# \author{A Context to Inhibit Superior Legitimization of the Concerned Party in \\ an NIMBY Problem: Presentation of Future Generations in "Who \& Why Game" \\ Focusing on a High-Level Radioactive Waste Storage Facility
}

\author{
野波寬**, 大友章司 ${ }^{* * *}$, 坂本剛****, 田代豊*****, 青木俊明****** \\ Hiroshi NONAMI, Shoji OHTOMO, Go SAKAMOTO, \\ Yutaka TASHIRO and Toshiaki AOKI
}

\begin{abstract}
Legitimacy is defined as the approvability of an individual's or others' rights in the context of public decision-making. First, we discuss the theoretical background for people's tendency to approve the concerned parties' superior legitimacy (superior legitimization of the concerned party) in a "not in my backyard" (NIMBY) problem. This can be an irrational judgement because the enhancement of the public good that NIMBY facilities can achieve may be undermined by the rejection of the concerned party (e.g., local residents). Public decision making about NIMBY facilities may involve multi-polarization, in which there are two or more concerned parties who hold conflicting interests. Such a context will inhibit the superiority of legitimacy of a certain concerned party and increase the legitimacy of a government agency to balance the interests of the parties. In an experiment, participants played a simulation game (Who \& Why Game) in which they were assigned to one of the four roles around the placement of a high-level radioactive waste storage facility: a local resident, an expert commission member, a national majority, or a government agency. They were then asked to discuss the problem. In a condition demonstrating the interests of future generations conflicting with those of local residents, superior legitimization of the concerned party (local residents) appeared to be inhibited, whereas legitimization of them was observed in a condition without the demonstration of future generations' interests.
\end{abstract}

Key Words: legitimacy, NIMBY, superior legitimization of the concerned party, high-level radioactive waste storage facility

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# 1. 本研究の目的

## 1.1 NIMBY 施設をめぐる当事者の優位的正当化

原発や廃棄物処理場などの公共施設は，近隣へ の負担が大きいこれらの施設の立地を誰もが拒否 することで社会全体への公益が供給されない結果 に陥る NIMBY (Not in my backyard)の構造と，公益を獲得する不特定多数者（受益圈）と私的な負担が大きい少数者（受苦圈）との間での社会的コ ンフリクトの構造を内包する。本研究では, NIMBY施設を建設するか否かの是非によって他者より相対的に負担が集中する特定の人々を，当事者と定義する。先に述べた受苦圈の人々は, こ の定義に沿って当事者のひとつと位置づけられ る。

NIMBY 施設の是非は利害や価値観が異なる多様な人々（アクター）に影響を及ぼす公的決定で あり，その円滑な決定には「誰が決定を行うべき か」という決定権の承認に関する合意が求められ る。野波(2017a)は，公的決定場面での自他の決定権に対する承認可能性を正当性(legitimacy) と 定義した。NIMBY 問題で受益圈に入るアクター の合理的な選択は, 公益獲得のため自らの決定権 を強調することである。しかし彼らは多くの場合，受苦圈つまり当事者となるアクターの正当性 を，自身より上位と判断する（大友・田代・野波 $\cdot$ 坂本, 2016; 野波, 2017a; 野波 $\cdot$ 大友 ・坂本田代，2019）。当事者の正当性が優位に評価され るこの現象を，本研究では当事者の優位的正当化 (superior legitimization of the concerned parties) と呼称する。

NIMBY 問題において当事者の優位的正当化が 発生する背景として, 格差原理 (Rawls, 1999)の影響が挙げられる。合意形成が困難な NIMBY 施設 として，高レベル放射性廃棄物（以下 HLW）の 最終処分場である地層処分場を例に考えてみる (Easterling，2001)。2020年現在, わが国で地層処分場の立地候補地は未決定だが，候補地になり得 る地域は全国にあり，わが国の誰しもが，地元住民つまり当事者になり得る注1。さらに，HLWは 特定の場所での集中管理が望ましいとの回答も多数である（日本学術会議社会学委員会討論型世論調査分科会, 2016)。この状態では, 誰が当事者 になるかが誰にも予測できない無知のヴェール (Rawls, 1999) が成立する。無知のヴェールで覆わ れた人々は，最も不利な人々に有利な条件を与え る格差原理（マクシミン原理）を選好する (Rawls,
1999)。地層処分場であれば，自己を含む誰が地元住民になってもその立地に関する決定権を持つ ことを承認する当事者の優位的正当化は，格差原理にもとづく判断と言える。

しかし当事者の優位的正当化はNIMBY 施設に 対する当事者からの拒否の連鎖を招き, 人々が共貧状態に陥るリスクを高める。これは，贝人のジ レンマにおけるプレイヤー2名がいずれもマクシ ミン原理を選好した結果，共貧状態に陥る過程と 一致する。このように見れば，NIMBY問題にお ける当事者の優位的正当化が，合理的な戦略と言 えないことは明らかである。NIMBY 問題の解決方略には様々な指針があるが, 当事者の優位的正当化を抑制することは, 重要な選択肢になり得 る。

## 1.2 当事者の多極化

本研究では，ある地域に地層処分場を建設する 是非に関わるアクターとして，地元住民・専門家・不特定多数者・政府という 4 種を取り上げる。 これらのアクターの中で，冒頭で述べた当事者の 定義が適用され得るアクターは地元住民である。 それ以外の不特定多数者や政府は, 地層処分場が 立地できなければ, 全国の原発敷地内で一時保管 され続ける HLWの管理コストやリスクの負担を 迫られる。ただしこのコストやリスクはすべての 人々が被るものであり，特定のアクターのみに偏在するものではない。したがってこれらのアク ターは当事者とは位置づけられない注2。

このように，地層処分場をめぐっては，当事者 として地元住民のみが含まれる構造が想定される。 これは, 当事者が 1 種のみの単極構造である。こ の場合, 誰が当事者（地元住民）になるかが予測 できない無知のヴェールが成立することで, 単極 の当事者である地元住民の正当性のみを高く評価 する当事者の優位的正当化が生じやすいだう。

しかし, 地層処分場をめぐって想定される当事者は地元住民だけではない。地層処分場の問題 は, 現世代が原発の恩恵を得る一方, HLWの処理に伴うコストやリスクが特に将来世代に集中す るという，世代間不公平を内包する(Taebi, 2017)。 ここには，地層処分場が建設されれば地元住民に 負担が集中する一方，建設されない場合には将来世代に負担が集中するという，2種の当事者間で のゼロサム的な利害対立構造が成立する。すなわ ち，地層処分場の立地をめぐるアクターに将来世
代を加えた場合，利害が対立する 2 種の当事者そ れぞれの正当性が焦点化する。本研究ではこの状況を，NIMBY 施設をめぐる当事者の多極化構造 (multi-polarization of concerned parties) と呼称する。

地層処分場の是非をめぐって将来世代の利害が 呈示された事態で地元住民のみを優位的に正当化 すれば，地層処分場の立地可能性が低減し，将来世代が不利になる。将来世代は，地元住民と同様，誰もがそこに配置され得るアクターである。人々にとって自身や内集団メンバーが地元住民と 将来世代いずれにもなり得ると判断できるとき， いずれか一方の正当性を優位化して他方の正当性 を抑制することは，自らを不利にすると推測され るだ万う。このとき，人々がマクシミン原理に よって自他の正当性を判断するのであれば，その 際の重点は特定の当事者のみを優位化することで はなく, 当事者間の利害の均衡に置かれるはずで ある。地元住民と将来世代の利害を均衡させるた めに人々が取り得る現実的な選択肢は，利害均衡 の方策を実施し得るアクターとして政府を決定者 とすることである。すなわち，複数の当事者間で 利害が対立する当事者の多極化構造の下では，地元住民のような特定の当事者に対する優位的正当化が抑制され，代わって政府・行政の正当性に対 する評価が高まると考えられる注3。

地層処分場の立地をめぐり，当事者として地元住民のみが呈示された場合には，地元住民の正当性が他のアクターよりも高く評価されるだろう。 しかし, 将来世代が呈示された場合には当事者の 多極化構造が成立し，地元住民の正当性は抑制さ れ，政府の正当性に対する評価が高まると仮定で きる。本研究ではこの仮説の検証を通じ，NIMBY 問題に扔ける当事者の優位的正当化が，当事者を 多極化することで抑制される可能性を探る。

## 1.3 正当性の承認-受容モデル

人々の正当性判断は，自他がどれほど信頼でき るかの評価である信頼性や，自他の権利が法規的 ないし政治的，社会的な規範や制度に依拠してい るかの評価である法規性によって規定される（野波，2017a)。大友ら(2016) および野波ら (2019)は Feather (2008) や Feather, Mckee, and Bekker (2011) をもとに，各アクターの正当性がそのアクターの 決定に対する人々の受容意図を規定するという承認一受容モデルを検討した(Figure 1)。

このモデルでは，信頼性ないし法規性を高く評

Figure 1 Approval-acceptance model accounting interpretation of legitimacy of each actor stimulates approval intention toward his/her decision (Ohtomo et al., 2016; Nonami et al., 2019)

価されたアクターは正当性も高いと判断され，当該アクターの決定に対する受容意図が促進される と予測する。一方，信頼性と法规性が低く評価さ れたアクターに対してはネガティヴな情動反応が 喚起され，正当性に負の影響が及ぶ。本研究で は，当事者の多極化構造がこのモデルに及ぼす影響についても，あわせて検討する。

先述の仮説の検証および承認-受容モデルの検討のため, 本研究では参加型シミュレーション. ゲーミングの一種である「誰がなぜゲーム（Who \& Why Game, 以下 WWG)」(野波, 2017b; 野波ら, 2019）を実施する。WWGは参加者に公的決定と それに関わる複数のアクターを呈示し，彼らを各 アクターに割り当てた上で，当該の公的決定を行 う自他の権利に関する討議を行うものである。本研究と同様に地層処分場の立地をめぐる討議場面 を設定した野波ら(2019)は，各アクターに対する 承認-受容モデルには討議前後で顕著な差異がな いことを確認した。本研究ではこれを受け，多様 なアクター間での討議が承認-受容モデルに及ぼ す効果について，再度の検証を試みる。

## 2. 方法

## 2.1 WWG/地層処分場版の概要

以下，野波ら (2019)をとに，本研究で実施す るWWG／地層処分場版の設定と手順を述べる。参加者は 8 12名で1グループとなり（ゲーム は複数グループで同時進行)，「政府からA 町に，地層処分場の立地調査が打診された」というシナ リオを配布された。このシナリオ上では，以下の アクター4種がそれぞれ意見を表明していた住4。 ・地元住民：A町の地層処分場に反対を表明
$\cdot$識者/専門家：安全性判断の立場から賛成表明
- 国民多数者：公益重視の視点から賛成表明

・政府機関：建設推進の立場から賛成表明

以後, 次の4つのステージが進行する。

ステージ1：参加者は各自，A町における地層処分の決定権を持つべきと考える順に，アクター 4 種を1〜4位で順位化し，順位の根拠も記述。

ステージ2：シナリオ上の教示によって参加者を アクター4種いずれかへ割り当て，それぞれの立場にもとづく視点から，自身を含むアクター 4 種 の順位化とその根拠の記載を求める。

ステージ3：同一のアクターに入った $2 \sim 3$ 名の参加者同士で約 10 分間の討議を行い, アクター 4 種 の順位とその根拠について，アクター内で合意を 作る（異なるアクターとはコンタクトしない）。 ステージ 4 ：異なるアクター間で約 25 分の討議を 行い, 参加者全員（グループ内 $8 \sim 12$ 名）が合意 できる順位を決定する。

## 2.2 実験計画と操作

地層処分場の立地をめぐる当事者の多極化構造 が人々の正当性判断に及ぼす影響を検討するた め, 当事者構造 ( 2 : 単極, 多極 $) \times$ アクター間討議 $(2$ : 討議の前後 $) \times$ 評価対象アクター $(4$ : 評価対象となる地元住民・識者・国民多数者・政府機関）の実験計画を組む。WWGの実施にあたり， この計画に沿って以下の操作を行った。

ゲーミングの実施前に，参加者に対して HLW と地層処分事業に関する説明を行った。主な説明内容は, HLWの概要と日本国内におけるその蓄積量, 一時保管の現状と, この問題の解決策とし ての地層処分の概要およびわが国での事業推進の 現状である。説明の際には，地層処分場のメリッ ト（HLWのリスク低減，保管コストの削減）と デメリット（HLWのリスク）の2点を強調した。

当事者が地元住民のみの単極化条件ではここで 説明を終了したが，地元住民に加えて将来世代を もうひとつの当事者と認知させる多極化条件で は, この後さらに, 地層処分場が建設できない場合は将来世代のリスクやコストが増大すること, HLWをめぐる将来世代の負担軽減は原発を利用 してきた現世代の責務であること，という2 点の 説明を加えた。またシナリオ上でも, 将来世代へ の配慮を求めるイラストと文面を，繰り返し呈示 した。これらの操作により, WWGの中で構造的 に設定されたアクター 4 種（町の住民・専門家$\cdot$国民多数者・政府機関）に加え, 将来世代の利害 についても考慮させることを試みた。

参加者 大学生男女 303 名が参加（平均年齢 $M=$ 19.0）。単極化条件は $\mathrm{n}=174$, 多極化条件は $\mathrm{n}=129$ で, 性別の偏りはなかった $\left(\chi_{(1)}^{2}=0.99\right.$, n.s. $) 。 ア$ クター 4 種には各々 $74 \sim 80$ 名を配置し, 性差はな かった $\left(\chi_{(3)}^{2}=1.11\right.$, n.s.)。

測定尺度 アクター間の討議が正当性判断に及ぼ す影響を検討するため，先述のステージ4(アク ター間討議後）の前後という 2 時点で，参加者に 質問紙への回答を求めた。測定変数は, Figure 1 の仮説モデル中に示したアクター 4 種それぞれの 正当性・信頼性・法規性 - 情動反応 - 決定受容に 対する評価であり，大友ら (2016) と野波ら (2019) をもとに，以下の項目を設定した（すべて，「まっ たくあてはまらない (1点) 」〜「非常にあてはま る (5 点)」の5 段階, すべて $\alpha \mathrm{s}>.73$ )。

正当性 アクター 4 種それぞれについて，「私は この場面で, 町の住民（ほか, 識者/専門家, 国民の多くの人々, 政府機関の関係者）が地層処分場の決定者になることを，承認しようと思う」お よび「地層処分場の是非を決める人々を地元住民 (ほかアクター 3 種) とすることに, 私は同意で きる」という計 8 項目。

信頼性「地層処分場の是非を決定する上で, 町 の住民（ほかアクター3種）は信頼できる」と 「地層処分場の是非を決める上で, 町の住民（ほ かアクター3種）は頼りになる」という計 8 項目。法規性「法律や条例の上で, 地層処分場の是非 を決定する権利を持つのは，町の住民（ほかアク ター3種）と定められているはずだ」と「町の住民（ほかアクター 3 種）が地層処分場の是非を決 める権利は, 法律や条例などで保障されているは ずた」の計 8 項目。

情動反応「町の住民（他3アクター）が, 地層処分場の是非の決定に関わることには, なんとな く不満を感じる」と,「地層処分場の是非を決め ることに町の住民（他3アクター）が関与してき たら，なんとなくいらだちを感じる」という計 8 項目。

受容意図「町の住民（ほかアクター 3 種）が地層処分場の是非を決定すれば，私はそれを受け入 れようと思う」および「地層処分場の是非を決め るのが町の住民（ほかアクター3種）であれば,私はそれに従う義務がある」という計 8 項目。

## 3. 結果

## 3.1 操作チェック

地層処分場におけるNIMBY の構造に対する参加者の理解を調べるため，ゲーミングの開始時に地層処分場の必要性を尋ねた「日本全体の将来を考 えると，地層処分場はやはり必要だと思う」への 回答 (5段階) に，当事者構造 (2)の 1 要因 ANOVA を加えた。その結果，当事者構造の主効果が検出 された $\left(F_{(1,301)}=49.10, \quad p<.001\right)$ 。多極化条件で は，単極化条件よりも地層処分場の必要性が有意 に高く評価された（多極化条件 $M=4.42$, 単極化条件 $M=3.83$ )。ただし単極化条件でも回答値は 5 段階の中央 (3.0)を上回っており，地層処分場が 必要であるとの評価は両条件で共通であった。ま た，近隣での立地に対する許容を尋ねた「自分の 住む近くに，地層処分場はないほうがいい」への 回答値では，当事者構造の主効果は有意ではな かった $\left(F_{(1,301)}=2.00\right.$, n.s. $)$ 。多極化と単極化いず れの条件でも回答值は 5 段階中の 4.0 を上回った （前者では $M=4.09$, 後者では $M=4.24$ )。すなわち 参加者は，地層処分場の必要性を肯定的に評価す る一方，自身の近隣での立地には，強い否定的評価を示した。参加者は，地層処分場が内包する NIMBY 構造を理解していたことが示された。

## 3.2 各アクターの順位の動向

Table 1 は，2つの当事者構造（単極化$\cdot$多極化） におけるステージ4(アクター間討議後) の前後 で，ゲーミング参加者が自己を含むアクター 4 種 それぞれの正当性を順位づけた結果である。

単極化条件では，アクター間討議の前後いずれ でも参加者のおよそ8割が地元住民を 1 位とした のに対し，多極化条件におけるこの割合は 5 割未満にとどまった。また政府機関の順位について,単極化条件では討議の前後を通じて参加者のおよ そ 4 割が最下位の 4 位としたが，多極化条件では 2 割未満となった。当事者の単極化・多極化に応 じて，地元住民と政府機関の正当性に対する評価 が変化したことが示唆された。

## 3.3 各変数に対する当事者構造と討議の影響

先述のように，ゲームのステージ4(アクター 間討議後）の前後で，自己を含むアクター 4 種 （地元住民，識者/専門家，国民多数者，政府機関関係者）の正当性 ・信頼性・法規性・情動反応受容意図に関する評価を測定した。これら 5 種の 変数について，すべての測定項目を独立させて一括投入した探索的因子分析（最尤法，プロマック ス回転）の結果は，信頼に関する項目のみ他から独立した 2 因子構造を示した（因子間相関 $r=0.59 ） 。$

Table 1 Ordering of 4 actors in each levels of single- and multi-polarization befor and after discusion on 4th stage (total 303 players)

Table 2 Goodness-of-fit Indices for Structural Models Representing Confirmatory Factor Analyses of legitimacy, trustworthiness, legality, emotional response, and acceptance of decisions

Note: Model in bold is the best fitting model according to the comparison of $\chi^{2}$-statstics, GFI, RMSEA.

他母集団同時分析による確証的因子分析の結果 は， Table 2 の通りである。上記 5 種の変数から構成される 5 因子モデルは $\chi^{2}$ 值が最も近い4因子モデ ルとの間で有意差があり $\left(\Delta \chi_{(4)}^{2}=368.09, \Delta p<.001\right)$,適合度も最も高かった。 5 因子モデルの構成概念 は「正当性」$\cdot$「信頼性」・「法規性」・「情動反応」$\cdot$「受容意図」であり，それぞれ対応する測定項目 を含んでいた。

各アクターの正当性，信頼性，法規性，情動反応，および受容意図に対する評価（すべて2 項目 の単純加算平均値）について，当事者構造 $(2) \times$ アクター間討議 (2)×評価対象アクター (4)の 3 要因ANOVAを行った。

Figure 2は，各アクターの正当性に対する評価で ある。当事者構造とアクター間討議の主効果（そ れぞれ, $F_{(1,301)}=8.54, \quad p<.01, \quad \eta^{2}=.03 ; \quad F_{(1,301)}=$ $27.80, p<.001, \eta^{2}=.09$ ), 評価対象アクターの主効果 $\left(F_{(3,903)}=42.91, p<.001, \eta^{2}=.13\right)$, 当事者構造 $\times$対象アクターの交互作用 $\left(F_{(3,903)}=13.04, p<.001\right.$, $\eta^{2}=.04$ ）が有意となった。また, 当事者構造×討議 $\times$ 対象アクターの交互作用に有意傾向が認めら れた $\left(F_{(3,903)}=2.58, p<.06, \eta^{2}=.01\right)$ 。

下位検定の結果，単極化条件と多極化条件のい ずれでも討議と対象アクターの単純主効果が有意 となった。対象アクターの単純主効果について,単極化条件ではアクター 4 種すべてに対する評価 の間で有意差が認められ（Holm法による多重比較, 以下すべて同様), 地元住民の正当性が他よ り高く評価された。これに対して多極化条件で は，地元住民と政府機関に対する評価の間で有意差が見られず，両者の正当性が同程度に評価され た。

討議の単純主効果については, 単極化条件では 政府機関を除くアクター 3 種, 多極化条件では国民多数者と政府機関において有意となった。いず れも討議後には正当性への評価が向上した。

Figure 2 Each actor's legitimacy in each levels of single- and multi-polarization befor and after discusion on 4th stage

さらに当事者構造の単純主効果は，地元住民と 識者／専門家，および政府機関において有意で あった。多極化条件では単極化条件に比較して，地元住民と識者/専門家の正当性が有意に低く，一方で政府機関の正当性に対する評価が有意に高 かった。

次にFigure 3 は，各アクターの信頼性である。ア クター間討議および評価対象アクターの主効果 (それぞれ $, F_{(1,301)}=4.58, p<.05, \eta^{2}=.02 ; F_{(3,903)}=$ $\left.183.38, p<.001, \eta^{2}=.38\right)$ ，ならびに討議×対象アク ターと当事者構造 $\times$ 対象アクターの交互作用が有意 となった（それぞれ， $F_{(3,903)}=11.24, p<.001, \eta^{2}=$ $\left..04 ; F_{(3,903)}=13.04, p<.001, \eta^{2}=.04\right)$ 。さらに, 当事者構造 $\times$ 討議×対象アクターの交互作用も有意で あった $\left(F_{(3,903)}=3.57, p<.05, \eta^{2}=.01\right)$ 。

下位検定の結果, 単極化・多極化条件のいずれ でも, 討議×対象アクターの単純交互作用が認め られた。単極化条件では地元住民への評価のみで 討議の単純主効果が有意たっったが, 多極化条件で は地元住民を除く3アクターにおいて, 討議の単純主効果が有意となった。単極化条件におけるア

Figure 3 Each actor's trustworthiness in each levels of single- and multi-polarization befor and after discusion on 4 th stage

クター間討議は地元住民のみの信頼性を向上さ せ，対照的に多極化条件での討議は，識者／専門家，国民多数者，および政府機関の信頼性を向上 させた。

さらに当事者構造の単純主効果については，地元住民と識者／専門家，および政府機関において 有意と認められた。単極化条件と多極化条件で共通して識者／専門家の信頼性が最も高いが，地元住民の信頼性は単極化条件よりも多極化条件で有意に低く，逆に政府機関の信頼性は，多極化条件 においてより高く評価された。

Figure 4は法規性の評価である。ここでは, アク ター間討議および評価対象アクターの主効果（そ れぞれ, $F_{(1,301)}=17.24, p<.001, \eta^{2}=.05 ; F_{(3,903)}=46.51$, $\left.p<.001, \eta^{2}=.13\right)$ ，ならびに当事者構造×対象アク ターの交互作用が有意となった $\left(F_{(3,903)}=16.51\right.$, $p<.001, \eta^{2}=.05$ )。

下位検定の結果，単極化条件と多極化条件のい ずれでも，討議と対象アクターの2つの単純主効果が有意と認められた。対象アクターの単純主効果について多重比較を行ったところ，まず単極化条件では，識者/専門家と政府機関の間を除くす べてのアクター間で有意差が認められ，地元住民 の法規性が最も高く評価された。一方で多極化条件では，地元住民と政府機関，および国民多数者 と政府機関の間で，有意差が見られなかった。

当事者構造の単純主効果に関しては，すべての アクターに対する評価で，有意となった。単極化条件に比較して多極化条件では，地元住民および 識者／専門家の法規性が有意に低く，一方で国民多数者と政府機関の法規性は有意に高かった。

Figure 4 Each actor's legality in each levels of singleand multi-polarization befor and after discusion on 4 th stage

Figure 5 Emotional responses to each actors in each levels of single- and multi-polarization befor and after discusion on 4th stage

Figure 5は，各アクターへの情動反応である。当事者構造と評価対象アクターの主効果（それぞれ， $F_{(1,301)}=18.19, p<.001, \eta^{2}=.06 ; F_{(3,903)}=58.78, p<$ $\left..001, \eta^{2}=.16\right)$, および当事者構造 $\times$ 対象アクター と討議メ対象アクターの交互作用（それぞれ， $F_{(3,903)}=7.25, p<.001, \eta^{2}=.02 ; F_{(3,903)}=3.50, p<.05$, $\eta^{2}=.01 ＼mathrm{~ か ゙ 有 意 と 認 め ら れ た 。 ま た ， 当 事 者 構 造 ~}$ X討議×対象アクターの交互作用に有意傾向が認 められた $\left(F_{(3.903)}=2.24, p<.09, \eta^{2}=.01\right)$ 。

単極化条件では対象アクターの単純主効果のみ 有意であり，多重比較の結果，すべてのアクター 間で有意差が見出された。単極化条件における否定的な情動反応は，地元住民に対して最も低く，国民多数者に対して最も高かった。一方で多極化条件では, 討議×対象アクターの単純交互作用が 有意となった。多重比較の結果，多極化条件では

Figure 6 Acceptance intentions to each actor's decisions legality in each levels of single-and multi-polarization befor and after discusion on 4th stage

討議後に識者／専門家と政府機関への情動反応 が，地元住民へのそれと同水準となった。

討議の単純主効果は識者／専門家においてのみ 有意と認められた。識者／専門家に対する否定的 な情動反応のみが討議後に高まる結果となった。

当事者構造の単純主効果は，国民多数者と政府機関への情動反応において，有意であった。国民多数者と政府機関に対する否定的な情動反応は,単極化条件よりも多極化条件で有意に低かった。

Figure 6は，各アクターの決定に対する受容意図である。アクター間討議および評価対象アク ターの主効果（それぞれ， $F_{(1,301)}=18.14, p<.001$, $\left.\eta^{2}=.06 ; F_{(3,903)}=40.25, p<.001, \eta^{2}=.12\right)$, ならびに 当事者構造対象アクターの交互作用が有意となっ た $\left(F_{(3,903)}=12.18, p<.001, \eta^{2}=.04\right)$ 。また, 当事者構造 $\times$ 討議 $\times$ 対象アクターの交互作用も有意で あった $\left(F_{(3,903)}=5.58, p<.05, \eta^{2}=.02\right) 。$

下位検定の結果, 単極化条件のみで討議×対象 アクターの単純交互作用が認められた。単極化条件では，他のアクターに対する受容意図に比較し て地元住民へのそれが有意に高かった。また討議 の単純主効果に関しては，地元住民と識者／専門家に対する受容意図が，討議後に有意に向上し た。これに対して多極化条件では，討議および対象アクターの単純主効果が有意と認められた。対象アクターの単純主効果に関する多重比較の結果 では，地元住民と政府機関に対する受容意図には 有意差がなく，また識者／専門家と国民多数者の 間でも有意差がなかった。また討議の単純主効果 については，国民多数者と政府機関に対する受容意図が討議後に向上した。 さらに, 当事者構造の単純主効果は, 地元住民 と政府機関，および国民多数者において有意と なった。単極化条件に比較して多極化条件では,地元住民に対する受容意図が有意に低く，代わっ て国民多数者および政府機関への受容意図が有意 に高かった。

各変数に対するANOVAの結果から, 以下の点 が示された。まず単極化条件では, 地元住民の正当性とその決定に対する受容意図が他のアクター よりも高く評価されるが, その一方で多極化条件 では, 政府機関の正当性とその決定に対する受容意図が高かった。つまり単極化条件では地元住民 の優位的正当化が顕著だが，多極化条件ではこの 傾向が抑制され, 代わって政府機関の正当性が高 く評価された。これらは討議前よりも討議後にお いて，より顕著であった。また信頼性と法規性に ついても，多極化条件では地元住民に対するこれ らの評価が低く, 政府機関への評価が高かった。 これらの傾向が討議後においてより顕著になるこ とも，正当性と同様であった。

## 3.4 当事者構造が承認一受容モデルに及ぼす影響

討議前後および当事者構造（単極化, 多極化） の各セルでアクター 4 種それぞれに対する潜在変数間の相関係数を算出した結果，ほぼすべての変数間に有意な相関 $(p<.05 \sim p<.001)$ が見られた。 これら潜在変数間の因果関係を, Figure 1 の承認一受容モデルに沿って構造方程式モデルで検討し た。分析に際しては，アクター間討議の前後それ ぞれにおいて，当事者構造の2 条件間（単極化,多極化）で多母集団同時分析を行う手法をとっ た。モデルの適合度検証には $\chi^{2}$ 変化量の有意性検定を採用し, 配置不変モデルから測定不変モデ ルに至るパスの等値制約解除の必要性を比較し た。

Table 3のように, 討議前の地元住民に対する承認-受容モデルには, 単極化と多極化条件の間で 有意水準 $(p<.05)$ に達した標準化推定値（z値）が なかった。結果として，すべてのパスに等値制約 を想定した測定不変モデルは，配置不変モデルと の間で適合度差 $\left(\Delta \chi^{2}\right)$ が有意ではなかったが, $\mathrm{AIC}$ の改善傾向をもとに，測定不変モデルを採用し た。以下，すべてのアクターに対する承認-受容 モデルに対して, 同様な手続きで分析を行った。

Table 3 Goodness of fit for approval-acceptance model in each levels of single- and multi-polarization before and after discussion by all 4 actors

Figure 7 およびFigure 8 は, Table 3で示した多母集団同時分析の結果から採用されたアクター 4 種それぞれに対する承認一受容モデルを，アクター 間討議の前後で示したものである。当事者構造の 2 条件におけるアクター 4 種, および討議前後の それぞれで検討したモデルすべてで，正当性から 受容意図への強い影響が一貫して検出された。ま た，正当性に対する法規性の影響が有意であるこ とも，討議後における単極化条件での政府機関に 対するモデルを除き，一貫していた。信頼性から 受容意図への直接的なパスは，討議前における多極化条件での識者／専門家に対するモデルなどを 除き有意ではないケースが多かった。また正当性 に対する情動反応のパスも，識者／専門家と国民多数者では討議後に単極化条件でのみ有意性が失 われたが，その他のアクターや当事者構造の条件 では，討議前から討議後にかけて変化は見られな
かった注5。

個別に見た場合，まず地元住民に対するモデル に関して，単極化条件では信頼性と法規性の両方 が正当性に有意な影響を及ぼす一方，多極化条件 では討議前で信頼性の影響が低かった（ $\beta_{\text {標笨解 }}=$ 0.10，n.s.)。情動反応は，討議前後いずれでも単極化条件のみで正当性に負の影響を及ぼした。識者／専門家に対するモデルでは, 単極化と多極化条件いずれでも法規性のみが正当性の規定因と なった。情動反応は, 多極化条件において討議前後いずれでも正当性への有意な規定因と認められ た。国民多数者に対するモデルでは，地元住民の モデルと同様，単極化条件で信頼性と法規性が正当性に影響を及ぼす一方，討議前の多極化条件で のみ，信頼性の影響が低かった $\left(\beta_{\text {標漸解 }}=0.14\right.$, n.s. $)$ 。同様に情動反応の影響も, 多極化条件のみで討議前後を通じて有意であった。政府機関に対するモ

Figure 7 Approval-acceptance models accounting interpretation of each actor stimulates approval intention toward his/ her decisions (before discussion on 4th stage, single-polarization/multi-polarization)

Figure 8 Approval-acceptance models accounting interpretation of each actor stimulates approval intention toward his/ her decisions (after discussion on 4th stage, single-polarization/multi-polarization)

デルでは，単極化条件で信頼性が正当性の規定因 となった（討議前 $\beta_{\text {標準解 }}=0.51$, 討議後 $\beta_{\text {標準解 }}=$ 0.87）。しかし多極化条件では信頼性ではなく法規性の影響が認められた（討議前 $\beta_{\text {標準解 }}=0.50$, 後者は $\left.\beta_{\text {標準解 }}=0.32\right)$ 。情動反応は, 討議前後いずれ でも多極化条件のみで正当性の規定因となった (討議前 $\beta_{\text {標準解 }}=-0.49$, 討議後 $\left.\beta_{\text {標準解 }}=-0.42\right)$ 。アク
ター4種に対するモデルの俯瞰からは，地元住民 と国民多数者では信頼性と法規性の両方が正当性 の規定因となるのに対し, 識者／専門家と政府機関では信頼性の影響が低いという差異が明らかに なった。討議の前後における変化は少なかった。 なお Figure 1 のモデルには, 正当性と受容意図 に対して特定の変数を介した間接効果が想定でき

る。Table 4 は，アクター間での討議前後および当事者構造（単極化，多極化）の各セルで，アクター 4 種の正当性と受容意図に対する間接効果を検討 するため，媒介分析を行った結果である（ブート ストラップ法, $95 \%$ 信頼区間, サンプル数 5,000）。地元住民のモデルにおいて，単極化条件 では信頼性が正当性を介して受容意図に正の間接効果を及ぼしたが，多極化条件ではこれが有意で はなく，法規性の間接効果が見られた。同様に政府機関のモデルでも，単極化条件では政府機関へ の信頼性が正当性を介して決定受容に間接効果を 及ぼしたが，多極化条件で正当性を介した間接効果が認められたのは，法規性と情動反応であっ た。識者／専門家のモデルでは，単極化・多極化条件いずれでも，信頼性・法規性・情動反応が正当性を介して決定受容に間接効果を及ぼした。同様な傾向は討議前の国民多数者のモデルでも認め られた。

## 4. 考察

本研究で実施したWWGでは，将来世代の利害 を教示しなかった単極化の条件において，地元住民の正当性と法規性に対する評価，ならびにその 決定に対する受容意図が，他のアクター 3 種より も高くなった。すなわち, 各アクターに割り当て られた参加者の間に，地元住民の権利を最重視す る当事者の優位的正当化が成立した。一方，将来世代の利害を教示した多極化条件では，地元住民 の正当性，信頼性，法規性への評価と，その決定 に対する受容意図が低かった。

以上の結果は, NIMBY 問題において当事者が 住民のみの単極だった場合には彼らに対する優位的正当化が発生するが，将来世代も併せて呈示す る多極化構造の下では地元住民の優位的正当化が 抑制されるという当初の仮説と一致する。また多極化条件では政府機関の正当性，信頼性，法規性，およびその決定に対する受容意図が高く，こ れも当初の仮説に一致する結果であった。多極化条件における地元住民への優位的正当化の低下， ならびに行政の正当性に対する評価の上昇は，討議前よりも討議後においてより顕著であり，この 点では討議の効果が示唆された。

世代間持続可能性ジレンマゲーム (intergenerational sustainability dilemma game; ISDG)を用いたKamijo, Komiya, Mifune, and Saijo (2017)の実験は，特定の プレイヤーに将来世代の役割を割り当てること
で，実際には不可能な将来世代と現世代の模擬的 なコミュニケーションを成立させた結果を検討し たものである。これによると，仮想将来世代が参加しない場合では7割のプレイヤーが自分たち現世代の利益を優先するが，仮想将来世代が参加し た場合には，現世代が犠牲を払って将来世代の利益を維持する選択が6割に達したという。

本研究で将来世代への注意を喚起する操作は,地層処分場が建設できない場合の将来世代のリス クやコスト，および原発を利用してきた現世代の 責務を教示することであった。Kamijo et al. (2017) のようにコミュニケーション可能な将来世代の設定はなかったが, 本研究のような世代間不公平に 関する教示のみでも，NIMBY 問題における人々 の判断が変化することを示す結果となった

構造方程式モデルにもとづく分析からは, 討議 を通じたモデルの変化は総じて少ないことが示唆 された。また，アクター 4 種それぞれの決定に対 する受容意図に，正当性が強い規定因となった。 これらは，野波ら(2019)に一致する結果である。

一方，当事者構造の条件間ならびにアクター間 での差異としては，地元住民と国民多数者の正当性を信頼性と法規性が規定するのに対し，識者／専門家と政府機関では信頼性の影響が低かった。特に政府機関のモデルにおいて，単極化条件では 正当性に対して信頼性が有意な規定因となる一方, 多極化条件で規定因となったのは法規性と情動反応であった。媒介分析でも，単極化条件では 政府機関への信頼性が正当性を介して決定受容に 間接効果を及ぼすのに対し，多極化条件で同様な 間接効果を及ぼすのは，法規性と情動反応であっ た。

当事者が多極化する状況下で政府機関の正当性 が高まる背景として，本研究ではRawls（1999）に もとづき，人々が当事者間の利害の均衡を重視す るためと考えた。自分自身や内集団メンバーが地元住民と将来世代のいずれかになり得ると判断で きるとき，一方の正当性を優位的に評価して他方 の正当性を抑制することは，自身にとって不利と なる。本研究の実験参加者であった大学生は, 実際に地元住民にも将来世代にもなり得る層である (注2参照)。この場合，人々は地元住民と将来世代の利害を均衡させる方策を望み，それを可能に するアクターとして，政府機関が決定者となるこ とを選好すると予測した。

この過程を通じて政府機関の正当性が高く評価
野波ら：NIMBY 問題で当事者に対する優位的正当化が抑制されるとき

されるのであれば，政府機関はすべての当事者に 不偏・公平であろうとの期待，すなわち信頼が，正当性の規定因になるはずである。NIMBY施設 の是非をはじめとする公共政策をめぐっては, 行政への信頼が市民・住民の受容意図に影響を及ぼ すとされる（Siegrist and Cvetkovich, 2000; 藤井, 2005；広瀬・大友，2015）。ただし，これらの研究 はいずれも，当事者が単独となる状況での政府・行政への評価に焦点をあてたものである。本研究 と同一のアクター4種によるWWGを用いた野波 ら(2019)でも，当事者が地元住民のみの状況下に おいて政府機関の正当性に信頼性からの強い影響 を見出している。これらの研究と異なり, 当事者 が多極化した状況下では，政府機関の政策がその 信頼性にもとづいて個々の当事者すべてに受容さ れることは困難であろう。政府機関が，利害の異 なる当事者のすべてから信頼を得ることは難しい からである。利害や価値観の異なる当事者同士が 特定の政策や政治目標を等しく受容する上では, その政策が社会の中で構造化された一定の規範や 価値に合致するがゆえに多くの人々が受容する （あるいは，せざるを得ない）であろうという，集合的受容の予測が重要になると考えられる。こ の予測は，政治システムなどの権威や規範に対す る人々の受容が，不特定多数がそれらを受容する だろうとの個人の予測によって促進されるとした Zelditch 5 (Walker, Thomas, and Zelditch, 1986; Zelditch, 2001; Johnson, 2004) や Dornbush and Scott (1975)の示唆から，理論的に裏づけられる。

本研究では正当性の規定因として，信頼性と法規性，ならびに情動反応を設定した。信頼性は個人の信念や価値観にもとづく主観的な準拠枠であ るため, 当事者間で多様化しやすい。これに対し て法規性は，法規的ないし政治的，社会的な規範 や制度に依拠した準拠枠なので，利害や価値観の 異なる当事者間でも共通の評価が成立しやすい。 このため，多極化した当事者間で特定の政策に対 する受容可能性が問われた際に，人々は政府・行政に信頼性よりも法規性を期待すると考えられ る。実際に多極化条件では, 単極化条件に比較し て政府機関へのネガティヴな情動反応が有意に低 く, 他方で正当性は高く, このため情動反応から 正当性への負のパスが認められる形となった。 NIMBY施設をめぐって当事者が多極化した状況下では政府・行政に対する人々の不満が抑制され るとともに，その決定権への期待が法規性に準拠
して高まるとの仮説が提起できる。複数の当事者 を含む多様なアクターの利害が対立する状況下 で, 政府・行政の信頼性と法規性が, 人々の正当性判断とそれを介しての政策受容に及ぼす効果に ついては，今後の詳細な検討が求められる。

本研究では, 将来世代を含む多様な当事者の呈示により, 人々が特定の当事者に対する優位的正当化を抑制すること，それとともに法規性にもと づき政府・行政の正当性に対する評価を高めるこ と, この2つの可能性が示された。この結果から は，地層処分場ををはじめとする様々なNIMBY 施設の是非が問われた場面で多様な当事者の利害 や価値観が対立したとき，いずれか特定の当事者 よりも政府・行政が決定を行うことへの承認傾向 が，人々の間で高まることが示唆される。このこ とは結果として，当事者の優位的正当化がもたら す拒否の連鎖から, 政府・行政による決定を受容 するルールの形成へと事態を推移させ, NIMBY 施設をめぐる合意形成を促す可能性が指摘できる。 すなわち本研究の結果は, NIMBY 問題の解決に 向けた具体的な方略の提起にもつながり得る。 ただしこれらの結果は, 模擬討議の場面を設定 したシミュレーション・ゲーミングから得られた ものである。ゲーミング参加者が大学生であり，将来世代への配慮を左右する要因と想定できる年齢層の差異が検証できない点など, 本研究の知見 には限界がある。結論の妥当性を高める上では,現実の社会的文脈におけるNIMBY 問題をとらえ た調査的研究や, より厳密な条件統制を加えた実験的手法による検証が，今後さらに必要である。

本研究の焦点は, NIMBY施設をめぐって無知 のヴェールが成立する状況，すなわち誰が当事者 になるかが不明の状況における当事者の優位的正当化であった。無知のヴェール下では人々がマク シミン原理を選好するため, 当事者の優位的正当化が生じると仮定された。たたし, NIMBY施設 が立地された後には受苦圈と受益圏が明確に分離 され，無知のヴェールは消滅する。この状況下で はマキシミン原理が作動しないため, 当事者の優位的正当化は発生しないはずである。しかし実際 には, 受苦圏と受益圏が分離された後でも, やは り当事者の優位的正当化が生じるとの報告がある （野波$\cdot$土屋・桜井，2014; 大友ら，2016）。 マキシミン原理が作動しない状況下でも当事者 の優位的正当化が生じる背景には, 不利な立場の 人々を救済すべき，あるいは少数の人々にのみ負
担を集中させて多数の人々が利益を得る不公平は 回避されるべき, といった道徳基盤(Graham, Haidt, and Nosek, 2009; Graham, Nosek, Haidt, Iyer, Koleva, and Ditto, 2011; Haidt, 2012)の影響を考えることが できる。NIMBY施設をめぐって当事者が単極の 状況では，当事者の救済や彼らと多数者との間で の不公平の回避に向けて道徳的な喚起がなされ，当事者の優位的正当化が発生するだ万う。しかし 当事者が多極化すると，特定の当事者のみを優位的に正当化すれば別の当事者との間での不公平が 生じる。これを回避するため, 政府・行政のよう な特定の決定者による決定を受容するルールが， すべての当事者を含む全員の間で成立するとの仮定が成り立つ。本研究では特に, 当事者の多極化構造を構成する 2 種の当事者として，地元住民に 加えて将来世代の呈示を行った。その際，HLW をめぐる将来世代の負担軽減は原発を利用した現世代の責務といった教示も加えている。これらの 操作が，現世代と将来世代との間の世代間不公平 の回避に向けた道徳的な喚起をもたらした可能性 は高い。NIMBY施設をめぐる正当性の判断にお いて，マキシミン原理と道徳的喚起の影響を分離検証することは，今後の重要課題である。

人々が自他の信頼性や法規性の評価にもとづき,理性的かつ統制的な意思決定過程を通じて正当性 を判断するとの仮定に立った本研究の結果に対 し, 非統制的で直観的な道徳判断 (Haidt, 2012)にも とづく正当性の判断過程も想定できるのである。当事者の優位的正当化が発生する過程とその抑制可能性について, 本研究の結果を示唆的な知見と しつつ，より多面的な検討を進める必要がある。

## 謝辞

本研究は, 原子力発電環境整備機構委託事業「2020 年度 ・ 2021 年度地層処分事業に係る社会的側面に関する研究支援事業 II」，ならびに名桜大学研究助成による成果の一部である。

## 参考文献

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## 注

注1資源エネルギー庁は，地層処分を行う場所と して考えるべき科学的特性とその全国的な分布 を示した科学的特性マップを，2017年に公開し た。https://www.numo.or.jp/kagakutekitokusei_map/ pdf/kagakutekitokuseimap.pdf注2 県市町村議会や知事・市町村長といった自治体の執行機関・議決機関など, 上記 4 種のほか に地層処分場の問題に関わるアクターは多数存在する。本研究でこれら多様なアクターを取り 上げなかった経緯については，野波ら(2019)の 注4を参照されたい。

注3 HLWの処分をめぐる現世代と将来世代との区別基準は，わが国で原発の恩恵（安価で安定し た電力の供給，それによる産業・経済の発展) を受けた世代と，それらの廃炉費用の負担割合 が大きい世代との区別より，以下のように設定 できる。わが国における原発の耐用年数は「改正原子炉等規制法」（2012年）にもとづいて 40 年（例外として最長 20 年の延長）と定められ， 2049年までにほとんどが運転を停止する見込み である。したがって, 2049 年以降で 65 歳未満 の人々 $(2020$ 年時点で 35 歳以下，およびその 後に生まれる人々）が，廃炉費用の負担割合が 大きい将来世代と位置づけられる。本研究で実験に参加した大学生は, 現時点で原発の恩恵を 受けてきたが，将来的に廃炉費用やHLWの処理費用を負担する将来世代にも入る層である。 この基準では，2049年以降に生まれる人々は，原発の直接的な恩恵をほとんど受けず廃炉費用 と HLW の処理費用のみを負担する世代となる。注4このシナリオでは，「A町に地層処分場を立地するか，もしくはやめるか，是非どちらとし ても，その是非の決定権を持つべきアクターは どれか」という問いかけがなされている。A町 での地層処分場の立地そのものは未決で，その 是非を決めるアクターの決定が問われた状況で あった。立地に反対する地元住民に決定権が承認されれば，A町での立地計画は撤回される可能性もある。すなわち, 地層処分場が実際に立地される地域とその地元住民は未定であり, 誰 もが当事者になり得る無知のヴェールが成立す る状況となっていた。

注5 モデル検証に際して討議前後での反復測定に もとづく対応データ分析を行った野波ら (2019) に対し, 本研究では当事者構造の 2 条件間にお けるモデル比較を優先するため，討議前後の データを独立させた。したがって，討議の効果 に関する言及は分析上の限界を踏まえた示唆的 なものであることを付記する。


# 【原著論文】
# 情報分野の先端科学技術に対するリスク認知
一知識要因に着目した検討一*
## Perceived Risk of Emerging Information Technologies: The Relationship between \\ Knowledge and Perceived Risk of AI, Machine Learning, Self-driving and VR

\author{
高木 彩**，武田美亜***，小森 めぐみ****，今野 将*****
}

Aya TAKAGI, Mia TAKEDA, Megumi KOMORI and Susumu KONNO

\begin{abstract}
Emerging information technologies are rapidly growing and expected to change the social systems drastically. This study investigated the relationships between knowledge and risk perceptions regarding new technologies such as AI, machine learning, self-driving, and VR. We conducted an online survey and measured the risk perception and basic scientific knowledge and domain specific knowledge (subjective and objective knowledge regarding emerging information technologies). The results of hierarchical regression analyses showed that the interactive effect of subjective and objective domain specific knowledge was significant. Participants who rated higher in both of subjective and objective knowledge perceived lower risk than other participants. Basic scientific knowledge was correlated with objective knowledge but not significant predictor of risk perception. The explanatory power of the knowledge factors was lower than institutional trust.
\end{abstract}

Key Words: risk perception, domain specific knowledge, basic scientific knowledge, emerging technology

## 1. 問題

## 1.1 リスクの認知とコミュニケーションにおけ る知識要因の影響

リスクの認知やコミュニケーションに関わる心理学的要因の 1 つとして, 知識の要因を挙げるこ とができる（木下，2016）。リスク・コミュニ ケーションにおいて，受け手側がリスクに対して 有する知識の影響については, これまで多くの研究関心を集めてきており，その一例には欠陥モデ ル(deficit model)等の議論を挙げることができる だう。知識量がリスクへの不安感やリスク認知，受容態度に及ぼす影響についても検討はされ てはいるもののそれらの研究知見は様々であり,一貫したパターンは見出されていない状況にある (e.g., Evans and Durant, 1995)。その背景には, 知識の測定方法（自己評価か，それとも正誤判断な どの客観的な手続きに基づく評価か) (e.g., House et al., 2004)や，測定する知識内容が研究ごとに異 なり整理されていないこと等が指摘されている (Visschers and Siegrist, 2018)。 そうした問題について, 本研究では知識要因の 操作上の問題を2点検討することにより，知識要

因とリスク認知の関連についてより明確化を図り たい。

1 点目は，知識要因の議論をする際には，何に ついての知識かという部分を整理し，リスク認知 との関連を検討することである。すなわち, 対象技術に関する領域固有の知識であるのか, あるい は科学技術全般に対する科学的基礎知識であるの か, といった知識内容についてである。科学的基礎知識が高い人ほど，対象とする先端科学技術に 対する領域固有知識もまた高いという正の相関関係を直感的には想定できるだろう。しかし, 同じ ハザードに対してであっても，具体的にハザード のどのような側面にかかわる知識かによって，リ スク認知や不安感などへの影響が異なることが示唆されている(Bearth et al., 2014; Shi et al., 2015; Tobler et al., 2012)。そのため, 両者はリスク認知 に対して同じ関係をもつことを前提としてよいの か検討する。

2 点目は, 知識の測定にかかわる問題, すなわ ち自己評価に基づくのか，あるいは客観的に実際 の知識量を測定するのかという違いを整理し，情報分野の先端科学技術に対するリスク認知におい ても, 主観的知識と客観的知識の交互作用効果が 認められるのかを検討することである。

高木, 小森(2018)によると, 健康影響において 科学的に結論の出ていない電磁波のような環境因子のリスク認知については, 認知者の電磁波の原理に関する知識量が影響するが，その関連性は主観的に評価した知識（主観的知識）と実際（客観的知識）では異なっていた。主観的知識と客観的知識の間には交互作用効果が確認されており, 主観的知識量は客観的知識量が少ない場合にのみ有意な効果をもち, 客観的知識量が少ない場合の み, 主観的知識量が多いほどリスク認知が高まる というパターンであった。それに対して客観的知識量の単純主効果は主観的知識とは無関連で, 客観的知識量が多いほどリスク認知は低かったこと が報告されている。本研究では, このような知識要因の交互作用効果が情報分野の先端科学技術で も確認されるのかを検証する。

## 1.2 情報分野の先端科学技術

本研究で取り上げる人工知能 (AI)や仮想現実 (VR) といった情報分野の先端科学技術の発展は 近年目覚しく, 多くの社会的関心が寄せられてい る。平成 30 年度情報通信白書においても，「人・
モノ・組織・地域などあらゆるものを『つなげ る』ことで新たな価値創造を実現するICTを利活用して, 需要喚起, 生産性向上, 社会 - 労働参加 を促進することで, 人口減少時代における持続的成長が図られている」（総務省，2018）と近年の 状況が説明されている。これらの情報分野の先端科学技術が一般の人々との間に摩擦を起こすこと なく社会的に受容されるのか，その見通しを立て る上で当該技術に対する人々の現時点でのリスク 認知とその関連要因の認知を把握することは意義 があるといえよう。

このような先端科学技術の場合, 電磁波のよう な環境因子と違って, 健康影響だけでなく評価対象の基本原理の部分でも今後の技術開発により変容するため，そのリスクを判断する上での不明点 は多い。そうした性質からは, 先端科学技術のリ スク認知には, 技術開発やリスク管理を担う組織 への信頼感が密接に関連してくる可能性が考えら れるため(Siegrist and Cvetkovich, 2000), 本研究で はリスク認知を予測する変数として組織信頼感の 要因をあわせて考慮し, 主観的知識と客観的知識 がリスク認知に与える影響がさらに組織信頼感に よって調整される可能性も検証することとした。 その検証に際しては, 先端科学技術のリスク認知 が知識要因によりどの程度説明されるのか, それ は先行研究 (中谷内ら, 2018 ; Raue et al., 2019) が示唆するように影響力は小さいのかも確認を要 するだろう。

以上に基づき本研究では調査を実施することに より, まず情報分野の先端科学技術へのリスク認知の現状を把握する。その上でこうした技術のリ スク認知に対して知識要因と組織信頼感が及ぼす 影響に着目した検討を行う。

## 2. 方法

## 2.1 調査対象者と調査時期

15 歳から 64 歳までの 1000 名 (平均年齢 $M=$ 40.08, $S D=13.63$ ）であった。サンプルは(株)クロ ス・マーケティングの有するパネルを利用し, 2018 年 10 月 29 日〜2018年 11 月 6 日にWEB上に て参加を募った。サンプルサイズは性別と年齢階級（10歳階級）で均等になるようにし, 職種が 「電力会社 $\cdot$ 電力関連会社」「情報 - 通信」「官公庁・団体」「新聞・雑誌など」「市場調査」に該当 する者は調査対象から除いた。

## 2.2 調査項目

WEB 調査では，以下の調査項目への回答を求 めた。4つの技術 (AI, 機械学習, 自動運転, VR）に関してそれぞれ以下の調査項目への回答 を求めた。本研究の評価対象としたこれらの 4 つ の技術の選定は，ビジネスパーソンが期待する新技術ランキング（日経BP社，2017）を参考に，社会的関心の高いAIを中心にその要素技術であ る機械学習と実装形態である自動運転とVRを加 え, これらの4つを対象とし情報分野の先端科学技術のリスク認知と知識との関連を検討すること とした。

1.リスク認知（各技術に対して1項目, 計4項目)：「あなたにとって以下の項目はどの程度危険 であると思いますか」との問いに「1：まったく 危険ではない」から「7：非常に危険である」,「8：この言葉を聞いたことがない」の8件法で回答を求めた。

2. 主観的知識量（各技術に対して2 項目，計 8 項目):「私は『対象技術 (例：人工知能)』に関 して人並には知識があると思う」「私は『対象技術 (例: 人工知能)』のことは全くわからない (逆転項目)」に「1：全くあてはまらない」から $\lceil 7 ：$ 非常によくあてはまる」，「8：この言葉を聞 いたことがない」の 8 件法で回答を求めた。

3. 客観的知識量 $(24$ 項目): 本研究で取り上げ た4つの技術に対してそれぞれ6問の正誤判断課題を提示し「1：正しい」「2：誤っている」「3： わからない」の3件法で回答を求めた(Appendix 1)。分析時には技術ごとに正答数を算出した。

4. 科学的基礎知識 (11 項目): 科学技術-学術政策研究所 (2012)が作成した, 科学技術全般に対 する基礎知識を問う 11 問の正誤判断課題を提示 し「1：正しい」「2：誤っている」「3：わからな い」の3件法で回答を求めた。

5.リスク管理に関わる組織への信頼感（各技術に対して2 項目, 計 8 項目): 先行研究 (中谷内, 2011;高木ら，2007；山崎ら，2008）を参考に,各技術のリスクの管理組織全般への信頼感を測定 するために「『対象技術』のリスク管理にかかわ る組織（官公庁, 企業, 研究機関など）はどの程度信頼できるとあなたはお考えですか。」という 問いに対して，技術ごとに「1：責任感がない— 7 ：責任感がある」と「1：信頼できない-7：信頼 できる」のSD法による2項目7件法に回答を求 めた。調査ではこの他に別の調査項目も設けられてい たが，それらについては本稿では割愛する。

## 3. 結果

## 3.1 主要変数の記述統計量

以下の分析において, リスク認知と主観的知識量の調査項目に関しては,「8：この言葉を聞いた ことがない」の回答は久損値として処理すること とした。その結果, リスク認知の指標において欠損値扱いとなったサンプルサイズは $\mathrm{AI} n=4$, 機械学習 $n=125$, 自動運転 $n=1$, VR $n=14$ であった。主観的知識において欠損値扱いとなったサンプルサ イズは AI $n=5$, 機械学習 $n=154$, 自動運転 $n=1$, VR $n=10$ であった。以上のような変数ごとの欠損値を処理をした後の有効データをもとに，リス ク認知, 主観的知識量, 客観的知識量, 組織信頼感について技術ごとの平均値を算出し4つの技術 に関する1要因の分散分析を実施した(Table 1)。 いずれの変数においても，技術の主効果が有意で あったため $(F \mathrm{~s}>6.53, p \mathrm{~s}<.001)$, Holm法による多重比較を行った。その結果, リスク認知 $(n=870)$ については自動運転が最も高く $(M=4.23)$, 次い でAI（ $M=3.86)$ とR $(M=3.69)$ の順に続き, 最も 低かったのは機械学習 $(M=3.58)$ であった。主観的知識 $(n=840)$ と客観的知識 $(n=1000)$ において も, 平均値が最も高いのは自動運転であり, 反対 に最も低かったのは機械学習であった。たたし，組織信頼感 $(n=1000)$ に関しては自動運転と機械学習の平均値間の差は有意ではなく, $\mathrm{AI}$ に関す る組織信頼感が相対的にやや低いことを示す結果 となっていた。

Table 1 Means of main variables by technology

 &  & VR \\

主観的知識 & $3.95 \mathrm{c}$ & $3.36 \mathrm{~d}$ & $4.26 \mathrm{a}$ & $4.08 \mathrm{~b}$ \\
客観的知識 & $2.47 \mathrm{~b}$ & $2.07 \mathrm{c}$ & $3.46 \mathrm{a}$ & $2.46 \mathrm{~b}$ \\
組織信頼感 & $3.91 \mathrm{~b}$ & $4.02 \mathrm{a}$ & $3.98 \mathrm{ab}$ & $4.04 \mathrm{a}$ \\

Note) Scores of risk perception and subjective knowledge range from 1 to 7 , the scores of objective knowledge range from 0 to 6 . Means with different letter are significantly different (Holm method).

Table 2a Correlation matrix of main variables regarding $\mathrm{Al}$ (below diagonal) and machine learning (above diagonal)

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

Table $2 \mathrm{~b}$ Correlation matrix of main variables regarding self-driving (below diagonal) and VR (above diagonal)

## 3.2 リスク認知と知識要因間の関連

知識要因間（主観的知識，客観的知識，科学的基礎知識)，ならびにリスク認知と知識要因間の 関連を検討するため，技術ごとに相関分析を実施 Lた(Table 2a, Table 2b)。主観的知識と客観的知識との間には中程度の正の相関が確認された $(r \mathrm{~s}=.34 \sim 41, p s<.001)$ 。また客観的知識と科学的基礎知識の間にはそれよりもやや強めの相関が確認された $(r \mathrm{~s}=.45 \sim .53, p s<.001)$ 。リスク認知と主観的知識, 客観的知識の間には, 有意な負の相関 が確認された $(r s=-.22 \sim-.11, p \mathrm{~s}<.001)$ 。リスク 認知との間の負の相関関係は，組織信頼感が最も 強く( $r \mathrm{~s}=-.43 \sim-.25, p \mathrm{~s}<.001)$, 科学的基礎知識 が最も弱かった $(r \mathrm{~s}=-.17 \sim-.08, p \mathrm{~s}<.05)$ 。以上 の結果から，科学的基礎知識は領域固有知識（客観的知識，主観的知識）を媒介してリスク認知に 影響している可能性が示されたため，Baron and Kenny (1986, p. 1176)が提案するパス解析を用いた 手法に基づき媒介分析を行った(Figure 1, Table 3a， Table 3b)。

まず，客観的知識についての分析を行った。科学的基礎知識からリスク認知へのパス ( $\beta \mathrm{s}=-.17$ $\sim-.08, p \mathrm{~s}<.05)$ と, 客観的知識へのパスが有意で あった (a $\beta \mathrm{s}=.49 \sim .53, p \mathrm{~s}<.001)$ 。そして客観的知識を統制したところ，機械学習は，有意なままで あったが值は小さくなり ( $\left.\mathrm{c}^{\prime} \beta=-.09 p<.05\right)$ ，その

Note) Standardized regression coefficients are reported. ${ }^{* * *} p<.001,{ }^{* *} p<.01$

Figure 1 Results of mediation analysis regarding objective knowledge (AI)

Table 3a Results of mediation analysis and the Sobel (1982) Test (objective knowledge)

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

Note) c: risk perception $<$-scientific knowledge, a: objective knowledge $<$-scientific knowledge, b: risk perception $<$-objective knowledge, c' $^{\prime}$ : risk perception $<$-scientific knowledge (controlled)

Table 3b Results of mediation analysis and the Sobel (1982) Test (subjective knowledge)

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

Note) c: risk perception $<$-scientific knowledge, a: subjective knowledge $<$-scientific knowledge, b: risk perception $<$-subjective knowledge, c': risk perception $<$-scientific knowledge (controlled)

他の技術は科学的基礎知識のリスク認知に対する パスは有意ではなくなった $\left(\mathrm{c}^{\prime} \beta \mathrm{s}=-.03 \sim .00 n s\right)$ 。 そのため, 科学的基礎知識のリスク認知に対する 間接効果を Sobel Test (Sobel, 1982)により検討し たところ，間接効果は全技術で有意であったため $(z s<-2.38, p s<.05)$, 機械学習は部分媒介，それ 以外の3つの技術は完全媒介が示唆された。

次に，主観的知識についても同様に分析した。

リスク学研究 Japanese Journal of Risk Analysis Vol. 30, No. 4

Table 4 The results of hierarchical regression analysis with knowledge and trust as predictors of risk perception regarding emerging information technologies

${ }^{* * *} p<.001,{ }^{* *} p<.01,{ }^{*} p<.05,{ }^{\dagger} p<.10, V^{*} F_{\mathrm{s}}<1.63$

科学的基礎知識からリスク認知へのパス ( $\beta \mathrm{s}=$ $-.18 \sim-.08 p \mathrm{~s}<.05)$ と主観的知識へのパスが有意であった $(\mathrm{a} \beta s=.21 \sim .26, p \mathrm{~s}<.001)$ 。そして主観的知識を統制したときに，機械学習とVRは科学的基礎知識のリスク認知に対するパスは有意なま まであったが $\left(\mathrm{c}^{\prime} \beta \mathrm{s}=-.15 \sim-.06, p \mathrm{~s}<.05\right)$ ，その 他はいずれも値は小さくなり $\left(\mathrm{c}^{\prime} \beta \mathrm{s}=-.05, n s\right)$,全技術とも間接効果は有意であったため $(z s<$ $-3.11, p \mathrm{~s}<.01), \mathrm{AI}$ と自動運転では完全媒介，機械学習とVRでは部分媒介が示唆された。した がって全技術で間接効果が有意となり, 科学的基礎知識とリスク認知との関連は，領域固有の客観的知識と主観的知識によってその多くが説明可能 なことが示された。

## 3.3 知識，組織信頼感とリスク認知との関連

次に，各知識要因と組織信頼感がそれぞれリス ク認知とどの程度関連しているのか, 他の変数を 統制した後の関連性を明らかにするために，技術 ごとにリスク認知を目的変数とした階層的重回帰分析をHAD（清水，2016）を用いて行った（Table 4)。説明変数は, Step1に基本属性を統制したう えで検討するために，性別と年齢を投入した。そ してStep2では本研究で主たる検討対象である知識要因のうち, まず領域固有知識の主観的知識,客観的知識を投入した。加えて両者の交互作用効果が確認される可能性を予測していたため，主観的知識と客観的知識の交互作用項を Step3 3 投入 した。次いで，領域固有知識とリスク認知との関連が，他の要因によってどの程度変化しうるのか を確認するため, 科学的基礎知識を Step4，組織信頼感をStep5 に投入した。Table 4では，各技術 の結果について，Step5における標準偏回帰係数 と $R^{2}$, Adjusted $R^{2}$, 各 $\operatorname{step} の R^{2}$ の変化量, そしてそ れらの有意性検定の結果を示した。

主観的知識と主観的知識 $\times$ 客観的知識の交互作用効果，組織信頼感が有意，客観的知識が有意傾向 であった。科学的基礎知識を投入したStep4 は $\Delta R^{2}$ が有意ではなかった。説明変数のうち最もリ スク認知に対する効果が大きかったのは組織信頼感であり，有意であった知識に関するどの変数も 効果は小さかった。有意であった主観的知識と有意傾向であった客観的知識は，リスク認知を抑制 する負の効果が確認され，さらにそれらの効果は 交互作用効果によって制限されていた。

交互作用について下位検定をおこなったとこ

ろ，主観的知識については客観的知識高条件での み有意であり $(\beta=-.20, p<.001)$, 客観的知識が高 い場合には主観的知識が高いほどリスク認知が低 かったが，その傾向は客観的知識が低い場合には 認められなかった。客観的知識については主観的知識高条件でのみ効果が有意であった $(\beta=-.19$, $p<.001)$ 。主観的知識が高い場合には客観的知識 が高いほどリスク認知が低かったが，その傾向は 主観的知識が低い場合には認められなかった。し たがって，主観的知識と客観的知識がともに高い 場合にのみ他の条件に比べてリスク認知が低い傾向が認められた(Figure 2)。AI 以外の技術も同様 の分析を実施したところ，全ての技術において，主観的知識と客観的知識の交互作用と組織信頼感 は有意であり，機械学習においてのみ科学的基礎

主観的知識

Figure 2 Interactive effect of knowledge on risk perception regarding $\mathrm{AI}$

知識の弱い負の効果が見られた $(\beta=-.10, p<.05)$ 。

このように先行研究 (高木 $\cdot$小森, 2018) と同 じく主観的知識と客観的知識の交互作用効果が確認されたが，主観的知識と客観的知識がともに高 い場合にリスク認知との間に認められた関連の方向性は異なっていた。

また, 組織信頼感によって主観的知識と客観的知識のリスク認知に対する効果が調整されている 可能性もあるため, 上述の階層的重回帰分析の説明変数に組織信頼感 $\times$ 主観的知識, 組織信頼感 $\times$客観的知識との交互作用項を加えた分析も実施し たが，有意であったのは上述の分析と同様に，主観的知識と客観的知識, 組織信頼感の主効果と,主観的知識と客観的知識の交互作用効果のみで あった。したがって, 組織信頼感により領域固有知識の関連性が調整されていることを示唆する結果は認められなかった。

## 4. 考察

## 4.1 情報分野の先端科学技術のリスク認知の現状本研究では, 情報分野の先端科学技術として, $\mathrm{AI}$, 機械学習, 自動運転, VRの 4 技術を取り上 げ、リスク認知に対する知識と組織信頼感の影響 を検討した。その結果，リスク認知はそれほど高 くはないことが確認された。いずれの先端科学技術も今後の開発や実装の状況に関して様子見の状態であるようにも見受けられる。本研究で取り上 げた 4 技術の中では相対的に自動運転がリスク認知や領域固有知識の水準が高く, 機械学習に関し ては低い傾向にあった。機械学習は $\mathrm{AI} の$ 要素技術であるが, AIとはそのリスク認知の程度も異
なるという点に留意し, 必要に応じて技術間の関連性を示すなどのきめ細かい情報提供を行いなが ら専門家と一般の人々との間でのリスク・コミュ ニケーションも必要であろう。また, 自動運転に 関しては, AIや機械学習よりもリスク認知が高 かった。この結果は, 同じ先端科学技術であって も，評価対象がより社会実装された状態に近いこ とにより，当該技術がもたらす悪影響をより具体的にイメージしやすいことが，人々のリスク認知 に違いを生じてさせていたのかもしれない。それ に加え，マス・メディアを通じた自動運転による 事故報道などの当該技術情報への接触も，リスク 認知に影響を与えていた可能性があるだろう。

## 4.2 リスク認知と知識要因との関連

知識要因に関しては, 科学的基礎知識と情報分野の先端科学技術の領域固有知識との間に高い相関が認められた。しかしリスク認知に対しては,領域固有の知識（主観的知識と客観的知識）のそ れぞれ単独の効果は，対象とした技術のほとんど で有意あるいは有意傾向であり, さらに主観的知識と客観的知識の交互作用効果が有意であった。 ただし, それらの標準偏回帰係数の値は比較的小 さいものであった。

以上の結果からまず科学的基礎知識に関して は，そのほとんどはリスク認知に対して直接的で はなく, 領域固有の客観的知識を介して影響を及 ぼしている可能性が示された。そのため, 本研究 の結果からは，リスク認知や不安感と知識要因の 関連を理論的に整理する際には, 領域固有知識と 科学的基礎知識の両者は密接な関連があるが両者 を混在させず，分けて知見を整理し理論的な議論 をするほうがより望ましいという示唆を得た。次に領域固有知識に関しては,リスク認知に対 して主観的知識と客観的知識の交互作用効果が確認され, 両方の知識水準が高くなった場合にのみ リスク認知が低減されうることが示された。客観的知識によって各技術のリスク認知が抑制される 可能性が示唆された点は, 先に言及した電磁波の 事例（高木$\cdot$小森，2018）と同様であった。それ に対して主観的知識の主効果並びに交互作用効果 のパターンは予測と異なるものであった。

この結果については, 本研究の評価対象が環境因子ではなく, 人が開発した技術であるという性質によるものと推察できる。環境因子とは異な り，先端科学技術の場合には開発途上にあるため

その技術の性質そのものが今後変容する可能性を 持っている。さらに開発者や管理する人間がコン トロールできる余地が大きいため，実際に知識が あり，かつ知っているという主観的感覚が伴った 状態が対象技術へのコントロール感へとつなが り，リスク認知の低減へと繋がったとも考えられ る。

以上のような知識要因とリスク認知の関連が本研究では認められたものの, これらの知識要因が リスク認知を説明する割合自体は小さかったこと についても注意が必要だろう。この結果は先行研究（中谷内ら, 2018 ; Raue et al., 2019）で確認さ れてきた傾向に整合的なものであった。本研究で は先端科学技術のみを扱っており，それらの技術 はいずれも開発途上である性質から未知な要素を 多く伴っている。そのため, 対象技術のリスク管理に関わる組織への信頼感のほうがよりリスク認知を規定していたことも，そうした先端科学技術 の性質によるものと推察される。加えて, 本研究 で示した科学的基礎知識と領域固有知識の結果パ ターンの差異は, 測定した科学的知識の専門性の 程度による差異が交絡している可能性を完全には 排除できない。今後はこのような代替説明にも留意したさらなる検討が必要だうう。

情報分野の先端科学技術のリスク認知の規定因 としては，組織信頼感の重要性が示唆された結果 であり, 従来の研究が示してきたとおり, 先端科学技術の社会的受容を考える上でリスクの管理に 関わる組織への信頼感の醕成が欠かせないことが 改めて確認された。

その他に本研究で残された課題は以下のとおり である。本研究では知識要因の検討に主眼を置い ていたため, 各技術のリスク管理を行う様々な組織に対して全般的にどの程度信頼感を持っている のかを測定しその影響を検討した。そのため，組織が対象技術の開発から社会実装のどの段階に関与しているかを分けた検討や，技術自体への信頼感は扱っていない。しかし, 近年では特に自動運転技術や AIの技術に対してユーザーが寄せる信頼についても研究がなされており（横井, 中谷内，2018），その視点も欠かせないだう。技術 の進展に伴い，信頼感がより詳細なレベルで醕成 される可能性も考慮し, そうした信頼感が知識要因やリスク認知と関連するのかを検討することも 望まれる。

## 謝辞

本研究は, JSPS 科研費 JP18K13274 の助成を受 けたものです。

## 参考文献

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Appendix 1 The rates of correct answers to the quiz regarding emerging information technologies.

 &  &  \\


# リスク学研究 30(2): 101-110 (2021)
Japanese Journal of Risk Analysis doi: 10.11447/jjra.SRA-0335

【原著論文】

# 記述的規範の落とし穴
一防災行動を促進するためのナッジが逆効果になる場合—*
## A Pitfall of Nudging by Descriptive Norms on Disaster Preparedness

尾崎 拓**, 中谷内 一也***

Taku OZAKI and Kazuya NAKAYACHI

\begin{abstract}
A nudge by descriptive norms is one of the most effective interventions to promote disaster preparedness. However, it can have negative consequences that unintendedly repress the desired mitigation, especially in Japan. We hypothesized that the pitfall emerges within the boundary conditions of the attitudes towards preparedness. Descriptive norms inform people about preparedness behaviors; a certain number of people do not prepare and this can be a cause of the side effect of descriptive norms among people holding negative attitudes towards disaster preparedness. We examined the negative effects of descriptive norms on disaster preparedness behaviors, which are drawn from a wide variety of preparedness behaviors with various levels of descriptive norms. A pre-registered experiment confirmed the superiority of the interaction effect model over the model without interaction; descriptive norms backfired among people with negative attitudes. The practical and theoretical implications were also discussed.
\end{abstract}

Key Words: descriptive norms, nudge, disaster preparation

## 1. 序論

## 1.1 防災の必要性と不十分な現状

国連防災世界会議で採択された仙台宣言は，公的機関だけでなく個人も防災に責任を負うべきで あることを明確にした。しかし，自然妆害の多さ にも関わらず，日本の個人防災は不十分である (Onuma et al., 2017)。個人の行動変容にはたらき かける介入方法を開発し，個人防災の底上げを図 ることは差し迫った社会的な課題である (Levac et al., 2012)。

## 1.2 記述的規範によるナッジ

社会規範は，「社会集団の成員によって理解さ
れ，法的な拘束力なしに社会的な行動を方向づけ たり制限したりするもの(Cialdini and Trost, 1998， p. 152)」と定義され, 必ずしも法的拘束力がない なかで個人防災を方向づける心理学的な要素であ る。そして，社会規範は，人々を望ましい方向に ナッジするうえで有望な方法になりうる。ナッジ とは，選択肢の制限や経済的なインセンティブ構造の変化なしに, 人の行動を予測可能な形で変化 させることであり，自由を担保したまま人により 望ましい行動を促す行動変容の考え方である (Thaler and Sunstain, 2008 遠藤訳 2009)。社会規範 を用いたナッジは多くの領域で有効であることが 示されている (Bergquist et al., 2019; Nyborg et al.,

2016)。

社会規範に関するもっとも包括的なの枠組み に，規範の焦点化理論がある (Cialdini et al., 1990)。 この理論は，社会規範を命令的規範（多数の他者 がそうすべきだと考えていると個人が信じること によって生じる規範）と記述的規範に分類する。 このうち, 多数の他者が実際に望ましい行動を とっているという情報を提供するという記述的規範を用いた介入により，望ましい社会的行動を促進できることを示した知見はかなり蓄積されてい る。防災に関連が深いリスク対処行動分野だけで も，記述的規範がリスク対処行動を促進できるこ とがよく知られている（健康リスク：Plows et al., 2017; Stok et al., 2014; 危険なアルコール摂取： Lewis et al., 2007; Neighbors et al., 2011; 危険な性交涉：Sheeran et al., 1999)。さらに, 全般的な行動変容に対しても記述的規範の有効性が確認され ている (Bergquist et al., 2019; Lapinski and Rimal, 2005; Nyborg et al., 2016)。これらは, 個人のリス クへの対処にあたっても，私たちは社会的影響を 免れないことを示唆している。

## 1.3 防災への記述的規範の応用

従来，防災行動を引き起こす中心的な要素とし てリスク認知が重視されてきた (Duval and Mulilis, 1999; Lindell and Perry, 2012; Rogers, 1975, 1983)。しかし，この十年間に，リスク認知と防災行動の関連性の弱さが指摘されるようになって きている (Bubeck et al., 2012; Solberg et al., 2010; Wachinger et al., 2013)。

リスク認知以外の要素として社会規範は影響力 を及ぼしうる (Solberg et al., 2010)。防災行動を説明するモデルにも，社会規範と関連する要素を含 めることが提案されるようになってきている (Paton, 2003; Rogers, 1983; Wachinger et al., 2013)。 さらに，記述的規範が防災行動を促進できること を示す実証的な証拠もある（Lo，2013；大友，広瀬, 2007; 尾崎, 中谷内, 2015)。

## 1.4 日本での社会規範を用いたナッジ

ただし，記述的規範を用いたナッジにより，日本の防災の現状をただちに好転させられるわけで はない。日本で記述的規範を用いた介入を検討す る際には，その有効性について，従来以上の検討 が必要であると考える。

まず，Bergquist et al. (2019)のメ夕分析は，社会規範を用いた介入の効果が集団主義的な国で小 さいことを明らかにした。集団主義的な国である 日本では, 記述的規範の有効性がそもそも低い可能性がある。しかし, 集団主義的な文化での検討 は多くない。さらに, 日本人の協調性の高さに関 する素朴な信念は, 日本では記述的規範による介入が有効だとする先入観につながりかねない。

また, Ando et al. (2007)も，環境配慮行動への 記述的規範の効果の日米比較を通じて, 記述的規範の認知が行動意図を促進する影響が日本で小さ いことを見出している。

Ozaki and Nakayachi (2020)でも，アメリカ人を 対象とした場合には記述的規範が斉一的に行動を 促進したのに対し，日本人を対象とした場合には 記述的規範の効果は態度によって調整されてい た。

これらの研究はいずれも，集団主義と想定され る国民に対する社会規範の影響は，一般に想定さ れるような斉一的なものではないことを示してい る。日本人が想定されているようには集団主義的 でないことは, 社会心理学の知見からすでに明ら かであり (山岸，1998)，素朴な常識に依拠して 記述的規範を用いた介入を推進することは危険で あるといえる。記述的規範を用いたナッジを日本社会に導入するためには，日本人を対象とした検証を蓄積する必要があると考えられる。

## 1.5 記述的規範の落とし穴

Ozaki and Nakayachi (2020) が報告した記述的規範の効果を態度が調整するという現象は, 記述的規範の有効性が低い場合があるというだけでな く，記述的規範を用いた介入が逆効果となる境界条件が態度である，という知見を含んでいる。こ の実験では，防災行動への態度が否定的な人に，多数の他者が防災行動をとっているという情報を 提示すると，かえって行動が抑制された。この研究では，防災に対して否定的な態度をもつ人は，記述的規範が副次的に伝える「少数ではあるもの の，一定の他者は防災行動をとっていない」とい う情報を選択的に解釈し，防災行動をとらないこ との理由としたと推測している（確証バイアス： Nickerson, 1998)。

Ozaki and Nakayachi (2020)だけでなく, 防災研究以外では記述的規範の負の影響についても報告 されている(Richter et al., 2018; Schultz et al., 2007)。しかし，いずれもフィールド実験の報告

であり，その原因は明確でない。本研究では，統制された実験環境で防災行動を測定することによ り，記述的規範の負の効果の原因を明確にする。

## 1.6 多様な防災行動とその多様な記述的規範

Ozaki and Nakayachi (2020)は，一般的な防災の 情報を得るどうかを防災行動として測定してい た。しかし，実際には防焱行動は多岐にわたって おり, 多様な防妆行動に対する記述的規範の逆効果の一般性は明らかではない。

さらに, Ozaki and Nakayachi (2020)では, 記述的規範として, 同時に同じ実験に参加している人 の多くが防災用のパンフレットを閲覧していると いう割合を提示したうえで，多数派と同じように パンフレットを閲覧するかどうかたずねた。な お,この実験で用いられた割合は $68.2 \%$ の 1 水準 のみであった。記述的規範として利用可能な情報 としては防竾行動の普及率が考えられるが，この 水準もまた多様である。記述的規範の効果が態度 によって調整されるとしても，この調整効果が広範な防災行動を対象として，かつ多様な記述的規範に対してみられるかは明らかでない。本研究で は，記述的規範の有効性およびその逆効果に関す るより一般的な知見を得るために，多様な防災行動とその多様な普及率をとりあげる。

## 1.7 目的

多様な防災行動と記述的規範を用いた場合で あっても，記述的規範が望ましい行動をとってい ない他者の存在を顕在化してしまうという性質は 変わらない。また, 態度を確証するために，その 態度に合致した情報からの影響をより受けやすい という想定も，記述的規範の水準に関わらず成り 立つはずである。そこで，防災行動の種類と記述的規範の水準を変量効果としてモデル化すること により, 記述的規範の逆効果の一般性を検証す る。

本研究で検証する仮説は, 多様な防災行動と多様な記述的規範を用いた場合に，記述的規範の効果を態度が調整することを想定するモデルのほう が，この調整効果がないという制約のあるモデル よりもあてはまりがよい，というものになる。さ らに, この調整効果は, 態度が否定的な場合に記述的規範の提示が行動を抑制し，態度が肯定的な 場合に記述的規範が行動を促進するという方向で あらわれると想定される。

## 2. 方法

本研究は社会心理学の事前登録テンプレートを 利用して事前登録された。事前登録原稿には仮説, 手続き, サンプルサイズ設計, 確証的仮説検定の方法が記述されており，データ収集前に Open Science Frameworkのレポジトリにアップ ロードされた。また，実験素材，ローデータ，分析コードも同レポジトリで公開されている 。

## 2.1 実験参加者

検出するべき効果の大きさとしてOzaki and Nakayachi (2020)が報告した記述的規範と態度の 交互作用のオッズ比 (2.49)を用いた。想定される 交互作用の方向性が定まっているため片側危険率 を. 05 とし, 検出力を .80 とした結果，必要参加者数は 400 名と算出された。不良回答や，異常な回答時間の参加者を除外する必要から 620 名の参加者を募集することにし，日本に住む一般成人の参加者を調査会社に委託して募集した。実際には 680名の回答が得られた時点で収集を終了した。 この超過は, 参加者募集を委託した調査会社が,数十名単位のロットごとに募集の通知を行ったた めである。日本国内に在住していない回答4件,回答開始から 24 時間が経過しても回答が終了し ていない回答 43 件，回答時間が 1 時間以上であっ た回答16件，教示に正しく従わなかった回答 109 件を除き，518名を分析の対象とした（平均年齢 53.05 歳（標準偏差 9.93 歳), 女性 164 名, 男性 331 名, 性別未回答23名)。

## 2.2 手続き

インターネット上で実験を実施した。自然妆害 に対する個人防災についての手引きである『東京防焱』の見出しを参考に，食料・飲料水の備蓄災害情報の収集・防災用品の準備・家具の固定・帰宅困難対策・避難場所の決定の 6 種類を選定し た。それぞれの参加者は，それぞれの防災行動す ベてについて，より詳しい知識を記載したパンフ レットを実験中に閲覧するかたずねられた。防焱用パンフレットを閲覧することを，本研究では防災行動と定義した。

実験的に操作されたのは記述的規範の有無で あった。避難場所の決定以外の 5 種類の防災行動 については，記述的規範として，実際の普及率を 数値と人型の積み上げ棒グラフで示した（食料・
飲料水の備蓄：75.0\%; 災害情報の収集： $62.8 \%$;防災用品の準備： $54.8 \%$; 家具の固定：40.6\%；帰宅困難対策：17.9\%)。普及率は, 複数の社会調查の報告を用いた。5種類の防災行動の提示順序，および記述的規範の提示の有無は無作為に行 われ，記述的規範の提示がない場合を統制条件と した。それぞれの防災行動について記述的規範が 提示されるかどうかは，参加者間計画が用いられ た。 5 種類の防災行動について測定したあと，避難場所の決定についてたずねた。避難場所の決定 については，既存の社会調査が異なる普及率を報告していたことを利用し, 6水準の異なる普及率 を提示した $(75.3 \%, 66.4 \%, 58.6 \%, 43.6 \%, 31.1 \%$, $10.5 \%$ \%)参加者には, これらの普及率が最近の 大規模な社会調査から得られた, とのみ教示し た。これは, 情報源の信頼性の影響を低減するた めであった。また，虚偽の説明を行わない旨も実験の冒頭で強調した。閲覧すると選択されたパン フレットは，実験の最後にまとめて提示され，自由に閲覧することができた。実験後には，他者の 準備状況だけでなく, 各自の必要性にもとづいて 災害に備えることが重要であると説明し, 実験操作が不適切な防災実践につながらないように配慮 した。

防災行動への態度は，それぞれの防災行動につ いて「知ることを習慣にしたい」，「関心がある」「自分から知ろうとすることは大事だ」「知ってお くことは，嫌なことだ (逆転項目)」の4項目を 用い,「全くそう思わない」から「非常に強くそ う思う」までの11件法で測定した。防災行動の コストは, 先行研究（元吉ら，2008）を参照し て，金銭・時間・労力のコストを測定した。ま た，防災行動の準備状況，リスク認知，性別を共変量として測定した。

## 3. 結果

## 3.1 記述統計

防災用パンフレットの閲覧について，記述的規範の提示の有無と態度ごとにまとめた結果を Figure 1 に示した。いずれの防災行動も，態度が 肯定的であるほどパンフレットの閲覧が生じやす いことがうかがえる。記述的規範の効果は，態度 が否定的な場合に行動を抑制しているように読み 取ることができるものがあるが（食料・飲料水の 備蓄・災害情報の収集・家具の固定), 必ずしも すべての防災行動についてではないようである。

Figure 1 The proportion of participants who read the leaflet

Note. Attitudes are split based on their quartile values. Each bar includes participants who belong the quartile class and the first bar means the most negative attitudes.

防災用パンフレットが閲覧された割合は74\%で あった。また， 5 種類の防災用パンフレットをす べて閲覧した参加者は全体の $63 \%$ ，すべて閲覧し なかった参加者が $18 \%$ 存在した。パンフレット の閲覧時間の合計は, 平均で2分26秒であった。

## 3.2 確証的分析：記述的規範と態度の交互作用効果

事前登録の通りに，避難場所の決定以外の 5 種類の防災行動についての統計モデルを構築した。目的変数をパンフレットの閲覧の有無, 説明変数 を記述的規範の提示, 態度, 両者の交互作用項, および共変量とするロジスティック回帰分析を実施した。参加者と防災行動の種類については, 疑似反復の手続きで行動を測定したため，それぞれ に変量効果を設定した。態度およびコスト認知 は, 尺度のCronbach's alphaが十分な値を示した ことから，それぞれを平均したものを合成変数と した (態度: >.78; コスト認知：>.87)。連続変量である態度, コスト認知, 準備状況, リスク認知は中心化したところ, 反復回数を増やしても収束しなかったため標準化した。

固定効果は同一のまま，変量効果間の高すぎる 相関の問題（over-parameterization）を改善したモ デルの推定結果を Table 1 に示す (分析の透明性 を担保するため, 初期モデルの結果执よびモデル 改善の過程は付録に記載した)。推定にはRの Ime4パッケージを, 表の作成には texreg パッケー ジを用いた。事前登録にのっとった確証的分析と して, 主効果のみモデル（帰無仮説モデル）と交互作用モデル（対立仮説モデル）の逸脱度を用い

Table 1 The estimates and the standard errors of the logistic regression models

 \\
& model & 9.26 \\
Intercept & 9.12 & $(0.63)$ \\
Descriptive norms & $(0.61)$ & -0.20 \\
& -0.19 & $(0.28)$ \\
Attitudes & $(0.26)$ & 1.25 \\
& 1.19 & $(0.56)$ \\
Cost & $(0.55)$ & -0.09 \\
& -0.09 & $(0.22)$ \\
Risk perception & $(0.21)$ & 0.03 \\
& 0.04 & $(0.37)$ \\
Sex & $(0.36)$ & -0.10 \\
& -0.09 & $(0.73)$ \\
Preparation & $(0.72)$ & -0.13 \\
& -0.13 & $(0.19)$ \\
Interaction & $(0.18)$ & -0.05 \\
& & $(0.43)$ \\

Deviance & 1389.85 & 1363.20 \\

て尤度比を検定したところ，帰無仮説モデルは亩却され，交互作用モデルが採択された $\left(\chi^{2}(2)=\right.$ 6.65, $p=.04)$ 。Kreft and de Leeuw (1998)の混合モ デルに関する経験則からも，交互作用モデルで付加されたパラメータ数（交互作用の固定効果と，防災行動の種類についての交互作用の傾きの変量効果）に対し，その2 倍を上回る逸脱度の改善が 得られたことから，実質的なモデル改善が認めら れたと判断できる。さらに，AICを用いて両モデ ルを比較しても，交互作用モデルはパラメータの 付加による罰則を加味しても予測の良好なモデル であることが示された。これらの結果から, 態度 が記述的規範の効果を調整することを想定する交互作用モデルが支持されたと結論づけた。

交互作用効果の推定值は統計的にゼロと異なら ない大きさであった。この推定值が防災行動の種類によって異なることを想定する変量効果を考慮 すれば，交互作用効果の推定値は， -0.66 (防災用品： $54.8 \%$ ）から 0.81 (家具の固定：40.6\%）と なる。このうち, 最大の効果の大きさである家具 の固定については，推定値の片側 $95 \%$ 信頼区間 の下限が 0.11 であり，区間がゼロを含まなかっ た。そのため，家具の固定という防災行動におい てのみ，予測された交互作用効果がみられたと解釈できる。

Figure 2 Interaction effects at each preparation behaviors

Note. Error bars are 95\% CIs (one sided).

また, 態度の正の回帰係数の信頼区間がゼロを 含まなかったことから，態度が好意的であれば防災行動が促進されることがわかった。一方，記述的規範の回帰係数はゼロと異ならなかった。他に 行動に影響を及ぼす変数は見いたさされなかった。 なお，モデルのVIFは最大で1.11であり，多重共線性の問題はなかった。

## 3.3 探索的分析：それぞれの防災行動での交互作用

変量効果が正規分布するという制約を除き，防災行動ごとにデータセットを分割したうえで，変量効果を含まない統計モデルを構築した。確証的分析と同様の固定効果に加え，交互作用モデルで 得られた参加者の切片の変量効果の推定値を個人差変数としてモデルに投入した。

それぞれのモデルで得られた態度と記述的規範 の交互作用効果の推定値を Figure 2 に図示した (モデルの推定値は付録に記載した)。この場合 も，家具の固定についての防災用パンフレットの 閲覧においてのみ記述的規範と態度の交互作用が 統計的に有意であり，この方向性は，事前登録し たものと一致していた。

この交互作用効果の内容を検証するために単純傾斜分析を行った。解积しやすいように推定値を リスク比に変換すると, 態度が否定的な地点 （-1SD）では，記述的規範の提示によって行動 が0.39 [95\% CI upper limit: 0.91] 倍に抑制されて いた。一方，態度が肯定的な地点（+1SD）では，記述的規範によって行動が 1.28[95\% CI lower limit: 0.82]倍に促進される方向の推定值が得ら れたが，統計的に有意ではなかった。

Figure 3 Interaction effects at the evacuation behavior among six levels of descriptive norms

Note. Error bars are 95\% CIs (one sided).

## 3.4 一種類の防災行動に対して複数水準の記述的規範を提示した場合

避難場所を決定するという防熧行動については 6水準の記述的規範を提示したことを利用し，ど の水準の記述的規範が逆効果となるか探索的に分析した（記述統計は付録に記した）。

前述の探索的分析と同様の統計モデルを構築 L，記述的規範の水準ごとにロジスティック回帰分析を実施した。Figure 3 に6つのロジスティッ ク回帰分析の結果得られた交互作用効果の推定値 を図示した (モデルの推定値は付録に記載した)。予想通りの交互作用効果が得られたのは，記述的規範の水準が $66.4 \%$ の場合のみであったものの,片側 95\% 信頼区間はわずかにゼロを含んでいた。 これ以外の交互作用効果は統計的に有意でなかっ た。

記述的規範の水準が $66.4 \%$ の場合の交互作用効果の内容を精查するために単純傾斜分析を実施し たところ，態度が否定的な地点で記述的規範を提示した場合のリスク比の片側 95\% 信頼区間の上限は1を含まず，この地点では記述的規範の提示 が行動を抑制することが確認された。一方，態度 が肯定的であっても，記述的規範が行動を促進す る効果はみられなかった。

## 4. 考察

## 4.1 態度と記述的規範の交互作用効果を考慮す ることの重要性

確証的分析では，記述的規範と態度の交互作用効果を含むモデルが，含まないモデルと比較した 場合に採択されることが確認された。しかも，パ ラメータの増分に対する適合指標の改善の程度と 情報量規準も，交互作用項を含むモデルの優越性
を支持していた。これらの総合的な結果から，多様な防災行動と多様な記述的規範について検討し た場合，態度による記述的規範の調整効果を考慮 したほうがよい場合がある可能性が確認された。 ただし，交互作用効果の大きさは予測よりも小さ く, 交互作用効果単体が防災行動を説明する程度 は小さかった。それでも，データとモデルの当て はまりのよさの観点からも，モデルの予測のよさ の観点からも，防災行動の統計モデルとしては，記述的規範の効果を態度が調整するとみなしたほ うがよいといえる。

## 4.2 記述的規範が防災行動を抑制する場合

検討した 5 種類の防災行動のうち，家具の固定 （40.6\%の普及率）についてのみ予測通りの逆効果がみられ，防災行動に否定的な態度を保持して いる場合に，記述的規範を提示することが防災行動を抑制してしまうことが示された。しかし，他 の4水準の防荻行動については，予測された交互作用効果はみられなかった。

網羅的に防災行動を選定し，かつ実際の普及率 を記述的規範として用いた実験の結果，記述的規範が防災行動を抑制する逆効果が一貫してみられ たとはいえない。また，特定の水準に打いてのみ 予測された逆効果がみられたものの，この特定の 防災行動と特定の水準の記述的規範に理論的な当然性があるともいえない。ただし， Richter et al. （2018）は，半数以下しか望ましい行動をとってい る人がいないという記述的規範が逆効果につなが ると報告しており，今回の結果はこれと同様で あったと解釈できる。しかし，さらに小さい普及率を提示した場合に逆効果が生じたわけでもな く, 理論的な一貫性は認められない。

避難場所に関する普及率については, いくつか の既存の社会調査が複数の普及率を報告している ことを利用して記述的規範の水準の違いが逆効果 に及ぼす影響を検討した。この探索的な分析にお いても，6水準の記述的規範のうち， $66.4 \%$ の普及率の場合にのみ逆効果が生じた。この水準は， Ozaki and Nakayachi (2020)で用いられた $68.2 \%$ の 記述的規範と近似していることから，極端に強く も弱くもない水準で，態度による記述的規範の逆効果が生じると推察される。

$40.6 \%$ と $66.4 \%$ の普及率を提示したことが逆効果を引き起こしたという結果は, これらの水準 が，記述的規範の副次的な意味，すなわち防災行
動をとっていない他者が一定程度存在する, とい う側面を伝えやすいからたと解釈できる。より極端な記述的規範の水準では, 望ましい行動をとっ ていない人に焦点をあわせるのは難しいと思われ るが，これらの中程度の記述的規範は，その二面性を伝える性質を強くもつのかもしれない。

## 4.3 記述的規範によるナッジを実装する際の留意点

特定の水準の記述的規範の提示が逆効果になる ことが示されたことは, 記述的規範の応用に対し て慎重になるべきだとの示唆を与える。しかも， この逆効果が一貫してみられたわけではなく，ま た明白に理論的な説明ができない散発的な結果で あったことは，逆効果の頑健性が低いことを示唆 する一方で，実務的には対処の困難さを予測させ る。さまざまな望ましい社会的行動を促進するた めに記述的規範が有効であることはよく知られて おり (Bergquist et al., 2019; Farrow et al., 2017), さ らに防災の文脈でも記述的規範が防災行動を促進 することがわかっている（大友，広瀬，2007; Ozaki and Nakayachi, 2020)。しかし, 本研究では 記述的規範の促進効果はみられず，かえって防災行動を抑制する効果のみがみられた。このことか ら，記述的規範には，促進効果だけでなく，予期 しにくい副作用もある, という視点での実践が必要になると思われる。

一般的に，ナッジは税制の変更といった硬直的 な介入に比べて費用対効果が高い有望な方法であ ると理解されている(Benartzi et al., 2017)。また,日本の防災実践においても，社会規範を利用して 緊急時の避難行動を促進しようとする試みが提案 されている（大竹，2019）。緊急時の避難行動を 促す状況は，本研究が対象とする防災に関する情報収集とは異なるものの，記述的規範によって望 ましい行動のみが促進できる，という想定には留保が必要だと考えられる。

## 4.4 態度および個人差の影響

態度が防災行動の生起を予測しており，態度の ような内面的な変数が行動に及ぼす影響が改めて 確認された。一方で, リスク認知やコスト認知と いった認知的側面については，行動への影響はみ られなかった。一方，記述的規範の回帰係数が統計的に有意でなかった結果はOzaki and Nakayachi (2020)と同一であった。記述的規範による斉一的
な促進効果は, 日本人を対象とした場合に生じに くいと解釈できる。

一人の参加者から複数の防災行動を測定する疑似反復の手続きにより, 固定効果では説明できな い大きな個人差を推定できた。この個人差は, 本研究で扱った固定効果とは無関係に, そもそも防災行動をとりやすいかについての個人差とみなせ る。社会経済的な変数を測定していないため,こ の個人差が何に由来するかどうかは不明である が，防災行動の実践が二極化することが，データ 上も示されたといえる。

## 4.5 防災政策への示唆

説得場面では, 説得メッセージの内容の関連性 が弱いなどの不適切な説得方法を用いた場合に，心理的リアクタンスによって, 説得がかえって行動を抑制することが知られている (Brehm，1966)。実験で提示した普及率にもとづく記述的規範と，実際に求められているパンフレット閲覧行動との 関連が弱いために生じる違和感が原因となり, 行動を操作しようとしているという意図性が表面化 したことが, 行動の生起確率を押し下げた可能性 がある。ただし, 本研究で用いた記述的規範は,実装しやすく，かつ信憑性の高い実際の普及率に もとづくものであった。そのため一般的な他者の 動向を用いることが行動の抑制につながる可能性 があるとすれば，記述的規範を用いた介入には いっそう慎重になるべきだといえる。

記述的規範が防災行動に及ぼす影響を検討した 大友・広瀬（2007）は, 防災行動としてのリスク 回避行動を，意図的にリスクを低減させようとす る目標志向型のプロセスと, 受動的にリスクを許容しようとする状況依存型のプロセスに整理し,記述的規範が状況依存型プロセスに直接・間接的 に影響を及ぼすことを明らかにした。そして，記述的規範が「多数の他者が防災行動をとっていな い」ことを意味する場合, 災害リスクの受容を高 めることによって, 防災行動が抑制されうる可能性を提示した。日本の個人防竾が不十分である現状では, 記述的規範が防妆行動を抑制する方向に 機能しかねないという懸念がある。

また, 記述的規範の影響過程は, 東洋の集合主義的な文化圏では, 個人主義的な文化圈よりも複雑であることが応用上の障壁となりうる。 Bagozzi and Lee (2002)は，防熧の文脈ではないも のの，個人主義的なアメリカ人に対する記述的規
範の提示は行動に直接的な影響を及ぼす一方で，集団主義的な韓国人に対しては, 記述的規範が行動に影響を及ぼすためには，その規範が内面化さ れる必要があることを示している。防災の促進を 図る際には，記述的規範の提示が行動に直接影響 を及ぼすという単純な過程であれば介入, 制御が 容易である。しかし，実際には規範の内面化や本研究で見いだされたような態度による調整効果と いったより複雑な過程を把握しない限り, 適切な 介入ができないことが示唆される。

## 4.6 限界と展望

本研究は, 記述的規範が防災行動に及ぼす影響 という一方向の影響過程について検討したことに 限界がある。個人の行動が社会規範を形成する過程を含めた双方向的な検討が，実際の望ましい防災習慣の形成のために必要であると考えられる。

本研究で測定された防災行動は, オンライン実験中のパンフレット閲覧行動に限定されている。 このような行動を選定したのは，実験実施上の実行可能性, Ozaki and Nakayachi (2020) との比較が 可能になること，また，すでに防災を実施してい る参加者にもパンフレットを閲覧する動機は存在 すると考えられるため，すべての参加者からの有益なデー夕収集が見込めることが理由であった。 しかし, あくまで防災の情報収集行動を測定して いるにすぎないため, 本研究の結果を直接現実の 防災行動にあてはめることは難しい。それでも，一人あたりの閲覧時間は平均で2分程度であり，一定の費用を払って防災行動をとる，という側面 はあるため, 防災行動の理解に一定の寄与がある と考えられる。

## 謝辞

本研究はJSPS 科研費 $16 \mathrm{H} 03729$ の助成を受けた。

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山岸俊男 (1998) 信頼の構造, 東京大学出版会

## 付録

分析の詳細な過程について記述したものを，電子付録として添付した 。


# 【原著論文】
# PRTRデータを活用した化学物質取扱量の推計*
## The Estimation for the Handling Amount of Chemicals by Utilizing PRTR Data

\author{
田和 佑修**, 矢吹 芳教**, 野呂 和嗣**, 田澤 慧***, 水谷 聡****, \\ 杉浦 隆介****，中村 智** \\ Yusuke TAWA, Yoshinori YABUKI, Kazushi NORO, Satoshi TAZAWA, \\ Satoshi MIZUTANI, Ryusuke SUGIURA and Satoshi NAKAMURA
}

\begin{abstract}
Disaster assessment requires preliminary evaluation of chemical risks for specific target areas in a given location. Accidents require knowledge of the type of chemicals, handling amounts, the underlying possibility of emissions leaked, and potential issues caused by release. Herein we obtained data on chemical handling amounts from several local government offices. We analyzed the data in detail to determine the relationship between the release-transfer amount and the handling amount, namely the emission-transfer rate. Moreover, the handling amount was estimated across Japan using open PRTR data on the emission-transfer rate.
\end{abstract}

Key Words: disaster and accident, PRTR data, emission-transfer rate, handling amount of chemicals

## 1. はじめに

近年，災害・事故に対応する安全工学的な研究 が広く進められ，工場・事業場等における化学物質による事故発生の防止と作業従事者の安全確保 が図られてきたが，化学物質の環境中への流出・漏洩から一般市民の安全を確保するための体系的 な研究は少ない。環境省の報告では, 東日本大震災の際に，蓄電池や変圧器などの $\mathrm{PCB}$ 廃棄物が 津波後に保管場所から消失したことや，車，船舶, 石油備蓄基地からの重油等の流出に伴う火災 の発生が原因と推察される環境中の多環芳香族炭化水素類の濃度増加などが指摘されている（環境省, 2012a)。加えて, 工場 - 事業場等加高濃度 のフッ化水素酸や六価クロム等の流出が確認され
(厚生労働省, 2011; 仲井ら，2013), 東京都では トリクロロエチレンの蒸気吸引による工場従業員 の死亡事故が発生している（目黒区，2011）。 このように, 東日本大震災では, 火災・事故等 に伴う化学物質の流出や市民の健康へのリスク懸念が生じたが，それらに対して適切な対応が行わ れたとは言い難い。対応すべき自治体が十分に機能しなかった要因の一つとして, 工場・事業場等 で保管されていた化学物質の把握が体系的に行わ れておらず，流出しうる化学物質の把握やその対策が不十分だったことが考えられる。南海トラフ 巨大地震等の大規模災害に対する国土防災の確立 は喫緊の課題である。しかし, 化学物質の流出等 への対応の体系的知見が不十分であること，ま

た, 高度経済成長期等に構築されたインフラ施設 の劣化等に起因する流出事故が今後増大する可能性があることなどを考慮すれば，災害・事故等に 伴う化学物質リスクへの対応力強化を早急に図る ことが重要である。

誰もが入手可能な工場・事業場等における化学物質量に関する情報として,「化学物質の審査及 び製造等の規制に関する法律 (化審法)」に基づ く対象物質の製造輸入数量, 及び「特定化学物質 の環境への排出量の把握等及び管理の改善の促進 に関する法律 (PRTR法)」に基づく届出対象物質の排出量及び移動量がある。化審法において は, 日本全国における対象物質の製造輸入数量の 集計結果が公表されている。一方，PRTR法に基 づくPRTR制度は, 人の健康や生態系に有害なお それのある化学物質が, 対象事業所から環境（大気, 水, 土壤）へ排出される量（排出量）及び下水道を通じて, あるいは, 廃棄物として事業所外 へ移動する量（移動量）を，事業者が自ら把握 し，国に届け出を行い，そして国が届出データや 推計に基づき，排出量・移動量を集計・公表する 仕組み（経済産業省，2019a）である。PRTR制度 では事業所単位で対象化学物質の排出量と移動量 とが公表されている。そのため, 化学物質の量に 関する現状を知るには，全国レベルでは化審法の データを，地域レベルではPRTR法のデータを利用することが適していると考えられる。なお， PRTR法では化学物質量として排出量と移動量の みを届出対象としているが, 東京都, 神奈川県,埼玉県, 愛知県, 大阪府などの都府県や, いくつ かの政令指定都市, 中核市などでは, 独自の条例 に基づき, 取扱量の届出を事業所に課している (環境省, 2012b)。事業所での取扱量は, 化学物質の保管量と関連しており，災害・事故時の化学物質污染や住民の健康へのリスクの目安に用いる ことが可能であると報告されている（中村ら， 2019; 杉浦ら，2019)。

これまで，1自治体（大阪府）のPRTRデー夕及び取扱量デー夕に限られているが，排出量・移動量と取扱量との関係性についての研究が行われ てきた（例えば，中村ら，2019；杉浦ら，2019）。業種により取扱量は排出量の約 5,000-30,000倍に 相当することが明らかにされている（中村ら， 2019)。また，杉浦ら(2019)は地域における排出量・移動量からその地域に存在する取扱量を推定 するために，必要な要素が何であるかの分析を行っており, 取扱量を推計するためには化学物質種だけでなく業種の違いも考慮することが重要で あることを指摘している。これらの研究において は, 取扱量と関係があると考えられる項目の抽出及び検討を行っているが，実際の取扱量推定式の 検討には至っておらず，他自治体の取扱量推定は 行われていない。また, 従業員数との関係も検討 されていない。PRTR制度では企業規模の目安に なると考えられる従業員数の届出も課されてい る。同一業種において, 事業所の従業員数は数人 から数千人まで様々である。企業規模により保有 する機器や排出対策は異なり, このことが取扱量 あたりの排出量や移動量に影響を及ぼす考えられ るため, 従業員数も重要な要素となる可能性があ る。

災害・事故の事前及び事後に迅速に提供できる 情報基盤の整備を目指し, 本研究では, まず化学物質の推定取扱量を地図に示し, 可視化すること を目的とした。取扱量の届出を事業所に課してい る自治体から可能な限りの取扱量データを取得 し, 排出量 - 移動量と取扱量の関係式を作成し た。また, 先行研究では考慮されていなかった従業員数を新たに解析項目に加えることにした。さ らに，作成した関係式と国が公表している全国の 対象事業所の排出量・移動量データ（以下「PRTR データ」と記す。）から, 各都道府県の取扱量を 推定するとともに地図化し, 災害対策への利用可能性について考察を行った。

## 2. 方法

## 2.1 データの取得

本研究の検討フローを Figure 1 に示した。PRTR データは「PRTRけんさくん」(環境省, 経済産業省，2019）により入手した。取扱量デー夕は, 11 自治体 (札幌市, 福島県, 神奈川県, 相模原市, 愛知県, 名古屋市, 豊橋市, 岡崎市, 豊田市, 大阪府, 徳島県）より提供を受けた。取得し たデー夕は2017年度のデータである。なお, 取扱量デー夕は, 業種別, 化学物質別, さらに事業所の従業員数区分別 (20人以下， 21 49人，50～ 299 人及び 300 人以上の 4 区分）に分類され，集計された形式で取得し, 事業所が識別できないよ うに配慮した。大阪府より取得したデータを例と して示す(Table 1)。また, 取扱量デー夕の内訳を Table 2 に示した。

## 2.2 排出・移動率の算定

排出量と移動量との合計 (以下, 排出 - 移動量 とする）と取扱量との比を「排出・移動率」と定義し, 以下の式で算出した。

$E_{\mathrm{abc}}=R_{\mathrm{abc}} / H_{\mathrm{abc}}$

ここで， $E_{\mathrm{abc}}$ は化学物質 $\mathrm{a} て ゙$ 業種 $\mathrm{b}$ の従業員数区分 $\mathrm{c}$ に対する排出・移動率, $R_{\mathrm{abc}}$ は同じく排出移動量合計 $(\mathrm{kg} /$ 年 $), H_{\mathrm{abc}}$ は同じく取扱量 $(\mathrm{kg} /$ 年 $)$ を表す。

また, 取扱量の推計は以下の式により行った。

$H e_{\mathrm{abc}}=R p_{\mathrm{abc}} / E_{\mathrm{abc}}$

ここで, $H e_{\mathrm{abc}}$ は化学物質 $\mathrm{a} て ゙$ 業種 $\mathrm{b}$ の従業員数区分 $\mathrm{c}$ に対する推定取扱量 $\left(\mathrm{kg} /\right.$ 年）を， $R p_{\mathrm{abc}}$ は同 じくPRTRデータから得られる排出・移動量合計 $(\mathrm{kg} /$ 年）を表す。

## 2.3 排出・移動率の妥当性の検討

埼玉県では化学物質ごとの取扱量を HP上で公表している（埼玉県，2019）。そこで，埼玉県の データを用いて排出・移動率の妥当性を検討し た。埼玉県をテストデータとして, 本検討で得ら れた排出・移動率と埼玉県の2017年度の PRTR

Figure 1 Data research flow
データから各化学物質の推定取扱量を算出し, 公表されている取扱量との比率を「誤差率」と定義 した。誤差率は以下の式で算出を行った。

$G_{\mathrm{a}}=\Sigma_{\mathrm{bc}} H e_{\mathrm{abc}} / H s_{\mathrm{a}}$

$G_{\mathrm{a}}$ は化学物質 $\mathrm{a}$ に対する誤差率, $H e_{\mathrm{abc}}$ は化学物質 $\mathrm{a}$ で業種 $\mathrm{b}$ の従業員数区分 $\mathrm{c}$ に対する推定取扱量（ $\mathrm{kg} /$ 年）を, $H s_{\mathrm{a}}$ は化学物質 $\mathrm{a}$ に対する埼玉県の年間の届出取扱量（ $\mathrm{kg}$ /年）を表している。

また，さらなる検討のために，化審法で得られ る製造輸入数量と全国の推定取扱量との比較を 行った。全国の製造輸入数量の集計結果が経済産業省により公表されている（経済産業省, 2019b)。一般化学物質では総量が $1,000 \mathrm{t}$ 以上の 物質については，総量が有効数字 1 桁で公表され ており, 優先評価化学物質では $1 \mathrm{t}$ 単位で公表さ れている。この製造輸入数量は全国で使用される 総取扱量に近い値であると予測される。全国の 2017 年度の PRTRデータと排出・移動率から各化学物質の推定取扱量を算出し, 式 3 の分子に推定取扱量を，化審法における2017年度の製造輸入数量を分母とし，その比率を「取扱・製造輸入比」と定義した。

計算を行う際に, PRTR法対象物質と化審法対象物質の紐づけを行った。PRTR法の化学物質に 紐づけされている CAS 登録番号 (CAS RN) から,化学物質データ検索システムである NITE-CHRIP （製品評価技術基盤機構，2020）を用いて化審法官報整理番号との紐づけを行った。CAS RNがな い物質については計算対象外とした。また, 化審法で公表されている製造輸入数量のうち，全国で の総量が $1,000 \mathrm{t}$ 未満の化学物質については $\lceil 1,000 \mathrm{t}$ 未満」と表記されており, 計算困難であ るため計算対象外とした。化審法における製造輸

Table 2 Overview of handling amount data

Table 1 Example of acquired handling amount data (obtained from Osaka prefecture government)

 &  &  & \multicolumn{1}{c}{} \\

金属製品製造業 & トルエン & $21-49$ & 108,340 & 24,355 & 186,350 \\
化学工業 & キシレン & $300<$ & 20,161 & 73,952 & $6,111,400$ \\

入数量のうち, 一般化学物質では, 総量が $1,000 \mathrm{t}$以上の物質については, 総量の有効数字 1 桁が公表されており，例えば $1,000 \mathrm{t}$ 以上 2,000 t未満は 有効数字 1 桁で「 $1,000 」$ と表記される。取扱・製造輸入比の計算においては, 表記されている数值 をそのまま使用した。

以上の過程で算出した誤差率及び取扱・製造輸入比から, 排出・移動率を比較検討した。

## 3. 結果及び考察

## 3.1 排出・移動率の算定

## 3.1.1 物質別, 業種別及び従業員数別の排出・移動率

PRTR制度において届出対象の化学物質は 462 物質あり，そのうち 11 自治体で届出されている 物質は279物質であった。このうち排出・移動率 が算出できた物質は 249 物質であった。排出量と 移動量との合計が 0 であった 30 物質については,排出・移動率を算出できなかった。また, 全国で 10 以上の事業所から届出があった対象となる化学物質は 241 物質であり, そのうち 228 物質が本研究で対象とした 11 自治体では届け出がなされ ていた。そのため, 届出の多い化学物質のうち9 割以上が捕捉できていると考えられた。

排出・移動率の算定できた各物質（249物質）及び各業種（51 業種）について，排出・移動率 $E_{\mathrm{a}}$ 及び $E_{\mathrm{b}}$ の分布を Figure $2 \mathrm{a}$ 及び $2 \mathrm{~b}$ にれぞれ示 した。化学物質別の排出・移動率は2.18× $10^{-7}-1.00$ の範囲に分布しており, $10^{-3}-10^{-2} に$ ある物質の割合が一番高かった (Figure $2 \mathrm{a})$ 。排出・移動率が最大であった物質は, 2-クロロ-4,6ビス (エチルアミノ)-1,3,5-トリアジン，オルトクロロトルエン, ブロモトリフルオロメタン及び ポリ塩化ビフェニルの4物質であり, 最小であっ た物質は $1,1,2$-トリクロロエタンであった。ここ で，例えばポリ塩化ビフェニルは現在，使用・製造が禁止されており，「ポリ塩化ビフェニル廃棄物の適正な処理の推進に関する特別措置法」に基 づき，事業所内に保管されているポリ塩化ビフェ ニルを一定期間の間に廃棄処分をする必要があ る。排出・移動率が 1.00 と最大である理由は, 廃棄処分量 (移動量) がそのまま取扱量とカウント されるためであった。業種別の排出・移動率は $6.78 \times 10^{-5}-1.00$ の範囲に分布しており, 排出・移動率が $<10^{-1}$ にある物質の割合が一番高かった (Figure $2 b$ b)。排出・移動率が最大であった業種は

b) 業種

排出 $\cdot$ 移動率

Figure 2 Distribution of a) chemical substances and b) industry for emission-transfer rate

ガス業であり，最小は石油卸売業であった。この ことから, 化学物質間及び業種間の排出 ・移動率 の差は最大で $10^{5}-10^{7}$ 倍あることが明らかとなっ た。この結果は，大阪府のデータを用いて解析を 行った杉浦ら(2019)の報告と同様の傾向であり, この傾向は全国的なものであることが示唆された。次に，同一業種における事業所の従業員数区分 ごとに排出量 $E_{\mathrm{c}}$ を算出した。そのうち，4つある 従業員数区分を全て算出できた業種 22 種につい て, 従業員数区分別の排出・移動率を Figure 3 に 示した。

業種により, 排出・移動率の傾向は異なってお り, 家具・装備品製造業, 一般機械器具製造業や 電気機械器具製造業などでは, 従業員数が大きく なると排出・移動率は小さくなる傾向がみられ た。この要因の一つとして, 企業の規模により生産工程における化学物質の歩留まりや排ガス・排水処理施設等への設備投資に差があり，大規模企業は効率よく化学物質を使用しているということ が考えられた。

金属製品製造業や燃料小売業などでは，従業員区分に関わらず排出・移動率に大きな差はなかっ た。これは, 同一業種での化学物質の用途の類似性が高いことが考えられた。また, 燃料小売業で は業界団体から「PRTR排出量・移動量算出マ

Figure 3 Emission-transfer rate distribution for number of employee categories by industry. Number of legends means 1 : number of employees is 20 or less, 2: 21-49, 3: 50-299, 4:300 or more

ニュアル」（石油連盟，2015）が出されており， このようなマニュアルの使用により統一した計算 が行われていることが考えられた。

電気業のように従業員数が大きくなると排出・移動率が大きくなるものや, 食料品製造業など一定の傾向がみられない業種もあった。この要因と しては，同一業種間においても化学物質を用いる 製造，業務プロセスが異なること（杉浦ら， 2019）が考えられた。

以上のことから，業種により，企業の規模を示 す従業員数と排出・移動率とは相関があることが 示唆された。よって, 排出・移動率の算定には従業員数を考慮することが重要であると考えられた。

## 3.1.2 従業員数を考慮した排出・移動率の作成

化学物質, 業種及び従業員数規模別に区分, 集計した排出 - 移動量と取扱量との比から, 排出移動率 $E_{\mathrm{abc}}$ を算出した。なお, 11 自治体でデー夕 のない業種は $E_{\mathrm{a}}$ (化学物質別のみ), 該当する従業員数区分のデータがない場合は $E_{\mathrm{ab}}$ (化学物質別か つ業種別で算出）を排出・移動率として用いた。算出結果の例として, 化学工業, 金属製品製造業, 自然科学研究所, 空業 ・土石製品製造業にお けるトルエン, ジクロロメタン, ノルマル-ヘキ サン及び鉛化合物の排出・移動率を Table 3 に示
した。Table 3の化学工業においては, どの物質 においても従業員数の変化による一定の傾向はみ られなかった。これは, 同じ化学物質においても 製品として出荷されるものや, 化学処理などで使用され, 環境中に排出されるものなど, 用途や排出過程が異なることにより排出・移動量が異なる と推察された。金属製品製造業においては，各物質において，従業員数に関わらず同じオーダーで の排出・移動率を示した。これは, 同じ化学物質 に対して用いられる用途が類似している可能性が 考えられた。窐業・土石製品製造業のトルエンに ついては, 従業員数の減少に伴い排出・移動率が 減少する傾向がみられた。この要因としては排出処理設備の導入の有無等が関係している可能性が 考えられた。また, 自然科学研究所及び空業・土石製品製造業のジクロロメタンにおいて, 排出$\cdot$移動率が 1.00 となった。排出量及び移動量の内訳 をみると，自然科学研究所においては，移動量の 割合が約 9 割を占めており, 多くが回収され廃棄物として出されていた。一方, 空業・土石製品製造業においては，排出量の割合が約 8 割を占めて おり, 多くが環境中への排出となっており, 同じ 排出・移動率であっても, 業種により排出量及び 移動量の内訳が大きく異なっていた。
田和ら：PRTRデータを活用した化学物質取扱量の推計

Table 3 Emission-transfer rate ( $E_{\text {abc }}$ ) considering chemical substances, industry and classification by number of employees

} & \multicolumn{2}{|c|}{ トルエン } & \multicolumn{2}{|c|}{ ジクロロメタン } & \multicolumn{2}{|c|}{ ノルマル-ヘキサン } & \multicolumn{2}{|c|}{ 鉛化合物 } \\

*1: 従業員数が 20 人以下， 2: 21-49 人，3:50-299人， 4: 300 人以上

**表中の「一」は当該の区分において，全国での届け出がなかったことを示す

取扱量推定及び排出・移動率の妥当性の検討を するにあたっては, Table 3 の結果例に示した算出結果表を用いた。

## 3.2 排出・移動率の妥当性の検討

排出・移動率の妥当性を検討するため，排出・移動率から算定された推定取扱量と埼玉県での公表取扱量及び製造輸入数量との比較を行った。ま た，排出・移動率を用いるにあたって従業員数を 考慮することが，精度向上に寄与するか判断する ために, 従業員を考慮した排出・移動率 $\left(E_{\mathrm{abc}}\right)$ 及 び従業員を考慮しない排出・移動率 $\left(E_{\mathrm{ab}}\right)$ の 2 つの 場合について誤差率及び取扱・製造輸入比を比較検討した。

埼玉県では235物質の届出があり, そのうち,埼玉県のPRTRデータから取扱量を推定可能な 169物質について誤差率を求めた。範囲ごとに区分けした誤差率とそれらの区分に該当する化学物質数を Figure 4 に示した。誤差率の範囲が0.1-10 にある化学物質は従業員ありで 105 種（約 $62 \%$ ),従業員なしでは107種（約63\%）であった。

次に全国の推計取扱量と製造輸入数量との比較 を行った。11自治体で届け出されている化学物質 と化審法の化学物質との紐づけを行ったところ,紐づけできた化学物質は 127 物質であった。範囲ご とに区分けした取扱・製造輸入比とそれらの区分 に該当する化学物質数を Figure 5 に示した。取扱・製造輸入比の範囲が $0.1-10$ たっった化学物質数は従

あった。従業員数を考慮することは, 誤差率, 取扱・製造輸入比のどちらにおいても, その範囲が 0.1-10に収まる化学物質数に影響しなかった。 さらに, 誤差率及び取扱・製造輸入比の全体の 分布幅について比較検討した。誤差率において は, 従業員数の考慮ありでは標準偏差 191, 尖度 105 であり, 従業員数の考慮なしでは標準偏差36,尖度 148 であった。一方, 取扱・製造輸入比では,従業員数の考慮ありでは標準偏差 53, 尖度 90 であ り, 従業員数の考慮なしでは標準偏差 116 , 尖度 78 であった。このことから, 誤差率は従業員数 の考慮なしの方が, 取扱・製造輸入比では従業員数の考慮ありの方が, 分布幅が狭く, 全体の精度 が高いと考えられた。これらのことから, 従業員数は排出・移動率に寄与するファクターであるこ とが示唆された。たたし， 1 自治体での推計と全国の推計では推計精度が変わっている。異なる要因として，例えば，地域における産業形態によ り，化学物質種や業種の偏りがあるということが

Figure 4 Distribution of number of chemicals for the categories of the error rate between the handling amount by the notification data and those by estimated data for chemicals. Grey column: calculation by $E_{\mathrm{abc}}$ emission-transfer rate, white column: calculation by $E_{\mathrm{ab}}$ emission-transfer rate

取扱・製造輸入比

Figure 5 Distribution of number of chemicals for the categories of the ratio of estimated handling amounts by the production and import volume for chemicals. Grey column: calculation by $E_{\mathrm{abc}}$ emission-transfer rate, white column: calculation by $E_{\mathrm{ab}}$ emission-transfer rate

考えられる。今後,このような要因についても検討し，従業員数のファクターがどのように寄与し ているのか調べる必要がある。

以上のことから，従業員数の考慮あり及びなし の場合どちらにおいても，化学物質のおよそ半数 が0.1-10倍の範囲で取扱量の推計ができることが 分かった。また, 従業員数は推計に寄与する可能性が示唆された。

次に，従業員数を考慮した排出・移動率で算出 を行った誤差率と取扱・製造輸入比を基に排出・移動率について考察を行った。

誤差率が 1 以上の割合は約 $66 \%$ ，取扱・製造輸入比は約 $73 \%$ であり，計算より導き出された誤差率と取扱・製造輸入比は過大評価の割合が高かっ
た。過大評価となる要因の一つとして, 排出・移動量が 0 かつ取扱量が 0 以上である事業所が含ま れていることが考えられる。また，杉浦ら(2019) は，同一事業種においても当該物質が製品として 扱われているか否かによって排出・移動率は異な り，取扱量と排出・移動量との比がオーダーレべ ルで異なることを明らかにしている。よって，排出・移動量が 0 の事業所や大規模事業所の影響に よって, 誤差率が過大評価されていると推察され た。本研究においては, このような事業所も含め て排出・移動率を算出しているため，排出・移動率を過小評価し, 誤差率と取扱・製造輸入比が過大評価されている可能性がある。また, 特定の化学物質を多く使用する事業所の影響により，排出・移動率が低くなる可能性もあり得る。加えて,誤差が大きくなる要因として，デー夕数の少なさ があげられる。本研究で用いた 11 自治体に存在し ていない業種については，他業種で推定された排出・移動率 (排出・移動率タイプ $E_{\mathrm{a}}$ )を用いて取扱量を推定している。例えば，大阪府 1 自治体で 排出・移動率を算定し, 誤差率を求めた場合,

あり，11 自治体にした場合の方が0.1-10の範囲に 入る化学物質数が多かった。したがって，解析に 用いる自治体数を増やすことにより，幅広い業種, 化学物質のデータが入手できれば，排出・移動率の精緻化が可能であると考えられた。

さらに，物質ごとの物理化学的性状や排出先を 考慮することも，排出・移動率の精緻化には重要 であると考えられる。化学物質の使用用途によ り，大気への排出の場合には蒸気圧に応じた排出係数が，水域への排出の場合には溶解度に応じた 排出係数が設定されている場合がある（経済産業省，2020）。使用用途においては，製造や業務プ ロセスにより異なると考えられる。そのため，こ れら物理化学的性状及び使用用途をパラメータと することで，排出・移動率の精度向上が期待でき る。ただし, 現行の PRTR制度では, 使用用途の 報告義務はない。

そして, PRTR制度で公表されている事業所の 排出量と移動量が両方とも0の事業所がある。「PRTRけんさくん」から検索した2017年度の データによると，全 242,238 件のうち, 排出・移動量が0の事業所デー夕は86,744件であった。現行の PRTRデータだけではこのような事業所にお ける取扱量を推定できない。そのため，取扱量の

b) 推定取扱量

Figure 6 Distribution map of a) release-transfer amount and b) estimated handling amount of Xylene

推定精度向上には, 事業所へのアンケートやヒア リング調査などを行うことが有効であると考えら れる。事業所ごとに化学物質の使用用途や排出状況などを丁寧に把握することでPRTRデータを補完し，新たなパラメータを加えることにより取扱量の推定精度向上が見込まれる。

本研究では，個々の事業所のデータが集約され たものを取得し，オーダーレベルでの誤差を検討 した。アンケートやヒアリング調查などで事業所単位のデータが取得できれば，さらに精緻な検討 が可能となり，市町村ごとの可視化，メッシュ マップ化が進み，化学物質に対応する災害対策へ の寄与が高まると期待できる。

## 3.3 都道府県別の推定取扱量の地図化

本検討で算出した排出・移動率を用いて，各都道府県レベルでの取扱量の推計を試みた。例とし て取扱量を推定した全化学物質の中で良好な結果 （誤差率 2.00 , 取扱・製造輸入比 3.15 ) が得られた キシレンについて, 「地理情報分析支援システム MANDARA」(谷，2017）を用いて地図表示を 行った(Figure 6)。

キシレンは, 主に石油製品・石炭製品製造業,化学工業, 燃料小売業等が盛んな地域で推計取扱量が大きな値を示した。例えば，和歌山県におい ては排出・移動量は全国の中でも少ない部類であ るが，推定取扱量では多い部類に分類される可能性が示された。これは, 排出・移動率が小さい石油製品・石炭製品製造業に関わる事業所の排出移動量が多く,これらの産業活動が活発であるた めと考えられた。つまり，排出量と移動量は必ず しも取扱量の目安とはならず，災害・事故を想定 した地域ごとの化学物質リスクを考慮するために は，自治体による取扱量の把握や，本研究のよう な取扱量の推定が重要であると考えられた。中村 ら(2019)は，大阪府を例として，取扱量マップと 南海トラフ巨大地震による想定被害地域との情報 を合わせて可視化することが災害対策に有用であ ると報告している。

ただし，ここでの推定取扱量は年間の集計値で あり，その時間変化（小山，鈴木, 2019）や自治体内の地域偏在性（杉浦ら，2019）を考慮しなけ ればならない。さらに, 保管量に関しては, その 届出を義務づけている自治体はほとんどなく, 保管量について推定している先行研究は少ない (例 えば, 藤木ら, 2009)。藤木ら (2009) は, 京都府内を対象に実施した工場でのヒアリング結果に基 づき，保管量を年間取扱量の 2 週間分としてい る。また著者らが，大阪府内の 2 つの工場でヒア リングを行ったところ，化学物質によって異なる ものの，保管量は年間取扱量に対して 1 週間 -1 か 月分, あるいは $2-10 \%$ (平均 4\%) であるという藤木ら (2009) と近い回答を得た。しかし, 調査した 事業所数が限られているため, 今後も情報収集に 努める必要がある。

## 4. まとめ

PRTRデータから化学物質の取扱量を推計する 手法について検討を行った。取扱量の推計のため に先行研究で重要な要素とされている化学物質種及び業種以外に, 従業員数を加味した検討を行っ た。11自治体より提供を受けた取扱量と, PRTR
届出データの排出量, 移動量とを用いて, 各化学物質の業種ごと, 従業員数規模別の排出・移動率 を算出した。その結果, 同一業種内でも従業員数規模により排出・移動率の異なることがわかった。 ただし，従業員数の寄与がどれくらいであるかは 今後も検討の必要がある。次に, 排出・移動率の 妥当性を検証するため，埼玉県の推定取扱量と取扱量公表値との比較, そして全国の推定取扱量と 化審法の製造輸入数量との比較検討を行ったとこ 万，誤差率，取扱・製造輸入比のどちらにおいて も 0.1-10倍である化学物質の割合は 5 割以上で あった。しかしながら, 推定値から大きく外れる 化学物質もあることから, デー夕数の確保や事業所の状況に合わせたパラメータを補完し，推定精度を向上させることが必要であると考えられた。

## 謝辞

本研究は, 環境研究総合推進費S17-4(1) (JPMEERF18S11713)の補助を受けて行われた。 また, 多くの自治体担当職員の方々にデー夕提供 のご協力をいただいた。ここに謝意を表する。

## 参考文献

藤木 修, 中山義一, 中井博貴 (2009) 地震によ る河川水質污染の影響評価について, EICA, 14 (2-3), 28-36.

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響について (第9 報). https://www.env.go.jp/ jishin/attach/saigai_pcb_eikyo_201212.pdf (アクセ ス日：2019年9月14日）

環境省 (2012b) PRTR制度に関する自治体アン ケート・ヒアリング結果. https://www.env. go.jp/chemi/prtr/archive/kondankai/1/4-1.pdf (アク セス日：2019年9月14日）

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厚生労働省 (2011)「東北地方太平洋沖地震に伴う 津波による毒物又は劇物の流出事故等に係る対応について」における集計結果について。 https://www.mhlw.go.jp/stf/houdou/2r9852000001 djj7-att/2r9852000001dmco.pdf（アクセス日： 2019 年 9 月 14 日)

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仲井邦彦, 上野大介, 中田晴彦 (2013) 東日本大震災後における三陸沿岸部の化学物質污染の推移, 学術の動向, 18, 34-41.

中村 智, 田和佑脩, 矢吹芳教 (2019) 災害 - 事故に備えた大阪府の化学物質対策の取り組み,環境化学, 29(3), 119-128.

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杉浦隆介, 水谷 慧, 中村 智, 貫上佳則 (2019)震災時における化学物質污染の予測に向けた化学物質の排出・移動量と取扱量の関係の評価 大阪府化学物質管理制度を活用して -, 土木学会論文集 G(環境), 75(7), 65-72.

谷 謙二 (2017)「今昔マップ旧版地形図タイル画像配信・閲覧サービス」の開発, GIS-理論と応用, 25(1), 1-10.

## 付録

PRTR対象物質ごとの 11 自治体の合計取扱量,誤差率及び取扱・製造輸入比


# 新たな大学経営概念におけるリスクマネジメントを考える 一遺伝資源取扱いリスクを例として一*

Risk Management under Evolving University Management:
Referring to Risk from Treating Genetic Resources
}

岡田 祥宏**

Yoshihiro OKADA

\begin{abstract}
Japanese higher educational community just declared enhancement of internal control and governance system in the university management, following the government's line. In this letter, the COSOInternal control framework, enterprise risk management, ISO31000 and university governance code of Japan are introduced. They are useful concepts for all those who are interested in risk management of universities to discuss how to clarify the risk management concept of treating genetic resources in the universities. As mentioned in ISO31000, managing risk is part of governance and leadership, and is fundamental to how the organization is managed at all levels. That's why risk management of treating genetic resources under the Nagoya Protocol should be implemented in harmony with the internal control function of universities. Finally four points for discussion are offered.
\end{abstract}

Key Words: enterprise risk management, genetic resources, governance code, internal control, ISO31000
## 1. はじめに

主に企業経営の世界で注目されてきた内部統制 やガバナンスの概念を大学経営に強く反映させよ うとする議論が,ここ数年の間に急速に進められ ている。国立大学経営力戦略 (文部科学省, 2015) においてその方向性が示されたのが始まりと思わ れる。そして, この新たな大学経営実施に向けた ガバナンス・コードが国・公・私立大学の各代表団体から公表され，2020年3月までに出揃った。 この新たな大学経営の基幹機能の一つが, 内部統制やガバナンスの成否に大きく影響を及ぼすリス クマネジメント（以下，RM）である。

折しも, そのような大学経営像議論の最中で あった 2017 年, 研究者にとっての研究材料であ
り事業者にとっての商品候補でもある遺伝資源を 海外から取得し利用する上での手続き等に関する 国際条約が，わが国で発効した。「生物の多様性 に関する条約の遺伝資源の取得の機会及びその利用から生ずる利益の公正かつ衡平な配分に関する 名古屋議定書」(以下, 名古屋議定書) である。名古屋議定書の国内発効に伴い, 政府は, 遺伝資源の取扱い（遺伝資源の取得, 国内及び越境移動,商用及び非商用利用, 利用から生じる利益の配分等）をRM課題として捉え, 各大学等に対応体制 の構築を要請した。たたし，遺伝資源の取扱いに 関係する国際法は名古屋議定書以外にも複数存在 するし, 研究倫理規範の遵守や遺伝資源所有者が 守ってきた伝統・慣習等の尊重など, 法的拘束力

* 2020 年 09 月 16 日受付, 2020 年 10 月 01 日受理, 2020 年 11 月 27 日 J-STAGE早期公開

** 筑波大学生命環境系 (Life and Environmental Sciences, University of Tsukuba)

の有無にかかわらずRMの対象事項は多様である ことも念頭に置く必要がある（岡田ら，2017）。

新しい経営概念を学内で具現化するには内部統制と連携したRM機能が求められ，そのような RM 機能は全学的な RM体制と各部門での RM 体制と の統合によって発揮されることを，世界的に普及 しているRM朹組から学ぶことができる。本稿で は,このような RM概念を大学に導入していく際 の議論材料を，遺伝資源の取扱いに関するRMを 例に提示してみる。

なお，本稿での「リスク」は，正と負の両方の 影響をもたらし得るリスクとして使用している。

## 2. 内部統制とガバナンスを導入した新た な大学経営像

以下に，企業経営及び大学経営における内部統制の導入経緯を振り返り，大学内における新たな RM体制を考える上での前提としたい。

## 2.1 内部統制とは

内部統制という機能は, 企業経営のしくみの一 つとして米国で発展してきたものである。ひと言 で説明すると,「企業が目標を達成し社会から信頼される組織であり続けるために，すべての業務分野を社内の各階層において適正に遂行していく 全社的な仕組みでありその遂行プロセスである」 ということにな万うか。わが国においては，会社法362条4項6号がその考え方を表しているとさ れる。もう一つの内部統制概念として財務情報に 特化したものがある。日本でも金融庁を中心に議論され, 金融商品取引法第 24 条 4 の 4 に映され ているとされる。

企業と大学法人では運営の目的も形態も異なる が, 適正な組織運営と情報開示を行うことで社会 に資する存在になるという方向性は共通のもので ある。大学においては, 上記 2 種類の内部統制の 考え方, すなわち適正な意思決定や業務体制を念頭に置いた内部統制（会社法）と財務報告を主に 想定した内部統制（金融商品取引法）の両方を考慮しながら, 教育と研究を本業とする場にふさわ しい内部統制が実施されていくものと思われる。

## 2.2 大学経営における内部統制

## 2.2.1 国立大学経営力戦略

国公私立の違いに関係なく, 社会から寄せられ る大学への期待に応えるため, 「学校教育法及び国立大学法人法の一部を改正する法律」の施行後 に, 国立大学経営力戦略が策定された。それは,大学運営の内部統制的な考え方を強化しようという 方向性を示したものであった (文部科学省, 2015)。大学における内部統制とは, 大学の目的を達成す るために必要な教育・研究・産学連携等の他, 法務・財務・学生生活・施設管理・広報などすべて の業務領域において, 運営幹部をはじめとするあ らゆる階層の教職員等全員が適正に遂行していく 学内プロセスということになる。

## 2.2.2 大学のガバナンス・コード

大学運営に内部統制が不可欠であることをより 明示しているのが，大学のガバナンス・コードで ある。最近,「私立大学版ガバナンス・コード」 (日本私立大学協会, 2019), 「公立大学の将来構想：ガバナンス・モデルが描く未来マップ」(公立大学協会, 2019),「国立大学法人ガバナンス・ コード」(文部科学省, 内閣府, 国立大学協会, 2020）が次々と公表された。ガバナンス・コード 自体の世界的普及のきっかけは，経済分野におけ る「OECDコーポレート・ガバナンス原則」(1999 年）である。この原則の改訂版 (OECD, 2004) 等を モデルにして，日本においても2015年に「コーポ レートガバナンス・コード」が公表され, 2018 年 6月にはその改訂版が策定された（東京証券取引所，2018）。同年6月には, 政府の「統合イノベー ション戦略」の中で国立大学法人ガバナンス・ コードの策定が指示された（内閣府，2018）。

国立大学法人ガバナンス・コードには 4 つ基本原則が設定されている。その中の基本原則 4 「社会との連携・協働及び情報の公表」には，「内部統制の仕組みの整備・実施」及び「内部統制の 運用体制の公表」が明記されている。

また, ガバナンスは組織や管理体制の構造を指 すものと思われがちだが, 本質は大学の運営幹部 が適切な内部統制を構築し適切に実施しているか どうかをチェックし, 不具合に気づたら軌道修正を促すしくみである。この役割は, 各大学の監事や学外役員等を含めて担うことになるが, 文部科学省の国立大学法人大学評価委員会等の仕事も ガバナンス機能の一部と見なし得る。

## 3. あらゆる組織に適用できるRM枠組

ある組織内での RM体制は, それ自体が単独で 敷かれているわけではない。たとえば企業におい ては, マーケティング, 営業, 研究開発, 生産,
品質, 環境, 情報セキュリティ, 人事・労務など の事項ごとにそれぞれマネジメント体制が存在す る。しかし，そのようなすべてのマネジメント体制は目的達成のための意思決定や各業務プロセス の不確実性（すなわちリスク）を管理することに 他ならない。それらの個別のマネジメント体制を RMの一環として統合し, 内部統制に組み达むこ とが望ましい。国際標準化機構（以下，ISO）も，既存の各マネジメントシステム規格を一つの組織 の全社的マネジメントに統合することの必要性を 述べている(ISO, 2018a)。

企業に限らずあらゆる組織に適用できる RM枠組の代表的なものとしては, 以下の2つであろう。 (各枠組の詳細は他資料に譲る。)

【Enterprise Risk Management-Integrating with Strategy and Performance (COSO, 2017)】

このRM統合的枠組を発行したCOSOは，内部統制の観点から「内部統制の統合的枠組（2013年改訂版)」(COSO，2013）を公表しているが，それ と併存するものとして，内部統制体制を取り込ん た形でこのRM枠組を策定している。

Enterprise risk management(以下，ERM）は「全社的リスクマネジメント」と訳されており, 組織目標を達成するために組織内のすべての部門を連携させて, リスクの識別, リスクの重大度評価, リスクの優先順位づけ，リスクへの対応等を実施 することという意味合いを持つ。

【ISO 31000 とその関連文書】

ISO 31000:2018 Risk Management—Guidelines (ISO, 2018b)

ISO 31000:2019 Risk Management—Principles and Guidelines (ISO, 2019)

IWA 31:2020 Risk management—Guidelines on using ISO 31000 in management system (ISO, 2020)

※ IWA (International Workshop Agreement)は ISO

了解の国際的な取り決め。

COSO-ERMとISO 31000 は互いに整合的である。組織のRM体制を見直す場合，両者のどちらかを 参考にしてもよいし，ERMを主軸に体制構築し， ISO 31000 を補完的に適用するという方法も考え られる。またその逆もあり得る。

## 4. 大学経営に適用できる RM枠組

大学において内部統制を実践するということは，企業の場合と同様に, 学内外のあらゆるモノ, 資金, 戦略, 戦術 (対策), 個人の行動, 学外情勢変化等に潜むリスクと向き合うことである。いくら 新機軸の戦略や意欲的な対策を打ち出したとして も, 立案過程での意思決定, 戦略の内容, その実践の各段階に表裏一体的に存在するリスクを管理 しなければ, 期待通りの成果を得ることはできな い。従って, 大学経営に適用する RM枠組も, 前述の「あらゆる組織に適用できる RM枠組」と整合したものが求められるはずである。

これまで世界的によく知られてきた高等教育機関用RM朹組としては，以下のものがある。

【Risk management: a guide to good practice for higher education institutions (HEFCE, 2001)]

※ HEFCE: Higher Education Funding Council for England(英国の高等教育機関への助成を行う 公的機関)。2018年に解散。

わが国における大学の RM枠組みに関しては,以下の公的資料がある。

【国立大学法人経営ハンドブック (2)(国立大学財務・経営センター, 2006)】

(独) 国立大学財務・経営センターは2016年に 他組織と統合され, 現在は(独)大学改革支援 - 学位授与機構にその機能の一部が継承されている。 しかし経営ハンドブックの事業は終了している。 この経営ハンドブック（第6章：リスク管理） が公表されて以来，わが国の国立大学の多くがこ れを参考にしてRM体制を構築していったものと 思われる。現在では，すでに述べたような RM朹組が次々と国際的に普及していることもあり，各大学の目的や特色に合わせたRM体制を形成して きているものと想像される。しかし, HEFSEや 国立大学財務・経営センターがもはや存在してい ないことを考えると, それらが策定したRM朹組 に代わる高等教育機関向けの新たな RM枠組が検討されてもよいのかも知れない。

## 5. 名古屋議定書が抱えるリスク

2017年に国内発効した名古屋議定書は, 国際条約の中でも特殊な様相を呈する部類に入るのでは なかろうか。一般的に国際条約は, オゾン層の保護のためのウィーン条約やオゾン層を破壊する物質に関するモントリオール議定書などのように，締約国は国際的に了解された共通ルールに従って 活動していくものも多い。一方, 名古屋議定書で は，ある国で遺伝資源を取得する場合の統一した 国際ルールが明示されているわけではなく, 守る ベきルールは遺伝資源の存する各国がそれぞれの
国内法によって定めることになっている。その ルールも国ごとに少しずつ（一部の国では大きく）異なっている。また, 国内法の整備状況も国によ りまちまちであり，現時点においても国内法が未整備の国の数は, 決して少なくはない。

なぜそのような状況に置かれているかというと,遺伝資源あるいはそれに関連する伝統的知識の存 する国が，遺伝資源取扱い上の「主権的権利」を 持っていること, そして生物多様性条約及び名古屋議定書における用語の定義が曖昧で，その解釈 に幅が生じやすいこと等が挙げられる。したがっ て，たとえ研究者が十分に注意を払ったとしても，遺伝資源の調査や採取を行ったり利益配分したり する際に現地の関係者との間でトラブルが発生し たり，適正と思って進めていた手続きや行動が違法行為と認定されたりする可能性が高くなる。現時点で研究者等の身の安全, 安定した研究活動,及び遺伝資源等がもたらす社会全体の便益を守っ ていくためにも，大学が遺伝資源の取扱いに対し て実効性のある RM体制を整備しておくことは， これまでも，これからも重要になる。

## 6. 遺伝資源の取扱いを $R M$ 課題とした経緯

国が遺伝資源の取扱いを RM課題と位置づける までには種々の議論があったと思われるが，公開資料を見る限りでは，以下のような流れが見える。 わが国では, 2017 年 5 月 18 日の名古屋議定書締結を契機に，その円滑な実施のための制度整備が 進んでいる。国立遺伝学研究所 ABS 学術対策チー ムは「名古屋議定書に関する大学等における体制構築ハンドブック」(以下, 体制構築ハンドブッ ク）をまとめた（国立遺伝学研究所，2017）。こ れには, 遺伝資源の取扱いが各大学・研究機関等 における RM課題であるという前提での記述が随所に見られる。ちなみにABSとは, Access and Benefit-sharingの略で, 「遺伝資源の取得の機会及 びその利用から生ずる利益の公正かつ衡平な配分」 のことである。また文部科学省は, 各大学等に向 けて, 2017年 5 月 18 日付で通知「研究機関等にお ける遺伝資源の取扱いについて」を発出し, 名古屋議定書への対応を RM課題とした上でその体制構築に取り組むよう要請している。その内容は,担当部署・担当者の明確化, 機関内プロセス及び ルール作り, 機関内周知等である。さらに, 名古屋議定書の的確かつ円滑な実施のための国内措置 として指針が定められた（財務省・文部科学省・厚生労働省 $\cdot$ 農林水産省 $\cdot$ 経済産業省 $\cdot$ 環境省, 2017)。

これらの制度整備は, 名古屋議定書の国内発効 の数年前から開始されていた。遺伝資源の取扱い がRM課題になるであろうとの認識は, 2016年に 日本医療研究開発機構 (以下, AMED）所管の ナショナルバイオリソースプロジェクト（以下, NBRP）の推進委員会がまとめた報告書「今後の バイオリソース整備の在り方について」において も垣間見ることができる。報告書には, 危機管理 に関する記述と法令・指針等の遵守に関する記述 がある（日本医療研究開発機構, 2016）。前者の 記述は,「遺伝資源の取扱い」がRM及び危機管理 の対象とされるに至った議論の始点を表すものの 一つであろう。また, 後者の記述についても, コ ンプライアンス問題は以前より法的リスクとして RM対象に入っている。前述の ABS 学術対策チー ムはNBRP推進の一環として設置されていること から, 危機管理とコンプライアンスの双方が, 共 に取り扱うべきリスクとして体制構築ハンドブッ クに反映されたものと思われる。

## 7. 大学における遺伝資源の取扱いに関す るRM体制の構築についての議論材料

遺伝資源の取扱いに関する業務も，内部統制と ガバナンスに組み达まれた全学的 RM体制の一部 として位置づけられていくものと思われる。たた L, ここで言う全学的RM体制がどのようなもの になるのかは, 各大学の経営幹部の判断に左右さ れる。その判断次第で遺伝資源の取扱いに関する RMの方向性が決まる。RMの方向性次第で, RM 体制の建て付け（組織構造, 組織の機能, 配置人員の規模と専門性, 予算規模等) も決まってくる。前章までの内容を踏まえ, 遺伝資源関連担当部署を例に，大学でのRM体制のあり方についての 議論に参考となり得る材料を提示してみたい。

## 7.1 議論材料(1) 学内の全学的RM体制について内部統制のしくみは，大学が掲げるミッション, ビジョン，目標を達成するためにあるものであり，遺伝資源関連担当部署もそれらの達成のために設計されていなければならない。この部署が組み込 まれる RM体制は, 内部統制と直結した $\operatorname{COSO} の$ ERM ISO31000のような体制であることが望ま しい。しかし, 大学によっては別のタイプのRM 体制を採用するかも知れない。もし別タイプの
$\mathrm{RM}$ 体制であれば，その RM 体制は内部統制やガ バナンスの推進とどのように関連づけられている かを議論し，その実態を確認する必要がある。

## 7.2 議論材料(2) 遺伝資源関連担当部署につい $\tau$

議論材料(1)では，全学的な RM体制の中に遺伝資源関連担当部署が組み込まれることを所与のも のとして述べたが，当部署の存続を確保し続ける ことは容易ではない。業務の質を保ちつつ継続的 な活動を可能にするための，部署としての自助努力の議論が必要と思われる。

まず，内部統制やそれを支えるRMの考え方が 学内の各部門に浸透するまでの数年間は，遺伝資源関連担当部署のメンバーである教員・職員のほ とんどがRM等の知識やスキルにそしい状態が続 くことになる。それを補うためには，早期にしつ かりとしたRM業務マニュアルを作成しておく等 の対策が必要になる。当部署のメンバーの多くが 職員で構成されている場合は，人事異動で短期間 に入れ替わるため部署在任中に遺伝資源関連知識 の習得が間に合わず業務に支障を来たすことも考 えられる。教育・研究が本業の教員が兼任で遺伝資源関連業務に参加する場合は，職員の場合とは 逆に，授業や研究指導とは勝手の違うサービス業務にうまく対応できるかという懸念がある。専任 の教員又は職員を新たに雇うという選択肢もある が，予算上の制約が大きい。

## 7.3 議論材料 (3) 全学的 RM体制と遺伝資源関連担当部署との関係について

大学経営の実際は, 企業のような費用対効果追求型の業務遂行たけで成り立っているわけではな い。しかし，内部統制とガバナンスをベースにし た今後の大学経営下では，遺伝資源関連担当部署 の業務内容が大学のミッション, ビジョン, 目標 の達成に必要と認められ，割当てられた予算規模 に見合った成果を出すことが，部署の評価を左右 するという傾向は強まるであろう。

現在，各大学での遺伝資源関連担当部署の主業務は，各国の遺伝資源取得手続きを，遺伝資源を 取得しようとする一人の研究者に紹介すること等 ではないだうか。それは研究者個人にとっての 支援という意識が大きく，その支援業務がその大学の目的を達成するためにどう直結しているかと いう経営者的発想が今後求められるかも知れない。
そのような部署となるためには, 個別の研究活動 と大学の内部統制活動の両方に貢献する業務とし て，遺伝資源やその取扱いに付随するリスクへの 対応を主軸にすべきと思われる。そうすることで，文部科学省が前述の2017年通知で求めている体制が学内にしっかりと根を張ることになるのでは ないか。

## 7.4 議論材料(4) 学内の遺伝資源関連担当部署と 学外の遺伝資源関連機関との関係について

名古屋議定書締約国としてのわが国の取組みに，各大学での遺伝資源関連担当部署の役割は大きい と思われる（もちろん，大学以外の各研究機関等 においても同様である)。そうであるならば，各大学と関連省庁, 各省所管の研究機関, AMED,国立遺伝学研究所, (財)バイオインダストリー協会等の遺伝資源関係機関がどのように戦略連携す れば，各大学での取組みに最大の効果が得られる のかという本格的な議論が望まれるところである。上述の各界・各領域の関連機関がコンソーシア ムを組んで議論することで，例えば，遺伝資源の 取扱いに関する種々のリスクのうち，どのリスク をどの程度までなら許容するのか，対応するリス クの優先順位づけどのように行うのかといった 一定の指標を作成し，各大学に示すことができる のではないか。各大学はその指標を参考にしてそ れぞれの内部統制下での RM体制に見合った独自方針が立てやすくなる。

また，コンソーシアムの構成機関が相互調整し て各界の役割分担を明確化していく中で，各大学 の遺伝資源関連担当部署が受け持つべき役割モデ ルを提示することもできるのではないか。その役割分担モデルは, 大学の経営幹部が当部署の存在意義を理解する格好のツールにもなるだろう。 (本稿の内容は筆者の個人的見解に基づくもので あり，所属大学及び他の機関の見解を述べたもの ではない。)

## 謝辞

本稿は, (国研)日本医療研究開発機構ナショナ ルバイオリソースプロジェクト情報センター整備 プログラム補助事業の活動の一環として執筆した。

## 参考文献

COSO (2013) Internal Control - Integrated Framework.

May 2013, https://www.coso.org/Pages/ic.aspx

(Access: 2020, Sep., 15)

COSO (2017) Enterprise Risk Management Integrating with Strategy and Performance. June 2017, https://www.coso.org/Pages/erm.aspx (Access: 2020, Sep., 15)

HEFCE (2001) Risk management: a guide to good practice for higher education institutions. May 2001, https://eric.ed.gov/?id=ED453709 (Access: 2020, Sep., 15)

ISO (2018a) The Integrated Use of Management System Standards (IUMSS).

ISO (2018b) ISO 31000:2018 Risk Management Guidelines.

ISO (2019) ISO 31000:2019 Risk Management Principles and Guidelines.

ISO (2020) IWA 31:2020 Risk management Guidelines on using ISO 31000 in management system.

国立大学財務・経営センター (2006) 国立大学法人経営ハンドブック(2)。平成 18 年 1 月, http:// www.niad.ac.jp/media/001/201802/ne004008.pdf (アクセス日：2020年9月15日）

国立遺伝学研究所 (2017) 名古屋議定書に関する大学等における体制構築ハンドブック. 2017 年 5 月.公立大学協会 (2019) 公立大学の将来構想 - ガバ ナンス・モデルが描く未来マップ -. 2019 年 5 月.

文部科学省 (2015) 国立大学の経営力の強化, 国立大学経営力戦略, 2-3.

文部科学省, 内閣府, 国立大学協会 (2020) 国立大学法人ガバナンス・コード。令和 2 年 3 月.

内閣府 (2018) 統合イノベーション戦略.

日本医療研究開発機構 (2016) ナショナルバイオリ ソースプロジェクト推進委員会報告書 今後の バイオリソース整備の在り方について, 16-17.日本私立大学協会 (2019) 私立大学版ガバナンス・ コード。平成 31 年 3 月.

OECD (2004) OECDコーポレート・ガバナンス原則. https://www.mofa.go.jp/mofaj/gaiko/oecd/pdfs/ cg_2004.pdf(アクセス日：2020年9月15日）

岡田祥宏, 河瀨眞琴, 渡邊和男 (2017) 遺伝資源取扱上の倫理的および社会的側面, 育種学研究, 19(4), 170-176.

東京証券取引所 (2018) コーポレートガバナンス・ コード. 2018年6月.

財務省, 文部科学省, 厚生労働省, 農林水産省,経済産業省, 環境省 (2017) 遺伝資源の取得の機会及びその利用から生ずる利益の公正かつ衡平 な配分に関する指針。


# リスク学研究 30(2): 111-112 (2021)
Japanese Journal of Risk Analysis doi: 10.11447/jjra.SRA-0343

# 【情報】
## 第33回シンポジウム \\ 『リスク学から感染症問題を考える』開催報告*

## Report on the Symposium "Examining COVID-19 issues from risk perspective"

岸本 充生**

Atsuo KISHIMOTO

\begin{abstract}
The Society for Risk Analysis, Japan held an online symposium "Examining COVID-19 issues from risk perspective" on June $26^{\text {th }}, 2020$. The number of participants was 175 , which is much higher than usual. We received 53 questions online. This paper briefly introduces the background to the symposium and the contents of the symposium.
\end{abstract}

Key Words: COVID-19, risk perspective, online symposium

日本リスク学会が毎年, 総会とともに開催して いる春季シンポジウムを 2020 年度は，新型コロ ナウイルス感染拡大を受けて, 日程はそのままで オンラインで実施することとした。時間は例年よ りも短く, 2 時間とした。すでに3月末に日本リ スク学会とリスクマネジャネットワークの共催で オンラインでの勉強会「大阪万博に関連するリス クの把握・評価・管理に向けて」(https://www. sra-japan.jp/cms/riskmaneger-study2020/ 2020年9月 26 日アクセス）を無事に開催できたことも背景 にあった。

春季シンポジウムのテーマは時事的なものを取 り上げることが多く，2016年は4月に発生した熊本地震を受けて，「社会の中の「地震リスク」: ど う解釈し，どう伝え，どう活用すべきか」をテー マとした（岸本ら，2016）。2011年はもち万ん東日本大震災を取り上げた。今回も当然，社会が最 も関心を持っている新型コロナウイルスによる感染症リスクを取り上げ,「リスク学から感染症問題を考える」をテーマとした。ただ，地震などと異なり, 現在進行形で事態が動いている中での開催となった。

日本リスク学会では2月半ばから，「新型コロナ ウィルス感染症に関する議論の場の設定」として メーリングリストを作成し，また，3月23日には学会ウェブサイトに「新型コロナウィルス感染症特設サイト」(https://www.sra-japan.jp/2019-ncov/2020 年9月26日アクセス）を設けた。重要なリスク問題であることは明白ではあったが，当初は，どう いうタイプの感染症であるのかについて科学的知見が十分でない中，リスク学としてどういうアプ ローチが有効であるのか考えあぐねていた感が強 かった。そんな中，感染症対策と児童の教育機会, 感染症対策と経済活動といったリスクトレー ドオフに関する議論が前面に出てくるようにな り，また，専門家の考えるリスクと一般の人々が 感じるリスクの間のギャップ, リスクの評価と管理における専門家と政治の役割分担などの問題が 指摘されるようになり，リスク学の概念やアプ ローチが役に立つはずであるという確信を持てる

* 2020 年 9 月 29 日受付, 2020 年 10 月 27 日受理

** 大阪大学 データビリティフロンティア機構／社会技術共創研究センター (Osaka University, Institute for Datability Science/Research Center on Ethical, Legal and Social Issues)

ようになった。学会の特設サイトには, リスク用語集（岸本，2020a）を皮切りに，オリジナルの 文章や翻訳文章といったコンテンツが徐々に蓄積 されてきた。

このような背景のもとで，6月26日（金）にオ ンラインで春季シンポジウムを開催した。プログ ラムは次のとおりである。当日の発表スライドは 学会ウェブサイトに公表されている (http://www. sra-japan.jp/cms/2020sympo-publications/ 2020 年 9 月26日アクセス)。また, 本シンポジウムの概要 はすでに，熱心な参加者によって「NPO法人暮 らしとバイオプラザ」のホームページでも紹介さ れている (http://www.life-bio.or.jp/topics/topics784. $h t m l$ 2020年9月26日アクセス)

一 久保英也（ワールドマスターズゲイムズ 2021 関西組織委員会, 学会長)「学会として の取り組み」

一 岸本充生 (大阪大学, 理事)「リスク学から どんな貢献ができるか」

一 藤井健吉 (花王安全性科学研究所, 理事)「環境表面のウイルス除染ガイダンス」

一 竹林由武 (福島県立医科大学)「感染症流行時のメンタルヘルスの諸問題」

一 竹田宜人 (北海道大学, 理事)「WHOのリス クコミュニケーション」

事前に206名の参加申し込みがあり，当日は 175 名 $(85 \%)$ の参加があった。例年, 東京大学本郷キャンパス内の会場において 100 名未満で開催 していたことを考えると，オンライン開催となっ たことにより，アクセスが改善されたことも寄与 していると思われる。

最初の報告では，前学会長である久保氏より，先に記した特設サイト開設に至る学会としての取組が紹介された。岸本の報告は, 学会誌にすでに 掲載された岸本 (2020b) に基づき，科学的ファク トから政策意思決定までの理想的なプロセスに対 して，新型コロナウイルス対応として実際に見え ていたプロセスの間のギャップを指摘したうえ で，科学的ファクトとリスク管理措置の決定の間 を可視化すべきことを提言した。

藤井氏の報告では，特設サイトにすでに掲載 された「環境表面のウイルス除染ガイダンス」  に関 する機関間常設委員会(IASC)による新型コロナ ウイルス流行下でのメンタルヘルスに関する報告書  が紹介され，こころのケアの 原則が示された。竹田氏からは,こちらも和訳を 特設サイトに掲載している，世界保健機関(WHO) が新型コロナウイルス疾患に関して公表したリス クコミュニケーションと地域社会の関与に関す る報告書 (https://www.sra-japan.jp/2019-ncov/index. php? module $=$ blog\&eid $=10972 \&$ aid $=109792020$ 年 9月26日アクセス）の内容が紹介された。

当日は寄せられた質問が 53 に上り, 質疑応答の 時間内にいくつかには回答することができたが多 くは回答できなかったため, 後日, 登壇者からの 回答を集めた「質問と回答」を学会サイト（https:// drive.google.com/file/d/1wTC4-EKvuZivUr6obKP vXP2J1_2qcja/view 2020年9月26日アクセス）に公開した。

## 参考文献

岸本充生 (2020a) 新型コロナウイルス問題を考える ためのリスク用語集（3/23版）https://www.srajapan.jp/2019-ncov/index.php?module $=$ blog\&eid $=$ 10127 \&aid $=10132$ (アクセス日 $: 2020$ 年 9 月 26 日)

岸本充生 (2020b) エマージングリスクとしての COVID-19—科学と政策の間のギャップを埋める には一, 日本リスク研究学会誌, 29(4) 237-242. https://www.jstage.jst.go.jp/article/sraj/29/4/29_237/_ article/-char/ja(アクセス日：2020年9月26日）

岸本充生, 竹田宜人, 広田すみれ(2016) 第29回シ ンポジウム『社会の中の「地震リスク」:どう解釈し, どう伝え, どう活用すべきか』開催報告,日本リスク研究学会誌, 26(3), 151-156. https:// www.jstage.jst.go.jp/article/sraj/26/3/26_151/_ article/-char/ja/(アクセス日：2020年9月26日)