政治的関心が子育て知識獲得に与える影響
山岸 茉莉子（東北大学教育学部）

1 研究の背景と目的
1.1 研究の背景
内閣府が発行している「平成 30 年版少子化社会対策白書」によれば，わが国の年間出生数は第 1 次ベビーブーム期の約 270 万人をピークに，以降減少傾向が続いている． 2016 年の出生数は約 97 万人となり，統計開始以降初めて 100 万人を割ることとなった．このような急激な少子化に伴って様々な問題が生じてきている．労働力人口が減少することで起こる経済成長率の低下などの経済的影響， 社会保障給付費の増大に伴う労働力人口一人あたりの社会保障負担の増加である．さらに内閣府は子どもの数が減ることで，子ども同士が切磋琢磨して社会性を育みながら成長していく機会が減少し，子どもの成長に負の影響を与える可能性も示唆している．このように，今生きている我々だけでなく次の世代にも負の影響を与える少子化の進行を食い止めようと，現在その原因である晩婚化や未婚化，出生力の低下などにアプローチした政策が行われている．
日本における最初の少子化対策は 1995 年に実施された，仕事と子育ての両立支援などを通して子どもを生み育てやすい環境づくりを目指した「エンゼルプラン」である．以降 2010
年決定の「子ども・子育てビジョン」や 2015 年施行の「子ども・子育て支援新制度」など，少子化政策は「仕事と子育ての両立」をスローガンとして子育て支援政策を中心に量的・質的に拡充されてきた．そこで本稿では少子化対策の中心となっている子育て支援政策に着目していきたい．
少子化社会において子育て支援政策が量的・質的に拡充していることは非常に望ましいことである．しかし政策の拡充を急ぐあまりに全員が利用できるような制度設計がなされていないという現実もある．2008 年に行われた厚生労働省の検討会の資料における，2009 年時点の各種子育て支援サービスの利用状況をみると，初婚同士夫婦の 45％が産休・育休や保育所などの一時預かり等のサービスを全く利用しなかったと回答している．また，国立社会保障・人口問題研究所が 2015 年に行った「第 15 回出生動向基本調査（結婚と出産に関する全国調査）」より，子育て支援政策を利用したことのある人は，利用したことがない人よりも追加予
定子ども数も増えることが指摘されている．このことから，既存の子育て支援政策をより多くの人に利用してもらうことで出生数を増やすことにつながる可能性がある．よって子育て支援政策の拡充のみならず，多くの人が利用できるような政策にすることが求められている．

49

1.2 研究の目的・意義
多くの人が子育て支援制度を利用できるような制度設計にするには，どのような人が子育て支援政策を利用することができているのか，利用できていないのかを明らかにする必要がある．これに際し本稿では，政治的関心が高い人の方が政策全般に関心があるため子育て支援政策についても知る機会が多く，子育て支援政策をよく利用する傾向にあるのではないかと考え，「政治的関心の高い人は政治的関心の低い人よりも子育て支援政策を利用するのではないか」という問いを立てた．しかし後述するのであるが使用データの制約上，実際に子育て支援政策を利用したかどうかを分析することが困難であると判断したため，本研究では政策を利用する前提となる「子育て支援政策に関する知識」を政策利用の代替指標として用いることとする．猿渡和子(2004)では，子育て支援事業の情報を認知していた母親のほうが，認知していなかった母親よりもその事業を利用しようとする傾向が高いことが明らかになっている．このことから，子育て支援政策利用の代替指標として子育て政策の知識を使用することに大きな問題はないと考えらえる．以上のことから本稿の問いを「政治的関心が高い人ほど子育て政策に関する知識を持っているのではないか」と設定する．
上述の問いのもと，本稿ではどのような人が子育て支援政策を利用することができているのか（知識を持っているのか）を明らかにすることで，今まで利用できなかった人たちへの新しいアプローチを提供することができると考える．また，子育て支援政策知識の有無が実際に出生行動に影響を与えているのかを明らかにすることで，少子化対策として個人が政策知識を持つことの重要性を指摘することも本稿の意義の一つであると考える．
2 先行研究の整理と本稿の課題
2.1 先行研究の整理
子育て支援政策について論じるにあたり，子育て支援政策に関する研究の流れをつかむた
め，まずはその効果についての先行研究を整理していきたい．阿部一知・原田泰(2008)は子育て支援政策の効果について，児童手当が出生率を 0.9%増加させること，保育所は待機児童が多い地域に重点的に予算を使用すれば児童手当の 4 倍弱の効果があること，地価対策は出生率を 0.14％高めることなどを指摘している．一方で，地価対策以外の政策は財政コストのわりに効果が小さいことも明らかになっている．松田茂樹(2018)では，育休の期間と同一労働・同一賃金が追加予定子ども数を増加させること，子供がいない女性には児童手当と育休期間が出生行動を促進させることが分かった．田中隆一・中嶋亮(2012)では，地域子育て支援センターへの政府支出が，既に子どものいる低所得家計の出生率を上昇させていることを明らかにしている．さらに，子育て政策の形態，および対象となる家庭の経済状況によって出生率に与える影響が異なりうることも指摘している．
このように子育て政策は出生率を高めるという先行研究がある一方で，その効果は限定的でまだまだ明確になっていないことも多い．子育て政策の効果については前述のような多くの研究がなされている．しかしこれらは実際にどれほどの人が政策を利用しているのかを考50慮していない．上記の先行研究で調査対象となったグループでも，より多くの人が政策を利用するようになれば，すでに出ている結果よりも出生率の上昇幅も大きくなるのではないだ
ろうか．
子育て支援政策の効果に関する研究が多く蓄積されている一方で，子育て支援政策の利用に着目した研究は少ない．中谷奈津子（2001）では，愛知県のある市において母親を対象にアンケート調査を行い，学歴が低い人，制度を利用したことがない人，人付き合いが少ない
人が子育て政策に関する情報を得づらくなっていることが明らかとなった．そして，そのような母親に対して子育て支援サービスに関する情報を提供することの重要性が指摘されている．また，加藤道代（2002）は保育所や幼稚園などの比較的認知されやすい子育て支援サー
ビスでも，未就園の子どもを持つ親の約半数はその存在を認知しておらず，サービスが利用できていないということが明らかになり，公的な育児資源が十分に認知・利用されていないことを指摘している．このことからも子育て支援政策情報を周知させることの重要性が示唆される．
しかしこれらの先行研究は，特定の市町村で行われた調査を基にしており，研究結果の外的妥当性が担保できないという課題がある．また，男性の子育て参加に注目が集まっている
現状から考えると，対象が母親だけになってしまっている点も課題であろう．さらに，子育て支援政策を周知するとは，政策を知りたいと思う人全員が知識を得ることができるようにしなければならない．これは子どもがいる人だけでなく，子どもがいない人や未婚者も周知の対象となるべきであろう．というのも，それらの人自身が政策を利用するのではないが，その人に知識があることで周囲の子どもを産むか迷っている人に知識を伝播するという外部性が期待できるからである．したがって，子どもがいない人や未婚者が政策情報を獲得できているのかも検討すべきであるため，それらの人も調査対象とすべきである．しかし，上記の先行研究では既婚者や子どもが既にいる人を対象にしている点が問題である．
2.2 本稿の課題
このように先行研究では，子育て政策利用に注目したものがその効果の研究に比して少ない事，男性や未婚者，子どもがいない人も含めた全国的な調査が積み上げられていないことが課題である．よって本稿では，男性や未婚者も交えた全国的な調査を利用して，どのような人が子育て支援政策を利用できているのかを明らかにすることを課題とする．特に，子育て政策を知りたいと思っている人のうち，政治的関心が高ければ政策全般に接する機会が多く，実際に子育て政策に関する知識を獲得する傾向にあるのではないかという問いについて量的手法を用いて明らかにしていく．
3 仮説設定と分析枠組み
以上の議論を踏まえて，ここでは検証する仮説について述べる．検証する仮説は以下の３つである．
（以下では子育て支援政策に関する知識を「子育て政策知識」，子育て支援政策に51

対する関心を「子育て政策関心」とする）【仮説➀】「政治的関心が高い人の方が子育て政策知識を獲得している」【仮説②】「子育て政策関心がある人のなかでも，政治的関心が高い人の方が子育て政策知識を獲得している」【仮説③】「子育て政策知識は子ども人数にプラスの効果をもつ」
以上の仮説を図示すると図 1 のようになる，まず，仮説①は政治的関心から子育て政策知識へのパスを示す仮説である． 仮説②は子育て政策関心から子育て政策知識に伸びるパスに政治的関心が影響していることを示す仮説である．最後に仮説③は子育て政策知識から子ども人数へのパスを示す仮説である．

4 使用データ
4.1 使用データと使用変数
本稿の分析で使用するデータは，2018 年 7 月～8 月に東北大学教育学部，教育学実習受講者が実施した「若年者のライフスタイルと意識に関する調査<1>」である．調査対象は日本全国の 20 歳から 40 歳 までの男女であり，学生は対象外となっている．計画サンプル数は300，有効回答数は 274 で，回収率は 91.3%であった．
また，本稿で使用する主な変数は「政治的関心」「子育て政策知識」「子育て政策関心」「子ども人数」「期待子ども人数」「結婚経験有ダミー」「女性ダミー」である．その他の統制変数として「世帯所得 400 万未満ダミー」「世帯所得 1000 万円以上ダミー」「持ち家ダミー」「各種雇用形態ダミー」「本人大卒以上ダミー」を使用する．詳しい使用変数については以下の表
1 にまとめた．また変数作成に際し，「その他」や度数が極端に少ないものは欠損値として処理した．

52

表1

変数作成方法変数名

変数作成方法「あなたは，今の日本の政治にどのくらい関心がありますか」と政治的関心いう質問に対し「関心がない」と回答したものを1，「どちらかといえば関心がない」を2, 「どちらかといえば関心がある」を3,「関心がある」を4とした.
「あなたは，子ども・子育て支援新制度をどの程度知っています

子育て政策知識か」という質問に対し,「全く知らない」と回答したものを1,「あまり知らない」を2, 「多少知っている」を3, 「よく知っている」を4とした.
「あなたは，あなたは子どもを持つ前に、子育て支援政策について知っておきたいと思いますか. すでにお子さんがいる場合は現在より更に知っておきたいか, また既に子育て支援政策に関して子育て政策関心知っている方も現在より更に知りたいと思いますか」という質問に対し,「知りたいと思わない」と回答したものを1, 「どちらかといえば知りたいと思わない」を2, 「どちらかといえば知りたいと思う」を3, 「知りたいと思う」を4とした.

子ども人数「あなたに,現在子どもが何人いますか」という質問に対しての記述
解答をそのまま使用.
「あなたは一生涯に何人子どもが欲しいと思いますか．既にお子さん

期待子ども人数がいる方はそこお子さんを含めて何人子どもが欲しいかお答えください」という質問に対し「0人」を1，「1人」を2，「2人」を3，「3人」を4，「4人以上」を5とした．

「あなたは現在結婚していらっしゃいますか」という質問に対し結婚経験有ダミー て「既婚」「離別」「死別」と回答した人を1, 「未婚」と回答した人を0とした.
女性ダミー

女性を1, 男性を0とした.
「あなたのお宅の世帯全体の昨年の年間収入は、ボーナスを含め世帯所得400万円 た税込みでどのくらいになりますか」という質問に対し「収入は未満ダミーない」「100万円未満」「100~200万円未満」「200~400万円未満」と回答した人を1, それ以外を0とした.
「あなたのお宅の世帯全体の昨年の年間収入は、ボーナスを含め世帯所得1000万円 た税込みでどのくらいになりますか」という質問に対し以上ダミー「1000~1200万円未満」「1200~1400万円未満」「1400万円以上」と回答した人を1, それ以外を0とした.
あなたが現在お住いの住宅の種類は次のどれに当たりますか」と持ち家ダミーいう質問に対して「持ち家（一戸建て）」と「持ち家（マンション・アパート等）」と回答した人を1，それ以外を0とした．

53

一般従事者をレファレンスグループとし,「臨時雇用・パート・各種雇用形態ダミー アルバイト」「派遣社員」「契約社員」「自営業主」をそれぞれ1とし,そのほかを0とした.
「あなたが最後に卒業された学校は次のうちどちらに当たります
本人大卒以上ダミー か」という質問に対し, 「大学（旧制高校,旧制高等専門学校を含む）」と「大学院」と回答した人を1, それ以外を0とした.

5 分析結果5.1 記述統計
データの記述統計は以下の表 2 にまとめた．さらに統制変数のいくつかに関して度数分布を確認すると，性別については男性 139 人，女性 135 人と男女の割合は半分半分であることが分かる．最終学歴が大卒以上の割合は 31.8％であり，これは平成 22 年度時点で最終学歴の大卒・大学院者割合が約 20%ということを考えると，少し大卒以上者の割合が高いデータである可能性がある．世帯所得に関しては，国民生活基礎調査の結果より，2015 年の世帯所
得分布を見てみると 400 万円未満の割合が 46．5%なのに対し，本データでは 28．5%となっている．一方 1000 万円以上の割合は国民生活基礎調査では 10.4%であるのに対し，本データでは 5.8％となっている．つまり，いわゆる低所得者と高所得者の割合が現実社会よりも低く，中流階級による回答が多いと考えられる．以上を踏まえて分析を行っていきたい．
表２
度数

記述統計
最大値

最小値

平均値

標準偏差

政治的関心

273

142.540.83

子育て政策知識273

142.060.82

子育て政策関心273

143.43

0.71

子ども人数

167

04

1.23

1.02

期待子ども人数

271

04

1.89

1.03

結婚経験有ダミー

274

01

0.61

0.49

女性ダミー

274

010.510.50

年収400万円未満ダミー

274

01

0.28

0.45

年収1000万円以上ダミー

274

01

0.06

0.24

持ち家ダミー

274

0

1

0.52

0.50

274

01

0.14

0.35

派遣社員ダミー

274

0

1

0.03

0.18

契約社員ダミー

274

0

1

0.03

0.16

自営業主ダミー

274

01

0.03

0.18

大卒以上ダミー

274

0

1

0.32

0.47

臨時雇用・パート・ア
ルバイトダミー54

5.2 仮説検証
ここでは 3 章で設定した 3 つの仮説を検証する．まず仮説➀「政治的関心が高い人の方が子育て政策知識を獲得している」について，政治的関心が子育て政策知識獲得に影響しているかを明らかにするために，従属変数を子育て政策知識の有無とした二項ロジスティック回帰分析を用いて検証していく．結果は表３のとおりである．
分析結果より，有意水準 5％で政治的関心が子育て政策知識に正に有意な効果を持っていることが分かった．よって仮説①「政治的関心が高い人の方が子育て政策知識を獲得している」が支持される結果となった．ここでは政治的関心度合いが 1 単位あがると子育て政策知識を持つ可能性が約 1.5 倍になることもわかる．

̠

また，結婚経験があること，持ち家に住んでいることが子育て政策知識に正に有意な効果を持っていることもわかった．結婚経験が効果を持っているのは，結婚経験があるは出産・育児をする可能性が高く，それらを身近に感じているためではないかと考えられる．持ち家が効果を持っている理由は以下のように推測できる．相関分析より，持ち家と子ども人数に正の相関があり，子ども人数と子育て政策知識の獲得にも正の相関があることが分る．これ
55

より実際に子育てをしていて，子育て政策に触れる機会の多い子持ちの人たちが持ち家に住む傾向があるため，持ち家が知識獲得に効果を持っているように見えるのではないかと考える．さらに，結婚経験がある人はない人よりも子育て政策知識を持つ可能性が約 7.3 倍，持ち家の人はそうでない人よりも約 1.7 倍になることも分かった．最後に，Hosmer-lemeshow
検定より，有意水準 5%で帰無仮説が採択され，モデルの適合度が高いことが確認された．
次に仮説②「子育て政策関心がある人のなかでも，政治的関心が高い人の方が子育て政策知識を獲得している」の検証を行う．仮説➀では単に他の変数を統制しても政治的関心が子育て政策知識獲得に効果を持っているかを検証した．しかし，子育て政策を利用したい，知りたいと思っている人が実際に政策知識を獲得できているかを問題関心としているので，こ
こでは子育て政策関心がある人において，政治的関心の高さが子育て政策知識獲得に影響しているかを分析する．分析は仮説①の検証と同様に，子育て政策知識有ダミーを従属変数とした二項ロジスティック回帰分析を用いるが，独立変数に政治的関心と子育て政策関心の交互作用項を投入して分析する．結果は以下の表 4 に示した．

表4二項ロジスティック回帰分析の結果

従属変数: 子育て政策知識有ダミー

回帰係数

標準誤差

（定数）

-6.854

1.367

政治的関心×子育て政策関心-0.315

0.205

0.730

政治的関心

0.497**

0.223

1.643

子育て政策関心

0.694**

0.273

2.001

女性ダミー

0.369

0.330

1.446

結婚経験有ダミー

1.939***

0.413

6.954

期待子ども人数

0.247

0.165

1.281

年収400万円未満ダミー

0.389

0.395

1.475

年収1000万円以上ダミー-0.989

0.650

0.372

持ち家ダミー

0.602**

0.306

1.825

臨時雇用・パート・アルバイトダミー-0.017

0.458

0.983

契約社員ダミー-0.5631.158

0.569自営業ダミー

0.497

0.903

1.644

本人大卒以上ダミー

0.154

0.331

1.166

Cox&Snell R²0.220

Nagelkerke R²0.305

Hosmer-Lemeshow検定

p>0.01

N273*p<0.1 **p<0.05 ***p<0.01
56

Exp(B)

分析結果より，有意水準 5％で政治的関心と子育て政策関心の交互作用項が子育て政策知識に有意な効果を持っていないことが分かった．政治的関心，子育て政策関心は個別に知識獲得に正の効果を持っているのに対し，子育て政策関心がある人の中で，政治的関心の高さが子育て政策知識の獲得に影響していないことがわかった．よって仮説②「子育て政策関心がある人のなかでも，政治的関心が高い人の方が子育て政策知識を獲得している」が支持されない結果となった．これは今回のデータにおいて，子育て政策関心がある人（子育て政策関心の質問項目に 3，4 と回答した人）が全体の 9 割を超えていて，子育て政策関心に差が出なかったことが原因ではないかと考えられる．よって，今回の分析では子育て政策関心と政治的関心の交互作用項が有意という結果にならなかったが，子育て政策関心に関する質問項目を変更，増やすなどして子育て政策関心の分散を調整することで，別の結果が得られる可能性があるのではないかと考えられる．最後に，Hosmer-lemeshow 検定より，有意水準 1%で帰無仮説が採択され，モデルの適合度が高いことも確認された．
最後に仮説③「子育て政策知識は子ども人数にプラスの効果をもつ」の検証を行う．これまで政治的関心が子育て政策知識獲得に影響しているかを見てきたが，子育て政策知識獲得が出生行動につながっていなければ少子化対策として意味をなさない．よってここでは子育て政策知識獲得と出生行動の関係を明らかにする．子育て政策知識有ダミーと実際の子どもの人数との関係について分散分析を用いて明らかにする．
結果は以下の表 5 のとおりである．
分散分析の結果から有意水準 1%で子育て政策知識がある人とない人の子ども人数の間に関係があることが分かった．

表5
要因

子育て政策知識と子ども人数の 分散分析平方和

自由度

平均平方和F値

級間要因

77.02

3.00

25.34

級内要因（誤差）193.92268.000.72

全体270.94271.00

有意確率
35.48

0.00

決定係数＝0.284 p<0.01

表 5 より，子育て政策知識と子ども人数の間に有意な関係が見られた．よって，ほかの変数を統制しても子育て政策知識の有無が子ども人数に有意な効果を持っているのかを明らかにするため，子ども人数を従属変数とした重回帰分析を行う．
分析結果は以下の表 6 で示す．
分析結果より，子育て政策知識は 1％水準で有意であり，他の変数を統制しても子育て政策知識が子ども人数に正の効果を与えていることが明らかになった．また子育て政策知識獲得段階が 1 単位上がると，子ども人数が 0.346 人増加することも読み取れる．また，期待子ども人数と持ち家ダミーが子ども人数に正の影響を持っていることもわかった．

57

表6

重回帰分析の結果

従属変数: 子ども人数

回帰係数β（定数）-1.058

子育て政策知識0.346***

0.251

政治的関心

-0.010-0.008

女性ダミー

0.162

0.078

期待子ども人数

0.562***

0.507

年収400万円未満ダミー-0.173-0.060

年収1000万円以上ダミー-0.354-0.094

持ち家ダミー

0.412***

0.203

臨時雇用・パート・アルバイトダミー

0.341*

0.107

契約社員ダミー-0.133-0.022

自営業ダミー

0.819*-0.108

本人大卒以上ダミー

0.005

0.002

R²0.491

調整済み R²

0.454

回帰のF検定p<0.01

N273*p<0.1 **p<0.05 ***p<0.01

6 知見と含意
ここではこれまでの分析結果から明らかになったことをまとめ，それらについての考察を行う．先の分析結果から以下の点が明らかになった．
➀政治的関心が高い人の方が子育て政策知識を獲得する傾向にある．
（仮説➀検証結果より）②子育て政策関心がある人のなかで，政治的関心の高さが子育て政策知識獲得に影響しない（仮説②検証結果より）③子育て政策知識の有無と実際の子ども人数には関係がある．また，他の変数を統制しても子育て政策知識を多く持っている人の方が実際の子ども人数も増える傾向にある．（仮説③検証結果より）
まず，仮説➀の検証結果より，政治的関心の高い人の方が子育て政策知識を獲得できていることが分かった．仮説②の検証結果より子育て政策関心がある人において，政治的関心の高さが子育て政策知識獲得に影響を与えていないことが明らかとなった．
しかしこの結果は，子育て政策関心があると回答した人が大多数であったため，分析が正確に行われたとは言い58

切れないという課題が残っている．最後に仮説③の検証結果より子育て政策知識の有無と子ども人数の間には有意な関係があることが分かった．続く重回帰分析より，子育て支援政策知識をより多く持っている人の方が実際により多くの子どもを持つ傾向があるという結果になった．仮説➀～③の検証結果を合わせて考えると，少子化対策として，出生行動に正の影響を与える子育て政策知識を国民に持ってもらうことが非常に重要であり，その知識獲得に関係している政治的関心を高めることの重要性が指摘できる．よって，政治的関心を高める
主権者教育などが，少子化対策の一つの新しいアプローチとして考えられるのではないだろうか．
7 本稿の限界と今後の課題
最後に本稿の限界と今度の課題について述べる．まずデータに関して，サンプルサイズが小さく，未婚者や子どもがいない人が多いと考えられたことから本来分析したかった子育て政策利用の有無について分析することができなかった点が本稿の限界として挙げられる．また分析においてもサンプルサイズが小さいため，子育て政策知識有ダミーを用いるなど，ダミーとしてしか分析できないものがあったことも本稿の限界であろう．さらに逆因果の可能性と因果の推計ができないことも課題である．子育て知識があるから子どもの人数が増えるのか，子どもがいるから子育て政策知識があるのかという因果について推計することができない．
また今後の課題としては，仮説➀，②の検証について，独立変数の「結婚経験有ダミー」と「子ども人数」に共線性が生じてしまい，「子ども人数」を独立変数に組み込むことができなかった．しかし仮説③の検証結果より，子ども人数と子育て政策知識に関係があることが指摘されたので，子ども人数を統制しても効果があるかを分析する必要であると考える．つまり，子ども人数を統制しても政治的関心が子育て政策知識の有無に影響を与えていれば，逆因果についてもなんらかの説明ができたのではないかと考える．また，仮説②の検証において，子育て政策関心があると回答した人が多く，正確な分析結果になっていない可能性があるため，政策関心の分散が大きくなるように質問項目を変更する，増やすなどの改善策を講じる必要があると考えられる．最後に仮説③に関して，今回は子育て政策知識の有無が実際の子ども人数にどのような影響を与えているかを分析したが，山口一男（2004）より出生行動は出生意欲を最も大きな説明要因とし，出生意欲がまず重要であるとしていることからも，政策知識が出生意欲にどのような影響を与えているかも今後分析される必要があるだろう．
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59

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