《 特 集 》子どもの貧困
チャイルドサイエンス, 2019, 18, 15-20

寄稿

低所得世帯の高校生の進路選択―パネルデータを用いた「貧困の連鎖」に関する検討―
木村治生（ベネッセ教育総合研究所）
要約

大学進学は、貧困の連鎖を防ぐ有益な方法の一つである。本研究は、世帯収入により進路選択のプロセスが異なることを示し、大学進学に関連すると考えられる複数の要因のなかで経済的な問題がどれくらい進学行動を左右するのかを明らかにすることを目的とする。高校１年生から３年生の親子を対象にしたデータの分析では、４つの要因（学校外教育費、母親学歴、希望進路、在学高校の偏差値）のいずれも、低所得層は有意に低いことが明らかになった。
さらに、高校卒業までを追跡したデータの分析の結果では、そうした文化的要因や社会心理的要因を統制してもなお世帯年収そのものが大学進学の確率を変えること、本人が大学進学に意欲をもって学習していてもそれらのハンディキャップを乗り越えるのは難しいことが推定された。以上の結果からは、大学無償化などの経済的支援は一定の効果をもつものの、文化的側面からの支援が必要であること、また、高校入学までの段階で進路は分化しており、より早期に介入する必要があることが示唆される。
キーワード：子どもの貧困、教育格差、大学進学、進路選択、大学無償化

１．はじめに近年、日本では「子どもの貧困」が大きな社会問

２．研究の枠組み
2.1 先行研究の検討

題になっている。厚生労働省の「国民生活基礎調査」

欧米では、大規模な縦断調査や参与観察に基づい（2015 年）によると、子どもの貧困率は 13.9％であり、て、貧困の連鎖についての研究が蓄積されてきた。たOECD 加盟国の中でも上位に位置する。日々の食べ物

とえば、ダンカンらによる一連の研究（Duncan &に窮するような貧困とは異なり見えにくいが、教育やBrooks-Gunn，1997）では、子ども時代の貧困が成人将来への投資を制限せざるを得ない「相対的な貧困」後の勤労所得に直接影響すると報告されている。日本の家庭は多い。そうした家庭では、結果として子どもでも、職業移動の固定化（佐藤，2000）や結果の不平に限られた教育機会しか与えることができず、それが等のメカニズム（鹿又，2001）、所得移動における「富失業や低所得の就業をもたらし、「貧困の連鎖」を生む。

裕の連鎖」（佐藤・吉田，2007）など、親世代の資本岩田（2007）や阿部（2008）は、とくに子ども期の貧が子世代に影響することが明らかになっている。

困が、その後の地位達成にマイナス影響を及ぼすことを指摘している。

だが、日本では親世代の経済状況を客観的に把握できる縦断調査が存在しないためにそうした研究は少数

本稿は、その地位達成のプロセスのなかでも、大で、世代間継承の直接効果は十分に検討されてこな

学進学に注目した検討を行う。大学進学は自己学習かった。その代わり、「文化資本」を経由して社会階の能力を高め、所得を上昇させる効用を持つ（濱中，層が再生産される仕組みや、「対応原理」のような不2013）。教育の収益率に関する研究でも大卒の効果は一平等再生産装置としての教育の機能に研究の関心があ定（北條 2018）で、貧困の連鎖を防ぐ有効な方法の一てられてきた。こうした教育の不平等に関する実証研つだと考えられるからである。それゆえ、低所得世帯究は盛んに行われており、本稿もその一つに位置づく。

が抱える大学進学の困難を明らかにすることは、「貧困

ただし、これまでの研究とは、以下の点で異なる。の連鎖」の一端を示し、その解決策の検討に役立つと考える。

第一に、本研究では教育の不平等を扱うが、より積極的に低所得世帯の困難を取り上げ、それをデータでそれでは、高校生とその保護者は、どのようなプロ示す。貧困と教育の関連については、家族サポートのセスで大学への進学を決めているのだろうか。また、脆弱性（林，2012）、教員により貧困が不可視化されそこに経済的な要因はどれくらい影響しているのだろる構造（盛満，2011）など、家庭と学校の両方で課題うか。その検討を通して、貧困の連鎖を防ぐ政策的なが検討されている。しかし、その多くがインタビューインプリケーションを導き出したい。

調査やエスノグラフィーで、計量研究は子どもに世15帯収入を聞くことが難しいために少ない。本稿で扱う

2.3 分析の手順

データは親子ペアで入手し、社会経済的地位にかかわ貧困に至る「経路」は多様である（阿部，2008）。

る多様な変数が含まれている。この強みを生かし、何

本稿では、その経路の一つとして大学への非進学を取が進学により大きな影響を持つのかを包括的に検討り上げるが、その要因もまた複合的である。それを整し、貧困家庭の教育の困難を計量的に明らかにする。

理するために、まずは、藤田（2012）による学力格差第二に、学校段階として高等教育へのアクセスに注の生成メカニズムに関する考察を参考にする。

目する。これまで、不平等研究の多くは小中学生を中

藤田は、学力格差を生む要因について、次の５つの心に行われ、家庭の経済的文化的環境によって教育達可能性を挙げている2。すなわち、①経済的要因説、成やアスピレーションが異なることが明らかにされて②文化的要因説、③社会心理的要因説（価値理論）、きた（耳塚，2007、赤林ほか，2016、斉藤，2017 など）。

④プロセスモデル、⑤知能遺伝説である。①は家庭の一方で、高等教育への進学格差に関する研究は、学経済力であるが、それに基づく教育投資なども含まれ歴の世代間連鎖（吉川，2006）や家計所得の影響（小る。②は家庭がもつ文化的な背景であり、階級文化の林，2008）などが散見されるものの、政策的な議論に違いや学校文化との連続性が挙げられる。③は学校教値する研究が十分に行われてきたとは言えない（小林，育や学業達成にどのような価値を付与し、保護者が子2007）。本研究は、その議論の不足を補い、大学進学どもをどう支援するかという側面である。④は、学校を困難にするメカニズムの検討を行う。の教育課程や教授・学習様式の違いであり、そこから生じる学習への構えやアスピレーションの差異化が含2.2 使用するデータまれる。⑤は親子間での知能の遺伝に基づく学力格差

本研究で使用するのは、東京大学社会科学研究所とである。藤田はこれらを学力差が生まれる要因としてベネッセ教育総合研究所が行う「子どもの生活と学び整理しているが、教育格差ともいえる大学進学の違いに関する親子調査（JLSCP）」のうち、2015 ～ 17 年にを説明する要因としても援用できるだろう。

かけて毎年７～８月に実施された親子対象の調査、お本稿ではこの整理に基づき、次の２段階のステップよび、2018 年の３～４月に子ども本人に実施された高で分析を進める。第１段階として、それぞれの要因に校卒業時調査のデータである。この調査は、ベネッセ関連する変数（①学校外教育費、②母親学歴、③希望コーポレーションが保有する住所情報により、全国の進路、④在学高校の偏差値）について、低所得世帯の小１～高３生（地域ブロックの人口比率、会員・非会状況を記述する。ここからは、進路選択に関して低所員比率で層化）に対して調査モニター募集を行い、登得世帯が抱える困難を明らかにしたい。なお、⑤の遺録したモニターに調査票を送付している。

伝的要因は、所得の世代間継承の経路としてＩＱの存本研究では、2017 年調査に協力した 15,419 組の親在を確認する研究（Bowles, Gintis & Groves，2005）も子から、「世帯年収」の設問に有効回答があった高１あり無視できないところだが、近年、行動遺伝学の研～３生 2,816 組を抽出し、低所得世帯の進路選択の特究（安藤，2016）が盛んに行われていることから、本徴を明らかにする。次に高校卒業時調査で卒業後の進稿はそれ以外の要因に注目する。

路が判明し、使用する変数のすべてに有効回答が得らさらに第２段階として、卒業段階の「大学への進学」れている 579 組 について、彼らが高１～３生のときを従属変数にして、世帯年収と①～④の変数を独立変に得たデータと統合し、大学進学を規定する要因を検数にしたロジスティック回帰分析を行う。ここでは、討する。図１に、分析対象を示した。

大学進学に対する経済的要因の直接効果を査定し、併1せて他の要因の効果の程度を検討する。

学年

高１生

高２生

高３生

卒業時

年
調
査年

年
年

年
図１：分析対象

16

横断データ
縦断データ

組

男子組
女子組

組

男子組
女子組

《 特 集 》子どもの貧困

３．世帯年収による教育や進路選択の違い

3.2 世帯年収による学校外教育費の違い

3.1 世帯年収の分布ように異なるのだろうか。①経済的要因説、②文化的それでは、世帯年収によって教育や進路選択はどの最初に、本調査で得られているサンプルの世帯年収要因説、③社会心理的要因説（価値理論）、④プロセの状況を確認しよう。表１は、全体と世帯種別（夫婦スモデルの順に、関連する変数の結果を確認する。
最初に、①経済的要因説にかかわる変数として、「学世帯と母子世帯）の分布を示している。
全体では「500 ～ 800 万円未満」の世帯が多く、平校外教育費」を取り上げよう。表２を見ると、「300均金額3 は 749.6 万円である。この数値は、厚生労働万円未満」の世帯は全体と比べて「１千円未満」の比

省「国民生活基礎調査（2016 年）」の末子年齢 15 ～率が高く、「３万円以上」の高額支出が少ない。平均17 歳の児童がいる世帯の年収 744.4 万円とほぼ一致す

金額4 は全体平均の６割ほどで、「1000 万円以上」世るなど、公的統計に近い。

帯の 18,145 円の半分以下である。分散分析後の多重比

世帯種別では、「母子世帯」の平均金額は、「夫婦世較（Tukey HSD）では、「300 万円未満」世帯の支出帯」の約４割にとどまる。
「300 万円未満」241 ケースは、年収 500 万円以上の世帯と比べて有意に低い。たの半数（126 ケース）が母子世帯であり、この年収帯だし、変動係数は低所得世帯ほど大きく、無理して教については経済的な問題だけでなく、子育ての担い手育費を捻出している世帯があることもうかがえる。通である父親がいないことも考慮する必要がある。

塾率は、「1000 万円以上」世帯は 43.3％だが、「300 万相対的貧困層に該当する世帯年収は４人家族だと円未満」は 16.2％だった（表は省略）。

300 万円弱である。このことから、以下の分析では「3003.3 世帯年収による母親学歴の違い万円未満」を低所得世帯と仮定し、「全体」（すべての年収帯の合計）や「1000 万円以上」の高所得世帯との続けて表３は、②文化的要因説にかかわる「母親学比較を試みる。表では「300 ～ 1000 万円未満」の中間歴」を示した。ここからは、「300 万円未満」の世帯に「高層を省略するが、有意差の検定はそれらのカテゴリー校以下」卒業の母親が多く、「大学以上」卒業が少なも含めて行った。なお、比較に不要な「無回答」などい傾向があることが分かる。多重比較（Tukey HSD）のサンプルは除外して数値を算出している。

で「300 万円未満」の平均教育年数5 を他の年収帯と表１：世帯年収（全体、世帯種別）
表１：世帯年収（全体、世帯種別）
世帯年収（%）
度数

平均金額（万円)

300～500

500～800 800～1000万円未満

万円未満

万円未満

万円未満万円以上



（SD=377.9)

全体

夫婦世帯

（SD=365.6)

母子世帯（SD=269.5)

ｐ.＜0.001（χ２乗検定）、ｐ.＜0.001（t検定）

表２：学校外教育費（世帯年収別）
表２：学校外教育費（世帯年収別）

学校外教育費:月額（%）

年
収

全体300万円未満
1000万円以上

1千

1千～1万 1万～3万3万円未満円未満円以上








円未満








平均金額（円）（SD=15817)
 （SD=13249)
（SD=18635)

ｐ.＜0.001（χ２乗検定）、ｐ.＜0.001（分散分析）

表３：母親学歴（世帯年収別）
表３：母親学歴（世帯年収別）

母親学歴（%）
高校以下 専門学校 短期大学 大学以上年
収

全体
300万円未満
1000万円以上







平均教育年数（年）（SD=1.53)
（SD=1.61)
（SD=1.48)

ｐ.＜0.001（χ２乗検定）、ｐ.＜0.001（分散分析）

17比べたところ、年収 500 万円以上の世帯の母親よりも高校間格差やトラッキングの研究が古くから行われ、有意に短い。低所得世帯では、母親自身が大学を卒業学力ランクに基づいて層化された教育様式や学校文化していないケースが多く、このことも子どもの進学をが、生徒の進学アスピレーションに強い影響を持つこ阻害する要因の一つになっていると考えられる。とが実証されてきた（たとえば、岩木・耳塚，1983、樋田ほか，2000など）。低所得世帯の高校生は、在学す3.4 世帯年収による希望進路の違いる高校でも非進学に水路づけされている可能性が高い。

大学への進学は、その価値を保護者や子ども自身が４．大学進学を規定する要因どう評価しているかによっても左右される。表４は、③社会心理的要因説を裏づける変数として「希望進路」

4.1 高校卒業後の進路を取り上げ、親子の回答の組み合わせで示した。これを見ると、「300 万円未満」の世帯では「親子ともに以上のように、低所得世帯は、大学進学に関連する非大卒希望」が多く、「親子ともに大卒希望」が少ない。と考えられる要因―学校外教育費、母親学歴などの文親子の希望は８割が一致している。

化資本、大学進学を希望するアスピレーション、在学する高校の学力レベル―のいずれも低く、「４低」と3.5 世帯年収による在学高校の違いも呼べる状況がある。しかし、これらは相互に重なり最後に、④プロセスモデルにかかわる変数「高校偏合っており、要因間の関係や影響の強さは判別しにく差値」 について検討する。表５を見ると、「300 万未満」

い。そこで、実際の大学進学を従属変数とし、諸要因世帯の高校生は、低い偏差値の高校に在学する傾向がを独立変数としたロジスティック回帰分析を行う。

6

顕著である。高校入学の前段階で、分化はかなり進ん

ここで扱うのは、2015 年（高１段階）から 18 年（高でいるといえよう。教育課程上の問題では、低い偏差校卒業段階）にかけての４時点について同一の親子を値帯に職業学科が多いという特徴もある。職業学科の抽出した 579 組のパネルデータである。彼らの卒業後在籍比率（表省略）は、「1000 万円以上」は 3.5％だが、の進路は、表６のようになる。これを見ると、「300 万「300 万円未満」では 23.9％だった。

円未満」世帯では「大学」「進学準備」が少なく、「専門学校」「就職」が多いことがわかる。

日本では、進路を振り分ける学校の機能について、
表４：希望進路（世帯年収別）
表４：希望進路（世帯年収別）

親子の希望進路（%）

年
収

親子ともに

親は非大卒・非大卒希望

子は大卒希望 子は非大卒希望


全体
300万円未満
1000万円以上

親は大卒・






親子ともに大卒希望


ｐ.＜0.001（χ２乗検定）

表５：高校偏差値（世帯年収別）
表５：高校偏差値（世帯年収別）

高校偏差値（%）
44以下

年
収

全体
300万円未満
1000万円以上45以上

55以上

55未満65未満


平均偏差値65以上








（SD=10.07)
（SD=9.44)
（SD=9.68)

ｐ.＜0.001（χ２乗検定）、ｐ.＜0.001（分散分析）

表６：高校卒業後の進路（世帯年収別）
表６：卒業後の進路（世帯年収別）

高校卒業後の進路（%）

年
収

大学

専門学校

進学準備

就職

他・未定

全体









300万円未満











1000万円以上









ｐ.＜0.001（χ２乗検定）

18

《 特 集 》子どもの貧困

4.2 二項ロジスティック回帰分析による検討ことを確認した。すべてのモデルでオムニバス検定の4.2.1 記述統計量

Ｐ値は 0.001 未満であり、回帰式は有意である。

扱う変数の記述統計量は、表７の通りである。なお、それでは、結果を解釈しよう。
【モデル⓪】では「等従属変数となる「大学進学ダミー」は、「四年制大学」「短価可処分所得」が大学進学に影響していることが示さ期大学」への進学決定者に「進学準備」を加えて「１」れているが、【モデル①】以降でも 0.01% 水準で有意とした。また、符号がいずれもプラス（= 大学進学をであり、所得が 100 万円増えると、大学進学の確率が 1.5促進）になるように、「母子世帯」ではなく「夫婦世帯」～ 1.7 倍高まる。
【モデル①】の「夫婦世帯ダミー」「学をダミー変数として投入した。

校外教育費」も同様に、他の変数を投入しても一定の効果を持ちつづける。こうした経済的な要因の影響は、4.2.2 モデルの推定

他の要因を統制しても弱まることはない。家計を直接支援しないと、低所得での非進学を解消することが難モデルの推定は、まず、【モデル⓪】として「世帯しいことを物語っている。

年収」にかかわる変数を入れた。なお、世帯年収の影
響は世帯人員によって異なるため、人員の平方根で除家庭の文化的な要因はどうだろうか。
「母大卒ダした「等価可処分所得」を用いることとした。次に、ミー」の効果は【モデル②】では有意だが、「親大卒【モデル①】として「夫婦世帯ダミー」と「学校外教希望ダミー」を投入した【モデル③】では有意ではな育費」を加え、主に経済的な要因の影響を見た。以降、い。文化資本は直接的に影響するというよりも、大学【モデル②】に「母親大卒ダミー」を、【モデル③】に進学に対する価値の認識や保護者の働きかけといった「親大卒希望ダミー」を、【モデル④】に「高校偏差値」社会心理的要因を経由して影響するのだろう。
「親大を順次投入した。そして最後に、それらの要因が本人卒希望ダミー」の影響力は大きく、疑似決定係数は大の意欲や努力次第で越えられるものなのかを確認するきく上昇する。
【モデル④】は、さらに学校の影響をために、「子大卒希望ダミー」と「家庭学習時間」を見るために「高校偏差値」を加えた。これも直接の効加えた【モデル⑤】を作成した。推定結果は、表８に果があり、偏差値が 10 上がると大学進学の確率は２示した通りである。

倍になる。

なお、投入する変数には相関があるため共線性の診それら諸要因の影響は、本人の意欲や努力によって断を行い、ＶＩＦはいずれの変数も２以下と問題ない乗り越えられるものなのか。その点を確認するため、

表７：記述統計量
表７：記述統計量
度数

最小値

最大値

平均値

標準偏差

大学進学ダミー（1=大学進学)  

等価可処分所得（単位=百万円)



夫婦世帯ダミー（1=夫婦世帯)  

学校外教育費（単位=万円/月)





  

母親大卒ダミー（1=母大卒)  

親大卒希望ダミー（1=大卒希望)  

高校偏差値（10刻み)

  

子大卒希望ダミー（1=大卒希望)  家庭学習時間（単位=時間)     

表８：大学進学を規定する要因分析【モデルⓄ】【モデル①】【モデル②】

世帯収入のみ経済的要因①＋文化的要因%([S %定数 

等価可処分所得（単位=百万円)



S%([S %S 

夫婦世帯ダミー（1=夫婦世帯)

学校外教育費（単位=万円/月)





%

([S %S 


%

([S % S

%([S % S

【モデル⑤】④＋本人要因%([S %

子大卒希望ダミー（1=大卒希望)家庭学習時間（単位=時間)
Nagelkerke R2 乗

親大卒希望ダミー（1=大卒希望)

高校偏差値（10刻み)



S 

母親大卒ダミー（1=母大卒)【モデル④】





【モデル③】②＋社会心理的要因 ③＋プロセスモデル




***ｐ.＜0.001、**ｐ.＜0.01、*ｐ.＜0.05、+ｐ.＜0.1

19

本人要因である子どもの意識（子大卒希望ダミー）と学習習慣（家庭学習時間）を投入した。
【モデル⑤】によると、本人要因は独自の効果を持つこと、さらには「親大卒希望ダミー」や「高校偏差値」のオッズ比が低下することが確認できる。子ども次第で、家庭や学校の不利を多少は緩和できるようだ。それでも、本人以外の影響は残存しており、子どもが頑張ればそれらのマイナスを解消できるといったものではない。

５. まとめと今後の課題
本稿では、大学への進学／非進学を規定する要因にたっては、同プロジェクトの許可を得た。
・本稿の作成に当たり貴重なコメントをいただいた原田章先生（追手門学院大学）、耳塚寛明先生（青山学院大学）に感謝いたします。
〈注〉1高 校卒業時調査の有効回答は972 ケースだが、扱うすべての変数に回答があったケースのみを抽出した。なお、世帯収入について複数時点に有効回答があったケースは、2017年調査に近い回答を採用した。
2要因の並び順は本稿の構成にあわせており、藤田が挙げた順番とは変えている。
3「答えたくない」「無回答」を除外したうえで、「200 ～ 300 万円未満」
は 250 万円のように金額の中央値をとり、「200 万円未満」は 150 万円、「2000 万円以上」は 2250 万円として換算した。
4「 無回答」を除外したうえで、「1000 ～ 2500 円未満」は 1750 円のように金額の中央値をとり、「1000 円未満」は 500 円、「50000 円以上」
は 55000 円として換算した。

ついて、とくに家庭の経済的な状況に注目した検討を5「その他」「無回答」を除外したうえで、「中学校」９年、「高校」12 年、「専行った。その結果、低所得世帯は大学進学に関連する門学校」「短期大学」14 年、「大学」16 年、「大学院」18 年として換４つの要因（学校外教育、母親学歴、希望進路、在学高校の偏差値）のいずれも低いが、それらの影響を統制してもなお、家庭の所得そのものが大学進学の確率を変えることが分かった。また、私たちは低所得世帯の高校生の非進学を本人の意欲や努力の不足に起因させがちであるが、仮に大学進学に意欲を持ち学習していても、それらのハンディキャップを乗り越えることが難しいという結果も得られた。
2019 年５月に「大学等就学支援法」が成立し、20年から低所得世帯を対象に授業料の減免や給付型奨学金の支給が行われる。本研究でも明らかなように高所得層ほどあらゆる条件に恵まれており、限られた予算を低所得層に振り分けるのは合理的である。しかし、低所得層が進学しない要因は複合的である。社会心理的要因の影響が大きいことなどを考えると、教育が果たす役割も大きい。すでに高校入学までの段階でマイナスが蓄積されており、できるだけ早期の介入が必要算した。
6高校偏差値については、回答者（保護者）が記入した高校名をもとに、学校情報ポータルサイト「みんなの高校情報」が公開している情報などを用いて筆者が変数を作成した。
〈参考文献〉
阿部彩（2008）. 子どもの貧困―日本の不平等を考える 岩波書店．
赤林 英夫・直井道生・敷島千鶴（2016）. 学力・心理・家庭環境の経済分析―全国小中学生の追跡調査から見えてきたもの 有斐閣．
安藤寿康（2016）．日本人の９割が知らない遺伝の真実 筑摩書房 .
Bowles,S., Gintis,H. & Groves,M.O.（2005）．Unequal Chances: Family
Background and Economic Success., New York, Sage Foundation.
Duncan,Greg J. and Brooks-Gunn,J.（eds.）（1997）．Consequences ofGrowing up Poor., New York, Russel Sage Foundation.
藤田 英典（2012）．現代の貧困と子どもの発達 教育発達心理学研究 ,第 23 巻第４号 , p439-449．
濱中淳子（2013）．検証・学歴の効用 勁草書房．
林明子（2012）．生活保護世帯の子どもの生活と進路選択 教育学研究 ,第 79 巻第１号 , p13-24．
樋田 大二郎・耳塚寛明・岩木秀夫・苅谷剛彦（2000）．高校生文化と進路形成の変容 学事出版．
北條雅一（2018）学歴収益率についての研究の現状と課題 日本労働研
究雑誌 , 第 694 号 , p29-38．

である。金銭的な支援は必要であるが、単に大学を無

岩木秀夫・耳塚寛明（1983）．高校生―学校格差の中で 至文堂．

償化すれば、貧困の連鎖が解決するわけではない。

岩田 正美（2007）．現代の貧困―ワーキングプア／ホームレス／生活

その点を踏まえ、次の２点を研究上の課題としてあげたい。一つは、高校入学前の段階で、経済的な要因が教育にどのような影響を及ぼすのかを究明することである。本稿で扱った調査は、小学１年生から実施しており、今後、小学校段階からの連鎖を明らかにした保護 筑摩書房．
鹿又 伸夫（2001）．機会と結果の不平等―世代間移動と所得・資産格
差 ミネルヴァ書房．
吉川 徹（2006）．学歴と格差・不平等―成熟する日本型学歴社会

東京大学出版会．
小林 雅之（2007）．高等教育機会の格差と是正政策 教育社会学研究 ,第 80 集 , p101-125.

い。もう一つは、高大接続における格差を詳細に分析

小林雅之（2008）．進学格差―深刻化する教育費負担 筑摩書房．

することである。今回は、単に大学に進学したかどう盛満弥生（2011）学校における貧困の表れとその不可視化―生活保護かを従属変数としたが、本来はどのような大学に進学したのかが重要である。進学機会は拡大しているが、それが本当に意味のあるものなのか。その検証が、貧困の連鎖を防ぐためにも必要だろう。

世帯出身生徒の学校生活を事例に 教育社会学研究 , 第 88 集 , p273-294．
耳塚 寛明（2007）．小学校学力格差に挑む 教育社会学研究 , 第 80 集 ,p23-39．
斉藤知洋（2017）．子どもの貧困と中学生の教育期待形成 社会学年報 ,第 46 号, p127-138, 東北社会学会．
佐藤俊樹（2000）．不平等社会日本―さよなら総中流 中央公論社．

〈付記〉

日本労働研究雑誌, 第 49 巻６号, p75-83, 独立行政法人労働政策・研修機構．

会科学研究所・ベネッセ教育総合研究所共同研究「子どもの生活と東京 大学大学院教育学研究科大学経営・政策研究センター（2007）．

学び」研究プロジェクトが実施した調査である。データの使用にあ20

佐藤 嘉倫・吉田崇（2007）．貧困の世代間連鎖の実証研究

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「子どもの生活と学びに関する親子調査（JLSCP）」は、東京大学社

高校生の進路追跡調査（第１次報告書）．