家計の学校外教育費支出構造の変化―SSM-2005・SSM-2015 を用いて*1―
都村聞人（神戸学院大学）【論文要旨】
近年の「学校外教育費」を取り巻く状況の変化としては、以下の点があげられる。第 1 に学校外教育活動の種類・方法の多様化、第 2 に学校週休 2 日制の浸透による「学校外」の時
間の拡大、第 3 に家計の教育費負担に対する公的な支援の拡充、第 4 に学校外教育が学力に及ぼす影響への注目度の上昇である。こうした変化は、おおむね各世帯の学校外教育に対する「選択性」の拡大を示していると考えられる。そして、そこからは「学校外教育をめぐる「選択性」の高まりが、学校外教育と階層格差との関連を強めているのではないか」という問題の検討が必要となる。そこで、本稿では、「SSM-2005 から SSM-2015 の 10 年間に学校外教育費を規定する要因に変化はあったか？」という問いを分析した。
具体的には、次の 4 つの仮説を検討した。
（1）10 年間に学校外教育費に対する世帯収入要因の影響力が高まっている、（2）10 年間に学校外教育費に対する文化的要因の影響力が高まっている、（3）10 年間に学校外教育費に対する教育意識要因の影響力が高まっている、（4）10 年間に学校外教育費に対する親の学校外教育経験の影響力が高まっている。分析の結果、10 年間の変化は部分的に実証されたのみで、学校外教育費を規定する要因として、世帯収入、母学歴、高学歴意識（本稿の分析では学校外教育意識を媒介としている）などの影響力が安定している構造にあるということが明らかになった。

キーワード：学校外教育費、子育て世帯の家計、階層格差

１．問題の所在
SSM-2015 のテーマは、「少子高齢化と階層格差の構造の関連」にある。本稿では、「家計の学校外教育費に影響を与える要因の変化」という観点から、「少子高齢化」にアプローチすることをねらいとしている。
国立社会保障・人口問題研究所が 2015 年に実施した「第 15 回出生動向基本調査（結婚と出産に関する全国調査）」によれば、「夫婦の予定子ども数が理想子ども数を下回る理由」として最も多くあげられているのは、「子育てや教育にお金がかかりすぎる」（56.3%）ことである。この傾向はとりわけ若い夫婦で強く、妻の年齢が 30 歳未満では 76.5%、30～34 歳では 81.1%に達している。このような子育てコスト、教育費に関する問題は、少子化の大きな要因となっている。また、「子育てや教育にお金がかかりすぎる」というイメージは、子育て
1

本研究は、JSPS 科研費 JP25000001 の助成を受けたものです。
1―57―

世帯の子ども数を減少させるだけでなく、未婚化や晩婚化を進める原因となる可能性もある。
子育てコストのうち、教育費は、「学校教育費」と「学校外教育費」に大きく分けることができる。
「学校教育費」とは、授業料、入学金など、保護者が子どもに学校教育を受けさせるために支出した費用を指している。他方で、「学校外教育費」とは、塾・家庭教師等の費用、
スポーツ・芸術関係の習い事の費用、自宅学習のための参考書代などを指している。学校外教育を行うか否か、またどのような活動を行うかに関しては、次のような要因が関係している。子どもの興味関心、中学・高校・大学等の受験準備、子どもの性別、世帯構成、家計のゆとり、保護者の子どもに対する期待・希望、保護者の文化的背景、居住地などである。その意味では、学校外教育に関しては、各世帯の経済力だけでなく、ブルデュー（1979=1990）
が指摘する文化資本の影響なども介在する領域と考えられる。教育費を分析する際には、いずれの費用も重要であるが、本稿では「学校外教育費」に焦点を絞って分析を行いたい。
近年の「学校外教育費」を取り巻く状況の変化を考えると、以下の点があげられる。第 1に、学校外教育活動の種類・方法の多様化である。学校外教育の対象となる年齢層は、幼児期の早期教育から大学受験期まで幅広い範囲に及んでいる。また、学習系の学校外教育について考えれば、学校教育の補習的な学習から難関校受験を目的とした進学準備までターゲッ
ト層は広い。教育方法も、必ずしも講師が教室にいる必要はなく、衛星中継、ビデオ教材、
web 配信などを利用することにより、地方でも都市圏と同じ学習が可能な場合が増加している。こうした情報技術の発展は、家庭学習の分野でも同様で、多様な教材の利用が可能となっている。スポーツ活動、芸術活動についても、子どものニーズに合わせたさまざまな活動が行われるようになってきたといえるであろう。
第 2 に、学校週休 2 日制（2002 年から完全実施）の浸透 2による「学校外」の時間の拡大があげられる。土曜日に子どもが学校に通わなくなったことは、土曜日の過ごし方が保護者や子どもの選択に委ねられていることを意味している。それは家庭における教育の自由が増すと同時に、保護者の教育に対するスタンスの違いが子どもに影響を及ぼしやすくなることも意味している。
第 3 に、家計の教育費負担に対する公的な支援の拡充があげられる。もっとも代表的なものとして、2010 年から実施された高校授業料無償化（高等学校等就学支援金制度）に伴う学校教育費負担の減少がある。後述するように、本制度の導入により、高校生に関する授業料負担は大きく減少した。各世帯において、授業料負担の減少が家計に及ぼした影響は必ずしも詳らかではないが、学校外教育への支出に影響を及ぼした可能性もある。また、2005 年から 2015 年の 10 年間に、児童手当の対象年齢は 9 歳から 15 歳まで拡大し、支給月額も増加している。他にも、自治体が塾代を助成するケース、NPO などによる貧困な世帯の子どもを対2

自治体や学校の自主的な判断により、土曜授業を行っているケースもある。
2―58―

象とした学習支援なども、学校外教育に影響を及ぼしている。
第 4 に、学校外教育が学力に及ぼす影響への注目度の上昇があげられる。全国学力・学習状況調査の分析結果からは、学校外教育支出が多いほど、子どもの学力が高いという関係が指摘されている（たとえば、浜野（2014））。学校外教育が学力に及ぼす効果の測定は必ずしも容易ではないが、こうした相関関係が注目されることは、学校外教育への関心の高まりにつながる可能性がある。
こうした学校外教育をとりまく状況の変化は、おおむね各世帯の学校外教育に対する「選択性」の拡大を示していると考えられる。そして、そこからは「学校外教育をめぐる”選択性”の高まりが、学校外教育と階層格差との関連を強めているのではないか」という問題の検討が必要となる。そこで、本稿では、「SSM-2005 から SSM-2015 の 10 年間に学校外教育費を規定する要因に変化はあったか？」という問いにアプローチしたい。

２．文部科学省「子供の学習費調査」にみる家計の教育費の変化
図 1・2 は、文部科学省「子供の学習費調査」（各年版）により、子どもひとり当りの年間
学校外活動費 3（図 1）、年間学校教育費（図 2）の変化（1996 年～2016 年）を示したものである。
図 1 によれば、1996 年から 2016 年までの間に、学校外活動費には次のような傾向がみられる。公立小学校は、2006 年に学校外活動費がやや増加しているが、20 年間に大きな変化はなく、ほぼ横ばい傾向である。
公立中学校は、1996 年から 2004 年にかけて緩やかに増加し、2004 年以降はやや変動はみられるものの年間 30 万円前後を推移している。私立中学校は、1996 年から 2010 年にかけて
学校外活動費が減少傾向にあったが、2010 年以降は増加傾向にあり、2016 年度には図 1 の学
校分類ではもっとも学校外活動費が高くなっている 4。図 2 が示すように、私立中学校では1996 年から 2010 年にかけて学校教育費が増加していたが、2010 年以降は学校教育費の増加が止まったことも学校外活動費が増加した一因と考えられる。
公立高校では 1996 年から 2012 年にかけて学校外活動費が減少傾向にあったが、2014 年以
降はやや増加傾向にある。図 2 によれば公立高等学校授業料無償制・高等学校等就学支援金制度の導入により、2010 年から学校教育費が 10 万円程度減少している。学校教育費にかける必要があった費用を学校外活動費に使用している世帯が増えつつある可能性がある。私立
3

文部科学省「子供の学習費調査」では、本稿で「学校外教育費」と表現している対象を「学校外活動費」と呼んでいる。
4
図 1 には示していないが、学校外活動費がもっとも高いのは私立小学校であり、2016 年度
は 613,022 円となっている。2016 年の小学校児童数に占める私立小学校児童数の割合は 1.2%にすぎないため（文部科学省、2017）、図 1 からは割愛した。
3

―59―

単位：円

350,000
私立中学校（緑）300,000

公立中学校（赤）私立高校

250,000
公立小学校
200,000
公立高校

150,000
100,000

50,0000

図1

学校外教育費（活動費）（年間）の変化

資料：文部科学省「子供の学習費調査」（各年版）を用いて作成

単位：円

1,200,000

1,000,000

私立中学校

800,000

私立高校

600,000

400,000
公立高校
200,000
公立中学校
公立小学校
0

図2

学校教育費（年間）の変化

資料：文部科学省「子供の学習費調査」（各年版）を用いて作成

4

―60―

高校生の学校外活動費に関しては、1996 年から 2006 年まで緩やかに増加し、2008 年に減少
した後、2016 年にかけて増加傾向にある。公立高校と同様に、高等学校等就学支援金制度の結果、学校外活動費を増額している世帯が多い可能性がある。
なお、相澤（2015）が指摘するように、公立高等学校授業料無償制・高等学校等就学支援金制度は、世帯収入によって異なる影響をもたらしている。2008 年と 2012 年の文部科学省「子供の学習費調査」を比較した相澤（2015）によれば、年収 400 万円未満の世帯では学校外活動費がわずかに減少し、世帯年収 400～1000 万円の世帯では公立高校の生徒の場合学校外活動費がほとんど増えていないものの、私立高校の生徒は増加している。また世帯年収
1,000 万円以上になると、公立でも私立でも学校外活動費が増加している。
SSM 調査の調査年に近い 2004 年と 2014 年を比較すると、どの学校段階でも学校外活動費の年額の変化（増加もしくは減少）の幅はそれほど大きいものではない。SSM 調査データにおいては、子どもが在学している学校の設置者の種類（国公私立）は尋ねていないため、詳細を分析することができないが、学校外教育費と学校教育費が以上のような変化を示した時代を対象に分析を行っていることに留意したい。

３．学校外教育費に関する先行研究
SSM 調査データを利用した学校外教育に関する先行研究としては、次のものがあげられる。
1985 年 SSM 調査データを利用した尾嶋（1997）は、教育段階が進むほど父親の教育期待や
学歴社会観が学校外教育費に影響を与えていること、女子では親の階層的地位が教育期待を通して、学校外教育費を規定する傾向があることを指摘している。1995 年 SSM 調査を分析した片岡（2001）は、教育達成メカニズムの解明を目指したものであるが、そのなかで学校
外教育投資の効果にジェンダー差があることを示している 5。
また、古田（2007）は、2005 年 SSM 調査の予備調査である「2003 年仕事と暮らしに関する全国調査」のデータを用い、決定木分析を行うことにより、教育機会の閉鎖性に対する認識が教育費負担意識に影響を与えていることを明らかにしている。
2005 年 SSM 調査データを用いた分析としては、都村（2008）、片瀬・平沢（2008）、織田（2008）、都村・西丸・織田（2011）があげられる。都村（2008）は、1985 年と 2005 年のSSM 調査のデータを比較分析し、20 年間に、親の収入、母親の学歴、親の教育意識が学校外
教育費に与える影響力が強まっていることを明らかにしている。しかし、1985 年調査と 2005
年調査では、学校外教育費に対する質問項目の尋ね方が異なるため、統計的な比較としては限界を抱えている。片瀬・平沢（2008）は、「親自身に小中学校時に学校外教育経験があるほ

5

ただし、SSM-1995 には学校外教育費実額を尋ねる質問項目は含まれていない。
5―61―

ど、子どもへの投資意向は強くなる」が、親の学校外教育経験は実際の投資額には有意な影響を及ぼしていないことを指摘している。織田（2008）は、調査対象者が子どもの場合と親の場合に分けて分析を行うことにより、学校外教育投資に影響を与える要因の違いについて検討している。都村・西丸・織田（2011）は、第 1 に、親の社会経済的地位が高いほど学校
外教育費は多くなる傾向にあり、学校外教育の経験、私立中学進学も促進される。第 2 に、追加的教育投資が教育達成に及ぼす影響は、時代により効果が変化している。高校進学が拡大期にあり、学校外教育経験率が高くない時代には、学校外教育は教育達成にプラスの効果をもっていたが、学校外教育の一般化に伴い、その効果は小さくなっていったことを明らかにしている。
SSM 調査以外のデータを用いた学校外教育に関する実証研究としては、以下のものがあげられる。武内・中谷・松繁（2005）は、1995 年の学校週 5 日制導入により、家計の補習教育
費がどのように変化したかを分析している。家計経済研究所の「消費生活に関するパネル調
査」を用いた分析では、「小・中学生の子どものいる世帯は、所得が高い家計ほど子どもの教育に投資する傾向にあり時系列的にもその負担は増加傾向にある」ことを指摘している。学
校外教育には、教室学習活動、家庭学習活動、スポーツ活動、芸術活動など多様な活動形態が存在する。そうした活動の多様性に着目した分析としては、スポーツ活動、芸術活動について分析を行った片岡（2010）、学校外教育費を教室活動、家庭学習、スポーツ活動、芸術活
動別に分析した都村（2015）が存在する。
また、学校外教育が学力や進学等に及ぼす影響に関しては、次のような研究があげられる。
盛山・野口（1984）は、学校外教育投資の効果について古くから着目した研究であり、札幌市で行われた調査をもとに、高校進学における社会経済的階層間の機会の不平等において、学校外教育投資が媒介的な要因となっているか否かを検証している。しかし、その結論は学校外教育投資は、媒介的な要因にはなっていないというものであった。耳 塚（2007）は、
JELS2003（Japan Education Longitudinal Study）のデータを用い、小学校 6 年生の算数学力に通塾が影響を及ぼしているが、それは地域による違いがあることを明らかにしている。片岡（2015）は、学校外教育費と子どもの学力について検討し、「通塾等の教室学習活動費支出や家庭学習活動費支出は小学校高学年を除き、小・中学生で成績上昇に有意な直接効果を持たない」と指摘している。中澤（2013）は、傾向スコア・マッチングを用いた因果効果分析により、通塾する傾向にある世帯の特徴（親学歴が高い、都市部出身、きょうだい数が少ない）を示した上で、通塾の進学校進学への影響が男女で異なることを明らかにしている。
他に近年の研究としては、Matsuoka（2015）は、高校 1 年生の通塾について分析を行い、とりわけ社会経済的状況に恵まれた世帯の子どもが SES（Socioeconomic Status）の高い学校に通っている際に、通塾率が高いことを明らかにしている。また、松岡（2016）は 21 世紀出
生児縦断調査のデータを用い、世帯収入が高いとき、父母の学歴が高いときに、子どもは学6―62―校外教育活動により参加し、学齢とともに利用量が増加していることを明らかにしている。
佐野・妹尾・中村・野崎（2016）は、日本子どもパネル調査（JCPS）のデータを用い、所得が教育投資に与える影響は、学費よりも課外活動費の方が強いこと、両親ともに大学卒以上の世帯ほど、子どもが低学年のときから塾・家庭教師への支出を増やしていることを明らかにしている。直井・赤林・中村・野崎・佐野・妹尾・敷島（2017）は、「2010 年から 2012 年
かけて起こった児童手当（子ども手当を含む）制度の変化により引き起こされた手当額の増減を家計所得に対する外生的な変動とみなし、その変動を利用して家計所得が子どもの学力や教育費支出に対して影響を与えているかを検証」している。
以上のような先行研究の知見をふまえたうえで、本稿の分析を行う。本稿の分析の意義は、
SSM 調査という全国レベルの無作為抽出データを用いて、2 時点間の比較を行うことができる点にある。

４．問いと仮説
本稿の問題意識は、「1．問題の所在」で述べたような学校外教育をめぐる「選択性」の高まりにより、学校外教育と階層格差との関連が強まっているのではないかということにある。
そこで、本稿においては、具体的な問いとして「SSM-2005 から SSM-2015 の 10 年間に学校外教育費を規定する要因に変化はあったか」ということを検討したい。具体的には、下記のような仮説を検証する。
仮説 1 は、「10 年間に学校外教育費に対する世帯収入要因の影響力が高まっている」というものである。厚生労働省「国民生活基礎調査」（各年版）によれば、「児童のいる世帯 6」の平均所得は、2005 年の 718.0 万円から 2015 年の 707.8 万円にやや減少している。また、「児童のいる世帯」の生活意識についてみると、「大変苦しい」と回答した世帯は 2005 年の 23.9%から 2015 年の 26.8%に微増し、「大変苦しい」と「やや苦しい」と回答した世帯の合計も、2005 年の 60.1%から 2015 年の 61.9%に微増している。以上のように、依然として子育て世帯の家計は、ゆとりがない状況にあるといえる。こうした状況のなかで、学校外教育の「選択性」の高まりにより、ゆとりの大きい子育て世帯の方が学校外教育費に支出しやすい傾向が強まっているのではないか。
仮説 2 は、「10 年間に学校外教育費に対する文化的要因の影響力が高まっている」というものである。子どもを育てる環境が文化的であるほど、学習系の学校外教育、芸術系の学校
外教育に熱心に支出する傾向がある。そして、学校外教育が多様化するほど、文化的関心が高い保護者の子どもの活動が増加することが考えられる。また、学校外の時間の拡大も同様
6

厚生労働省「国民生活基礎調査」の「児童のいる世帯」の「児童」の定義は、「18 歳未満の未婚の者」である。
7―63―

の傾向を生む可能性がある。ただし、本調査ではどのような学校外教育活動に支出したかという内訳はわからず、また世帯における小学校・中学校・高校に通っている子ども全員の費用の合計を尋ねているため、文化的要因がどのような活動の学校外教育費に影響を及ぼしているかまでは明らかにできないことに留意する必要がある。
仮説 3 は、「10 年間に学校外教育費に対する教育意識要因の影響力が高まっている」というものである。
「学校外教育」の種類・方法の多様化、学校外の時間の拡大、教育費における学校外教育費への配分などの選択性の高まりは、「高い学歴が重要」「学校外教育が必要」「子
どもに財産を残したい」と考える保護者ほど熱心に支出する傾向を強めるのではないか。
仮説 4 は、「10 年間に学校外教育費に対する親の学校外教育経験の影響力が高まっている」というものである。保護者が学校外教育を経験したことがあるほど、学校外教育に対する親近感があり、熱心に支出するのではないか。仮説 3 と同様に、「学校外教育」の種類・方法の多様化、学校外の時間の拡大、教育費における学校外教育費への配分などの選択性の高まり
が、親の学校外教育経験の影響力を強めている可能性がある。

５．分析に使用するデータ
本稿では、2005 年および 2015 年の SSM 調査（「社会階層と社会移動調査」）のデータを用いて分析を行う 7。
2005 年の SSM 調査（以下 2005 年調査と表記）は、2005 年 9 月 30 日現在で満 20 歳～69
歳の男女を対象としている。層化 2 段無作為抽出法により、全国 1,010 地点の 14,140 人を対象とし、回収された有効票は 5,742（有効回収率 44.1%）である。分析には、面接票および留置 A・B 票を用いる。ただし、本稿後半の分析においては、2005 年調査の B 票のみを用いる。
その理由は、仮説の検証に必要で、なおかつ 2015 年調査と比較可能な変数が B 票のみで尋ねられているからである。
2015 年の SSM 調査（以下 2015 年調査と表記）は、2014 年 12 月末時点で 20～79 歳の日本国籍をもつ男女を対象としている。層化 2 段無作為抽出法により、全国 800 地点の 15,600 人を対象とし、回収された有効票は 7,817（有効回収率 50.1%）である（白波瀬、2016）。分析
には、面接票および留置票を用いる。なお、2015 年調査については、2017 年 2 月 27 日版（バージョン 070）のデータを用いた。
本稿は分析の都合上、ふたり親世帯のみを対象としている。ひとり親世帯については別稿で分析する予定である。また、以降の分析では、「回答者＝親世代」、「回答者の子ども＝子ども世代」としている。また、「長子」とは高校生以下の子どものうち最年長の者を指している。
7

本研究は JSPS 科研費特別推進研究事業（課題番号 25000001）に伴う成果の一つであり、本データ使用にあたっては 2015 年 SSM 調査データ管理委員会の許可を得た。
8―64―なお、SSM 調査では、「学校外教育費」は、「小学校・中学校・高校に通っているお子さん
が「いる」」と回答した回答者を対象に、「塾や予備校、おけいこごとの費用など、学校以外の教育のために毎月どのくらい支出」しているかについて尋ね、「すべてのお子さんにかかる費用の合計」を選択肢で回答してもらっている。

６．分析結果6-1

学校外教育費分布の変化

図 3 は、長子の学校段階別に学校外教育費の分布、平均、変動係数を示したものである。
2005 年調査と 2015 年調査の結果を比較することができる。
学校外教育費の平均額は長子小学校低学年から長子中学生まで増加し、長子高校生で低下する。2005 年調査と 2015 年調査を比較すると、10 年間に学校外教育費平均額は、長子中学生段階を除いて若干増加している。
学校外教育費ゼロの世帯の割合は、長子小学校高学年、長子中学生、長子高校生で減少している。とりわけ、長子高校生段階で減少が著しい（2005 年の 30.4%から 2015 年の 25.3%へ減少）。小学校高学年以降は、学校外教育活動への参加が高まっていることがわかる。また、

14.7

39.1

2015年（n=176）

17.0

37.0

2005年（n=149）

14.1

2015年（n=211）

9.0

長子中学生

2005年（n=156）

2005年（n=175）

9.7

2015年（n=240）

8.3

長子高校生

長子小学校高学年 長子小学校低学年

学校外教育費 50,000 円以上の世帯の割合は、どの学校段階でも増加している。

2005年（n=273）

20.8

24.2

15.5

13.1

0%

10%

17.5

0円

図3

～10000円

30%

16.7

13.2

14.8
20%

17.5

14.4
40%

～20000円

50%～30000円

60%

2.9 14,332円（1.10）

9.1

16.1

24.0

13.6

25.3

14.2

24.2

28.9

22.9

15.4

19.9

19.5

30.4

2015年（n=277）

24.4

平均
（変動係数）
4.4 1.9 12,933円（0.98）

5.3

10.9

9.5

25.7

12.0

21.6

13.0

16.1

15.7

11.0

20.2

11.2

14.1

70%
～50000円

80%90%20746円（0.94）

26,357円（0.76）
25,785円（0.86）

20,211円（1.06）
22,500円（1.06）
100%

50000円～長子の学校段階別・学校外教育費の分布（2005 年・2015 年）
9―65―

20,419円（0.89）

6-2

分析に使用する変数と記述統計

表 1 は分析に使用する変数と記述統計を示したものである。
子ども数に関しては、ひとりっ子の割合は変わらないものの、3 人以上の割合が減少し、2人の割合が増加している。保護者の学歴に関しては、父親、母親ともに高等教育進学の割合が増加している。
世帯収入に関しては、分析に使用できるケース数をできるだけ増やすため、本人収入と配偶者収入の合計としている。その際、各選択肢の中心値を用いている。また、分析の対象となる子育て世帯のなかで世帯収入をおおよそ 4 階層に分けている。
保護者の教育意識においては、高学歴意識、学校外教育意識については、10 年間に大きな分布の変化は見られない。ただし、子どもに財産を残したい意識に関しては、2005 年調査では「そう思う」と「どちらかといえばそう思う」の合計が 36.9%であったものが、2015 年調
査では 51.7%に増加している。
親（回答者）の学校外教育経験については、「小・中学生のころに、塾や予備校に通った
り、家庭教師についたりしたことがありますか。つぎのうち、半年以上の経験があるものにすべて○をつけてください」という質問項目を利用している。本稿では、いずれかの経験がある場合を「経験あり」としている。親（回答者）の学校外教育経験は、2005 年調査の 46.4%

表1

分析に使用する変数と記述統計

市郡規模

政令指定都市10万以上の市
その他の市町村
郡部

2005年
14.4
34.3
22.3
29.0

2015年
26.0
42.2
24.1
7.6

高学歴意識
そう思わない「子どもにはできるだけ高い教育 どちらかといえばそう思わないを受けさせるのがよい」
どちらかといえばそう思う
そう思う

2005年
12.9
22.4
45.3
19.4

2015年
12.6
22.0
48.8
16.6

子ども数

1人
2人
3人以上

13.9
48.3
37.8

13.9
53.4
32.7

学校外教育意識「子どもには、学校教育のほかに家庭教師をつけたり、塾に通わせた方がよい」

そう思わないどちらかといえばそう思わない
どちらかといえばそう思う
そう思う

21.4
35.9
32.9
9.8

23.1
36.5
35.0
5.4

父年齢

平均年齢

44.2歳

43.6歳

父学歴

高等教育進学39.8

57.3

子どもに財産を残したい意識
そう思わない「子どもにはできるだけ多くの財 どちらかといえばそう思わない産を残してやるのがよい」
どちらかといえばそう思う
そう思う

22.8
40.2
30.0
6.9

16.7
31.5
43.1
8.6

母学歴

高等教育進学

31.2

57.1
70.5

Ⅰ（425万円以下）
Ⅱ（438～600万円）
Ⅲ（2005年：613～850万円）（2015年：613～800万円）
Ⅳ（2005年：863万円以上）（2015年：813万円以上）

20.9
28.2

21.1
29.7

親の塾・家庭教師・通信教育経 いずれかあり
験

46.4

世帯収入

25.0

22.3

回答者の性別

50.1

53.3

25.9

27.0
753

904

n

女性

から 2015 年調査の 70.5%に増加している。
親（回答者）の文化的行動に関しては、「クラシック音楽のコンサートへ行く」「美術館や博物館に行く」「図書館に行く」「小説や歴史などの本を読む」の頻度を用いた。4 つの質問
10

―66―

項目に対して、因子分析を行い、抽出された 2 因子（親の読書文化活動、親の芸術文化活動）の因子得点を分析に使用する（表 2）。

表2

親（回答者）の文化的行動に関する因子分析の結果

クラシック音楽のコンサートへ行く頻度
美術館や博物館に行く頻度
図書館に行く頻度
小説や歴史などの本を読む頻度
因子寄与
寄与率（％）
主因子法、バリマックス回転。

6-3

第1因子
親の読書文化活動
0.076
0.210
0.583
0.586
0.733
18.3

第2因子
親の芸術文化活動
0.551
0.567
0.125
0.146
0.662
16.5

共通性
0.309
0.366
0.355
0.365
1.395
34.9

トービット・モデルによる分析

図 3 に示したように、学校外教育費は支出ゼロの世帯が一定の割合存在する。そこで、トービット・モデルにより、学校外教育費の規定要因を検討する 8。トービット・モデルに関しては、統計ソフト「SPSS Statistics」のバージョン 24 と「R」のバージョン 3.2.5 を連携させることにより分析を行った 9。
分析に際しては、2005 年調査と 2015 年調査のデータを統合した。

6-3-1

世帯収入・教育意識要因の分析

表 3 は、学校外教育費を従属変数としたトービット・モデルの分析結果である 10。仮説として検討する独立変数の他に、学校外教育費に影響を与えると考えられる政令指定都市ダミー、父年齢、子ども数、父学歴、母学歴を投入している。モデル 1 では、それらの独立変数に世帯収入変数を投入した結果を示している。また、2015 年調査ダミーとの交互作用については有意な結果が得られた場合のみ、表に示している。モデル 2 では、モデル 1 の独立変数に加え、教育意識変数のうち高学歴意識を投入している。さらに、モデル 3 では学校外教育
意識、子どもに財産を残したい意識を投入している。モデル 2、3 に関しても、2015 年調査
8トービット・モデルについては、水落（2009）を参照。トービット・モデルでは、最小二乗法を用いた場合の分布の歪みを補正して推定できる（水落（2009））。
9
SPSS と R の連携については、IBM のマニュアル「IBM SPSS Statistics -Essentials for R:
Windows 用インストール手順」を参照。また、篠崎武久先生の Web ページ「SPSS と R を連携させる方法 (最終更新 2018 年 1 月 1 日)」
http://www.tim.hi-ho.ne.jp/simon/stats/r_essentials.html（2018 年 1 月 25 日閲覧）も参照のこと。
10
独立変数にダミー変数が多く、統計ソフトでエラーとなるため、学校外教育費を 100,000で割った値を従属変数としている。
11

―67―

ダミーとの交互作用については有意な結果が得られた場合のみ、表に示している。
まず、世帯収入要因についてみると、長子の学校段階によらず、学校外教育費に影響を与えている。特に、もっとも世帯収入が低い第Ⅰ階層に比して、世帯収入が高い第Ⅲ階層、第Ⅳ階層では、学校外教育費が多いことがわかる。世帯収入が学校外教育費に影響を与えることは先行研究でも指摘されてきたが、本調査でもその影響が確認された。
世帯収入と 2015 年調査ダミーとの交互作用は、小学校低学年においてのみ統計的に有意であった。したがって、仮説 1 については、小学校低学年においてのみ支持された。都村（2015）
が明らかにしたように、小学校低学年は家庭学習活動、スポーツ学習活動を軸として学校外教育に参加する世帯が多い。また、芸術活動に関しても他の学校段階よりは参加率が高い。
世帯収入が高い層において、早期学習、あるいは幼い頃からスポーツ、芸術など多様な活動を行う世帯が多い傾向が 2015 年調査では顕著になったと考えられる。
教育意識要因については、モデル 2 において、長子の学校段階によらず、高学歴意識が学
校外教育費にプラスの影響を与えている。つまり、「子どもにはできるだけ高い教育を受けさせるのがよい」と考えている世帯ほど、学校外教育費が多い。
「高い教育」という言葉は、やや抽象的であるため、さまざまな観点で子どもに望ましい教育を受けさせたいと考えている世帯ほど、子どもの学校外教育に熱心であることがわかる。
ただ、モデル 3 において学校外教育意識（「子どもには、学校教育のほかに家庭教師をつけたり、塾に通わせた方がよい」）という独立変数を加えたところ、どの学校段階においても、
高学歴意識の影響力は低下し、学校外教育意識の影響力が有意となっている 11。つまり、本調査においては、高学歴意識が学校外教育意識を媒介して、学校外教育費に影響を与えていると考えることができる。この場合の学校外教育意識は、家庭教師・塾などの学習活動を具体的に指しているため、主として学習面での向上を目的とした学校外教育費の構造が捉えられていると考えられる 12。
また、子どもに財産を残したい意識（「子どもにはできるだけ多くの財産を残してやるのがよい」）については、長子中学生、長子高校生において学校外教育費に有意な影響を与えている。末冨（2005）は、保護者の教育費支出の動機に、教育経済学等のモデルで検討されてきた「投資」「消費」志向だけではなく、「贈与」という志向性があることを指摘している。また、それぞれに「子ども志向」と「保護者志向」の動機があると述べている。その意味では、「子どもに多くの財産を残す」という志向と「子どもに教育費をかける」という志向には関連性がある可能性がある。長子の学校段階が高くなるにつれ、子ども志向で贈与的感覚を持
11

階層的分析を行う場合、モデル 2 とモデル 3 の間に、学校外教育意識のみを追加投入した
結果を提示する必要があるが、紙幅の都合上省略している。分析の際には、1 変数ずつ追加投入している。
12
家庭学習活動費、教室学習活動費、スポーツ活動費、芸術活動費、それぞれに影響を与える要因については、都村（2015）を参照。
12

―68―

―69―

対数尤度
N
（）内は標準誤差

回答者女性ダミー-0.005(0.032)0.035(0.036)0.064(0.040)-0.092 **(0.034)0.106 *
(0.044)0.086 +
(0.051)0.116 *
(0.052)0.005(0.023)-0.017(0.028)0.016(0.019)0.057 **
(0.020)85.876333+p<.10, *p<.05, **p<.01, ***p<.001

学校外教育意識×2015年ダミー

高学歴意識×2015年ダミー

子どもに財産を残したい意識

学校外教育意識

高学歴意識

世帯収入Ⅳ×2015年ダミー

世帯収入Ⅲ×2015年ダミー

世帯収入Ⅱ×2015年ダミー

Ⅲ 613～850万円未満（2005）（613～800万円未満（2015））
Ⅳ 863万円以上（2005）（813万円以上（2015））
2015年ダミー

世帯収入（参照：Ⅰ 425万円以下）
Ⅱ 438～600万円未満

母高等教育ダミー（参照：中等教育）

父高等教育ダミー（参照：中等教育）

子ども3人以上ダミー

子ども数（参照：ひとりっ子）
子ども2人ダミー

父年齢

政令指定都市ダミー

切片

モデル1
係数
-0.036(0.083)0.030(0.021)0.003 +
(0.002)-0.004(0.017)91.176333-0.005(0.032)0.030(0.036)0.062(0.040)-0.089 **(0.034)0.103 *
(0.044)0.094 +
(0.051)0.108 *
(0.052)0.032 ***
(0.010)0.004(0.023)-0.012(0.028)0.006(0.019)0.054 **
(0.020)-0.011(0.017)97.050333-0.005(0.031)
0.031(0.035)0.069 +
(0.040)-0.087 **(0.033)0.097 *
(0.043)0.095 +
(0.050)0.090 +
(0.051)0.010(0.012)0.035 **
(0.011)0.010(0.009)0.006(0.023)0.001(0.028)0.013(0.019)0.060 **
(0.020)モデル3
係数-0.149 +(0.087)0.027(0.021)
0.002(0.002)43.649361

0.025(0.029)0.084 **
(0.030)0.156 ***
(0.033)-0.035(0.022)-0.005(0.029)-0.032(0.032)0.060 **
(0.023)0.051 *
(0.024)

モデル1
係数
0.082
(0.085)0.056 *
(0.024)0.000(0.002)0.033(0.020)54.984361

0.054 ***
(0.012)0.039(0.028)0.086 **
(0.029)0.161 ***
(0.032)-0.026(0.021)

0.006(0.028)-0.010(0.031)
0.042 +
(0.022)0.048 *
(0.023)13

長子小学校高学年
モデル2
係数-0.0720.090
0.047 *
0.024
0.000
0.002

0.011
(0.020)0.090 ***
(0.019)-0.019(0.012)0.032(0.025)-0.056 *(0.025)0.025(0.020)67.390361

0.046 +
(0.027)0.078 **
(0.029)0.157 ***
(0.031)
0.034(0.068)0.018(0.028)0.011(0.031)
0.032(0.022)
0.053 *
(0.022)モデル3
係数-0.128(0.101)
0.056 *
(0.023)0.000(0.002)33.321416

0.050 +
(0.031)0.136 ***
(0.032)0.181 ***
(0.032)-0.032(0.021)

0.008(0.030)0.022(0.031)
0.041 +
(0.022)0.105 ***
(0.023)

モデル1
係数
0.309
(0.089)0.030(0.025)-0.005 **(0.002)0.008(0.020)40.608416

0.045 ***
(0.012)0.046(0.030)0.131 ***
(0.032)0.161 ***
(0.032)-0.026(0.021)0.014(0.030)0.028(0.031)0.028(0.022)
0.092 ***
(0.023)

長子中学生
モデル2
係数
0.195 *
(0.095)0.029(0.025)-0.005 **(0.002)0.005(0.020)56.240416

0.013(0.013)0.052 ***
(0.013)0.024 *
(0.012)0.048 +
(0.030)0.129 ***
(0.031)0.157 ***
(0.031)-0.028 +(0.021)

0.015(0.029)0.041(0.030)0.029(0.022)0.086 ***
(0.022)

モデル3
係数
0.037
(0.100)0.029(0.024)-0.003 *(0.002)

トービット・モデルの結果（1）：世帯収入要因・教育意識要因の分析

長子小学校低学年
モデル2
係数-0.084(0.082)0.028(0.021)
0.002(0.002)

表3-186.193550

0.078 *
(0.040)0.085 *
(0.040)0.153 ***
(0.040)0.007(0.026)0.001(0.046)0.005(0.047)0.034(0.028)0.106 ***
(0.029)

モデル1
係数
0.083
(0.140)0.066 *
(0.032)-0.002(0.003)-0.056 *(0.025)-180.589
550

0.032 *
(0.014)0.078 *
(0.040)0.082 *
(0.040)0.152 ***
(0.039)0.012(0.026)0.007(0.046)0.022(0.047)0.034(0.028)0.096 ***
(0.029)

長子高校生
モデル2
係数
0.049
(0.144)0.064 *
(0.032)-0.002(0.003)-0.061 *(0.024)-166.669
550-0.012(0.016)0.072 ***
(0.016)0.032 *
(0.015)0.083 *
(0.039)0.076 *
(0.039)0.167 ***
(0.039)0.012(0.025)0.000(0.045)0.037(0.046)
0.048 +
(0.028)0.010 ***
(0.028)モデル3
係数-0.161(0.147)0.063 *
(0.031)-0.001(0.003)

った保護者が学校外教育費を多く支出する傾向にあると推察される。
教育意識要因と 2015 年調査ダミーとの交互作用は、長子小学校高学年において、学校外教
育意識×2015 年調査ダミーがマイナスで有意な効果を持つのみであった。したがって、親の教育意識要因の影響力の高まりは今回の分析からは捉えられなかった。教育意識要因が学校外教育費に影響を与える構造は安定的に見られるが、仮説 3 のように 10 年間で影響力が高まる傾向は確認できなかったといえる。
また、表 3 の分析結果で着目すべきことは、母学歴（母高等教育ダミー）の学校外教育費に対する影響力の強さである。長子がどの学校段階であっても母学歴の影響力は有意であり、長子の学校段階が上がるにつれて影響は明確になっている。これは、母親が大学等の高等教
育以上の学歴である場合に、学校外教育費が多いことを意味している。母親の教育的な関わりの影響が子育てにおいて大きな意味を持つことを示唆している 13。

6-3-2

文化的要因・親の学校外教育経験要因の分析

表 4 は、文化的要因、親の学校外教育経験要因を独立変数に加え、学校外教育費を従属変数としたトービット・モデルの分析結果である 14。
まず、文化的要因については、長子小学校低学年、長子中学生において、親の芸術文化行
動がプラスの有意な効果を示している。つまり、親が「クラシック音楽のコンサートへいく
頻度」や「美術館や博物館に行く頻度」が多いほど学校外教育費が多い傾向にある。この点に関しては、まず文化資本の豊富な世帯ほど学校外の芸術活動を行う可能性が高いことが推察される 15。また、美術館、博物館といった文化的イベントを楽しめる性向が、潜在的な学びにむかう姿勢と関連していて、子どもの学習活動費に影響を与えている可能性もある。他方で、子どもが芸術活動を行っているから、子どもの発表会等を含めたコンサート、美術展等に行く頻度があがるというケースもあり得るであろう。
もう一つの変数である親の読書文化行動に関しては有意な影響は見られなかった。これは、分析に使用した「図書館に行く頻度」「小説や歴史などの本を読む頻度」という質問項目が、必ずしも子どもの学校外教育費に影響を与える親の読書文化行動を示していないという不整合が原因のひとつと考えられる。ただ、読み聞かせなどに影響を与える未就学児が対象であれば、結果は異なったかもしれない。
親の学校外教育経験については、学校外教育費に対してプラスの影響力を持っており、とりわけ長子小学校高学年、長子中学生において有意であった。本調査で把握している親の学
13

なお、母学歴等統計的に有意な独立変数に関しては、すべて交互作用を加えたモデルを検証しているが、有意な交互作用の結果はなく、表に示していない。
14
表 4 の分析に関しては、留置票に含まれる質問項目の関係で、2005 年調査は留置 B 票のみを分析に利用している。
15
芸術活動費に対する母親の文化的嗜好の影響については、都村（2015）を参照のこと。
14

―70―

校外教育経験は、塾・家庭教師・通信教育の経験であるため、学習活動費を増加させているものと推察できる。中学受験、高校受験を目標とした時期に影響が明確になっているといえる。
なお、表 4 には掲載していないが、文化的要因、親の学校外教育経験要因それぞれと 2015
年調査ダミーとの交互作用は、長子の学校段階によらず、有意な影響はみられなかった。したがって、仮説 2 および仮説 4 で提示した文化的要因、親の学校外教育経験要因の 10 年間における影響力の高まりは今回の分析においては確認できなかったといえる。

表4

トービット・モデルの結果（2）：文化的要因・親の学校外教育経験要因の分析

切片
政令指定都市ダミー
父年齢
子ども数（参照：ひとりっ子）
子ども2人ダミー
子ども3人以上ダミー
父高等教育ダミー（参照：中等教育）
母高等教育ダミー（参照：中等教育）

長子小学校低学年 長子小学校高学年
モデル4
モデル4
係数
係数
-0.107-0.062(0.095)(0.104)0.022
0.066 **
(0.023)(0.027)0.004 +
0.003
(0.002)(0.002)0.013(0.029)-0.016(0.034)0.017(0.023)0.041 +
(0.024)

世帯収入（参照：Ⅰ 425万円以下）
Ⅱ 438～600万円未満

0.076 **
(0.026)
Ⅲ 613～850万円未満（2005）
0.071 *
（613～800万円未満（2015））(0.032)
Ⅳ 863万円以上（2005）
0.109 ***
（813万円以上（2015））(0.032)
2015年ダミー-0.044 +(0.024)
親の読書文化行動-0.001(0.013)
親の芸術文化行動
0.092 **
(0.032)
親の学校外教育経験ダミー
0.025(0.025)
回答者女性ダミー-0.005(0.020)対数尤度62.955N
253（）内は標準誤差 +p<.10, *p<.05, **p<.01, ***p<.001

長子中学生
モデル4
係数
0.274 **
(0.106)0.003(0.028)-0.004 *(0.002)

長子高校生
モデル4
係数
0.059
(0.178)0.079 *
(0.038)-0.001(0.003)0.032(0.032)0.014(0.035)0.037(0.025)0.058 *
(0.026)0.027(0.034)0.028(0.034)0.022(0.025)0.091 ***
(0.026)-0.008(0.053)-0.034(0.055)0.036(0.033)0.090 **
(0.033)0.019(0.031)0.078 *
(0.033)0.157 ***
(0.036)-0.050 +(0.028)0.014(0.017)0.061(0.051)
0.041 +
(0.024)0.031(0.023)49.383283

0.044(0.034)0.115 **
(0.036)
0.159 ***
(0.036)-0.028(0.027)0.014(0.019)0.071 *
(0.039)0.068 **
(0.025)-0.029(0.023)31.801320

0.073(0.047)0.099 *
(0.048)0.180 ***
(0.048)0.019(0.033)0.015(0.024)0.005(0.043)0.027(0.031)-0.067 *(0.030)-144.357
416

７．まとめと考察
本稿の分析の結果をまとめておこう。本稿では、学校外教育と階層格差との関連が強まっ
15

―71―

ているのではないかという問題意識のもと、「SSM-2005 から SSM-2015 の 10 年間に学校外教育費を規定する要因に変化はあったか」という問いを検討した。
仮説 1「10 年間に学校外教育費に対する世帯収入要因の影響力が高まっている」に関して
は、長子小学校低学年においてのみ支持された。世帯収入が高い層において、早期学習、あるいは幼い頃からスポーツ、芸術など多様な活動を行う世帯が多い傾向が 2015 年調査では顕著になったと考えられる。なお、SSM-2005 と SSM-2015 の統合データでは、長子の学校段階によらず学校外教育費に対する世帯収入要因の影響力の強さが確認された。
仮説 2「10 年間に学校外教育費に対する文化的要因の影響力が高まっている」に関しては支持されず、10 年間に影響力の高まりはみられなかった。ただし、SSM-2005 と SSM-2015の統合データでは、親の芸術文化行動のプラスの有意の効果が長子小学校低学年、長子中学生においてみられた。
仮説 3「10 年間に学校外教育費に対する教育意識要因の影響力が高まっている」に関しては支持されず、10 年間に影響力の高まりはみられなかった。しかし、SSM-2005 と SSM-2015の統合データでは、長子の学校段階を問わず、高学歴意識が学校外教育意識を媒介して、学校外教育費に影響を与えていること、子どもに財産を残したい意識が長子中学生、長子高校生において学校外教育費に有意な影響を与えていることが明らかになった。長子の学校段階が高くなるにつれ、子ども志向で贈与的感覚を持った保護者が学校外教育費を多く支出する傾向にあると推察される。
仮説 4「10 年間に学校外教育費に対する親の学校外教育経験の影響力が高まっている」に関しては支持されず、10 年間に影響力の高まりはみられなかった。しかし、SSM-2005 とSSM-2015 の統合データでは、親の学校外教育経験は学校外教育費に対してプラスの影響力を持っており、とりわけ長子小学校高学年、長子中学生において有意であった。
以上のように、本稿の分析では学校外教育費に対する 10 年間の階層的要因の影響力の高まりについては、部分的に実証されたのみである。むしろ本稿の分析から明らかになったことは、学校外教育費を規定する要因として、世帯収入、母学歴、高学歴意識（本稿の分析では
学校外教育意識を媒介としている）などの影響力が安定している構造にあるということである。また、それに関連して、子どもの学校段階によっては文化的要因や親の学校外教育経験も影響を及ぼしている。
では、こうした結果は、「少子高齢化と階層格差の構造の関連」という問題にどのように関わっているのであろうか。
まず第 1 に、2020 年からの小学校における外国語（主として英語）の「教科化」、大学入試における思考力・判断力・表現力重視への変化、大学入試センター試験から大学入学共通
テストへの移行に伴う英語への民間試験の導入などの教育改革は、「受験対策」としての学校
外教育の重要性をさらに高める可能性がある。その際に、学校外教育費が本稿で示したよう
16

―72―

な構造で規定される場合、学校外教育費の子どもの学力への影響力も高まる可能性がある。
結果として、子どもを持つ世帯の学校外教育費の増加が見込まれ、階層による支出格差が生じ、その格差が教育達成に影響を与えやすくなることも推察される。
第 2 に、本稿執筆時点で幼児教育の「無償化」が検討されているが、実現された場合には、幼児教育における学校外教育がより盛んになる可能性がある。世帯によっては、幼稚園や保育所にかかっていた費用負担が軽減される部分を、学校外教育に支出する可能性があるからである。従来から保育所では所得に応じて保育料が決まっており、幼稚園では低所得層への補助も行われていたため、学校外教育費への転換は特に高所得層においてなされることが予想される。本稿の分析では、長子小学校低学年において学校外教育費に対する世帯収入要因の影響力の高まりが見られた。近年、幼児期においては「認知能力」だけでなく、「非認知能力」などへの着目が集まっており（OECD（2015a=2015）、OECD（2015b））、学校外教育がもたらす格差を今後さらに早期化させることも考えられる。前述の第 1 の点とともに、子育てコストが少子化に影響を与える状況は形を変えながら、続いていく可能性がある。
第 3 に、以上のような今後予想される変化をふまえると、公的教育費の「無償化」などの経済的支援は、より緻密に制度設計をする必要性があるということである。もちろん教育機会の均等に関しては、日本国憲法、教育基本法、児童の権利に関する条約などで規定されており、「無償化」が進むことは望ましいことである。しかし、少子高齢化が進行するなかで、あらゆる年齢層にさまざまな公的支援が必要とされており、財源に限りがある以上は、優先されるべきことがなにかをよく検討する必要があろう。本稿との関連でいえば、学校教育費の負担軽減が学校外教育費の格差を拡大する可能性もあるからである。
いずれにしても、SSM 調査などの継続的な調査で学校外教育費の実態を定期的に把握すること、また縦断的調査を行うことにより、世帯の学校外教育費の動向をより詳細に把握することが必要である。加えて、本稿に関連していえば、SSM 調査のその他の学校外教育関連変数を用いた分析は稿を改めて行いたい。

［文献］
相澤真一．2015．「教育」（山田昌弘・小林盾編『ライフスタイルとライフコース』新曜社所
収）．
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19

―75―

Changes to the Structure of Household Expenditure on Extracurricular Education:
An Examination of the SSM-2005 and SSM-2015 Data
Mondo TSUMURA
Kobe Gakuin University

There have been a number of changes in circumstances surrounding extracurricular education
over the last 10 years. First, the content and methods of extracurricular education have become more
and more diverse. Second, the time children spend outside school has increased owing to thefive-day school week. Third, public support for household expenditure on education has increased.
Fourth, attention has been drawn to the impact of costs for extracurricular education on academic
performance. In light of these circumstances, this article examines what changes have occurred tothe structure of household expenditure on extracurricular education.
Four hypotheses are tested in this study. (1)The effect of household income on levels of
expenditure on extracurricular education has enhanced. (2)The effect of cultural factor s on levels of
expenditure on extracurricular education has enhanced. (3)The effect of parents’ awareness ofeducation on levels of expenditure on extracurricular education has enhanced. (4)The effect ofparents’ experience of activities outside school on levels of expenditure on extracurricular education
has enhanced.
As a result of analysis, changes to the structure of household expenditure on extracurricular
education in the last 10 years are partially verified. Rather, this research reveals the stability of thestructure of household expenditure on extracurricular education over that period. Factors influencing
household expenditure on extracurricular education, such as household income, the mother's
educational background, and the “academic-oriented attitude” of parents, appear to have been
consistent in their significant effects.
Key words: expenditure on extracurricular education, household budgets of families with smallchildren, social class divisions

20―76―