高学歴化社会における教育機会格差の形成*1
濱中義隆（国立教育政策研究所）
近年、家計の経済状況による教育格差の存在とその解消が社会的・政治的課題となっている。しかし家計の経済状況や文化的背景によって教育機会に不平等が一貫して存在すること
は階層研究においては周知の事実である。本稿は、かつてに比べて格差を実感しやすい社会構造が現出しているとの認識の下、社会の高学歴化ならびにそれと関連する晩婚化・少子化の進行が、意図せざる形で子育て世代における格差の拡大をもたらすメカニズムを記述することを目的とする。
高学歴化を背景とする晩婚化・少子化は子の出生時の平均年齢を引き上げると同時に、出生年齢の分散も拡大させた。高所得が期待される高学歴者のほうが出生年齢は高いことに加え、年功的賃金制度が根強い日本社会では親の年齢に起因する家庭の経済状況の格差が 存在することを示した。同時に、2015 年時点で小学生以下の子どもの親は、1990 年代半ば以降に再び高等教育進学率が急上昇した時期に高校を卒業した世代にあたり、親世代の高学歴化はこれから本格化し、同一世代の子どもにおける格差の拡大が危惧されることを示した。
以上の知見に基づき、昨今の格差解消のための経済的支援策の是非について論じた。
キーワード：教育費負担、高学歴化、経済的格差

１．問題関心近年、家計の経済状況による子どもの教育格差の存在が社会的・政治的注目を集めている 2。
子どもの貧困、貧困の連鎖の解消に向けた重点施策として教育費負担の軽減が掲げられ、幼児教育の段階的無償化、経済的に困難な世帯の高校生等に対する奨学給付金等による学費負担の軽減、高等教育への進学者に対する給付型奨学金制度の創設など、矢継ぎ早に新たな政策が提唱・導入されている。子育て世代の雇用の不安定化、世代内での所得格差の拡大、物価水準に比して学費が大幅に高騰していることなど、教育費の負担が重くなっていることの要因はいくつも指摘されている（小林 2009、矢野 2015、大内 2015）。一方で、家計の経済状況や文化的背景（親の学歴など）によって教育機会の不平等が一貫して存在してきたことは少なくとも階層研究者にとって周知の事実である 3。だとするならば、教育機会の格差がに

1

本研究は、JSPS 科研費 JP25000001 の助成を受けたものです。
たとえば 2014 年 8 月に閣議決定された「子どもの貧困対策に関する大綱」、2016 年 6 月「ニッポン一億総活躍プラン」、2017 年 12 月「新しい経済政策パッケージ」など
3
ただしデータの制約のため、世帯所得など客観的な家計の経済的状況と教育達成（高等教育進学）の関係を実証的に分析した研究は多くはない。こうしたタイプの研究として平沢（2015）は貴重な実証研究である。
2

1

―21―

わかに注目を集めているのは、以前に比べて格差が実感として認識されやすい社会的構造が出現したからとは考えられないだろうか。晩婚化、少子化、高学歴化といった子育て世代と教育に関わる社会変動の中に、格差を可視化するメカニズムが埋め込まれていることをデー
タで示すことが、本稿の第一の目的である。
ここで問題となるのが、SSM 調査のような社会調査のデータ上の制約である。しばしば指摘されていることではあるが、20 歳以上の成人を対象とする社会調査では、こと教育機会格差を研究対象とする場合、過去の教育達成の状況を分析対象とせざるを得ない。10 年ごとに行われる SSM 調査では、前回調査時と比較して新たな調査対象となるのは 20 歳代のコーホートのみである。調査時点における日本社会全体のマクロな教育機会格差が過去の時点と比べてどのように変化しているかを厳密に分析することは重要であるけれども、その結果から今日的な課題、とりわけ冒頭で示したような具体的な施策に対するインプリケーションを導くことは果たして妥当なのか。もちろんコーホート別にサンプルを分割し、直近の世代がそれ以前の世代と比べてどのように変化したかを分析することは可能である 4。しかし、政策的
インプリケーションの導出を念頭に置くならば、今後どのような変化が見込まれるかについての将来予測も不可欠となろう。
幸い、2015 年 SSM 調査では、対象者の世帯単位で子供の有無、人数、それぞれの子どもの生まれ年、調査時点での到達学歴を尋ねている。これらの質問項目を用いて、子どもを１ケースとするデータセットに変換することにより、子どもの側からみた現在の家庭の状況に関するデータを得る。当然、調査時点の子どもには０歳以上の全ての子どもが含まれるので、直近に高等教育進学年齢に達した子どもだけでなく、調査時点で高校生以下の子どもの家庭環境を把握することができるのである。しかも 2015 年時点で生まれている子どもの数はこれ以上増えないはずなので（厳密に SSM 調査の対象外である 20 歳未満の親から生まれた子どもがいるが）、理論上は 2033 年頃までに高等教育進学期（18 歳）を迎える子どもの家庭環境（親の学歴構成など）を予測することもできる。さらに、調査対象者の世帯には複数の子どもがいる場合が一般的であり、子どもを１ケースとしたデータセットとすることで、同世代の子どもについて十分なサンプルサイズを確保することも可能である。
本稿では、今後、高等教育進学年齢を迎える子どもの家庭の状況を分析することにより、
この先、教育機会の格差にどのような影響がもたらされるかを予測するとともに、現在、導入が検討されている教育機会格差是正のための施策が妥当なものであるのかについても検討することとしたい。

２．仮説：補助線としての「子育て中の親の年齢」
4

ただし、直近の動向を分析しようとすれば、対象のケース数が少なくなることは避けられない、という問題もある
2―22―さて、本稿において子育て世代における格差、とりわけ経済的格差を可視化する要因として着目したのは「子育て中の親の年齢」である。なぜ「親の年齢」なのか。晩婚化、少子化、高学歴化と行った現象とどのように関連するのか、仮説的に述べておくことにしよう。
年功的な賃金構造が依然として根強い日本においては、親の年齢は世帯所得を規定する強い要因である（「年齢効果」と呼んでおこう）。もし子の出生時の親の年齢のバラツキが以前に比べて大きくなっていれば、同世代（同学年）の子どもにおける家計の経済力の差は親の「年齢効果」によって必然的に大きくなると考えられる。
子どもを設ける年齢（子どもからみたときの親の年齢）を規定する要因の一つが親の学歴である。一般に就学年限が長い高学歴者の方が結婚年齢、子どもを設ける年齢は高くなると考えられる。2015SSM においても、世代効果を無視して単純に学歴別の第一子出生時の平均年齢を算出すると、男性では大卒者 30.4 歳に対して高卒者 28.6 歳、女性では大卒 29.2 歳、短大・高専 27.8 歳、高卒 25.4 歳であり、高学歴者の方が子供を設ける年齢がやはり高い。
したがって子の出生時の年齢に影響を及ぼす学歴以外の要因が一定であるとするならば、親世代の大学進学率が 50％に達するまでは、社会全体における子の出生時の年齢のバラツキは大きくなるだろう。結果として同世代の子どもの中では、親の年齢効果による世帯所得のバ
ラツキも大きくなることが想定できる。
一方、親の学歴によって、子どもの教育に対する期待が異なることはよく知られている。
2015SSM を用いて、17 歳以下の子どもがいる世帯のみを対象に「子どもにはできるだけ高い教育を受けさせるのがよい」という質問項目に対する回答を見ると、父親が大学・大学院卒
では 74.3％が「そう思う」、「どちらかといえばそう思う」としているのに対して、父親が高校卒の場合には 47.6％にとどまる。同様に「子どもには、学校教育のほかに家庭教師をつけたり、塾に通わせた方がよい」に肯定しているのも、大学・大学院卒 42.3％に対して、高校卒 33.6％である。子どもにどれだけの教育費をかけることを良しとするかは、親の学歴だけでなく、その世帯の経済的状況を反映するだろう（むろん経済的状況自体に親の学歴の影響が含まれている）。ただし、世帯の経済状況には前述の通り親の年齢が影響しているだろう。
したがって子どもの教育機会には、親の学歴による教育期待の違いに加えて、年齢効果による経済力の格差が加わっていると考えられるのである。
以上のことから、「親世代の大卒学歴の増加（高学歴化）」→「学歴による出産年齢の違い」→「年齢効果による子育て期における経済状況の格差」→「子の教育達成の格差」というサイクルを仮説として想定できるだろう。念のため断っておくと、「親の年齢」が子どもの教育達成に対して直接的な影響を及ぼしているとは考えにくい 5。したがって、本稿における分析5

窪田（2012）は、母親の出産年齢（21 歳以下）が子供の教育水準に影響を与えているかについて、「若年で子供を出産した女性は、本人の人的資本を蓄積する機会を逸失するだけではなく、その子供の教育水準も低下させることが指摘されている」ものの、子供の兄弟姉妹の
3

―23―

は、
「親の年齢」の直接効果の有無を検証しようとするものではない。子育て中の親の年齢（のバラツキ）に着目することにより、子育て世代の時代的変容を明らかにすることにより、上記のサイクルの存在をデータで傍証しうるかどうかを検討するものである。
「 子育て中の親の年齢」を補助線と称しているのは、そうした意味においてである。

３．データセットの作成方法について「１．問題関心」で述べたように、本稿では主として 2015SSM の留置表問 13 の回答から、子どもを１ケースに変換したデータセットを作成し、そのデータを用いて分析を行っている。
ここで、データセットの作成方法について補足的に説明をしておこう。
留置票問 13 では、子どもがいる場合、長子から４番目の子どもについて、性別、出生年、最終学歴（在学中の場合は現在、在学している学校）等を尋ねている。したがって４番目の子どもまでが分析対象となる。ただし５人以上の子どもがいるとした回答者（世帯）は 1％に満たないので、実質的にはほとんど影響しないと考えてよい。１世帯あたり４人までの子どもをそれぞれ１ケースとみなして、子どもデータを作成する。
調査回答者には男性、女性がともに含まれているため、回答者本人が男性の場合には、回答者が子どもからみた父親、配偶者が母親ということになる（回答者が女性の場合にはその逆）。そこで、回答者が男性の場合には、父親の年齢、学歴等は回答者本人の年齢（問１）、学歴（問 18 より作成された edssmx）をそのまま用い、一方、母親の年齢、学歴等については配偶者の年齢（問 28）、学歴（問 30）の回答を割り当てた。回答者が女性の場合にはその逆となる。子どもについては、出生年のデータしか得られないので、調査時点の 2015 年と出生年の差を子どもの年齢とみなし、子の出生時の親の年齢は現在の回答者本人または配偶者の年齢から子どもの年齢を引いた値としている。そのため厳密には学年の異なる子どもが、同一の年齢として扱われていることになる。なお、回答者が再婚により、子の出生時と現在で配偶者が異なる場合には、出生時の配偶者に関する情報を用いた。
上記の作業により、5735 世帯から 12,315 人分の子どものデータを作成することができた。

４．分析
4.1

子の出生時の親の年齢分布の変化

まずは子の出生時の親の年齢分布がどのように変化してきたかを確認しておこう。表１は子どもの出生コーホート別に、出生時の父親の年齢分布を示したものである。子どもの出生

学歴や生まれ年がわかる個票データを用いて、子供の教育水準に対する母親の若年出産の影響を分析したところ、「母親の若年出産そのものの直接的な影響よりも、母親の若年出産の意
思決定と関係する親の経済水準や母親の選好といった間接的な影響が大きい」とし、母親の若年出産そのものは子供の教育水準に対して有意に影響を与えないことを明らかにしている。
4―24―

コーホートは６〜８年刻みとなっておりやや変則的ではあるが、本稿の主たる関心でも 20
歳未満の子どもを学齢に対応させて扱った方が世代のイメージを掴みやすいとの判断からあえて表１のような分類を採用した。
表１

子の出生コーホート別 出生時の父親の年齢分布（％）

表１に示されるように、長期的な傾向として、時代が下るにつれ子の出生時の父親の年齢は高い方にシフトしていると言えるが、「1976−83 年生」と「1984−90 年生」の間を境にして質的な変化が生じたことが読み取れる。
「 1976−80 年生」では父親が「27−31 歳」の割合は 46.1％
であったのに対して、「 1984−90 年生」では 37.3％へと低下する。かわって「32−36 歳」が 30.6％から 36.6％へ、「37 歳以上」も 7.5％から 13.9％へとそれぞれ 6 ポイント程度増加した。その後は「37 歳以上」の割合が徐々に増加するものの、「2003−08 年生」頃までの変化は小さい。
しかし直近の「2009−15 年生」では「37 歳以上」の割合が大きく増加し、「27−31 歳」が一段と減少している。図表は省略するがこの傾向は大都市圏で顕著であり、「2009−15 年生」の子どものうち三大都市圏に居住する者では父親の 29.2％が「37 歳以上」であり、その他の地域の 21.1％を大きく上回る。「1984−90 年生」以降、「22−26 歳」の割合はそれほど大きく変化
していないので、「37 歳以上」が増加したぶん、同一年齢層の子どもの中での父親の年齢のバラツキが大きくなっているとみてよい 6。
表１で示した出生時の父親の年齢分布の変化を父親の学歴構成の変化と重ね合わせてみよう（表２）。やはり「1976−83 年生」と「1984−90 年生」の間に質的な変化が認められる。1975
年頃には高校進学率が 90％に達し、その後はそれほど大きく変化していないことから、父親が中卒である子どもはこの間に大きく減少する。一方、父親が大卒（大学院を含む）である
割合は、「1976−83 年生」から「1984−90 年生」かけて大きく上昇しているものの、以降「1997−2002 年生」までの子どもにおける父親の学歴構成はあまり変化していない。1970 年代半ば
6

出生時の父親の年齢を変動係数で比較してみると、「1968−75 年生」（第２次ベビーブームの前後の世代）では.128 であったのが、「2009−15 年生」では.173 となり分散が大きくなっている。ただし、最も変動係数が大きくなったのは「1997−2002 年生」（.179）であった。
5―25―

から 90 年頃にかけては大学入学定員の抑制政策により男子の大学進学率は低下傾向にあったから、ちょうどその時期に高校卒業期を迎えた父親の子どもにあたる「1991−96 年生」、
「1997−2002 年生」にかけては父親が大卒である者の割合はむしろ低下する。しかし、1990
年代半ば以降の大学進学率の再上昇期に高校卒業時を迎えた父親の子どもが多くなる「2003−08 年生」以降、再び父親が大卒である割合が増加し、高卒が減少する。2000 年代半ば以降に生まれた子どもの父親の学歴は、大卒がマジョリティとなっている。表１の年齢分布の変化と比べると、直近の変化が生じた時期が「2003−08 年生」もしくは「2009−15 年生」のいずれであるかについて若干のズレがあるけれども、マクロに見れば総じて父親世代の高学歴化にともない、子の出生時の父親の年齢が上昇するともに、年齢のバラツキも大きくなっているといえるだろう。
表２

子どもの出生コーホート別 親世代の学歴構成・父学歴（％）

母親の子の出生時の年齢分布と学歴についても確認しておこう。母親においても全般的に子の出生時の年齢は高い方にシフトしていることは明らかであるが、父親と比べてその変化はかなり連続的であって、子の出生時の年齢に質的な変化が生じた時点を表３から見出すことは難しい。それでも母親の学歴構成との関係をみると（表４）、中卒が大きく減少し、かわって短大・高専卒（実質的には短大卒）および大卒が増加した「1976−83 年生」と「1984−90
年生」の間では「22−26 歳」が減少し「32−36 歳」が大きく増えていること、母親が大学抑制政策の影響を受けて短大卒、大卒の比率が増加していない「1991−96 年生」、
「1997−2002 年生」
では出生時の母親の年齢分布も顕著な変化が見られないこと、「2003−08 年生」以降では高卒が大きく減少して大卒が増加することに伴い「37 歳以上」が増加していることなど、父親と同様に高学歴化と出生時年齢の間の関係を見てとることができる 7。
7

ただし母親の場合は、大学入学定員抑制期に進学時期を迎えた世代にあっても高卒の割合が減少し、専門学校卒を含めた高等教育卒の割合が増えている。短大卒と専門学校卒の母親
6

―26―

表３

子どもの出生コーホート別 出生時の母親の年齢分布（％）

表４

子どもの出生コーホート別 親世代の学歴構成・母学歴（％）

4.2 子の出生時の年齢と学歴の関係
ここまで子の出生時の親の年齢分布の変化を社会全体の高学歴化と関連づけて見てきたが、続いて同じ世代の子どもの中で、親の年齢によって学歴構成がどう異なるかを見ていこう。
表５は、子どもの側から見て、出生時の父親の年齢別に父親が大卒（以上）である割合を算出したものである。いずれの世代においても出生時の父親の年齢が「22−26 歳」以下である場合には、父親が大卒である割合は大きく下がることがわかる。ただしすでに表１で示したように、「1976−83 年生」以降（今日まで続く少子化が始まった世代の子どもでもある）では、父親が「22−26 歳」以下の時に生まれた子どもは、割合としてはもはやそれほど多いわ
けではない。この時期以降、子の出生時の父親の年齢のマジョリティは「27−31 歳」およびの子の出生時の平均年齢はほぼ同じなので、父親に比べて年齢分布の変化が連続的になっているものと考えられる。
7―27―

「32−36 歳」であるから、これら２つの年齢階級における大卒比率の違いに着目する。
「1976−83 年生」以降に限定して父親の学歴別の出生時の父親の平均年齢を算出すると、大卒者 32.4
歳に対して高卒者 30.9 歳となった。父親が大卒である場合の方が、出生時の年齢は高い傾向にあるため、表５においても多くの世代において父親が大卒である割合は「27−31 歳」より
も「32−36 歳」の方が高い。
「1968−75 年生」以前においても同様の傾向が見られる。ただし、例外的なのは「1976−83 年生」と「1984−90 年生」である。この年代に生まれた子どもたちに限り、「27−31 歳」と「32−36 歳」の間で父親が大卒である割合がほぼ等しい 8。1976〜90 年
頃に 30 歳前後である父親が大学進学時期（18 歳）を迎えた時期は、おおよそ 1964〜78 年頃となる。男性の高学歴化が急速に進行した時期にあたること、子育て期が高度経済成長以降の「一億総中流時代」などと称された時期にあたることなどから、学歴間でのライフスタイ
ルの差が一時的に縮小したことなどがその要因として考えられる。

表５

子どもの出生コーホート別 出生時の父親の年齢別 父大学卒の割合（％）

ところが「1991−96 年生」以降「2003−08 年生」まで、一転して出生時の年齢による大卒割合の差が大きくなる。年齢と所得、学歴と所得の間にそれぞれ正の相関があるため、子どもの側からみて年齢層の高い父親の割合が増え、かつその中では大卒者の割合が高くなっていることから、世帯所得の分散は「1976−83 年生」、
「1984−90 年生」の子ども時代と比べて大きくなっていることを想定できる（この間、大卒・高卒間の賃金格差は縮小していない）。
「1991−96 年生」が高校卒業時期を迎えたのが 2009〜15 年であり、2015SSM の調査時点ではちょう
ど大学生から卒業直後の世代にあたる。2009 年といえば四年制大学への進学率（男女計）が初めて 50％に達した年である。親の年齢を媒介とした世帯所得の分散が大きくなったと想定
8

年齢階級の境界値の設定による影響も考えられるため、出生時の父親の年齢の平均値を算出したところ、「1976−83 年生」と「1984−90 年生」では、大卒、高卒間の差がないことが確
認できた。
8

―28―

される世代の子どもたちが高等教育への進学時期を迎え、しかも同世代の半数が大学へ進学する時代において、教育費の負担の重ささらには家庭の経済力による進学機会の格差がこの時期に注目された理由として、リーマンショック後の景気の後退など世帯所得を直接的に引き下げる要因があったことも確かであるが、長期的にみれば格差が顕在化する要因が伏在していたと考えられるのである。しかも高等教育の抑制政策の影響が最も強くなるのは「1997−2002 年生」の世代（2015 年時点で中学生から高校生に相当）、すなわち現在、高校卒業期を迎えている世代であり、目下、高等教育進学にかかる費用負担が注目される理由にもなっているだろう。さらに「2003−08 年生」（2015 年時点で小学生）までは継続するのである。
直近の「2009−15 年生」では、出生時の父親の年齢「27−31 歳」と「32−36 歳」の間における大卒割合の差はやや縮小している。「2009−15 年生」では出生時「27−31 歳」の割合自体が減少し、「37 歳以上」が増加していたことに留意しなくてはならない。「2003−08 年生」まで
は、出生時の父親の年齢「37 歳以上」では大卒の割合が「32−36 歳」よりもやや低くなるのに対して、「2009−15 年生」では「37 歳以上」の大卒割合は「32−36 歳」とほとんど変わらない。2009〜15 年の間に「37 歳以上」で子どもを設けた父親の高校卒業期は 1996 年以前ということになる。すでに「37 歳以上」の父親の中には大学進学率が再拡大した時期に高校卒業期を迎えた者が含まれるようになっている。大卒の父親が子どもを設けた年齢の平均値は「2003−08 年生」（32.7 歳）、「1997−2002 年生」（33.0 歳）に比べて「2009−15 年生」（33.7 歳）ではやや遅くなっている影響となると考えられるが、「2003−08 年生」からの大きな変化は父世代の高学歴化の影響が現れているとみるべきだろう。だとするならば、2016 年以降においても「37 歳以上」の父親における大卒割合はしばらくの間上昇することになる。同一世代の子どもにおける、親の年齢と学歴による所得の格差は今後さらに拡大する傾向にあると考えられるのである。

4.3 父親の年齢と世帯所得の関係
それでは同一世代の子どもの中で、父親の年齢によって世帯の所得が実際にどの程度異なっているのかを見ておこう。表６は「1991−96 年生」（直近の高校卒業生）以下の子どもの出
生コーホートごとに、調査時点（2015 年）における父親の年齢階級別に世帯所得の平均値を算出したものである。表中の太字の数値は、その世代の子どもの父親の年齢として最も典型的な年齢階級（同一世代の子どもの 25〜35％）、細字の数値はそれに次いで人数の多い年齢
階級（10〜20％程度）、イタリックは 5〜10％の階級を表している 9。なお、ケースの比率が9

したがって最も典型的な２つの年齢階級で同一世代の子どものちょうど６割を占める。ただし「1997−2002 年生」のみ太字の年齢階級の合計は約 55％とやや低く、「50−54 歳」の占める割合がやや高い（20.3％）。なお、「1991−96 年生」では「60 歳以上」が 9％を占めるが、60 歳以上の世帯収入は大きく減少する（678.7 万円）。
9―29―

５％に満たない年齢階級の平均値の表記は省略してある。また、調査時点で離死別により父親が不在の場合（いわゆる母子家庭）の世帯所得の平均値も参考までに表記した。

表６

子どもの出生コーホート別 父親の年齢別 世帯収入の平均値（単位：万円）

表５から明らかなように、「55−59 歳」を除いて父親の年齢が高くなるにつれて世帯年収の平均値は高くなる。同一世代の子どもにおいて最も典型的な父親の年齢層に限っても、父親の年齢が５歳異なればいずれの世代においても約 80 万円の差がある。この結果は日本における年功的な賃金構造を考えれば当然である。ここで特に着目したいのは出生時に「37 歳以上」の父親の割合が増加している（表１参照）「2009−15 年生」についてである。年功的な賃金制
度のもと、若い時期の賃金水準が低く抑えられている日本において、同一世代の子どもの中で年齢の高い父親の割合が増加すれば、年齢効果によってそれだけ所得の差は大きくなる。
「2009−15 年生」では「25−29 歳」と「40−44 歳」の父親では実に平均 250 万円以上の世帯所
得の差となるのである 10。もちろん従来から父親の年齢による年収差は存在していたに違いないが、高年齢層の父親の割合が増加すれば、同一世代の子どもの中でそうした年収差が意識されやすくなるだろう。就学前教育の重要性が指摘されるなか、この世代の子どもたちにおける格差是正が注目されるのはこうした事情があるとも考えられるのである。
表７

10

世帯主の年齢階級別 世帯収入の五分位階級値（単位：万円）

むろん学歴によって出生時期に差があるので、この中には学歴の効果も含まれている。
10

―30―

表７は総務省の『家計調査』（平成 26 年）を用いて、世帯主の年齢階級別に世帯収入の５分位階級値を算出したものである。世帯収入の格差（たとえば第４五分位階級値と第１五分
位階級値の差）は、世帯主の年齢が高くなるほど大きくなるので、子どもの成長につれ（当然、父親の年齢も上がる）今度は父親が同じ年齢層内での差がより大きくなるはずである。
そのため年齢のよる収入差に意識は向かなくなりがちであるが、それでも父親の年齢が 10
歳異なれば年収の平均値は大きく異なる。むしろ学歴間の賃金差は年齢が高くなるほど大きくなるため、年齢による年収の差は再び大きくなると考えられる。
一方、同じ年収であっても年齢によってその相対的位置が異なることにも留意が必要であろう。表７より、たとえば「45−49 歳」における年収 640 万円は同年齢層の下位から 40％であるのに対して、「35−39 歳」の 626 万円は額がほぼ同じであっても同年齢層の上位 40％に相当する。同年齢層の中での年収の相対的な位置はあまり変化しないとすれば、「35−39 歳」時に626 万円の年収であった者は、10 年後にはより高い年収を得ているだろう。したがって世帯
年収のみを基準とした就学援助制度、奨学金制度などは、子どもを遅くもうけた世帯にとってはかえって不利になることを意味する。平均的には高い収入を得られることが期待できる
高学歴者の方が子どもをもうける年齢は遅いため、結果的には所得の再分配につながると言えなくもないが、一方で相対的には所得が低いにもかかわらず遅く子どもをもうけた世帯が子どもの教育のための経済的支援を受けられないような制度設計となることはかえって不公平である。給付を伴う経済的支援制度においては、こうした事情も考慮する必要があるだろう。

4.3 父親の年齢と子どもの貧困率の関係
前副説では、父親の年齢による経済力の違いをみるために年齢階級別の年収平均値に着目したが、ここではより経済的に厳しい家庭の状況が父親の年齢に影響を受けているかをみる
ために、SSM データを用いて子どもの貧困率を算出した。各世帯の等価可処分所得は、調査票で得られる世帯年収（問 51）に、『家計調査』より算出した年収階級別可処分所得の率を掛け、さらに世帯人員は同居家族人数（問 42 (1)）としその平方根で割ることによって求めた。こうして算出された 2015SSM における等価可処分所得の中央値は 225 万円となり、『国民生活基礎調査』（平成 27）年の貧困線（等価可処分所得の中央値の半分）とほぼ一致する。
ここから 17 歳以下の子どものうち、等価可処分所得が 122 万円以下である者の割合を求めると 7.2％となった。ただしこの値は同年の国民生活基礎調査の子どもの貧困率 13.9％はかな
り低い。そこで国民生活基礎調査における値に最も近似するように（14.7％になる）、等価可処分所得 144 万以下を貧困線以下として、子どもの貧困率を算出したのが表８である。ここ
でも子の出生コーホート別に、父親の年齢によって子どもの貧困率がどう異なるかを示した。
父親の年齢によって世帯年収が異なる以上、当然のことながら子どもの貧困率も同一世代の
11

―31―

子どもの中では父親の年齢が若いほど、高くなっている。父親が若いうちに生まれた子どもにおいて、全体の子どもの貧困率 14.7％よりもかなり高くなっていて深刻な状況にあることがわかる。一方、子どもの成長につれ父親の年齢も上がりそのぶん年収も上がるので、子どもの貧困率は低下するとも予想してみたが、「2009−15 年生」（就学前）15.6％→「2003−08 年
生」（小学生）14.7％→「1997−2002 年生」（中・高生）13.1％となり、若干低下する傾向にあるものの、それほど大きく変化するわけではない。むしろ子どもの貧困率に大きく影響するのは、等価可処分所得に影響する子どもの人数であった。いずれの出生コーホートにおいても子どもが２人以下の場合は 10％、３人になると 20％、４人以上では 30％超となる。このことからも多子世帯に対する経済的支援が重要であることは明らかである。また、父親が不在の世帯（母子家庭）における子どもの貧困率はさらに深刻であることもわかる。いずれにしても父親の年齢の上昇により子どもの貧困率が低下しないことは、経済的にきわめて厳し
い状況にある世帯はかなり固定的だということである。こうした世帯に対する支援は、中所得層への教育費負担の軽減とは別個の問題として、優先度を高めなければならない。

表８

子どもの出生コーホート別 父親の年齢別 子どもの貧困率（％）

4.4 父親の年齢と子の教育達成
最後に、父親の年齢によって子の教育達成が異なるかどうかを検討しておこう。ただし、子の教育達成を高等教育への進学機会で捉える場合には、すでに子どもが 18 歳以上に達していなければ分析対象となり得ないという問題は避けられない。そのためここでは、直近の高校卒業者に該当する「1991−96 年生」の子どものみを対象とした分析となる。
表９は、子の 18 歳時の父親の年齢別に子の教育達成（最終学歴）をみたものである。一見してわかるとおり、「40−44 歳」（出生時「22−26 歳」以下の父親の子どもの大学進学率はかなり低い。父親が 20 歳代半ばまでに生まれた子どもは 15％程度であって今日ではそれほど多いわけではないものの、父親の大卒割合は低いこと、年齢効果により収入が低いこともあっ
てか、大学進学率は低い。一方、「45−49 歳」、「50−54 歳」、「55−59 歳」では、子の教育達成の状況にほとんど差はないようである。しかし表６で見たように、「45−49 歳」と「50−54 歳」
では世帯年収の平均値に 130 万円程度の差がある。また父親の大卒割合も「45−49 歳」が 32.3％
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に対して「50−54 歳」は 48.5％と大きな差がある（表５参照）。したがって父親が「45−49 歳」の世帯における進学費用の負担は「50−54 歳」に比べてかなり大きい、言いかえればかなり「無理をして」（小林2008）進学させているように思われる。ちょうど同時期に高校を卒業した子どもの保護者を対象とした調査では、日本学生支援機構の奨学金受給率は世帯収入をコントロールしても父親の学歴が大卒の場合より高校・中学卒の方が高いことが示されている（濱中2015）。かれらの進学に要する費用として、近年急速に拡大してきた貸与型の奨学金（ローン）が重要な役割を果たしていたとみて良いだろう。一方で、貸与型奨学金の返還に対する不安が、家庭の経済力による教育費負担の不公平問題を可視化させた側面も大きいと考えらえる。
表９「1991-96 年生」の子どもの 父親の年齢別到達学歴（％）

5. まとめとインプリケーション
本稿では、近年にわかに家計の経済状況による教育機会の格差に対する社会的・政治的関心が寄せられている理由として、格差を可視化するような社会構造が現出しているのではな
いかとの問題関心のもと、社会の高学歴化が新たな教育機会の格差を生み出すメカニズムを描写することを目的とした。具体的には子の出生時の「親の年齢」に焦点を当て、「親世代の大卒学歴の増加（高学歴化）」→「学歴による出産年齢の違い」→「年齢効果による子育て期
における経済状況の格差」→「子の教育達成の格差」というサイクルを仮説として設定し、こうしたサイクルが成立しうるかをデータで傍証してきた。冒頭でも触れたように、「親の年齢」は、親の学歴、所得の代理変数であって、年齢自体が独自の影響を持つわけではない。
しかし、本稿で明らかになった知見はいずれも「親の年齢」を補助線としたことによって秋からになったものである。以下、得られた知見とそのインプリケーションをまとめておこう。
まず親世代の年齢分布については、長期的に見れば社会の高学歴化にともない、子どもを設ける年齢が全般的に高くなるとともに、出生時の年齢の分散も大きくなっていることが確認できた。ただし 2015 年時点で学齢期の子どもにおいては、1970 年代半ばから 90 年代前半にかけての高等教育の抑制政策の影響により、親世代の高学歴化が抑制されていた。ゆえに親の年齢分布についてもそれほど変化していない。2015 年時点で就学前の子どもにおいては

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明らかに親の年齢分布と学歴構成に変化が見られるため、かれらが学齢期を迎えた時にどのような影響をもたらすか注視する必要がある。すでに変化の兆しが見えた「2009−15 年生」
では、現に父親の年齢による世帯所得の格差はきわめて大きくなっている。父親の年齢の上昇に伴い所得の格差は一旦、縮小すると考えられるが、幼少期における経済状況の差による教育経験の格差が後々まで影響する可能性は否定できず、幼児教育の無償化（格差是正）に関心が集まる理由の一つになっているといえるだろう。
親の年齢効果によって経済状況に違いがあることは確認できたものの、現時点では子の教育達成（高等教育進学）に対する影響は限定的であった。裏返せば、年齢による収入面での不利を貸与型奨学金等の手段の利用により補っている側面がうかがえた。現在の親世代が高校卒業時期を迎えた頃は高学歴化の抑制期であっても、その子ども世代では大学進学率は再び急上昇しており、教育費負担の無理を押して進学させているとも考えられる。親世代の年
齢および学歴の構成は、2015 年時点で中・高校生、小学生の子どもまでほぼ同様に継続しているので、こうした傾向はしばらく続くことになるだろう。それゆえ現在、「高等教育の無償化」、「給付型奨学金の拡大」などが政治的アジェンダになっているが、先にも述べたように
世帯所得のみを基準とした支援策をむやみに拡大することは、親の年齢による所得水準の違いを考慮しなければ、とりわけ中所得層においては不公平な制度となる恐れがある。
本稿においていまひとつ明らかになったのは、標準的なライフコース（子育て期）から逸脱した世帯の教育費負担が大きく、結果として進学機会に影響を及ぼしていることである。
標準的な年齢より早く子どもを設けることは幼少期から経済的に不利であるし、反対に遅す
ぎると子どもの高等教育進学期の負担が大きくなる。母子家庭の問題については言うまでもないだろう。こうした問題は教育目的の経済的支援策だけではなく、税制や社会保障の仕組
み全体から検討する必要があるだろう。
最後に調査時点で就学前にあたる「2009−15 年生」から親世代の学歴構成が本格的に進行することの意味について触れておきたい。直近の高校卒業世代にあたる「1991−96 年卒」では、父親が大卒の場合 71％、短期高等教育卒では 48％、高卒では 38％、中卒では 27％が四年制大学に進学している。親の学歴によって大学進学率が大きく異なることは明らかであるが、それはともかく「2009−15 年生」においても父親の学歴による大学進学への影響が同じであるとしても、父親が大卒の割合が増加していることにより、かれらが大学進学時期を迎える頃には他の条件が一定ならば大学進学希望率は上昇することが予想される 11。社会全体の大学進学率が上昇するならば、それだけ経済的に不利な層においてもますます進学せざるを得ない状況が生み出されることも想定される。親世代の年齢構成と学歴に着目した本稿の分析が今後の教育機会格差とその解決策を検討する上での一助となることを期待したい。
11「2009−15 年生」の父親の学歴構成に合わせると、この世代の大学進学率は 54.4％となり、「1991−96 年卒」の 50％より上昇する。
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［文献］
濱中義隆．2015．「大学進学と費用負担構造に関する研究：保護者調査の縦横分析」『教育費負担と学生に対する経済的支援のあり方に関する実証研究』東京大学大学総合教育研究センター（大総センターものぐらふ 13）：71-86
平沢和司．2015．
「世帯所得の子どもの大学進学：1984〜93 年生まれのきょうだいを対象に」『全国無作為抽出調査による『教育体験と社会階層の関連性』に関する実証的研究』（科
学研究費補助金研究成果報告書：研究代表者 中村高康）：28-39
小林雅之．2008．『進学格差：深刻化する教育費負担』ちくま新書．
小林雅之．2009．『大学進学の機会：均等化政策の検証』東京大学出版会
窪田康平．2012．
「母親の若年出産が子供の教育水準に与える影響：出産年齢が本当に問題なのか」『日本労働研究雑誌』620：58-78
矢野眞和．2015．『大学の条件：大衆化と市場化の経済分析』東京大学出版会

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Unequal Educational Opportunity in an Era of Higher
Education Popularization
Yoshitaka Hamanaka(National Institute for Educational Policy Research)
Recently, differences in educational opportunity based on the economic conditions offamilies have become a social and political issue in Japan. However, unequal educational
opportunity due to a family’s economic condition or cultural background is a well -known fact insocial stratification research. Therefore, this paper assumes the existence of a social structure
where individuals can recognize inequality more easily than before, proposing a hypothesis thatthe advance of deferred marriage and birth relating to the popularization of higher education has
expanded economic disparity in the child care generation.
The findings are as follows. Deferred marriage due to higher education popularization not
only raises the average age of parents having children but also extends the dispersion in birth
age among children of the same generation. Hence, under the seniority-based wage systems inJapanese society, parents’ age significantly affects the economic condition of households in thechild care generation. In addition, highly educated parents earn high incomes, and because theytend to have children later, the economic disparity based on parents’ educational level expands.
Meanwhile, parents with children under 12 years in 2015 correspond to the generation that
graduated from high school when more college-going individuals had delayed their entrance, sothat the educational background of the parental generation is considerably transformed. Thiscondition may influence the differences in children from the same generation.
Based on the above-mentioned findings, we discuss economic aid methods to reduce
differences in educational opportunities.
Keywords: educational expenses, popularization of higher education, economic disparities16―36―