自己肯定感は学歴を規定するのか――中学時自己肯定感尺度を用いた分析――
沼津大嗣（東北大学教育学部）

1 問題関心2014 年， 厚生労働省が実施した国民生活基礎調査によって，日本における「子どもの貧困率」が過去最高値となる 16.3%に達し，日本における 17 歳以下の子どものうちの約 6人に 1 人が相対的貧困状況にあることが明らかとなった（厚生労働省 2014:18）．小西祐
馬は子どもの貧困を以下のように定義している．
「子どもの貧困」 とは，子どもが経済的困窮の状態におかれ，発達の諸段階におけるさまざまな機会が奪われた結果，人生全体に影響をもたらすほどの深刻な不利を負ってしまうことです （小西ほか編 2016: 30）．
そして小西によれば，不利の具体例として「文化的資源の不足」「虐待・ネグレクト」「低い自己肯定感」などが挙げられている（小西ほか編 2016: 31） ．
また，阿部彩，埋橋孝文，矢野祐俊らによる 「大阪子ども調査」の分析結果によると， 子どもの自己肯定感が家庭の経済状況と密接に関係しており，貧困家庭の子どもと非貧困家庭の子どもとの間で，自己肯定感に関する質問項目に対して否定的な，すなわち自己否定の回答をした子どもの割合に大きな差が生じていることが明らかにされた（阿部ほか 2014:14-6）．
さらに進学という側面から子どもの貧困を捉えると，生活保護世帯に属する子どもの高等学校等進学率が一般の子どもと比較して低くなっていることが内閣府によって指摘されており，「子供の貧困に関する大綱」においては，生活保護世帯に属する子供の高等学校等進学率，児童養護施設の子供の進学率，ひとり親家庭の子供の進学率などが子どもの貧困に関する指標として用いられ，貧困が進学に影響を及ぼすことが示唆されている（内閣府 2014）．
このような背景から「貧困が自己肯定感や進学に影響を及ぼすとされているが，自己肯定感が進学に影響を及ぼす可能性があるのではないか」と考え，自己肯定感と学歴の関係性を調査することとした．

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2 先行研究の整理
学力と自尊感情 1)の関係性を調査したものに久保田真巧・原田彰が行った研究がある．
この研究は，同和地区に住む公立小学校の 5・6 年生および公立中学の 1・2 年生を対象に，第一回調査として「基礎学力調査」「生活実態調査」「学級担任調査」の 3 種類から成る調査を受けさせ，対象の国語と数学のテストスコア，自尊感情，家族形態などの情報を獲得する．そして約 3 年半後，第一回調査当時，小学 5 年生だった児童に対して同様の調査を再度受けさせるといった手順で，「自尊感情」「家庭生活および学校生活」「学力」の関係を明らかにすることを目的としていた．分析結果からは「小学 5 年時の自尊感情を構成する因子の一つが中学 3 年時の学力偏差値に影響を及ぼしていること」が明らかとなり，「自尊感情は学力に影響を及ぼす」ことが示された（久保田真巧・原田彰 2000）．
3 仮説の設定とその意義先行研究では自尊感情が「学力」を規定することが明らかとされていたが「学歴」に関しては言及されていなかったため，自尊感情＝自己肯定感と学歴の関係性について調査することとした．自己肯定感は，後期中等教育段階の自己肯定感を使用すると「高等教育進学に対する影響しか測ることができない」「後期中等教育は義務教育ではない」「最終学歴が中学校卒業の者を考慮できない」など諸々の問題が発生する可能性がある．また，初等教育段階は，精神面が未熟であると判断したため，中学時の自己肯定感を使用することとした．理論仮説は「中学時自己肯定感は最終学歴に影響を及ぼす」とし，作業仮説は「中学時自己肯定感が高い者は最終学歴が高くなる」とした．
研究の意義は「自己肯定感と学歴の関係性を明らかにできた場合，自己肯定感という側面から学歴格差を解決する教育的アプローチを発見することが可能になること」である．
4 使用データおよび使用変数について
4.1 使用データについて
データは東北大学教育学部が調査主体となって行った「若年者のライフスタイルと意識に関する調査<1>」で収集したものを使用した．調査対象者は学生を除く日本在住の 20 歳以上 40 歳以下の男女とし，郵送法によってデータ収集を行った．サンプル数は 300，うち有効回収数 274，回収率は 91.3%だった．
4.2 使用変数について使用する変数は 「性別」
「年齢」
「本人最終学歴」「父親最終学歴」「母親最終学歴」「中学時自己肯定感総合得点（以下総合得点とする）」の 6 つとした．性別は男性を 0，女性を1 としたダミー変数，年齢は 20 代を 0，30 代を 1 としたダミー変数，本人最終学歴は中学校を 1，高等学校を 2，専修学校・各種学校を 3，短大・高専等を 4，大学を 5，大学院を6 とする順序変数とした 2)．父親最終学歴・母親最終学歴は，本人最終学歴と同様の順序
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変数とし，総合得点は中学時の自己肯定感を測る尺度として，Morris Rosenberg の自己肯定感尺度を参考に作成した 9 つの質問に得点を振り分け，その合計点とした (Morris1965)．9 つの質問は以下「Q18f2:あなたは中学校時代，部活動において自分は活躍していると思っていましたか」「Q20a:（あなたは中学時代）おおかた自分に満足していた」「Q20b:（あなたは中学時代）時折，自分が役に立たない人間であると感じることがあった」「Q20c:（あなたは中学時代）自分が人並みにものごとを行える人だと思っていた」「Q20d:（あなたは中学時代）自分が少なくとも人並みの価値がある人間と思っていた」「Q20e:（あなたは中学時代）おおかた自分は失敗者であると感じていた」「Q20f:（あなたは中学時代）運動神経がよかった」「Q20g:（あなたは中学時代）音楽や美術その他の文化活動において才能がある方だった」「Q20h:（あなたは中学時代）家庭の経済環境に満足していた」とし「そう思わない」を 1 点，「あまりそう思わない」を 2 点，「ややそう思う」を 3 点，「そう思う」 を 4 点とした．否定的質問である Q20b と Q20e に関しては得点の順序を逆にした．また， Q18f2 に関しては中学校時代部活動に所属していなかった者に関しては 0 点を振り分け，総合得点は最小値を 8 点，最大値を 36 点とした．なお，総合得点のクロンバッハのα係数はα＝.749 であり，社会調査上，信頼性が十分である合成変数であることを確認した．
5 記述統計5.1 記述統計 （性別・年齢・本人最終学歴）
表 1 性別・年齢・本人最終学歴の分布

人数（人）パーセンテージ（%）

男性

13549.3

女性13950.7

合計

274

100

20 代

88

32.1

30 代

186

67.9

合計

274

100

中学校

176.3

高等学校

67

24.6

専修学校・各種学校

40

14.7

短大・高専等

61

22.4

大学

80

29.4

大学院

72.6

合計

272

100

43

性別に関しては，男性 49.3%，女性 50.7%とおよそ半分ずつ，年代に関しては 20 代が32.1%，30 代が 67.9%と 30 代が 20 代の約 2 倍，今回の調査に協力していることが分かった．また，最終学歴を見ると，最も多い割合を占めるのが大学，次いで短大・高専等になっていた．総務省統計局の 2010 年のデータによると，日本の全卒業者のうち，大学・大学院卒が占める割合が 19.9%となっており（総務省統計局 2012 教育第一段落），全国と比較して最終学歴が高いサンプリングとなっていることが分かった．
5.2 記述統計 （中学時自己肯定感総合得点）
25

20

度 15数︵⼈ 10︶
5004

81216

2024

28

中学時⾃⼰肯定感総合得点（点）図 1 中学時自己肯定感総合得点 （ヒストグラム）
表 2 中学時自己肯定感総合得点 （10 点刻み）
人数（人）パーセンテージ（%）

一桁

4

1.5

10 点台

77

28.4

20 点台

176

64.9

30 点台

145.2

合計

271

100

44

3236

表 3 中学時自己肯定感総合得点 （T 検定による平均の差の検定）
ｔ値

有意確率

性別

-.866.387

年代.042.955

総合得点は最小値 8，最大値 35，中央値 22，平均値 21.94，標準偏差 5.12 という結果となった．ヒストグラムの形から見ても分かるように正規分布に近い分布となっていることが分かり，表 4 からは，一桁台の，極端に自己肯定感が低い者，30 点台の極端に自己肯定感が高い者は少数であり，多くが 20 点台，時折 10 点台がいるということが分かった．
さらに T 検定で平均の差の比較を行ったところ，性別，年代別いずれも有意確率ｐ＞.10 となり，総合得点は性別で統計的に有意な差は無いこと，年代別でも統計的に有意な差は無いことが明らかになった．
6 仮説の分析
表 4 中学時自己肯定感を独立変数とした単回帰分析結果
非標準化係数

標準誤差定数2.344.357

中学時自己肯定感総合得点.054.016

標準化係数.206***

調整済み R²＝.039***p<.01 **p<.05 *p<.10
作業仮説である「中学時自己肯定感が高い者は最終学歴が高い」を検証するために，本人最終学歴を従属変数，総合得点を独立変数とした単回帰分析を行ったところ，総合得点は有意確率 p が 1%水準で有意となった．回帰直線は Y＾＝2.344＋0.54X1(X1=総合得点の値) となり，総合得点が 1 点上がると本人最終学歴が.054 上昇するというモデルになった．また調整済み R²値が.039 となり，本人最終学歴の約 3.9%を中学時自己肯定感が説明していることが分かった．
表 5 中学時自己肯定感と性別ダミーを独立変数とした場合の重回帰分析結果
非標準化係数

標準誤差

標準化係数

定数

2.338.363

中学時自己肯定感総合得点.054.016.206***

性別ダミー.017.163.006

調整済み R²＝.035***p<.01 **p<.05 *p<.1045表 6 中学時自己肯定感と年代ダミーを独立変数とした場合の重回帰分析結果
非標準化係数

標準誤差

標準化係数

定数2.121.375

中学時自己肯定感総合得点.055.016.206***

年代ダミー.325.174.111*調整済み R²＝.048***p<.01 **p<.05 *p<.10
表 7 中学時自己肯定感と父親最終学歴を独立変数とした場合の重回帰分析結果
非標準化係数

標準誤差

標準化係数

定数

1.941.383

中学時自己肯定感総合得点.035.016.130**

父親最終学歴.322.055.356***

調整済み R²＝.149***p<.01 **p<.05 *p<.10
表 8 中学時自己肯定感と母親最終学歴を独立変数とした場合の重回帰分析結果
非標準化係数

標準誤差

標準化係数

定数

1.538.390

中学時自己肯定感総合得点.053.016.203***

母親最終学歴.336.068.295***

調整済み R²＝.127***p<.01 **p<.05 *p<.10
続いて，性別，年代，父親最終学歴，母親最終学歴のそれぞれと総合得点を独立変数とした重回帰分析を行った．
まず，性別に関しては，有意確率 p＞.10 となり，性別が最終学歴に対して統計的に有意な効果を与えているとは言えないことが分かった．また，調整済み R²値も.035 と，総合得点を独立変数とした単回帰分析（以下単回帰分析 1 とする）を行った時と比較して説明力が低下した．
続いて年代に関しては，10%水準で有意となり， 調整済み R²値が.048 と単回帰分析 1と比較して説明力が約 0.9%上昇した．回帰直線は Y＾＝2.121＋.055X1＋.325Xi（i=0,1）となり，総合得点，年代が上昇すると，本人最終学歴が上昇するというモデルになった．
父親最終学歴に関しては，1%水準で有意となった．調整済み R²値は.149 と単回帰分析 1と比較して約 3.8 倍の説明力となった．回帰直線は Y＾＝1.941＋.035X1+.322X2（X2=父親最終学歴の値）となり，総合得点，父親最終学歴が高くなると本人最終学歴が上昇するモ46

デルとなった．
母親最終学歴に関しては，1%水準で有意となった．調整済み R²値は.127 と父親最終学歴の調整済み R²値と比較すると小さくなったが，単回帰分析 1 と比較すると約 3.3 倍の説明力を持っていた．回帰直線は Y＾＝1.538＋.053X1+.336X3（X3=母親最終学歴の値）となり，総合得点，母親最終学歴が上昇すると本人最終学歴が上昇するモデルになった．
最後に調整済み R²値を低下させた性別を除いた，年代，父親最終学歴，母親最終学歴，総合得点の 4 つを独立変数とする重回帰分析（以下重回帰分析 5 とする）を行った．結果
は年代が 10%水準，父親最終学歴，母親最終学歴がともに 1%水準で有意となった．調整済
み R²値は.189 となり，これまでの単回帰分析 1 および，各重回帰分析の中で最も高い値となり，本人最終学歴のうち，年代，父親最終学歴，母親最終学歴，中学時自己肯定感によって約 18.9%が説明できることが分かった．
表 9 中学時自己肯定感と年代ダミー・父親最終学歴・母親最終学歴を独立変数とした場合の重回帰分析結果非標準化係数

標準誤差

標準化係数

定数1.315.422

中学時自己肯定感総合得点.040.016.152**

年代ダミー.292.172.102*

父親最終学歴.231.064.257***

母親最終学歴.223.078.20***

調整済み R²＝.189***p<.01 **p<.05 *p<.10
7 考察と研究の課題
今回の研究は「自己肯定感は学歴を規定するのか」という問いのもとで，中学時自己肯定感に着目し，「中学時自己肯定感が高い者は最終学歴が高い」という作業仮説を検証することを目的としていた．これに対しては単回帰分析 1 の分析結果および回帰直線より，「中学時自己肯定感が本人最終学歴のうちの約 3.9%を説明していること」，「総合得点が上昇すると最終学歴が高くなること」が分かり，さらに重回帰分析 5 の分析結果より「年代や父親最終学歴，母親最終学歴といった本人最終学歴に影響を与えそうな変数をコントロールしても自己肯定感はその有意性を失わないこと」が明らかになったため，作業仮説は立証されたと判断できた．
しかしながら，本研究には限界点や問題点がいくつか挙げられた．まず一つ目には今回の研究において中学時の自己肯定感尺度として用いた総合得点であるが，これは「中学時代を思い出しながら」被験者は回答しているため，純粋な中学時の自己肯定感とは言えず，本人最終学歴が高い者ほど中学時代を美化し，得点が高くなっている可能性があること，次に，
47各最終学歴を今回は順序変数として使用したが，例えば専修学校と高専など，学歴の高低を厳密に判断することが難しい部分が存在するため，教育年数に直してから使用するべきだった点，さらに統制変数として父親最終学歴や，母親最終学歴を使用したが，年収などの経済的変数を入れなかった点が挙げられる．特に三つ目の課題に関しては，総合得点を算出する
上での質問項目に「Q20h:（あなたは中学時代）家庭の経済環境に満足していた」を入れることで，その要素を取り入れようと試みたが，総合得点内に入れるのではなく， 総合得点と分離させて，「そう思う」＝「親の年収が高い」とし，統制変数として使用するとまた異なる結果がでた可能性があり，それに至らなかった点に改善の余地がある．
上記の課題点を改善し，さらに本人最終学歴に対して影響を与えるであろう他の要因を追加することで，自己肯定感の学歴に与える影響力がより正確に分析されることが期待される．
［注］
1) 今回の研究においては自尊感情と自己肯定感を同義語として捉えた．
2) 「その他」 が 1 名いたが， 欠損値扱いとした．
［文献］
阿部彩・埋橋孝文・矢野祐俊，2014，「『大阪子ども調査』結果の概要」，（2019 年 1 月 29日取得, http://gpsw．doshisha．ac．jp/osaka-children/osaka-children．pdf）．
秋田喜代美・小西祐馬・菅原ますみ編，2016，『貧困と保育』かもがわ出版．
厚生労働省，2014，「平成 25 年 国民生活基礎調査の概況」，平成 25 年国民生活基礎調査の概況，（2019 年 1 月 29 日取得, https://www．mhlw．go．jp/toukei/saikin/hw/ktyosa/k-tyosa13/dl/16．pdf）．
久保田真巧・原田彰，2000，「学力と自尊心――同和地区児童・生徒を中心に――」，『広島大学教育学部紀要』3(49):49-58．
Morris, Rosenberg,1965, “Society and the Adolescent:Self-Image”, New
Jersey:Princeton University Press．
内閣府， 2014， 「子供の貧困に関する大綱」，子供の貧困に関する大綱について，（2019年 1 月 29 日取得, https://www8．cao．go．jp/kodomonohinkon/pdf/taikou．
pdf）.
総務省統計局，2012，「国勢調査からわかったこと」，（2019 年 1 月 29 日取得,
http://www．stat．go．jp/data/kokusei/2010/users-g/wakatta．html#jump2）．

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