社会情報学

第12巻２号

2023

研究
子育て情報源としてのインターネット利用の規定要因
Factors Associated with Mothers’ Internet Use as a Source of Parenting
Information
キーワード：
子育て情報，インターネット，デジタルデバイド，知識ギャップ，パネルデータ分析
keyword：Parenting Information, Internet, Digital Divide, Knowledge Gap, Panel Data Analysis

群馬大学

鳶

Gunma University

島

修

治

Shuji TOBISHIMA

要約

本稿では学齢期の子どもをもつ母親の子育て情報源としてのインターネット利用の規定要因を検討した。知識ギャップ仮説やデジタルデバイド論の考え方に依拠すると，インターネットが普及し新たな子
育て情報源として利用できるようになったことで，むしろ社会経済的地位（SES）による情報格差は拡大することが予測される。
「子どもの生活と学びに関する親子調査」のWave1（2015年度）とWave4（2018年度）のデータを用いて個人間の差異（betweenレベル）と個人内の変化（withinレベル）を区別した
ハイブリッドモデルを推定した結果，個人間（betweenレベル）では学歴や世帯所得の高い層ほど子育て情報源としてインターネットを利用する傾向があることが示された。また，友人・知人や学校・塾，
マスメディアから情報を得ている母親はインターネットも利用しやすい傾向があった。個人内（withinレベル）ではWave1時点で子どもが小１～小３のサンプルでインターネット利用に対して世帯所得が正の効果を示した。また，Wave1時点で子どもが中１～中３のサンプルでは親族や学校・塾の利用が正の効果を示す一方，マスメディアの利用は負の効果を示した。全体の傾向として学歴や世帯所得の高い層
が子育て情報源としてインターネットを利用しやすく，また他の情報源を利用している者ほどインター
ネットを利用しやすいことから，子育て情報を得る手段としてインターネットが登場したことは，母親が入手する子育て情報の量や多様性という面での格差を拡大させる方向に作用したことが示唆される。
原稿受付：2022年９月25日
掲載決定：2023年６月13日

33

子育て情報源としてのインターネット利用の規定要因
鳶島修治

Abstract
This paper examines the factors affecting the internet use as a source of parenting information
among mothers of elementary and junior high school children. The knowledge gap hypothesis andthe digital divide thesis presume that the information gap by socioeconomic status（SES）will
increase with the spread of the internet and its use as a new source of parenting information. We
estimate a hybrid model that distinguishes between inter-individual differences（between-level）
and intra-individual changes（within-level）using data from Wave １（FY 2015）and Wave ４（FY2018）of the “Japanese Longitudinal Study of Children and Parents.” Results indicate that at the
between level, mothers with higher level of education and household income tend to use theinternet as a source of parenting information. Mothers who used friends and acquaintances,schools and cram schools, and mass media as sources of parenting information were also more
likely to use the internet. At the within level, household income had a positive effect on internet
use among mothers whose children were in the first through third grades of elementary school at
Wave 1. In addition, the use of relatives, schools, and cram schools as sources of parenting
information had a positive effect on internet use, while the use of mass media had a negative
effect for those whose children were in the first to third grades of junior high school at Wave 1.
Because mothers with higher levels of education and household income, and those who haveother sources of parenting information, tend to use the internet as a source of parenting
information, it seems that the emergence of the internet as a means of obtaining parenting
information has widened the gaps in parenting information.

34

社会情報学１

第12巻２号

2023

SES）による格差，いわゆる「デジタルデバイド」

はじめにが存在していたことは事実だが（橋元 2001），近近代化の進展にともない，子育ては主として母

年では若年・壮年層のインターネットの利用率は親が担う（べき）ものとみなされるようになった。

100%に近い値を示すようになっている。

親族ネットワークや地域コミュニティが子育てにインターネットの普及によって，親にとっては直接関わることは少なくなり，また「夫は仕事，子育てに関する情報を（容易に）入手できる手段

妻は家庭」という形の性別役割分業のもとで，子が増えた。問題は，このようにインターネットを育ての責任は母親が一手に負わされることになる。

通じて情報を得やすくなったことが誰にとって・

母親からしても子どもの教育は大きな関心事でどのような意味をもっているのか，ということであり，それゆえに多くの母親が「人格も学力も」ある。１つの見方として，SESの低い層や親族・という全方位型の教育関心をもち，「パーフェク

友人といった人的なネットワークから子育て情報

ト・マザー」を目指すようになっている（広田を得にくい層がインターネットを通じてさまざま

1999）。また，近年では社会的および政策的に「家な情報にアクセスできるようになったことで，イ

庭 教 育」 の 重 要 性 が 強 調 さ れ る 一 方（本 田

ンターネットの普及以前に存在していた情報格差

2008），子どもや若者に求められる資質・能力はが縮小した可能性がある。

以前にも増して多元化しており（本田 2005），

これに対し，SESの高い層やもともと人的なネッ

多くの親が子どもの教育に関して悩みをもっていトワークや書籍・テレビ等のメディアから豊富なる（邵 2020）。そうした中で，親がより良い子

子育て情報を得ていた層がインターネットを通じ育てを実現するために役立つさまざまな情報へのてさらに多くの・多様な情報を得るようになった

ニーズは高まっていると考えられる。

結果，インターネットの普及以前から存在してい母親が利用してきた子育て情報源としては夫やた格差が拡大している可能性もある。実際，子育親，友人（ママ友），あるいはテレビや書籍，雑て情報に限らない一般的な情報探索に関しては誌といった伝統的なメディアが挙げられる。そしSESによる差が報告されている（van Deursen &て，インターネットの普及は母親が子育て情報を

van Dijk 2014; van Deursen et al. 2015）。

得 る 手 段 を 増 や し た と い え る（Lupton et al.

後者の仮説はマスメディアが普及した時期に2016）。1990年代後半以降，インターネットが「知識ギャップ仮説」（Tichenor et al. 1970）と急速に普及したことで，母親の子育て情報源としして提唱されたものと基本的には同じ考え方にもての利用も拡大していることが予想される。

とづいている（Bonfadelli 2002）。アメリカのパ

2015年の「通信利用動向調査」（総務省）によネル調査のデータを用いた研究によると，新聞やると，個人単位のインターネット利用率は83.0%でテレビ等の伝統的なメディアに比べて，インターある。ただし，インターネットの利用状況は年齢層

ネット上でのニュース視聴はSESとより強く関連によって異なり，高齢層（特に女性）の利用率がしており，さらにインターネット利用の差は伝統低い。本稿の対象（学齢期の子どもをもつ母親）的なメディアの利用以上に大きな知識ギャップとに近い40歳代女性のインターネット利用率は2015

関連している（Wei & Hindman 2011）。

年時点で97.4%に達している。かつての日本社会で子育て情報源としてのインターネット利用の社

インターネットを含む情報通信技術（information

会経済的格差がもたらしうる帰結は，子育てに関and communication technology：ICT）の利用にする知識ギャップにとどまらない。先行研究では，関して社会経済的地位（socioeconomic status：

新生児の母親が何を重要な子育て情報源としてい35

子育て情報源としてのインターネット利用の規定要因
鳶島修治

るかによって，乳幼児期に読み聞かせを始める意

ンターネット利用と育児ストレスの関連を扱った図やテレビを見せ始める意図に違いが見られるこ研究（小林 2004）等がある。しかし，子育て情とが 指 摘 され ている（Berkule-Silberman et al.

報源としてのインターネット利用についてSESに

2010）。また，親の関与（parental involvement）

よる格差に着目した研究は進められていない。

が子どもの行動や学業達成と関連していることは2000年代後半に行われたアメリカの研究では，多くの研究で示されている（Boonk et al. 2018）。

学歴が高い親ほど子育て情報源としてインターしたがって，もしインターネットを通じて得たネットを利用しやすいこと（Radey & Randolph

子育て情報が実際の子育てに反映されているのだ2009），学歴と所得によって測定されたSESが高としたら，母親の子育て情報源としてのインターい親ほど高い割合でインターネットを用いて子ど

ネット利用が子どもの行動や学業達成に（間接的もに関する情報を得ていること（Rothbaum etに）影響している可能性が示唆される。こうした

al. 2008）が指摘されている。他方で，０～８歳

問題意識にもとづき，本稿では母親の子育て情報の子どもをもつ親を対象としたオランダの研究源としてのインターネット利用の規定要因につい（Fierloos et al. 2022）では，学歴が高い親は子て，特にSESおよび他の情報源（人的ネットワー

育て情報源としてオフラインメディア（具体的にクや伝統的なメディア）の利用との関連に着目しは書籍）を利用しやすい傾向があるものの，オンて検討する。

ラインメディアの利用には学歴による明確な差が

なお，インターネットやコンピュータ等が広く見られなかった。

普及したことを背景として，デジタルデバイドに

このように，SESと子育て情報源としてのイン関する研究上の関心はICTへのアクセスの有無

ターネット利用との関連について日本では研究が（の格差）からICTの使い方やICTスキル（の格差）

進められておらず，国外の研究でも一貫した結果

へ シ フ ト し て い る（DiMaggio et al. 2004;

が得られていない。日本では，さまざまな子育て

Hargittai & Hinnant 2008）。こうした観点から，活動を考慮した分析により，全般的に活動が活発

本稿は学齢期の子どもをもつ母親による子育て情な層とそうでない層という二極化が生じているこ報源としてのインターネット利用に焦点をあてたと，そしてそれが保護者の年収や学歴と関連して

デジタルデバイドの実証研究として位置づけられいることが指摘されている（川口 2020）。そうるだろう。

だとすると，インターネットを利用して子育て情報を積極的に得ることも同じように高収入・高学

２歴層に特徴的な活動になっているかもしれない。

先行研究の検討と本稿の課題

いずれにせよ，日本社会における子育て情報源と子育てに関連するインターネット利用についてしてのインターネット利用とSESとの関連についの先行研究は国内のものに限っても少なくない。

ては経験的な検証が要される。

たとえば，天笠（2010）は携帯電話等の通信メディ

インターネット以外の情報源の利用との関係にアの活用が子育て期におけるサポートネットワー

ついては，家族や友人等から子育てに関する情報

クの形成に寄与していることを示した。また，武を得ている者は，そうでない者に比べて，子育て

市（2014）は母親が「ママ友」との交流におい情報源としてインターネットを利用しやすいことてSNSをどのように利用しているのかを検討してが指摘されている（Fierloos et al. 2022）。また，いる。この他，母親の育児情報源としてのSNS利

ゼロ次の相関（第３の変数を考慮しない単相関）用に関する研究（中島・永井 2020）や母親のイのレベルでは，子育て情報源としての家族・友人・

36

社会情報学第12巻２号

2023

教師等の人的ネットワークや書籍・テレビ・新聞の研究とも共通する知見である。そして，吉本等の伝統的メディアの利用はいずれもインター（2019）はインタビュー調査をとおして「完璧な，ネ ッ ト 利 用 と 正 の 相 関 を 示 し た（Radey &後悔しない」子育てを実現するためにインター

Randolph 2009）。

ネットでの情報探索にのめり込むミドルクラスの他方で，星（2011）によると，出産や育児に母親の姿を描き出している。

関する相談相手として，「親族」とインターネッ

もう１つは，子育て情報源としての人的ネット

トを含む「公共機関等」は代替関係にある。つまワーク（家族，友人等）や伝統的メディア（書籍，り，「親族」（夫，自分の親，夫の親）に頼れない

テレビ等）の利用との関係である。この点につい層がインターネットを含む「公共機関等」を利用ても，国外の研究では他の情報源をもっている者

している傾向がある。ただ，ここでいう「公共機がインターネットも利用しやすいことが指摘され関等」には「書物・雑誌・ラジオ・テレビなど」ている（Radey & Randolph 2009; Fierloos et al.

や「インターネット（ホームページ・掲示板・メー

2022）。もし日本でも同様の傾向が見られるのだ

リングリスト等）」
が含まれると同時に「保育所（保とすると，子育て情報源としてのインターネット育士）」や「有料の一時預かり施設」等も含まれの普及はそれ以前から存在していた子育て情報のており，インターネット利用に注目した実質的な量や多様性の面での格差をさらに拡大させている

解釈は難しくなっている。

可能性がある。

以上を踏まえ，本稿では母親の子育て情報源と

ただし，先行研究で示されたインターネット利

してのインターネット利用の規定要因を検討す

用と他の情報源の利用との関連は擬似相関である

る。その際に注目するのは，SESの影響である。

可能性を否定できない。たとえば，単に教育熱心

日本の社会調査データを用いて子育て情報源としな親がインターネットを含むさまざまな情報源をてのインターネット利用にSESによる格差がある

利用しているだけかもしれない。また，１時点ののかどうかを検証する。また，国外のいくつかのクロスセクションデータを用いていることから，研究では子育て情報源としてのインターネット利他の情報源を利用している親がインターネットを用とSESとの関連が報告されているが（Radey &利用しやすい／利用しにくいという関係（個人間

Randolph 2009; Rothbaum et al. 2008），なぜの差異）と他の情報源を利用するようになるとイ

SESが高いとインターネットを利用しやすいのか

ンターネットを利用するようになる／利用しなくは明らかにされていない。本稿では母親の教育熱なるといった関係（個人内の変化）が区別されて心さに注目して，この点についても検討したい。

いない。本稿ではパネル調査のデータを用いてこ香川（2020）は高学歴層において親の「教育うした点も考慮した形で分析を行う。

熱心度」（詳細は後述）が高いことを示している。
また，教育に関する意識だけでなく実際の子育てタイプにも学歴による違いが見られる。額賀・藤田（2022）によると，大卒の母親は「親が導く３

データと分析方法

3.1

データの概要子育て」，非大卒の母親は「子どもに任せる子育て」

本稿では，東京大学社会科学研究所とベネッセを行う傾向がある。これは「きっちり」した子育

教育総合研究所が実施している「子どもの生活とて（本田 2008）あるいはLareau（2011）のいう学びに関する親子調査（Japanese Longitudinal「意図的養育（concerted cultivation）」（Matsuoka

Study of Children and Parents：JLSCP）」のデー

2019）が高学歴層の特徴であることを示した他

タを用いる。JLSCPは全国の小１から高３の児童

37

子育て情報源としてのインターネット利用の規定要因
鳶島修治

生徒とその保護者を対象に2015年度から毎年実果モデルの方が望ましい場合が多いが，固定効果

施されているパネル調査である。株式会社ベネッモデルにはSESの重要な指標である親の学歴のよセコーポレーションが保有するリスト（日本の子

うな時不変（時点間で値が変化しない）の独立変

どもの半数以上をカバーしている）をもとに，同数を利用できないという弱点がある。他方，ラン社の通信教育教材の購入履歴や居住地域による層ダム効果モデルでは時不変の独立変数も用いるこ化を行った上でモニターを募集し，結果的に計とができるが，独立変数と未観察の要因のあいだ

21,569組 の 親 子 が モ ニ タ ー と し て 登 録 し た。

に相関がある場合，推定値に偏りが生じる。

Wave1の回答数は16,761組，回答率は77.7%でこの問題への対処として，両者を統合したハイあった。回収サンプルに居住地域や子どもの性別

ブリッドモデル（Allison訳書 2022）を用いる。

による極端な偏りは見られないが，保護者の学歴

このアプローチでは，時変（時点間で値が変化す（大卒者の比率）がやや高い（木村 2020）。

る）の独立変数に関して個人内平均で中心化した本 稿 で は2015年 度 のWave1と2018年 度 の変数を投入し，ランダム効果推定を行う。個人内（1）

Wave4のデータを使用する 。分析対象はWave1

平均で中心化した時変変数の係数の推定値は固定とWave4の双方に母親が回答しているケースであ効果モデルと一致し，さらに固定効果モデルとは（2）る 。Wave1時点で子どもが高校生だったケース

異なり時不変の独立変数も利用できる。

はWave4までに調査対象から外れているため，後述するように本稿の分析における従属変数はWave1時点で子どもが小１～中３だったケースを

子育て情報源としてのインターネット利用の有無対象とする。また，表－１に示した変数に関してを表す２値の変数である。したがって，ハイブリッ

欠測のないケースだけを分析に用いている。

ド法によるロジスティック回帰分析を用いる

子どもの発達段階によって子育てや教育に関す（Allison訳書 2022: 51-53）。ここで，i を個人，る情報への親のニーズは異なると考えられるた

t を時点とし，X it を時変の独立変数，X̅i を時変のめ，分析は子どもの学年別に行う。たとえば，小独立変数の個人内平均，Z i を時不変の独立変数と学校低学年時にはいわゆる「小１プロブレム」にすると，下式のように表すことができる。左辺は象徴される学校生活への適応や基本的な生活習慣

インターネット利用の確率予測値（p̂it ）のロジッ等が問題になりやすいだろう。他方，中学生や高トを表す。右辺のβ0は全体の切片であり，β1か校生になれば進路選択に関わる情報へのニーズがらβ3はそれぞれ３つのタイプの独立変数の偏回高まると予想される。子どもの学年（Wave1時点）

帰係数を表す。αi は観察されていない個体の特は「小１～小３」，「小４～小６」，「中１～中３」性を表し，平均０，分散σ2の正規分布にしたがう。

の３カテゴリに区分した。分析対象のケース数はlog

小１～小３がN＝4,440（2,220名×２時点），小４～小６がN＝3,598（1,799名×２時点），中１～中３がN＝3,490（1,745名×２時点）である。

p̂it¯ ＋β2 X¯i ＋β3 Zi ＋αi＝β0＋β（1 Xit －Xi ）1－ p̂it

ハイブリッドモデルを用いることで，個人間の差異（betweenレベル）と個人内の変化（within

3.2

分析手法

レベル）という２つの側面から変数間の関連を検パネルデータ分析の方法としては固定効果モデ討することができる。インターネット利用に対す

ルやランダム効果モデルがしばしば用いられる。

るSES（学歴など）の効果を検討する際には基本観察されていない個体の特性に起因する交絡の影

的に個人間の差異に注目することになるが，他の響を除去して偏りのない推定を行う点では固定効情報源の利用との関連を検討する際には個人内の38

社会情報学

変化にも注目することで興味深い知見が得られる

第12巻２号

2023ていなければ０をとる変数になっている。

のではないかと期待される（たとえば，他の情報

SESに関する変数としては，世帯所得と母親の源を利用しなくなると代わりにインターネットが学歴を用いる。世帯所得については単位を百万円

用いられやすくなる等）。

とした上で自然対数変換した変数を使用する。母親の学歴は「大卒」と「非大卒」に区分した（こ3.3

使用する変数

こでいう「大卒」のカテゴリは短大卒を含む）。

本稿で主に用いるのは，保護者調査の「あなた母学歴は基本的に時点間で変化しない変数であは日ごろ，
お子様の子育てや教育に関する情報を，り，本稿ではWave1での回答を用いた。

どこから（だれから）得ていますか」という質問

ハイブリッドモデルを用いることによって時点への回答である。選択肢は【人】に関して10個，間で変化しない個体の特性については（未観察の【メディア】に関して６つ設けられており，これ要因を含め）統制できるが，時点間で変化する要ら16項目に加えて「17. その他」と「１～17に因には別途対応が必要である。他の情報源の利用あてはまるものはない」を含めた計18個である。

とインターネット利用との関連については母親の教育熱心さによる交絡が生じている可能性があ【人】「1. 配偶者」，「2. 自分の子ども」，「3. 自る。母親の「教育熱心度」を表す変数として，「で分の親」，「4. 配偶者の親」，「5. 親戚（自分のきょ

きるだけいい大学に入れるように成績を上げてほうだい，おじ・おばなど）」，「6. 子どもの友だち

しい」，「多少無理をしてでも子どもの教育にはおの親（ママ友・パパ友）」，「7. 友人」，「8. 職場の金をかけたい」，「子どもの教育・進学面では世間

知人」，「9. 学校の先生」，「10. 学習塾の先生」

一般の流れに乗り遅れないようにしている」の３
項 目（各 ４ 段 階） の 合 計 得 点 を 用 い る（香 川【メディア】「11. テレビ」，「12. 新聞」，「13. 書2020）。
「とてもあてはまる」が４，「まったくあ籍（専門書など）」，「14. 雑誌（専門誌など）」，「15.

てはまらない」が１をとるよう値を逆転させた上インターネットの情報サイト」，「16. インターで合計得点を求めており，この変数の値が大きい

ネットの掲示板・ブログ・SNS」

ほど教育熱心度が高いと解釈することができる。
また，子育て情報源としてのインターネット利

本稿では特に「15. インターネットの情報サイ用に対するSESの効果は母親の教育熱心度に媒介ト」と「16. インターネットの掲示板・ブログ・されている可能性がある。その場合，SESの効果

SNS」に注目する。これらのうち少なくともどちを検討する際に教育熱心度を同時に投入しているらか一方を利用していれば１，どちらも利用してと，教育熱心度を介さないSESの直接効果だけがいなければ０をとるダミー変数を作成し，従属変推定され，SESの効果が過小評価されてしまう。

（3）

数として用いる 。

そのため，本稿では母親の教育熱心度を投入しな

子育て情報源に関する他の項目については，「親いモデルの推定結果もあわせて示す。

族」（１～５），「友人・知人」
（６～８）
，
「学校・

その他の共変量としては母親の就労の有無（専塾」（９・10），「マスメディア」（11～14）の４

業主婦ダミー）と出生年を用いる。育児のため一つに区分し，子育て情報源としての利用の有無を時的に離職していた母親が再就労することで世帯表すダミー変数を作成した。たとえば「親族」に所得が大きく変動する場合があり，また就業する

関しては，「1. 配偶者」から「5. 親戚」までのいことで子育て情報源も変わる可能性がある（たとずれか１つでも選択していれば１，１つも選択しえば，専業主婦のときに比べて，マスメディアや39

子育て情報源としてのインターネット利用の規定要因


鳶島修治

表－１

基本統計量

小 1～小 3

小 4～小 6

中 1～中 3

（N=4,440）（N=3,598）（N=3,490）

mean

s.d.

mean

s.d.

mean

s.d.

0.633

0.482

0.574

0.495

0.544

0.498

親族

0.000

0.292

0.000

0.294

0.000

0.297

友人・知人

0.000

0.203

0.000

0.216

0.000

0.267

学校・塾

0.000

0.300

0.000

0.311

0.000

0.311

インターネット利用【Within】
他の子育て情報源

マスメディア

0.000

0.264

0.000

0.282

0.000

0.280

世帯所得（対数）

0.000

0.150

0.000

0.149

0.000

0.149

専業主婦

0.000

0.244

0.000

0.203

0.000

0.178

教育熱心度

0.000

0.851

0.000

0.880

0.000

0.887

【Between】
他の子育て情報源
親族

0.637

0.382

0.627

0.384

0.654

0.372

友人・知人

0.858

0.283

0.815

0.323

0.726

0.357

学校・塾

0.430

0.394

0.484

0.391

0.529

0.391

マスメディア

0.738

0.352

0.711

0.355

0.677

0.374

世帯所得（対数）

1.824

0.447

1.840

0.456

1.853

0.496

専業主婦

0.297

0.387

0.237

0.374

0.185

0.345

教育熱心度

8.085

1.578

8.031

1.525

8.177

1.606

大卒

0.627

0.484

0.579

0.494

0.562

0.496

出生年（西暦－1900）

75.3334.210

73.047

4.138

70.5744.340

インターネットに頼る傾向が強まるかもしれな

４い）。出生年を統制するのは，高学歴化の進行や分析結果

年功賃金制のもとでは年齢が学歴や所得と関連し表－１から子どもの学年（Wave1時点，以下同）ていると考えられ，また若い親がインターネット

別に母親の子育て情報源としてのインターネットを利用しやすいことも指摘されている（Radey &の利用率を確認すると，子どもが小１～小３のサ

Randolph 2009; Fierloos et al. 2022）ためである。

ンプルでは63.3%，小４～小６のサンプルでは

なお，時変変数であるインターネット以外の情57.4%，中１～中３のサンプルでは54.4%となっ報源の利用，世帯所得，就業の有無（専業主婦ダている（4）。前述のように40歳代女性のインターミー），教育熱心度については，withinレベルのネット利用率が100%に近い水準に達しているこ

変 数 と し て 個 人 内 平 均 で 中 心 化 し た 変 数，とを考えると，子育て情報源として利用する母親

betweenレベルの変数として２時点の個人内平均

はそこまで多くないといえるが，それでも半数以をとった変数を用いている。

上の母親が子育て情報源の１つとしてインター40

社会情報学表－２

第12巻２号2023

子育て情報源の利用率（学歴別）

小 1～小 3

小 4～小 6

中 1～中 3

大卒

非大卒

大卒

非大卒

大卒

非大卒

親族

63.9%

63.5%

62.0%

63.8%

64.5%

66.4%

友人・知人

85.9%

85.8%

81.5%

81.5%

72.5%

72.8%

学校・塾

43.7%

41.8%

50.7%

45.2%

55.6%

49,5%

マスメディア

74.1%

73.3%

72.1%

69,9%

68.5%

66.7%

インターネット

64.2%

61.9%

61.0%

52.4%

56.7%

51.4%

N（観測数）

2,786

1,654

2,082

1,516

1,960

1,530

**
***

***
**

*** p<0.001 ** p<0.01 * p<0.05 † p<0.1

ネットを利用している。これは親族，友人・知人，

プルでは母学歴の係数が有意でない。また，中１

マスメディアの利用率には及ばないが，学校・塾～中３のサンプルで世帯所得の係数は10%水準で（小１～小３から順に43.0%，48.4%，52.9%）

有意傾向を示すにとどまっている。

よりも高い割合である。

教育熱心度を追加したモデル２では全体として日本社会において母親の学歴は「子育てや学校

母学歴や世帯所得の係数が小さくなり，統計的に教育戦略の主要な決定因」（吉川 2009, p.63）で有意でなくなったものもある（5）。教育熱心度によあるとされる。どのような母親が子育て情報源とる媒介を考慮した上でも有意だったのは，子どもしてインターネットを利用しているのかを探る上が小１～小３と小４～小６のサンプルにおける世で，まずは母学歴に注目する。表－２に他の情報

帯所得の係数（ただし，後者は10%水準で有意）源とあわせて母学歴別の利用率を示した。カイ二および小４～小６のサンプルにおける母学歴の係

乗検定で学歴による有意差が見られたのは子ども数である（6）。

が小４～小６と中１～中３のサンプルにおける学

個人内の変化（withinレベル）に注目すると，校・塾とインターネットの利用率である。大卒の子どもが小１～小３のサンプルに限られるが，世母親は非大卒の母親に比べてインターネットを利帯所得が有意な正の効果を示している。世帯所得

用しやすい傾向がある。学歴によるインターネッ

が高くなると母親はインターネットを利用するよう

ト利用率の差は小４～小６で8.6ポイント，中１になると解釈できる。この効果は教育熱心度を考～中３で5.2ポイントであり，学校・塾（小４～慮してもほとんど変わらない。また，本稿の分析

小６で5.5ポイント，中１～中３で6.1ポイント）では母親の就労の有無（専業主婦ダミー）を同時と比べても決して小さくない差があるといえる。

に考慮しているため，ここで示された世帯所得の続いて，ハイブリッドモデルの推定を行う。子効果は母親の就労の有無の変化では説明されない。

どもの学年別の推定結果を表－３に示した。SES

母親の教育熱心度それ自体はbetweenレベルでの効果について，まず独立変数として教育熱心度

は正の効果を示しているが，withinレベルでは有を含まないモデル１の推定結果を確認する。個人

意な効果が観察されない。教育熱心な母親が子育間の差異（betweenレベル）に注目すると，全体て情報源としてインターネットを利用しやすい傾としては学歴や世帯所得の高い母親が子育て情報

向はあるものの，教育熱心度の変化にともなって源としてインターネットを利用しやすいことが示

インターネットを利用するようになったり利用しされている。ただし，子どもが小１～小３のサン

なくなったりするわけではない。なお，教育熱心

41子育て情報源としてのインターネット利用の規定要因


鳶島修治

表－３

インターネット利用のロジスティック回帰分析（ハイブリッドモデル）
小 1～小 3
モデル 1

小 4～小 6

モデル 2

モデル 1

中 1～中 3

モデル 2

モデル 1

モデル 2

0.339

【Within】
他の情報源
親族

0.195

0.192

0.217

0.216

0.339

友人・知人

-0.050-0.051-0.078-0.078

0.003

*

*

0.007

学校・塾

0.151

0.145

0.201

0.206

0.270

*

0.272

*

マスメディア

0.144

0.138

0.143

0.145

-0.304*-0.301*

世帯所得（対数）

0.657

*

0.642

*

-0.165-0.159

0.360

0.356

専業主婦

-0.375*-0.368*-0.319-0.325-0.261-0.261

教育熱心度

――

――

-0.028――-0.0180.065【Between】
他の情報源
親族-0.066

友人・知人

0.408

*

-0.045
0.404

*

0.004
0.575

**

-0.040
0.578

**

0.466

0.196
**

0.407

0.205
*

学校・塾

0.584

***

0.552

***

0.579

**

0.527

**

0.522

**

0.464

**

マスメディア

0.306

†

0.279

†

0.464

*

0.449

*

0.160

0.120

世帯所得（対数）

0.455

**

0.288

*

0.494

**

0.253

†

0.243

専業主婦

0.496

**

0.489

**

0.324

†

0.296

†

-0.007

0.003

教育熱心度

――

0.174

***

――

0.240

***

――

0.197

大卒

0.050

-0.024

0.336

*

0.256

*

0.433

**

†

0.063
***

0.179

出生年

0.065

***

0.067

***

0.080

***

0.082

***

0.025

†

0.031

*

定数項

-5.844***-6.976***-7.691***-9.141***-2.942**-4.511***

N（観測数）

4,440

4,440

3,598

3,598

3,490

N（個人）

2,220

2,220

1,799

1,799

1,745

1,745

Deviance5456.85434.34538.54510.04547.34523.53,490*** p<0.001 ** p<0.01 * p<0.05 † p<0.1

度を含まないモデル１と教育熱心度を追加したモ

目した場合，専業主婦だった母親が就労するよう

デル２の逸脱度（Deviance）の差は子どもの学になるとインターネットを利用しやすくなると解年にかかわらず統計的に有意であった（いずれも釈できる。

p＜0.001）。つまり，教育熱心度を追加すること

子育て情報源としてのインターネット利用と他でモデルの適合度が改善されている。

の情報源の利用との関係については，betweenレ

本稿では主に世帯所得の効果を検討する上でのベルでは他の情報源を利用している母親がイン共変量として母親の就労の有無（専業主婦ダミー）

ターネットも利用しやすい傾向があるといえるを用いているが，この変数の効果自体についても（ただし，親族に関しては有意な効果が見られず，興味深い結果が得られている。すなわち，専業主

マスメディアの効果に関しては子どもの学年に婦ダミーはbetweenレベルでは正の係数を示し，よって結果が異なる）。他方で，withinレベルでwithinレベルでは負の係数を示す。専業主婦の母は有意な関連がほとんど見られない。例外として，親は（そうでない母親に比べて）インターネット

子どもが中１～中３のサンプルでは親族と学校・を利用しやすい傾向があるが，個人内の変化に注

塾が正の係数を，マスメディアの利用が負の係数

42社会情報学を示している。

第12巻２号

2023（2016）は世帯収入が高い家庭では子どもがさ
まざまな学校外教育を経験する傾向があることを５示している。また，世帯収入だけでなく親の学歴

考察による学校外教育機会の格差も子どもの成長にと

本稿では学齢期の子どもをもつ母親の子育て情

も な っ て 拡 大 す る こ と が 示 さ れ て お り（松 岡報源としてのインターネット利用の規定要因を検2016），小４～小６のサンプルにおける母学歴の討した。SESによるインターネット利用の格差に効果についても子どもに習い事やさまざまな体験

関して，個人間（betweenレベル）では世帯所得をさせるための情報探索（の学歴による差）といや学歴の高い母親がインターネットを利用しやすう観点から解釈できるかもしれない。

い傾向が見られた。ただし，母親の教育熱心度を

個人内（withinレベル）では，子どもが小１～同時に投入すると学歴や世帯所得の係数は小さく

小３のサンプルにおいて世帯所得が正の効果を示

なり，統計的に有意でなくなったものもあった。

した。これは母親の就労の有無を考慮した上で得この結果は，子育て情報源としてのインターネッ

られた結果であり（7），就労の有無だけでなく職種

ト利用に対するSESの効果が（部分的には）母親

や所得といった要因もインターネット利用（と世の教育熱心さによって媒介されていることを示し

帯所得の双方）に影響しているのかもしれない。

ている。

また，松岡（2016）はwithinレベルでも世帯所

国外の先行研究では子育て情報源としてのイン得の増減と子どもの習い事の種類数に関連がある

ターネット利用に対するSESの影響が指摘されてことを明らかにしており，世帯所得が上がると習い た が（Radey & Randolph 2009; Rothbaum

い事に関する情報探索にインターネットが用いら

et al. 2008），SESの高い層がインターネットをれやすくなるという解釈も可能だろう。

利用しやすい理由やメカニズムはほとんど検討さ

なお，インターネット利用に対する母親の就労

れてこなかった。この点で，母親の教育熱心さがの効果については個人間（betweenレベル）と個SESの効果を（全てではないにせよ）媒介してい人内（withinレベル）で異なる傾向が見られた。

ることを示した本稿には一定の意義があるといえすなわち，専業主婦の母親はインターネットを利るだろう。

用しやすい傾向があるが，同じ個人が専業主婦で教育熱心度による媒介を考慮した上でも有意なはなくなるとインターネットを利用しやすくな効果が見られたのは，子どもが小１～小３のサンる。また，betweenレベルでは教育熱心度を同時プルにおける世帯所得と小４～小６のサンプルにに考慮するかどうかで専業主婦ダミーの係数が大おける母学歴である。本稿で用いた「教育熱心度」

きく異なる。教育熱心な母親が専業主婦になるのの変数（香川 2020）は主に子どもの学業達成やか，専業主婦の母親が教育熱心になるのかは定か

進学に関わる側面を捉えたものであり，教育熱心

でないが，いずれにせよ専業主婦の母親がイン

度を介さないSESの（直接）効果には，それ以外

ターネットを利用しやすいことには教育熱心さとの側面についての関心の強さが関係しているのでいう要因が強く関係している。他方で，withinレはないかと考えられる。

ベルではそのような傾向が見られないため，専業

たとえば，世帯所得の高い家庭では学業達成や主婦でなくなるとインターネットを利用しやすく

進学に直結しない習い事に対しても親の関心が強なるのは教育熱心度が高まることが理由ではない

く，そのことがインターネットを用いた情報探索といえる。就労することで親族や友人・知人等とに 結 び つ い て い る 可 能 性 が あ る。 実 際， 松 岡のコミュニケーションの機会が減少し，主要な情

43子育て情報源としてのインターネット利用の規定要因
鳶島修治

報源がインターネットへ移行するのかもしれない。

べる。第１に，本稿で直接検討したのは子育て情

インターネット利用と他の情報源の利用との関報源としてのインターネット利用とSES（学歴，連については，betweenレベルでは全体として他所得）および他の情報源の利用との関連だけであの情報源（親族を除く）を利用している母親がイ

り，それ以外の側面は検討できていない。たとえ

ンターネットも利用しやすい傾向が確認された。

ば，先行研究では有配偶者に比べて未婚の親は子一方，withinレベルに関しては子どもが小１～小育て情報源としてインターネットを利用しやすい

３や小４～小６のサンプルでは関連がほとんど見こ と が 指 摘 さ れ て お り（Radey & Randolph

られなかったものの，中１～中３のサンプルでは2009），インターネットを通じて子育て情報を得

親族と学校・塾が正の効果，マスメディアが負のられることがSESとは異なる面での格差の縮小に

効 果 を 示 し た。Wave1時 点 で 中 １ ～ 中 ３，

寄与している可能性が示唆される。SES以外の側

Wave4時点で高１～高３のこのグループでは，面を考慮に入れたより多面的な検討は重要な課題

高卒後の進路選択に向けた情報のニーズが高まっの１つである。

ていると考えられる。母親はさまざまな情報源を第２に，本稿は母親が子育て情報源としてイン利用して情報探索を行い，その中で親族や学校・

ターネットを利用しているか否かに焦点をあてた塾とともにインターネットも重要な情報源としてものであり，インターネットを用いて具体的にど位置づけられていることが読み取れる。ただし，のような情報をどのくらい得ているのかは検討でマスメディアの利用はインターネットの利用とトきていない。テレビや書籍といったメディア以上

レードオフの関係になっており，情報源として（親にインターネット上の子育て情報は玉石混交であ族や学校・塾に加えて）マスメディアを利用するると考えられ，どのような情報が実際に活用され層とインターネットを利用する層に分化しているているのかを把握することの重要性は大きい。加ことが示唆される。

えて，母親が（インターネットを通じて）得た情

本稿の分析を通じて得られた結果から，子育て報が実際の子育て方法にどのような形で反映され情報を得る手段としてインターネットが登場したており，それが子どもの行動や学業達成にどのよことは，母親が入手する子育て情報の量や多様性

うな影響を与えているのか，という点についてはという面での格差を拡大させる方向に作用してい別途検討が必要である。

（8）

る可能性があると考えられる 。というのは，学また，母親がインターネットを通じて子育て情

歴や世帯所得の高い層が積極的に子育て情報源と報を得ることは，それが子どもの行動や学業達成

してインターネットを利用しており，また他の情に影響するかどうかという問題だけではなく，母報源をもっている者の方がよりインターネットを親自身にとって重要な意味をもっている可能性も利用しやすい傾向が見られるためである。少なくある。たとえば，インターネットを用いてさまざとも，他の情報源を利用できない層がインター

まな子育て情報に接すること自体が，子育てに関

ネットを利用することで不利を克服していると解連する母親の不安やストレスを解消することに寄釈できる結果は（前述した中１～中３のサンプル与しているかもしれない（小林 2004）。子育て

におけるマスメディアとのトレードオフ関係を除情報源としてのインターネット利用がもつ意味合いて）得られていない。本稿で得られた知見は基いについては，こうした側面も考慮しながら多面

本的に知識ギャップ仮説やデジタルデバイド論の的に把握することが求められる。

考え方と整合的だといえるだろう。
最後に，本稿の限界と残された課題について述44

社会情報学第12巻２号

2023

付記

イト」と「インターネットの掲示板・ブロ

本研究はJSPS科研費JP23K02179の助成を受けグ・SNS」を分けることにはあまりメリッ

たものです。二次分析を行うにあたり，東京大学

トがないと判断した。

社会科学研究所附属社会調査・データアーカイブ（４）Wave1とWave4の２時点間の変化を見る

研究センターSSJデータアーカイブから「子どものと，小１～小３から順に58.65%→68.0%，

生活と学びに関する親子調査 Wave1～4，2015-

53.4%→61.3%，48.1%→60.7%と な っ て2019」（ベネッセ教育総合研究所）の個票データいる。

の提供を受けました。記して感謝いたします。

（５）ロジスティック回帰分析では異なるモデル間で係数の大小を単純に比較できないため，

注

khb法（Karlson et al. 2011）によって媒介（１）2022年９月現在，SSJデータアーカイブ（東効果を推定した。その結果，子どもが小１

京大学社会科学研究所附属社会調査・デー～小３のサンプルにおける世帯所得の効果

タアーカイブ研究センター）で公開されては37.4%が教育熱心度によって媒介されているのはWave4までのデータである。まいた。小４～小６のサンプルにおける学歴

た，Wave2とWave3の調査票には子育ての 効 果 は22.6%， 世 帯 所 得 の 効 果 は情報源に関する質問項目が含まれていない。

49.2%，中１～中３のサンプルにおける学歴（２）本稿の分析ではパネル脱落（attrition）のの効果は30.3%，世帯所得の効果は74.1%

影響を考慮できていない。この点は今後のが教育熱心度によって媒介されていた。

課題としたい。JLSCPのサンプル脱落の状（６）大卒女性が専業主婦になりやすい傾向があ況については岡部（2020）を参照のこと。

る場合，就労の有無（専業主婦ダミー）をなお，父親を対象から除く積極的な理由が同時に考慮した分析では学歴の効果が過小あるわけではないが，JLSCPの保護者調査評価される可能性がある。詳細な結果は省の回答者は約９割が母親であることから，

くが，就労の有無（専業主婦ダミー）を除

本稿では母親に対象を限定している。

いた場合でも母学歴の効果に関する前述の（３）「イ ン タ ー ネ ッ ト の 掲 示 板・ ブ ロ グ・

結果は大きく変わらないことを確認済みでSNS」の利用率はWave1で16.0%，Wave4ある。

で17.0%であり，全体として利用率が低く（７）詳細は省くが，母親の就業形態を「正社員・２時点間の変化も小さい。SNSは特定の相正職員」，「パート・アルバイト」，「派遣社

手とのコミュニケーションを目的に利用さ員・契約社員・嘱託」，「自営業（家族従業れる場合が多く，掲示板やブログとは性質者を含む）」，「無職（専業主婦など）」の５が異なると考えられるが，データの制約かつに分類した場合でも世帯所得の係数はほら掲示板，ブログ，SNSの利用状況を区別

とんど変わらなかった。

して捉えることはできない。また，たとえ（８）ただし，このような子育て情報の格差拡大

ば「友人」から情報を得ることと「SNS」

が実際に生じたかどうかを検証するためにを通じて情報を得ることを区別するのは実は，インターネットの普及以前との比較が際には難しい。こうした事情もあり，現時必要である。

点で利用できるWave4までのデータを分析する上では，「インターネットの情報サ45

子育て情報源としてのインターネット利用の規定要因


鳶島修治

参考文献

東京大学社会情報研究所編『日本人の情報行動

Allison, P.（2009）Fixed Effects Regression

2000』東京大学社会情報研究所，pp.173-192.

Models , Sage. 太郎丸博監訳（2022）『固定効広田照幸（1999）『日本人のしつけは衰退したか：果モデル』共立出版.

「教育する家族」のゆくえ』講談社.

天笠邦一（2010）「子育て期のサポート・ネット

本田由紀（2005）『多元化する「能力」と日本社

ワーク形成における通信メディアの役割」，『社

会：ハイパー・メリトクラシー化のなかで』会情報学研究』14（1）, pp.1-16.

NTT出版.

Berkule-Silberman, S. B., Dreyer, B. P.,—（2008）『「家庭教育」の隘路：子育て

Huberman, H. S., Klass, P. E., & Mendelsohn,に強迫される母親たち』勁草書房.

A. L.（2010）Sources of parenting information

星敦士（2011）「育児期のサポートネットワーク

in low SES mothers. Clinical Pediatrics , 49

に対する階層的地位の影響」，『人口問題研究』（6）, pp.560-568.

67（1）, pp.38-58.

Bonfadelli, H. （2002） The internet and香川めい（2020）「思春期の子どもに保護者は何

knowledge gaps: A theoretical and empiricalができるのか：学業成績への影響を手がかり

investigation. European Journal ofに」，東京大学社会科学研究所・ベネッセ教育

Communication , 17（1）, pp.65-84.

総合研究所編『子どもの学びと成長を追う：

Boonk, L., Gijselaers, H. J. M., Ritzen, H., &２ 万 組 の 親 子 パ ネ ル 調 査 か ら』 勁 草 書 房，

Brand-Gruwel, S.（2018）A review of the

pp.185-205.

relationship between parental involvement

Karlson, K. B., Holm, A.., & Breen, R.（2011）indicators and academic achievement.

Comparing regression coefficients between

Educational Research Review , 24, pp.10-30.

same-sample nested models using logit andDiMaggio, P., Hargittai, E., Celeste, C., &probit. A new method. Sociological

Methodology , 42, pp.286-313.

Shafer, S.（2004）Digital inequality: From
unequal access to differentiated use. In

川口俊明（2020）「多重対応分析による子育て空

Neckerman K. M. ed. Social inequality .

間の分析：学校教育に関わる活動に着目して」，

Russell Sage, pp.355-400.

『家族社会学研究』32（2）, pp.156-168.

Fierloos, I. N., Windhorst, D. A., Fang, Y.,

吉川徹（2009）「『教育格差』と母親学歴」，『家Mao, Y., Crone, M. R., Hosman, C. M. H.,

族社会学研究』21（1）, pp.61-64.

Jansen, W., & Raat, H. （2022） Factors

木村治生（2020）「『子どもの生活と学び』研究

associated with media use for parenting

プロジェクトについて：プロジェクトのねらい，

information: A cross-sectional study among

調査設計，調査対象・内容，特徴と課題」，東

parents of children aged 0-8 years. Nursing

京大学社会科学研究所・ベネッセ教育総合研究

Open , ９（1）, pp.446-457.

所編『子どもの学びと成長を追う：２万組の親Hargittai, E., & Hinnant, A.（2008）Digital

子パネル調査から』勁草書房，pp.3-26.

inequality: Differences in young adults’ use小林真（2004）「インターネットの利用が母親のof the internet. Communication Research , 35

育児ストレスに及ぼす緩和効果」，『富山大学教（5）, pp.602-621.

育学部紀要』58, pp.85-92.
Lareau, A.（2011）Unequal Childhoods: Class,

橋元良明（2001）「日本のデジタル・デバイド」，

46

社会情報学

Race, and Family Life （second edition）.

第12巻２号2023

武市久美（2014）「子育てにおけるSNS利用につ

University of California Press.

いて：『ママ友』コミュニケーションに着目しLupton, D., Pedersen, S., & Thomas, G. M.

て」，『東海学園大学研究紀要 人文科学研究編』（2016）Parenting and digital media: From19, pp.79-89.

the early web to contemporary digital society.

Tichenor, P. J., Donohue, G. A., & Olien, C. N.

Sociology Compass , 10（8）, pp.730-743.

（1970）Mass media flow and differential
growth in knowledge. Public Opinion

松岡亮二（2016）「学校外教育活動参加における世Quarterly , 34（2）, pp.159-170.

帯収入の役割」，『教育社会学研究』98, pp.155175.

邵勤風（2020）「保護者の子育ての実態と子育て

Matsuoka, R.（2019）Concerted cultivation

による成長・発達」，東京大学社会科学研究所・

developed in a standardized education

ベネッセ教育総合研究所編『子どもの学びと成system. Social Science Research , 77, pp.161-

長を追う：２万組の親子パネル調査から』勁草

178.

書房，pp.75-94.

中島千英子・永井由美子（2020）「母親の育児情

van Deursen, A. J., & van Dijk, J. A.（2014）

報源としてのSNS利用に関する調査」，『大阪教

The digital divide shifts to differences in

育 大 学 紀 要 人 文 社 会 科 学・ 自 然 科 学』68,

usage. New Media & Society , 16（3）, pp.507-

pp,41-49.

526.

額賀美沙子・藤田結子（2022）『働く母親と階層

van Deursen, A. J., van Dijk, J. A., & ten

化：仕事・家庭教育・食事をめぐるジレンマ』

Klooster, P. M.（2015）Increasing inequalities

勁草書房.

in what we do online: A longitudinal cross岡部悟志（2020）「『親子パネル調査』におけるsectional analysis of Internet activities

サンプル脱落の実態と評価」，東京大学社会科

among the Dutch population（2010 to 2013）

学研究所・ベネッセ教育総合研究所編『子どもover gender, age, education, and income.

の学びと成長を追う：２万組の親子パネル調査

Informatics and Telematics , 32（2）, pp.259-

から』勁草書房，pp.27-33.

272.

R a d e y, M . , & R a n d o l p h , K . A . （ 2 0 0 9 ）Wei, L., & Hindman, D. B.（2011）Does the

Parenting sources: How do parents differ indigital divide matter more? Comparing thetheir efforts to learn about parenting? Family

effects of new media and old media use on

Relations , 58（5）, pp.536-548.

the education-based knowledge gap. Mass

Communication and Society , 14（2）, pp.216-

Rothbaum, F., Martland, N., & Jannsen, J. B.
（2008）Parents’ reliance on the web to find235.

information about children and families:

吉本文子（2019）「『完璧』を目指す選択と評価

Socio-economic differences in use, skills andのはざまで：専業主婦の母親の子育て観を中心

satisfaction. Journal of Applied Developmentalに」，『共栄大学研究論集』17, pp.99-113.

Psychology , 29（2）
, pp.118-128.

47