summary of undergraduate thesis

現代日本における結婚の変容 ―配偶者選択の個人化に着目して―

12月2日　Part 1 打越文弥

（東京大学文学部）

1

全体の流れ

2

問題設定

先行研究とリサーチクエスチョン

データと方法

分析結果

議論

問題関心

ランダムに生じない人々の結合はどのよ

うなメカニズムから生じているのか？

人々の結合によって社会はどのように　

維持・変動するか？

3

研究の目的

共同体の中に埋め込まれた制度である　

結婚の形態が個人化していく過程の記述

↓

家族社会学の「選択する家族」の議論の

批判的検討

4

全体の流れ

5

問題設定


データと方法

分析結果

議論

配偶者選択の分析枠組み

6 Kalijn (1998), Schwarz (2013)などを参考に作成


7 Kalijn (1998), Schwarz (2013)などを参考に作成

個人化の中の家族と結婚

日本の家族における個人化

地域やイエのような共同体から解放され，

近代家族のような新しい集団を形成し，

結果としてその近代家族すらも解体する

8

結婚と個人化　

9 国立社会保障・人口問題研究所「出生動向基本調査（旧：出産力調査）」第7回から第14回調査より作成

見合いと恋愛は対立しない?

「見合い結婚と恋愛結婚の違いは，対比

的には，その家庭に第三者が介在する

か否かである」（渡辺・近藤1990）

果たしてこの二項対立は妥当か？

10


大正時代：個人の意思を尊重しながら適切な

配偶者に導く（阪井 2013）

戦後：親の意向を考慮しつつ配偶者と交際

（Edwards 1990）

11


"Unions that began through a miai

introduction but later blossomed into passionate love did not seem to the

couples to be accurately described as miai marriages" (ibid. 57)

12


13

これまでの先行研究は機会構造と第三者の影響を混同していた？

リサーチ・デザイン

14

機会構造と第三者の影響力の区別

日本の配偶者選択における第三者の　

影響力の変化の記述

第三者の影響力の規定要因の解明

全体の流れ

15

問題設定


データと方法

分析結果

議論

使用するデータ

16

EASS 2006 Family Module

対象: 日本に住む20-89歳の男女

（分析では20-24歳を除外）

層化二段抽出法

面接法と留置きによる郵送調査サンプルサイズ: 2,130 (59.8%)

17

記述統計

　 N 平均標準偏差最小値最大値

現在の結婚年齢 1688 26.07 4.71 16 60

年齢 2130 52.73 16.71 20 89

親の権威 2116 3.69 1.15 0 6

配偶者年収（女性のみ） 587 5.82 1.178 0 7.74

　本人最終学歴配偶者最終学歴父親最終学歴

義務教（中学校） 402 18.87 272 18.07 796 49.84

高等学校 1049 49.25 761 50.56 480 30.06

短大・高専 249 11.69 165 10.96 22 1.38

大学・大学院 419 19.67 307 20.4 299 18.72

合計 2130 　 1505 　 1597 　

18

記述統計

性別 (％) 出会いの機会 (％) 結婚パターン (％)

男性 964 45.26 お見合い 443 20.8 低学歴同類婚 190 12.63

女性 1166 54.74 紹介 448 21.03 中学歴同類婚 543 36.1

合計 2130 自分で 789 37.04 高学歴同類婚 316 21.01

親の影響 (％) 無回答 29 1.36

上昇婚 232 15.43

無し 1,060 65.31

非該当 421 19.77 下降婚 223 14.83

有り 563 34.69

合計 2130 　合計 1,504 　

従属変数

親の影響力：「あなたが配偶者の方との結婚

を決めた時、あなたの親の意見はどの程度　

影響しましたか。」　(4件法を0/1に)

英語：“To what extent do you think your own parent(s) influenced your decision of

the current marriage partner?”

19

全体の流れ

20

問題設定


データと方法

分析結果

議論

21

57.4%

36.1%

27.6%

14.2% 15.7% 16.2%

28.6%

60.3%

54.0% 52.4%

34.8%

25.2%

21.0% 27.3%

1920-29 1930-39 1940-49 1950-59 1960-69 1970-79 1980-

男性

女性

親の影響のトレンド（男女・コーホート別）

親の影響力と自律性

Rosenfeld, Micheal. (2009) The Age of Independence.

教育程度が高くなると本人の自律性を

促進させ，他人に対してもその人の選択

を尊重するような価値観を醸成しやすい。

22

親の影響力と自律性

Rosenfeld, Micheal. (2009) The Age of Independence.

アメリカでは，青年期と成人期の間に　　

位置する独立したライフステージの段階

に自律性が増すと考えられている。

23

結婚年齢と影響の予測確率

32

0"

0.1"

0.2"

0.3"

0.4"

0.5"

0.6"

0.7"

0.8"

20" 21" 22" 23" 24" 25" 26" 27" 28" 29"

20�� 30�� 40��

50�� 60�� 70��

0"

0.1"

0.2"

0.3"

0.4"

0.5"

0.6"

0.7"

20" 21" 22" 23" 24" 25" 26" 27" 28" 29"

20�� 30�� 40��

50�� 60�� 70��

男性女性

多変量解析表1.− 5.

34

　モデル 1 モデル 2 モデル 3 モデル 4 モデル 5 モデル 6

本人学歴 −（短大・専門・大学卒）

−（短大・専門・大学卒）

配偶者学歴

父親学歴

コーホート＋（基準以

前）＋（基準以




前）

ジェンダー＋ (女性) ＋ (女性) ＋ (女性)

結婚年齢 − − −

機会構造 −（紹介・自

分） −（紹介・自

分）

親の権威＋＋

女性×結婚年齢＋

表1 親からの影響力に関するロジット回帰（全体）の要約

35

表2　親からの影響力に関するロジット回帰（男性）の要約

　

モデル 1 モデル 2 モデル 3 モデル 4 モデル 5 モデル 6 モデル7

(見合い）モデル8 （紹介）

モデル9 （自分で）

本人学歴

−（短大・専門・大学卒） −（中学卒）

−（中学卒）

配偶者学歴

＋(短大・専門

・大学卒)

＋(短大・専門

・大学卒)

＋(短大・専門

・大学卒)

＋(短大・専門

・大学卒)

父親学歴

＋（中学卒）

＋（中学卒）

コーホート

＋（基準以前）



結婚年齢 − − − − −

機会構造

−（紹介・自分）

−（紹介・自分） −（紹介・自分）

親の権威＋＋＋

36

表4 親からの影響に関するロジット回帰（女性）の要約

　モデル 1 モデル 2 モデル 3 モデル 4

本人学歴＋（短大・専門・大学卒）

＋（短大・専門・大学卒）

配偶者学歴

父親学歴

コーホート＋（基準以前）＋（基準以前）

結婚年齢

機会構造 −（紹介・自分）

親の権威

ここまでの分析結果

結婚年齢を統制すると男性でみられた　　　　　

学歴の効果は有意とならない

男性（特に短大・専門・大卒以上）に関して　　　

配偶者学歴と親の影響力が関係

結婚年齢の効果には（どの社会でも）男女差がある

37

本当に個人化しているのか？

親は何を目的に，どのように介入するか？

39



↓

結婚を通じた地位達成

40



↓

結婚の介入の方法に関する二つの仮説

41



↓ 仮説1：親が子どもの結婚そのものに反対する

仮説2 ：親が子どもの結婚相手に対して介入する

42


仮説2: 結婚を通じた地位達成

親側の2つの戦略

①  子どもに比べて上位の社会的地位の結婚相手

を見つけることで上昇婚をする．

②  子どもより下の地位の結婚相手との下方婚を

回避する．

43

親の影響と結婚のパターン

44

男性** 女性*

影響無し影響有り合計影響無し影響有り合計

低学歴同類婚 70.33 29.67 91 43.42 56.58 76

中学歴同類婚 69.3 30.7 228 61.94 38.06 289

高学歴同類婚 78.01 21.99 141 66.07 33.93 168

上昇婚 75.95 24.05 79 62.09 37.91 153

下降婚 81.3 18.7 123 57.83 42.17 83

74.32 25.68 662 60.6 39.4 769

多変量解析表6.− 7.

多変量解析の結果

男性：親の結婚への影響力は地位の　　

下降回避と結びつく

女性：親の影響力は配偶者学歴とは関連

しないが、収入の低い男性との結婚には

負に働く→結婚自体への反対？

46

全体の流れ

47

問題設定


データと方法

分析結果

議論

結論

•  親の顕在的な影響力→減少

•  親の潜在的な影響力→まだ残る男性にとって結婚は地位維持としての機能を持つ？女性において、親の影響は経済的見込みの無い男性との結婚の反対として機能する？ →家族社会学の「選択する家族」への理論的批判 →と結婚を通じた家族戦略（田渕: 2012）の可能性

48

Acknowledgement

East Asian Social Survey (EASS) is a collaborative work of Chinese General Social Survey (CGSS), Japanese General

Social Survey (JGSS), Korean General Social Survey (KGSS) and Taiwan Social Change Survey (TSCS) which was launched in 2006. Surveys in the CAFS project have incorporated EASS

2006 family module with slight modifications according to local contexts.

49

文献

阪井裕一郎，2013，『家族主義と個人主義の歴史社会学』，慶応義塾大学大学院社会学研究科博士論文．

田渕六郎，2012，「少子高齢化の中の家族と世代間関係—家族戦略論の視点から—」，『家族社会学研究』24(1), 37-49.

渡辺秀樹・近藤博之，1990，「結婚と階層結合」，岡本英雄・直井道子編著，『現代日本の階層構造4 女性と社会階層』，東京大学出版会，119-146．

Edwards, W. 1990. Modern Japan through its weddings: Gender, person, and society in ritual portrayal. Stanford University Press.

Kalmijn, M. 1998. “Intermarriage and Homogamy: Causes, Patterns, Trends.” Annual Review of Sociology 395-421.

Rosenfeld, M. 2009. The Age of Independence. HUP.

Schwartz, C. R. 2013. “Trends and Variation in Assortative Mating: Causes and Consequences.” Annual Review of Sociology 39(1):451-70.

50




51

52

戦後日本における世代間学歴

同類婚の趨勢の検討

本報告の要旨

•  戦後日本において学歴による同類婚が世代間で連鎖

していたかについて考察

•  1935年から64年に生まれた男女を対象にログリニアモ

デルによる分析を行った結果，（1）世代間の学歴同類

婚の仮説は男性においてのみ支持された．(2)出生コー

ホートを考慮したモデルは適合的ではなく、学歴間の結

合は時系列的に見て安定的であることが分かった．

53

全体の流れ

問題設定


方法・データ

分析結果

結論・今後の課題

54

問題設定

先ほどの分析から得られる示唆 →高学歴の男性において、親が結婚に

対して介入することで、学歴の低い配

偶者との結婚を回避？

両親の学歴結合と子どもの学歴結合の

パターンの関連を見る必要 55

全体の流れ

問題設定


方法・データ

分析結果


56

先行研究

同類婚の国際比較からは明確なトレンドは見られない

アメリカ・韓国：学歴ホモガミーの上昇を示唆 (Hou & Myles 2008; Rosenfeld 2008; Schwartz & Mare

2005; Park & Smits 2005)．

東アジア地域に位置する国は他国と比べてホモガミーが

強く (Raymo & Xie 2000)，日本はその中では中程度の

ホモガミーである(Smits & Park 2009)．

57

日本における学歴同類婚

出身階級よりも高・低学歴者同士というパターンが

コーホートを通じて優勢（白波瀬 1999）

学歴によるホモガミーの傾向は高学歴層で上昇す

る一方，低学歴層で低下（白波瀬 2005）

かつては同類婚の急激な低下が指摘されたが　　

（志田ら 2000）、最新の知見では学歴同類婚は　　

緩やかな減少トレンド(三輪 2007）

58

今まで見過ごされてきた視点

これまでの先行研究は一世代に限定した趨勢

しかし、学歴の再生産や社会移動の開放性の

議論を踏まえれば、学歴に基づく配偶者選択

のパターンも世代間で連鎖している可能性

同じ問題関心の研究としてMare (2008)がある

が、日本のデータを用いて検討した研究はない。

59

リサーチクエスチョン

1.  結婚による学歴の結婚パターンは世代間

で連鎖するか

2.  世代間の学歴同類婚には男女差があるか

3.  世代間の学歴同類婚には出生コーホート

間の差があるか

60

全体の流れ

問題設定


方法・データ

分析結果


61

方法：ログリニアモデル

多重クロス表における離散変数間の関係のパターンを見る方法

三重クロスを用いた例

62

配偶者学歴

　　　低学歴中学歴高学歴合計

35-44年生まれ

本人学歴

低学歴 1281 96 5 1382

コーホート中学歴 115 180 5 300

高学歴 39 121 28 188

45-54年生まれ低学歴 1228 182 6 1416

コーホート中学歴 116 326 4 446

高学歴 29 169 63 261

55-64年生まれ低学歴 680 132 6 818

コーホート中学歴 127 383 12 522

　高学歴 23 186 85 294

3638 1775 214 5627


多重クロス表における離散変数間の関係のパターンを見る方法

三重クロスを用いた例

63 学歴同士が関係しているかも

配偶者学歴


35-44年生まれ

本人学歴

低学歴 1281 96 5 1382

コーホート中学歴 115 180 5 300

高学歴 39 121 28 188

45-54年生まれ低学歴 1228 182 6 1416

コーホート中学歴 116 326 4 446

高学歴 29 169 63 261

55-64年生まれ低学歴 680 132 6 818

コーホート中学歴 127 383 12 522

　高学歴 23 186 85 294

3638 1775 214 5627

分布はコーホート間で異なるかも


3変数の連関のパターン 1.  3変数独立モデル　[本人学歴] [配偶者学歴] [コーホート]

2.  1変数独立モデル　[本人学歴・配偶者学歴] [コーホート]

3.  条件付き独立モデル　[本人学歴・コーホート] [配偶者学歴・コーホート]

4.  均一連関モデル　[本人学歴・配偶者学歴] [本人学歴・コーホート] [配偶者

学歴・コーホート]

5.  飽和モデル　[本人学歴・配偶者学歴・コーホート]

64


•  変数間の関係を仮定した上でχ2乗検定のように期待度数を算出し、ある自由度のもとでの独立性の検定を行い、モデルが棄却されるかを見る。

•  連関を仮定するパラメータを増やすと自由度が少なくなるため、parsimonious（節約的）かつ複雑なモデルを作る。

65

方法：デザイン行列

結婚パターンには同じ学歴同士の結合が顕著

対角セルのみをパラメータとすれば、個々の学歴同士の関連を単に仮定するよりも自由度が減らない節約的なモデルを作れる

66

配偶者学歴


35-44年生まれ

本人学歴

低学歴 1281 96 5 1382

コーホート中学歴 115 180 5 300

高学歴 39 121 28 188

45-54年生まれ低学歴 1228 182 6 1416

コーホート中学歴 116 326 4 446

高学歴 29 169 63 261

55-64年生まれ低学歴 680 132 6 818

コーホート中学歴 127 383 12 522

　高学歴 23 186 85 294

3638 1775 214 5627

方法：デザイン行列

•  対角セルの学歴同士の結合のみをパラメータとする行列

67

•  対角セルの学歴同士の結合のみをパラメータとするが、その効果は各学歴間で異なるとする行列

　低学歴中学歴高学歴

低学歴 1 0 0

中学歴 0 1 0

高学歴 0 0 1

低学歴 1 0 0

中学歴 0 1 0

高学歴 0 0 1

低学歴 1 0 0

中学歴 0 1 0

高学歴 0 0 1

　低学歴中学歴高学歴

低学歴 1 0 0

中学歴 0 2 0

高学歴 0 0 3

低学歴 1 0 0

中学歴 0 2 0

高学歴 0 0 3

低学歴 1 0 0

中学歴 0 2 0

高学歴 0 0 3

ログリニアモデルは仮説に従った柔軟なモデリングが可能

使用するデータ

社会階層と社会移動全国調査（SSM調

査）の1995年及び2005年データを使用

対象：1995年と2005年の両方で重なる

1935年から1964年の間に生まれた　　

男女 4854人

68

使用変数

使用変数：本人学歴、配偶者学歴、本人父

親学歴、本人母親学歴、本人出生コーホー

ト（35-44, 45-54, 55-64年の3分類）学歴分類は,「中学卒業」を旧制尋常小学校，旧制高等小学校，新制中学校,「高校卒業」を旧制中学校・高等女学校，旧制実業学校，旧制師範学校，新制

高校，「短大・高専卒業」を旧制高校・旧制専門学校・高等師範学校，新制短

大・高専，「大学卒業」を旧制大学・旧制大学院，新制大学，新制大学院とした

上で、中学卒業を「低学歴」、高校卒業を「中学歴」、短大・高専及び大学卒業

を「高学歴」とした。

69

記述統計（パーセント）

70

性別本人コーホート

男性 46.64 35-44年コーホート 33.75

女性 53.36 45-54年コーホート 38.15

55-64年コーホート 28.1

本人学歴　　父親学歴

低学歴 17.92 低学歴 64.38

中学歴 55.87 中学歴 22.08

高学歴 26.21 高学歴 13.54

配偶者学歴母親学歴

低学歴 19.39 低学歴 64.46

中学歴 53.19 中学歴 31.71

高学歴 27.42 高学歴 3.83

　　　

N 4854

分析手順

本人・配偶者間及び本人父親・母親の結婚パ

ターンをコーホート別に見た3重クロス、本人・

配偶者・本人の父親・母親の学歴をコーホー

ト別に見た5重クロス表を作成（結果は省略）

ログリニアモデルによる分析を行い、最も分

布に適合的なモデルを求める 71

分析手順

5重クロスはセルの数が多くなり（35=243）、

空白セルが生じてモデルの推定に支障が出

るため、これらには便宜的に 0.5 を代入。

同類婚は低・中・高学歴それぞれに異なるパ

ラメータを与えた（デザイン行列）。

72

全体の流れ

問題設定


方法・データ

分析結果


73

分析結果（男性）

74

モデル　自由度 L2値 P値 AIC

二世代

1 独立モデル r + s + f + m + c + r.c + s.c + f.c + m.c 216 2448.500 0.000 13.007

2 学歴世代連鎖モデル 1 + r.f.c + r.m.c 192 1779.872 0.000 10.452

3 子世代同類婚モデル 2 + pc1 + pc2 + pc3 189 1028.370 0.000 7.385

4 親世代同類婚モデル 2 + pp1 + pp2 + pp3 189 946.372 0.000 7.047

5 二世代同類婚モデル 3 + pp1 + pp2 + pp3 186 194.870 0.313 3.979

6 二世代同類婚連鎖モデル 5 + (pc1 + pc2 + pc3)(pp1 + pp2 + pp3) 177 168.436 0.665 3.945

7 コーホート別二世代同類婚連鎖モデル

6 + (pc1.c + pc2.c + pc3.c)(pp1.c + pp2.c + pp3.c) 147 144.047 0.553 4.091

r：本人 s: 配偶者 f:父親 m: 母親 c:コーホート pc:子世代同類婚パラメータ pp: 親世代同類婚パラメータ

分析結果（男性）

75


二世代

1 独立モデル r + s + f + m + c + r.c + s.c + f.c + m.c 216 2448.500 0.000 13.007

2 学歴世代連鎖モデル 1 + r.f.c + r.m.c 192 1779.872 0.000 10.452

3 子世代同類婚モデル 2 + pc1 + pc2 + pc3 189 1028.370 0.000 7.385

4 親世代同類婚モデル 2 + pp1 + pp2 + pp3 189 946.372 0.000 7.047


6 二世代同類婚連鎖モデル 5 + (pc1 + pc2 + pc3)(pp1 + pp2 + pp3) 177 168.436 0.665 3.945



r：本人 s: 配偶者 f:父親 m: 母親 c:コーホート pc:子世代同類婚パラメータ pp: 親世代同類婚パラメータ

分析結果（女性）

76


二世代

1 独立モデル r + s + f + m + c + r.c + s.c + f.c + m.c 216

2736.591 0.000

14.313

2 学歴世代連鎖モデル 1 + r.f.c + r.m.c 192 1990.70

7 0.000 14.42

8

3 子世代同類婚モデル 2 + pc1 + pc2 + pc3 189 1176.00

3 0.000 8.113

4 親世代同類婚モデル 2 + pp1 + pp2 + pp3 189 1067.06

5 0.000 7.665


6 二世代同類婚連鎖モデル

5 + (pc1 + pc2 + pc3)(pp1 + pp2 + pp3) 177 223.480 0.010 4.292



モデル間比較

男性 • 3 vs 5 : 自由度3 L2値　833.5, 0.1%水準で有意

• 5 vs 6 : 自由度9 L2値 28.881, 1%水準で有意

• 6 vs 7 : 自由度30 L2値 24.389, 棄却できず

77

採択されるモデル

男性二世代同類婚連鎖モデル Fijklm = ττi

RτjSτk

FτlMτm

CτikRFτil

RMτimRCτkm

FCτlmMCτikm

RFCτilmRMCτij

(1) τkl

(2) τijkl(1)(2)

R: 本人 S: 配偶者 F: 父親 M: 母親 C: コーホート

(1) 本人と配偶者の対角セルに学歴ごとに異なるパラメータを与えるデザイン行列

(2) 父親と母親の対角セルに学歴ごとに異なるパラメータを与えるデザイン行列

78

同類婚のパラメーター（1%水準で有意なものに限る）

79

　　男性

子世代パラメーター　

低学歴同類婚 2.437259

中学歴同類婚 -0.6698229

高学歴同類婚 2.424324

低学歴上昇婚

中学歴上昇婚

親世代パラメーター　

低学歴同類婚 3.064585

中学歴同類婚 -

高学歴同類婚 1.694713

全体の流れ

問題設定


方法・データ

分析結果


80

分析から分かったこと

二世代にわたり学歴同類婚が連鎖する

という仮説は男性において支持されたが

女性については支持されなかった。

出生コーホートを考慮したモデルは適合

的ではなく、学歴間の結合は時系列的

に見て安定的であることが分かった。 81

限界と今後の課題

•  本来は配偶者の親の学歴も分析されるべきだが、今回は

データの都合から断念．

•  サンプルはケース数を増すために35年から64年に限定し

たが、高等教育の拡大などの文脈を踏まえて、どの範囲の

コーホートをどのように区切ることが必要かを考慮する必要．

•  今回は短大・高専を高学歴に含めたが、女性における短大

学歴をどのように扱えばいいのか再考する必要．

82

今回の分析に際して参照した文献

三輪哲、2007、「日本における学歴同類婚趨勢の再検討」、東京大学社会科学研究所、『家族形成に関する実証研究』81-94.

太郎丸博,2005,『人文・社会科学のためのカテゴリカル・データ解析入門』ナカニシヤ出版

保田時男. 2006. 「社会的カテゴリー間の結びつきのパターンを明らかにする：ログリニアモデル」，与謝野ら編集、数理社会学会監修『社会の見方、測り方　計量社会学への招待』，勁草書房，268-276.

白波瀬佐和子、1999「階級・階層、結婚とジェンダー　結婚に至る階層結合パターン」『理論と方法』(25): 5–18.

Mare, Robert D. (2008). “Educational Assortative Mating in Two Generations.” Working Paper (August).

Powers, D. A., & Xie, Y. (2008). Statistical methods for categorical data analysis. Emerald Group Publishing.

Treiman, D. J. (2014). Quantitative data analysis: Doing social research to test ideas. John Wiley & Sons.

83

引用文献

84

志田基与師・盛山和夫・渡辺秀樹，2000，「結婚市場の変容」盛山和夫編，『日本の階層システム4 ジェンダー・市場・家族』東京大学出版会，159-176．

白波瀬佐和子，2005，『少子高齢化のみえない格差』，東京大学出版会

Hou, F., and J. Myles. 2008. “The Changing Role of Education in the Marriage Market: Assortative Marriage in Canada and the United States Since the 1970s.” CANADIAN JOURNAL OF SOCIOLOGY-CAHIERS CANADIENS DE SOCIOLOGIE 33(2):337–366.

Raymo, J. M., and Y. Xie. 2000. “Temporal and Regional Variation in the Strength of Educational Homogamy.” American sociological review 773–81.

Rosenfeld, Michael J. 2007. The Age of Independence: Interracial Unions, Same-Sex Unions, and the Changing American Family. Harvard University Press.

Schwartz, C. R. 2013. “Trends and Variation in Assortative Mating: Causes and Consequences.” Annual Review of Sociology 39(1):451–70.

Smits, J., and H. Park. 2009. “Five Decades of Educational Assortative Mating in 10 East Asian Societies.” Social Forces 88(1):227–55.

Park, H., and J. Smits. 2005. “Educational Assortative Mating in South Korea: Trends 1930-1998.” Research in Social Stratification and Mobility 23:103-27.

謝辞

〔二次分析〕に当たり、東京大学社会科学研究所附属社会調査・

データアーカイブ研究センターSSJデータアーカイブから〔「2005年

SSM日本調査，2005」（2005SSM研究会データ管理委員会）〕の

個票データの提供を受けました。

〔二次分析〕に当たり、東京大学社会科学研究所附属社会調査・

データアーカイブ研究センターSSJデータアーカイブから〔「1995年

SSM調査，1995」（2005SSM研究会データ管理委員会）〕の個票

データの提供を受けました。

85




86

ここまでの結論



87

本研究の貢献

•  配偶者選択の分析枠組みの定式化（選好、機会

構造、第三者の影響力）

•  これに基づいて、第三者（親）の影響力の趨勢と

その規定要因を解明

•  選好と機会構造の相互作用の過程を解明（省略）

•  その上で、なお残る直系家族制の影響を指摘

88

結婚における自律性と親からの影響

•  見合い／恋愛といった機会構造と混同され

ていた親の影響を区別

•  既存の二項対立では見逃されたタイプ（自分

で配偶者を見つけたが，親が結婚に意見す

るetc）の存在を記述

•  地位維持のための親の介入の仮説を提示

89




90




91

家族集団の合理性？

•  家族を集団として自明視することへの疑問

（久保田 2009）

•  集団としての利益を実現するために戦略的

に行動する家族という理論視角（田渕 2012）

•  分析が示唆するのは集団としての家族の　

合理的な判断 92

93

結婚を支えていた集団的なシステムが

衰退すると、配偶者選択はますます　　

個人の選択に委ねられるのか？

↓

本研究は否定的な立場

直系家族の潜在的影響力

親の結婚への影響力が配偶者学歴と関連

世代間で高学歴・低学歴の同類婚が連鎖

コーホートに関わらず、長男であれば親と同

居する確率が高い（省略）

94

研究の理論的意義

二つの個人主義（Individualism）批判

方法論的個人主義

理念的個人主義

95





96

方法論的個人主義批判

社会階層論の地位達成過程研究本人の地位達成と出身となる階層が父親の

職業的階層などによって定義

本研究では、配偶者の選択という視点を

加え、結婚パターンの連鎖を解明

97





98

理念的個人主義批判

ベックの個人化論の諸類型（伊藤 2010）

1)  一般社会学概念

2)  時代診断

3)  規範的要請

99

標準家族への収斂

戦後家族の三つの基礎（目黒 1999） (1) 核家族化

(2) 子ども数の減少

(3) 性役割分業体制

当時の家族社会学：集団論的・機能主

義的なパラダイム、戦前のイエとの対比 100

多様化する家族と近代家族論

共働き世帯の増加といった家族形態の多様

化と「家族の危機」（1970年代以降）

↓

近代家族論からの戦後日本の家族社会学

の認識批判（落合 1989など）

101

家族の多様化論

意識・形態の両面で変化する家族「個人化する家族」（目黒）

「任意制家族」（野々山）

共通性：家族をどの規範に従うかではなく，

どの家族を「選択」するかという見方

102

自由と包摂アプローチ

家族の変化を「危機」や「逸脱」として捉

えるのではなく，「多様化」と「選択」に言

い換えることで、非典型的な家族を包摂

する方法（久保田 2009）

103

家族社会学の政策志向性

「対等なジェンダー関係は，個人レベルのそれを支える社会制度が整備されて初めて社会システムとなる…近代福祉国家の成立が夫婦とその子供で成り立つ家族を親族組織から独立させる仕組みであったとすれば，個人化する家族をシステムとして成立させるためには，家族単位ではなく個人を

単位とするサポート・システムが必須となる. 」

（目黒依子 1999: 15）

104



1)  一般社会学概念

2)  時代診断

3)  規範的要請

105



3) 規範的要請

自己内省的な日常行為モデルが「要請」

されることを述べた政治的主張

106

個人化論同士の共鳴

規範的要請に該当する部分

家族の多様化論では，社会システムの

単位だった標準的な核家族がその成立

基盤を失う中で、社会的単位を個人へと

変更していく必要があるという点

107

「家族は個人によって選択される」のか？

本研究の知見 • 戦後直後に比べて，結婚に対して親が介入する

余地は小さくなっている．

• しかし，配偶者選択に対する親の潜在的な　　

影響力は見逃せない．

• 個人が自らの意志で家族を選択するといっても，

親子関係の中に強く規定される．

108

インプリケーション

個人化と並行する世帯間格差の拡大（橘木・迫田 2013）

↓

家族の適応戦略の社会分化

理念的な意味で個人の選択性を重視するだけでは

なく，異なる社会的特徴を持つ個人や家族がどのよ

うな戦略的な選択をしているかを明らかにする必要

109

参考文献

•  伊藤美登里，2008，「Ｕ. ベックの個人化論ー再帰的近代における個人と社会ー」，『社会学評論』，59(2)，316-330．

•  落合恵美子, 1989, 『近代家族とフェミニズム』, 勁草書房.

•  久保田裕之, 2009, 「『家族の多様化論』再考—家族概念の分節化を通じて—」『家族社会学研究』 21(1), 78-90.

•  橘木俊詔・迫田さやか，2013，『夫婦格差社会—二極化する結婚のかたち—』，中公新書．

•  田渕六郎，2012，「少子高齢化の中の家族と世代間関係—家族戦略論の視点から—」，『家族社会学研究』24(1), 37-49.

•  目黒依子, 1999, 「総論　日本の家族の「近代性」」目黒依子・渡辺秀樹編著, 『講座社会学　家族』東京大学出版会 1-19．

110