JGSS研究論文集[1](2002.3)

就学前教育の制度化と「三歳児神話」―JGSS-2000 データによる規定要因分析―
高 山 育 子（京都大学大学院教育学研究科博士後期課程）

Institutionalization of Preschool Education and The Myth of First Three Years-An Analysis Using JGSS-2000 DataIkuko TAKAYAMA
Changes to the Myth of First Three Years is expected to occur in order tocombat the current Japanese social phenomena of fertility decline and aging
society. In this paper I prefer to the Myth of First Three Years not as that ofgender role consciousness of the society, but as a norm for a child during theearly childhood.
By using data obtained from JGSS-2000 and Japanese Census (1995), I
analyzed some of the determinants of this myth focusing on theinstitutionalization of preschool education. My findings point out that one ofthe determinants relates to the rate of enrollment in nursery schools andpreschools: if one lives in a prefecture where preschool enrollment rate is highwhile nursery school enrollment rate is low, he/she tends to agree with this myth.
Key words: JGSS, The myth of first three years, preschool education, contextual effect少子高齢化への対応策として「三歳児神話」の変容が期待されている。
女性の就業と子育ての両立をはばむ意識として考察されることが多いため、「三歳児神話」は女性の育児役割を規定する意識と考えられがちである。だが、本研究では「三歳児神話」を乳幼児の養育環境を規定する規範意識と捉え、特に就学前教育の制度化との関係性を考察する。
個人の属性変数に加え、社会構造変数として就学前教育の制度化を示す
変数を加えて分析を行った結果、就学前教育が制度化されている県に居住している場合、「三歳児神話」を支持する傾向があることがわかった。
この結果は、就学前教育として幼稚園が自明視されている現在、「三歳児神話」を変容させるためには、幼稚園における保育形態に変更を加えた
り、あるいは保育所との差異を埋めるなど、就学前教育制度のあり方を改変する必要があることを示唆している。
キーワード：JGSS、三歳児神話、就学前教育、構造効果- 159 -JGSS研究論文集[1](2002.3)

１．「三歳児神話」分析の意義
1998 年度の『厚生白書』は、「子どもは三歳までは、常時家庭において母親の手で育てないと、子どものその後の成長に悪い影響を及ぼす」と考える意識、いわゆる「三歳児神話」には「少なくとも合理的な根拠は認められない」と述べて（p.84）注目を集めた。この年の『厚生白書』の副題は「少子社会を考える―子どもを産み育てることに「夢」を持てる社会を―」である。厚生省は、少子化という社会状況への一対応策として「三歳児神話」を否定したのである。つまり、少子化の原因とされる晩婚化・未婚化は、女性が仕事をもつことが当たり前と考えられるようになった反面、子育てに関する意識が旧態依然としていることが一因であると考え、子育てに対する過剰な責任から母親を解放するために、「三歳児神話」を否定したのである。
もちろん、子育てに関する意識が変容しないことばかりが晩婚化・未婚化の原因ではない。育児休業がとりにくい、あるいは一度労働市場を退出すると再び労働市場に参入する時に雇用形態や給料の面で不利になるといった雇用慣行・雇用条件も晩婚化・未婚化の原因であると考えられる。こうした雇用に関する問題に対してはすでに、「育児休業法」（1992 年施行）、「エンゼルプラン」（1993 年）などといった対策が講じられている。厚生白書のおこなった「三歳児神話」の否定は、こうした一連の対策に加えてなされたものである。
「三歳児神話」が注目されている現在、「三歳児神話」が何によって規定されているのかを解明することには意義があると思われる。

２．本研究の分析視点
分析の視点を提示する前に、「三歳児神話」について概略しておこう。
「三歳児神話」という言葉が使われるようになったのは、そう古いことではない。
小沢（1989）が「三歳神話」（p.22）という言葉を用いているが、これがかなり初期の登場例ではないかと思われる。舩橋（1992,p.34）も同じく「三歳神話」という言葉を用いている。この 2 例は、「三歳（児）神話」を「母性神話」の一形態とみている。「三歳児神話」の定義や由来、その根拠などが詳細に検討されたのは高野ほか（1998）がおそらく初めてである。以後、第１回赤ちゃん学会（2001 年 4 月 21,22 日）で「3 歳児 神 話 を 検 証 す る 」 と い う テ ー マ で シ ン ポ ジ ウ ム が 開 か れ た り 、『 助 産 婦 雑 誌 』（Vol.55, No.9、2001 年 9 月）で「『三歳児神話』の検証」という特集が組まれるな
ど、ここ数年で、「三歳児神話」に関する議論が活発に行われている。
そうしたなか、「三歳児神話」の定義も行われた。最も整理されているのは大日向（2001）のものであると思われる。それは、「①子どもの成長にとって、とくに 3 歳までの幼少期が重要である、②この大切な時期は生みの母親が養育に専念しなければならない。なぜならお腹を痛めたわが子に対する母の愛情は子どもにとって最善であり、- 160 -JGSS研究論文集[1](2002.3)

女性は生来的に育児の適性を備えているからである、③その母親が就労等の理由で育児に専念しないと、将来子どもの発達に悪い影響を残す」という 3 つのフェイズに分けられている（p.9）。本研究ではこの定義に従い議論をすすめてゆく。
ま た 、 戦 後 の 日 本 に お け る 「 三 歳 児 神 話 」 の 形 成 過 程 に つ い て は 、 J.Bowlbyの”Maternal Care and Mental Health”（1951 年）をきっかけに、発達心理学や神経生理学、比較行動学などの科学的知見や産業構造の転換、人口構造の転換、都市化、核家族化など社会経済状況の変化を背景に定着したとされている（舩橋, 1992、厚生省, 1998, p.82、大日向, 2001、高野ほか, 1997）。さらには、「三歳児検診」（1961
年開始）が行われるようになったこと（小沢1989）、1963 年の「保育問題をこう考える」（中央児童福祉審議会）において乳幼児の養育責任が母親にあるとされたこと（畠中, 2000,p.179-180）が「三歳児神話」形成に一役買っているという見解もある。
「三歳児神話」形成過程についての各論者の意見はおおよそこのようなものであり、「三歳児神話」が近代の産物であり、日本では戦後 1960 年前後に定着したというところで一致している。このような「三歳児神話」成立の経緯からは、H. Hendrick（1990）
が「家族（が育てるのが望ましい）の子ども(the family child)」と名付けた子ども
観が思い出される。この子ども観はまさに「ボウルビィイズムの時代」に生まれた子ども観であり、子どもは家族のなかで育てられるのがもっとも望ましいと考える子ども観である。Hendrick は「学校制度の拡大や医学・心理学の発展や社会福祉の制度化など、様々な社会装置の登場・拡大がそれに対応する子ども観を作り出してきた」（広田, 1998, p.7）と考えているのである。
1 節で述べたような経緯で「三歳児神話」が注目されているため、「三歳児神話」はもっぱら母親の育児役割を規定するものとして扱われているが、Hendrick の子ども観を援用すれば「三歳児神話」には、子どもの養育・教育環境を定義する意味もあると考えられる。そこで本研究では、この子ども観を作り出す「社会装置」として幼稚園・保育所という就学前教育制度について検討する (1)。
戦後の幼稚園は、学校教育法により初めて学校教育機関として位置づけられた。同時に、「家庭教育を補う」という文言が目的規定から外された。なぜ「家庭教育を補う」が除かれたのかその意味は明確にされていないが、幼稚園教育が家庭教育を補うのは当然であるから書くまでもなかった、とも言われている（文部省, 1979, p.303、岡田ほか, 1980, p.14）。幼稚園が家庭教育を補う制度であるとすれば、幼稚園が制度化されるということは幼稚園教育が「補う」はずの家庭教育が制度化されるということに等しいということになる。
また仮にそうでなかったとしても、幼稚園の標準保育時間は 4 時間程度（『幼稚園教育要領』）であるから、少なくとも幼稚園で過ごす以外の時間が、家庭で過ごす時間
として浮かび上がってくることになるであろう。

- 161 -JGSS研究論文集[1](2002.3)

つまり、幼稚園が制度化されたということは、小学校に入学する以前の子どもが「教育」を受ける場所が制度化されたというだけではなく、同時に、家庭が保育を行う主体であるということが制度化されたということになるだろう。そして、その家庭教育を行うのが母親の責任とされたのではないだろうか。

３．分析
3.1

分析の方法

個人的行為・個人的志向性に対する社会構造の外在的拘束性について、本研究ではP.M.Blau（1960）の「構造効果(contextual effect)」を参照する。構造効果とは、集団の社会的価値・規範や集団内の社会的地位などの関係性が個人の志向や行動に与える影響のことである。構造変数には集団に属する個人の傾向を集約した変数や、集団の特質を示す変数が使われる。
この方法を参考に、具体的には、まず「三歳児神話」という意識に対し、個人の属性および就学前教育の制度化という構造変数が効果を持つかどうかを検討する。つぎに、他の変数をコントロールした効果をみるために、これらの変数をすべて加えたモ
デルで重回帰分析を行う。このそれぞれの分析について、「三歳児神話」と性別分業に関する意識、子育てに関する意識を比較対照する。

3.2

データ

JGSS-2000 を用いるが、幼稚園・保育所に関する変数は、JGSS-2000 の質問には含まれていないため、既存の官庁統計 (2)を用いて作成した。用いた年度は 1995 年であり、用いた指標は各都道府県を単位とした幼稚園普及率（小学校入学者に占める幼稚園修了者の割合）、幼稚園 3 歳児就園率、保育所 1 歳在籍率の 3 つである (3)。このうち前二者が全国平均以上で、後者が全国平均よりも低い県を「幼稚園県」とした。したがって、「幼稚園県」では、幼稚園に入園するまで子どもは保育所に預けることなく家庭で保育し、3 歳になると幼稚園に入園するのが保育形態として標準的なパターンということになる。
「幼稚園県」に分類された県は、栃木県、群馬県、埼玉県、千葉県、神奈川県、静岡県、大阪府の 1 府 6 県である。例えば、静岡県は幼稚園普及率 72.5％（全国平均
58.5％）、幼稚園 3 歳児就園率 45.4％（同 24.9％）、保育所１歳在籍率 8.2％（同 11.9％）である。これらの府県に居住する回答者とその他の都道府県に居住する回答者の属性を比較したのが表 1 である。教育年数と女性の有職者割合に若干の差がある。「幼稚園県」居住者では教育年数が短く、仕事をもっている女性が多いという特徴がある。
教育年数、女性の仕事の有無に関しては解釈に注意を要する。

- 162 -JGSS研究論文集[1](2002.3)

表1「幼稚園県」非該当

女性割合

年齢

教育年数 (4)

54.9%

51.3歳
16.6
49.8歳
16.4

11.7年
2.7
12.3年
2.5

N=2091「幼稚園県」該当「幼稚園県」非該当者と該当者の属性の比較

53.4%

N=802

有職者 (5) 割合
男性
女性

乳幼児がいる 同居親 (6) がいる
人の割合
人の割合

76.4%

54.1%

5.6%

27.7%

74.9%

60.7%

4.9%

25.8%

学歴は年数に変換して計算
年齢と教育年数は上段が平均値、下段は標準偏差3.3

分析に用いる意識（被説明変数）の概略

結婚に関する意識、夫婦の性別役割分業や親子関係に関する意識を尋ねる質問は、
JGSS-2000 留置票に計 11 問用意されている。これら 11 の質問のうち、「母親が仕事をもつと、小学校へあがる前の子どもによくない影響を与える」を＜三歳児神話＞として分析を行う。この質問には「よくない影響」「母親」「仕事」という大日向の定義した「三歳児神話」の 3 つの要素がすべて盛り込まれている。
加えて、「仕事をもつ母親も専業主婦と同じように、暖かく安定した親子関係を築くことができる」（以下＜母子関係＞）、「夫は外で働き、妻は家庭を守るべきだ」（以下＜性別役割分業＞）、の 2 つを＜三歳児神話＞と比較する。
これら 3 つの意識はすべて女性が仕事をすることに影響を与えると考えられる意識である。大和（1995）は、性別役割分業意識には「性による役割振り分け」と「愛による再生産役割」の 2 つの次元があり、「愛による再生産役割」という次元が分化した
ことにより、現在でも女性の家事育児役割が根強く残っているのだと述べている。大和の分類に従えば、＜三歳児神話＞と＜母子関係＞は「愛による再生産役割」に、＜
性別役割分業＞は「性による役割振り分け」に該当する。
図 1 は、この 2 つの意識に対する回答の分布を示している。＜三歳児神話＞と＜性別役割分業＞に対して賛意を表することは、ともに、女性が仕事をもつことを抑制する影響を与えると考えられるが、逆に、＜母子関係＞に対して賛意を表す場合は女性の仕事を促進する影響をもつと考えられる。そこで、後者は回答の順番を前二者とは逆順にプロットした。回答が左側に偏っている場合は女性の就業を抑制する傾向があることを示している。
＜三歳児神話＞と＜性別分業＞の回答分布はよく似ている。賛成派（賛成＋どちら
かといえば賛成、以下同じ）と反対派（反対＋どちらかといえば反対、以下同じ）がほぼ拮抗している。＜母子関係＞への回答は、賛成派（図 1 の「促進」側）が 8 割を越えている。
JGSS-2000 は過年度との比較ができないため、他の調査結果を参照しておこう。国立社会保障・人口問題研究所の「全国家庭動向調査」は有配偶女性が調査対象である- 163 -JGSS研究論文集[1](2002.3)

(%)
50
46.1

45
40
40.3

35

35.8

34.3

30

37.3

25
30.5

29.1

＜三歳児神話＞

20
15.5

15

13.6

＜性別役割分業＞
14.4

14.1
12.9

＜母子関係＞

10
3.7

5

1.8

0

女性の仕事を抑制

促進

無回答＜三歳児神話＞＜性別役割分業＞は左から「賛成」、「どちらかといえば賛成」、「どちらかといえば反対」、「反対」の順に、＜母子関係＞はその逆順に回答をプロットしている。

図1

女性の仕事に影響を与えると考えられる質問への回答分布

が、1993 年、1998 年の調査とも、「子供が 3 歳くらいまでは、母親は育児に専念」に「全く賛成」「どちらかといえば賛成」と回答した人はあわせて約 9 割である。この結果は、JGSS-2000 の＜三歳児神話＞への回答とは異なっている。JGSS-2000 の回答を有配偶女性に限定（N＝1102）して分布を比較すると、賛成派は 48.1％と 9 割にはほど遠い。おそらく、「全国家庭動向調査」の質問には「子どもへの悪影響」（大日向の定義の第 3 のフェイズ）が含意されていないためであろう。この点において、JGSS-2000の調査結果は、「三歳児神話」の意識をより忠実に反映しているとみなせる。また、この割合の差は、母親が働くと子どもに悪影響があるとは考えていないが、子どもが幼いうちの子育ては母親が行った方がいいと考える人がいることを示しているように思われる。
＜性別分業＞に対する回答分布を同じく総理府の世論調査および「全国家庭動向調査」の結果と比較してみると、質問のワーディングや回答のカテゴリにより若干の違いは見られるが、賛成派と反対派がほぼ同数であるという傾向は一致している。
以上より、性別役割分業意識には、「性による役割振り分け」と「愛による再生産役割」という 2 次元以外にも、意識の差を生み出す要因があることが予想される。以下
では、こうした意識の差と就学前教育の制度化との関連を検証する。

3.4＜三歳児神話＞の規定要因

以下の分析では、個人の属性および幼稚園が制度化されている県に居住しているか
どうかによって、各意識に対する回答に違いがあるのかをみてみる。個人の属性としては、性別・年齢・教育年数と、女性の就業を規定する要因として検討されることが- 164 -JGSS研究論文集[1](2002.3)

多い仕事の有無（廣嶋, 1978 など）、0−5 歳の乳幼児の有無、親と同居しているかど
うかという変数を選んだ。分析に用いるのは一時点のデータであるため、変数間の因果関係を解釈することはできないが、これらの変数の影響をコントロールしてもなお幼稚園の制度化が有意であれば、この構造要因が＜三歳児神話＞と関連をもっている
ことが示される。
表 2 は、＜三歳児神話＞、＜性別役割分業＞、＜母子関係＞それぞれについて、年
齢と教育年数は Pearson の相関係数値を、その他は一元配置の分散分析の結果を示している。相関係数が有意であれば年齢・教育年数の差により回答傾向に違いがあるということである。また、分散分析の結果が有意であれば、カテゴリ間で回答傾向に差があるということである。
表2

各意識と説明変数の関係＜三歳児神話＞ ＜性別役割分業＞
N
平均値
N
平均値

性別

男性
女性
F値
年齢
有効回答者
相関係数
教育年数
有効回答者
相関係数
仕事
なし
あり
F値
乳幼児
なし
あり
F値
同居親
なし
あり
F値
「幼稚園県」
非該当
該当
F値

1292
2.36
1547
2.56
36.527 ***
2839
2.47
-0.201 ***
2819
2.47
0.099 ***
993
2.34
1846
2.55
36.772 ***
2686
2.45
153
2.85
29.274 ***
2068
2.43
771
2.59
19.626 ***
2052
2.49
787
2.44
1.692

1299
2.30
1550
2.59
77.398 ***
2849
2.46
-0.302 ***
2830
2.46
0.227 ***
994
2.22
1855
2.58
107.216 ***
2696
2.44
153
2.75
16.423 ***
2073
2.38
776
2.67
57.694 ***
2057
2.46
792
2.46
0.015

＜母子関係＞
N
平均値
1297
3.11
1544
3.24
20.732 ***
2841
3.18
0.029
2821
3.18
-0.014 ***
989
3.13
1852
3.21
7.281 **
2688
3.18
153
3.24
0.863
2064
3.18
777
3.17
0.099
2053
3.16
788
3.23
4.448 *

0.05＜ △ ＜0.10, *＜0.05, **＜0.01, ***＜0.001＜三歳児神話＞と＜性別役割分業＞は「賛成」1点、「どちらかといえば賛成」2点、「どちらかといえば反対」3点、「反対」4点。
＜母子関係＞は、「賛成」4点、「どちらかといえば賛成」3点、「どちらかといえば反対」2点、「反対」1点。
平均点が高いほど女性の就業を促進する意識であることを示す

これによれば、＜三歳児神話＞と＜性別役割分業＞がよく似た結果になっている。
「幼稚園県」に該当するか否かで差が生じている意識は＜母子関係＞だけである。「幼稚園県」に居住していると、＜母子関係＞に賛成する傾向が強まる。
その他、特徴的な点を述べれば、どの意識も性別と仕事の有無による差が最も大きく、男性よりも女性の方が、また、無業者よりも有業者の方が、＜三歳児神話＞と＜- 165 -JGSS研究論文集[1](2002.3)

性別役割分業＞に反対し、＜母子関係＞には賛成する人が増える。つまり、女性の就業を促進するような意識をもつ傾向が強くなる。これらは、性別役割分業観の変容について従来から指摘されている傾向である。同じく、年齢が高くなるほど賛成者が増えるという＜三歳児神話＞、＜性別役割分業＞の結果も、常識的に理解できる。
＜三歳児神話＞、＜性別役割分業＞については、乳幼児がいる場合、および親と同居している場合に反対する人が多くなる。
＜母子関係＞については、教育年数が長いほど反対する人が増える。つまり、女性の就業を抑制するような意識をもつようになる。＜母子関係＞への賛否については、
他の意識とは異なる論理があるのかもしれない。
以上の結果は、各説明変数単独の効果であり、他の要因の影響を考慮していない。
これらのうち、＜三歳児神話＞を規定しているのはどの要因であろうか。次に、重回
帰分析の手法を用いて他の要因をコントロールした分析を行う。
表 3 は重回帰分析の結果である。各モデルとも調整済み R2 値は大きくなく、説明力はそれほど高くないが、モデルの適合性は良好である。
表3

重回帰分析の結果＜三歳児神話＞
係数

性別
年齢
教育年数
仕事の有無
乳幼児の有無同居親の有無「幼稚園県」

定数
adjusted R 2
F値

0.231
0.129
-0.008-0.149
0.001
0.004
0.143
0.077
0.217
0.055
0.005
0.003
-0.060-0.030

***

2.653

***

0.058
25.666 ***

***

***

**

△

＜性別役割分業＞
係数

0.362
0.200
-0.010-0.184
0.036
0.108
0.229
0.121
0.030
0.007
0.037
0.018
-0.026-0.013

***

2.190

***

0.137
65.017 ***

***

***

***

＜母子関係＞
係数

0.163
0.109
0.005
0.106
0.003
0.010
0.169
0.108
0.154
0.047
0.032
0.019
0.068
0.041

***

2.668

***

***

***

*

*

0.018
8.283 ***

0.05＜ △ ＜0.10, *＜0.05, **＜0.01, ***＜0.001
上段は非標準化偏回帰係数、下段は標準化偏回帰係数
性別；男性=0,女性=1
仕事・乳幼児・同居親;あり=1,なし=0「幼稚園県」;該当=1,非該当=0
回答は1から4までの4カテゴリ。＜母子関係＞では回答順を反転させている。
したがって、値が小さいほど女性の仕事を抑制する意識が強い。

- 166 -JGSS研究論文集[1](2002.3)＜性別役割分業＞の分布が最も説明されている。＜性別役割分業＞は、他の意識にくらべ、性別・年齢などの属性による差異が大きいということである。とりわけ、性別による意識の差は大きい。また、教育年数が有意なのは＜性別役割分業＞のみであることから、「愛による再生産役割」は教育年数とは無関係に人々がもっている意識であり、「性による役割振り分け」は教育年数により意識傾向に差があるということを示唆している。
＜三歳児神話＞は、分散分析でみられた教育年数および親と同居しているかどうかによる差が消えて、「幼稚園県」に居住しているかどうかによる差が出てきた。「幼稚園県」に居住している場合は＜三歳児神話＞に賛成する傾向が強くなる。弱いながらも、仮説を支持する結果となった。
ところが、＜母子関係＞では、「幼稚園県」が仮説とは逆の方向に有意に効いている。
「幼稚園県」に居住している場合は、＜母子関係＞に賛成する傾向が強くなる。つまり、母親が働いていても暖かい親子関係は築けると考える人が増える。これは、本研
究の仮説とは逆の結果になっている。

４．まとめ
以上の分析により、「性による役割振り分け」と「愛による再生産役割」に関する意
識は、かならずしも前者は後者よりも変容がすすんでいるわけではないということと、
また、断定はできないが、教育年数により人々の意識に違いがあるかどうかが、2 つの次元を分ける要因になっている可能性が示された。
また、「愛による再生産役割」のなかでも、＜三歳児神話＞と＜母子関係＞では、回答分布が異なっており、現在も＜三歳児神話＞に賛成する人は多い。この 2 つの意識を分ける要因としては、年齢と幼稚園の制度化の程度が指摘される。
このような違いを説明するものとしては、＜三歳児神話＞と＜母子関係＞では、前者が子どもの年齢を限定しているのに対して後者は子どもの年齢が限定されていないこと、また、前者は「子どもへの影響」について尋ねているのに対し、後者では「親子関係」を尋ねているという違いがあるかもしれない。日本の女性の就業率は、子どもの年齢が、小学校に入学する前か後かで大きな差がある (7) 。このことを考えれば、子どもの小学校入学を境に子育ての意識が変化し、その変化が＜三歳児神話＞および＜母子関係＞に対する規定要因の差となって現れていると考えられなくはないからである。
しかしその場合でも、「幼稚園県」が＜三歳児神話＞に対してはマイナスの傾向を、＜母子関係＞に対しては有意にプラスの効果を持つことの理由は説明できない。就学前教育の制度化を示す変数として用いたのが都道府県単位の数値であって、個人に対応していないことの限界である。

- 167 -JGSS研究論文集[1](2002.3)

先に見たように、世論調査の結果では、「子供が 3 歳くらいまでは、母親は育児に専念」に賛成する人は 9 割を越えている。「三歳児神話」の 3 つの側面のうち、2 つ目の「母性神話」に対応するような意識はすでに「神話」にすぎないとして疑問視する傾向が定着し、母親が育てなければ必ずしも子どもに悪影響があるとは信じる人は少なくなっている。だが、「三歳児神話」の 3 つ目の側面、つまり「子どもへの悪影響」
についてはまだ不安に感じる人も多く、それゆえ、わが子は自らの手で育てたいと言う気持ちが強いことが、いまなお「三歳児神話」が神話たりえているゆえんではないだろうか。「三歳児神話」のなかでも、3 つ目の側面を変容させること、あるいはその気持ちを考慮した対策が必要なのではないだろうか。

[注](1) 小沢（1989）は、「三歳児神話」が 1 歳や 2 歳ではなく、「3 歳」であることの根拠として、「それは教育の制度において、幼稚園に子どもを手わたす前の年齢だからだ」と推測している（p.31）。
(2) 厚生省『社会福祉施設等調査報告』、文部省『学校基本調査報告』、総務庁『国勢調査報告』(3) この 3 つを指標としたのは、①本研究は三歳児神話との関係を考察するので、幼稚園3 歳児就園率の高さが重要である。②だが、県によっては幼稚園 3 歳児就園が保育所入所の代わりとなっていると思われる県もある。そこで、幼稚園就園率と保育所在籍率を合計するとほぼ 100％になる５歳児（幼稚園修了年）の就園率を幼稚園の普及度を示す指標とする。3 歳児就園率と幼稚園普及率の相関係数は-0.002 である。③また、低年齢児保育の普及は、脱三歳児神話化の傾向を示すと考えられるため、2 歳以下の乳幼児の保育状況を示す変数として１歳在籍率を用いる。
この３指標を用いることにより、乳幼児期の保育環境が制度として定着している県を選出することができる。たとえば東京都は、幼稚園普及率は 68.8％とかなり高い一方で保育所 1 歳在籍率も 15.9％と高いため、「幼稚園県」からははずれる。
(4) 教育年数は、JGSS-2000 面接票の問 27「あなたが最後に通学した学校」への回答を用いた。旧制は尋常小学校＝6 年、高等小学校＝8 年、中学校・高等女学校・実業学校・師範学校＝11 年、高校・専門学校・高等師範学校＝14 年、大学・大学院＝17 年、新制は、中学校＝9 年、高校＝12 年、短大・高専＝14 年、大学＝16 年、大学院＝18 年とした。
(5) 仕事の有無は、JGSS-2000 面接票の問 1「先週の就業経験」への回答を用いた。「仕事をした」と「仕事をすることになっていたが、病気、休暇などで先週は休んだ」を有職、「仕事をしていない」を無職とした。
(6) 同居親では、本人の親、配偶者の親の区別はしていない。

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世帯は 32.5％であるのに対し、子どもの年齢が 6-17 歳である場合、共働き世帯は62.1％である。『平成７年度

国勢調査報告』より。

[参考文献]
Blau, P.M., 1960, Structural Effects, American Sociological Review 25, pp.178-193
舩橋惠子, 1992, 「『母性』概念の再検討」『母性の社会学』サイエンス社, pp.3-61
畠中宗一, 2000, 「保育政策の臨床社会学」大村英昭ほか編『臨床社会学のすすめ』有斐閣, pp.172-193
Hendrick, H., 1990, Constructions and Reconstructions of British Childhood: An
Interpretative Survey, 1800 to the Present in Constructing and ReconstructingChildhood: Contemporary Issues in the Sociological Study of Childhood , eds. by
J. Allison and A. Prout The Falmer Press, pp.35-59
廣嶋清志, 1978, 「婦人雇用労働力の供給構造」『人口問題研究』145, pp.18-41
広田照幸, 1998, 「＜子どもの現在＞をどう見るか」『教育社会学研究』63, pp.5-23
国立社会保障・人口問題研究所, 1998, 『第 11 回出生動向基本調査』
厚生省, 『平成 10 年度

厚生白書』ぎょうせい

文部省, 1979, 『幼稚園教育百年史』ひかりのくに
大日向雅美, 2001, 「三歳児神話とは何か」『助産婦雑誌』55(9), pp.9-13
岡田正章ほか, 1980, 『戦後保育史

第 1 巻』フレーベル館

小沢牧子, 1989, 「乳幼児政策と母子関係心理学」『臨床心理学研究』26(3), pp.22-36
盛山和夫ほか, 1992, 『社会調査法』（財）放送大学教育振興会
総理府, 1998, 「男女共同参画社会に関する世論調査」『月刊世論調査』4 月号―――, 1999, 「少子化に関する世論調査」『月刊世論調査』10 月号―――, 2000, 「男女共同参画社会に関する世論調査」『月刊世論調査』9 月号
高野陽ほか, 1998, 「我が国の伝統的育児に関する妥当性の検討 『3 歳児神話』の検討」,
平山宗宏『厚生省心身障害研究

平成９年度研究報告書

少子化についての専門的研究』, pp.225-263
大和礼子, 1995, 「性別役割分業意識の二つの次元」『ソシオロジ』40(1), pp.109-126- 169 -