰郷）


その他

3年前の交際相手以外

3年前の交際相手（％）

47.4 49.7 47.8 38.3

50.7

41.4

50.5 48.5

7.5 5.8 6.9 10.6 9.9

7.7 6.7 8.6

0

20

40

60

地元定着



就職時

帰郷）


就職後

帰郷）



帰郷）


その他

（％）

012345678

SC(bridging_

付合い)

SC(bridging_

活動)

SC(bonding_

付合い)

SC(bonding_

活動)

信頼_

自分自身

信頼_

家族

信頼_

友人

信頼_隣人

信頼_

同僚

信頼_

民間

信頼_

公共

生活スキル

地元定着移動（進学時）移動（進学時→就職時帰郷）移動（進学時→就職後帰郷）移動（就職時）移動（就職時→帰郷）移動（成人後）その他

【女性】


83

図 11 移動パターン別現在の所得（平均値 62）

４個人の社会関係性が交際から結婚への移行に与える影響

（１）交際から結婚への移行に与える直接的な影響

男女のサブグループごとに、3 年前の交際相手と現在結婚している（もしくは結婚を

決めている）=1、それ以外=0 とするダミー変数を被説明変数とするロジスティック回帰

モデルによる推計を行う。推計に用いた変数間の相関を表 1 に、推計結果を表 2 に示す。

62 所得は所得階級で尋ねているため、各階級の中央値に置き換えその平均値を計算してい

る。

339 389

334 338 431

322 411

239 274 219 222

313

180 249

0100200300400500

地元定着



就職時帰郷）


就職後帰郷）



帰郷）


男性女性

（万円）


84

表 1 変数間の相関

注

）太

字は

P<0.05の

場合

。

(1)

(2)

(3)

(4)

(5)

(6)

(7)

(8)

(9)

(10)

(11)

(12)

(13)

(14)

(15)

(16)

(17)

(18)

(19)

(20)

(21)

(22)

(23)

(24)

(25)

(26)

(27)

(28)

(1)

年齢

ダミー

（20代

後半

）1.0

0

(2)

都市

部ダ

ミー

-0.0

21.0

0

(3)

定着

ダミー

-0.0

10.0

31.0

0

(4)

交際

期間

-0.0

8-0.0

20.0

21.0

0

(5)

親同

居ダ

ミー

（３年

前、

自分

）0.0

7-0.1

70.1

30.0

01.0

0

(6)

親同

居ダ

ミー

（結

婚時

、自

分）

0.0

5-0.1

00.1

00.0

20.4

71.0

0

(7)

親ゆ

とり

ダミー

（自

分）

0.0

10.0

40.0

30.0

1-0.0

10.0

51.0

0

(8)

長男

ダミー

-0.0

20.0

10.0

20.0

00.0

10.0

20.0

11.0

0

(9)

長女

ダミー

0.0

00.0

20.0

10.0

10.0

0-0.0

3-0.0

20.0

41.0

0

(10)

大学

以上

ダミー

（男

性）

-0.0

10.0

8-0.0

4-0.0

3-0.0

8-0.0

10.0

80.0

50.0

41.0

0

(11)

短期

大学

・高

等専

門学

校ダ

ミー

（女

性）

-0.0

4-0.0

30.0

3-0.0

30.0

30.0

5-0.0

2-0.0

3-0.0

5-0.1

21.0

0

(12)

大学

以上

ダミー

（女

性）

0.0

20.0

7-0.0

30.0

0-0.0

8-0.0

10.1

00.0

40.0

70.4

5-0.5

51.0

0

(13)

正規

雇用

ダミー

（結

婚時

、男

性）

0.0

00.0

00.0

0-0.0

3-0.0

20.2

10.0

40.0

20.0

00.1

40.0

10.0

91.0

0

(14)

正規

雇用

ダミー

（結

婚時

、女

性）

0.0

40.0

30.0

1-0.0

1-0.0

20.1

30.0

60.0

1-0.0

10.1

40.0

00.1

80.2

11.0

0

(15)

収入

（結

婚時

、250万

円未

満）

0.0

3-0.0

30.0

00.0

40.0

3-0.0

3-0.0

5-0.0

10.0

0-0.1

30.0

1-0.1

1-0.2

6-0.1

61.0

0

(16)

収入

（結

婚時

、250万

円未

満）

0.0

9-0.0

60.0

20.0

00.0

90.0

9-0.0

6-0.0

3-0.0

3-0.1

80.0

7-0.2

1-0.1

1-0.3

20.2

21.0

0

(17)

Bridgi

ng_

付合

い0.0

20.0

60.0

4-0.0

5-0.0

50.0

20.0

90.0

1-0.0

20.0

90.0

00.0

80.1

10.1

4-0.1

0-0.1

51.0

0

(18)

Bridgi

ng_

活動

-0.0

10.0

20.0

6-0.0

3-0.0

1-0.0

40.0

30.0

30.0

20.0

9-0.0

40.0

80.0

30.0

50.0

0-0.1

40.4

51.0

0

(19)

Bondin

g_付

合い

0.0

2-0.0

40.1

0-0.0

10.1

00.0

60.0

30.0

10.0

10.0

2-0.0

20.0

20.0

50.0

30.0

1-0.0

50.3

70.6

21.0

0

(20)

Bondin

g_活

動0.0

0-0.0

30.0

7-0.0

20.0

5-0.0

1-0.0

30.0

10.0

20.0

1-0.0

30.0

10.0

20.0

10.0

5-0.0

60.3

10.6

80.7

11.0

0

(21)

信頼

度_自

分自

身-0.0

30.0

30.0

7-0.0

3-0.0

40.0

30.0

90.0

10.0

10.0

6-0.0

10.0

60.1

00.1

0-0.0

8-0.1

10.1

90.1

40.1

20.1

01.0

0

(22)

信頼

度_家

族0.0

20.0

10.1

1-0.0

10.0

70.1

40.1

30.0

1-0.0

40.0

60.0

40.0

50.1

20.1

2-0.0

8-0.0

50.1

70.0

70.1

40.0

10.3

61.0

0

(23)

信頼

度_友

人0.0

10.0

10.1

0-0.0

10.0

30.0

90.0

80.0

1-0.0

40.0

60.0

30.0

60.0

90.1

1-0.0

8-0.0

60.2

90.1

40.1

40.0

60.3

20.4

81.0

0

(24)

信頼

度_友

人以

外の

近所

の人

-0.0

3-0.0

30.1

00.0

00.0

60.0

50.0

30.0

10.0

00.0

4-0.0

10.0

50.0

50.0

5-0.0

2-0.0

80.1

90.3

00.3

70.3

40.2

40.2

60.3

91.0

0

(25)

信頼

度_職

場の

同僚

-0.0

10.0

00.0

6-0.0

1-0.0

10.0

50.0

50.0

2-0.0

20.0

70.0

20.0

70.1

00.1

1-0.0

8-0.0

90.3

10.1

60.1

80.1

20.2

60.3

00.4

30.3

91.0

0

(26)

信頼

度_社

会（民

間）

0.0

10.0

10.0

60.0

0-0.0

10.0

20.0

60.0

20.0

00.0

9-0.0

20.1

00.0

90.1

0-0.0

7-0.0

90.2

40.2

40.2

60.2

50.2

60.2

70.3

40.4

80.5

61.0

0

(27)

信頼

度_社

会（公

共）

0.0

30.0

10.0

60.0

10.0

00.0

30.0

60.0

20.0

00.1

2-0.0

20.1

20.0

80.0

9-0.0

5-0.0

80.2

10.2

20.2

30.2

00.2

30.2

80.3

30.4

20.4

40.8

11.0

0

(28)

生活

スキ

ル-0.0

30.0

60.0

00.0

2-0.3

0-0.2

00.0

30.0

0-0.0

20.0

10.0

10.0

0-0.0

20.0

3-0.0

10.0

50.1

50.1

40.1

70.1

20.1

30.1

10.1

00.0

90.0

90.0

90.1

01.0

0


85

統制変数としては年齢ダミー（20 代後半。レファレンスグループは 30 代前半）、都

市部ダミー（ここでは政令指定都市と東京 23 区に居住することを表す。レファレンス

グループは都市部以外）、定着意向ダミー（レファレンスグループは地元定着以外を希

望するグループ）、交際期間、親同居ダミー(結婚時）、親の経済的ゆとり有ダミー、学

歴ダミー、長男・長女ダミー、正規雇用ダミー（結婚時、男女それぞれ）、収入 250 万

円未満ダミー（結婚時、男女それぞれ）を用いている。長男ダミーは対象者が男性で兄

弟の中に兄がいないこと、長女ダミーは対象者が女性で兄弟の中に兄・弟がおらず長子

であることを示す。

これらの属性に関する変数のうち、3年前の交際相手と結婚した確率に対し男女とも

に統計的に有意に影響しているのは年齢が 20代後半であること（マイナス）、定着意向

ダミー（マイナス）、親同居ダミー（プラス）、長男ダミー（女性サンプルの場合にマイ

ナス）、長女ダミー（男性サンプルの場合にマイナス）、女性が短期大学・高等専門学校

を卒業していること（プラス）、男性が正規雇用であること（プラス）、男性の収入が

250 万円未満であること（マイナス）などとなっている。

一方で今回着目した個人の社会関係性に該当する変数を見ると、bridging 型の活動

を示す変数は有意にマイナスであるが、bonding型の付合いを示す変数は男女ともに有

意にプラスである。職場の同僚に対する信頼や生活スキルの高さも結婚確率にプラスに

寄与している。すなわち個人の社会関係性のうちいくつかのものは結婚確率を直接的に

高める可能性があるということができる。なお、親との同居ダミーについては、第２部

第１章（高見論文）、第２章（三輪論文）と異なり、結婚時の親との同居の状況を表す

変数を投入する。本分析に用いる社会関係性の重要な変数の一つである生活スキルのス

コアとの相関を見たとき、結婚時の親との同居の状況よりも、3年前の同居の状況の方

が相対的に高い相関を持つことと（表 1 によれば前者との相関は-0.20、後者との相関

は-0.30）、定着意向ダミーについても前者に比べ後者の方の相関が高いことを考慮して

いる。ここでは 3年前の親との同居の状況は、地元定着意向と生活スキルによってある

程度説明されると理解する。また長男、長女ダミーについては単回帰の場合でもマイナ

スに有意な係数をとるが、多変量においても同様の効果が示された 63。

63 またここには掲載していないが、長男・長女の別と将来の親との同居意向を表側に結

婚確率を集計したところ、岩澤[2013]が示すように結婚確率は、長男、長女で親との

同居意向を持っていた場合にはそうでない場合よりも低い傾向が見られた。


86

表 2 個人の社会関係性得点等が交際から結婚への移行に与える影響

***:p<0.01、**:p<0.05、*:p<0.1

注）「結婚時」と表記されている箇所の数字は、現在結婚している者あるいは結婚を決めた者につい

ては結婚を決めた時点、そうでない者については現在についての数字である。

（２）交際から結婚への移行に与える間接的な影響

今回の調査では 3 年前の交際相手との結婚を希望していた人に、なぜ交際相手と結婚し

たいと思ったのか選択肢を示したうえで尋ねている。これらの回答を対象に因子分析を実

施し、回答者の 3 年前の結婚観を探ることとする。また個人の社会関係性が結婚観に影響

Coef. Std. Err. Coef. Std. Err.

年齢ダミー（20代後半） -0.40 (0.08) *** -0.33 (0.06) ***

都市部ダミー -0.16 (0.08) ** 0.08 (0.06)

定着ダミー -0.47 (0.08) *** -0.23 (0.06) ***

交際期間 0.08 (0.01) *** 0.05 (0.01) ***

親同居ダミー（結婚時、自分） 0.84 (0.10) *** 0.80 (0.07) ***

親ゆとりダミー（自分） 0.15 (0.09) 0.06 (0.07)

長男ダミー 0.06 (0.09) -0.14 (0.06) **

長女ダミー -0.33 (0.09) *** 0.06 (0.07)

大学以上ダミー（男性） 0.16 (0.10) 0.11 (0.07) *

短期大学・高等専門学校ダミー（女性） 0.49 (0.12) *** 0.25 (0.08) ***

大学以上ダミー（女性） 0.10 (0.11) 0.12 (0.08)

正規雇用ダミー（結婚時、男性） 0.94 (0.13) *** 0.44 (0.09) ***

正規雇用ダミー（結婚時、女性） 0.01 (0.11) 0.13 (0.07) *

収入250万円未満ダミー（結婚時、男性） -0.60 (0.13) *** -0.25 (0.08) ***

収入250万円未満ダミー（結婚時、女性） 0.23 (0.11) ** 0.09 (0.08)

bridging_付合い -0.03 (0.02) -0.01 (0.02)

bridging_活動 -0.08 (0.03) *** -0.07 (0.02) ***

bonding_付合い 0.07 (0.03) ** 0.06 (0.02) ***

bonding_活動 -0.05 (0.03) -0.09 (0.02) ***

信頼度_自分自身 0.04 (0.05) 0.06 (0.04)

信頼度_家族 0.19 (0.06) *** 0.03 (0.04)

信頼度_友人 0.07 (0.07) 0.00 (0.05)

信頼度_友人以外の近所の人 -0.15 (0.06) ** -0.04 (0.04)

信頼度_職場の同僚 0.25 (0.06) *** 0.13 (0.04) ***

信頼度_社会（民間） -0.02 (0.12) 0.01 (0.08)

信頼度_社会（公共） -0.03 (0.10) 0.05 (0.08)

生活スキル 0.02 (0.01) ** 0.02 (0.01) ***

定数 -2.38 (0.33) *** -1.00 (0.24) ***

Number of obs

LR chi2

Prob > chi2

Pseudo R2

男性

0.11

0

478.7

3,119 5,538

446.79

0

0.06

女性


87

を与えることにより間接的に結婚確率を高める可能性について検討する。

まず 3 年前に当時の交際相手と結婚しようと思った動機に関する因子分析の結果を表 4

に示す。

表 3 結婚動機（3年前）についての因子分析

注）太字は因子負荷量 0.4 を、斜体は同 0.3 以上であることを示す。

表 3 は第 2 章（三輪）の非線形主成分分析とよく似た結果を示している。第 2 章の分析

結果は順序尺度を名義尺度や数量などもともに多次元空間で扱う対応分析であり、かつ現

在結婚した人のみを対象にしていたが、ここでは３年前に結婚意欲のあった人全員を同時

に分析対象としている。ただし分析対象となった人のうち、現在の状況で最も高い比率を

示すのは３年前の交際相手と結婚した人であるため 64、表 3の内容は、第 2章の図のうち３

年前の交際相手と結婚した人の分析結果を示す男性は図 1-1、女性は図表 1-2と共通点がみ

られる。例えば男性・女性とも結婚を希望した動機はいくつかの因子を構成すること、第 2

章と共通する因子として自分や相手の仕事を理由とするものがあること、それ以外の男女

で似てはいるが意味合いの異なる因子として「当時の交際相手を逃したくなかった」を含

む因子があり男性では他利的な観点を含むが女性は自己的な要素が高いとする点などであ

る。

ここでは便宜上男性の結婚動機に関する因子を「タイミング（生活）65」「環境 66」「家族

64 男性約 61％（3 年前に当時の交際相手と結婚しようと思った 2,990 名中現在 1,809 名が当時の交際相手

と結婚）、女性約 65％（同様に 3,577 名中 2,322 名）である。 65 負荷量の大きな構成変数に「自分が特定の年齢になるから」「相手が特定の年齢になるから」「婚期を逃

したくなかったから」「相手が結婚を望んでいたから」などがある。 66 負荷量の大きな構成変数に「周囲からの期待・後押しがあったから」「共通の友人・知人がいたから」「交

際期間が長くなったから」がある。

factor1 factor2 factor3 factor4 factor1 factor2 factor3

タイミング（生活）

環境家族形成タイミング（仕事）


価値共有タイミング（仕事）

結婚相手に求める条件を満たしていると思ったから -0.01 0.04 -0.06 0.07 0.07 0.16 -0.03家族になりたいと思える相手だったから -0.02 0.04 0.75 0.05 -0.17 0.60 0.11

趣味・娯楽やボランティア活動などを一緒に楽しめたか -0.09 0.17 0.50 0.25 0.02 0.59 0.00

当時の交際相手を逃したくなかったから 0.23 -0.02 0.49 0.06 0.53 0.13 -0.13

相手が結婚を望んでいたから 0.44 0.11 0.31 -0.04 0.05 0.04 0.18

子どもが欲しかったから 0.31 0.10 0.44 -0.14 0.41 0.18 0.03

周囲からの期待・後押しがあったから 0.19 0.76 0.01 -0.03 0.36 0.41 -0.05

共通の友人・知人がいたから 0.07 0.74 0.06 0.07 0.15 0.62 -0.05

交際期間が長くなったから 0.27 0.49 0.30 0.16 0.23 0.50 0.27

自分が特定の年齢になるから 0.77 0.13 -0.03 0.18 0.69 0.12 0.23

相手が特定の年齢になるから 0.78 0.16 0.06 0.12 0.46 0.21 0.36自分の仕事が軌道に乗ったから 0.27 -0.01 0.09 0.73 0.02 -0.04 0.75相手の仕事が軌道に乗ったから 0.03 0.06 0.02 0.79 0.05 0.11 0.71諸事情でお互いの住む場所が遠くなる予定があったか -0.19 0.23 -0.05 0.23 0.03 0.05 0.21婚期を逃したくなかったから 0.45 0.01 0.02 -0.09 0.75 -0.10 -0.05

Variance 1.99 1.51 1.45 1.40 1.93 1.67 1.44

男性女　性


88

形成 67」「タイミング（仕事）68」と名付け、女性の同様の因子を「タイミング（生活）69」

「価値共有 70」「タイミング（仕事）71」と名付けることにする。

これら結婚の動機に関する因子に対して個人の社会関係性が影響を与え、そのことが間接

的に結婚確率に影響するとの仮説を置き、データを用いて共分散構造分析により適合度を

検討したものが図 12 である。

図 12 個人の社会関係性の結婚への移行に与える間接的影響

＊３年前の交際相手と３年前の時点で結婚しようと考えていた人 [男性]

67 負荷量の大きな構成変数に「家族になりたいと思える相手だったから」「趣味・娯楽やボランティア活動

などを一緒に楽しめたから」「当時の交際相手を逃したくなかったから」「子どもが欲しかったから」など

がある。 68 負荷量の大きな構成変数に「自分の仕事が軌道に乗ったから」「相手の仕事が軌道に乗ったから」がある。 69 負荷量の大きな構成変数に「当時の交際相手を逃したくなかったから」「子どもが欲しかったから」「自

分が特定の年齢になるから」「相手が特定の年齢になるから」「婚期を逃したくなかったから」などがある。 70 負荷量の大きな構成変数に「家族になりたいと思える相手だったから」「趣味・娯楽やボランティア活動

などを一緒に楽しめたから」「周囲からの期待・後押しがあったから」「共通の友人・知人がいたから」「交

際期間が長くなったから」などがある 71 負荷量の大きな構成変数に「自分の仕事が軌道に乗ったから」「相手の仕事が軌道に乗ったから」がある。

結婚（3年前の交際相手）

e14

[男性（n=962)*3年前に交際相手と結婚希望だった人]標準化推定値

χ乗値＝610.081 CFI＝.921 RMSEA＝.036

タイミング（私生活）

逃したくなかった（婚期）e4

.26

年齢（相手）e3.70

年齢（自分）e2

.76

相手が望んでいたe1.44

環境

交際期間が長いe7

共通の知人・友人e6

周囲の後押しe5

.53

.49

.51

家族形成

子どもがほしいe11

逃したくなかった（相手）

e10

趣味が一致e9

家族になりたい相手e8

.44

.40

.30

.33

タイミング（仕事）

仕事（相手）e13

仕事（自分）e12.34

.91

長女

親同居（結婚時）

交際期間

定着

収入250万円未満（男性）

.11

-.17

-.12

.09

.02-.29

短大・高専（女性）.10

生活スキル

bridging型（付合い）

bridging型（活動）

bonding型（付合い）

bonding型（活動）

e15

e16

e17

e18

.21

-.21

-.54

.54

.81

.75

.42

.77

.41

.22

.53

.71

.15

-.30

.28

-.12

.28

.23

.49

.16

-.29

.12

-.04

.07

.08

.12

.15

.08

.08

-.21

.44

.29

長男

.03


89

[女性]

図 12 の結果は男性を対象とするモデルは CFIが 0.921、RMSEAが 0.036、女性を対象

としたモデルは CFI が 0.941、RMSEA が 0.031 であり、いずれのモデルもデータの共分

散行列をある程度説明するものと判断される、このモデルによれば男女いずれの場合も

bridging、bondingとも個人が有する個人の社会関係性が、前出の結婚の動機を強める

影響が見られ、さらにその動機によって結婚への移行が後押しされる可能性が高い状況

が見られる。

ただし個別に見ると、男女では結婚への移行を後押しする結婚動機の強さも、またそ

の結婚動機に影響を与える個人の社会関係性の種類も異なる。まず男性では実際の結婚

確率を高めている結婚動機は「（3 年前に交際していた相手が）家族になりたいと思え

る相手だったから」「趣味・娯楽やボランティア活動などを一緒に楽しめたから」「当時

の交際相手を逃したくなかったから」「子どもが欲しかったから」から構成される「家

族形成」と名付けた因子である 72。この因子にプラスに影響しているのは bridging（付

合い）、bridging（活動）、bonding（付合い）の 3種類の個人の社会関係性である。特

に bonding（付合い）のパスの係数の値が高く、この結果は直接効果を計測した表２の

ロジスティックモデルの結果とも整合的である。

一方女性の場合は「（3 年前に交際していた相手が）家族になりたいと思える相手だ

ったから」「趣味・娯楽やボランティア活動などを一緒に楽しめたから」「周囲からの期

待・後押しがあったから」「共通の友人・知人がいたから」「交際期間が長くなったから」

72 第２章ではこれに似た、「相手を逃したくない」「相手が望んだから」「交際が長くなった」「子供が欲

しい」などの変数から構成されている動機群を「『結合』」とでも呼ぶべきか、としている。

結婚（3年前の交際相手）

e14

[女性(n=2,280)*3年前に交際相手と結婚希望だった人]標準化推定値

χ乗値＝476.542 CFI＝.941 RMSEA＝.031


年齢（相手）e4 .62

年齢（自分）

e3

.66

子どもが欲しかったe2

.30

逃したくなかった（交際相手）

e1.32

趣味が一致e7

家族になりたい相手e6

逃したくなかった（婚期）

e5

価値共有

交際期間が長いe10

共通の知人・友人e9

周囲の後押しe8

.42

タイミング（仕事）

仕事（相手）e13

仕事（自分）e12.43

.70

親同居（結婚時）

正規雇用（男性）

収入250万円未満（男性）

bridging型（付合い）

bridging型（活動）

bonding型（付合い）

bonding型（活動）

e15

e17

e18-.14

.37

.61

.49

.29

.56

.23

-.38

.09

.10.49

.33

.23

.44

.42

.08

.61

-.14

.10

.08

-.13

-.20

.17

.35

.29

.10

.09

.10

.18

.09

.09

-.05

-.08

.06

.08


90

から構成される「価値共有」と名付けた因子と、「自分の仕事が軌道に乗ったから」「相

手の仕事が軌道に乗ったから」から構成される「タイミング（仕事）」と名付けられた

因子が結婚確率にプラスである。しかし女性の場合は、個人の社会関係性からのパスの

標準化推定値は男性の場合程高くなく、また影響を与える範囲も狭い。また表２のロジ

スティックモデルの結果と少し異なり、家族になりたいという結婚観を形成する要素に

趣味やボランティアの活動を一緒に楽しめることに加えて、共通の知人友人がいること、

またすでに長い交際期間があることなど時間的にも空間的にも広い範囲の付合いが必

要とされる傾向があることから bonding というよりも bridging からの影響が相対的に

大きく示されている。

なお、男女ともに、自分と相手の年齢を主要な構成要素とする「タイミング（生活）」

という因子と、自分と相手の仕事の状況を構成要素とする「タイミング（仕事）」とい

う因子が共通して存在するが、この点も第 2章の分析と共通する。

ほかに第 2章の分析との共通点を述べれば、男性では結婚の動機が結婚確率を高める

経路がはっきりと見られる点がある。この点、動機→行動という関係性が一貫している。

一方女性では第 2章も指摘する通り、動機同士が緩やかに関係しあっているが結婚確率

を高める経路が曖昧である。さらにモデルの右側に置いた社会経済的要因で結婚確率に

有意な影響のみられる変数のみを残したところ、男性側の要因（収入および雇用形態）

だけが残った。結構動機からのパスは曖昧であるが、男性の社会経済的要因の影響は明

確に残る点も第 2章の分析と整合的である。

図 12 の結果を個人の社会関係性に着目して小括すれば、男性の「家族形成」と名付

けた結婚の動機は実際の結婚への移行を後押ししているが、そのような結婚観の形成に

は個人の社会関係性が影響している可能性が高い。それは出会いのきっかけや活動のシ

ェアという bridging 型の個人の社会関係性と、親しい人々も含め高い密度で時間や空

間をシェアできるという bonding 型の個人の社会関係性がもたらす効果の両方が考え

られるが、男性においては特に bonding型の効果が高いと言えそうである。一方の女性

の場合には個人の社会関係性が結婚動機・結婚観に影響を与えているという仮説のみな

らず結婚動機が結婚移行を後押しするとの関係性も弱く、女性の結婚意向を構造化して

とらえることは困難であるといわざるを得ない。

（３）男女の雇用形態や収入の組合せ別交際から結婚への移行に与える影響

岩澤[2013]によれば結婚全体の発生率が低まる中、結婚の中の構成比を高めている結

婚に妻の方が年齢や学歴が高い結婚、友人の紹介による友縁婚などがあるという。

ここでは例として、夫が正規社員以外で妻が正規社員、夫よりも妻の方が所得が高い

結婚を取り上げ、そのようなカップルの結婚確率を観察する。また個人の社会関係性が

このような結婚に対して影響をもつかについて検討を行う。


91

表 4 夫婦の雇用形態、所得の組合せと現在の交際状況

[雇用形態の組合せ（3年前）]

注）「差」欄の差の P値 <0.01: ***、 p<0.05: **、 p<0.1: *

＊「正規雇用以外」には「パートなど（契約・臨時・嘱託・派遣・請負など含む）」「自営業

主・自由業者」「家族従業者」「内職」「無職」「学生」「その他」が含まれる

[所得の組合せ（3年前）]

注）「差」欄の差の P値 <0.01: ***、 p<0.05: **、 p<0.1: *

[参考：夫婦の所得の組合せ（結婚時）]

注）各欄の比率は、その欄に該当するカップル数を全体のカップル数で除した比率。

表 4によれば 3年前の時点での男性の雇用形態とカップルの所得の組合せにより、結

婚に至る確率は有意に異なる。特に所得の組合せにおいて女性の所得が男性の所得を上

回る組合せでは、結婚の確率と交際継続の確率がそうでない組合せに対して有意に異な

るが（結婚確率は低く、交際継続確率は高い）、女性の雇用形態を正社員に固定した場

合には、さらに別離の確率も有意に異なる（男性が正規雇用以外の組合せでは正規雇用

件数別離(%)

結婚(%)

交際継続(%)

1) 男性正規＆女性正規 6,428 20.0 53.6 26.5 100.02) 男性正規＆女性正規以外 * 2,690 19.6 51.5 28.9 100.03) 男性正規以外 *＆女性正規 888 24.4 38.2 37.4 100.04) 男性正規以外 *＆女性正規以外 1,458 29.4 35.2 35.4 100.0

11,464 4.45 -15.38 10.94(合計） *** *** ***

差 (上記 3)-1) )

件数別離(%)

結婚(%)

交際継続(%)

合計(%)

1) 男性収入≧女性収入 9,200 19.8 52.1 28.2 100.02) 男性収入＜女性収入 1,101 20.9 46.7 32.4 100.0

10,301 -0.88 3.37 -2.95(合計） *** ***

差 (上記 2)-1) )

件数（比率）

～25万円未満

25～150万円未満

150～250万円未満

250～350万円未満

350～450万円未満

450～600万円未満

600万円以上

不明

～25万円未満 217 (3%) 3% 0% 0% 0% 0% 0% 0% 0%

25～150万円未満 232 (4%) 1% 2% 1% 0% 0% 0% 0% 0%

150～250万円未満 596 (9%) 0% 3% 5% 1% 0% 0% 0% 0%

250～350万円未満 1,509 (24%) 1% 3% 8% 10% 2% 0% 0% 0%

350～450万円未満 1,587 (25%) 1% 2% 5% 8% 7% 1% 0% 1%

450～600万円未満 1,123 (18%) 1% 2% 3% 5% 4% 3% 0% 0%

600万円以上 458 (7%) 0% 0% 1% 2% 2% 1% 1% 0%

不明 561 (9%) 1% 2% 3% 2% 1% 0% 0% 0%

合計 6,283 (100%) 9% 14% 24% 28% 16% 6% 1% 2%

妻の所得階級

夫の所得階級


92

の組合せに比べて有意に別離に至る確率が高い）。

表 4の最下段はこの 3年間に結婚を決めたカップルの結婚時の所得の組合せを示して

いる。所得の組合せに関しては網掛けをした欄が、妻の所得が夫の所得を上回る組合せ

であるが、全体の 6％、405件と極めて少ない。実際表 2、図 12の分析でも男性の社会

経済要因が結婚の大きな規定要因となっているように、現在の日本の社会には夫が家計

の支え手であるべき、との規範意識がまだ根強く残っていることが伺われる。今回の調

査は一時点のクロスセクション調査であるのでこのような組み合わせのカップルが結

婚に移行する比率の推移は分からない。ただし性別役割分担に関する規範意識が今後解

消される方向に向うと仮定すれば、このようなカップルも増えることが考えられる。

以下では男性の所得が女性の所得を上回るサブグループと女性の所得が男性の所得

を上回るサブグループについて、それぞれのカップルで結婚への移行を後押しする要因

を検討するため、3 年前の交際相手と現在結婚している状況を=1、それ以外の状況を 0

とするロジスティックモデルによる推計結果を表 6に示す。なお推計モデルは表 2に示

したモデルと同一である 73。

表 5 基本統計量

73 3 年前の雇用形態の組合せにより、女性を正規雇用に固定した場合の男性正規雇用のカ

ップルと、男性正規雇用以外のカップルの２つを比較対象のサブサンプルとして同様の

分析をすると、男性が 3 年間の間に正規雇用に移動することによりほぼ結婚への移行が

説明されてしまうためここでは所得の組合せによるサブサンプルを用いて分析をする。

注)男女ともに相手の年収が不明と回答した場合を除く。

mean sd mean sd mean sd mean sd mean sd mean sd結婚確率（3年前の交際相手） 0.33 (0.47) 0.30 (0.46) 0.33 (0.47) 0.64 (0.48) 0.54 (0.50) 0.63 (0.48)年齢ダミー（20代後半） 0.45 (0.50) 0.52 (0.50) 0.46 (0.50) 0.61 (0.49) 0.61 (0.49) 0.61 (0.49)都市部ダミー 0.43 (0.49) 0.42 (0.49) 0.43 (0.49) 0.42 (0.49) 0.51 (0.50) 0.43 (0.50)定着意向ダミー 0.40 (0.49) 0.37 (0.48) 0.40 (0.49) 0.41 (0.49) 0.42 (0.49) 0.41 (0.49)交際期間 3.49 (3.50) 4.10 (3.86) 3.55 (3.54) 3.73 (3.39) 4.21 (3.57) 3.78 (3.41)親同居ダミー（３年前、自分） 0.43 (0.50) 0.49 (0.50) 0.44 (0.50) 0.54 (0.50) 0.47 (0.50) 0.53 (0.50)親同居ダミー（結婚時、自分） 0.16 (0.37) 0.18 (0.39) 0.16 (0.37) 0.42 (0.49) 0.32 (0.47) 0.41 (0.49)親ゆとりダミー（自分） 0.21 (0.41) 0.24 (0.42) 0.22 (0.41) 0.27 (0.44) 0.29 (0.45) 0.27 (0.44)長男ダミー 0.74 (0.44) 0.73 (0.44) 0.74 (0.44) 0.69 (0.46) 0.71 (0.45) 0.69 (0.46)長女ダミー 0.30 (0.46) 0.30 (0.46) 0.30 (0.46) 0.27 (0.45) 0.28 (0.45) 0.28 (0.45)大学以上ダミー（男性） 0.64 (0.48) 0.62 (0.49) 0.64 (0.48) 0.59 (0.49) 0.57 (0.50) 0.59 (0.49)短期大学・高等専門学校ダミー（女性） 0.22 (0.42) 0.21 (0.41) 0.22 (0.41) 0.24 (0.42) 0.25 (0.43) 0.24 (0.43)大学以上ダミー（女性） 0.50 (0.50) 0.55 (0.50) 0.51 (0.50) 0.52 (0.50) 0.52 (0.50) 0.52 (0.50)正規雇用ダミー（結婚時、男性） 0.81 (0.39) 0.62 (0.49) 0.79 (0.41) 0.88 (0.33) 0.69 (0.46) 0.86 (0.35)正規雇用ダミー（結婚時、女性） 0.48 (0.50) 0.53 (0.50) 0.49 (0.50) 0.63 (0.48) 0.68 (0.47) 0.63 (0.48)収入（結婚時、250万円未満） 0.22 (0.41) 0.41 (0.49) 0.24 (0.43) 0.22 (0.41) 0.36 (0.48) 0.23 (0.42)収入（結婚時、250万円未満） 0.29 (0.45) 0.21 (0.41) 0.28 (0.45) 0.51 (0.50) 0.37 (0.48) 0.50 (0.50)収入（結婚時、年収） 374.5 (227) 279.9 (184) 365.3 (225) 372.7 (220) 304.1 (223) 365.2 (222)収入（結婚時、年収） 276.1 (181) 344.7 (177) 282.6 (181) 243.7 (143) 301.1 (171) 250.0 (147)bridging_付合い 7.48 (2.29) 6.99 (2.42) 7.43 (2.31) 7.11 (2.10) 7.22 (2.13) 7.12 (2.10)bridging_活動 5.48 (2.33) 5.22 (2.23) 5.46 (2.32) 4.24 (2.01) 4.31 (1.91) 4.24 (2.00)bonding_付合い 5.17 (2.37) 4.92 (2.26) 5.15 (2.36) 4.54 (1.97) 4.33 (1.82) 4.52 (1.95)bonding_活動 4.01 (2.57) 3.61 (2.27) 3.97 (2.54) 3.02 (1.73) 2.89 (1.54) 3.00 (1.71)信頼度_自分自身 3.14 (0.82) 3.01 (0.91) 3.12 (0.83) 3.04 (0.82) 3.06 (0.81) 3.04 (0.82)信頼度_家族 3.33 (0.79) 3.33 (0.82) 3.33 (0.80) 3.44 (0.79) 3.35 (0.84) 3.43 (0.79)信頼度_友人 3.15 (0.74) 3.11 (0.78) 3.14 (0.74) 3.22 (0.76) 3.16 (0.77) 3.21 (0.76)信頼度_友人以外の近所の人 2.33 (0.86) 2.25 (0.86) 2.32 (0.86) 2.15 (0.83) 2.06 (0.83) 2.14 (0.83)信頼度_職場の同僚 2.71 (0.84) 2.57 (0.84) 2.69 (0.84) 2.68 (0.87) 2.67 (0.88) 2.68 (0.87)信頼度_社会（民間） 2.29 (0.68) 2.19 (0.67) 2.28 (0.68) 2.26 (0.62) 2.24 (0.61) 2.26 (0.62)信頼度_社会（公共） 2.35 (0.69) 2.30 (0.70) 2.35 (0.69) 2.32 (0.63) 2.30 (0.61) 2.32 (0.63)生活スキル 4.25 (1.29) 4.18 (1.37) 4.24 (1.30) 4.56 (1.21) 4.50 (1.19) 4.55 (1.21)

男性収入≧ 男性収入< 男性全体

男性女性

男性収入≧ 男性収入< 女性全体

50053790 412 4202 4463 542


93

表 6個人の社会関係性得点等が交際から結婚への移行に与える影響

[男性]

※男女とも相手の年収について「不明」と回答した人を除外している。 ***:p<0.01 **:p<0.05 *:p<0.1


年齢ダミー（20代後半） -0.37 (0.09) *** -0.66 (0.30) **

都市部ダミー -0.11 (0.09) -0.47 (0.30)

定着意向ダミー -0.49 (0.09) *** -0.34 (0.29)

交際期間 0.07 (0.01) *** 0.08 (0.04) **

親同居ダミー（結婚時、自分） 0.78 (0.11) *** 0.92 (0.34) ***

親ゆとりダミー（自分） 0.19 (0.10) * 0.06 (0.35)

長男ダミー 0.05 (0.10) -0.24 (0.31)

長女ダミー -0.38 (0.09) *** 0.26 (0.32)

大学以上ダミー（男性） 0.18 (0.11) * 0.07 (0.33)

短期大学・高等専門学校ダミー（女性） 0.52 (0.13) *** 0.42 (0.44)

大学以上ダミー（女性） 0.12 (0.12) -0.03 (0.39)

正規雇用ダミー（結婚時、男性） 0.97 (0.15) *** 0.75 (0.41) *

正規雇用ダミー（結婚時、女性） -0.02 (0.11) 0.49 (0.42)

所得250万円未満ダミー（結婚時、男性） -0.67 (0.14) *** -0.03 (0.41)

所得250万円未満ダミー（結婚時、女性） 0.28 (0.12) ** -0.30 (0.40)

ｂridging_付合い -0.03 (0.02) -0.02 (0.07)

ｂridging_活動 -0.07 (0.03) ** -0.22 (0.11) **

ｂonding_付合い 0.08 (0.03) ** 0.04 (0.11)

ｂonding_活動 -0.05 (0.03) -0.02 (0.11)

信頼度_自分自身 0.02 (0.06) 0.28 (0.18)

信頼度_家族 0.22 (0.07) *** -0.19 (0.23)

信頼度_友人 0.12 (0.08) -0.14 (0.24)

信頼度_友人以外の近所の人 -0.17 (0.06) *** -0.04 (0.22)

信頼度_職場の同僚 0.23 (0.07) *** 0.59 (0.23) ***

信頼度_社会（民間） 0.01 (0.13) -0.63 (0.46)

信頼度_社会（公共） -0.10 (0.11) 0.65 (0.40)

生活スキル 0.02 (0.01) ** 0.04 (0.02) *

定数 -2.35 (0.35) *** -2.06 (1.13) *

Number of obs

LR chi2

Prob > chi2

Pseudo R2

男性収入≧女性収入男性収入＜女性収入

2,640

402.99

0

0.1104

276

56.2

0

0.1485


94

[女性]

表 6 によれば、女性の所得が男性を上回るカップル（所得女性上位カップル）では、

男性の所得が女性を上回るカップル（所得男性上位カップル）の場合に比較し、結婚へ

の移行に有意な影響をもつ変数が少ない。推計結果を見てみると、まず本人が男性の場

合の所得男性上位カップルでは年齢（20 代後半ダミー）がマイナス、定着意向ダミー

がマイナス、交際期間がプラス、結婚時の親同居ダミーがプラス、親ゆとりダミーがプ

ラス、長女ダミーがマイナス、男性の大学卒業以上ダミーがプラス、女性の短期大学・

専門学校ダミーがプラス、男性の正規雇用ダミーがプラス、男性の収入 250万円未満が

マイナス、女性の所得 250 万円未満がプラス、bonding _付合いがプラス、bridging_


年齢ダミー（20代後半） -0.37 (0.07) *** -0.27 (0.20)

都市部ダミー 0.11 (0.07) * 0.09 (0.19)

定着意向ダミー -0.34 (0.07) *** 0.00 (0.20)

交際期間 0.05 (0.01) *** 0.06 (0.03) **

親同居ダミー（結婚時、自分） 0.76 (0.08) *** 1.32 (0.24) ***

親ゆとりダミー（自分） 0.04 (0.08) 0.06 (0.22)

長男ダミー -0.18 (0.07) ** -0.30 (0.22)

長女ダミー -0.01 (0.07) 0.17 (0.22)

大学以上ダミー（男性） 0.04 (0.08) 0.38 (0.21) *

短期大学・高等専門学校ダミー（女性） 0.21 (0.10) ** 0.41 (0.29)

大学以上ダミー（女性） 0.16 (0.09) * -0.18 (0.27)

正規雇用ダミー（結婚時、男性） 0.55 (0.11) *** -0.02 (0.26)

正規雇用ダミー（結婚時、女性） 0.14 (0.08) * 0.28 (0.26)

所得250万円未満ダミー（結婚時、男性） -0.43 (0.09) *** 0.38 (0.25)

所得250万円未満ダミー（結婚時、女性） 0.20 (0.09) ** -0.61 (0.27) **

ｂridging_付合い -0.03 (0.02) 0.09 (0.05) *

ｂridging_活動 -0.09 (0.02) *** -0.06 (0.06)

ｂonding_付合い 0.09 (0.02) *** 0.08 (0.08)

ｂonding_活動 -0.10 (0.03) *** -0.21 (0.09) **

信頼度_自分自身 0.08 (0.04) * 0.06 (0.13)

信頼度_家族 0.06 (0.05) -0.17 (0.13)

信頼度_友人 0.06 (0.05) -0.43 (0.15) ***

信頼度_友人以外の近所の人 -0.08 (0.05) * 0.33 (0.14) **

信頼度_職場の同僚 0.15 (0.05) *** 0.19 (0.14)

信頼度_社会（民間） 0.01 (0.10) -0.17 (0.27)

信頼度_社会（公共） 0.05 (0.09) 0.19 (0.26)

生活スキル 0.00 (0.01) 0.04 (0.02) **

定数 -0.83 (0.27) *** -1.02 (0.84)

Number of obs

LR chi2

Prob > chi2

Pseudo R2

0 0

0.0733 0.1314

男性収入≧女性収入男性収入＜女性収入

4,463 542

428.07 98.18


95

活動がマイナス、家族や職場の同僚への信頼がプラス、友人以外の近所の人への信頼が

マイナス、生活スキルがプラスとなっている。

所得女性上位カップルはサンプルの数が少ないことへの留意が必要だが、このケース

においても共通するのは年齢ダミー（20 第後半）のマイナス、交際期間のプラス、結

婚時の親同居ダミーのプラス、男性正規雇用ダミーのプラス、bridging_活動のマイナ

ス、職場の同僚への信頼のプラス、そして生活スキルのプラスである。定着意向や親の

ゆとり、相手が長女であることや男女双方の学歴・収入といった社会経済的変数の影響

は所得女性上位カップルでは有意ではなくなる。

続いて、本人が女性の場合の所得男性上位カップルの推計結果を見てみると、所得男

性上位カップルでは年齢（20 代後半ダミー）がマイナス、都市部ダミーがプラス、定

着意向ダミーがマイナス、交際期間がプラス、結婚時の親同居ダミーがプラス、相手が

長男ダミーがマイナス、女性本人の短期大学・専門学校ダミー及び大学以上ダミーがプ

ラス、相手の男性及び自分が正規雇用であることがプラス、相手の男性の所得が 250万

円未満であることがマイナス、bridging 型（活動）がマイナス、bonding_付合いがプ

ラス、bridging_活動がマイナス、自分自身と職場の同僚への信頼がプラス、友人以外

の近所の人への信頼がマイナスである。

このうち女性所得上位カップルでは有意でなくなるものが年齢ダミーのマイナス、都

市部ダミーや定着意向ダミー、相手が長男であることのダミーや本人の学歴に関するダ

ミーである。

一方で符号が異なるのは女性本人の所得が 250万円未満であることがマイナスに（女

性本人の所得が 250万円以上だと結婚しやすい）、bridging_付合いのマイナスがプラス

に、そして新たに有意となるのが相手の男性が大学以上であること、bridging_付合い

友人への信頼度、生活スキルである。

全体として所得女性上位カップルでは、長男・長女であることや、本人や相手の学歴、

雇用形態、所得など伝統的な項目の結婚への意向の影響が弱まる傾向が見られる。逆に

特に女性においては自身の所得の高さや bridging_付合い、生活スキルを有しているこ

となど、他のパターンとは異なる変数の影響が見られ、新たな結婚の形態（岩澤[2013]）

ということができそうである。

個人の社会関係性の影響に関して述べれば、表 2の全体を対象とした分析では近しい

人との親密な人間関係を示す bonding 型の個人の社会関係性が結婚への移行に正の影

響がみられたが、女性の方が男性よりも収入が高いカップルでは、社会的距離がある所

ともつながるネットワークである bridging 型の個人の社会関係性、特に女性のこのタ

イプの個人の社会関係性に正の影響がみられた。若い世代の結婚への移行をためらわせ

る要因の１つに男性の収入が女性の収入よりも低いというカップルの組合せがあるこ

とが示されたが、より広い社会的な範囲と繋がることを可能とするネットワークを持ち、

生活スキルが高いなどの個人の社会関係性をもつことは、そのような状況の中でも結婚

への移行の可能性を高める可能性がみられた点は注目されてよいと考える。


96

５結論

本稿では個人の社会関係性の計測と、それが結婚への移行の意思決定にどのような影

響を与えうるかについて検討をした。その結果得られた知見は以下の点である。

まず、内閣府[2016]に倣い計測した個人の社会関係性は女性よりも男性に多く存在す

ること、bridging 型（活動）の個人の社会関係性は所得との比例関係が見られたが、

それ以外の個人の社会関係性には所得との明確な関連は認められなかったこと、また個

人の社会関係性は都市部に多く存在すること、親と別居する生活（離家）により増える

可能性のあること、また地域移動をすると失われる可能性のあることが分かった。親の

生活のゆとりの関連も見られるが、世代を超えて受け継がれる部分よりも、親と離れて

暮らすことや転居など生活環境により増加したり、場合によっては失われる可能性のあ

ることなどが分かった。個人の中に蓄積されるが直接計測することが難しい社会関係性

と同様の特徴をもつ人的資本とは異なる特徴をもつことが分かり興味深い。

また個人の社会関係性は、直接的に結婚への移行確率を高める可能性があることに加

え、特に男性においては、具体的に結婚や結婚による家族形成をイメージする結婚動機

を形成することにより間接的に結婚への移行を後押しする可能性も見られた。第 1 章

（高見）において結婚への移行には男性の意思決定が重要であることが述べられている

が、そこでも指摘されているとおり、社会経済的要因以外に男性の結婚動機を高めるの

は親戚・親類付き合いを含む bonding_付合い型の個人の社会関係性である。結婚に関

する意識には男女間に違いが見られ、例えば「交際相手を逃したくない」という動機は

女性の場合はどちらかといえば自己的な理由を示す変数との対応関係が高いが、男性で

は他利的な理由を示す変数との対応関係も高いなどの違いもあったが、仕事や年齢など

結婚のタイミングを示す因子が含まれるなどの共通点もあった。ただし仕事と生活の両

立が現状ではより困難と考える女性において、仕事のタイミングは結婚に移行する重要

なきっかけとなっている可能性が見られた。

なお、異なる社会資本には異なる効果がみられることも示された。現在のところ結婚

全体に占める比率の低い、女性の方が男性よりも、例えば収入が高い組合せのカップル

では、そうでない結婚の場合とは異なり bridging 型の個人の社会関係性が有効である

可能性が見られた。

個人の社会関係性は親の経済力や、本稿では明示的には取り上げなかったが学歴など

との関連は一部の範囲にとどまっており、一定のリターンを期待する人々によって投資

され個人の中に蓄積されるという意味では同様の人的資本とは異なる性質を持ってい

る。多くは親元からの離家や日常生活をどのように送るかなどといった生き方の選択、

周りからの働き掛けなどにより蓄積されたり失われたりする。このことは経済的要因の

影響を強く受けている若い世代の結婚を含む将来の見通しに多少なりとも明るい要因

をもたらしてはくれないだろうか。もちろん、若い世代の雇用の安定を含む経済環境の

整備が最重要であることは言うまでもないが、自身の生き方の選択や、友人・知人、そ

して地域を含む人間関係のなかで蓄積されると考えられる個人の社会関係性がもつ可


97

能性について、結婚に関する政策を進めるにあたっても考慮されてもよいのではないか。

若年層の結婚の確率を高めるにはまずは安定した雇用の提供が重要であることは言

うまでもがないが、一方で、一見遠回りのようにもみえるが、bridging 型（付合い）

の社会関係性や生活スキルの蓄積を進める可能性のある離家に対して、移動（転居）を

希望しているが親の経済的なゆとりの有無の影響で離家の機会を逸しているような場

合にそれを後押しするような支援や、一度移動しやがてまた地域に戻った場合の地域の

付合いや、「婚活」だけを目的とするのではない様々な価値観を結び付ける活動の機会

を増やしていくことなどもまた重要ではないかと考える。

参考文献：

岩澤美帆[2013] 「失われた結婚，増大する結婚：初婚タイプ別初婚表を用いた 1970

年代以降の未婚化と初婚構造の分析」『人口問題研究』69-2（2013.6）pp.1～34

独立行政情人国際協力機構 JICA 研究所[2001]『ソーシャル・キャピタルと国際協

力－持続する成果を目指して－(総論編)』「ソーシャル・キャピタルの形成と評価」

研究会報告書

独立行政法人労働政策研究・研修機構[2016]『UIJ ターンの促進・支援と地方の

活性化―若年期の地域移動に関する調査結果―』調査シリーズ No.152

田中慶子[2016]「若年未婚女性の仕事・結婚・出産の希望パターン」『季刊家計経

済研究所』第 108号(2015.10)

永島圭一郎[2015]「交際と結婚への移行における社会経済的地位の効果分析」『日

本教育社会学会大会』早稲田大学（2015年 9月 19日）

永瀬伸子 [2002]「若年層の雇用の非正規化と結婚行動」人口問題研究

58-2(2002.6)pp.22-35

酒井正・樋口美雄[2005] 「フリーターのその後；就業・所得・結婚・出産」日本

労働研究雑誌 N0.535, pp 29-41

佐々木昇一[2012]「結婚市場における格差問題に関する実証分析－男性の非正規就

業が交際行動や独身継続に与える影響」日本労働研究雑誌 No.620 pp93-106

高村[2015]「未婚者の結婚・出生意欲を規定する諸要因について」『少子化と未婚

女性の生活環境に関する分析～出生動向基本調査と「未婚男女の結婚と仕事に関する意

識調査」の個票を用いて～』ESRI Discussion Paper No.323

内閣府[2016]「ソーシャル・キャピタルの豊かさを生かした地域活性化滋賀大学

内閣府経済社会総合研究所協同研究地域活動のメカニズムと活性化に関する研究会

報告書」研究会報告書等 No.74

Coleman, James S . [1988] "Social Capital in the Creation of Human Capital ."

American Journalof Sociology :9.

Lin, Nan[2001]” Building a Network Theory of Social Capital” CONNECTIONS


98

22(1) :28-51

Putnam, Robert D., Frederick, Carl B. and Snellman, Kaisa [2012] ”Grouwing

Class Gaps in Social Connectedness among American Yourth”Harvard Kennedy School

of Government , The Saguaro Seminar: Civic Engagement in America, Augst 8, 2012


99

第2部第3章 個人の社会関係性が交際から結婚への …第2部第3章...

Documents

第2部第3章個人の社会関係性が交際から結婚への …第2部第3章...