特集論文

子どもへの資産提供と老親介護――後期高齢者の全国調査の分析より

小林 江里香（東京都老人総合研究所 社会参加とヘルスプロモーション研究チーム主任研究員）

Jersey Liang（ミシガン大学公衆衛生学部および老年学研究所教授）

1. はじめに助の目的が子からサービスを受けることにあるのならば、高齢者が資産を、子どもに対してではな

世代間で経済的資源や時間（サービス）を移転（transfer）する世代間援助は、さまざまな領域でく、専門家による介護サービスを「買う」ために使うことも別の選択肢になり得るからである。

研究されてきた。たとえば、社会学や心理学の視親から子への経済的援助と子による親の介護や点では、親子間でどのような資源をどのようにや

世話的な支援の関係を、大規模調査に基づいて実りとりしているかは、家族の機能を表す重要な指証的に検討した研究は、多くはないがいくつかみ標である。本研究では、親が成人子に対しておこられる。たとえば、Henrettaら（1997）は、ミシなった資産（不動産、金融資産）の提供と高齢期ガン大学が実施した「後期高齢者の資産と健康のに子どもから受ける介護との関係に着目し、経済ダイナミクス研究（AHEAD：Study of Assets

的援助をした子どもから介護を受けるという「互and Health Dynamics Among the Oldest Old）」

恵性（reciprocity）」が成立しているのかを、後から、複数の子をもつ配偶者のいない高齢者（親）期高齢者の全国調査のデータを用いて検討する。

のデータを分析し、過去10年間に経済的援助

世代間援助における互恵性は、その背景にある（5,000ドル以上の援助、または家の権利譲渡のい援助提供者の動機との関連でも注目されてきた。

ずれか）を受けた子ほど、現在、親の日常生活動

特に経済学の分野では、政策的観点から、生前贈作（ADL：Activities of Daily Living）の援助を

与だけでなく遺産相続を含む親から子への経済的しているという互恵的な関係を見出している。し援助が、子どものwell-beingを高めることへの関

かし、AHEADデータを分析した別の研究では、心による利他的な動機によるのか、経済的援助の金銭援助については親が介護と交換に子どもに経見返りに老後の世話（サービスの提供）を受けよ

済的援助をしているという証拠はみられないとしうとする利己的な動機（交換動機など）によるのており（McGarry and Schoeni 1997; McGarry

かが議論されてきた（ホリオカ1996; Soldo and Hill

1998）
、統一的な結論には至っていない。

1993）。親が利他的動機から収入の少ない子を援わが国では、大竹（1993）が、1990年に総務庁助する場合、子への公的な支援制度が導入されれが実施した資産相続についてのアンケート調査のば、親はその分の子への支援を減らすため、受け結果から、日本の高齢者の遺産動機は利己的であ手（子）の収入は変わらないことになる（Soldo

ると結論づけている。このアンケート結果では、

and Hill 1993）。

資産を「長男」「家を継ぐ者」「面倒をみてくれる

また、動機の問題は、公的な介護サービスの拡子に多く」相続させるとする回答がそれぞれ２〜

充が、高齢者の経済的資源の活用方法に与える影３割と多いが、これらは「長男が親の面倒をみて響を予測する上でも重要である。子への経済的援家を継ぐ」という日本の伝統的な慣習を考えると
13

季刊家計経済研究 2007 SPRING No.74

ほぼ同じ内容であり、多くの高齢者は世話をしてのADLの援助をしているかどうかの２つを検討しくれた子に相続させたいと考えていると解釈してた。

いる。また、生前贈与をした親の43.8%が、「老後の面倒をみてもらうから」を理由として挙げていることも、利己的な動機であることの根拠としている。

2. データと使用した変数（1）調査の概要と親データ

しかし、一方で、直井ら（2006）が、夫と死別

東京都老人総合研究所、東京大学、ミシガン大した高齢女性が子どもから受けるサポート（いた学が、2002年に共同で実施した第６回全国高齢者

わり、病気時の世話、日常生活の手助け）が、子調査において１）、対象者本人が訪問面接調査に回が夫の不動産を相続したかどうかで異なるかを分答した73歳以上のうち、生存している子どもが２析した結果では、子の同居・近居がもっともサポ

人以上いる人のデータを分析した。

ートの受領を高めており、これらの影響を統制す

この調査は、1987年から約３年ごとに実施してると相続の有無とは有意な関係がみられなかった。

いるパネル調査の一部である。当初は全国の60歳

また、遺産相続しなかった子からも40％程度はサ以上を対象としていたが、1999年の第５回調査時

ポートを受領していることからも、交換モデルがに、後期高齢者に焦点を当てた分析を可能にする

適用されるのは寡婦のうちの少数ではないかとしため、70歳以上の新規対象者を追加し、日本版ている。

AHEADとして調査を継続している。第６回調査

これらの研究は、子への資産提供と子からの援（2002）に回答した73歳以上の対象者は2,012名お助の間に見かけ上は正の関係がみられたとしても、り（回収率70.9％）、このうち過半数を占める1,059

必ずしも資産提供の効果を意味しているとは限ら

名は1999年（第5回調査：当時70歳以上）に、残ないことを示唆している。資産提供を受けやすい

り953名は1987年または1990年に、全国から層化と考えられる特性を持つ子、すなわち長男である

二段無作為抽出された追跡対象者であった２）。

ことや同居・近居していることが、資産提供の有

上記2,012名のうち、子どもがいない124名、子無にかかわらず親への援助確率を高めているかもどもが1人のみの282名、欠損値の多い３名を除外しれないからである。同別居を含む親との距離した残りの1,603名を分析対象（＝親）とした。子が、老親と子どもとの関係に影響を与える重要なが１人の場合は複数いる場合とは異なる要因が関要因であることを示す研究は多く（古谷野ほか連している可能性があるため、ここでは２人以上

1995; 横山ほか 1994など多数）、日本では、夫がの子がいる親に限定し、どの子から援助を受ける

長男の場合には夫の親への世話的支援が促されるかに焦点を当てることとした。

という「男系型直系家族規範」が、1990年代にお日常生活動作（ADL）の援助に関する分析でいても根強く残ることが、調査の分析結果からもは、基本的なADLまたは手段的ADL（IADL）が示されている（白波瀬 2005）。

自立していない359名のみ（1,603名中の22.4%）を以上の点をふまえ、本研究では、まず、どのよ

分析対象とした。具体的には、「お風呂に入る」

うな特性を持つ子が親から不動産や金融資産の提「衣服を着たり脱いだりする」
「食べる」
「寝床か

供を受けているかを検討した上で、これらの特性

ら起き上がったり、椅子から立ち上がったりする」の影響を統計的に統制しても、資産提供を受けた「外に出かける」「トイレまで行って用をたす」の子がより親を援助しているという関係がみられる

６項目のADLと、「身の回りの物や薬などの買いかについて、親と子両方の説明変数を投入したマ物に出かける」「電話をかける」「バスや電車に乗

ルチレベルでの分析をおこなった。従属変数となって一人で出かける」「ちりを払ったり、ゴミをる親への援助としては、子どもが高齢の親から将出すなどの軽い家事をする」の４項目のIADLに来の介護を期待されているかどうかと、実際に親ついて、人の手助けなしにおこなうことがどの程

14

子どもへの資産提供と老親介護度難しいかを５段階でたずね、「少し難しい」〜このように、本調査のワーディングは生前贈与「まったくできない」が１項目以上あった人をこを意図したものであるが、面接対象者の配偶者がこでのADL非自立者とした。

すでに死亡している場合、その際の遺産相続を含分析対象とした親の基本属性は図表−１の通りでめるかは明示されていないため、対象者によってある。変数の測定方法については、図表−１の欄は遺産相続を含めて回答した可能性もある。ま外の注を参照されたい。親の平均年齢は、全体サ

た、金銭援助に関しては、米国のAHEADでは子

ンプルで78.8歳、非自立者に限ると81.8歳であった。

どもへの教育費を援助に含めているが、日本では、親が子どもの学費を支払うことが一般的であ（2）子データ
子どもの基本属性や、親からまたは親への援助の有無の情報は、上記の対象者（親）から得たもるため、子ども本人の教育費は含めず、学校卒業後の援助に限定した。ただし、孫の教育費の援助
は子への金銭援助に含める。

のである。親には、子ども全員について、出生順

親の側からみると、全体サンプルにおいて、こに、図表−１のような基本属性をたずね、不動産やれまでに１人以上の子に不動産を譲渡したことが金銭の援助をしたのは上から何番目の子か、介護ある親は18.7％、100万円以上の金銭援助をしたこを期待したりADLの援助をしてくれたのは何番目とがある親は38.4％であった（図表−１）。

の子かを回答してもらうことにより、子どもの基本属性とリンクできるようになっていた。ただし、 （4）介護への期待と日常生活動作の援助
健康や収入等についての情報は得られていない。

「介護期待」は、親への面接調査において、「も分析対象となった子の数は、情報に欠損の多い

し、あなたが寝たきりのような状態になったとき、17名と18歳未満の子1名を除外した4,739名（平均

自宅で長期にわたって世話をしてくれる人はいま

年齢50.5歳）、親が非自立者の子に限ると1,163名

すか。ヘルパーなど家族以外の人も含めます」と（平均年齢53.3歳）であった（図表−１）。なお、子

質問し、いる場合は、世話をしてくれると思う人の性別については、親の性別との混同を避けるたを2番目まで挙げてもらった。ここで子どもが挙げめ、以下の本文および図表においては、女性の場られた場合には、上から何番目の子かを尋ねるこ合には「娘」、男性の場合には「息子」という語とで具体的にどの子どもかを特定した。子どものを用いる。

配偶者（嫁・婿）が挙げられた場合も、何番目の子の配偶者かを尋ね、その子への期待に含めた。

（3）親からの資産提供

日常生活動作の援助（以下、ADL援助）につい親への面接調査において、「これまでに、あなては、親データの個所で記述した基準でADL非自

たやあなたの配偶者がお子さんにしてあげた援助立者であった回答者に対してのみ質問した。具体についてうかがいます」と述べた上で、不動産譲

的には、「この３カ月では、必要なときにこのよう渡については、「あなたや配偶者が持っていた不な動作を手助けしてくれた人はいますか」と尋ね、動産の権利を、お子さんやお孫さんに譲ったこと「ほとんどいた」「ときどきいた」「まれにいた」とはありますか」、金銭援助については、「お子さん

回答した場合に、ADL/IADLの動作の手助けをしが学校を卒業してから今までに、100万円以上のてくれた相手を２番目まで挙げてもらった。

まとまったお金や品物をあげたお子さんやお孫さ

子どもの側からみると、「介護期待」「ADL援んがいますか。家の購入費用、結婚祝いなど何で助」の変数は、その子（または子の配偶者）が介もかまいません」とたずね、それぞれ該当する子護者または援助者として２番目までに挙げられたがいる場合は、そのような援助を提供した子全員場合に期待／援助あり（＝１）
、その子以外のきについて、上から何番目の子か（孫の場合は何番

ょうだいや子ども以外の人（回答者の配偶者、ヘ目の子の子どもか）を尋ねた３）。

ルパーなど）のみ挙げられた場合、また、そのよ
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図表--1 親および子どもレベルでの記述統計量
全体サンプル

非自立サンプル

平均値（SD）

平均値（SD）

最小値

最大値

【親
（回答者）
】
該当者数

N=1,603

N=359

年齢
（歳）

78.78
（ 4.840）

81.80（ 5.546）

73

99

性別：女性

0.592
（ 0.492）

0.699（ 0.459）01

配偶者：あり0.546（ 0.498）

0.418（ 0.494）

0

1

ADL障害の程度

1.152（ 0.424）1.677（ 0.670）

1.0/1.1

4.9

対数変換後

0.102
（ 0.248）0.453（ 0.339）0.00/0.95

1.589

子ども人数

2.946
（ 1.028）3.220（ 1.188）2

6（ 人以上）

同居子：あり0.587（ 0.493）0.657（ 0.475）

0

1

教育年数
（年）

8.971
（ 2.469）

8.487（ 2.478）017（ 年以上）

1000万円以上

0.213（ 0.409）0.139（ 0.347）

01

不明（DK/NA）

0.287（ 0.452）0.323（ 0.468）01

自宅不動産：所有

0.647（ 0.478）

0.507（ 0.501）01

不動産譲渡した子：あり

0.187（ 0.390）0.226（ 0.419）01

金銭援助した子：あり

0.384（ 0.486）0.287（ 0.453）01

介護を期待する子：あり

0.689（ 0.463）0.671（ 0.470）

01

ADL援助した子：あり

−

0.554
（ 0.498）

0

1

金融資産：

−

【子ども】
該当者数

N=4,739

N=1,163

年齢
（歳）

50.52
（ 6.699）53.31（ 7.411）

21/23

79

性別：女性
（娘）

0.496
（ 0.500）

0.482（ 0.500）

01

配偶者：あり0.851（ 0.356）0.857（ 0.350）

0

1

教育年数
（年）

12.67
（ 2.133）

12.20（ 1.985）

就労：あり

0.790
（ 0.407）0.745（ 0.436）同居

0.210（ 0.407）0.214（ 0.410）

0

1

別居：
１時間未満

0.420
（ 0.494）0.411（ 0.492）0

1

9（ 年以下） 16（ 年以上）
0

1

親との距離：

長男（姉妹のみの長女）
：該当

0.338
（ 0.473）0.308（ 0.462）

0

1

不動産譲渡
（自分）
：あり

0.082
（ 0.274）

0.085（ 0.279）

0

1

不動産譲渡
（きょうだい）：あり

0.151（ 0.358）0.175（ 0.380）

0

1

金銭援助
（自分）
：あり

0.258
（ 0.438）0.185（ 0.388）

0

1
1

金銭援助
（きょうだい）：あり

0.308（ 0.462）0.216（ 0.412）0

親からの介護期待：あり

0.294（ 0.456）

0.263（ 0.441）01

親のADL援助：
した

−

0.189
（ 0.392）

01−

注: 1）カテゴリ変数の平均値は、表示されたカテゴリ（＝1）の該当者が占める割合を表す
2）最小値が並記されている変数は、全体／非自立の最小値。それ以外は全体・非自立とも同じ
3）ADL障害の程度は、
ADL/IADLの10項目について、人の助けなしに行うことが難しい程度を５段階で回答した値を項目数で割った値。全動作を困難なくできる自立の場合は1.0となる（対数変換後は0）
4）金融資産は、夫婦の預貯金、信託、債権、株式などの総額を金額別カテゴリで回答させた。1,603中749がDK/NA
であり、そのうち1999年調査で同質問に回答した289はその回答（1000万以上／未満）
を用いた
5）自宅不動産は、現在住んでいる持ち家（土地、マンション）の一部または全部が、本人または配偶者名義の場合に所有とした
6）子の教育年数については、
1999年調査において学歴を「中学校以下」「高等学校」「短大・専門学校」「大学・大学院」から選択させたものを、それぞれ9、
12、14、16年として用いた。1999年調査に回答していないなどで欠損の場合（14%）
は、性、年齢による予測値を代入した

うな人はいないとされた場合に期待／援助なし

3. 親から資産を提供された子どもの特性（＝０）となる。
図表−１より、介護を１人以上の子（または子ここでは、全体サンプルの子ども（N=4,739）の配偶者）に期待している親は全体の68.9％、１を単位とした分析をおこない、どのような子が親人以上の子（子の配偶者）からADL援助を受けてから不動産や金銭の提供を受けたかについて、子いる親は、非自立サンプルの55.4％であった４）。

の性別、配偶者の有無、長男か否かという属性

16

子どもへの資産提供と老親介護と、親との地理的距離の点から検討する。長男かいない子に比べて、親からまとまった金額の援助否かについては、息子の場合は、男兄弟の中でのを受けた経験を持っていた。配偶者のいる子のほ

出生順が１番上、娘の場合は、ほかに男兄弟がいうが金銭援助を受けている傾向は、性別、距離別

ない場合のみ、出生順が１番上の者をここでの長に検討しても同様にみられた。

男とみなした（出生順は、死亡した兄弟姉妹を除

また、長男（姉妹のみの長女）は長男以外より、不動産、金銭とも提供された割合が高いがいた順）。
分析方法としては、まず、各特性と資産提供の２（図表−３）、長男は親と同居している割合も高い

有無に有意な関連がみられるかについてχ 検定を。そこで、図表−４では、子どもの性と（図表−２）

おこなった。さらに、配偶者の有無や長男か否か

親との同別居別に、長男か否かによる資産提供のは、娘か息子かで異なる意味を持つ可能性があ違いをグラフで示した。この図より、特に親と同り、これらの特性によって親との同別居の分布も居している場合に、長男か否かの差が大きいこと異なると考えられるため、子の性、親との距離別がわかる。

に、配偶者の有無と、長男か否かによる資産提供を受けた割合について検討した。図表−２には、これらの特性を組み合わせたセル別の該当者数と割合を示している。たとえば、息子全体の３割強は親と同居しているが、この割合は娘全体では１

4. 親からの資産提供と介護期待、
日常生活動作の援助（ADL援助）（1）分析手法

割未満と低い。また、息子、娘とも、配偶者のい本研究のデータは、１人の親の下に２〜10人のない人はいる人より、長男はそれ以外よりも同居子どもが存在する階層的な（またはマルチレベルの割合が高くなっている。

の）構造となっている。同じ親の子（きょうだい）

親から不動産の譲渡を受けた子は全体の8.2％、は互いに似た性質を持つと考えられるが、通常の100万円以上の金銭援助を受けた子は25.8％であっ

線形回帰モデルは、誤差は相互に関連していない

た（図表−１）。図表−３より、子の特性別にみることを仮定しており、このような階層構造のデーと、不動産譲渡された割合は、同居子では21％だ

タの分析には適当でない。また、子どもからの援が、別居子（１時間未満、１時間以上）では5.5％、助には、親の要因と子の要因の両方が影響してい3.9％ときわめて低く、親との距離（同別居）によると考えられる。従属変数（介護期待、ADL援る違いが大きかった。また、長男以外より長男、助）が「あり」「なし」の二値である点も考慮し、娘より息子のほうが、有意に不動産を譲渡されて階層一般線形モデル（Hierarchical Generalizedいた。この表では、配偶者の有無による違いは有Linear Model：HGLM）（Raudenbush and Bryk

意ではないが、親と同居している子に限ると、配2002）を用いた。ランダム効果の設定の仕方によ

偶者ありの息子は27.8％、配偶者なしの息子はりHGLMの中にもさまざまなモデルがあるが、こ14.1％、配偶者ありの娘は14.7％、配偶者なしのこでの分析は、以下の数式モデルによる。

娘は7.4％が不動産を譲渡されており、既婚子のほ

レベル１
（子）
：η = logij

うが不動産を譲渡される傾向があった（図表略。
２

同居子における配偶者の有無のχ 検定の結果は、
２２

同居息子：χ =16.3, df=１, p<.001、同居娘：χ
=2.96, df=１, p<.10）
。

φ
1 -φ
ij

ij

η =β0 +β1 X1 +β2 X2 +......+β X
ij

j

j

ij

j

ij

pj

pij

レベル2（親）：β0 =γ00+γ01W1 +γ02W2 +......+γ0 W +u 0
j

j

j

s

sj

j

β1 =γ10j

一方、金銭援助についてみると、長男か否か、親との距離による有意な違いはあるが不動産ほど

β2 =γ20j：

極端な差ではなく、むしろ配偶者の有無による違
いが大きかった。つまり、結婚している子はして

β =γ 0pjp17

季刊家計経済研究 2007 SPRING No.74

図表--2 子どもの性別、配偶者の有無、長男か否かと親との距離
親との距離
同居

1時間未満

計

1時間以上

息子全体

770
（32.3）

782（32.8）

835（35.0）

2,387（100.0）

娘全体

224
（9.5）

1,208
（51.4）

920（39.1）

2,352（100.0）

息子・配偶者あり

550（27.7）

706（35.6）

728（36.7）

1,984（100.0）

息子・配偶者なし

220（54.6）

76（18.9）

107（26.6）

403（100.0）

娘・配偶者あり

116
（5.7）

1,103
（53.8）

832（40.6）

2,051（100.0）

娘・配偶者なし

108（35.9）

105（34.9）

88（29.2）

301（100.0）

息子・長男

639（46.6）

372（27.2）

359（26.2）

1,370（100.0）

息子・長男以外

131（12.9）

410（40.3）

476（46.8）

1,017（100.0）娘・長女（姉妹のみ）

59（25.7）

111（48.3）

60（26.1）

230（100.0）娘・長女以外

165
（7.8）

1,097
（51.7）

860（40.5）

2,122（100.0）＜性別×配偶者の有無＞＜性別×長男か否か＞

注: 親との距離は、ふだん使っている交通手段で、親の家までにかかる時間
距離が不明の場合（子全体の0.5％）は「1時間以上」に含めた

図表--3 子どもの性別、配偶者の有無、長男か否か、親との距離と親からの資産提供の有無
不動産譲渡あり（%） なし（%） 統計検定

該当数

金銭援助
あり
（%） なし（%） 統計検定

性別
息子

2,387

11.9

88.1

χ2=91.3,df=1

27.0

73.0

χ2=3.21,df=1

娘

2,352

4.3

95.7

p<.001

24.7

75.3

p<.10

配偶者の有無
あり

4,035

8.3

91.7

χ2=0.45,df=1

28.0

72.0

χ2=65.8,df=1

なし

704

7.5

92.5

有意差なし

13.5

86.5

p<.001

長男（姉妹のみの長女） 1,600

15.6

84.4

χ2=179.2,df=1

29.4

70.6

χ2=15.7,df=1

長男以外

3,139

4.4

95.6

p<.00124.1

75.9

p<.001

長男か否か

親との距離
994

21.0

79.0

χ2=280.8,df=2

23.2

76.8

χ2=6.67,df=2

別居：1時間未満

1,990

5.5

94.5

p<.001

27.5

72.5

p<.05

別居：1時間以上

1,755

3.9

96.1

25.4

74.6

同居

図表--4 子どもの性別、親との同別居、長男か否か別にみた親から資産提供を受けた割合
長男（姉妹のみの長女）

長男以外％ 60.0

50.0

***

50.0

***

40.0
27.1

n.s.
12.2

10.0

30.0

***

4.6

5.5

3.5 3.6

別居

同居

別居

0.0

10.0

30.5

26.1

33.3
27.0

24.3
15.8

11.5

0.0
同居
息子

（a）不動産譲渡

娘

同居

別居
息子

同居

別居
娘

（ｂ）100万円以上の金銭援助

注: 長男か否かと資産提供の有無の関連について、
性と同別居別にχ2検定をおこなった。
図中には有意差が次の記号で示されている。
*** p<.001, ** p<.01, * p<.05, n.s. 有意差なし

18

**

39.0

20.0
8.2

長男以外

n.s.

***

40.0

**

30.0 26.3
20.0

長男（姉妹のみの長女）％ 60.0子どもへの資産提供と老親介護介護期待が従属変数の場合、φは介護期待＝１

2004）
。

（あり）となる条件付き確率であり、ηはそのlogodds（logit）である。このモデルでは、子どもが（2）介護期待についての分析結果

介護者として期待されやすいかどうかは、親によ

HGLMによる分析をおこなう前に、子どもの特っても異なることを想定しており、レベル１の回性と資産提供の有無別に、介護を期待されている

帰式の切片（β0 j ）はレベル２のユニット（親）割合を示し、ほかの変数を統制しない場合に個々により変動する（ランダム切片モデル）。たとえの特性と介護期待の有無に有意な関連がみられる

ば、配偶者がいる親の場合は、配偶者が介護者とかについてのχ２検定をおこなった。

なり、子どもは介護者として期待されにくいかも

図表−５の左列より、介護を期待されている割しれない。ADL援助が従属変数の場合も同様のモ

合は、子ども全体では29.4％で、息子、娘もほぼデルを用いた。

同程度だが、長男では43.0％、同居子では62.1％

本研究では、子ども側の説明変数（Xpij ）としてであり、長男か否かや親との距離により介護期待は、前述の特性（性、配偶者、長男、距離）と、が有意に異なっていた。性別での配偶者の有無に自身およびきょうだいが親から受けた資産提供のついては、息子、娘ともχ２検定の結果が有意だ

ほか、年齢、就労の有無、教育年数を投入した。

が、その意味するところは逆で、息子の場合は配

ただし、息子の場合、介護の担い手は実際には息偶者がいるほうが、娘の場合はいないほうが、介子本人ではなくその配偶者であることが多いなど、護への期待を受けていた。また、過去に不動産を配偶者の有無は子どもの性によっても意味が異な譲渡された子の51.4％は介護を期待されており、ると考えられるため、性と配偶者の有無を組み合譲渡されていない子の27.5％に比べて高かった。

わせた４カテゴリからなる新変数を作成し、「息

次に、HGLMによる分析結果を図表−６に示す。

子・配偶者あり」を基準とするダミー変数とし固定効果（fixed effects）の推定結果は、子どもた。きょうだいへの資産提供は、他のきょうだいの特性や親側の変数を統制しても、親から不動産の中に、１人でも受けた子がいれば「あり」としを譲渡された子はされていない子より有意に介護た。自身だけでなく、きょうだいへの資産提供をを期待されており、他の変数が一定ならオッズはモデルに含めた理由は、親から子への資産提供

約1.4倍であることを示している。もっとも、介護

は、親が限られた資源を複数の子ども（きょうだへの期待は、自分以外のきょうだいの中に不動産い）間でどのように分配するかという問題を含んを譲渡された子がいる場合には低くなる。金銭援でおり、その子だけが提供を受けた場合と、きょ助については、自分、きょうだいに対する援助とうだいの中にも受けた子がいる場合では、援助者

もに介護期待とは有意な関連がみられなかった。

となる確率が変わる可能性があるからである。

資産提供以外の子どもの説明変数についてみる

親側の説明変数（Wsj）としては、親の年齢、性と、親との距離、特に同居が介護期待と非常に強別、配偶者の有無、ADL障害の程度（対数変換

く関連しており、１時間以上離れている子にくら

後）、教育年数、子ども数のほか、夫婦の資産のべて、同居している子や１時間未満の所に住んで保有状況の変数を投入した。

いる子は、介護を期待される傾向が強かった。配以上の変数についての記述統計量は、図表−１

偶者のいる息子（＝息子夫婦）を基準にすると、においてすでに示されている。このうち、年齢

配偶者のいない息子への期待は低く、配偶者の有（親、子）、教育年数（親、子）、親のADL障害の無にかかわらず娘への期待は高いことや、長男は程度、子ども数は、全体平均を引いた（grand

長男でない子よりも介護を期待されていることもmean centering）値を用いた。それ以外のカテゴ示された。子どもの性別と配偶者の有無に関する

リ変数はダミー変数である。HGLMの解析用ソフ

結果は、一見、図表−５の結果（息子と娘への期トとしてはHLM6.03を用いた（Raudenbush et al.

待割合に有意差なし）と矛盾しているようにみえ19

季刊家計経済研究 2007 SPRING No.74

図表--5 子どもの特性と資産提供の有無別にみた介護期待およびADL援助の有無

全体（図表−1より再掲）

親からの介護期待（全体サンプル）

親のADL援助（非自立サンプル）

該当数

あり
（%）

なし
（%）

該当数

4,739

29.4

70.6

1,163

した
（%） しない
（%）
18.9

81.1

【子どもの特性】
性別
息子全体

2,387

29.3

70.7 n.s.

602

23.9

76.1 ***

娘全体

2,352

29.5

70.5

561

13.5

86.5

性別の配偶者有無
息子・配偶者あり

1,984

31.3

68.7 ***

509

23.6

76.4 n.s.

息子・配偶者なし

403

19.6

80.4

93

25.8

74.2

娘・配偶者あり

2,051

27.9

72.1 ***

488

11.1

88.9 ***

娘・配偶者なし

301

40.5

59.5

73

30.1

69.9

長男
（姉妹のみの長女）

1,600

43.0

57.0 ***

358

34.6

65.4 ***

長男以外

3,139

22.5

77.5

805

11.9

88.1

長男か否か

親との距離
同居

994

62.1

37.9 ***

249

58.6

41.4 ***

別居：
１時間未満

1,990

29.7

70.3

478

13.0

87.0

別居：
１時間以上

1,755

10.5

89.5

436

2.8

97.2

あり

387

51.4

48.6 ***

なし

4,352

27.5

72.5

あり

1,225

31.4

なし

3,514

28.7

【資産提供の有無】
不動産譲渡
99

45.5

54.5 ***

1,064

16.4

83.6

68.6 †

215

18.6

81.4 n.s.

71.3

948

19.0

81.0

金銭援助

χ2 検定をおこなった
注: 左列の変数ごとに介護期待の有無、ADL援助の有無との関係について、（配偶者の有無については、
息子、
娘別に検定を実施）。
***p<.001, **p<.01, *p<.05, †p<.10, n.s.有意差なし

るが、これは、「親との距離など他の条件が一定有無による違いはみられなかった。

ならば」娘のほうが息子よりも、将来の介護の担い手として期待されていることを意味している。 （3）ADL援助についての分析結果（非自立サンプ
たとえば、既婚の息子（息子夫婦）が介護を期待

ルでの分析）

されている割合は、「同居」で70.2％、「１時間未

図表−５の右列に示したADL援助の割合より、満」で25.8％、「１時間以上」で7.3％だが、この非自立の親を持つ子のうち、過去３カ月間に援助割合は、既婚の娘（娘夫婦）では、8 0 . 2 ％、をした割合は18.9％だった。この割合は、介護期33.1％、13.7％で、同じ距離の息子より高い。上待の場合と同様に、長男か否か、親との距離、不記以外の変数では、年齢の高い子ほど親から介護動産譲渡の有無による有意な差があるが、子どもを期待されていた。

の性別についての結果は介護期待とは異なり、息他方、レベル２の親側の説明変数では、配偶者の有無、子ども数、教育年数が有意な効果を示し子（息子夫婦）が娘（娘夫婦）より親を援助した
割合が高かった。

た。これは、他の条件が同じなら、配偶者のいな

ADL援助についてのHGLMの分析結果は、図い親や子ども数が少ない親（つまり子どもからみ

表−７に示した。この表には、非自立サンプルにるときょうだいが少ない）、また、高学歴の親をおける介護期待を従属変数とする結果も示したが持つ子ほど、介護への期待を受けやすい傾向があ（右側）、子ども側の説明変数に関しては、図表−ることを示している。親の保有する資産の多寡や６とほぼ同じ結果であることが確認され、不動産

20

子どもへの資産提供と老親介護

図表--6 親からの介護期待についてのHGLMによる推定結果（全体サンプル）
固定効果

係数

（SE）

オッズ比

【親
（レベル２）
】
切片
（β0 ）
γ00
切片
γ01
年齢

-2.514 （0.184）***0.081-0.014 （0.011）

0.986

γ02

性別：女性

0.168 （0.097）†

1.183

γ03

配偶者：あり-0.276 （0.098）**

0.759

γ04

ADL障害程度（対数変換）-0.263 （0.163）

0.769

γ05

子ども数

-0.177 （0.039）***

0.838

γ06

教育年数

0.059 （0.018）**

1.060
0.975

金融資産
（ref:1000万円未満）
γ07

1000万円以上-0.026 （0.101）

γ08

不明（DK/NA）-0.257 （0.088）**

0.774

0.051 （0.091）

1.052

0.035 （0.008）***

1.036

γ09

自宅不動産：所有【子ども（レベル１）】
傾き（β1〜β13 ）γ10
年齢
性と配偶者有無（ref:息子・配偶者あり）
γ20

息子・配偶者なし-1.392 （0.171）***

0.249

γ30

娘・配偶者あり

0.814 （0.100）***

2.257

γ40

娘・配偶者なし

0.766 （0.162）***

2.152

γ50

長男
（姉妹のみの長女）

0.610 （0.100）***

1.841

γ60

教育年数

0.019 （0.020）

1.019

γ70

就労：あり

-0.108 （0.094）

0.898
20.38

親との距離(ref:１時間以上）
γ80

同居

3.015 （0.120）***

γ90

１時間未満

1.319 （0.090）***

3.739

γ100

不動産譲渡
（自分）

0.327 （0.146）*

1.387
0.736

γ110

不動産譲渡
（きょうだい）-0.307 （0.114）**

γ120

金銭援助
（自分）

0.051 （0.118）

1.052

γ130

金銭援助
（きょうだい）-0.095 （0.110）

0.909

ランダム効果切片（ u0j ）

SD

分散成分

df

χ2

0.779

0.607

1593

2164.3***

注: ***p<.001, **p<.01, *p<.05, †p<.101）population-average model, SE はrobust standard errors、
推定方法はpenalized quasi-likelihood（PQL）
による
2）
年齢（親、
子）
、
ADL障害程度、子ども数、教育年数（親、子）
は全体平均（grand mean）
によるcenteringをおこなっている。
したがって、切片（γ00 ）は、
これらの変数において平均的な値をとり、ダミー変数が0 となるカテゴリに属する子の場合の予測値を譲渡された子ほど介護を期待されていた。
図表−７より、子が親のADL援助をしているか
どうかにおいて、親からの資産提供は、不動産、もが援助する傾向があった。

5. まとめ金銭ともに有意な効果をもたなかった。子ども側

２人以上の子を持つ後期高齢者とその子どもにの変数で唯一有意になったのは親との距離であついて分析した結果、以下の点が明らかになっり、１時間以上離れた所に住む場合に比べ、同居た：の場合は約63倍、1時間未満の近居の場合は約５１）不動産については、親と同居する長男（姉倍も、親にADL援助を提供するオッズが高かっ

妹のみの長女）において譲渡された割合が高く、た。他方、親側の変数についてみると、ADL障害

伝統的な長男相続が根強いことが示された。しかの程度が有意であり、ADL障害の程度が重いほし、親との距離や長男か否かなどの特性を統計的ど、つまり親側の援助の必要性が高いほど、子どに統制しても、親の意識においては、不動産を譲
21

季刊家計経済研究 2007 SPRING No.74

図表--7 非自立サンプルにおけるADL援助と介護期待についてのHGLMによる推定結果
固定効果

係数

親のADL援助（SE）
オッズ比

参考：親からの介護期待係数 （SE）
オッズ比【親（レベル２）】切片（β0 ）γ00 切片γ01 年齢-4.035 （0.473）***0.018-2.971 （0.434）***0.025 （0.024）

1.025

0.012 （0.022）

1.012

γ02

性別：女性

0.457 （0.247）†

1.580

0.253 （0.239）

1.288

γ03

配偶者：あり-0.187 （0.254）

0.830-0.368 （0.238）

0.692

γ04

ADL障害程度（対数変換）

0.711 （0.243）**2.035

0.163 （0.238）

1.177

γ05

子ども数

-0.109 （0.082）

0.897-0.096 （0.072）

0.909

γ06

教育年数

-0.004 （0.042）

0.996

0.018 （0.039）

1.018

0.051

金融資産
（ref:1000万円未満）
γ07

1000万円以上-0.185 （0.299）

0.831

0.171 （0.263）

1.187

γ08

不明
（DK/NA）-0.419 （0.207）*

0.658-0.113 （0.186）

0.893

0.344 （0.202）†

1.410

0.338 （0.191）†

1.402

0.016 （0.021）

1.016

0.025 （0.016）

1.025

γ09

自宅不動産：所有【子ども（レベル１）】
傾き（β1〜β13 ）γ10 年齢性と配偶者有無（ref:息子・配偶者あり）
γ20

息子・配偶者なし-0.579 （0.351）†

0.561-0.943 （0.352）**

0.389

γ30

娘・配偶者あり0.307 （0.260）

1.359

0.827 （0.235）*

2.286

γ40

娘・配偶者なし

0.549 （0.378）

1.732

0.723 （0.333）**

2.061

γ50

長男
（姉妹のみの長女）

0.355 （0.239）

1.426

0.634 （0.217）**

1.885

γ60

教育年数

0.051 （0.051）

1.053

0.041 （0.045）

1.042

γ70

就労：あり

-0.010 （0.232）

0.990-0.048 （0.189）

0.953
21.94

親との距離(ref:１時間以上)
γ80

同居

4.148 （0.288）***63.32

3.088 （0.252）***

γ90

１時間未満

1.653 （0.251）***5.221

1.033 （0.201）***2.811

γ100 不動産譲渡（自分）
γ110 不動産譲渡（きょうだい）0.080 （0.295）

1.083

0.677 （0.326）*

1.967-0.374 （0.274）

0.688-0.442 （0.235）†

0.642

γ120 金銭援助（自分）
γ130 金銭援助（きょうだい）0.431 （0.349）

1.539

0.131 （0.286）

1.140-0.543 （0.333）

0.581-0.370 （0.262）

0.690

ランダム効果切片（ u0j ）

1.710

SD 分散成分 df
2.923

χ2

349 889.4***

SD 分散成分 df
1.358

1.844

χ2

349 743.6***

注: ***p<.001, **p<.01, *p<.05, †p<.10, 図表−６の注に同じ渡した子に将来の介護を期待する有意な傾向がある。結婚している子がしていない子よりも親からり、互恵性への期待がみられた。

金銭援助を受けた経験があるのは、まとまった額

２）100万円以上の金銭援助については、既婚の援助は、結婚資金や結婚後の住宅購入資金とし子ほど援助されるという、子の配偶者の有無によて提供されることが多いためであろう。このようる違いが大きく、１）のような介護期待との関係な金銭援助が、子の幸福を願う利他的な動機によはみられなかった。

るのかはわからないが、少なくとも、親の側で３）ADL非自立の親についての分析では、子どもが実際に親にADL援助を提供するかどうかには、子に金銭援助をしたことで介護を受けられるという期待はしていないようだ。

は、親との距離、特に同居の影響が強く、これを

１）３）より、同じ不動産譲渡でも、介護期待

統制すると、不動産、金銭ともに、親からの資産でみられた有意な効果が実際のADL援助ではみら提供による有意な効果はみられなかった。

れなかった理由としては、さまざまな可能性が考

１）２）の結果より、不動産と金融資産では、えられる。まず、２つの従属変数は、「期待」と親が成人子に提供する動機が異なる可能性があ「実際」というだけでなく、厳密には援助内容も22

子どもへの資産提供と老親介護同一ではない。本研究における非自立高齢者は、果の大きさについて考察したい。本研究におい１時間程度の面接調査に自身が回答できた対象のて、唯一統計的に有意な関係がみられた不動産譲ため、その多くは、障害が比較的軽度で「寝たき

渡と介護期待においてでさえも、オッズ比にみるり」の状態にあるわけではない。現時点でのADL

不動産譲渡の効果は、子の性別、長男か否か、特援助は別居の子からはあまり提供されていないが、に親との距離に比べて非常に小さく、その意味で寝たきりになり介護の必要性が高まれば、資産をは資産提供の効果はきわめて限定的である。娘の提供した子が、自分と同居して世話をしてくれ

場合、不動産を譲渡された割合は４％程度で息子る、ということも含めての「介護期待」なのではの場合の半分以下にすぎないが（図表−３）、将ないだろうか。この場合、子への経済的援助は親来の介護者としては息子と同じくらい期待されての介護に直接的な効果を持つというよりも、同居

おり（図表−５）、親との距離等の条件が同じなへの移行を促すことを通しての間接的な効果をもら、むしろ娘への期待のほうが高い（図表−６）。

つ可能性があり、この検証にはパネルデータを用

米国の研究では、息子と娘では親への援助を高めいた縦断的な分析が必要である。

る要因が異なるという報告があるが（Silverstein

しかしながら、援助内容の違いはあるにしても、

et al. 1995）、本研究の結果も、親への援助を経済

本研究の結果が、「期待」と「実際に受ける援助」

的援助の見返りという観点だけで説明することのの乖離も反映しているとすれば、子どもへの資産限界を示している。近年、子どもと同居する高齢提供が、介護という形で親に返報されるかどうか者の割合が減少してきている現状を考えると（内は、親側の問題だけでなく、本研究では測定して閣府 2006）、今後は介護における実の娘の役割がいない子ども側の事情や互恵性への動機づけなど増す可能性も考えられ、娘による老親介護を説明が複雑に絡み合っているからであろう。

するためのモデルの構築も必要である。

それでは、子への資産提供と、現在子から受けているADL援助に関連がみられないことから、子ども側には互恵性への動機づけや期待がないと結論できるだろうか。本研究では、過去の資産提供（生前贈与）と介護との関係を検討したが、遺産相続を含めた将来の相続見込みまでを考慮に入れれば、過去に受けた経済的援助の有無にかかわらず、そのような相続見込みが高い子ほど、親を援助している可能性は否定できない。実際に、子ども（娘）の側からの相続期待の関連要因を分析した研究では、相続期待をもつ回答者ほど、現在親を援助したり、今後の援助意向が強いことが報告されている（村上 2006）。もっとも、図表−７より、親の資産の保有とADL援助には５％水準の有意な関連はなく、本データからは、将来相続させる資産をもつ親ほど、子から援助を受けているという証拠は見出せない。また、親からの経済的援
助は、親への援助の有無ではなく、どの程度援助するかという援助量（子どもが親の援助に費やす時間）に影響を与える可能性も残されている。

注
1）第6回調査の実施にあたっては、厚生労働科学研究費
より政策科学推進研究事業「後期高齢者における家族・地域の支援機能の変化と公的支援の活用」（主任
研究者：秋山弘子、H14−政策−007）、および米国
National Institute on Agingの研究助成（研究代表：
Jersey Liang, R01-AG154124）を受けた。
2）調査実施年（2002）10月１日現在の総務省推計人口と比較すると、回答者の年齢分布は若い方にやや偏りがある。標本抽出時に施設入所者は除外されたことと、高齢で健康状態の悪い対象者ほど調査から脱落しやすいことによると考えられる。
3）株式譲渡など100万円相当以上の経済的援助は金銭援助に含める。なお、100万円の貨幣価値はいつ援助を受けたかで異なる可能性があるが、援助時期は質問されていない。しかし、図表−６、図表−７での回帰モデ
ルにおいて子どもの年齢を同時に投入することで、援助時期の影響はある程度は統制できたと考える。
4）親側からみた介護を期待する子やADL援助した子の割合には、何番目の子かは特定せず「子ども全員」のような回答をした場合や、死亡した子の配偶者を挙げた場合が若干名（いずれも１％未満）含まれている。
子どもかどうかにかかわらず、介護を期待できる相手のいなかった親は19.6％、ADL援助者なしの親は26.7％であった。

最後に、親の介護における子への資産提供の効23

季刊家計経済研究 2007 SPRING No.74

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こばやし・えりか 東京都老人総合研究所 社会参加とヘルスプロモーション研究チーム主任研究員。主な論文に「配偶者の有無と子どもとの距離が友人・近隣ネット
ワークの構造･機能に及ぼす効果」（『老年社会科学』26（4）, 2005, 共著）。社会老年学・社会心理学専攻。
（erikak@tmig.or.jp）
Jersey Liang, Professor, Department of HealthManagement and Policy, School of Public Health andResearch Professor, Institute of Gerontology, Universityof Michigan. How Does Self-assessed Health Changewith Age? A Study of Older Adults in Japan, Journalof Gerontology: Social Sciences, 60（4）, 2005, joint paper.
Social gerontology and medical sociology.