研究助成報告論文

若年共働き家庭における子どもの育ちの実態と課題――家庭機能と保育機能の有機的連携を目指して

篠原 郁子（白梅学園短期大学保育科 講師）

1. 問題と目的

関係の構築に否定的に働くという議論も起こっていた（Belsky 1986）。しかし、近年の大規模な縦低出生率が続き少子化対策が講じられる中、特断的調査の多くはむしろ、乳幼児期の母親の就労に、出産・育児と女性の就労の両立を図る施策のや家庭外保育の経験が子どもの発達にとって阻害充実が急務となっている。女性の就労には、社会的であるという明確な証左は得られないことを報的要請や自己実現の動機もある。しかし同時に、告している。例えば、乳幼児期から青年期までの結婚・出産後、経済的要因から就労する女性も少縦断研究を行ったGottfried and Gottfried（1988）

なくない。男性の実質賃金の低下、雇用の不安定は、母親の就労の有無は子どもの認知、社会情緒化に対し、妻も就労する共働き世帯が多くなって的発達などと関連しないことを見いだした。全米いるという。さらに乳幼児を持つ中心世代である

で1,000組以上の親子を対象とした大規模縦断調査

若年層は、世帯収入が相対的に低く、育児への経（NICHD 1997）も、乳児期早期からの保育所保済的負担感が大きいと報告されている（子ども未育の経験は母子間の愛着の安定性とは関連を持た

来財団 2007）。加えて若年層の就労形態は不安定ないと報告している。さらに国内における複数のであり、夫婦共にパートタイムの世帯も増加傾向

縦断研究からも、同様の結果が得られている（服にあるという（内閣府 2005）。こうした状況から、部・原田 1991; 菅原 2003）。

夫婦が共に働き乳幼児を育てるスタイルは、現在こうした多くの研究知見から、共働きが子ども

そして今後においても、もはや少数派ではありえに及ぼす（特に否定的な）影響についての議論まい。夫婦ともに働きながら子どもを育てることは、一見収束したかに思われる。しかし、例えばを前提とした社会的サポートの在り方が、ますま

先述のNICHD（1997）による報告には、刮目す

す重要となっている（内閣府 2006）。

べき結果が含まれている。それは、子どもの発達

しかし従来、母親の就労に関して、子どもの発にとって、家庭か保育所かという場所ではなく、達への影響を訝る声が少なからず存在してきた。

どちらの場にせよ養育の「質」が重要だという指就労による母子の分離経験が子どもの健やかな発摘である。家庭外での長時間保育を受けているか

達を阻害するのではないかという懸念は、国内外

否かではなく、保育の質の高低が子どもの愛着安を問わず見られたのである。そこで本論では、母定性に影響するのであり、同様に家庭での養育に親の就労と子育ての関係に焦点化したい。母親のついても、母親と共に過ごすことではなく、母親就労による子どもへの否定的影響の可能性についの養育の質が子どもの発達への説明力を有していて、現在までに複数の科学的検証が試みられてきた。独立変数として母親の就労の有無という分類た。例えば米国ではかつて、母親の就労に伴う家は不十分であり、いずれの条件であれ養育の質を

庭外の施設保育の経験が、母子間の安定した愛着

こそ問わなければならないという新たな課題が照53

季刊家計経済研究 2009 SPRING No.82

らし出されたと考えられよう。こうした研究状況

まざまなサービス拡充が図られている（内閣府と現代の子育て家庭の状況を鑑みると、父母が共2006）。こうした施策は、子育てをする「親」かに就労し保育機関を利用しながら子どもを育てる

らの必要性に応えるものではあるが、しかし、そことを前提とした際、家庭と保育機関の双方におの家庭に育つ「子ども」の発達支援になり得ていいて、子どもの養育の質の確保および向上をいかるのかが懸念される。保育機関利用の利便性向上に図るかを検討する必要がある。

だけではなく、子どもの発達に促進的な養育を保そこで本論では、以下の２点に取り組む。１点

育の場に確保していく必要がある。そして、もし目は、共働き家庭の養育の質の実態把握であり、仮に家庭での養育のある側面が十全でない場合、

特に、母親の就労有無による群間比較ではなく、保育における養育の該当する側面がそれを補い、共働き家庭群内の多様性に着目する。
「就労の有あるいは代わりに独立して、子どもの発達に寄与

無」はあまりに大きな枠組みであり、母親およびしうるのかを明らかにするためには、家庭と保育家庭が持つ属性によって、働く母親の子育ての実における養育の質を、同時に共通の軸に基づき調態には差異が存在すると考えられる（Hoffman

査することが求められる１）。そこで本論では、共and Youngblade 1999）。例えばNICHD（1997）

働き家庭が利用する保育機関の養育の質の調査、においても母親の社会経済的階層が子どもの養育

特に、保育者の養育行動の実態把握を行い、子どに関連していたが、特に国内においては共働き家もが経験する養育環境の特質を家庭と保育機関に庭群内の子育ての多様性を検討しようとする研究

わたり総体的に捉えることを目的とする。

は少ない。そこで、乳幼児を育てる若年共働き家

以上より本論ではまず、乳幼児を育てる共働き

庭の間にも、実際の養育に差異がある可能性を視家庭を対象に、現実的に子どもへの時間的・経済野に入れ、社会経済的要因を含む複数の変数によ的投資が限定されると考えられる条件の下、子どる影響を検討する。また、養育の質の指標としもの発達にとって十分に促進的な養育が実践されて、本論では、母親が子どもに直接行う具体的なているのか、実態調査を行う。特に、若年共働き

養育行動に着目する。養育の質を表すものとし

家庭における母親の養育行動の質について、社会て、例えば時間的・経済的投資の量、保育利用の経済的要因など影響が予想される要因との関係を頻度、子育てへの意識なども考えられよう。しか問う。次に、共働き家庭の子どもが通う保育所でし、それらがなぜあるいはいかにして、子どものの養育についてその十全性を検討し、特に共働き発達に貢献するのかという点に迫るべく、子どもの家庭内での養育と相補的に子どもの発達を促進の認知・社会情緒的発達の促進により直接的に関しうるだけの養育上の配慮がなされているのかを与する社会的環境、すなわち、子どもが日々経験問う。これらの実態調査により、共働き家庭に育している母親からの具体的な働きかけに焦点化す

つ乳幼児に対し、家庭と保育機関の連携によってる。子どもへの時間的・経済的投資といった要因

質的に良好な養育環境を実現するための方策につが、具体的な養育行動の質のバリエーションを生いて考察する。

起させ、それを介して子どもの発達に影響するという経路を想定し、まずは、養育行動の質の実態把握と、そこに寄与する背景要因を明らかにする

2. 共働き家庭における子どもの養育の実態調査こととしたい。
２点目に、共働き家庭に育つ子どもの被養育環（1）研究対象

境の実態調査にあたり、子どもが行き来する２つ

０〜２歳児の保育を行う京都市内の保育所25カの生活場面、即ち、家庭と保育機関を同時に調査所を通し、母親への質問紙を配布・回収した。総する必要性に取り組む。母親の就労率上昇に伴い配布数は949部、回収数は563部（回収率59.2％）

保育へのニーズが増加・多様化している現在、さであった。共働き家庭364部を抽出し、若年層に54若年共働き家庭における子どもの育ちの実態と課題（f）家庭における図表--1 父母の就労形態の分布

母親の養育行動の質

＜父親＞
自営業

パートタイム

フルタイム

合計

4.90%

0.00%

2.70%

7.60%

パートタイム

6.10%

2.10%

39.00%

47.30%

指標として、認知的なら

フルタイム

4.00%

1.20%

39.90%

45.10%

びに社会情緒的発達への合計

14.90%

3.40%

81.70%

100.00%＜母親＞ 自営業

注： 父母いずれかの就労形態が不明である世帯を除外した328世帯における分布を算出した

乳幼児への養育行動の影響を問う項目を含み、養育者と教育者を対象とした先行研究で用いられているMediated Learning

焦点化するため、母親が40歳代以上である30部をExperience Rating Scale（Lidz 2002）を用いた。

除去した結果、分析対象は334部（有効回答率

日ごろの子どもへの全般的な接し方について、活35.2％）となった。分析対象の母親の年齢は20歳動の意味を子どもに伝え経験を共有しようとする

代が21.3%、30歳代が78.7％であり、父親の年齢

か、子どもをほめたり励ましたりするか、子ども

は20歳代が14.7%、30歳代が69.7％、40歳代以上に適切に応答し温かく接するかなど、全25項目でが15.6％であった。

問うた。回答は４件法（１点：全く当てはまらな
い、２点：少し当てはまる、３点：ほぼ当てはま（2）調査時期
2007年11月〜2007年12月。

る、４点：非常によく当てはまる）で求めた。いずれも、高得点ほどその行動をよく行っているこ
とを示す。

（3）変数
（4）結果1：分析対象家庭の特性（a）社会経済的属性
父母の教育歴・家庭の年収。

母親の学歴は、中学校卒業が1.6％、高校卒業が22.7％、短大・専門学校卒業が44.9％、４年制大学卒業が27.1％、大学院卒業以上が3.7％であった。

（b）父母の就労状況

父親は、中学校卒業が3.9％、高校卒業が38.2％、

就労形態（自営業・パートタイム・フルタイ

短大・専門学校卒業が17.5％、４年制大学卒業がム）・１週間あたりの就労時間・子ども誕生後の35.6％、大学院卒業以上が4.9％であった。家庭全

仕事の変更の有無と回数・出産後の就労復帰時の体の年収は、200万円未満が3.8％、200万〜300万

子どもの月齢（母親のみ）。

円未満が8.8％、300万〜400万円未満が24.2％、400万〜600万円未満が27.7％、600万〜800万円未（c）家庭で父母が子どもと過ごす時間
父母それぞれの平日と休日の場合の、家庭で子どもと一緒に過ごす時間。

満が21.4％、800万円以上が14.2％であった。
母親の就労形態は自営業が7.8％、パートタイム
が47.6％、フルタイムが44.3％、不明が0.03％であった。父親は、自営業が14.7％、パートタイムは（d）保育機関の利用状況
保育利用開始時の月齢・１週間あたりの保育利
用時間。

3.3％、フルタイムが80.5％、不明が1.5％であった。父母の就労形態の組み合わせについて、図表−１に示す。就労の安定性について、子どもの誕生後に仕事の変更があった割合は、母親が全体（e）子育てへのサポート
子育てに対する社会的サポートへの満足度（４件法）・祖父母との同居の有無。

の25.2％、父親は全体の16.0％であった２）。本調査の対象となった子どもについて、出生順位は、第１子45.6%、第２子39.0％、第３子以降が14.4%55

季刊家計経済研究 2009 SPRING No.82

図表--2 共働き家庭に関する各変数の記述統計量
最大値

度数

平均値

標準偏差

最小値

母親の週間就労時間（時間：分）

329

26:57

14:38

4:00

84:00

父親の週間就労時間（時間：分）

322

48:58

20:11

3:00

108:00

出産後の母親就労復帰時の子どもの月齢

330

6.6

7.8

0

36

母親（変更有りの回答者について）

82

1.41

0.70

1

4

父親（変更有りの回答者について）

53

1.26

0.71

1

4

＜父母の就労について＞

子ども誕生後の仕事変更の回数＜子どもの保育について＞
保育所利用開始時の子どもの月齢

333

12.0

7.7

2

37

１週間あたりの保育所利用時間（時間：分）

331

45:52

7:55

21:00

66:00

＜家庭で子どもと過ごす時間について＞
母親：平日の時間（時間：分）

328

4:29

1:57

1:00

16:00

母親：休日の時間（時間：分）

327

12:44

4:54

2:00

24:00

父親：平日の時間（時間：分）

328

2:16

1:58

0:00

16:00

父親：休日の時間（時間：分）

324

10:26

5:29

0:30

24:00

（不明1.0%）であった。性別は男児51.6％、女児

ることを基準に項目を検討した結果、２因子18項

48.4%であった。世帯内の子どもの人数は、１人目が抽出された。含まれる項目の内容から、第１が36.0%、２人が47.6％、３人以上が15.6%（不明

因子を「情緒的関わりと援助」、第２因子を「思0.8％）であった３）。

考の拡張と共有」と命名した（図表−３）５）。信

その他の変数について、記述統計量を図表−２に示す。

頼性について、「情緒的関わりと援助」尺度は

α＝.897、「思考の拡張と共有」尺度はα＝.822で子育てのサポートとなりやすい祖父母と同居すあり、高い内的整合性を有していることが示唆さる家庭は全体の13.5％にとどまっていた。社会的れた。両下位尺度の因子間相関はｒ＝.689であっサポートへの満足度について、「非常によい」がた。養育行動の内容に質的に異なる２つの側面が33.5％、「それなりによい」が50.8％であり、多く認められたことを考慮すると、それぞれに異なるが現状に対しおおむね肯定的な回答を示した。一

影響因が存在する可能性が考えられる。そこで以方、子育てへのサポートや協力が「あまり得られ降、２つの側面を独立に分析することで、養育ていない」は11.2％、「全くない」も4.5％存在した。

行動の内容別に影響因との関係を詳細に検討する。

（5）結果2：家庭における子どもへの養育行動の実態（b）養育行動の質の全体的特徴
母親による養育行動の実態について、「情緒的（a）養育行動尺度の検討

関わりと援助」の平均得点は35.77（SD＝5.88）、

各項目の得点について、天井・フロア効果の有レンジは12〜48であった。全12項目（最高点48

無を検討した。４項目は平均値＋１標準偏差の値点）の尺度について、平均得点は最高点の約75％が尺度の上限値を超え、天井効果が考えられたたの水準であり、全体的には良好な実践を表す得点

め以降の分析から除外した４）。残る21項目についであると考えられた。
「思考の拡張と共有」の平て因子分析（最尤法・プロマックス回転）を行っ

均得点は17.28（SD＝3.62）、レンジは７〜24であたところ、初期解における固有値の減衰状況ならった。全６項目（最高点24点）からなるこの尺度

びに解釈可能性から、２因子として判断することについても、平均得点は最高点の70％を上回る水が妥当と考えられた。因子負荷量が0.35以上であ準であった。これらより、共働き家庭の養育につ

56

若年共働き家庭における子どもの育ちの実態と課題

図表--3 母親の養育行動の質尺度の因子分析結果（最尤法・Promax回転）
項

因子負荷量

目

Ⅰ

Ⅱ

子どもに微笑みかけたり、温かくゆっくりとした口調で話しかけたりする

0.777−0.174

子どもの行動から欲求を読み取り、子どもの欲求に正しく応じる

0.745−0.028

子どもの声や話を注意深く聞き、目を合わせて応じる

0.738

0.016

0.732

−0.0180.661−0.102

0.647

0.097

0.581

0.103

0.557

0.164

0.514

0.15

0.493

0.19

0.413

0.202

0.363

0.188

−0.0770.828−0.003

0.692

0.039

0.646

−0.072

0.615

0.136

0.575

0.052

0.562

第Ⅰ因子：情緒的関わりと援助（α＝.897）

子どもがコミュニケーションをとろうとした時にタイミングよく肯定的にこたえる（例：泣いている子どもに素早く対応する／遊びの中でアイコンタクトや会話をしようとする子どもに興味をもって応じる、など）
子どもに声をかけるとき、子どもをひるませる否定的な内容ではなく、子どもを励まし前向きな気持ちにするものが多い
子どもが伝えようとしていることを正しく理解しようとする（子どものはっきりしない言葉をも一生懸命理解しようとする）
必要に応じて、子どもを助けたり励ましたりする（届かないおもちゃを取りやす
くする、パズルを一緒に完成させる、など）
子どもがすることに興味を持ち、その価値を理解して一緒に遊ぶ
子どもと一緒に過ごすとき、子どもが興味を持ち、積極的に参加できる話題や遊びを選ぶ
子どもの感情や反応に敏感である
子ども自身が試してみることと、大人が教えることのバランスをとる（子どもが何かを完成させる前に、あれこれと指示や質問をしすぎない、など）
子どもが何かをしている時、お母さんが全部をやってあげるのではなく、子どもが自分でできるように手助けする（食べたり、着替えたり、ブロックを重ねたりできるように、親は手助けをして、子どもが自分でできるようになるように促す）
第Ⅱ因子：思考の拡張と共有（α＝.822）
子どもの言ったことに、新しく詳しい情報を加える（例：子どもが「ジュース」と言った時に、「これはオレンジジュースね。コップに入っているね」など）
子どもの考えを広げるように、おもちゃや事柄の特徴や内容などの情報を付け加える（例：車のおもちゃで遊んでいる時に、「赤い色ね」「荷物を載せるところがあるね」などと話す）
子どもが今している遊び、目の前の出来事について、過去の出来事や、これから予定していること、関係することに関連付けてお話をする（お皿のゾウの模様を見て、「この前、動物園で見たね」と話しかける、など）
子どもと一緒に何かをしているとき、その内容について、お母さん自身が思っていることや考えたこと、これまでの経験などを話す
子どもが感じたこと、経験していること（感情や考えていること）について話し、お母さんがそれに気付いていることを示す
子どもがいろいろと考えるように質問をする（なぜ？ どこで？ など）
因子間相関

第Ⅰ因子

−

第Ⅱ因子

0.689

−

いて全般的には、日頃の子どもへの情緒的接し

でのレンジが見られ、質問項目となった養育行動

方、思考の共有などの行動に著しい課題は認めらは、全ての母親にとって一様に実践が容易なわけ

れないと考えられた。

ではなく、日々の行動には各家庭で差異が認められる現状が示唆された。全項目が２点以下（実践（6）結果3：家庭での養育行動の質に関連する要因の検討の相対的な不足を示す評価）である母親は「情緒的関わりと援助」に2.7％、「思考の拡張と共有」

平均得点からはおおむね良好な養育行動の実践に8.7％存在し、下位尺度間の相関も考慮すると、がうかがえたが、同時に、得点のばらつきが注目

複数の側面にわたり一貫して養育行動の質が低いされた。各下位尺度には、ほぼ最低点から満点ま

世帯が存在することも考えられた。そこで次に、57

季刊家計経済研究 2009 SPRING No.82

図表--4 父母の社会経済的属性および就労時間と母親の養育行動の質の相関
1

2

3

4

5

6

１．
「情緒的関わりと援助」
得点

−

２．
「思考の拡張と共有」
得点.640 ＊＊−

３．母親教育歴.101 ＋.122 ＊−

４．父親教育歴.100 ＋.102 ＋.517 ＊＊−

５．家庭年収.033.069.360 ＊＊.272 ＊＊−

６．母親の週間就労時間

.028

.016

.099 ＋.044.258 ＊＊−

７．父親の週間就労時間

−.011

.027

.012

−.010

.115 ＊.293 ＊＊

注： ＊＊ p< .01＊

p< .057−＋p< .10

各家庭の養育行動の差異に影響を及ぼす可能性が育歴が高い群よりも得点が低い傾向（Ｆ（1,300）＝

考えられる変数（a）〜（e）との関連について探2.901，ｐ<.10）が示された。得点は父母ともに高索的分析を行った。線形の関係が予想される変数

学歴の場合が最も高く、一方、父親が高学歴でもとはピアソンの積率相関係数を求め、カテゴリカ

母親の学歴が低い場合に最低となり、両親の教育

ルな変数とは母親の養育行動を従属変数とするＴ

歴の組み合わせによる差の存在が示唆された（図検定または一元配置分散分析を実施した６）。

表−６）。
家庭の年収について、母親の養育行動と有意な（a）父母の社会経済的属性との関連相関は認められなかった。３世代家族と父母と子

図表−４に単純相関係数を示す。まず、母親のどものみの家庭が混合していることを考慮し、３教育歴と「思考の拡張と共有」得点に有意な相関

世代家族を除外したサンプルでも分析を実施したが、「情緒的関わりと援助」得点に相関傾向が示が、年収と養育の質に関連は示されなかったされた。父親の教育歴と２つの養育行動得点にも（「情緒的関わりと援助」得点：ｒ＝.042，n.s.，

相関傾向が見られた。ただし父母間の教育歴の相「思考の拡張と共有」得点：ｒ＝.064，n.s.）。

関を考慮し、母親の教育歴をパーシャルアウトしたところ、父親の教育歴と２つの養育行動得点（b）父母の就労状況との関連に、有意な相関は認められなかった（順に、ｒ「情緒的関わりと援助」得点について、母親の=.066，n.s.，ｒ=.058，n.s.）。

就業形態による有意な群間差が認められた（Ｆ

教育歴について詳細な検討を行うべく、高校卒（2,331）=3.683，ｐ<.05）。得点はパートタイム＜

業以下を教育歴低群、専門学校・短期大学以上のフルタイム＜自営業の順で高く、多重比較（HSD

学歴を教育歴高群として父母それぞれを分類し、法）より、パートタイム群と自営業群の間に有意

養育行動の質を検討する二元配置分散分析を行っ差が認められた。父親の就労形態との有意な関連た。まず、「思考の拡張と共有」得点に関して、は認められなかった。

母 親 の学 歴 の主 効 果 のみが 認 められた（ Ｆ

父母の週間就労時間と、母親の養育行動の質に（1,300）＝5.714，ｐ<.05）。得点の分布を図表−５相関は認められなかった（図表−２）。また、母親に示す。一方、「情緒的関わりと援助」得点にはが出産後に就労復帰した際の子どもの年齢は、母父母の教育歴の交互作用のみ、有意傾向が示され親の養育行動に関係していなかった。

た（Ｆ（1,300）＝3.140，ｐ<.10）。単純主効果に

次に、就労の安定性に着目した。仕事変更の有ついて、母親の教育歴が高い場合、父親の教育歴無自体との関連について、子どもの誕生後に父親

高群の方が低群よりも養育得点が高い傾向が（Ｆの仕事に変更があった群の母親は、変更がない群（1,300）＝3.765，ｐ<.10）、また、父親の教育歴の母親よりも、有意に「思考の拡張と共有」得点が高い場合に母親の教育歴が低い群は、母親の教が低いことが示された（ｔ（330）＝2.213，ｐ58

若年共働き家庭における子どもの育ちの実態と課題（c）保育の利用状況

図表--5 父母の教育歴と母親の「思考の拡張と共有」得点

との関連
20

１週間の保育利用時間

﹁
思 18
考
の
拡
張 16
と
共
有
﹂
得 14
点

と、「情緒的関わりと援助」得点（ｒ=−.151，ｐ<.01）、ならびに「思考の父親の教育歴低群
高群

拡張と共有」 得点（ ｒ=−.147，ｐ<.01）に負の相関が認められた。また、子どもが保育所に通い始

12
低群

高群

めた月齢の低さと「思考母親の教育歴の拡張と共有」得点の低

注： 父母の教育歴の組み合わせによる各群の度数は以下の通り（N＝304）
父母ともに教育歴が低い群：n＝50
母親の教育歴が低く、父親の教育歴が高い群：n＝17
母親の教育歴が高く、父親の教育歴が低い群：n＝76
父母ともに教育歴が高い群：n＝161

さには相関傾向が認められた（ｒ=.098，ｐ<.10）。
（d）家庭で親子が過ごす
時間との関連「情緒的関わりと援助」

図表--6 父母の教育歴と母親の「情緒的関わりと援助」得点

得 点 には、 母 親 が 平 日
﹁
情
緒
的
関
わ
り
と
援
助
﹂
得
点

（ｒ=.176，ｐ<.01）およ45

び休日（ｒ=.133，ｐ<.05）40に子どもと一緒に過ごす

35

時間の長さ、さらに父親
父親の教育歴

30

低群
25

高群

が平日にともに過ごす時間の長さ（ ｒ=.135， ｐ<.05）が有意に関連していた。また、「思考の拡張20
低群

高群
母親の教育歴注： 父母の教育歴の組み合わせによる各群の度数は図表−5と同じと共有」得点にも、母親の平日に子どもと過ごす
時間の長さ（ｒ=.125，ｐ<.05）との相関が認めら
れた７）。

<.05）
。さらに、父親の仕事の変更回数の多さは、 （e）子育てのサポート環境との関連
母親の「思考の拡張と共有」得点の低さと有意な祖父母との同居の有無による、「情緒的関わり相関を持つことも示された（ｒ=−.126，ｐ<.05）。

と援助」得点ならびに「思考の拡張と共有」得点

なお、出産後の母親の仕事変更の有無、および変の有意差は認められなかった（ 順にｔ（ 332 ）=更回数と養育行動の質との関連は認められなかっ−1.509，n.s.，ｔ（332）=−1.606, n.s.）
。子育て

た。

に対する社会的なサポートへの満足度について、満足度の高さは「情緒的関わりと援助」得点（ｒ=−.240，ｐ<.01）、ならびに「思考の拡張と共有」
59

季刊家計経済研究 2009 SPRING No.82

得点（ｒ=−.184，ｐ<.01）の高さと有意に相関していた。

（c）家庭との情報交流
書面による家庭との交流の頻度（保育所便りやクラス便りなど）・連絡帳など、個別の家庭との

3. 共働き家庭が利用する保育所における養育の実態調査（1）研究対象

書面やりとりの有無・保護者会など保護者と直接交流する機会の頻度・個別の保護者との直接的な会話の頻度。これらの変数についてはクラス担当者のみを分析対象とした。

２.の調査対象である共働き家庭が利用する保育所25カ所において、０〜２歳児クラスの保育者に（4）結果：保育所における養育環境の実態

質問紙調査を実施した。総配布数は122部、回収数は95部（回収率77.87％）であった。回答が不（a）保育者による子どもへの養育行動の実態

十分なものを除き、83部を分析対象とした（有効

保育者による自己評価について、２つの下位尺

回答率68.03％）。分析対象のうち、クラス担当

度ごとに得点の結果を示す。
「情緒的関わりと援（担任）の保育者が87.95％、クラス担当を持たな助」の平均得点は40.16点（SD：5.21）、レンジはい保育者が12.05％であった。

28〜48であった。
「思考の拡張と共有」の平均得点は18.41点（SD：3.25）、レンジは12〜24であっ（2）調査時期
2007年11月〜2007年12月。

た。平均得点は、順に最高点の83.7％、76.7％となる高い水準を示し、保育者は子どもに対して良好な接し方を実践していることが示された。母親（3）調査内容の得点分布と比較すると、いずれの得点も最小値
が母親よりも２倍近く高く、保育者の場合、レン（a）保育者による子どもへの養育行動の質

ジは満点の50％以上の水準内におけるばらつきが家庭と保育の場で養育の質を共通の軸から調査あった。家庭外での経験として中心的位置を占めし、両者の補完性という点から子どもの被養育経る保育所において、保育者の日々の養育行動は子験の全体像を把握するため、母親に行った養育行どもの発達にとっておおむね十分な質を備えてい動尺度と同じものを用いた。保育者と母親の養育ると考えられた。

について、特に、尺度の下位構造に差異がある可能性も考えられる。しかし本論では、家庭と保育（b）保育体制の実態

所の養育を共通の角度から同時検討することを目

保育担当制の採用は80.5％、採用なしが19.5％

的とするため、母親の調査より抽出された養育行であり、多くの保育者が、特定の子どもの養育に動の下位構造を用いて、保育者の養育行動の質の中心的･安定的にあたる体制を実施していた。ク

得点化と分析を行った。

ラス替えの頻度は半年〜１年未満に実施が10.1％、
１年〜１年半に実施が89.9％であり、多くは年度（b）保育の体制の区切りに行われるようである。しかし、１年未直接の養育行動に加え、子どもと保育者との安満に生活集団の変更がなされる場合も存在した。

定した関係性構築への配慮という点から、変数をクラス変更に際し、子どもにとってなじみのある設定した。保育の担当制の有無（食事・睡眠・排保育者が一緒に移動するといった配慮を92.3％が泄などの際、特定の保育者が特定の子どもを担当行っていた。子どもにとって人的・物理的環境がするかどうか）・クラス変更の頻度・クラス変更

大きく変動するクラス替えにおいて、保育者との時における保育者の一貫性（保育者が子どもとと関係性の安定を保つ工夫が図られていることが示

もにクラスを移動するといった工夫）
。

された。

60

若年共働き家庭における子どもの育ちの実態と課題（c）家庭との交流の実態

母親の情緒的関わりの高さは説明されなかった。

家庭への書面での連絡頻度は、数カ月に１回がこれらより、特に母親の教育歴による影響の実態

13.7％、月に１回が65.8％、週に１回以上が20.5％

を踏まえつつ、しかし、養育行動全般というよりであった。保育者により、書面での家庭との交流

も教育歴により顕著な作用を受けやすい領域を特頻度にばらつきがあった。連絡帳などによる交流

定しながら対策を講じることが、共働き家庭に育は、ありが91.8％、なしが8.2％であった。保護者

つ子どもの発達に促進的な養育環境の拡充に意義

会の実施頻度は年間平均3.04回（SD：0.62）であを持つのではないかと考える。

った（レンジ２〜５回）。各保護者との個別の対２点目に、母親の就労形態について、相対的に話の実践は、月平均16.03回（SD：6.95）である

パートタイム群の母親は、情緒的やりとりの質がが、レンジは１〜30回と保育者によって回数に差低いことが示された。労働時間は他群に比して短が大きい様子が示された。

いのだが、パートタイムという枠の中に多様な職種が混在しているとも考えられる。特に、不規則

4. 全体的考察と課題な勤務体系や、夜間勤務などが含まれる可能性を考えると、そうした就労形態が養育行動に影響し得られた結果について考察する。まず、共働きているのかもしれない。今後、より細かな職種や家庭の母親が子どもに行っている養育行動につい

勤務時間帯などを問う必要があるだろう。そして、平均値の分析ではあるが全体的に、子どものて、注目される結果は、父親の就労の安定性が母

認知的・社会情緒的発達にとっておおむね良好な親による養育行動（思考の拡大と拡張）に関連し質を備えていることが示された。ただし同時に、ていたことである。本調査では子どもの誕生後共働き家庭群内でも養育行動の質に分散があり、 （最長で３年間）に父親が仕事を変更した回数はそこにいくつかの要因が関連していた。１点目

最大４回にのぼる。若年層の雇用不安定化が指摘

が、母親の教育歴である。末盛（2006）は、中学されている中、父親の仕事の変更、およびその変生の母親について、教育歴により就労が養育行動

更回数の多さが、家庭での養育行動の質的低さにに影響する方向が異なり、低学歴の場合には就労つながっているという結果は、今現在の就労状況

群の養育の質が相対的に低くなることを見いだしのみならず、出産後の家庭の就労状況の歴史が蓄ている。乳幼児期を対象とする本論でも、母親の積的に子どもへの養育の質に影響を及ぼす危険性

学歴の低さと養育行動の質の低下の関係が示唆さを示しているとも考えられよう。

れ、 親 の社 会 的 階 層 による養 育 価 値 の違 い

３点目に、保育利用時間の短さ、および母子が（Gecas 1979）が発達早期から影響している可能

家庭で一緒に過ごす時間の長さが、母親の養育行性が考えられた。特に、子どもの思考を広げ、親動の２領域の質の高さに共通して相関していた。

子で経験を共有しようとする認知的側面への関わ

母親の平日育児時間は、子どもの保育所生活時間

り方には、教育を受けた経験や、教育に関連すると負の相関関係にあり（ｒ=−.262，ｐ<.01）、親価値観の差異が強く影響しやすいのかもしれな

子がともに過ごす時間自体の確保が、やりとりのい。一方、情緒的関わりの実践と、母親の教育歴質の高さに結びついていると考えられた。さらに、との関連は相対的に弱く、学歴からの影響の強弱

父親が平日に子どもといかに長く過ごせるかが、には養育行動の領域によって差があると考えられ母親の養育行動に関係していることを示唆する結る。なお、父親の教育歴も家庭内での教育に対す果も得られた。現在、幼い子どもを持つ既婚男性

る意識や投資へ影響することを通して母親の養育ほど長時間労働の傾向にあることが指摘されてい行動に関連しているのではないかと考えられた。

る（内閣府 2005）。共働き家庭の中でも、子ども

しかし、認められたのは母親の学歴との交互作用への時間的投資が特に限定される場合、養育の質の傾向のみであり、父親の教育歴の高さだけではの保持に努める必要性があり、社会的対策として
61

季刊家計経済研究 2009 SPRING No.82

親が家庭で子どもと接する時間の確保を可能にす

育つ子どもにとって重要な背景基盤であり、２つることの重要性が見えてこよう。

の環境の連携を強化するという点の徹底が求めら最後に、社会的サポートへの満足度が、子どもれる。

への養育行動の２領域における質の高さと関連し最後に、本論の課題に触れる。本論では共働きていた結果に触れる。本論では、母親が実際にい家庭内の養育の差異に着目し、その差異の規定因

かなるサポートを得ているかではなく、現在のサを探ったが、探索的段階として関連が予測されるポートへの主観的満足度を問うた。周囲の環境か諸変数を並立的に扱い、主に相関分析を行うに留ら得られる、母親にとって「充分な」サポートのまった。ただし、内部相関の高い変数の存在や、存在が母親の養育に与えるポジティブな影響は多相関係数の大きさという点で課題が残る。今後、

く 報 告 さ れ て い る （ Anderson and Telleen

多変量解析により変数間の関連、影響のパスなど

1992）。育児支援が実際に母親にとって満足できも考慮しながら、説明力の大きさを議論する分析るものであるとき、それは質の高い養育行動の実が必要である。また、今回示されたいくつかの要

践を通して「子どもの発達支援」にも適切につな因により家庭内での養育が質的に低下している場

がっていると考えられる結果である。ひるがえっ

合、保育の場における良好な養育の実践がそれをて、充分なサポートがないと訴えている家庭の声

現に補い子どもの育ちを支えているのか、子どもを掬い、応えるための一層の努力が求められる。

の発達指標との関連を問うことで明らかにするこ

次に保育所での養育行動の質について、良好なとも求められる。最後に、共働きという条件下で程度に保たれ、子どもの発達に促進的な場が提供の養育について、その特徴や影響因に関する知見されていると考えられた。共働き家庭の子どもには、親の就労や子育てへの社会的支援策のみならとって、保育者が主要な心の拠り所として機能しず、家庭外の養育の力を合わせて子どもの発達をうるよう、人的環境の一貫性を保つ配慮もなされ多面的に支える環境の構築を図るために生かされていた。ただし、保育所に求められる役割としることが重要であろう。そのためにこうした知見て、子どもへの直接的な養育行動に加え、家庭とを保育現場にも伝達し保育実践に生かす働きかけの補完的関係の構築を主導的に進めることも重要を行うことも、共働き家庭に育つ子どもの養育環である。特に、子どもの家庭が共働きか否かでは

境向上につながるのではないかと考える。

なく、「共働き群内」における家庭での養育の差異を認識し、必要な子どもには保育機関が必要な養育環境を適宜提供するという積極的姿勢が、今

付記
本論は、財団法人家計経済研究所の2007年度研究振興
助成事業による研究助成を受けた研究成果である。

後求められてくるのではないだろうか。例えば、家庭での養育行動の質に関連していた「長時間の保育利用」は、保育者にとって「見えやすい」要因であり、家庭での養育の十全性が確保されにくい場合には、保育の役割をより一層意識する必要がある。しかし、就労の安定性や父親と子どものやりとりの時間などは、保育者にとって極めて見えにくい。これらは、保育者が家庭と綿密な交流を持つ中で初めて窺い知ることのできる情報であり、交流が担保される必要がある。しかし本調査
からは、家庭との情報交流の頻度に、保育者（あるいは保育所）による差が大きいことが示された。家庭との関係性の構築は、家庭と保育機関で62

注1）NICHD（1997）からは、母親の養育に課題がある場
合でも、家庭外での保育の質が高い場合、母子間の愛着関係が不安定になる危険性が低下することが見いだ
されている。しかし国内では、家庭と保育の養育の組
み合わせによるこうした検討は十分に行われていない。
2）子どもの年齢には幅があるが、父母共に、子どもの誕
生から調査実施時期までの期間の長さと仕事変更の有
無には関連が認められなかった。変更があった場合でも、その回数と調査時期までの期間の長さは父母ともに関連していなかった。
3）今回の分析では、若年共働き世帯の全般的な養育の実態を捉えることに主眼を置き、子どもの出生順位および性別等を絡めた分析は次なる課題としたい。
4）天井効果により除外した４つの項目の内容は以下のとおりである。「子どもががんばったことや、できるよ若年共働き家庭における子どもの育ちの実態と課題うになったことを認める」「あたたかいスキンシップをする（本を読むときにやさしく子どもを抱っこする、
抱いて授乳する、軽く体をなでてあげる、など）」「子
どもと一緒に過ごし、遊んだり話したりすることを、お母さん自身が楽しみ、うれしく思う」「子どもと一緒にいることの喜びや、子どもへの愛情を子どもに伝える」
5）Lidz（2002）では、７つの下位領域が設定されている。
「意味の伝達」「経験の共有」「奨励・援助」「子どもと自分の心理的区別」「随伴的応答」「情緒的関わり」「子どもの思考と経験の拡張」。ただし、項目内容の重なりや同時生起する可能性が高い養育行動が含まれることを考慮し、因子分析を実施した。得られた２因子の命名には、内容に基づきオリジナルの下位領域の要素を反映させた。
6）以下、本文中では主に、有意な関連が認められたもの
について統計値を示す。
7）母親、父親ともに、週間就労時間は平日の子どもと過ごす時間と相関していた（順にｒ=−.137，ｐ<.05、ｒ=−.225，ｐ<.01）。ただし、父母の就労時間自体は母親の養育行動と関連していなかった。
文献
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しのはら・いくこ 白梅学園短期大学保育科 講師。
主な論文に「乳児を持つ母親におけるmind-mindedness
測定方法の開発」（『心理学研究』77（3），2006）。発達
心理学専攻。
（shinohara@shiraume.ac.jp）

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