特集論文

母親の教育期待とその推移

坂口 尚文（公益財団法人 家計経済研究所 次席研究員）

1. はじめに長期的な視点でみている親も多いだろう。また、子どもの学齢が上がるにつれ、学業成績による選

本稿では、「消費生活に関するパネル調査（以別が行われ、どこの家庭も当初望んだ教育達成を

下JPSCと表記）」を用いて、「定評のある大学へ実現できるわけでもない。進学競争に早くから熱進学させたい」という母親の教育期待の推移につ心に参加している母親、最後まで参加しない母いて検証する。高い教育期待を持つ母親はどのよ

親、競争に途中から参加する母親、競争から撤退

うな人たちであるのか。また、母親の教育期待はする母親などさまざまであろう。だが、どのよう変化しているのか。もし変化しているならば、そなタイミングで、どのように母親の教育期待が変のタイミングはいつなのかをパネルデータによっ化しているのかは実際によくわかっていない。実て探索的に明らかにしていく。

証には長年のデータ蓄積があるパネルデータが必

母親の子どもの教育へのかかわりは、常に社会要なためである。

的関心を集めてきたテーマである。例えば、幼稚これまでの分析で看過されてきた母親の教育期

園や小学校への「お受験」や高校・大学進学の待の「持続」と「変化」が、子どもの教育達成にど「受験戦争」などを題材にした映画や小説の多くのように伝達されるか、今後、多角的に検討する

では、教育に躍起になる母親の姿がやや劇画的にことが必要になってくる。本稿では、今後の教育

描かれている。教育学などの先行研究において達成の分析の際に、経時的「変化」の重要性を考も、子どもの進学希望や教育達成には、母親の教える端緒として、まずは母親の教育期待の推移に育期待が大きな役割を果たしていると言われてきついての実態を明らかにすることを目的としたい。

た（濱島 2004; 卯月 2004; 島 2008）。
ただ、先行研究の多くでは、一時点のデータによる制約から、母親の属性（学歴）別の教育期待
は所与のものとして与えられている。母親の教育

2. 使用するデータとアプローチ（1）教育期待の変数

期待が個人内でどう長期的に変化しているかにつJPSCでは、母親（＝対象者）の子どもに対す

いては、筆者の知る限り、日本であまり多くの分る教育期待として、「子どもに、将来、どこまで析が行われていない。確かに、子どもに良い学歴教育を受けさせたいですか」という質問をしていを与えようと、子どもが小さいころから常に強いる。設問の選択肢は次の６つで、期待を持っている母親は一定数いるだろう。しか「定評のある大学に進学させたい」

し、子どもの親すべてが（過度に）教育熱心とい「どこの大学でもよいから、大学に進学させた

うわけでもない。大学受験までは18年という時間があり、教育については子どもの発達にあわせてい」「短大に進学させたい」
17

季刊家計経済研究 2010 AUTUMN No.88

図表−1 使用するサンプル
分析の対象とする期間

2004〜2009年
1959〜1970年生まれの女性（コーホートA,コーホートB）のうち、分析の対象者

対象期間ずっと有配偶で子どもがいたもの
623人（のべ3,738人）

対象者数
学歴構成
母親
（対象者）

中学・高校：44%、
専門：20%、
短大・高専：24%、
大学・大学院：12%

父親

中学・高校：46%、
専門：13%、
短大・高専： 5%、
大学・大学院：35%「専門学校に進学させたい」「高校までは進学させたい」（3）分析の方法
母親の教育期待の変化を測る、直接的かつ最も「本人次第」

精確なアプローチは子ども（長子）の年齢に応じの中から対象者に択一で選択させている。

て期待がどのように変化しているか、観察・検証

今回の分析では、母親の高い教育期待を測る指することである。ただし、JPSCで教育期待の質問標として「定評のある大学に進学させたい」といを毎年尋ねるようになったのは2004年からであり、う回答に着目する。子どもを大学に進学させたい

連続したデータとしては最新の2009年までの６年という意味では、「どこの大学でもよいから」も分のデータしか得られない。６年分のデータでは、該当するかもしれない。ただ、「大学全入時代」

子どもが生まれてから通常の高校卒業年齢であるという言葉に示されるように、世帯の経済状況が18歳までの動きはとうていカバーできない。仮に、許し、入る大学や学部を選ばなければ、大学進学

多くの子どもが受験を経験する中学から高校まで

自体のハードルは近年下がってきている。さらにの期間の変化に限定したとしても、その期間６年「どこの大学でもよいから」という表現は、「大学分のデータを完全な形で得られるのは、2009年に（名）にこだわらず」といった中立な表現ではな

高校を卒業した子どもがいる対象者だけのものにいため、若干、ネガティブな印象もあたえる。何なる。対象者の教育期待の履歴を一つのシークエをもって「定評のある」大学とするかは対象者

ンス・データとして活用するには、まだ十分なデ（=母親）の主観であるという留保が残るものの、ータの蓄積がないといえる。

本稿では「定評のある大学に進学させたい」のみ

そこで次善の策として、個々の対象者の６年分を親の高い教育期待の代理指標ととらえ、母親個のシークエンス情報をいったんばらし、連続２期

1）間の推移データに分解する。前期から当期にかけ

人内での推移を分析する 。

ての教育期待の維持と上昇に、どのような人のど（2）使用するサンプルのような属性が大きな影響を与えているのかを、使用するサンプルについては、図表−１にまとめ

回帰式により推計する（イメージとしては、図ている。分析の対象期間とする2004〜2009年の期

表−２）。連続２期間のデータに絞ることで、各個間、一貫して有配偶であり、かつ子どもがいた対人については６年分のデータであれば５回の推移

2）

象者に限定する 。年齢層は、1959〜1973年生まを捕捉できる。また幅広い対象者のデータをプー

れの女性を対象にする。JPSCの用語では第１回かリングすることにより、おのおのの対象者の子どら調査を続けているコーホートAと第５回から調もの年齢に応じて、ほぼすべてのステージにあわ査を続けているコーホートBになる。年齢を基準せたデータを形式上、収集できることになる。

にして換言すれば、2004年に30〜45歳だった女性

ただ、連続２期間の推移をみる場合は、前期のについて、2009年までの６年間の教育期待の変化

値の影響を強く受けてしまう。前期の回答がラン

3）をとらえることになる 。

ダムに割り付けられていないためである。そもそも「定評のある大学へ進学させたい」と回答して18

母親の教育期待とその推移

図表−2 分析のイメージ
前期

当期

定評のある大学に定評のある大学に進学させたい進学させたいこの経路に乗りやすい人の属性を調べる「どこの大学でもよいから進学させたい」「本人次第」
その他

いるかいないかが、属性により大きな違いがある

る大学に進学させたい」と回答しているかどうかことが予想される。特にパネルデータでは同じ人を示す。よってγ1が教育期待の維持についての効のデータを複数回使用するため、その傾向が顕著

果を表す係数を、γ2が期待の上昇についての効果に出てしまう。そのまま回帰を行うとバイアスがを表す係数になる。μτ, は個人固有の効果を表す4）。

かかってしまう。本稿では、従属変数の側を初期値（前期）と（当期）の２変量の同時分布にして（4）分析に使用する説明変数

推計することで、このバイアスの影響をある程度

従来、親の教育期待と関連づけて論じられてい回避することにする。実際にはデータに対して、るのは、主として親の学歴と職業である。今回は下記の２変量プロビット・モデルをあてはめる。

父母双方の属性を検証する。学歴と職業の双方を導入するとダミー変数の数がどうしても多くなり、

W*it-1=β'χit-1+μi +δit-1
W* =
［
（P ）
γ'+
（1-P ）
γ' ］z +τ +ζit

{

it

it-1

1

it-1

2

it

i

回帰式の自由度を下げてしまう。また解釈も多様なものになってしまう。学歴と職業の間には一定の相関があるから、今回は親の学歴に焦点を絞っ上式が前期に高い期待を持っているか否かを決定て分析を行うことにする。中学・高校卒の学歴をする式、下式が推移を描写する式となる。主な記基準に「専門学校」、「短大・高専」、「大学・大学号について説明すると、添え字は i が個人を、t−１が前期、tが当期を指す。W*はプロビット・モ院」の３つのダミー変数を作成した。また母親のデルでの潜在変数を示し、潜在変数が０より大き業（パート・アルバイト、常勤の職員）かどうか

いとき、「定評のある大学に進学させたい」と回答していることになる。χと z は説明変数のベクのダミー変数を作成した。対象者の年齢は幅広い

トル、βとγはその係数ベクトルである。Pit-1はW*it-1が０より大きければ１を、０以下であれば０性もある。就業のライフコースを表す変数としてをとる変数で、つまるところ、前期に「定評のあ変数も作成している。職業のダミー変数を導入し就業状況については、専業主婦を基準にして、就ため、出産・育児期に一次的に離職している可能便宜的に35歳時に専業主婦かどうかというダミー

19

季刊家計経済研究 2010 AUTUMN No.88

図表−3 教育期待の２時点間推移（2004年〜2009年のデータをプールした値）
当期
定評のある大学へ どこの大学でも

前
期

本人次第

その他

行計

定評のある大学へ

15.4%

1.9%

3.2%

0.5%

21.0%

どこの大学でも

2.3%

5.7%

3.5%

0.9%

12.4%

本人次第

3.4%

3.7%

36.4%

5.3%

48.8%

その他

0.5%

1.1%

5.7%

10.5%

17.8%

列計

21.6%

12.4%

48.9%

17.1%

100.0%

ない代わりに、夫については前期年収（実質値）了の年」にダミーを用意した。

を説明変数として加えている。対象者の年齢層を反映して夫の年齢幅も広い。男性の賃金は年齢による成長カーブも大きいため、今回は年収を年齢と年齢の二乗項に回帰させたあとの残差を変数として加えている。

3. 分析結果（1）教育期待の推移傾向
母親の教育期待は、実際にどれくらい変化して

子どもの性別やきょうだい構成も、かけられるいるのか。回帰式の結果を示す前に、その概要を

教育投資の観点から教育期待に影響を与える重要みておく。図表−３は、子どもを持つ母親についな要因と考えられている（例えば、片瀬 2005）。

て、連続２時点間での各選択肢間での回答の推移

JPSCでの教育期待の質問は、複数の子どもがいるを示したものである。2004〜2009年までの値をプ

場合でも、特定子について尋ねた質問ではない。

ールして集計している。教育期待の選択肢は「定回答された教育期待は、自分の子ども全員を一つ評のある大学に進学させたい」、「どこの大学でもの総体として回答した結果であるかもしれないし、よいから進学させたい」、「本人次第」、「その他」

受験等を間近に控えた特定の子どもや長子についの４つにまとめ、全体のセルの合計を100%としてての期待であるかもしれない。そこで、子どものいる。表側が前期（2004〜2008年のプール値）の構成と特定の子どもを示す変数をそれぞれ導入し教育期待、表頭が当期（2005〜2009年プールしたている。構成を表す項目としては人数と性別構成値）の教育期待である。行計と列計は、前期と当を導入し、特定の子どもについては代表として長期における各期待の１年平均の割合になる。

子の学齢を採用している。子どもの人数は、最もまず単年度（行計、列計）の結果をみておく

割合の多い２人を基準にしている。子どもの性別と、本人次第と回答している人が約半数と最も多は、長子の性別も重要な変数とは考えられてはい

いが、「定評のある大学へ進学させたい」も20％るが、長子の性別は子どもの性別構成と従属した強の割合を占めている。次に、２時点間推移の傾関係になる。例えば、長子が男の子なら必然的に向を示す行列の要素をみていくと、前期と当期で「すべて女の子」ではないことになる。長子の性同一の回答をしている対角要素の値が大きくなっ別は割愛している。長子の学齢は、前期の値を表ているものの、他へ教育期待を変化させている対す式では小学生以下を基準にして「中学生」か象者も一定数いる。母親の教育期待は必ずしも固「高校生」かのダミーを、変化を表す式では「小定的なものではないことがわかる。最も多くの割

学６年生」から「高校３年生」まで１年おきにダ合を占めるセルは２年連続「本人次第」の回答でミー変数を作成した。また子どもが全員受験を終

全体の36.4%になる。２年連続「定評のある大学

えていると母親の教育期待も違った意味になるたへ進学させたい」と回答しているものの割合は、

め、子どもが全員大学・短大以上や社会人等であ次いで多く全体の15.4%を占めている。

る対象者には前期の値を表す式では「全員受験終

なお、対象６カ年中すべて「定評のある大学へ了」というダミーを、変化式では、「全員受験終進学させたい」と回答している対象者の割合を別

20

母親の教育期待とその推移

図表−4 「定評のある大学」へ進学させたいを基準とした推移と回答している人の３割程

100%

度は毎年入れ替わっている。

2.4%
15.4%

2.4%
15.7%

8.9%

10.7%

定
評
の
あ
る
大
学

50%
73.3%

つまり、３割の人が他の期待から上昇してきた分だけ、３割の人が他の期待へと低下し、ある一時点での「定71.2%

評のある大学に進学させたい」の回答割合、２割程度がほぼ毎年維持されている。

0%
前期□定評のある大学

来期

当期□どこの大学でも □本人次第□その他

期待の推移は「定評のある大学に進学させたい」
、
「本
人次第」
、
「どこの大学でもよいから進学させたい」の途計算したところ、9.4％（623人中59人）となっ5）た 。２年連続高い教育期待を持っている人のう

３つの教育期待への推移でそのほとんどが占められている。

ち、６割程度（9.4%/15.4%）が６年間一貫して同じ教育期待をもっている。一時点のスポットでみ（2）どのようなグループで教育期待が高いのかれば、ある年に「定評のある大学に進学させた

図表−５は、前期の教育期待の傾向を示したもい」と回答している人（行計あるいは列計）はのである。プラスに係数の値が大きいほど、連続20%強であるから、その約半数弱（9.4%/20%）が２時点の前期に「定評のある大学へ進学させた

６年間一貫して同じ教育期待を持っている。逆のい」と回答している傾向が強いことになる。厳密

見方をすれば、現在、高い進学期待を持っているではないが、任意の一時点をとっても、プラスの

母親の半数以上は、過去に期待を上昇、低下させ属性を持つグループで常に教育期待が高いと読みた経験を持っていることになる。

替えてよいだろう。つまり、ここでの結果は、従

図表−４は、図表−３をまとめなおし、「定評のある大学へ進学させたい」を基準とした推移を示し

来行われてきたクロスセクションデータの分析とほぼ同じ解釈をしてもよい。

た。すなわち、「定評のある大学へ進学させたい」

さて、母親の学歴の影響をみると、基準としたと回答していた対象者が前期にどの選択肢を回答

中学・高校卒に比べて「専門学校」、「短大・高

していたか。そして「定評のある大学へ進学させ専」、「大学・大学院」のいずれにおいても係数がたい」と回答した対象者が次の期にどの選択肢をプラスであり、係数の値もこの順番で大きなもの

回答していたかの割合である。前期の回答は「定になっている。
「短大・高専」と「大学・大学院」

評のある大学へ進学させたい」 が最も多く、では95%の信用区間で０を含んでおらず、「専門学

73.3%が前期も「定評のある大学」と回答してい校」でも90％の信用区間で評価すれば０を含んでる。次いで多いのが「本人次第」で15.4％、「どこいない。母親の学歴が高いほど母親の教育期待もの大学でもよいから進学させたい」が8.9% となっ

高いことになる。一方、父親の学歴の影響は「大ている。一方、次の期の教育期待の推移は、こち学・大学院」のみでプラスであり、また「大学・らも「定評のある大学へ進学させたい」が最も多大学院」のみが95%の信用区間で０を含んでいな

く、71.2%が教育期待を維持し続けている。
「本人

い。父親の場合は、「大学・大学院」かそうでな次第」が15.7％、「どこの大学でもよいから進学さ

いかで、母親の進学期待の高さに違いがあるといせたい」が10.7％の割合になっている。

える。

まとめると、「定評のある大学に進学させたい」

母親と父親の「大学・大学院」の係数を比較す
21

季刊家計経済研究 2010 AUTUMN No.88

図表−5 前期の親の教育期待を決める要因
事後平均値

標準誤差

95%下限

95%上限

母親の属性
専門学校

2.14

0.12

−0.26

4.68 *

短大・高専

5.01

0.18

1.68

7.58 **

大学・大学院

6.22

0.20

2.56

9.76 **

パート就業

0.63

0.11

−0.67

2.50

正規就業

−0.24

0.14

−1.80

1.72

35歳時専業主婦

−0.58

0.11

−2.66

1.49

1964〜1969年生まれ

−0.39

0.08

−2.42

1.58

1970〜1973年生まれ

−3.14

0.15

−5.63

−0.28 **

初産年齢

0.05

0.01

−0.22

0.31

父親の属性
専門学校

−0.47

0.11

−3.26

2.20

短大・高専

−0.57

0.20

−4.80

3.45

大学・大学院

4.23

0.16

1.70

6.88 **

収入

0.00

0.00

−0.01

0.00 **

子どもひとり

1.09

0.15

−1.32

3.21

子ども3人以上

−2.59

0.13

−4.60

−0.28 **

子どもの属性

子ども全員男

0.01

0.13

−2.03

2.27

子ども全員女

−1.80

0.15

−4.40

0.67

子ども全員受験期終了

−1.54

0.14

−3.54

0.25

長子中学生

0.45

0.09

−0.78

1.51

長子高校生

0.73

0.11

−0.59

1.99

2.61

0.17

0.62

5.04 **−12.750.25−19.82−5.59 **

東京都区部＋政令指定都市
切片

注: **は95％信用区間で０を含まないもの、*は90％信用区間で０を含まないもの
推計式には個人ダミーあり

ると、母親の係数の方が大きな値となっている。

トによる考え方の影響というより、年齢が若いコ

これらの結果は、従来言われてきたように、母親

ーホートでは、その多くの対象者の子どもがまだの学歴が子どもの教育達成により大きな影響を持

小学生以下であることを単に反映しているだけかつことの証左とも言えるかもしれない。ただ、今もしれない。母親の就業状況については、信用区

回の教育期待はそもそも母親の回答であることに間が０を含まないものはなかった。
「子どもひと留意する必要がある。

り」ではプラスではあるものの、子ども２人の世

長子の学齢による違いについては、「長子中学

帯と統計的に大きな違いがあるとまでは言えない。

生」、「長子高校生」の係数ともプラスではある「子ども3人以上」ではマイナスになっており、そが、信用区間は90％で評価しても０を含む。長子の95％信用区間は０を含んでいない。

が中学生、高校生の受験期にあるからといって、母親が「定評のある大学に進学させたい」と回答する割合が極端に多いとは限らないことを示して
6）

いる 。

（3）どのようなグループで教育期待が上昇しているのか
図表−６には、前期に「定評のある大学に進学

最後に、その他の主要変数の影響であるが、母させたい」以外の回答をしていた層の推移を示す

親の「1970〜1973年生まれ」のコーホートBでマ係数の推計結果を掲載した。係数がプラスであれイナスの値を示している。ただし、出生コーホー

ば、それまで別の教育期待を持っていても、ある22

母親の教育期待とその推移

図表−6 教育期待の上昇を決める要因（前期は「定評のある大学に進学させたい」以外）
事後平均値

標準誤差

95%下限

95%上限

7.01

母親の属性
専門学校

0.60

0.27

−4.22

短大・高専

3.52

0.24

−1.14

8.06

大学・大学院

4.38

0.23

0.41

10.22 **

パート就業

0.77

0.26

−1.85

3.10

正規就業

0.56

0.31

−3.04

3.94

新規就業

−1.67

0.53

−7.25

3.07

1964〜1969年生まれ

−1.13

0.24

−4.21

1.89

1970〜1973年生まれ

−1.36

0.25

−5.41

2.35

初産年齢

−0.12

0.85

−4.96

8.80

当該年に出産

1.30

0.02

−0.61

0.27

3.69

父親の属性
専門学校

0.25

0.18

−3.73

短大・高専

1.03

0.26

−3.91

6.70

大学・大学院

6.13

0.40

2.12

11.35 **

子どもの属性切片

子どもひとり

3.82

0.38

−0.16

9.47 *

子ども3人以上

−3.57

0.30

−8.52

−0.35 **

長子小学6年生

0.17

0.44

−4.34

6.02

長子中学1年生

3.16

0.32

−0.50

7.57 *

長子中学2年生

−0.21

0.22

−3.38

3.68

長子中学3年生

2.83

0.24

−0.58

6.67 *

長子高校1年生

2.86

0.40

−1.41

9.46

長子高校2年生

1.53

0.29

−2.12

6.43

長子高校3年生

0.08

0.29

−4.31

3.67

子ども全員受験終了年

−4.46

0.43

−11.270.83−20.301.01−32.54−5.71

注: **は95％信用区間で０を含まないもの、*は90％信用区間で０を含まないもの
推計式には個人ダミーあり

段階を機に「定評のある大学へ進学させたい」と高校の学歴層よりも、教育期待を「定評のある大期待が変化する傾向が強いことになる。図表−３

学へと進学させたい」へといずれかの段階で変化で示したように「本人次第」と「どこの大学でもさせる傾向が強いことになる。母親が「専門学よいから進学させたい」から「定評のある大学へ校」の場合、前項でみたように「定評のある大学進学させたい」へと教育期待が上昇するケースがへ進学させたい」と回答する傾向は中学・高校に主である。一方、係数がマイナスである場合は、比べて高かった。しかし、もとより「定評のある

前期「定評のある大学へ進学させたい」以外の回大学に進学させたい」と回答していない人が、途答をしていれば、当年も「定評のある大学へ進学

中で教育期待を上昇させる傾向については、中させたい」以外の回答をしている傾向が強いこと

学・高校と比べて大きな違いがないようである。

になる。

それでは、いつの段階で「定評のある大学へ進

母親、父親の学歴ともに「大学・大学院」で係学させたい」へと母親の教育期待が上昇するだろ

数がプラスであり、95％の信用区間で０を含んでうか。その傾向を子どもの学齢を基準に捉えてみいない。なお、母親の学歴では「短大・高専」にる。結果をみると、「中学１年生」と「中学３年おいても90％の信用区間で評価すれば０を含んで生」で係数がプラスであり、90%の信用区間で評いない。これらの学歴層では、基準とした中学・価した際に０を含まない。一方で、高校の係数は23

季刊家計経済研究 2010 AUTUMN No.88

図表−7 教育期待の維持を決める要因（前期も「定評のある大学に進学させたい」）
事後平均値

標準誤差

95%下限

95%上限

7.01

母親の属性
専門学校

1.55

0.30

−4.22

短大・高専

3.30

0.23

−1.14

8.06

大学・大学院

5.20

0.21

0.41

10.22

パート就業

0.48

0.26

−3.05

5.72

正規就業

1.46

0.31

−2.49

7.41

新規就業

5.09

0.53

−3.07

12.37

1964〜1969年生まれ

0.80

0.24

−2.79

5.38

1970〜1973年生まれ

−3.51

0.25

−9.00

1.29

初産年齢

−0.18

0.85

−14.02

12.63

当該年に出産

0.12

0.02

−0.31

0.61

**

父親の属性
専門学校

−3.16

0.46

−11.84

2.83

短大・高専

−1.84

0.42

−10.697.37

大学・大学院

4.12

0.18

0.41

8.25

**

子どもの属性
子どもひとり

−2.11

0.32

−7.76

2.30

子ども3人以上

−3.70

0.27

−8.35

0.88

長子小学6年生

0.04

0.42

−6.63

6.06

長子中学1年生

2.38

0.36

−3.36

8.35

長子中学2年生

1.48

0.38

−4.17

9.12

長子中学3年生

−1.61

0.40

−7.97

3.42

長子高校1年生

−0.03

0.37

−5.78

5.76

長子高校2年生

3.86

0.40

−1.05

10.21

長子高校3年生

−2.73

0.35

−8.21

1.69

子ども全員受験終了年

−0.30

0.42

−7.71

6.73

0.40

0.54

−11.6013.51

切片

注: **は95％信用区間で０を含まないもの、*は90％信用区間で０を含まないもの
推計式には個人ダミーあり

１年生から３年生で、いずれも95%の信用区間でさせたい」と答える傾向を示し、マイナスであれ０を含んでいる。大学受験を目前に控えた高校のば、前期の「定評のある大学へ進学させたい」か段階では、教育期待が上昇することが顕著には起ら他の教育期待へと変更が生じやすい。図表−３

こらないと言える。中学の段階で教育期待が上昇で示したように、他の推移先としては「どこの大しやすいという今回の結果は、受験競争が本格化学でもよいから進学させたい」、あるいは「本人する中学の段階で、子どもの大学進学までを意識次第」の割合がほとんどを占めるので、マイナスし始める母親が多いことを示している。

の場合、この両者のどちらかへと期待が変化したと考えられる。

（4）どのようなグループが教育期待を維持しているのか

結果をみると、教育期待の水準を決める回帰
式、あるいは上昇を決める部分の係数に比べ、ほ図表−７には、前期に「定評のある大学に進学

とんどの係数で信用区間が０を含んでいる。教育

させたい」と回答していた層の推移を示す係数の期待を維持しつづけることに、今回の分析で採用

推計結果を掲載した。プラスであれば、その属性

した属性間での差異はほとんどない結果といえる。

の人は前期から引き続き「定評のある大学へ進学

ただし、親の学歴については、母親と父親で「大24母親の教育期待とその推移

学・大学院」の係数だけが信用区間が０を含んでめ、高校の係数ではどうしても信用区間が広めにおらず、この学歴層では子どもの教育期待についとられる傾向にある。今後、データが蓄積し一定て強い一貫性がうかがえる。母親と父親の「大数の対象を確保できるようになると、期待の低下

学・大学院」の係数値を比較すると、対象者本人

時期について確固とした違いが計測される可能性である母親の値が父親よりも高くなっている。そはある。

のため、もっとも強い教育期待の一貫性を持つのは、母親の学歴が「大学・大学院」の場合である。一方、「短大・高専」、「専門学校」の学歴層

4. まとめと考察

では係数はプラスであるものの90％信用区間で評

本稿では、子どもを「定評のある大学へ進学さ

価しても０を含み、基準とした中学・高校卒と統せたい」という教育期待が、母親の個人内で時系

計的に大きな違いがあるとはいえない。逆にいえ列的に変化している事実に着目し、いつ、そしてば、母親あるいは父親が大卒でない場合は、当初どのような属性を持つ対象者が教育期待を変化さは「定評のある大学へ進学させたい」という期待せているかを検証した。分析から得られた主な結を持っていても、どこかの段階で教育期待が低下

果は次の３点である。１）子どもの学齢によらず、しやすいともいえる。

いつの時点においても母親と父親が高学歴の場合先の２つの結果は、もとから教育期待が高い

で教育期待が高い。２）母親の教育期待は一定数

人、あるいは期待が上昇しやすい人は高学歴層ほの割合で変動しており、母親か父親が大学・大学

どその傾向が強いことを示していた。ここでの結院卒の場合は、他の学歴層に比べて教育期待がど

果は、親が「大学・大学院」の場合、高い期待をこかの段階で上昇しやすい。また、母親が教育期維持しやすいというものである。一方で、中学・待を上昇させるのは長子が中学生の段階が多い。

高校卒では当初より高い教育期待を持っている割

３）高い教育期待を維持しやすいのは、母親か父合が低く、期待自体も上がりにくい。さらに高い

親が大学・大学院卒の場合である。

期待を持っていてもそれを維持しづらいという非すなわち、一部の母親で教育期待の上昇は観測

対称の構図が浮かびあがる。もともと「大学・大されるのだが、期待を上げているのは親が大学・学院」では高い教育期待を持つ母親が多い状況が大学院での教育を実際に経験した層が主であり、ある。それが年数を重ねるほど、つまり子どもの親が中学・高校や専門学校卒では途中から教育期

学齢が上がるほど、中学・高校卒では高い教育期

待が上昇することは少ない。さらに大学・大学院

待の割合が減少し、「大学・大学院」では割合が卒以外の層では、当初に高い教育期待を持ってい増加していくことを意味している。

てもそれが低下しやすい7）。子どもの教育達成と

それでは、長子の成長に伴い教育期待が低下し親の教育期待と親の学歴の相互リンクといった、やすい時期はあるのだろうか。受験を直前に控え

これまで一時点のデータから語られてきた構図は、た中学３年生、高校３年生の係数がマイナスであ長子が中学生になるあたりから、より強固に収斂

り信用区間の大部分はマイナスには位置しているしていく様子が今回のパネル調査を用いた分析か

ものの、90％の範囲で信用区間を評価した場合でら浮かびあがってくる。

も０を含んだ結果となっている。長子の学齢別のただ一方で、親の教育期待が変化するというこ係数についてはそのすべてで信用区間が０を含んとは、単純に親の教育期待だけで子どもの進学希でいる。期待を強固に維持する時期がない。つま望や教育達成を説明できないことも意味する。親り、教育期待が低下する時期には、顕著な傾向はの教育期待の変化について親の学歴といった変化ないようである。つまり、ただ、今回の分析の対しないものが説明力を有するということは、その象とした母親はその年齢がまだ比較的若いため、背後に親の学歴と期待の変化を媒介し、進行形で上の学齢ほど該当する対象の数が少ない。そのた変化している要因が隠されているかもしれない。
25

季刊家計経済研究 2010 AUTUMN No.88

親の教育期待を変化させる要因が他ならぬ子どもである。親の期待の高さが、豊富な教育機会の提の進学希望や教育達成（＝成績）の可能性があ

供という形で子どもの成績に経時的に影響を及ぼる。

すことも考えられる。それぞれがどの程度の説明

つまり、親が高学歴であるほど、本人次第から力を有するか、親だけでなく子どもの成績や進学

高い教育期待へとスイッチの切り替えが起こるの希望も調査したパネルデータ、特に子どもが幼少は、親の側が意図的にスイッチを入れ始める場合

期から調査したパネルデータを用いれば、親と子と、高学歴の親ほど子どもが高い学力を持っていそれぞれの要因の識別と効果の測定が可能であて切り替え自体が容易な場合とが考えられる。まる。残念ながら、JPSCは教育に特化した調査でた、高学歴層で高い期待を維持しているのは、子もなく、また親子のペア調査でもないため、子どどもを どうしても 「定評のある大学へ進学さも側の要因について詳細な情報を捕捉することにせたい」と高い期待を持ち続けている場合と、子は限界がある。今後、日本のパネルデータが整備どもの成績や進学意思が他の学歴層に比べて相対されることによって、そのような分析が可能にな的に安定していることを反映している場合とが考ることを期待したい。

えられる。今回の分析に用いた変数について、期

そうとはいえ、JPSCを活用して、今回の結果

待の維持ではその係数の信用区間がほぼすべて０についてさらに検証すべき点も数多く残されていを含んでいることを考慮すると、子どもの成績やる。最後に、その課題を２点提示しておく。１点

進学意向が説明力を持つ可能性は大きいといえ目は、実際に子どもがどのような教育達成、職業る。

達成をなしえたか、その帰結の検証である。2009

先行研究を俯瞰すると、本田（2004）は、高学

年の第17回調査時点では最年長の対象者が50歳に

歴非専業主婦層では子どもの成績について熱心に達したばかりであるため、対象者の多くの家庭が働きかけない「非教育ママ」の傾向が、子どもが受験期のただ中にある。教育を終えた子どもの数

小学生の場合にはあるとしている。この結果は、を十分に確保するには、あと５年の蓄積は必要で子どもが中学生の段階で高学歴非専業主婦層の教あろう。「定評のある大学に進学させたい」と、育期待のスイッチが入ることを幾分意味している

回答割合の大部を占める「本人次第」との間で、かもしれない。他方で、親から子への学業成績の子どもの大学進学に違いがあるのか。また、デー伝達を支持するものとしては、本田（2008）で親タが蓄積することによって、個人の教育期待の推の学歴や世帯の経済状況と子どもの成績との相関移が長期のスパンで捕捉できる。子どもが小さいが述べられており、片瀬（2005）では読書頻度がころから高い教育期待を維持し続けている母親が高い子どもほど高等教育への進学希望が高く、特いるのも事実である。そのような親と受験期に教に男子学生の場合は高学歴の母親の読書頻度の高

育期待を高めた母親との間で、教育・職業達成のさを受け継いでいるとしている。だが、卯月帰結に違いはあるのか。それらを数量的に把握す（2004）や島（2008）のように、子どもの大学進ることも可能になる。

学希望には子ども自身の学業成績が、母親の学歴

もう１点は、実際にかけた教育費を捕捉するこよりも大きな影響を与えていることを示唆していとである。
「本人次第」とは回答しているものの、る研究もある。ただし、卯月、島とも、子どもの実際は子どもに多くの教育費をかけている対象者

大学進学希望により大きな効果を与えているのも多い。子どもの学習面での条件を整えたうえでは、母親の進学期待であり、一時点データでの因親のリベラルな態度としての「本人次第」と、事果識別の難しさが表れている。

実上の放任での「本人次第」の間には大きな隔た

もちろん、子どもの教育達成への影響は、親のりがある。また、親の強い期待は子どもを塾に通

期待か子どもの成績のどちらか一方といった背反わせるなど間接的な意味を持つことで教育達成にの関係ではなく、おのおのの効果の大きさの問題

影響を及ぼしているのか。それとも親が高い教育

26

母親の教育期待とその推移期待を持っていることそのものにも大きな意味があるのか。今後は「期待」の持つ意味もより明確にしていく必要がある。
注1）教育期待の設問で提示している６つの選択肢間に、親の期待の高さとして「（半）順序」の構造が入れられるかは、本来ならば厳密に検証しなければならない問題である。本稿ではその問題に触れることは避け、便宜的に、「定評のある大学に進学させたい」＞ その他の選択肢、と仮定して、「定評のある大学に進学させたい」に回答が変化することを教育期待の上昇、「定評のある大学に進学させたい」から他の選択肢に回答が変化することを教育期待の低下と、以降では記述している。また、同一の選択肢については、異時点間のものでも期待が等しいとみなし、「定評のある大学に進学させたい」で回答が変化しないことを教育期待の維持と記述している。
2）後に説明するように、本稿の分析では、夫の属性、子どもの学齢を主要な説明変数として、対象者の教育期
待をそれらに回帰させている。JPSCでは、子どもの年齢、あるいは子どもの有無によらず対象者全員に教育期待の質問をしているが、夫や子どもの値がそろわない無配偶の対象者と子どもがいない対象者のデータは必然的に分析から除外されることになる。よって、子どもが生まれる前後で教育期待はどのように変わるのか、あるいは結婚・離婚等によりどのように変わるのかといったライフステージ上の大きな変動の効果については、今回は捕捉していない。
3）JPSCには第11回調査（2003年）で新規に追加した、
1974〜1979年生まれのコーホートCというサンプルがあり、このコーホートについても2004年から６年間のデータは得られる。ただし、年齢が比較的若いこのコーホートに2004年の時点で有配偶かつ子どもがいるという条件を課すと、当該コーホート内において若い時期に結婚をして出産を経験している対象者だけを選別してしまうことになる。そのため、今回の分析からコーホートCは除外している。なお、対象期間中に調査から脱落した対象者も分析に入れていない。

4）MCMC法を使って推計している。推計は最初の200個を破棄した計2,000個のMCMC標本を用いて行った。
5）高々６年のスパンのデータであるので正確な数字は測りようがないが、子どもが小さいころから教育を終えるまで高い教育期待を堅持している母親の割合は、少なくともこの9.4%よりも小さい値になる。
6）大学進学期待を「定評のある大学に進学させたい」と「どこの大学でもよいから進学させたい」を合算したものとして、別途、筆者が同様の推計をした結果によると「長子中学生」、「長子高校生」の係数がプラスで、95%の信用区間も０を含んでいない。
7）子どもを「定評のある大学に進学させたい」と回答した理由も親の学歴によって大きく違う。母親が非大卒層では「就職等で有利になるから」を理由に選ぶ傾向が強く、高卒では75%であるのに対し、大卒では57％である。一方で「よい友人を作るため」は大卒の方が高く、高卒である場合は28%、大卒では46%である。
進学希望理由の違いも、学歴間での教育期待の上昇、維持の違いに何らかの影響を与えているかもしれない。
文献
卯月由佳，2004，「小中学生の努力と目標――社会的選抜以前の親の影響力」本田由紀編『女性の就業と親子関係』勁草書房，114-131．
片瀬一男，2005，『夢の行方』東北大学出版会．
島直子，2008，「中学生の進学希望とその規定要因における性差」『上智短期大学紀要』28: 95-105．
濱島幸司，2004，「都市中学生の進学アスピレーションに関する計量分析」『上智大学社会学論集』28: 69-86．
本田由紀，2004，「「非教育ママ」たちの所在」本田由紀
編『女性の就業と親子関係』勁草書房，167-131．
―――，2008，『家庭教育の隘路』勁草書房．

さかぐち・なおふみ 公益財団法人 家計経済研究所
次席研究員。主な論文に「均等法後世代の女性のライフコース」（『季刊 家計経済研究』84, 2009）。労働経済学専
攻。
（sakaguchi@kakeiken.or.jp）

27