キャリア教育政策の効果分析
森田 玉雪

山本 公香

馬奈木 俊介Evaluating Career-oriented and Vocational Education Policy in Japan
MORITA Tamaki

YAMAMOTO Kimika

MANAGI Shunsuke

Abstract
This paper evaluates Japanese career-oriented and vocational education policy experimentally provided
as a part of school curriculum. The policy started in 2004, reflecting gloomy employment situation among
young generation and increase of youth not in education, employment or training (NEET). The government
aims to help students in the primary and secondary school to draw up blueprints of their career and life, andlet them find appropriate jobs soon after their graduation. The program consists of one-day job experience,
interviewing working people, and internships among others, and is implemented in limited number of schools.
We conducted a web survey to three thousand Japanese who are not in schools, colleges, and universities
aged from 16 to 31, to estimate the effects of the policy on their annual income. Using the difference-indifferences (DID) estimator, we find that annual incomes of those who graduated from the designated schools
are 0.4−1.2 million yen higher than those of who graduated from other schools. We also show factors that do
not directly relate to the policy such as students’ leadership, fathers’ education and family environment affects
to their incomes.

１．研究の背景と目的を最終学歴別にみた場合、中学校卒業者は全体の近年の日本の経済構造や雇用形態の変化を背景

8％にもかかわらず、同じ年齢層のニートを学歴として、学生の進路を巡る環境は大きく変化して別に分類すると中学校卒業者は 20％を占めていいる。終身雇用・年功序列型賃金・企業別労働組

る5）。

合を基本とした日本型の雇用慣行は、景気の後退

上記のような状況を受け、教育段階の早い時期を受け 1990 年代より大きく揺らぎ始めた。企業から生徒の将来の社会的・職業的自立に必要な意

は正規雇用者数の抑制を図るため、新卒正社員の欲や資質を育成する教育（以下ではキャリア教育

採用を抑制して雇用調整を行い、一方、若年層はと称する）を教育課程に取り入れる必要性が認識

希望通りの就職ができないことにより勤労意欲をされるようになり、政府は若者の雇用対策として

1）

2）低下させ 、それとともに若年無業者 、新卒フ
3）

さまざまな施策を展開するようになった。

リーターの割合が上昇を始めた 。2012 年時点で学校生活において、生徒の進学・就職に関して大学等においては卒業時に進学も就職もしない学の教育は進路指導という形で行われている。しか生 2 割、高等学校においても 1 割という状況にあしながら、現行の進路指導は中学校・高等学校に4）

り 、学校と社会の円滑な接続が適切に図れてい限定された教育活動であり、入学試験・就職試験ない。また、内閣府の調査によれば、若年層の者に合格させるための支援や指導、いわゆる出口指山梨県立大学 国際政策学部 総合政策学科
Department of Glocal Policy Administration, Faculty of Glocal Policy Management and Communications, Yamanashi
Prefectural University
山本 公香：政策研究大学院大学 教育政策プログラム
Education Policy Program, National Graduate Institute for Policy Studies
馬奈木 俊介：東北大学大学院 環境科学研究科
Graduate School of Environmental Studies, Tohoku University− 70 −

キャリア教育政策の効果分析

導が、その活動の大半を占めている。一方キャリていないか）を検証する研究は少ない。労働政策

ア教育は、就学前段階から初等中等教育・高等教研究・研修機構（2010）は、全国の 23 ～ 27 歳の育を貫き、学校から社会への移行を支援する活動

若者を対象とした郵送調査により、回答者のキャ

6）

である 。

リア教育に対する評価が就労状況や収入に影響す

終身雇用・新卒一括採用が一般的であった時代

る可能性を示唆している。ただし、ここでは計量には、生徒は就職先の企業内教育を通じて職業的分析手法は行いられていない。また、全国の 17自立を果たし、同時に日本企業の家族共同体的組～ 27 歳の高等学校・専門学校卒業生を対象とし織文化が社会的自立をも促し、「おとな」になったインターネット調査結果の計量分析から、彼ら7）ていった 。そのため進路指導は、学校から社会の就業状況を決める要因を詳細に探究した Ariga

へ移行する「行先の決まった電車に乗せるためのほか（2012）が、高等学校等における進路指導が、

8）教育 」であっても大きな問題は起こらなかった。

学校の属性や本人の成績と並んで新卒時の就職にしかし、社会情勢の変化とともに生徒の雇用形態影響を与えることを指摘している。この論文はが、好むと好まざるとにかかわらず変化した現在

キャリア教育政策そのものを分析することに主眼において「行先の決まった電車」は存在せず、自を置いてはいないという点で、本研究とは趣向がらの職業的・社会的自立は自らの意志や資質で獲異なる。

得する必要性が出てきた。生徒が「おとな」にな

本研究の目的は、キャリア教育元年と言われるる過程が、社会から学校へと移行してきたのであ

平成 16 年度に、「若者自立・挑戦プラン」（2 章る。

参照）の一環として策定されたキャリア教育推進

このような状況に対して、文部科学省は、平地域指定事業と、それに引き続くキャリア実践プ

成 11 年中教審答申「初等中等教育と高等教育のロジェクトにおけるキャリア教育の効果を、アン接続の改善について」においてキャリア教育の推ケート調査を利用した計量分析から明らかにする進を提唱し、その後関係省庁を含めて、政府はさことを通じて、教育課程にキャリア教育を加える

まざまな施策を打ち出して（2 章参照）、積極的ことの政策効果を確かめることである。本研究でにキャリア教育政策を展開している。一連の政策

は、キャリア教育の効果を測る指標として、対象により、平成 24 年現在、キャリア教育担当者は、者の稼得能力（年収）を用いる。年収を利用す小学校では 8 割、中学校・高等学校ではほぼ全校ることの根拠として、Card and Krueger (1996) がに配置されており、キャリア教育の年間指導計画

提示した教育の成果に関する命題のうち、「命題は小学校では 5 割、中学校・高等学校では 8 割で１：教育の到達度に応じて賃金水準が高まる」を9）

作成されている 。また、平成 24 年度には公立前提とする。この命題は古くは Griliches (1977)

中学校における職場体験の実施状況は 98.0％、高が実証しており、また、さまざまな個人属性をコ

10）

等学校におけるインターンシップは 79.8％と 、ントロールしたうえで一卵性双生児を対象にして生徒の将来の職業的自立に向けて、自己の適正やも成り立つことを Ashenfelter and Krueger, (1994)

意欲を養う機会は増えている。

や Angrist and Krueger (1991)、Harmon and Walker

このようなキャリア教育政策の推進は、生徒の(1995)、Kane and Rouse (1993) などが検証していキャリア形成にどのような効果をもたらしているる。いずれも、教育一般の影響を測っているが、のであろうか。これまで、教育課程におけるキャ本研究では、キャリア教育政策の有無によって賃リア教育が、進路指導のうえで役に立っているの金水準が異なるかどうかをみる。職業訓練そのもか、また、キャリア教育の目的からみて役に立っのの効果を、収入を被説明変数として推計するこ11）、とは Blanco et al. (2013) でも行われており、本研それらが現実に就業時期を迎えた卒業生にとっ究の対象である職業関連政策の効果を測るためにて、どのように役に立っているか（または役に立っ

収入を利用することは適切であると判断される。

ているのかといった検証はなされているが− 71 −

山梨国際研究山梨県立大学国際政策学部紀要

No. 9（2014）

２．政府のキャリア教育政策と若年層の就業状況にして、「地域の探検」、「身近な人の職業調べ」、「職

学校現場でのキャリア教育（当初は職業指導、業人インタビュー」、「上級学校の体験授業」といっ昭和期には進路指導と言われている）は、1920 年

たカリキュラムが、学校で実施されるキャリア教

代に職業指導が社会政策面から、現実的要請に育の具体的内容となっている。

12）

よって教育主導的な役割を持つようになり 、少年

政府が進めるキャリア教育政策は、近年の社会職業紹介法や大正 14 年の通牒をきっかけに、学情勢の変化に応じた若年層の雇用対策という側面

13）を持ったものであるが、実際に、若年層の就業状

校関係者の間で関心が高まったと言われている 。
キャリア教育は、政府が主導する平成 11 年中

況を改善してきたのであろうか。

教審答申「初等中等教育と高等教育の接続の改善

現実には、非正規雇用で働く若者の割合は増加について」において提唱された。答申においてしている。15 ～ 24 歳までの非正規雇用率は、バキャリア教育は、小学校段階から発達段階に応じブル崩壊直後の平成 3 年には 9.5％であったのにて、体験的な授業を重視しながら計画的に行う必対し、平成 22 年には 30.4％と大幅に上昇した。

14）

要があるとされている 。これを皮切りに、若年

また、失業期間が 1 年以上の長期失業者数の推移

層雇用対策の一つの柱としてキャリア教育が政策

を年齢階級別にみると、2012 年には 25 ～ 34 歳として注目を浴びるようになってきた。平成 15が 24.3％となっている16）。しかしながら、リクルー

年には文部科学大臣、厚生労働大臣、経済産業大

トワークス研究所の調査によれば17）、大学新卒

臣および経済財政政策担当大臣の関係 4 大臣によの求人倍率は景気動向により変動はあるものの、る「若者自立・挑戦戦略会議」が「若者自立・挑2000 年を除き、コンスタントに 1 倍を超えており、戦プラン」を策定し、政策の中心的な要素の一つ

近年では 1.28 倍前後で推移している。このこととしてキャリア教育を挙げている。その後同会議

から、若年層の雇用事情は厳しいものの、就職をは、関係閣僚を加えて「若者自立・挑戦のための希望する若年層が就職できない状況であるとは必アクションプラン」、さらに平成 18 年には「若者ずしも言い切れない。非正規雇用で働く若年層の自立・挑戦のためのアクションプラン」（改訂版）

増加理由は別にあるのではないかと考えられる。

を策定した。また、平成 20 年「教育振興基本計

非正規雇用で働く若年層は、どのようにして非画」においては、「今後 5 年間に取り組むべき教正規雇用を選択するのか。苅谷ほか（1997）では、育上の方策」としてキャリア教育が挙げられてい高校卒業時点における進路選択が多様化・早期化る。このように、政府は近年、次々とキャリア教したため進路決定が遅れ、決定を放棄したモラト育の推進政策を打ち出している。

リアム無業者の増加を挙げている18）。また、日本労では、このように政府が推し進めるキャリア教働研究機構（2000）では、フリーターの 3 類型として、

育政策というのは、どういうものであろうか。キャ

明確な職業展望を持たない「モラトリアム型」が最リア教育のカリキュラムは、平成 11 年の中教審も多く、次いで目標への志向が現実的ではない「夢答申を受けて、平成 14 年に国立教育政策研究所

追い型」、適切な情報とガイダンスが得られない

生徒指導研究センターが作成した「児童生徒の職「やむを得ず型」を挙げている19）。これら若年層

業観・勤労観を育む教育の推進について（調査研の非正規雇用の選択理由と、教育段階の早い時期

究報告書）」が原型である。同報告書では、職業から生徒・学生の将来の社会的・職業的自立に必的発達にかかわる諸能力を「人間関係形成能力」、

要な意欲や資質を育成するというキャリア教育の「情報活用能力」、「将来設計能力」「意思決定能力」、

目的の間には大きな乖離がみられる。労働政策研の 4 つに分類し、たとえば小学校での係活動の工究・研修機構（2010）によれば、教育課程終了直夫、中学校・高等学校における職場体験・インター

後に正規雇用の職を得た生徒はキャリア教育へのンシップなどの体験を通じて、これら 4 つの能力評価が高く、教育課程終了直後に非正規雇用・無15）の発達を促すことを推奨している 。これをもと業であった学生はキャリア教育への評価が低い傾− 72 −

キャリア教育政策の効果分析

向があるとされている20）。このことから、被雇用者

親の職業調べ、職場見学などを体験しており、キャの場合、現在正規雇用で働いている若年層は、キャリア教育の体験という点からは大きな差はみられ

リア教育の成果が上がった層であり、非正規雇用でなかった。しかし、正規雇用のグループは自身のある若年層はキャリア教育の成果が上がらなかった

キャリアについて資格の取得、転職を含めて何ら層である可能性が看取される。本研究では被雇用かの展望を持っていたのに対し、非正規雇用また者のみならず自営業、自由業者等も含めて稼得能力をは無職のグループは現状維持という態度が比較的調査し、稼得能力をキャリア教育政策が生徒に与えた強く見受けられた。この結果を受けて、職業体験

影響の被説明変数として分析を行うが、そのなかには、などの直接的なキャリア教育の他に、積極性を醸

被雇用者の雇用形態の違いも反映されている。

成するような要因が、キャリア形成への働きかけをしているのではないかという仮説を立て、キャリア

３．研究方法教育以外の要素（リーダーシップや協調性を高める

本章では、研究の概要を述べた後、アンケート
調査の方法と、計量分析の理論について説明する。

体験）の影響も並行して調査することとした。
インターネット調査の対象者には、「キャリア教育推進地域指定事業、キャリア実践プロジェク

3.1

概要

トキャリア・スタート・ウィーク推進地域の対象

2013 年 3 月に、16 歳～ 31 歳までの就学中以外

地域の小・中・高出身者」を確実に含める必要がの男女を対象に、「学校での職業に関する教育にあるため、日経リサーチ社提携モニターにて事前ついてのアンケート」としてインターネットによにスクリーニング調査を実施し、その回答者の中

るアンケート調査を行った。小学校、中学校およより抽出を行った。政策実施前に卒業した者をカび高等学校在学中に受けたキャリア教育や、キャバーするために、対象年齢は 16 歳～ 31 歳とした。

リア教育以外の体験が、現在のキャリアを形成す

事前調査は 2013 年 3 月 1 日（金）～ 3 月 4 日（月）るために役に立っているかどうかを尋ねている。

に行い、有効回答数 235（有効回答率 28％）を得

さらに、計量分析の一手法である difference-in-

た。この結果を受けて質問票を修正し、2013 年

differences による政策効果分析によって、在学中

3 月 30 日（土）～ 4 月 1 日（月）の本調査で 有 効 回にキャリア教育を受けた人とそうでない人に何ら

答数 3,067（有効回答率 23％）を集めた。本調査かの差が出るかどうかを検証する。具体的には、で得られた回答は、次項で説明する difference-in-

政府による「キャリア教育推進地域指定事業」おdifferences 手法で分析する。

よび「キャリア教育実践プロジェクト」が、卒業生の稼得能力に影響を与えたかという視点で政策

3.3

Difference-in-Differences 分析の理論

効果を明らかにする。

稼得能力を被説明変数としてキャリア教育政策の効果を定量的に計測する場合、理想的には、①

3.2

調査方法

ある地域におけるキャリア教育実施前と実施後の調査は、株式会社日経リサーチの協力を得て実生徒の稼得能力の変化分と、②その地域において施した。質問票の設計に資するフォーカス・グ

キャリア教育が導入されなかったと仮定した場合

ループ・ディスカッション（FGD: Focus Group

の同時期の同一生徒の稼得能力の変化分とを比較

Discussion）を 2 回、インターネットによる事前できることが望ましい。しかし、②は仮定に基づ調査を 1 回行ったうえで、インターネット本調査

くものであり、現実に観察することはできない。

を実施した。FGD は 2013 年 2 月 2 日に、現在正そ こ で 用 い ら れ る の が difference-in-differences

規雇用のグループと、非正規雇用または無職のグ（DID、 差 分 の 差 分 ） の 手 法 で あ る21）。DID は、

ループで各 6 名ずつ、別々にディスカッションを②を近似した値として③キャリア教育を導入しな行った。両グループともに小中高の各教育課程でかった地域の生徒の稼得能力の政策導入前後の変− 73 −

山梨国際研究山梨県立大学国際政策学部紀要

No. 9（2014）

化分を計測し、①と③とを比較するものである。

みであるため、具体的には次の (1) 式を設定し、キャリア教育政策は、現在のところ自治体全体

この式を最小二乗法で回帰することによりキャリの取り組みよりは自治体内の学校レベルの取り組

ア教育の効果を求めることとした。

y=β0+β1・政策実施後の対象者 +β2・政策実施校の出身者（1）+β3・政策実施後の対象者・政策実施校の出身者 +xδ+u
ただし

y : 政策効果を表す変数
x : その他の属性を表す 1 × N のベクトル（N は属性の数）
δ : その他の属性の y に対する限界効果を表す 1 × N のベクトル
u : 誤差項（1）式の β3 は、政策実施後の対象者（現在のる。この係数をみることで、政策実施前と実施後

26 歳以下の回答者）であり、かつ、政策実施校の回答者の年齢差にかかわらず、また、政策実施の出身者である回答者にかかる係数である。この校の出身者であるかないかにかかわらず、政策の係数は、理論上、表 1 に示すように変化分と変化効果を計測することができる22）。

分の差をとった「差分の差分」の係数となってい表１

Diﬀerence-in-Diﬀerences の推定式（1）における各係数の意味ᨳ➿ᐁ᪃๑㻋㻕㻚ṋ௧୕䟻ᨳ➿ᐁ᪃ᚃ䟺㻕㻙ṋ௧ୖ䟻ᕣ㼄㻃㻋䃈㻓 㻌㼅㼅㻐㼄䟺䃈㻔 䟻

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４．調査結果3,067 名の回答を得ている。うち、男性は 1,374

本節では、インターネット本調査の結果を、回答者の属性、政策影響分析の順に述べる。

名（44.8%）、 女 性 は 1,693 名（55.2%） で あ る。
厚生労働省の労働力調査によれば 2013 年 3 月時
点における全国の 16 ～ 31 歳の就学していない人

4.1

回答者の属性口23） の男女比率は男性 51%、女性 49% であるこ

本調査では、就学していない 16 ～ 31 歳の男女
表2とから、今回の調査では女性の回答者の比率が高就学していない人口の調査対象の分布と全国分布の比較（年齢階層別）

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16 㹳19ṋ
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25㹳29ṋ
1,816
59.2%

30㹳31ṋ
572
18.7%

16㹳31ṋ゛
3,067
100.0%

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㸝Ẓ⋙㸞

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6.1%

464
30.2%

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44.2%

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19.5%

1,534
100.0%㈠ᩩ㸯ཉ⏍ຘ഼┤ࠖຘ഼ງㄢᰕࠗ ᖳ  ᭮ฦࠉࠖᖲᠺ  ᖳᅗເㄢᰕெཾ➴ᇱᮇ㞗゛ࠗἸࠈ㸯ຘ഼ງㄢᰕࡢ  ṋ༇วࡽ࡚Ⓠ⾪ࡈࡿ࡙࠷ࡾࠊᑯᏕࡊ࡙࠷࡝࠷ெཾࡡ  㹳  ṋ࠽ࡻࡦ  㹳  ṋࡡᒒ࡞ࡗ࠷࡙ࡢࠉ
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− 74 −

キャリア教育政策の効果分析

めになっている。表 2 で年齢層別にみると、24

る。労働力調査が 5 歳区切りで発表されているた歳以下の比率が全国分布より少なくなっている

め、厳密に同じ年齢層の分布を比較することはでが、これは、インターネット調査であるために、きないが、全国と比較すると、就業者と完全失業

特に未成年の回答率が低くなったとみられる。

者が少なく、家事（専業主婦・主夫、家事手伝い）

回答者の就業状態別の分布は表 3 の通りであ

表3を除く非労働力人口がやや多くなっている。

回答者の就業状態別分布と全国分布の比較[㏳Ꮥ]ࢅ㝎ࡂெཾᑯᴏ⩽ᖳ㱃ᒒ
16㹳31ṋ

Ᏸධ㟸ຘ഼ງெཾ
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111
620
329
76.2%
3.6%
20.2%
10.7%
1,622
114
294
201
79.9%
5.6%
14.5%
9.9%

3,067
100.0%
2,030
100.0%

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さらに、職業として会社員、専門職（医師・弁いないが、正社員の平均所得は年間 371.1 ∓ 4.3

護士・教員など）および、公務員、団体職員と回万円であり、非正規雇用と考えられる残りの約 4

答した 2,001 名について、現在の雇用形態を聞い分の 1 の回答者の平均所得は年間 204.4 ∓ 6.9 万たものが表 4 である。正規雇用である正社員の比円であったことから、両者には年間約 155 万円の率が約 4 分の 3 を占めている。表 4 には掲載して格差が生じているといえる。

表4

回答者の職業別分布と雇用形態

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4.9%
36
20
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11.0%
6
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0.6%
149
246
2,001
100.0%

1,223
122
93
165
3
1,606

なお、政策実施前の世代（27 歳以上）と、政すべての学歴において、男女格差も明確となった。

策実施後の世代（26 歳以下）では年間所得が平あわせて、図 2 に用いた学歴別の、回答者の実数

均で約 24 万円異なる。ここでの平均所得の差は、を表 5 に示しておく。インターネット調査の場合、政策実施後の世代が社会に出て日がまだ浅いこと

高学歴者の比率が高くなる傾向があり、大学卒以から起こる平均所得の差という側面が大きいよう上が過半となっている。

に思われる。DID の分析においてはこの差を考慮

稼得能力の差は、学歴や性別で説明されることしなくて済むが、参考のため、所得階層別度数分が多い。しかし、本研究では、キャリア教育の効

布および平均値、中央値を図 1 に示しておく（平果をみるため、まずは、政策の有無にかかわらず、

均値、中央値は、「わからない・答えたくない」

個々のキャリア教育を受けて役に立ったと考えると答えた回答者を除いて求めている）。

人とそうでない人に分けて、どのくらい稼得能力

さらに、一般に学歴による所得格差の存在が指に違いが出るのかを概観した。比較のために、キャ摘されることから、学歴別の平均所得をみたもの

リア教育以外でも稼得能力に差がつくと思われるが、図 2 である。学歴格差がみられるだけでなく、 「学校での役割分担」の項目も挙げている。結果− 75 −

山梨国際研究山梨県立大学国際政策学部紀要

No. 9（2014）

500
450
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350
300
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図1

所得階層別回答者数（26 歳以下および 27 歳以上）Ἰ㸯ᅂ➽⩽ᩐࡢṋ௧୕࠿ྞࠉṋ௧ୖ࠿ྞ࡚࠵ࡾࠊ

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図2

回答者の最終学歴別所得分布（実数）Ἰ㸯Ფࢡࣚࣆහࡡ⦢Ფࡢᖲᆍೋࡡᵾ‵ㄏᕣࢅ♟ࡌࠊ

表5
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32
84
3.1%
3.1%
6.0%

回答者の最終学歴㧏ᰧ㸝ࡐࡡ㧏ᰧ௙ࡡ⛁㸞ࠉ㧏 㧏➴ᑍ㛓Ꮥᰧ
㸝ᬉ㏳⛁㸞
➴ᑍಞᏕᰧ

187
131
318
11.8%
21.7%
35.9%

136
129
265
9.9%

33
35
68
2.5%

ᑍ㛓Ꮥᰧ

▯᭿ኬᏕ

182
116
298
11.1%
19.2%
18.3%

136
14
150
5.6%

ኬᏕ

ኬᏕ㝌

702
593
1295
48.2%
55.5%
24.6%

55
143
198
7.4%

ࡐࡡ௙

5
7
12
0.4%
0.4%
15.2%

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1,488
1,200
2,688
100.0%
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100.0%

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− 76 −

キャリア教育政策の効果分析

を表 6 に示す。データの左側の 3 列は順に、＜各

4.2.1

変数

行の項目について、体験し、かつ、その項目が「と被説明変数を、調査時点における回答者本人のても役に立った」または「やや役に立った」と回年間所得とする。政策効果以外の説明変数（コン

答した回答者の度数（人数）＞＜役に立ったと回答

トロール変数）は以下の通りである。本人の属性

した回答者自身の所得の平均値＞＜平均値の標準として、性別、婚姻の有無（既婚女性に専業主婦

誤差＞を示している。次の 3 列は、役に立った以が含まれる場合、本人の所得が平均的に下がるた外を答えた回答者の度数、所得の平均値、平均値

め、性別と既婚の交差項をとる）、最終学歴（大の標準誤差、である。最右列は、＜役に立ったと学および大学院）、中学でのリーダーシップを用回答した回答者自身の所得の平均値＞から＜役にいる。リーダーシップ変数は、質問票のうち、「中立った以外を答えた回答者自身の所得の平均値＞

学校で、みんなが活動しやすい環境をつくるようを引いたものである。この差が有意である場合に工夫した」または「中学校で、違う意見の人の調は上付きのマークが付けてあり、マークがない場

整をして、一つの意見をまとめた」と回答した場

合には数値が出ていても両者に差があるとは言え合に 1 となるダミー変数である。この 2 つの項目ない。

は、表 6 のすべての「役割分担」項目のなかで、

表 6 をみると、小学校と中学校では、キャリア

本人の役立ち感にかかわらず、体験をした回答者

教育そのものよりも、長になることや、周囲の意の平均所得が最も高くなった項目である。家庭環

見をまとめるなど役割分担を考える体験が役に境属性としては、父親の最終学歴（大卒以上）、

立ったという人の所得が高くなる傾向がうかがえ

回答者の小中学校時代に母親が専業主婦、家族のる。高等学校になると、体験授業、企業訪問、職影響をとる。アンケートでは母親の最終学歴も尋

業インタビューなども効果がみられるが、長になねているが、母親が専業主婦の変数と相関が高ることも依然として所得を高めるポイントとなっかったため、母親については専業主婦のみの指標ている。事前調査であるフォーカス・グループ・とした。家族の影響変数は、質問票の「現在の自ディスカッションからうかがえた通り（3.2 節参分に大きな影響を与えたものは何ですか」という照）、いわゆるキャリア教育に限らず、子ども時問いに対して、「家族など身近な人の言葉・存在」

代からのリーダーシップの形成が稼得能力に与えまたは「家庭の環境」を挙げた場合に 1 となるダる影響が大きそうである。

ミー変数を作成した。その他の環境属性として、
友人および部活動が現在の自分に大きな影響を与4.2

政策が稼得能力に与える影響

えたかどうかをダミー変数とした。これらの変数

本 節 で は、2.3 節 で 説 明 し た difference-in-の記述統計量を表 7 に示す。このうち、「実施校」

differences 手法を用いて、実施されたキャリアは全体の 3.05% となっているが、政策を実施したの教育が本人の稼得能力に与える影響を分析する。

は全国の国公立小中高校 34,429 校（文部科学省「学キャリア教育の目標は、社会的・職業的自立に必校基本調査」平成 25 年速報値）のうち 308 校と、要な意欲や資質を育成することであるが、「社会0.89% に過ぎないことから、サンプル数としては的・職業的自立に必要な意欲や資質」を指数化し十分に確保されているものと考えられる24）。

て定量的に計測することは困難であること、また分析結果は表 8 の通りである。モデル 1 では政

賃金水準等の稼得能力を教育ないし職業訓練の成策変数のみ、モデル 2 ではすべての変数、モデル

果として測ることは多くの先行研究で行われてい3 ではステップワイズ法を用いて選択した変数をることから、本研究ではアンケート上で尋ねた本投入している。F 値から、モデル 3 が最も当ては人の年間所得を稼得能力として、政策効果を測る

まりが良いことがわかる。以下では、モデル 3 の被説明変数にしている。

係数を利用して結果の解釈を行う。モデル 4 については後述する。

− 77 −

山梨国際研究山梨県立大学国際政策学部紀要

表6

No. 9（2014）

キャリア教育や学校での体験の役立ち感と稼得能力の関係䚸⮤ฦ䛴ᡜᚋ䚹䛴ᖲᆍೋ䟺୒ළ䟻ᗐᩐ425

276.579.78

2642

253.15

4.18 +23.42 *

ᙔ␊Ὡິ

419

272.629.93

2648

253.91

4.17 +18.71 +

౿Ὡິ

416

280.67

10.97

2651

252.574.09 +28.10 **311

275.87

11.94

2756

254.334.06 +21.54 +281

287.84

12.95

2786

253.294.02 +34.55 **279

277.97

12.61

2788

254.334.04 +23.64 +259

276.78

13.44

2808

254.654.01 +22.13

192

257.26

13.52

2875

256.58

4.01

ඡ❲ఌὩິ

167

299.03

14.45

2900

254.033.98 +45.00 **ᖺ⛮ᅧ䝿ಕ⫩ᅧ䝿⩹ெ䝟䞀䝤䛰䛯䛾䛴ゴၡ

155

247.18

14.72

2912

257.153.98

61

282.14

24.98

3006

256.083.89 +26.06

㛏䟺Ꮥ⣥ጟဤ㛏䚮㒂㛏䛰䛯䟻䛱䛰䛩䛥

405

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10.80

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274.93

12.09

2691

253.894.03 +21.04 +

-9.97

322

265.31

11.72

2745

255.564.07

224

293.75

13.66

2843

253.514.00 +40.24 **

195

337.23

17.39

2872

250.563.90 +86.67 **143

322.93

23.61

2924

253.17

3.85 +69.76 **131

328.33

23.23

2936

253.27

3.87 +75.06 **䜅䜙䛰䛒Ὡິ䛝䜊䛟䛊⎌ሾ䜘䛪䛕䜑䜎䛌ᕝኰ䛝䛥

129

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2938

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127

329.51

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2940

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11.33

2638

252.353.87 +76.35 **4.06 +29.69 **䝠䝭䝷䝊䜧䜦Ὡິ

269

269.03

12.41

2798

255.374.05 +13.66

264

276.47

13.03

2803

254.694.02 +21.78

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150

277.54

14.72

2917

255.493.98 +22.05

139

290.80

14.55

2928

254.96

3.97 +35.84 *

125284.23

17.99

2942

255.433.94 +28.80

113

289.39

29.90

2954

255.37

3.83 +34.02 +⫃ሔ䛴ெ䛮⾔ິ䜘භ䛱䛟䜑䜼䝫䝚䜻䝧䝍䜪䜨䝷䜴75

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2992

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50

325.00

32.00

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392

276.37

10.13

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253.534.15 +22.84 *㛏䟺Ꮥ⣥ጟဤ㛏䚮㒂㛏䛰䛯䟻䛱䛰䛩䛥350

318.88

12.27

2717

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289

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2778

254.71

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191

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2908

253.04

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2921

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12.37

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176

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15.72

2891

256.41

3.97

+3.59

147

319.85

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2920

253.253.87 +66.60 **ᩅ ୕⣥Ꮥᰧ䟺ኬᏕ䝿ᑍ㛓Ꮥᰧ➴䟻䛴మ㥺᤭ᴏ⫩ 䜨䝷䝃䞀䝷䜻䝇䝛146

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253.793.95 +57.57 **⫃ᴏெ䜨䝷䝃䝗䝩䞀64

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276.209.20

2659

253.46

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303.19

17.82

2868

253.12

3.91 +50.07 **178

312.50

15.21

2889

252.903.97 +59.60 **140

319.17

15.21

2927

253.373.96 +65.80 **134

283.88

15.59

2933

255.343.96 +28.54

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127

291.67

16.42

2940

254.983.95 +36.69 *䜅䜙䛰䛴ណず䜘௥⾪䛝䛬඙⏍䛱ఎ䛎䛥

97294.21

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2970

255.243.87 +38.97 +Ἰ㸦㸯୯㡧┘හ࡚㐽ᢝࡈࡿࡒᗐᩐ࠿㧏࠷㡨࡞୩࡬࡙࠵ࡾࠊ
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キャリア教育政策の効果分析

表7
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0.2184

まず、政策実施校以外を卒業した 27 歳以上 31

つぎに、本人の属性からは次のような点が観察

歳以下の回答者の年間所得は 198 万円である（表される。既婚男性の平均所得は、独身（未婚また1 の β0 ）。同じく政策実施学校以外を卒業した 26は配偶者と離別・死別）の女性と比較して 249 万

歳以下の回答者は、彼らより平均年収が年間 39円高い。既婚女性は独身女性より所得が 110 万円

万円低い（ β1 ）。他方、政策が始まる前に卒業し低いが、これは、世帯所得ではなく、本人の所得た 27 歳以上 31 歳以下の回答者のうち、政策実施を被説明変数としているため、家庭に入り自分で校出身者は実施校以外の出身者と比較して、平均所得を得なくなる者が含まれているからである。

所得が 67 万円高い（ β2 ）。ここには実施校の所

専業主婦も職業であるとみなせば、本人の所得で在地域や学校特有の要因が表れている。実質的なはなく世帯所得を被説明変数にするべきという解政策の効果は、（1）式における交差項の係数 β3 と釈もあり得るが、今回は、あくまで個人が自力でしてあらわされ、 β0 プラス 82 万円ということとどこまでの所得を得ているかを検証した。学歴になる。つまり、地域や時期にかかわらず、政策実

よる所得差は明確に出ている。図 2 で示した大学施校を卒業することによって、そうでない人に比卒業者の平均所得は 289 万円、大学院卒業者の平べて年間所得が 82 万円増加すると推計されたの均所得は 404 万円であった。図中に掲載していなである。標準誤差を加味すれば 40 万円～ 120 万

いが大卒・院卒以外の回答者の平均所得は 197 万円の増加といえる。このことから、政府が実施し円であったことから、単純平均では大卒者は 92

たキャリア教育政策は、「稼得能力に及ぼす影響」

万円、院卒者は 207 万円、それ以外の回答者よりという側面からみれば、5％水準で有意にプラス

所得が高い。表 8 における大卒、大学院卒の係数の影響を与えたと評価される。

（その他の回答者との所得の差）は 69 万円、148− 79 −

山梨国際研究山梨県立大学国際政策学部紀要

No. 9（2014）

万円と、単純平均より低めに推計されている。学の人の調整をして、一つの意見をまとめた」とい歴の純粋な効果は、表 8 の値の方に近いと考えらう回答者が、それらのいずれの経験もしていないれる。中学時代にリーダーシップを持てた回答者、回答者と比較して 53 万円も所得が高いという点

すなわち、中学校において「みんなが活動しやすは興味深い。

い環境をつくるよう工夫した」または「違う意見表8࣓࠘ࢸࣜ࠙
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275.348(6.021) **198.469(9.741) **197.66(9.431) **234.634(8.966) **ᨳ➿ᖳ㱃

-38.102(7.86 ) **-38.898(7.319) **-38.698(7.305) **-54.106(7.385) **ᐁ᪃ᰧ

62.152(35.443) +66.128(30.958) *66.512(30.933) *56.6(31.802) +ᨳ➿ᖳ㱃 * ᐁ᪃ᰧ94.602(45.414) *82.767(39.624) *81.867(39.58 ) *84.465(40.702) *⏠ᛮ

46.748(7.974) **46.564(7.958) **60.538(8.092) **᪜፡

-109.862(9.681) **-109.798(9.659) **-116.258(9.919) **⏠ᛮ * ᪜፡

248.395(16.294) **248.767(16.273) **252.219(16.733) **ኬ༛

68.655(7.286) **68.571(7.257) **ኬᏕ㝌༛

148.142(13.729) **147.961(13.695) **୯Ꮥ㺭㺅㺕㺳㺅㺑㺄㺡㺴52.675(9.953) **53.243(9.908) **59.958(10.175) **∏のኬ༛

27.095(7.072) **26.791(6.993) **46.754(6.974) **ẍのᑍᴏ୹፦

-3.251(7.051)ᐓ᪐ࡡᙫ㡢

15.323(7.211) *15.863(6.858) *20.913(7.04 ) **

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最後に、家族の属性をみる。父親が大卒である⮤⏜ᗐಞḿῥࡲỬᏽ౿ᩐR2
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キャリア教育政策の効果分析

ことが所得を高める結果が表れた。これについてに、政策を必要としないリーダーシップなどの役

は、父親の学歴と本人の学歴の相関が懸念された割分担の経験の効果も同時に推計した点は、本研が、父親の最終学歴が大学以上であることと本人

究独自の取り組みであるといえよう。

の最終学歴の相関係数は大学で 0.20、大学院で結果として、学校現場でキャリア教育政策が実

0.09 であり、相関は低かった。母親については、施されることにより、卒業生の所得を年間 40 ～母親の最終学歴と、専業主婦との係数に高い相関

120 万円程度、高めていることが明らかになった。

がみられたため片方ずつ入れ替えて推計したが、このことは、政府が実施してきたキャリア教育政

いずれも非有意であった（表には専業主婦の推計策に一定の効果があることを示している。教育課のみを掲載している）。家族が本人に何らかの影程にキャリア教育を加えることは、生徒の稼得能

響を与えている場合、所得に 15 万円ほどポジティ力を向上させるという側面については有効な手段

ブとなる効果が出ている。今回は影響の詳細につであったと判断できる。ただし、他の要因の影響

いては質問していないが、家族が本人に与える影も看過できない。たとえば中学でリーダーシップ

響の内容とその効果について、別途調査を行う意をとる経験をすると、43 ～ 63 万円の所得上乗せ義があろう。

がある。よって、特に中学校以前の子ども時代のその他の属性としては、友人の影響や部活の影

うちには、学級活動や部活動等、通常の学校生活

響については個人差が大きいため、収入に対してのなかでリーダーシップや協調性を体得させるな

有意な効果を持たないことがわかった（モデルど、キャリア教育の本来の目的である「人間関係1）。

「情報活用能力」、「将来設計能力」、「意形成能力」、

なお、モデル 3 では学歴（大学卒、大学院卒）

思決定能力」の涵養に重点を置くことが必要であを説明変数に入れているが、これは、回答者がキャるとも言える。つまり、現在学校現場で「キャリリア教育政策とは独立に学歴を決めているとの仮ア教育」として実施されている「地域の探検」、「身説に立脚する定式化である。学歴がキャリア教育

近な人の職業調べ」、「職業人インタビュー」といっ政策の影響を受ける変数か否かには議論の余地がたカリキュラムだけでは十分ではないということ残る。高校時代に、キャリア教育政策に無関係にである。さらに、親の学歴や家族の影響が無視し大学進学を選択するか、キャリア教育政策の影響えないものであるということも、改めて強調してを受けて大学を進学するかについては、今後詳細おくべきであろう。

に調査されるべきであろう。念のため、モデル 4

本研究では、稼得能力をキャリア教育が生徒にとして、学歴を被説明変数から外したものを掲載

与えた影響の被説明変数とした。稼得能力つまりした。その結果、父親の最終学歴の係数がモデル

所得は働くうえで大きなインセンティブの一つで3 の値より大きくなっていることが興味深い。

はあるが、それがすべてではない。若年層の早期退職問題が示すように、職業における満足度とい５．まとめと今後の課題

うのも働く際の大きなインセンティブとなる。今平成 11 年中教審答申以来、政府が進めてきた

回は所得という一面からのみ焦点を当てた検証と教育現場におけるキャリア教育政策は、若年層雇なったが、それ以外にも働きがいや自己充足感を用政策の一つの柱として策定されたものである。

総じた満足度などを含めて、多面的に政策効果を

本研究は、インターネットアンケート調査とその検証することが課題である。

結果の計量分析により、学校現場におけるキャリ
ア教育政策の効果を、卒業生の稼得能力（年間所

謝辞：本研究は政策研究大学院大学 教育政策プ得）によって検証した。日本国内でキャリア教育

ログラム の教育政策研究プロジェクトの一環と政策に焦点を絞って政策効果を計量的に推計するして実施されたものである。

のは、筆者らの知る限り初めての試みである。特− 81 −

山梨国際研究山梨県立大学国際政策学部紀要

No. 9（2014）

巻末資料Ἰ㸯୔Ꮹ࡮࠾㸝2006㸞ࡻࡽ㌷㍍− 82 −

キャリア教育政策の効果分析

註紀要』第 37 巻 pp.15-76
厚生労働省（2013a）『平成 24 年賃金構造基本統計調査（全１）内閣府（2003）

国）結果』

２）若年無業者とは 15 ～ 34 歳までの非労働力人口のうち、家事も通学もしていないものを指す。 内閣府（2013）

厚生労働省（2013b）『平成 25 年版厚生労働白書』
国立 教 育政 策 研 究 所 生 徒 指 導・ 進 路 指 導 研 究 セ ン タ ー

３）内閣府（2003）（2002）『児童生徒の職業観・勤労観を育む教育の推進

４）厚生労働省（2013b）にについて（調査研究報告書）』

５）文部科学省（2006）

国 立 教 育政 策 研 究 所 生 徒 指 導・ 進 路 指 導 研 究 セ ン タ ー６）文部科学省（2011）７）児美川（2007）（2013a）『キャリア教育・進路指導に関する総合的実

８）餅川（2013）

態調査

第一次報告書』

９）国立教育政策研究所（2013a）

国 立 教 育政 策 研 究 所 生 徒 指 導・ 進 路 指 導 研 究 セ ン タ ー10）国立教育政策研究所（2013b）（2013b）『平成 24 年度職場体験・インターンシップ実
施状況等調査結果』

11）リクルート（2009、2011、2013）ではキャリア教育が生徒の役に立っているかという教員に対するアンケー

児美川 孝一郎（2007）『権利としてのキャリア教育』明石

ト調査は行われているが、具体的にどのように役に書店立ったかという検証は行われていない。また、山岡内閣府（2003）『平成 15 年版

国民生活白書』（2009）はキャリア教育の勤労観・職業観を高めると内閣府（2013）『平成 25 年版

子ども・若者白書』

いう目的に対しての効果は検証しているが、実際に役

日本労働研究機構（2000）『フリーターの意識と実態− 97に立ったかという点については検証を行っていない。

人へのヒアリング結果より−』調査研究報告書 No.136

12）石岡（2007）

三宅 啓介、戸田 浩暢、高松 秀樹、北村 洋子、三村 隆

13）谷茂岡（1998）

男（2006）「我が国におけるキャリア教育の現状と課

14）文部科学省（1999）

題−キャリア教育推進地域指定事業における指定地域

15）国立教育政策研究所（2002）の研究成果分析を通して−」『広島県立教育センター

16）厚生労働省（2013a）

研究紀要』第 33 号
餅川 正雄（2013）「学校における職業教育とキャリア教育17）リクルートワークス研究所（2013）

に関する研究（Ⅰ）」『広島経済大学研究論集』第 35

18）苅谷ほか（1997）

巻第 4 号 pp.147 − 16819）日本労働研究機構（2000）

文部科学省（1999）『初等中等教育と高等教育の接続の改

20）労働性政策研究・研修機構（2010）

善について』

21）DID 分析の詳細は Wooldridge (2010) を参照。
22）厳密には、各回答者の最終学歴卒業後の期間を統一し文部科学省（2006）『高等学校におけるキャリア教育の推て分析することが望ましい。しかし、今回は政策を実進に関する調査研究協力者会議報告書

施してからの期間が短いこと、政策実施校の数が全国けるキャリア教育の推進～』的に少なく標本を集め難いことから、政策実施前後と～普通科にお文部科学省（2011）『小学校・中学校・高等学校

いう区切りで分析を行った。

キャリ

ア教育の手引き』

23）労働力調査における対象年齢の「就学していない人口」

山岡 直登（2009）「キャリア教育は職業的社会化機能を果は、「対象年齢人口全体から、［通学］により非労働力

たしているのか−現行キャリア教育政策の批判的検討

人口になっている者を引いた人口」として求めている。

−」『都立高校生の生活・行動・意識に関する調査報24）参考のため、巻末に実施校のリストを添付する。なお、

告書』Benesse 教育研究開発センター研究所報 vol.49

このリストは三宅ほか（2006）から転載したものであ

谷茂岡 万知子（1998）「学校教育における進路指導の歴史る。

的展開−若年労働者のキャリア形成考察の手懸りとして−」『東京大学大学院教育研究科紀要』第 38 巻

参考文献

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石岡 学（2007）「1920 年代における学校教育に対する職業

リア教育に関する調査」『キャリアガイダンス』No.25

指導導入の論理−社会政策としての職業指導と教育政

リクルート（2011）「2010 年高校の進路指導・キャリア教策としての職業指導−」『教育学研究』第 74 巻第 1 号

育に関する調査」『キャリアガイダンス』No.35
リクルート（2013）「2012 年高校の進路指導・キャリア教

pp.1-12
苅谷 剛彦、粒来 香、長須 正明、稲田 雅也（1997）「進路未決定の構造−高卒進路未決定者の析出メカニズムに育に関する調査」『キャリアガイダンス』No.45
リクルートワークス研究所（2013）『第 30 回大卒求人倍率関する実証的研究−」『東京大学大学院教育学研究科− 83 −

調査（2014 年卒）』

山梨国際研究山梨県立大学国際政策学部紀要

No. 9（2014）

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− 84 −