教育拡大過程における学歴取得の主観的認識構造―生年コーホートと 15 歳時の進学希望・くらしむき・成績に着目し
て*1―
相澤真一
（中京大学）【論文要旨】
本稿では、15 歳時における進学希望（教育アスピレーション）に着目して、日本の教育拡大過程において、学歴取得に向けた人々の主観的認識構造がどのように変化していったのかを明らかにする。まず、これまで行われてきた SSM 調査と進学希望の分布との相違を確認したところ、それほど大きな差は見られないことが確認された。2015 年調査で、選択肢に専門学校を増やした
ことは、より正確な調査結果を得る上での改善をもたらしていた。進学希望の要因を多項ロジット分析した結果、進学希望が高校ではなく、中学まででとどまるのは基本的には成績が作用していた。専門学校は、男性でかつ成績が良いと選ばない傾向にあり、短大・高専まででは、くらし
むき、中学 3 年時の成績が正の効果があり、より女性のほうが進学を希望していた。大学については、くらしむき、成績が正の効果があり、母学歴は大学希望に対して影響をもたらしていた。
進学希望の実現についての多項ロジット分析を行った結果、考えておらずに進学した人々と期待通りの進学をした人たちの間で、成績とくらしむきの明確な傾向は見られなかった。また、私立大学に進学することによって、希望以上の進学を達成した人々は有意に大きかったものの、その効果は、高等教育が拡大した後の世代ほど弱まっている傾向も見られた。
キーワード：進学希望・生年コーホート・15 歳時の成績・15 歳時のくらしむき

１．問題設定
本稿では、主に、15 歳時における進学希望（教育アスピレーション）・くらしむき・成績に着目して、日本の教育拡大過程において、学歴取得に向けた人々の主観的認識構造がどのように化していったのかを明らかにする。
これまで、教育と社会階層の研究の主流では、国際比較を可能にする観点から、 MMI（Maximally Maintained Inequality）仮説や EMI（Effectively Maintained Inequality）仮説の妥当性の研究が行われてきた（荒牧 2007，平沢ほか 2013）。このような研究が、日本の教育拡大
過程を国際的な文脈に向けて発表する上で果たしてきた意義は大きい。これに対して、本稿

1

本研究は、JSPS 科研費 JP25000001 の助成を受けたものです。
なお、すべての方のお名前をあげることができないくらい多くの方に、研究の完成に向けまして、多くのコメントや示唆を頂きました。2015 年 SSM 研究会の皆様に心より感謝申し上
げます。
1

―121―

が問い直そうとするのは、むしろ日本の教育拡大における歴史的特徴のなかで起きたであろう教育に対する主観的認識構造の変容過程を計量的に明らかにすることである。既に SSM 調査では、中村高康の一連の研究を通じて、高い学歴を得ようとするのがどのような人たちであるかについての研究は行われてきた（中村 2000, 中村 2008）。これに対して、本稿では、1935 年生まれから 1995 年生まれというサンプリングによって、高度経済成長期の後期中等教育の拡大と 90 年代以降の高等教育の拡大という 2 度の教育拡大の時期をまたがる世代に対して実施された調査の強みを生かし、戦後日本社会に育ったそれぞれの世代が、どのような進学経験をしてきたのか、その主観的な認識に目を向けた分析を行う。すなわち、進学率の拡大期が二段階あることを踏まえ、どのような進学希望が構造的に加熱されてきたのか、あるいは抑制されてきたのか、また人々の進学希望が、いつの時代のどのような要因によって、実現したり、実現しなかったりしたのかを明らかにする。この作業を通じて、日本の教育拡大過程全体を捉えた 2015 年 SSM データの特徴を生かした日本社会における学歴取得に対す
る主観的認識構造を捉えていく。

２．日本の教育拡大の歴史的特徴と本稿で検討する課題
日本の教育拡大過程は、比較歴史社会学的な観点から見た場合、4 点の特徴がある。
第 1 に、その後の東アジア諸国の開発モデルを形成するようになったように、工業化による高度経済成長を担う人的資本の形成期と教育拡大期、とりわけ後期中等教育の拡大期が重なる点にある。ロナルド・ドーアが日本を含めた比較社会学的研究において「学歴社会」の誕生を論じ（Dore 1976=2008）、苅谷剛彦が 1995 年 SSM 調査までのデータを用いて明らかにしたように（苅谷 2001）、西欧諸国が産業化と教育拡大が異なるタイミングで起きたのに対して（Ringer 1979）、日本では、戦後復興期に前期中等教育（中学校）が普遍化し、戦後高度経済成長期に後期中等教育（高等学校）への進学率が 50%台から 90%を超えるまでに至る急
速な教育拡大をわずか 25 年程度の間で実現した（苅谷 2001）。この時期に、「金の卵」としての中卒就職の制度化（加瀬 1997，苅谷ほか 2000，野村 2014，山口 2016）から高卒就職の制度化に至り、学校を経て、学校歴をもとに職業を得ること、学校成績に応じて職業を得て、職業移動することが当たり前の社会となった（苅谷 1991）。このように、工業社会の形
成と共に、学校を経て生まれ変わるという可能性を、ある世代のなかで共有した社会経験として経ることとなった。学校に行くことを通じて、社会移動ができるという可能性を多くの人々が共有するようになったことは、「一億総中流」社会（村上 1984，森 2008）としての「大衆教育社会」（苅谷 1995）を支える社会的信念となった。このような学校教育を通じて社会移動できるという考え方自体は近代化の発想として珍しくないものの（Lipset & Bendix 1959）、
それが国民のかなりの割合に共有されている点は、東アジアの工業化の特徴と見ることもで
2

―122―

きる（Fosu 2012, Aizawa et al (Ed) in print）。
第 2 に、このような急速な後期中等教育までの教育拡大に対して、高等教育の拡大が遅れを取った点である。これが政府の量的抑制政策に基づくものであったことは広く知られている（米澤 1992，島 1996, 天野 2002，小林 2009）。この 20 年間の量的抑制期間によって、結果として、工業社会に整合的な程度の人的資本を形成しやすい社会となった一方で、その後に教育拡大した韓国や台湾と比較した場合、大学院レベルの教育の普及が立ち遅れてきた（Hayami & Godo 2005，神門・速水 2010）。グローバル化社会における高度技術専門職の層の薄さを、財界から指摘する声もしばしば見られる（相澤 2014，Kagawa et al 2017）。一方で、後期中等教育段階の進学率が高原状態になり、高卒が学卒就職者の中心を占めることが長かった時期に、高校間での差異・ヒエラルキー関係、高卒就職の制度化などが非常に細かく形成されてきた（門脇・飯田編 1992，中西ほか 1997，筒井 2005，香川ほか 2014） 2。
第 3 に、若年の人口変動と進学機会が密接に結びついている点である。後期中等段階の進学率の拡大は、第 1 次ベビーブーマーの進学によって、学校数、進学できる生徒数が急増し、その教育機会が、若年人口が減少した後も門戸を開き続けたことによって教育拡大が進行した（香川・相澤 2006）。高等教育段階も同様で、第 2 次ベビーブーマー通過時における量的拡大によって大きくなった門戸が、さらに 90 年代から 2000 年代にかけて、学部新設などで拡大したことにより、進学率が増大した。
第 4 に、この教育拡大過程において、私立学校が少なからぬ役割を果たしている点にある。
後期中等教育段階において私立学校が果たした役割は、私立高校については、香川ほか（2014）
や西丸（2014）に見られるように、都道府県間の違いを広げながらも、全国的に進学を後押しする役割を果たした。高等教育段階はより顕著であり、私立大学が日本の高等教育大衆化の上で重要な役割を果たしてきた（両角 2010，米澤 2010）。
これら 4 点を踏まえて、日本の教育拡大という社会現象に固有に存在し、かつ社会学的に解明すべき点として、学歴と社会移動をめぐる主観的認識構造があげられる。第 1 の論点で言及したドーアも述べているように、産業変動を伴った教育拡大を経験した後発産業化国のほうが、学歴を重視する社会になりやすい（Dore 1976=2008）。この点で、人が教育を通じて期待する社会移動を示す意識である進学希望（教育アスピレーション）は、絶対的社会移動の主観的認識の根幹を成す意識であると言える。既に、1950 年代、60 年代において、進学希
望（教育アスピレーション）は、離農を示す一つの意識であった（苅谷 2001，香川・相澤 2006）。
既に 2000 年代の変容も視野に入れたものとして、片瀬一男の研究なども行われてきたものの

2

また、学校のなかで、ブルデューの「国家貴族」に対して拙共著論文でも指摘したように「国家平民」と称することができるほどに、後期中等教育までで多様な活動を行わせるような教育を行う学校を形成してきた（Bourdieu 1994=2007, Bourdieu 1989=2012, Bourdieu 2014,
Aizawa & Iso 2016, Aizawa et al. in print）
3

―123―

（片瀬 2005）、シーウェルらが唱えたウィスコンシンモデル（Sewell & Hauser 1975）のように、進学希望（教育アスピレーション）がどのような影響力を持っているかは、日本においてこそ検証され続ける必要があると共に、それがどのように変容しているかを捉えていく必要がある。
特に、教育拡大期および政策の変化によってもたらされる学歴の意味の変動のなかで、どうしても人々の認識の変化は実際の社会変化よりも後に起きる 3。この時に、機会の存在を恵まれて認識できる人々（＝すなわち、階層研究において、高階層と測定される人々）がより高い教育を早くから希望する可能性が高い。この点で、進学希望そのものの高まり方とその実現の構造について、両者を分けて認識しながら、共に捉えていく必要がある。そこで、本稿では、進学希望の時系列的趨勢を整理した後、まずは進学希望の形成要因を希望学歴別に検討し、さらに、実現の仕方についての検討を行う。この後者の分析では、利用する可能性
として差が出得る資源として、私立学校の果たした役割を視野に入れた分析を行う 4。

３．仮説と用いる変数について
3.1

仮説の設定

以上の議論に基づき、本稿では、次のような仮説を立てる。

o

仮説 1

同年齢人口が多い世代ほど、進学希望および希望の実現に対する本人の成績の影響力が強まり、同年齢人口が少ない世代ほど、進学希望および希望の実現に対する親や出身家庭に関わる変数の影響力が強まる。
o仮説 2

男性は、成績が高い人ほど、四年制大学への進学を希望し、女性は、成績の高さとくらしむきに応じて、専門学校、短大、大学を希望し、また女性のほうが生年
コーホートの影響を受ける。
o仮説 3

15 歳時に成績が高い人ほど、あるいは、恵まれたくらしむきの人ほど、希望

3

例えば、現在から見ればあくまで後知恵ではあるが、90 年代後半から 2000 年代の若年労働市場の悪化は労働経済学や社会学によって言葉を与えられるまで、なかなか認識されづらかったものであった（粒来 1997，玄田 2004）。また、香川・相澤（2006）では、高卒就職者の主観的認識（学歴を得て得られる地位に対する期待）が、実際に学歴が労働市場内で果たす役割の後追いになることを示し、実際に高卒就職者の世代内移動がどの時期に変化したかについて詳細に検討し、1950 年代後半のコーホートから変化が見られることを指摘している（香川・相澤 2008，相澤・香川 2008）。
4以上の問題設定に関連して、中学 3 年時の進学期待、進学した高等学校の種別と近年の高等教育拡については、本プロジェクトの報告書の鳶島修治の論文において、詳細な検討をしているため、本稿では、分析課題から除外する。また、私立学校が果たした役割については、
本稿でも検討しているものの、とりわけ私立高校の役割については、西丸良一の論文も検討
されたい。
4

―124―

通りあるいは希望より上の進学をしている。
o

仮説 4

私立学校への進学は、希望以上の進学を促す。

仮説 1 は、前節の議論の第 1 の教育拡大のなかでの主観的認識の変化と第 3 の人口変動の論点を参照している。仮説 2 は、日本では第 1 と第 2 の高等教育進学率の一時期の停滞の論
点を受けつつ、短大への進学が女性に特化し（小方 1994）、その後、短大自体が縮小していることを参照している。仮説 3 は、これまでの議論を受けつつ、従来の階層と教育の研究で見られる一般的な関係が見られるのかどうかについての仮説である。仮説 4 は、前節の私立学校に関する論点 4 を教育アスピレーション研究の文脈に組み込んだ仮説である。

3.2

使用データ・変数と記述統計量

本稿では、2015 年 SSM 調査データの第 3 次配布版を用いる。2015 年 SSM 調査は、日本に在住する 2014 年 12 月末時点で 20~79 歳（昭和 10 年から平成 6 年生まれ）の日本国籍を持
つ男女から住民基本台帳より層化 2 段無作為抽出法によって抽出された人々を対象としている。有効回収数は 7817、有効回収率は 50.1%である（白波瀬 2016）。なお、4.1 では、過去の SSM 調査データとの比較を行っており、ここでは、1975 年および 2005 年の調査データとの趨勢比較も行う。
本稿の分析で用いる従属変数は、面接票の問 16 にある「中学 3 年生のとき、あなたは将来どこまで進学したいと思っていましたか。」という設問である 5。
本稿で用いる統制変数・独立変数は以下のとおりである。
・性別：男性を 1、女性を 0 としたダミー変数を作成した。
・生年コーホート：サンプル全体の生年の刻みを 4 月始まり、3 月終わりの学年度に変換し、35 年度生まれから 5 年刻みおよび 10 年刻みで生年度コーホートの変数を作成した。35 年 1
月から 3 月生まれは 35 年度に含めて分析している。表記が、煩瑣になることを避け、生年度とせず生年コーホートとして示している。クロス表では 10 年刻みのものを用いて、過去の調査データとの整合性を確認した。多変量解析では、ダミー変数として投入し、基準カテゴリ
ーは、「団塊の世代」を含み、最も人口が多く影響力が大きいと考えられる 45-49 年度生まれとした。

5

このような過去の期待や希望を尋ねた質問を、進学期待とみなすか、進学希望あるいは教育アスピレーションとして扱うかには、諸説ある（相澤 2008, 相澤 2011，白川 2011，森 2014，
森 2016 など）。本調査において、中学 3 年時のくらしむきや成績を尋ねた箇所で尋ねており、実際に通った学校の質問から少し離してあることも踏まえて、当時の実現の可能性はさておき、どのように考えていたのか、という進学希望に近いものとした解釈をしながら、分析を行っていく。一方で、先行研究のレビューでも示したように、教育アスピレーションと表現されてきた研究のなかに基本的には位置付けている。
5

―125―

・中学 3 年時の成績：面接票問 15 の「中学 3 年生のとき、あなたの成績は学年の中でどれくらいでしたか。」という質問の回答を「上の方」を 5、「下の方」を 1 とする逆転項目にして投入した。
・15 歳時のくらしむき：その頃（15 歳の頃，中学 3 年生の時）あなたのお宅のくらしむきは、
この中のどれに当たるでしょうか。」という質問の回答を「豊か」を 5、「貧しい」を 1 とする逆転項目にして投入した。
・15 歳時母学歴：面接票問 22「あなたのご両親が最後に行かれた学校」について、母親の回答を「新制中学校」まで（旧制高等小学校を含む）、「新制高校」（旧制高等女学校・実業学校・新制専門学校を含む）、「新制短大・高専」以上（旧制師範学校以上）に分けた後、全世代にわたって安定した推定結果を得るため、「新制中学校」までと「新制高校以上」の 2 段階のみとしたダミー変数を作成し、基準カテゴリーは、新制高校以上とする「新制中学校まで」のダミー変数として投入した。
・15 歳時の持ち家：面接票問 11「あなたが 15 歳の頃（中学 3 年生の時）、お宅には次にあげるもののうち、どれがありましたか。」のうち、「持ち家」が該当するか否かのダミー変数を投入した。
・本人私立高校通学ダミー：私立高校に通ったことによる進学希望の実現の効果を見るために、面接票問 19「あなたが通った高校」において、その学校が「私立」であるか、それ以外
であるかのダミー変数を作成し、投入した 6。
・本人私立中等後教育通学ダミー：私立の中等後教育機関に通ったことによる進学希望の実
現の効果を見るために、面接票問 20「中学・高校以外に通ったことのある学校」において、その学校が「私立」であるか、それ以外であるかのダミー変数を作成し、投入した。
以上の独立変数のうち、生年コーホートを除いた記述統計量をまとめたのが表 1 である。

表1

独立変数で投入した変数の記述統計量
度数 最小値 最大値
性別ダミー（男性:1）7817
01
15歳時くらしむき（逆転項目）
7796
1
5
中学3年生時成績（逆転項目）
7750
1
5
母学歴ダミー（新制中学まで: 1）7817
01
持ち家ダミー（持ち家あり: 1）
7807
01
高校私立ダミー（私立: 1）7817
01
中等後教育私立ダミー（私立: 1）
7817
0
1

6

平均値 標準偏差
0.4564 0.49813
3.019 0.92205
3.2079 1.05959
0.4997 0.50003
0.8099 0.39239
0.2074 0.40545
0.3501 0.47704

このモデルは、私立高校に行く行動が、原因になるのか、結果になるのか、という点が不明確であり、問題を抱えており、改善の余地がある。ただし、関連の変数を入れ替えたものであっても、結果に大きな差異は見られなかった。
6

―126―

表2 生年5年刻みにおける教育アスピレーションの実現（男女別）
35-39年生 40-44年生 45-49年生 50-54年生 55-59年生 60-64年生 65-69年生 70-74年生 75-79年生 80-84年生 85-89年生 90-95年生
希望なし
16.3%
13.7%
13.5%
14.0%
12.6%
10.5%
13.7%
15.2%
16.2%
17.5%
16.2%
10.9%
期待通りの進学
53.5%
56.8%
59.9%
60.5%
60.8%
60.0%
58.8%
56.7%
56.0%
49.6%
51.4%
63.9%
男
期待以下の進学
22.6%
19.5%
16.4%
16.8%
12.6%
14.9%
15.2%
15.5%
14.1%
12.8%
8.9%
11.6%
性
期待以上の進学
7.6%
10.0%
10.3%
8.8%
14.0%
14.6%
12.3%
12.7%
13.7%
20.1%
23.5%
13.6%
N
301
380
446
387
301
295
277
330
291
234
179
147
性別間の有意差
*
***
***
***
***
***
*
+
*
***
希望なし
16.0%
12.4%
9.8%
7.3%
6.4%
9.7%
13.0%
9.9%
12.1%
13.9%
9.7%
8.2%
期待通りの進学
49.1%
48.7%
52.8%
51.3%
56.6%
56.7%
49.9%
55.9%
52.8%
51.3%
59.2%
58.7%
女
期待以下の進学
30.7%
30.7%
31.3%
31.4%
25.9%
26.1%
23.5%
20.7%
23.9%
19.5%
21.4%
16.8%
性
期待以上の進学
4.1%
8.3%
6.2%
10.1%
11.1%
7.6%
13.6%
13.5%
11.3%
15.4%
9.7%
16.3%
N
688
791
897
814
644
678
668
736
672
501
385
343
+ p<.1, * p<.05, ** p<.01, *** p<.001

合計
14.2%
57.5%
15.7%
12.6%
3568
***
10.8%
53.1%
26.0%
10.2%
4249

また、従属変数の進学希望のうち、選択肢の分布については、4.1 にて検討するため、4.3で用いた希望通りの進学か否かについての変数を生年コーホートごとに集計すると表 2 のようになる。
全体的に、女性のほうが、「期待通りの進学」、「期待以上の進学」が少なく、「期待以下の進学」が多い。この傾向は、特に、四年制大学希望の女性に顕著である。例えば、四年制大学希望の男女で期待通りの進学か、それ以外かを見たのが、次の図 1 である。ここから顕著なように、女性では、四年制大学を希望していたけれども、四年制大学には行っていない人々
が、生年コーホートが上になるほど、非常に多い。

5 年刻みの生年コーホート別に見た「期待通りの進学」か否かの割合

図１（「大学」までを希望した人々のみに限定。左が男性、右が女性）

3.3

分析手法

次の第 4 節では、3 段階の分析を行っていく。第 1 に、進学希望の変数をほぼ選択肢その

7

―127―

ままの状態でクロス表を作成し、進学希望の経年変化を確認する（4.1）。その上で、進学希
望がどのような規定要因に支えられているかを多項ロジット分析によって明らかにする「進学希望を考えていなかった」を基準カテゴリーとして、「希望通りの（4.2）7。4.3 では、進学であった」、「期待未満の進学」「期待より上の進学」の 3 つへの多項ロジット分析を行う
8。なお、分析は SPSS を用い、多項ロジット分析の結果の掲載の仕方については、三輪・林編（2014）を参照した。
本稿では、生年コーホートの影響を分析するために、コーホートの効果を交互作用項として投入する分析を行う。この方法は、教育拡大期の教育機会構造の変化を検討した鹿又（2006）
から示唆を得た。鹿又（2006）を参考にし、生年コーホートと、それ以外の独立変数とはす
べて 2 項ずつの交互作用項を作成し、分析に投入した。3 項の交互作用項は解釈が煩瑣になるため行っていない。
また、性別については、4.2 の進学希望そのものの規定要因の分析では、男女分けずに性別の交互作用項を投入した分析を行った。これは、性差の存在自体の世代による違い自体が議論のあるトピックとなっているからである（尾嶋 2001，白川 2011）。これに対して、4.3の進学希望の実現に関する分析では、男女を分けた分析を行った。これは、進学希望による分析において、性別による実現の差がこれまで見られており（相澤 2008）、2015 年調査デー
タも、先の表 2、図 1 に示したように、同様の傾向が既に見られるため、男女別の進学希望の実現の違いを組み込んだ分析を企図した。

４．分析結果4.1

進学希望の経年変化：過去の調査との連続性の観点から

まず、進学希望の変数は、15 歳時のことを回顧した意識項目であるため、記憶の歪みや間違いがある可能性がある。そこで、これまで行われてきた SSM 調査と進学希望の分布を比較したものが表 3（男性）と表 4（女性）である。

7

この 2 つの分析では、基本的には選択肢どおり分析に投入しているが、「その他」は全体で10 ケースしかなく、中身も不明であるため、欠損値として扱った。
「不明」「わからない」の
19 ケースは「何も考えていなかった」と統合して分析した。
8「考えていなかった」人々を基準カテゴリーとすることには異論を挟む向きがあるかもし
れないが、「 希望通りの進学であった」を基準カテゴリーとした時と比較して見られた結果に、大きな差異がなかったこと、また、別の基準カテゴリーから、「希望通りの進学」と「希望以上の進学」の違いを明らかにする分析目的から、このように設定した。なお、本分析において、「期待以上」、「期待以下」という表現は、本来の語義から言えば「期待通り」を含むもの
であるものの、この分析では「期待通り」とは区別されていることを付言する。
8

―128―

全般的には、過去の調査と比較して、それほど大きな差は見られないことが確認できる。
これは national representative なデータとしての SSM 調査の性格がこれまでの調査同様に、今回の調査も引き継がれていることを示唆していると見ることもできよう。また、全体の趨勢としては、男女共に、15 年データのほうが 90 年代後半から 2000 年代に経験してきた高等教
育進学率の拡大に向けて、希望者も増大していることが読み取れる。
表3 男性の進学希望（1975年，2005年，2015年，各SSM調査データ）
生年コーホート
調査年 希望学歴
1935-44
45-54
55-64
65-74
75年 希望なし（含旧高小）
13.6
12.4
05年 中学
17.2
10.0
2.9
4.8
15年 中学
16.6
8.5
2.3
2.6
75年 高校（含旧中）
45.2
41.2
05年 高校
41.1
44.4
39.1
34.4
15年 高校
40.1
44.4
41.8
36.6
15年 専門学校
2.5
1.4
3.9
4.4
75年 短大・高専・四大以上（含旧高，院）
34.5
40.5
05年 短大・高専・四大以上（院含む）
25.7
32.7
47.8
44.9
15年 短大・高専・四大以上（院含む）
26.0
31.9
40.4
41.8
75年 不明・無回答
6.6
5.4
05年 考えていなかった（含DK）
16.0
13.0
10.3
15.9
15年 考えていなかった（含DK）
14.7
13.7
11.6
14.3
1975年データ（35年度生まれ以降）
715
716
N
2005年データ
686
640
517
497
2015年データ
681
833
596
607

表4 女性の進学希望（1985年，2005年，2015年，各SSM調査データ）
生年コーホート
調査年 希望学歴
1935-44
45-54
55-64
65-74
85年 中学（含旧高小以下）
15.3
7.6
3.0
05年 中学
18.0
9.5
1.5
1.4
15年 中学
16.9
8.5
1.9
1.4
85年 高校（含旧高女）
53.7
45.6
41.2
05年 高校
49.5
49.8
39.5
40.3
15年 高校
52.1
50.9
47.0
45.8
15年 専門学校
6.6
6.0
8.8
10.9
85年 短大・高専（含旧高専以上）
10.9
18.3
25.5
05年 短大・高専
13.2
16.0
25.9
26.3
15年 短大・高専
4.0
10.6
17.8
13.0
85年 四大以上（含旧大・院）
11.2
22.0
25.5
05年 四大以上
13.4
16.5
26.4
27.0
15年 四大以上
12.8
21.4
25.2
28.4
85年 不明・無回答
5.9
3.4
2.2
05年 考えていなかった・不明無回答
12.7
10.0
8.7
10.6
15年 考えていなかった・不明無回答
13.5
8.3
8.0
11.4
1985年データ（35年度生まれ以降）
339
355
267
N
2005年データ
749
783
610
556
2015年データ
798
878
726
797

75-84

85-95

3.4
2.3

2.8

38.0
29.0
9.3

29.4
6.1

43.6
42.7

47.9

15.0
16.8

13.8

321
525

326

75-84

85-94

2.3
0.5

1.7

29.2
39.0
12.7

40.3
14.9

29.2
11.1

7.7

32.3
36.6

41.3

9.4
12.8

9.0

384
648

402

なお、2015 年調査で、選択肢に専門学校を増やしたことは、より正確な調査結果を得る上での改善をもたらしたように見える。男性では、75 年から 84 年生まれのコーホートにおい

9

―129―

て、高校から明確に分離した希望選択肢
としての専門学校が出現している。女性
では、専門学校の進学と短大・高専への進学を混同していた人々が 2005 年調査の選択肢によって、明確に区別して答えていることがわかる。

4.2

進学希望の規定要因とその変化についての多項ロジット分析
次に、この進学希望がどのような要因によって規定されているかを確認したものが右の表 5 である。実際には、多数の交互作用項を投入したため、全体で 200
行を 超 え る表 と な るた め、 切 片 およ び
10%水準未満で有意であった変数に限って表の掲載を行っている。交互作用項に投入した変数の主効果の変数も統計的に有意なものでないものは掲載から外している。
5%水準、10%水準で有意なものまで掲載しているものの、全体の読み取りとしては、0.1%水準未満のものを中心に確認しよう。まず、「高校まで」を基準カテゴ
リーとして、そうではなく、「中学まで」にとどまるのは、基本的には成績によるものであることが明らかである。
「 専門学校」への進学希望は、性別の影響が非常に強く出ており、女性のほうが、より進学を希望する傾向がある一方、符号の向きが同様で有意な交互作用項によって、男性でかつ成績が良いと専門学校を希望しない傾向があることが示されている。
「短大・高専」への進学希望では、15 歳
時のくらしむき、中学 3 年時の成績が共

表5 進学希望の多項ロジット分析
中学まで: N=475
B
Exp (B) 標準誤差
切片
0.907
0.551
中学3年時の成績-0.691 ***
0.501
0.126
15歳時のくらしむき×40-44年生まれ-0.333 +0.717
0.18
15歳時のくらしむき×40-44年生まれ-0.813 +0.444
0.42
中学3年時の成績×75-79年生まれ-1.248 +
0.287
0.733
中学3年時の成績×80-84年生まれ-1.503 +
0.222
0.791
母学歴（低）×75-79年生まれ-1.619 +
0.198
0.972
男性ダミー×15歳時持ち家ダミー
0.844 *
2.325
0.424
専門学校まで: N=539
B
Exp (B) 標準誤差
切片
-4.135 ***1.078
15歳時のくらしむき
0.394 +
1.483
0.207
中学3年時の成績
0.39 +
1.477
0.215
35-39年生まれ
2.46 +
11.706
1.459
55-59年生まれ
2.545 +
12.7451.437
60-64年生まれ
3.077 *
21.6891.415
65-69年生まれ
2.286 +
9.838
1.383
70-74年生まれ
2.238 +
9.374
1.316
80-84年生まれ
2.406 +
11.092
1.358
85-89年生まれ
2.617 +
13.7
1.494
男性ダミー
-1.963 ***
0.14
0.548
男性ダミー×40-44年生まれ
1.314 +
3.721
0.685
男性ダミー×55-59年生まれ
1.217 +
3.378
0.666
男性ダミー×70-74年生まれ
1.12 +
3.064
0.627
男性ダミー×75-79年生まれ
1.617 *
5.04
0.627
男性ダミー×80-84年生まれ
1.596 *
4.932
0.633
15歳時のくらしむき×60-64年生まれ-0.585 +
0.557
0.318
15歳時のくらしむき×85-89年生まれ-0.526 +
0.591
0.292
男性ダミー×中学3年時の成績-0.698 *
0.498
0.295
母学歴（低）×60-64年生まれ-1.082 *
0.339
0.548
母学歴（低）×80-84年生まれ-1.025 +
0.359
0.606
15歳時持ち家ダミー×75-79年生まれ
1.245 *
3.472
0.618
短大・高専まで: N=518
B
Exp (B) 標準誤差
切片
-5.417 ***0.999
15歳時のくらしむき
0.736 ***
2.087
0.18
中学3年時の成績
0.637 ***
1.892
0.192
55-59年生まれ
2.454 +
11.64
1.36
60-64年生まれ
3.039 *
20.886
1.312
70-74年生まれ
2.339 +
10.371
1.317
男性ダミー-2.284 ***
0.102
0.541
男性ダミー×90-95年生まれ
1.675 *
5.336
0.788
15歳時のくらしむき×60-64年生まれ-0.836 ***
0.433
0.274
15歳時のくらしむき×70-74年生まれ-0.622 *
0.537
0.263
15歳時のくらしむき×85-89年生まれ-0.784 *
0.457
0.336
中学3年時の成績×40-44年生まれ-0.639 *
0.528
0.325
母学歴（低）-0.656 +
0.519
0.343
15歳時持ち家ダミー×60-64年生まれ
1.326 *
3.766
0.604
大学まで（「大学院まで」も含む）: N=2356
B
Exp (B) 標準誤差
切片
-4.815 ***0.575
15歳時のくらしむき
0.343 ***
1.409
0.105
中学3年時の成績
1.009 ***
2.743
0.109
90-95年生まれ
1.867 +
6.47
1.004
男性ダミー×35-39年生まれ
0.889 ***
2.433
0.328
男性ダミー×40-44年生まれ
1.032 ***
2.806
0.298
男性ダミー×50-54年生まれ
0.599 *
1.821
0.274
男性ダミー×55-59年生まれ
0.631 *
1.879
0.301
男性ダミー×65-69年生まれ
0.534 +
1.706
0.295
15歳時のくらしむき×85-89年生まれ-0.354 +
0.702
0.194
中学3年時の成績×40-44年生まれ-0.29 +
0.748
0.157
中学3年時の成績×60-64年生まれ
0.358 *
1.431
0.176
母学歴（低）-0.801 ***
0.449
0.2
母学歴（低）×60-64年生まれ-1.042 ***
0.353
0.31
15歳時持ち家ダミー×55-59年生まれ-0.724 +
0.485
0.402
15歳時持ち家ダミー×60-64年生まれ
0.67 +
1.955
0.39
15歳時持ち家ダミー×75-79年生まれ
0.982 ***
2.671
0.377
考えていなかった: N=904
B
Exp (B) 標準誤差
切片
-0.87
0.57
35-39年生まれ
2.388 ***
10.8970.853
65-69年生まれ-1.519 +
0.219
0.911
70-74年生まれ-2.375 ***
0.093
0.903
15歳時のくらしむき×65-69年生まれ
0.434 *
1.544
0.213
15歳時のくらしむき×70-74年生まれ
0.386 +
1.47
0.202
15歳時のくらしむき×80-84年生まれ
0.498 *
1.646
0.226
中学3年時の成績×35-39年生まれ-0.764 ***
0.466
0.187
中学3年時の成績×50-54年生まれ-0.327 +0.721
0.19
中学3年時の成績×65-69年生まれ
0.357 +
1.43
0.187
中学3年時の成績×70-74年生まれ
0.482 ***
1.619
0.182
中学3年時の成績×75-79年生まれ
0.343 +
1.409
0.182
中学3年時の成績×80-84年生まれ
0.423 *
1.527
0.197
中学3年時の成績×90-95年生まれ
0.441 +
1.554
0.253
母学歴（低）×55-59年生まれ-0.832 +
0.435
0.427
母学歴（低）×60-64年生まれ-1.265 ***
0.282
0.405
母学歴（低）×75-79年生まれ-0.707 +
0.493
0.411
15歳時持ち家ダミー×75-79年生まれ
0.91 *
2.485
0.431-2LL=8390.182, χ²=4056.141, d.f.=355, p<.001, Negelkerke R²=.429+ p<.1, * p<.05, ** p<.01, *** p<.001※従属変数の基準カテゴリは「高校まで」(N=2926)

10

―130―

に正の効果である。すなわち、15 歳時のくらしむきが良いほど、また、中学 3 年時の成績が良いほど、「短大・高専」により進学を希望することが示されている。ただし、15 歳時のくらしむきについては、60－64 年生まれコーホートのみ、交互作用項によって、この効果が打ち消されている。また、短大進学者において、女性が圧倒的に多いことに裏付けられるように、男性のほうがより進学を希望しない傾向も示されている。
「大学」への進学希望では、「短大・高専」と同様に、15 歳時のくらしむきや中学 3 年時の成績が正の効果をもたらしている。
加えて、男性であることは、主効果であるよりも、とりわけ団塊の世代以前の世代との交互作用項によって、大学進学者がより多くなることがわかる。また、大学への進学希望は、他の学歴とは異なり、母学歴が低いことは大学希望に対して負の影響をもたらしており、特に60－64 年生まれ世代では、さらに交互作用項で強められている。また、75－79 年生まれという高等教育進学率が急増し始める最初の局面において、持ち家を持っていることが大学進学希望に影響を与えていることがわかる。
「考えていなかった」は世代の問題が大きく、最も年
長の 35－39 年生まれコーホートでは、45－49 年生まれよりも有意に考えていなかった人が多く、第 2 次ベビーブーマーを含む 70―74 年生まれは、より考えていた傾向にある。ただしどちらの効果も成績との交互作用によって弱められている。また、母学歴が低いことと 60－
64 年生まれコーホートとの交互作用項が有意に負の効果を持っている。

4.3

進学希望実現に関する多項ロジット分析

さらに、この進学希望が実現したか否かについて、同様に、どのような要因によって規定されているかを確認したものが表 6（男性）、表 7（女性）である。本分析では、4.2 の分析に加え、さらに、「本人私立高校通学ダミー」と「本人私立中等後教育通学ダミー」を投入し、同様に、全体で 200 行を超える表となるため、切片および 10%水準未満で有意であった変数に限って表の掲載を行っている。交互作用項に投入した変数の主効果の変数も統計的に有意なものでないものは掲載から外している。また、母学歴については、「希望より上の進学」との交互作用項において該当するカテゴリーがなく、推定が収束しないコーホートがあったた
め、母学歴を分析から除外したモデルを掲載している 9。

9

なお、主効果にて母学歴を投入したモデルの分析を行ったところ、女性のみ、5%水準では、「希望通りの進学」、「 希望未満の進学」において母低学歴ダミーが負の影響を及ぼしていた。
それ以外には、特に有意な影響は見られなかった。
11

―131―

表6 進学希望の実現に関する多項ロジット分析（男性のみ）
希望通りの進学: N=2042
B
Exp (B) 標準誤差
切片
0.311
0.587
中学3年時の成績
0.312 *
1.366
0.143
中学3年時の成績×40-44年生まれ-0.396 +
0.673
0.204
私立高校通学×60-64年生まれ-1.23 +
0.292
0.674
私立高校通学×85-89年生まれ-1.709 *
0.181
0.701
私立中等後教育通学×35-39年生まれ
2.03 +
7.615
1.13
私立中等後教育通学×75-79年生まれ
0.929 +
2.531
0.54
希望以下の進学: N=556
B
Exp (B) 標準誤差
切片
-0.9530.731
中学3年時の成績
0.377 *
1.458
0.171
80-84年生まれ
2.871 *
17.648
1.416
中学3年時の成績×35-39年生まれ
0.472 +
1.604
0.26
中学3年時の成績×80-84年生まれ-0.472 +
0.624
0.282
希望以上の進学: N=450
B
Exp (B) 標準誤差
切片
-1.928 *0.913
中学3年時の成績
0.568 ***
1.764
0.212
中学3年時の成績×80-84年生まれ-0.744 *
0.475
0.294
私立中等後教育通学
1.618 ***
5.044
0.497
私立中等後教育通学×35-39年生まれ
2.986 *
19.8091.246
私立中等後教育通学×60-64年生まれ-1.208 +
0.299
0.711
私立中等後教育通学×65-69年生まれ-1.224 +
0.294
0.729
私立中等後教育通学×90-95年生まれ-1.808 +
0.164
0.926
-2LL=3851.252, χ²=631.420, d.f.=213, p<.001, Negelkerke R²=.183+ p<.1, * p<.05, ** p<.01, *** p<.001※従属変数の基準カテゴリは「考えていなかった」(N=477)

まず、表 6、表 7 が表 5 と比較して明らかになるのは、ロジット回帰ではあくまで擬似相関係数ではあるものの、全体のモデルの説明力は明らかに小さくなっていることである。
4.2 同様に、5%水準、10%水準で有意なものも掲載しているものの、全体の読み取りとしては、1%水準未満以下のものを中心に確認しよう。表 6 の男性では、中学 3 年時の成績と私立中等後教育通学ダミーが「希望以上の進学」に影響を与えていることがわかる。また、交互作用項によって、私立中等後教育通学ダミーの効果は 35－39 年生まれでは強まっていたことがわかる。1%水準未満で読み取れることは以上であるものの、もう少し広げてみた場合、成績が良かったにもかかわらず、希望通りの進学を果たせなかった人々がいることが有意にいることが観察された。また、私立中等後教育機関に通学することによって、希望以上の進学の達成しやすさは、危険率が若干高いものの、高等教育が拡大した後の世代ほど弱まっている傾向も見られた。

12
―132―

表7 進学希望の実現に関する多項ロジット分析（女性のみ）
希望通りの進学: N=2237
B
Exp (B)
標準誤差
切片
0.289
0.697
15歳時のくらしむき
0.41 *
1.506
0.196
70-74年生まれ
2.171 +
8.766
1.145
15歳時のくらしむき×40-44年生まれ-0.578 *
0.561
0.264
15歳時のくらしむき×60-64年生まれ-0.753 *
0.471
0.329
15歳時のくらしむき×65-69年生まれ-0.512 +
0.599
0.297
15歳時のくらしむき×70-74年生まれ-0.676 *
0.509
0.289
15歳時のくらしむき×75-79年生まれ-0.505 +
0.603
0.279
中学3年時成績×40-44年生まれ
0.442 +
1.556
0.249
中学3年時成績×50-54年生まれ
0.637 *
1.891
0.292
中学3年時成績×60-64年生まれ
0.73 *
2.074
0.298
15歳時のくらしむき×85-89年生まれ
0.744 *
2.105
0.34
私立中等後教育通学×60-64年生まれ-1.215 +
0.297
0.678
希望以下の進学: N=1100
切片-1.0630.756
中学3年時成績0.386 *
1.471
0.193
65-69年生まれ
2.002 +
7.407
1.163
70-74年生まれ
2.679 *
14.572
1.249
中学3年時成績×35-39年生まれ
0.478 +
1.612
0.269
中学3年時成績×50-54年生まれ
0.516 +
1.675
0.308
中学3年時成績×60-64年生まれ
0.62 +
1.859
0.32
持ち家ダミー×35-39年生まれ-1.072 +
0.342
0.642
持ち家ダミー×50-54年生まれ-1.52 +
0.219
0.883
私立中等後教育通学×60-64年生まれ-1.768 *
0.171
0.713
私立中等後教育通学×75-79年生まれ-1.451 *
0.234
0.685
私立中等後教育通学×80-84年生まれ-1.267 +0.282
0.74
私立中等後教育通学×85-89年生まれ-1.942 *
0.143
0.825
希望以上の進学: N=429
切片-1.352
1.082
持ち家ダミー×40-44年生まれ-1.788 +
0.167
1.034
持ち家ダミー×50-54年生まれ-1.587 +
0.204
0.958
私立中等後教育通学ダミー
2.265 ***
9.628
0.661
私立中等後教育通学×40-44年生まれ
1.945 +
6.996
1.017
私立中等後教育通学×65-69年生まれ-1.329 +
0.265
0.797
私立中等後教育通学×75-79年生まれ-2.099 *
0.123
0.823
私立中等後教育通学×80-84年生まれ-1.86 *
0.156
0.843
私立中等後教育通学×85-89年生まれ-1.874 +
0.153
0.985
-2LL=4129.641, χ²=732.041, d.f.=213, p<.001, Negelkerke R²=.178+ p<.1, * p<.05, ** p<.01, *** p<.001※従属変数の基準カテゴリは「考えていなかった」(N=436)

表 7 の女性では、男性よりも多くの独立変数が有意な効果を示しているものの、1%水準未満で有意な変数は、希望以上の進学における「私立中等後教育通学ダミー」の効果のみであった。また、5%水準未満で有意な変数まで拡大してみた場合、この効果は、高等教育進学率
13

―133―

が拡大し始める 75 年生まれ以降の世代で、交互作用項で弱められている。男性と比較して、女性において際立った特徴は、中学 3 年時の成績が「希望以上の進学」に対して有意な影響を全く及ぼしていないことである。
「希望通りの進学」に目を向けてみると、高校進学率上昇
期から高原期に進学時期のあたる 50－54 年生まれ世代と 60－64 年生まれ世代において、交互作用項が有意に正の効果があり、この時期に限って、中学 3 年時の成績が若干有効であった可能性を見ることができる。また、経済的な変数は「希望通りの進学」においていくつか
有意な影響を与えており、15 歳時のくらしむきが「希望通りの進学」を叶えることを支えていた可能性が示唆される。

５．考察とまとめ
第 4 節から得られた結果をさらに考察を深めてみよう。まず、4.2 で得られた結果について、それぞれの学歴段階に立ち入って解釈してみよう。
まず、「考えていなかった」はある時期までは、高校への進学希望との距離感で読み解くことができるかもしれない。すなわち、35－39 年生まれは考えていなければ中卒で就職する制度が整えられ始めた時期であった。ただし、成績が良いことによって、そうではなく、高校進学が視野に入れられるため、成績が良いことによって、「考えていない」のではなく、「高校まで」進学するようになることを選び取る時代であった。
一方、70－74 年生まれでは、第二次ベビーブームの到来によって、高校進学が再び厳しくなる時期であった。
「考えていない」で高校進学することは、まだ高校進学が普遍化する前であった 45－49 年生まれ世代よりも難しい時期であったとも考えられる。そのため、70－74
年生まれは、「考えていない」のではなく、「高校まで」を「希望する」傾向があったと読み取れる可能性がある。もちろん、ここにはメリトクラティックな選抜が働くため、成績が良くなかった場合には、このような希望を持たなかったとも言える 10。これが中学 3 年時の成績との交互作用項によって、このコーホートの主効果が弱められている現象を読み解くことができるのではなかろうか。
高校進学に関連して、もう一つ、このような生年コーホートの動きとして解釈できる点が、60－64 年生まれコーホートにある。このコーホートでは、母の学歴が低かった時に、「考えていない」のではなく、「高校まで」を積極的に進学希望している。この世代は、75 年から79 年頃に高校進学を迎えようとしていた世代である。高校進学率が 9 割を超えた後、親が中卒であった場合、その学歴を子どもが越えなければ、学歴を経て得られる地位が下がることがはっきりしてきた世代である。この世代において、進学率拡大期であった 45－49 年生まれ

10

この点を支持する当時の研究として、例えば、苅谷（1986）が挙げられる。
14

―134―

の世代よりも、「考えていない」のではなく、意識的に「高校まで」進学を希望した可能性がある。また、この世代では、「大学まで」に負の影響をもたらしている母低学歴ダミーの影響力が交互作用項によってさらに世代独自の効果として強まっている。また、「短大・高専まで」
では、全コーホートで有意であった 15 歳時のくらしむきが、この世代のみ、交互作用項によって弱められている。すなわち、進学率が 90%を超えた高校までは出身に関係なく希望をし、それ以上の進学希望は、むしろ経済的要因によって、後ろ向きな態度も見られるという「ほどほどの教育水準」（神門・速水 2010: 167）という社会の学歴イメージが典型的に現れるのが 60－64 年生まれコーホートとも解釈できよう。
以上の点を踏まえて、仮説の採否を確認しよう。仮説 1 の「同年齢人口が多い世代ほど、進学希望および希望の実現に対する本人の成績の影響力が強まり、同年齢人口が少ない世代
ほど、進学希望および希望の実現に対する親や出身家庭に関わる変数の影響力が強まる」は、採択されたとは言いがたい。全体として、高等教育への進学希望は「15 歳時のくらしむき」と「中学 3 年時の成績」の両者が全生年コーホートにおいて影響していた。また、45－49 年
生まれの世代よりも人口が少なかった 60－64 年生まれ世代では、いくつかの特徴的な動きがあったものの、これは仮説とは異なる動きであった。唯一、仮説 1 に近い動きがあったとす
れば、75－79 年生まれコーホートのみ、15 歳時持ち家ダミーの効果があったことである。この世代は、中学 3 年時にバブル経済の最終盤から崩壊の時期を迎えている。都市部では、郊外住宅地の開発が進んでいた時期である。この時期に、まずは家を持っているかどうかによって、その後、進学機会が拡大する大学への進学希望を持つことに影響があったことが示唆されていることは、書き留めておくべきことであろう。以上より、仮説 1 は基本的には棄却されたものの、90 年代後半以降の高等教育進学率の拡大局面では別の傾向が生じている可能性が示唆された。
仮説 2 の「男性は、成績が高い人ほど、四年制大学への進学を希望し、女性は、成績の高さとくらしむきに応じて、専門学校、短大、大学を希望し、また女性のほうが生年コーホートの影響を受ける」は、部分的には採択されている。すなわち、男女関係なく、「中学 3 年時の成績」と「15 歳時のくらしむき」が高等教育への進学希望を規定していた。しかしながら、女性のほうが生年コーホートの影響を強く受けている結果を見出すことはできなかった。よって、仮説 2 は、部分的に採択され、「男女共に、成績が高い人ほど、また、くらしむきが良い人ほど、短大、大学への進学を希望していた」。ただし、進学希望、アスピレーションの実
現の両者を含めて、女性のほうが生年コーホートのほうが影響を受けるという結果は見出されなかった。
仮説 3 の「15 歳時に成績が高い人ほど、あるいは、恵まれたくらしむきの人ほど、希望通
りあるいは希望より上の進学をしている」は、成績については採択されたものの、くらしむ
きは必ずしもそうとはいえない結果となった。また、成績が「希望以上の進学」に明確な影
15

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響を与えたのは男性だけであった。よって、「男性のみ、15 歳時に成績が高い人ほど、希望より上の進学をしている」という部分的な採択となった。
仮説 4 の「私立学校への進学は、希望以上の進学を促す」は、4.3 に示したように、採択された。特に、私立の高等教育機関や専門学校への進学は、中学 3 年時に考えていた進学希
望以上の進学を有意にもたらしていることが明らかになった。
本稿では、進学希望（教育アスピレーション）という教育と社会移動という古典的な社会階層研究のなかでは、いささか不安定な変数を扱ってきたように見えるかもしれない。しかしながら、教育アスピレーションを通じて見える学歴の主観的認識は、時代において移ろい行くものというよりは、15 歳時のくらしむきや中学 3 年時の成績と安定した関係性を持ちな
がら、教育拡大のあるフェーズにおいては、時代の特徴を示すような独特の効果を示してきたと見ることができるのではなかろうか。その点で、主観的な認識を捉えた社会的構造の把握が社会調査研究を通じて、今後も求められていると確信している。

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Changing Subjective Perception of Diploma during the Process of Educational
Expansion in Japan:
Multinomial Logit Analysis of Educational Aspiration and Educational Achievementwith Interaction Terms of Birth Cohorts
Shinichi Aizawa
Chukyo University

This paper focuses on educational aspiration during the process of educational expansion in
Japan. It observes the change in subjective perception of diploma in Japanese society. Through crosstabulation with past surveys, the 2015 data collected were a good sample to observe this change inperspective. The accuracy of data collection was enhanced with the addition of a new option in thequestions regarding the educational aspiration variable in the questionnaire. A multinomial logit
analysis of educational aspiration reflects these points; lower grades in junior high school result in
lower aspiration than lower grades in high school. The higher the grades and the better life situationof 15-year-olds, the greater is their aspiration to go to junior college. This is the dominant trend
among women; it is the same trend among men too, but they aspire to go to four-year College. The
lower educational qualification of the mother has less influence on a student’s aspiration to go to
College. Another multinomial logit analysis of realization of educati onal aspiration shows that thegrades and life situation of 15-year-olds do not show a clear tendency for realizing educational
aspiration. Private tertiary educational institutions have a significant positive impact on students totake up tertiary education. However, this effect weakens among the younger cohort.
Keywords: Educational aspiration, Birth cohorts, Grades and Life situation of 15-year-olds

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