日本版総合的社会調査共同研究拠点 研究論文集[10] JGSS Research Series No.7

日本人の子育て観−JGSS-2008 データに見る社会の育児能力に対する評価−
佐々木 尚之大阪商業大学 JGSS 研究センター

Japanese Attitudes Toward Childrearing:
Opinions About the Ability to Raise Children in Japanese Society Based on JGSS-2008 Data
Takayuki SASAKIJGSS Research Center
Osaka University of Commerce
The goal of this paper is to clarify attitudes toward parenting today, and to examine the directives
needed in society to enable individuals to give birth and raise children with minimal hardships. In anational sample of 1,888 individuals, including both those with and without children, from the
JGSS-2008, the results showed that individuals in their 30s with high education levels, no children,
egalitarian gender-role attitudes, authoritarian parenting styles, and who believed that governments
are responsible for child education, are likely to perceive that the ability to raise children in Japanesesociety is in decline. Because childrearing norms have been diversified and reinforced, having a childin itself seems to be regarded as a personal risk. As a result, both individuals with children andwithout children may feel constrained in the parenting role. Thus, it is important that society as awhole will be supportive of having and rearing children, rather than imposing it as responsibility on
families alone.
Key Words: JGSS, childrearing, parenting skills
本稿の目的は「伝統回帰仮説」と「子育て意識過剰化仮説」を設定し、育児期の親に向けられているまなざしの背景を検討することであった。JGSS-2008 データに基づいた日本全国の 1,888 人の男女をサンプルとする分析の結果、高学歴で子どもをもたず、行政が責任をもって子どもの教育をすべきだと考える、革新的な性役割意識で権威主義的な養育態度をもつ
30 代が、家庭・学校・地域の子どもを育てる能力が低下したと感じていることが明らかになった。部分的ではあるものの、全般的には子育て意識過剰化仮説を支持する結果となった。
子育て規範の多様化と強化が同時に起こり、子どもをもつこと自体が「リスク」とみなされる背景と重なることで、子どもをもつ層、もたない層、双方にとって窮屈な社会になってしまう恐れがある。子育ての責任を家庭だけに押し付けず、社会全体で子どもを育てる土壌が必要であると考えられる。
キーワード：JGSS，子育て，家庭の育児能力

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日本版総合的社会調査共同研究拠点 研究論文集[10] JGSS Research Series No.7

1. はじめに
1.1 問題の所在
今日の育児期の家族に向けられるまなざしは、非常に厳しいものである。青少年による凶悪事件の増加や幼児・児童虐待の急増、親子関係の希薄化が自明なものであるとみなされ、子どもに関するそれらの諸問題の大きな要因として、家庭における育児能力が低下していると考えられているようである。実際に、国立教育政策研究所が実施した、子どもをもつ親を対象とした調査の結果によると、2001
年の調査では 7 割近く、2007 年の調査では 8 割をこえる親が「家庭の教育力が低下している」と答えている。つまり大多数が、現在の親に否定的な認識をもっており、その否定的な認識はさらに強まっているようにみえる。
現在、少子化対策は国の最重要課題の一つとして掲げられており、出生率の回復が目指されている。
ところが、1994 年のエンゼルプランをはじめとして今日に至るまで、さまざまな施策が実施されてきたにもかかわらず、出生率の大幅な上昇には結びついていない。増田（2008）は、これまでの研究成果から少子化の原因を 1）未婚化、2）晩婚化・晩産化、3）夫婦の子ども数の減少、の三点に整理している。しかし、より根本的な問題として、子育てが社会から正当に評価されていないということはないだろうか。子どもをもつことは、自己実現の「障害」であり、保育サービスを充実することで「負担」を軽減し、「育児から解放」させるというスタンスを暗示している現状の子育て支援策（村田, 2004）から、今後子どもをもつ可能性がある人々は、どのようなメッセージを受け取っているのであろうか。
それは、決して肯定的なものではないであろう。
国の教育政策に影響力をもつ中央教育審議会では、1996 年ごろから繰り返し、家庭の教育力の低下を危惧する内容の答申を発表している。一方で、子どもをもつ親に対し「力不足」と烙印を押しておきながら、他方では、人口政策の観点から出産を奨励しようとする方法には、矛盾や限界があると指摘せざるをえない。社会構造や社会規範が急激に変化してきた日本社会において、家族が子どものしつけをおこなうには多くの困難がともなう（千葉, 1999）。このような困難な状況を社会全体の問題とせず、親の「力不足」で結論づけてしまうと、現在子育て中の親の不安感をあおるだけでなく、出生率の回復にも至らないであろう。誰もが安心して子どもを生み育てることのできる社会の構築には、何をすべきなのか。その答えを求めるには、育児期の親に向けられているまなざしの背景を明らかにする必要がある。
1.2 先行研究の概観
歴史的観点から過去と現在の家族のあり方を比較し、近年の「家庭の教育力が低下している」という見解そのものに、疑問を呈する研究は数多くある（たとえば、広田, 1999、広井, 2007、小玉, 1996など）。これらの研究に共通する点として、過去の親は、現在の親にくらべて責任をもって厳格に子どもを育てていたというイメージを否定していることがあげられる。さらに広田（1999）は、都市化によって地域解体が進み、学校に対する信頼が低下したことで、家族のみが子どもの教育責任を負わされるようになったと考察している。このような、子どもの発達における家庭の役割の拡大は、以下で示すような大きな副作用をもたらしたのではないだろうか。
はじめに、子どもの発達に対する親の責任が強調されるあまり、過剰な子育て意識が喚起されているようである。近代社会では、子どもの意味合いが、労働力としての「投資財」から、子どもの成功がその親に還元される「名誉財」へと変化しつつあり（山田, 1997）、子育てに失敗できないという危
機感が生まれている。とくに、育児期の男性の長時間労働が顕著な日本において、母親は家庭での子育てを一手に引き受けざるをえない状況にある。そうしたなか、広田（1999）は、多くの母親たちが、学力だけではなく人格も備えた「パーフェクト・チャイルド」を育てるべく「パーフェクト・マザー」を志向するようになってきていると指摘している。また本田（2008）は、現代社会において、創造性
や独自性、コミュニケーション能力といった、「ポスト近代型能力」が重要視されていることに着目し、それらの能力の形成に深く影響するであろう、家庭での理想的な日常生活の提供を母親に求める圧力

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日本版総合的社会調査共同研究拠点 研究論文集[10] JGSS Research Series No.7があると論述している。
さらに、子どもの教育意識が高揚することにより、親自身が社会の求める役割を果たしているかど
うか、つねに問いかけてしまう恐れがある。ベネッセ教育研究開発センターが、首都圏の未就学児の保護者（主に母親）を対象に、1995 年から 5 年ごとに 2005 年まで実施した調査結果によると、子育てに対して、楽しく幸せであるといった肯定的な感情を抱く親の割合が増えている反面、子どもの将来に対する不安や、子どもに対してどうしてよいのかわからないといったような漠然とした不安感が増加する傾向がある。つまり、日常的に子どもと接することに対しての不満はないものの、社会の要求する「より良い」子育てを追求するあまり、自分は間違った子育てをしていないだろうかと自問自答させられている可能性がある。
こうした子育て意識の過剰な高まりは、女性の就業にも影響を与えている。国立社会保障・人口問題研究所が、2005 年に実施した『第 13 回出生動向基本調査』によると、7 割以上の女性が、子どもが小さいうちは家にいるのが望ましいと考えおり、出産後に退職する女性が増加している。また、財団
法人 21 世紀職業財団が、2005 年におこなった『継続就業女性の就労意識等に関する調査』では、出産・育児期の退職理由として、「自分で育てたかった(58％)」との回答がもっとも多く、「両立する自信がなかった(38％)」とともに、他の回答を大幅に上回っている。
また、子育ての責任が家庭に集中しすぎた結果、子どもをもつこと自体が「リスク」とみなされるようになっているようである。厚生労働省の『少子化に関する意識調査』の結果によると、子どもをもたない者は、子どもをもつ者にくらべて、「子育ては辛いことより楽しいことのほうが多い」と答える割合が低くなっている。また、財団法人こども未来財団が 2004 年に実施した、『子育てに関する意
識調査』の結果では、子どもをもたない既婚者は、子どもをもつ既婚者にくらべて、子どもを育てていくことに対して過度の不安を感じていることを示している。さらに、樋口ら（2004）の 10 年にわたる女性の追跡調査は、子どもを育てることの難しさを理由に、子どもを産まない選択をする女性が相当数存在することを明らかにしている。
このように、「家庭の教育力の低下」が既成事実化することによって、過剰な子育て意識を生み、子どもをもつ層、もたない層、双方に対して、国の進める少子化対策が目指す方向とは正反対な影響を与えている可能性がある。そこで本稿では、どのような人たちが「家庭の育児能力の低下」を感じているのかという点について考察する。また、子育てにおける家庭、学校、地域の連携の重要性が叫ばれて久しいが、「家庭の育児能力の低下」を感じている人は、学校や地域の育児能力も同様に低下していると感じているのかどうかも合わせて検討する。
1.3 仮説の設定
現在子育て中の親の育児能力に対して低い評価をするメカニズムについて、本研究では、先行研究に基づいて、伝統回帰仮説と子育て意識過剰化仮説の 2 つの異なる仮説を設定し、検証していく。
はじめに、伝統回帰仮説とは、「伝統的な価値観を強くもつ人ほど家庭の教育力の低下を感じやす
い」、とするものである。ある時点の社会情勢により、社会規範は変動するものである。戦後の急激な都市化や産業構造の変化などの社会変動は、価値体系の変化をともなうものであったことは想像に難くない。行政の発行する各白書等の内容分析をおこなった広井（2007）によると、1950 年代や 60 年
代には、三世代家族による子育ては、とくに祖母による過保護を引き起こしやすく否定的にとらえられていたこと、60 年代半ばごろからは、共稼ぎ家庭における子供の放任が問題視され専業主婦のいる
核家族への信頼が高かったこと、そして 70 年代からは一転して、核家族における過保護や過干渉、放任が家庭の教育機能を低下させていると認識されるようになったことを概説している。同様に広田（1999）は、「家庭の教育力が低下している」という見解の裏側には、昔の家庭では厳しいしつけがしっかり行き届いていたとの誤解があることを示している。これらのことから、子育てに対する漠然とした不安感が漂うなか、過去の家族体系の断片的な部分にのみ着目し、「昔の家庭」が高く評価されている可能性がある。言い換えれば、伝統的な価値観を有する者が、社会の変化を憂い、「家庭の教育力37

日本版総合的社会調査共同研究拠点 研究論文集[10] JGSS Research Series No.7が低下した」と感じていると考えられる。
次に、子育て意識過剰化仮説とは、「子育てに対する関心が過剰に高まったために、家庭の教育力が低下したと感じる傾向がある」というものである。先述したように、社会の変化にともない、子育て意識は常に変移してきた。そして近年の傾向として、子育てに対する意識や関心が一層深まっている。それに加えて、子育て規範が錯綜している側面もある。たとえば本田（2008）は、親子関係の研究を整理するなかで、子育てに対する考え方や態度に地域差や階層差があることを明らかにしている。
また、子どもの教育に無関心な層が、かなりの規模で存在していると指摘し、階層格差の固定化や拡大を危惧している。
このように、子育てに対する価値観が多様化するなかで子育て意識が高まった結果、自身と一致しない子育て観をもつ者に対して批判的になっている可能性がある。つまり、望ましい親の姿が乱立した状態のなかで、家庭の教育責任が強調され、かつ社会が親に求める水準は高いといえる。しかしながら、何をすれば親としての責任を果たしたことになるのかといった基準はそれぞれの子育て観によって異なる。そのため、高い子育て意識をもつ者にとってみれば、自身と異なる養育態度をもつ者が増えたことに対して、それを「家庭機能の低下」という時間的な変化と混同して解釈しているのかも
しれない。

2. 方法
2.1 データ
本稿で分析に用いるのは、日本版 General Social Surveys の 2008 年のデータ（JGSS-2008）である。
この調査は、全国の 20-89 歳の男女個人を対象に、層化二段無作為抽出法により全国 529 地点の 8,000人が抽出され、2008 年の 10 月から 12 月にかけて実施された。JGSS-2008 では面接法と留置法が併用され、内容の異なる 2 種類の留置調査票がランダムに配布された。留置 A 票には主に継続設問や時事設問が含まれ、留置 B 票には主に国際比較調査の設問が含まれている。このうち本稿では、留置 A 票に回答した 2,060 ケース（公式回収率 58.2％）を分析の対象とする。ただし、無回答の場合は欠損値と指定し分析から除外しているため、分析サンプル数はこれより若干少なくなる。
2.2 従属変数
本稿の分析における従属変数には、家庭の教育力の変化に関する意見を示す変数を用いる。これまでの世論調査などで家庭の育児能力に対する意見を求める際には、『「最近家庭の教育力が低下しているのではないか」との意見がありますが』などと前置きした上で、その意見に同意するかどうかを尋ねる形式がほとんどであった。この形式の問題点として、回答者が「家庭の教育力の低下」を既成事実として認識するように誘導してしまう恐れがある。そこで JGSS-2008 では、より公平な意見を測るために、このような前置きを省き、「この 10 年間に、あなたの周りでは次の項目がどのように変化したと思いますか。」と尋ね、「家庭のしつけの力」「学校のしつけの力」「地域のしつけの力」のそれぞれについて「上がった（1）」から「下がった（7）」までの 7 つの数字から 1 つを選択する形式をとっている。ここでは、数値が高まるほど、それぞれの能力が上がったと感じていると解釈できるように数値を反転したものを分析に用いる。無回答がそれぞれ 37 ケース、45 ケース、44 ケースあり分析から除くこととする。また、従属変数間には強い相関があることを指摘しておく（「家庭」「学校」：r = .648,「地域」：r = .727）。この質問に対する回答の分布は、図 1 のとおり
「家庭」
「地域」
：r = .642,「学校」
である。

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家庭のしつけの力

学校のしつけの力

地域のしつけの力（M= 2.77, SD = 1.41）
家庭のしつけの力（M学校のしつけの力= 2.80, SD = 1.33）（M地域のしつけの力= 2.64, SD = 1.32）

30

30

30

25

25

25

20

20

20

％ 15

％ 15

％ 15

10

10

10

5

5

5

0

0
1 2
下
が
っ
た

3

4

5

6

7 9
上 無
が 回
っ 答
た

図1

0
1 2
下
が
っ
た

3

4

5

6

7 9
上 無
が 回
っ 答
た

1 2
下
が
っ
た

3

4

5

6

7 9
上 無
が 回
っ 答
た

家庭・学校・地域のしつけの力の回答分布

2.3 独立変数
伝統回帰仮説と子育て意識過剰化仮説に基づいて、伝統的な価値観と養育態度に関する各種の変数
を独立変数として設定する。伝統的な価値観の計測は、伝統的性役割意識、三世代同居志向、権威主
義な養育態度の 3 つの項目によりおこなう。具体的には、伝統的性役割意識をもつ者、三世代同居すべきと考える者、そして、権威主義的な養育態度をもつ者が、家庭の育児能力に対して低い評価をす
ると予測する。はじめに伝統的性役割意識は、「夫に充分な収入がある場合には、妻は仕事をもたない方がよい」「夫は外で働き、妻は家庭を守るべきだ」「妻にとっては、自分の仕事をもつよりも、夫の仕事の手助けをする方が大切である」の 3 項目からなる合成変数を用いる。選択肢は、「賛成（1）」「ど
ちらかといえば賛成（2）」「どちらかといえば反対（3）」「反対（4）」の 4 点尺度であり、合成変数の数値が高いほど伝統的性役割意識が高いことを意味するように、数値を反転した上で 3 項目の平均値を算出した。これらのクロンバックα係数は .77 である。三世代同居志向は、「あなたは一般に、三世代同居（親・子・孫の同居）は望ましいことだと考えますか」との質問に、「望ましい」か「望ましくない」の 2 択で答える設問を用い、三世代同居志向のダミー変数を作成する。権威主義については、
以下で述べる 4 つの養育態度のうちの一つでもあるため、そこで合わせて説明する。
子育て意識過剰化仮説では、子どもの教育の責任所在と養育態度の類別の 2 つの項目によりおこなう。具体的には、子どもの教育は家族が責任をもつべきであるとの意見をもっている者、または、子どものしつけに無関心な者にくらべて、子どもには民主的に接するべきと考える者、放任的に接するべきと考える者、権威的に接するべきと考える者が、家庭の育児能力に対して低い評価をすると予測する。子どもの教育の責任所在に関しては、「個人や家族の責任」と「国や自治体の責任」を両端におき、どちらの意見に近いのかによって、1〜5 の数値のなかから選択する Semantic Differential（SD）法を用いている。養育態度の計測には、Baumrind（1967）や Maccoby and Martin（1983）の養育態度の分類方法を基に、統制性と応答性の 2 次元を用いて変数を作成する。対照的な子どものしつけ方に関する意見について、どちらに近い意見をもっているかを 4 点尺度で尋ねている。統制性の指標として「子どもの行動には、親が口出しせず、自由にさは、（A）「子どもの行動は、親が制限すべきだ」（B）せるべきだ」との意見について、（A）に近い意見をもつ者を統制性高群、（B）に近い意見をもつ者を
統制性低群と類別する。また、応答性の指標としては、（A）「親は子どもの気持ちに配慮すべきだ」（B）「親は子どもの気持ちに左右されるべきでない」との意見について、（A）に近い意見をもつ者を応答性高群、（B）に近い意見をもつ者を応答性低群と類別する。さらに、統制性・応答性の 2 つの軸を基に、いずれも高群の場合を「民主主義」、統制性高群・応答性低群を「権威主義」、統制性低群・応答性高群を「放任主義」、いずれも低群を「無関心」と分類する。これらの養育態度の分類については、
図 2 に示している。

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高統制

民主主義

（n=479）（n=1250）

無関心

放任主義

（n=73）（n=233）

図2

高応答性

権威主義

養育態度の分類

上記の独立変数以外に、複数のコントロール変数を投入する。性別や年齢などの人口学的基本属性のほかに、広田（1999）や本田（2008）の指摘する子育て意識の階層差や地域差を考慮し、学歴と主観的世帯収入レベル、都市規模と地域満足度の変数をモデルに組み込む。年齢は 10 歳区分とし、学歴は、旧制尋常小学校と新制中学卒を「初等」、旧制高等小学校と旧制中学・高等女学校、旧制実業・商業学校、旧制師範学校、新制高校卒を「中等」、旧制高校・旧制専門学校・高等師範学校と旧制大学・旧制大学院、新制高等専門学校、新制短大、新制大学・大学院を「高等」の 3 区分とする。また、回答者が調査時に子育て期であるかどうかと子育て意識には関連が予測されるため、18 歳以下の子どもの有無の変数を加える。
最後に、現在の親に対する否定的なイメージがメディアをとおして増幅されているとの広井（2006）の見識を考慮し、メディア接触頻度として、新聞を読む頻度とテレビ視聴時間の変数も投入する。以上の独立変数の記述統計は、表 1 に示すとおりである。
2.4 分析モデル
本稿で着目する分析は、人々が家庭の育児能力の低下を感じる要因を検討すること、そしてそれらが同時に学校と地域の育児能力の低下を感じる要因となりうるのかを探求することである。これらを検証するために、まず、各独立変数と家庭の育児能力に対する意見の 2 変数間の関連を検討したうえ
で、Multivariate Multiple Regression を分析に用いる。Multivariate Multiple Regression を用いる大きな利点は、関連する複数の従属変数を同一の独立変数を用いて同時に検証し、各独立変数がそれぞれの従属変数に共通して関連するかどうかを統計的に判定することができる点である。本稿で用いる従属変数間には強い相関があり、Multivariate Multiple Regression に適したデータといえる。分析における統計学的な有意水準は 5％とする。

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表1
変数
性別
年齢

学歴

世帯収入レベル

18 歳以下の子どもの有無
都市規模

地域満足度

新聞を読む頻度

一日当たりテレビ視聴時間

伝統的性役割意識
三世代同居志向

子どもの教育責任の所在

養育態度

コントロール変数と独立変数の記述統計
カテゴリ/範囲
男性
女性
20 歳代
30 歳代
40 歳代
50 歳代
60 歳代
70 歳代以上
初等中等高等わからない・無回答
平均よりかなり少ない
平均より少ない
ほぼ平均
平均より多い平均よりかなり多い
無回答
あり
なし
人家がまばらな農山漁村
町村部
中小都市
大都市の郊外大都市の中心部
無回答
1：不満
2
3
4
5：満足
無回答
ほぼ毎日
週数回
週 1 回程度
それ以下
まったく読まない
無回答
0〜2 時間未満
2〜4 時間未満
4〜6 時間未満
6 時間以上
無回答
1〜4
無回答
望ましい
望ましくない無回答
1：個人や家族の責任
2
3
4
5：国や自治体の責任
無回答
民主
権威
放任
無関心
無回答

41

n

%/mean
982
1078
164
342
356
436
383
379
294
1020
732
14
199
636
934
240
30
21
551
1509
110
635
897
315
100
3
48
140
620
636
598
18
1463
224
85
109
169
10
273
917
568
291
11
2044
16
1531
501
28
395
478
632
270
256
29
1250
479
233
73
25

SD
47.7%
52.3%
8.0%
16.6%
17.3%
21.2%
18.6%
18.4%
14.4%
49.9%
35.8%
N/A
9.8%
31.2%
45.8%
11.8%
1.5%
N/A
26.7%
73.3%
5.3%
30.8%
43.6%
15.3%
4.9%
N/A
2.4%
6.9%
30.4%
31.1%
29.3%
N/A
71.4%
10.9%
4.1%
5.3%
8.2%
N/A
13.3%
44.8%
27.7%
14.2%
N/A
2.41
N/A
75.3%
24.7%
N/A
19.4%
23.5%
31.1%
13.3%
12.6%
N/A
61.4%
23.5%
11.4%
3.6%
N/A

0.70

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3. 結果
3.1

2 変数間の関連分析に使用するコントロール変数と独立変数にはカテゴリ変数が多く、参照カテゴリの設定しだいでは、異なる結果が出る恐れがある。また、順序尺度であっても従属変数との関連性が線形とは限らない。したがって、一元配置分散分析で 2 変数間の関連性を確認しつつ、分析を進めていく。
図 3 は、家庭の育児能力に対する意見の平均値を変数ごとにそれぞれの 95％信頼区間とともに示している。性別については、家庭の育児能力に対する意見と関連はみられない（F(1, 2021) = 0.004, ns）。
年齢群では、若年世代にくらべて 70 歳代以上の高齢世代ほど、家庭の育児能力は低下していないと回答する傾向があるため（F(5, 2017) = 4.645, p < .001）、多変量分析では 70 歳代以上を参照カテゴリとする。学歴との関連では、学歴が高まるほど、家庭の育児能力が低下したと感じており、その差は有意である（F(2, 2006) = 21.151, p < .001）。世帯収入レベルに着目すると、関連が非線形である可能性
がグラフから読み取れるが、平均値の差は有意ではない（F(4, 2001) = 1.873, ns）。この結果は、世帯収入が平均よりかなり多いと回答する者が極端に少なく、標準誤差が大きくなっていることによる可能性が考えられる。そこで、「平均より少ない」群、「ほぼ平均」群、「平均より多い」群の 3 区分にまとめ、「ほぼ平均」群を参照カテゴリとする。

図3

変数別「家庭のしつけの力」に対する意見の平均値

また、18 歳以下の子どもがいる子育て中の者とくらべて、現在子育てをしていない者が、家庭の育
児能力の低下をより強く感じているようである（F(1, 2021) = 11.232, p < .001）。地域差を考慮するコ
ントロール変数である、都市規模と地域満足度では、それぞれ都市規模が大きいほど（F(4, 2015) =5.941, p < .001）、居住地域に不満であるほど（F(4, 2002) = 2.970, p < .05）、家庭の育児能力が低下したと回答する傾向がみられる。この 2 つの変数は順序尺度であるが、ほぼ線形に関連しており、連続
変数とみなして多変量モデルに投入しても大きな影響はないと判断する。
メディア接触頻度の変数である、新聞を読む頻度と家庭の育児能力の評価に関連はみられないが42

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（F(4, 2012) = 0.343, ns）、テレビ視聴時間は有意ではないものの弱い関連がある（F(3, 2009) = 2.465, p< .10）。しかしながら、コントロール変数として投入した意図とは反対に、テレビ視聴時間が短いほど家庭の育児能力に否定的な意見をもっている傾向がある。この 2 つの変数に関しても、非線形な関連は認められないため連続変数としてモデルに加える。
次に、伝統回帰仮説の独立変数との関連性の結果を整理する。伝統的性役割意識は、3 変数の平均値からなる合成変数であり、連続変数とみなせるため、図 3 には含めず、従属変数との 2 変量相関で関連性を検討した。その結果、弱いが有意な正の相関がみられた（r = .120, p < .001）。つまり、伝統的性役割意識を強くもつほど家庭の育児能力は下がっていないと考える傾向を示しており、仮説とは逆の関連を示唆している。三世代同居志向については、有意ではないが弱い関連があり（F(1, 1997) =3.161, p < .10）、三世代同居が望ましいと考える者のほうが、より家庭の育児能力が下がったと考えやすいとする、仮説と整合的な結果が示された。もう一つの伝統回帰仮説に関する独立変数である、権威主義な養育態度については後述する。
最後に、子育て意識過剰化仮説の独立変数との関連を整理する。子どもの教育の責任所在に関しては、有意な（F(4, 1998) = 4.266, p < .01）非線形の関連が図 3 のグラフから読み取れる。しかし、SD法によって計測された変数であるため、このままのスケールでは解釈しづらい。以後の分析では、中央値の「3」を参照カテゴリとし、「1」「2」の値を「家族」、「4」「5」の値を「行政」とする 3 つの区分でモデルに投入する。養育態度については、4 つのグループ間で有意差があった（F(3, 2003) = 5.491,

p < .001）。Post hoc 比較では、権威主義の養育態度をもつ者が、家庭の育児能力の変化にもっとも否定的な評価をしていたものの、権威主義と民主主義の間に有意差はなかった。多変量モデルでは、伝統回帰仮説を検証するモデルでは権威主義を参照カテゴリとし、子育て意識過剰化仮説では無関心を参照カテゴリとする。
3.2 多変量モデルの推定結果
Wilks' lambda と Lawley-Hotelling trace、Pillai's trace、Roy's largest root の 4 つの指標から、「家庭のしつけの力」「学校のしつけの力」「地域のしつけの力」それぞれに対する 3 つ評価を同時に従属変数とするモデルは有意であった。表 2 には、Multivariate Multiple Regression の分析結果を示している。
はじめに、家庭の育児能力の低下を感じる要因についての結果を確認し、それらが学校と地域の育児能力の低下も感じる共通の要因となっているのかどうかを検証する。
コントロール変数と「家庭のしつけの力」に対する評価の関連に注目すると、図 3 の 2 変数間の結果と同様の関連性を示しており、それぞれの変数が独立して関係していることを示唆する。30 歳代から 50 歳代、高学歴、世帯収入が平均より少ない、18 歳以下の子どもをもたないといった属性をもつ
回答者において、また、居住地域の都市規模が大きいほど、居住地域に不満であるほど、「家庭のしつけの力」が低下したと感じていることがわかる。一方、性別とメディア接触頻度は有意な関連を示していない。
伝統回帰仮説に関する独立変数には、コントロール変数の影響を考慮した上でも、有意な関連が認められた。しかしながらこれらの関連は、伝統回帰仮説を完全に支持しているわけではない。伝統的性役割意識を強くもつ者ほど、「家庭のしつけの力」の低下を感じていると予測されたが、仮説とは逆の方向の有意な関連性を示す結果となった。一方で、権威主義の養育態度をもつ者は、他のいずれの養育態度をもつ者とくらべても、有意に「家庭のしつけの力」が低下したと感じており、伝統回帰仮説を支持する結果となっている。また、三世代同居志向は、有意な関連を示していないと結論づけられる。

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表 2 Multivariate Multiple Regression の結果
家庭のしつけの力
独立変数

学校のしつけの力

地域のしつけの力

b

SE

p

b

SE

p

b

SE

p

0.06

.187

性別

[RC=男性]

女性

‑0.04

0.06

.502

0.01

0.06

.923

‑0.08

年齢

[RC=70 歳代以上]

20 歳代‑0.26 +

0.15

.085

‑0.43 **

0.14

.002

‑0.24 +

0.14

.084

30 歳代

‑0.45 **

0.13

.001

‑0.57 ***

0.12

.000

‑0.40 **

0.12

.001

40 歳代

‑0.36 **

0.13

.006

‑0.44 ***

0.12

.000

‑0.22 +

0.12

.082

50 歳代

‑0.29 **

0.11

.008

‑0.29 **

0.10

.005

‑0.19 +

0.10

.067

60 歳代

‑0.15

0.11

.151

‑0.20 *

0.10

.048

‑0.11

0.10

.289

中等

‑0.30 **

0.10

.002

‑0.40 ***

0.10

.000

‑0.17 +

0.09

.069

高等

‑0.49 ***

0.11

.000

‑0.50 ***

0.11

.000

‑0.39 ***

0.11

.000

平均より少ない‑0.16 *

0.07

.019

‑0.17 *

0.07

.010

‑0.18 **

0.07

.005

平均より多い

‑0.13

0.10

.203

‑0.13

0.09

.168

‑0.18 +

0.09

.058

あり

0.52 ***

0.09

.000

0.38 ***

0.09

.000

0.14

0.09

.103

都市規模

‑0.11 **

0.04

.001

‑0.10 **

0.03

.004

‑0.09 **

0.03

.007

地域満足度

0.08 *

0.03.011

0.08 *

0.03.013

0.08 **

0.03

.007

新聞を読む頻度

‑0.03

0.03

.315

0.02

0.03

.491

0.00

0.02

.960

一日当たりテレビ視聴時間

0.01

0.02

.699

0.00

0.01

.899

0.02

0.01

.148

伝統的性役割意識0.15 **

0.05

.001

0.05

0.05

.295

0.13 **

0.05

.005

学歴

[RC=初等]

世帯収入[RC=ほぼ平均]

18 歳以下の子どもの有無[RC=なし]三世代同居志向[RC=なし]

あり

‑0.11

0.07

.145

‑0.10

0.07

.147

‑0.12 +

0.07

.071

教育責任の所在[RC=どちらともいえない]家族‑0.21 **

0.07

.005

‑0.19 **

0.07

.008

‑0.18 **

0.07

.009

行政

‑0.20 *

0.08

.018

‑0.28 ***

0.08

.000

‑0.31 ***

0.08

.000

民主主義

0.21 **

0.08

.005

0.19 **

0.07

.009

0.19 **

0.07

.009

放任主義

0.43 ***

0.11

.000

0.33 **

0.11

.002

0.38 ***

0.11

.000

無関心

0.59 **

0.18

.001

0.17

0.17

.314

0.36 *

0.17.033

3.06 ***

0.28

.000

3.34 ***

0.27

.000

2.78 ***

0.27

.000

民主主義

‑0.38 *

0.17

.027

0.02

0.16

.903

‑0.17

0.16

.288

放任主義

‑0.16

0.19

.406

0.16

0.18

.361

0.02

0.18

.905

権威主義

‑0.59 **

0.18

.001

‑0.17

0.17

.314

‑0.36 *

0.17

.033

3.65 ***

0.32

.000

3.51 ***

0.31

.000

3.14 ***

0.31

.000

.000

6.08 ***.000

6.04 ***

養育態度[RC=権威主義]

定数
養育態度[RC=無関心]定数
F値

7.00 ***

R2
N

0.08

0.07

0.07

1888

1888

1888

*p<.05. **p<.01. ***p<.001(注) 養育態度の参照カテゴリを権威主義にしたモデルと無関心にしたモデルにおいて、他の独立変数の回帰係数や F 値、R2 等は同一なため、2 つのモデルのうち異なる参照カテゴリを用いた養育態度の結果のみを同列上に表している。

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子育て意識過剰化仮説に関する独立変数においても、有意な関連が認められた。仮説どおり、子どもの教育責任は家族にあると考える者ほど「家庭のしつけの力」の低下を感じていることがわかる。
しかしながら、子どもの教育責任は行政にあると考える者も同様に、「家庭のしつけの力」の低下を感じていた。また、無関心な養育態度をもつ者にくらべて、民主主義、放任主義、権威主義の養育態度をもつ者が、家庭の育児能力に対して低い評価をすると予想されたが、民主主義者と権威主義者については有意に負の関連を示した。放任主義者については、関連の方向は仮説どおりであったが、有意ではなかった。
次に、家庭・学校・地域の育児能力に対する評価に共通して関連する要因を検討する。分析に投入された 25 変数の多重比較をおこなっており、Type I error を引き起こす可能性があるため、Bonferroni法を用いて、有意水準を p = .002（.05/25）とした。ここでは表は割愛するが、その結果、30 歳代（F(3,1865) = 7.32, p < .001）、中等学歴（F(3, 1865) = 7.29, p < .001）、高等学歴（F(3, 1865) = 8.25, p < .001）、
18 歳以下の子どもなし（F(3, 1865) = 15.6, p < .001）、革新的性役割意識をもつ者（F(3, 1865) = 5.25, p= .001）、行政が子どもの教育に責任をもつべきと考える者（F(3, 1865) = 5.59, p < .001）、放任主義にくらべて権威主義的な養育態度をもつ者（F(3, 1865) = 5.54, p < .001）が家庭・学校・地域の育児能力に低い評価をする共通した要因であることが明らかになった。

4. 考察
本稿の目的は、育児期の親に向けられているまなざしの背景を明らかにすることであった。具体的には、どのような人たちが家庭の育児能力の低下を感じているのかを検討すること、そして家庭の育
児能力の低下を感じている人は、学校や地域の育児能力も同様に低下したと感じているのかどうかを検証することであった。
伝統回帰仮説では、伝統的価値観をもつ者が家庭の育児能力の低下を感じているとの予想を立てた。
しかし分析結果から、伝統的性役割意識については、仮説とは逆方向の関連がみられた。現在日本の多くの家庭において、主に母親が日常的な子育てを遂行している。つまり、革新的性役割意識をもつ者にとっては、性別分業に関する理想と現実が乖離している状況にある。したがって、こうした子育て役割が不公平に分担されている現状を見て、家庭の子育てが機能していないと考えている可能性が示唆される。また、三世代同居志向は、家庭の育児能力の評価とは有意な関連はみられず、家庭の教育力が低下した原因は核家族化であると認識されているとする広井（2007）の見解とは異なる結果となった。権威主義的な養育態度については仮説どおり、子どもは厳しく育てるべきだと考える人がもっとも家庭の育児能力が低下したと考えていた。昔の家庭の厳格な子育てが機能していたとの誤解（広田, 1999）から、現在の親には厳しさが足りないと判断しているようである。
子育て意識過剰化仮説は、概ね支持される結果が示された。子どもの教育責任は家族が負うべきであると考える者ほど家庭の育児能力の低下を感じている一方で、子どもの教育責任は行政が負うべきであると考える者も家庭の育児能力の低下を感じていた。また養育態度についても、子どもの気持ちに配慮しつつ子どもの行動を統制すべきだと考える民主主義的な養育態度をもつ者や、権威主義的な養育態度をもつ者が家庭の育児能力の低下を感じていた。つまり、ある特定の子育て意識をもつ者ではなく、子育てとはこうあるべきであると強い意見をもっている者が家庭の教育機能の低下を認識しているようである。この結果は、子育て意識が高揚し社会が親に求める水準は高い反面、子育てに対する価値観が多様化するなかで複数の理想の親像が存在しているとの本田（2008）の指摘を傍証していると考えられる。
真偽はどうであれ、昨今の子どもや親に異変を感じ、たとえば、子どもの教育は家庭が責任をもっておこなうべきであると考える者にとっては、親が十分に子どもと接していないように映り、子どもの教育は社会が責任をもっておこなうべきであると考える者にとっては、親が子どもに過干渉である
ように映り、どちらにしても、親が子どもの教育機能を果たしていないと認識しているのではないだ
ろうか。同様に、権威的な養育態度をもつ者にとっては、親が子どもの顔色をうかがいすぎだと感じ、

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民主的な養育態度をもつ者にとっては、最近の親は子どものことを考えず身勝手だと感じているのかもしれない。要するに、子育て意識が多様化し高止まりしたなかで、理想の親の姿に対して複数の判断基準が存在するため、自身と異なる子育て観をもつ者に対して否定的な判断をしていると考えられる。
本研究では、子どもの発達における家庭・学校・地域の対等な重要性を考慮し、家庭・学校・地域の育児能力に対する評価に共通して関連する要因も同時に検討した。その結果、高学歴で子どもをもたず、行政が責任をもって子どもの教育をすべきだと考える、革新的な性役割意識で権威主義的な養育態度をもつ 30 歳代が、社会の子育て能力に疑問をもっていた。厚生労働省の『人口動態統計』によると、日本人の平均初婚年齢は、2007 年で男性が 30.1 歳、女性が 28.3 歳である。生物学的要因や日本における婚外子の希少さに鑑みると、多くの親は 30 歳代のときに子育てを経験していると考えられる。しかしながら、その 30 歳代において、社会の子育て環境がもっとも悪化していると捉えられているのである。このことは、子どもをもつ可能性がもっとも高い層において、子どもを育てることの困難さがもっとも強く認識されていることを示唆している。子どもをもたない選択の理由が子育ての困難さであるとする樋口ら（2004）の研究結果から考えると、このことが少子化の遠因となっている可能性は否定できないだろう。

5. 本研究の含意
以上の結果から、伝統回帰仮説が想定するほどには、人々は盲目的に昔の家庭の子育てが機能していたとは考えていないことがうかがえる。確かに、人は過去を思い浮かべる際に、記憶の不都合な部分を抑圧し、都合よく再構成されたイメージをもつことがある。しかしながら、懐古趣味的理由のみ
で昔はよかったと判断している訳ではなく、性別分業されている子育ての現状に違和感を覚えてもいるようである。ただし、子育ての不公平な分配といった量的な問題だけではなく、養育態度のような子育ての質的な側面にも問題を感じ取っている傾向もみられる。これは、子育て意識過剰化仮説が主張するように、子育て規範の多様化と強化が同時に起こることで、自身と一致しない子育て意識をもつ者を受け入れられない状況になっていることを含意している。これらの状況は、子どもをもつこと自体が「リスク」とみなされる背景につながっており、子どもをもつ層、もたない層、双方にとって窮屈な社会になってしまう恐れがある。
本来、子どもをもつかもたないかは、個人が選択する問題である。同様に、子どもを自身の価値観で育てることも、虐待などの極端な例を除いては個人が選択できる問題なはずである。しかしながら、現在の日本では、子どもをもたないことを問題視され、子どもをもっていたとしても子どもに何か思わしくない兆候があれば、非難されるのはその親である。子育てに多大な経済的・精神的コストがかかるのは事実である。しかし、子育ての困難な状況を社会全体の問題とせず、親の努力不足や自己責
任で結論づけてしまっていては、ますます子育て意識が過剰化し、子育てに自信がもてない親を生みだしてしまうのではないだろうか。またこうした子育て意識の過剰化は、新たな子どもをもつことを躊躇する要因となりうるだろう。エコロジカル・システムズ理論（Bronfenbrenner, 1977; 1979）が前提とするように、子どもの発達には、子どもを取り巻く環境が相互に影響し合っているとするならば、子育ての責任を家庭だけに押し付けず、社会全体で子どもを育てる土壌が必要であると考えられる。
本稿では、子育て意識の個人レベルでの要因を検討した。しかしながら、これらの個人レベルの要因を直接変えることは、物理的にも倫理的にも不可能である。したがって今後の研究では、どのような地域環境の要因と子育て意識が関連しているのかを検証することが必要となる。それにより、誰もが安心して子どもを生み育てることのできる社会の構築に、どのように地域環境を整備する必要があ
るのかを明らかにすることができると期待される。

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[Acknowledgement]
日本版 General Social Surveys（JGSS）は、大阪商業大学 JGSS 研究センター（文部科学大臣認定日本
版総合的社会調査共同研究拠点）が、東京大学社会科学研究所の協力を受けて実施している研究プロ
ジェクトである。
本研究は文部科学省科研費（若手研究（B）21700723）の助成を受けたものである。
[参考文献]
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