Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
ただし、 $ s_{t} $ は子どものための養育費といった離婚後に支払う可能性がある費用や法的なコストを示す変数であり、 $ \omega_{t} $ は誤差項である。 $ \gamma $ 、 $ \eta $ は係数ベクトルを示す。これらの離婚コストが高い場合、離婚せずに結婚を継続する確率が高まる。

次に離婚に影響を及ぼす外性変数 $ x_{ht}, x_{wt}, k_t, \theta_t $ について見ていく。これら外性変数を $ y = (x_{ht}, x_{wt}, k_t, \theta_t) $ といったベクトルで表し、以下のような差分方程式を定義する。

$$ y_{t}^{\prime}=B y_{t-1}^{\prime}+\mu_{t} $$

ただし、Bは係数行列であり、 $ \mu_{t} $ は期間tにおける予想できないショックであるとする。離婚に影響を及ぼす各変数は、t-1期の各値に予想できないショックが加わることでt期の値を形成することとなる。

以上の定義の下で、夫婦が結婚を継続するか、それとも離婚するかどうかといった意思決定を Value function を用いて動学的に定式化する。離婚の意思決定には現在の状態変数のみならず、今後の変数からも大きく影響を受けるため、動学的なモデルを構築する必要がある。ここでは $ V_{t}(y_{t}) $ を期間 t の時点で結婚していた場合に得られる期待効用であるとする。この時の Value function の $ V_{t}(y_{t}) $ は、以下の式となる。

$$ V_{t}(y_{t})=G(y_{t})+\beta E_{t}max\left[V_{t+1}(y_{t+1}),A_{w,t+1}+A_{h,t+1}-C_{t+1}\right] $$

ただし $ \beta $ は割引因子で、 $ \beta < 1 $ であるとする。(5)式から結婚から得られる期待効用が独身であった場合の期待効用よりも小さいと離婚が発生することになる。つまり、以下の(6)の場合に初めて離婚が成立する。

$$ V_{t}\left(y_{t}\right)
### 5. 推計手法

本節では推計手法について説明する。本稿の目的は夫の失業が離婚に及ぼす影響を定量的に明らかにすることであり、(5)式の結婚の期待効用に夫の失業が及ぼす影響を推計することとなる。実際に推計を行う場合、次の誘導型モデルをプロビット分析及び変量効果プロビット分析で推計する $ ^{7} $ 。なお、以下で説明する各変数の作成方法については、KHPSとJPSCでほぼ同一であり、違いがある際はどの点が異なっているのかを説明する。

$$ \begin{aligned}z_{it}^{*}=\alpha_{1}T_{it-1}+\alpha_{2}k_{it-1}+\alpha_{3}\theta_{it-1}+\alpha_{4}D_{it-1}+\alpha_{5}D_{it-2}+\alpha_{6}D_{it-3}+\alpha_{7}x_{it-1}\\+\alpha_{8}W_{it-1}+\alpha_{9}E_{it-1}+\alpha_{10}VE_{it-1}+\upsilon_{i}+\varepsilon_{it}\end{aligned} $$

i は観察された個人、t は観察時点を示す。 $ z_{it} $ は t-1 期に結婚していた夫婦が t 期に離婚した場合に 1、結婚を継続した場合に 0 となるダミー変数である。この離婚ダミーは、配偶状態に関する質問か、もしくは 1 年間の世帯変動に関する質問から作成可能となっている。配偶状態に関する質問を利用して離婚ダミーを作成すると、死別者も離婚とみなされてしまう可能性があるため、ここでは世帯変動に関する質問から離婚ダミーを作成する。 $ T_{it-1} $ は結婚期間ダミー（1-5 年、6-10 年、11-15 年、16-20 年、21 年以上）を示している。この変数によって、結婚期間の継続が離婚にどのような影響を及ぼすのかを検証する。もし結婚期間が長くなるにつれて離婚確率が低下する場合、係数は負の符号を示すこととなる。逆に結婚期間が長くなるにつれて離婚確率が上昇する場合、係数は正の符号を示すこととなる。国内及び海外の先行研究を見ると、結婚期間には負の duration dependence が存在することが指摘されているため、負の係数を示すと予想される。

$ k_{it-1} $ は結婚によって形成される資本を示しており、貯蓄額/100、有価証券保有額/100、5歳以下の子どもありダミー、6-12歳の子どもありダミー、子どもの数、持家ありダミーを変数として使用している。貯蓄額及び有価証券保有額が大きい家計の場合、消費水準が拡大し、結婚の期待効用が高まると考えられるため、負の符号を示すと予想される。また、“子は錠”と言われるように、子どもの存在は離婚コストを高め、夫婦として留まらせる効果があると考えられるため、負の符号を示すと予想される。持家がある家計の場合、資産として分割が難しいため、離婚を抑制する効果があると考えられる。

$\theta_{it-1}$ は夫婦のマッチングを示している。夫婦のマッチングは、実際の数値として観測することが困難であるため、ここでは結婚の期待効用の代理指標となる夫婦の学歴の組合せダミー、妻の初婚年齢ダミー、夫妻の年齢差ダミーを使用している。Becker(1974)は、その論文の中でどのような属性の組合せの夫婦だと結婚の期待効用が高まるのかを明らかに
している。Becker (1974) では、教育水準、身長、知能、年齢、非勤労所得、身体的な魅力等の個人属性に関しては、その属性が大きく近い夫婦の組合せほど、結婚の期待効用が高く、離婚確率が低下することを指摘している。このため、夫婦の学歴の組合せダミーは夫婦の学歴が高く、同じ学歴であるほど、離婚確率が低下するため、負の符号を示すと予想される。また、夫妻の年齢差ダミーはその差が大きくなるほど、離婚確率が上昇すると考えられるため、正の符号を示すと予想される。妻の初婚年齢ダミーであるが、これは配偶者を結婚市場においてサーチした期間を示す指標として利用している $ ^{8} $ 。配偶者をサーチした期間が長くなるほど、よりマッチングの高い相手を探し出すことが可能となるため、初婚年齢の上昇は結婚の期待効用を高めると考えられる。この結果、初婚年齢の上昇は、離婚確率を低下させると考えられるため、負の符号を示すと予想される。

$ D_{it-1} $ 、 $ D_{it-2} $ 、 $ D_{it-3} $ は夫の失業経験ダミーを示しており、本稿で最も注目する変数である。 $ D_{it-1} $ は1年前に夫が失業を経験した場合に1、継続就業していた場合に0となるダミー変数である。 $ D_{it-2} $ は夫が2年前に失業を経験した場合を示し、 $ D_{it-3} $ は夫が3年前に失業を経験した場合のダミー変数を示している。t-2期、t-3期の夫の失業経験ダミーを使用する理由は、Jacobson et al.(1993)、Couch and Placzek(2010)で指摘されているように、失業直後の数年間にわたって所得が大幅に低下するため、失業2年後、3年後でも離婚に影響を及ぼす可能性があるためである。また、t-4期以前の変数を使用しないのは、夫の失業サンプルが少ないため、説明変数として推計に使用できないためである。夫が失業を経験した場合、結婚の期待効用を低下させる効果と結婚市場における夫の価値を低下させる効果がそれぞれ存在する。このため、前者の効果が後者を上回れば正の符号を示し、逆に後者の効果が上回れば負、もしくは有意な係数を示さないと予想される。

この夫の失業経験ダミーについて、2つの注意点がある。1つ目は、定年退職による夫の失業の取扱いについてである。定年退職の場合、他の理由による失業とは異なり、いつの時点で失業するのかが明確であるため、家計に及ぼす影響が異なると考えられる。このため、定年退職による失業を分析対象から除外する必要がある。KHPSの質問票では、転職、失業した場合にその理由について質問しており、この中で「定年又はこれに準ずる理由のため」と回答した場合、分析対象から除外した。JPSCの場合でも失業した場合、その理由について質問しているが、全調查期間において定年退職による失業を識別するための選択肢が存在していない。そこで、JPSCでは59歳以下の夫の失業のみを分析対象として扱うことで定年退職による夫の失業を除外した。

2 つ目は、自発的失業及び非自発的失業の識別についてである。Charles and Stephens (2004) や Doiron and Mendolia (2012) では非自発的失業の場合のみを分析対象としている。これは、自発的失業も分析対象とした場合、事前にその失業を予見できる可能性があるため、必ずしも失業を外生的なショックとして扱うことができず、離婚に及ぼす影響を適切
に検証できない恐れがあるためである。本分析でも同様に非自発的な理由で失業した場合のみを取り出し、変数を作成することを試みたが、サンプルサイズが少なかったため、分析に使用することができなかった。このため、本分析では、推計結果にバイアスをもたらす恐れがあるものの、理由の如何に問わず夫が失業した場合に1となる失業ダミーを使用していく。この点に対する対処は、今後の研究課題である。

$ x_{it-1} $ はその他コントロール変数を示しており、都道府県別離婚率、都道府県別失業率、コーホートダミー、市郡規模ダミー、地域プロックダミー、年次ダミー $ ^{9} $ を使用する。KHPSではこれらのコントロール変数をすべて使用するが、JPSCでは地域プロックダミー、都道府県別離婚率、都道府県別失業率を使用することができなかった。これは、JPSCの場合、各サンプルの居住都道府県の情報を利用できないためである。なお、KHPSで都道府県別離婚率や都道府県別失業率を特に利用するのは、分析期間中に東日本大震災が発生したため、それによる地域労働市場や離婚への影響をコントロールするためである。

$ W_{it-1} $ は妻の就業状態ダミー及び新規就業ダミーを示す。離婚の意思決定に妻の稼得能力が大きな影響を及ぼす。特に妻が就業している場合、結婚の分業による便益が低下するため、離婚確率が上昇すると考えられる。このため、 $ W_{it-1} $ は正の符号を示すと予想される。 $ E_{it-1} $ は夫の所得ダミー（400万円未満、400-600万円、600万円以上）を示す。この変数は、所得水準を考慮しても失業が離婚に及ぼす影響に変化が見られないかを検証するために使用する。夫の所得が高いほど家計消費額も高く、結婚を継続することの便益が上昇すると考えられるため、夫の所得ダミーは負の符号を示すと予想される。

$ VE_{it-1} $ は t-1 期から t 期の夫の所得変動額を示す。この変動所得を使用する目的は、夫の失業に伴う所得のショックを捉えるためである。Jacobson et al. (1993)、Couch and Placzek (2010) の研究で指摘されているように、失業前後において最も所得が低下するため、失業の直前と直後の所得変化を捉えられる変数を作成する必要がある。そのため、今回の推計では変動所得を t-1 期から t 期の夫の所得変化額と定義した。この変数と夫の失業経験ダミーを同時に使用することで、夫の失業の離婚に及ぼす影響が所得変動に起因したものなのか、それとも、それ以外の要因に起因したものなのかを検証できる。もし変動所得を使用しても夫の失業経験ダミーが有意であった場合、Charles and Stephens (2004) が指摘するように、失業によって明らかになる配偶者としての適性が離婚の原因になっている可能性がある。なお、夫の所得ダミーと変動所得を同時に使用すると多重共線性が発生するため、推計では別々に説明変数として使用している。

$ v_{i} $ は観察できない個人効果、 $ \varepsilon_{it} $ は誤差項を示している。分析では、因果関係を明確にするため、夫の失業経験ダミー以外のすべての説明変数で1期前の値を使用する。

推計に利用した各変数の基本統計量は、表 5−1 に掲載してある。表 5−1 では離婚経験サンプルと結婚継続サンプルのさまざまな個人属性の平均値の違いを比較している。なお、
の子供ありダミーや6-12歳以下の子どもありダミーを見ると、いずれの変数も離婚経験サンプルの値の方が大きくなる傾向が見られた。この点は仮説とは異なった傾向を見せており、子どもの存在が離婚の抑制に寄与していない可能性がある。

貯蓄額、有価証券保有額、持家ありダミーといった資産変数について見ると、いずれの変数も結婚継続サンプルの値の方が大きくなっていた。資産規模が大きいほど、離婚の抑制につながる傾向が見られる。次に妻の就業状態ダミーや新規就業ダミーを見ると、離婚経験サンプルの方が正規雇用、非正規雇用、そして新規就業についている割合が高くなっていた。この点については離婚を予期した妻が労働供給を増やす可能性があるため、慎重に解釈すべきであるが、労働市場で就業している妻ほど離婚しやすい傾向があると考えられる。最後に夫の勤労収入を見ると、離婚経験サンプルの方が低い傾向があった。夫の所得が低いほど、家計消費が抑制され、効用が低くなるため、離婚しやすい可能性がある。

### 6. 推計結果

### 6.1 KHPS の推計結果

表 6−1 は KHPS を用いた離婚に関するプロビット分析の結果を示している。(A1)から(A8)の結果を見ると、対数応度比検定によって選択された(A1)、(A3)、(A5)、(A7)のすべての2年前の夫失業経験ダミーが有意に正の符号を示していた。この結果は、夫が2年前に失業を経験した場合、離婚確率が上昇することを示す。また、表 6−1 の(A7)、(A8)の1期前の夫の変動所得を説明変数に加えた場合でも夫の失業経験ダミーが有意であった結果を考慮すると、所得以外の失業の効果が離婚確率を上昇させると考えられる。この所得以外の失業の効果として、Charles and Stephens(2004)が指摘するように、失業がスティグマとして認識され、結婚相手としての適性に関する負のシグナルになっている可能性が考えられる。

次に夫の失業経験ダミー以外の変数を見ると、妻の初婚年齢ダミーでは19歳以下のみが有意に正の符号を示していた。これは、妻の初婚年齢が19歳以下の場合だと、離婚確率が上昇することを示している。妻の初婚年齢が10代であり、結婚市場において配偶者を十分な期間をとってサーチしないと夫婦のマッチングが低下するため、離婚しやすくなると言える。次に夫妻の学歴組み合わせダミーを見ると、夫婦ともに大卒ダミーが有意に負の符号を示す場合が多かった。これは、夫婦ともに高学歴だと夫婦のマッチングが高まり、離婚しにくくなると考えられる。夫妻の年齢差ダミーを見ると、いずれの変数も有意な符号を示していなかった。夫婦の年齢差が拡大した場合、結婚からの期待効用が低下するため、離婚確率が上昇すると予想されたが、その傾向は確認されなかった。また、結婚期間ダミーについて見ると、ほとんどの変数において有意な値を示していなかった。結婚期間が長くなるほど、配偶者の嗜好等の情報が蓄積され、離婚コストが上昇するため、離婚しにく
くなると考えられたが、その傾向は多くの場合で確認できなかった $ ^{10} $ 。5歳以下の子どもありダミー、6-12歳の子どもありダミー及び子どもの数について見ると、いずれの変数も有意な値を示していなかった。幼い子どもの存在は離婚コストを高めるため、離婚を抑制すると考えられたが、その効果を確認できなかった。貯蓄額、有価証券保有額及び持家ありダミーの資産変数を見ると、持家ありダミーのみが有意に負の符号を示していた。これは、持家がある夫婦ほど離婚確率が低下することを示している。金融資産とは違って分割の難しい持家の存在が離婚を抑制すると言える。妻の就業状態ダミー及び妻の新規就業ダミーを見ると、正規雇用ダミー及び非正規雇用ダミーのみが有意に正の符号を示していた。これは、妻が1期前に正規雇用や非正規雇用で就業していると離婚確率が上昇することを意味する。妻が雇用就業で働いている場合、結婚の分業による便益が低下するため、離婚しやすくなると考えられる。また、就業することで経済的に自立でき、夫の所得に頼らずとも生活できるようになるため、離婚しやすくなるといった要因も考えられる。最後に夫の所得ダミー及び変動所得を見ると、いずれも有意な値を示していなかった。

### 6.2 JPSC の推計結果

表6－2はJPSCを用いた離婚に関するプロビット分析の結果を示している。(B1)から(B8)の結果を見ると、いずれの場合も1年前の夫失業経験ダミーが有意に正の値を示していた。この結果は、夫が1年前に失業を経験した場合、離婚確率が上昇することを示している。KHPSよりもタイミングが1年早くなっているが、夫の失業が離婚確率を上昇させる傾向にあった $ ^{11} $ 。また、表6－2の(B7)、(B8)の夫の変動所得を説明変数に加えた結果を見ると、KHPSと同様に夫の失業経験ダミーが有意であった。

この結果から、所得以外の失業の効果が離婚確率を上昇させると考えられる。以上の結果から、KHPS、JPSC の両データを用いた場合でも、夫の失業経験が離婚確率を上昇させると言える。

次に夫の失業経験ダミー以外の変数のうち、KHPSと異なった結果を見せている変数を見ていく。夫妻の年齢差ダミーを見ると、妻の年齢が夫の年齢よりも4歳以上高いと、離婚確率が上昇していた。夫婦の年齢差が拡大した場合、結婚からの期待効用が低下するため、離婚確率が上昇すると予想されたが、JPSCではその傾向が確認できた。5歳以下の子どももありダミーを見ると、多くの場合、有意に負の符号を示していた。この結果は仮説ど
おりであり、幼い子どもの存在は離婚コストを高めるため、離婚を抑制すると考えられる。また、貯蓄額を見ると、いずれの場合も負に有意な符号を示していた。貯蓄といった金融資産を保有する家計ほど、経済的に豊かであり、結婚からの期待効用も高いと考えられるため、離婚しにくいと言える。最後に夫の所得ダミーが負に有意になっていた。所得が高いほど消費水準が拡大し、結婚からの便益も大きくなるため、離婚が抑制されると言える。

### 7. 結論

本稿は『慶應義塾家計パネル調査 (KHPS)』及び『消費生活に関するパネル調査 (JPSC)』を用い、夫の失業経験が離婚に及ぼす影響を検証することを目的としていた。この分析の結果、次の2点が明らかになった。1点目は、KHPSによる分析の結果、2年前の夫の失業経験が離婚確率を上昇させていた。これに対してJPSCによる分析の結果、1年前の夫の失業経験が離婚確率を上昇させていた。これらの結果から、1年、もしくは2年前の夫の失業経験が離婚を引き起こす原因の1つになっていると考えられる。2点目は、KHPS、JPSCの両方のデータにおいて夫の変動所得を説明変数に加えた分析を実施したが、夫の失業経験が離婚確率を上昇させる傾向に変化は見られなかった $ ^{12}\cdot^{13} $ 。この結果から、所得以外の失業の効果が離婚確率を上昇させると考えられる。この所得以外の失業の効果として、Charles and Stephens (2004)が指摘するように、失業が結婚相手としての適性に関する負のシグナルになっている可能性がある。

最後に本稿の課題について述べておきたい。1つ目の課題は、サンプルサイズである。今回の分析ではKHPSのみならず、JPSCのデータを併用して夫の失業が離婚に及ぼす影響について検証したが、離婚件数は決して十分な数とは言えなかった。2つのデータを併用することでサンプルサイズの小ささを補ったが、この希少なサンプルで得られた分析結果の妥当性を再検証する必要があるだろう。このため、今後の研究課題として、より規模の大きなデータを用い、再度分析する必要があると考えられる。2つ目の課題は、サンプルの脱落である。宮内他（2006）で指摘されているように、有配偶者ほどパネル調査の継続回答確率が高い傾向にあるため、有配偶から無配偶へ変化すると継続回答確率が低下すると考えられる。もしデータからは観察できない要因が離婚の意思決定やサンプルの脱落にも影響を及ぼしていた場合、推計結果になんらかのバイアスをもたらす可能性がある。また、KHPSの場合、JPSCよりも中高齢層の割合が高く、結婚期間も長いため、離婚の意思決定を行いづらい傾向も強い。このようなサンプルの年齢構成の影響もKHPSにおいてパ
ネル推計が採択されない背景の1つに存在する可能性がある。これらについては今後、サンプル脱落による影響を統計的に補正した推計を使用することで対処する必要がある。3つ目の課題は、長期所得が離婚に及ぼす影響の検証である。Burgess et al. (2003) では夫の長期所得が離婚に影響を及ぼすことが示されていた。このため、日本でも夫の長期所得が離婚に影響を及ぼす可能性があり、この点について今後改めて分析を行っていきたい。

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論文

# 総合学科設置（コンプリヘンシブ・カリキュラム）が高等学校生徒の中退行動に与えた影響の計量分析 $ ^{*} $

荒木 宏子**

<要旨>

総合学科は、普通教育と職業教育を総合的に施す学科として 1994 年に制度化され、現高等学校教育改革の中心的施策として、その設置が全国的に進められている。総合学科の誕生により、現在の日本の高等学校教育においては、普通科・専門（職業）学科によるトラッキング・カリキュラム教育と、総合学科によるコンプリヘンシブ・カリキュラム教育の共存状態が生まれている。総合学科は既存の学科に比べ、生徒のニーズと教育内容とのマッチングに優れたカリキュラムを提供し、生徒の教育達成度向上を促すことが期待される。本論文は、総合学科設置がそれら政策目標の一つである、生徒の中途退学抑制（学校定着）に及ぼした影響について、計量経済学的検証を行う初めての試みである。具体的には、異なるカリキュラム制度の混在する現在の状況を利用し、総合学科設置によるコンプリヘンシブ・カリキュラムの運営が生徒の中途退学行動に及ぼした影響について、1988年から2006年における東北・北陸地方8県の学校・学科・学年レベルのパネルデータを用いて、最小二乘法や固定効果・変量効果モデル等の手法により推計を行った。分析の結果、公立高校においては総合学科制度が生徒の中途退学行動を大きく抑制する効果が確認されたが、私立高校においてはその効果を確認することができなかった。

JEL Classification Number: H75, I28, I29

Key Words: 総合学科、高校中退、トラッキング
# Does the Comprehensive curriculum prevent high school dropout in Japan?

By Hiroko ARAKI

## Abstract

In 1994, a new academic track combining both vocational and academic courses was introduced to Japanese high schools. The system, termed Sōgō-Gakka, has since been expanded to schools nationwide as the centerpiece of current secondary school educational reforms. Before its introduction, Japanese high school applicants had to select either an academic or a vocational track, which would set the course for their future career and life. In contrast to traditional academic and vocational tracks, the sōgō-gakka curriculum covers a wide variety of academic and vocational subjects and is designed to provide an education that meets the individual needs of contemporary students and it is expected to improve students' achievement. The adoption of sōgō-gakka has created a situation in Japanese high school education where both traditional academic/vocation tracking and comprehensive school tracks coexist. For this reason, contemporary Japanese high schools offer an excellent opportunity to study the impact of a tracking versus a comprehensive education on student achievement. In this study, I estimate the comprehensive curriculum's preventative effect on dropout using school-track level (academic, vocational or sōgō-gakka) panel data covering all high schools in northern Japan, controlling for initial academic ability of students entering the schools and unobservable school-track effects. The results suggest that the adoption of sōgō-gakka comprehensive tracks is particularly effective in preventing dropout among public high school students.

JEL Classification Number: H75, I28, I29

Keywords: tracking, comprehensive schools, high school dropout
### 1. はじめに

本論文は、現高等学校教育改革の中心的施策である総合学科設置事業が、高等学校生徒の教育達成度（中退抑制）に及ぼした影響を計量経済学的に検証するものである。

現行の高等学校教育改革は、平成3年4月の中央教育審議会答申に形作られた。同答申は、戦直後の新制高校発足時より大きな変化無く維持され続けている当時の高校教育システムとその画一的な教育内容が、社会の変化や多様化する生徒の特性・ニーズに対応できていないことに触れ、結果として中途退学や学校不適応が増加しているという見解を明らかにした。これを受け、次代の教育は生徒や社会の実態に対応可能な制度や教育内容を持す必要があり、その中心的施策として「現在の普通科と職業学科に大別されている学科区分を見直し、普通科と職業学科とを総合するような新たな学科を設置することが適当」として、ここに総合学科設置事業が始まった。

平成6年度に7校からスタートした総合学科は、平成20年度には国公私立合わせて334校（全高等学校の約6%）に拡大し、新たな学科制度は全国に定着しつつある。総合学科の設置により、現在の日本の高等学校教育においては、普通科・職業学科のトラッキング²・カリキュラムと、総合学科のコンプリヘンシブ（総合的）・カリキュラムの共存状態が生まれている。答申の指摘するように、旧来の普通科・職業学科の2学科制には、生徒のニーズと選択した学科における教育内容との間にミスマッチが生まれる可能性がある。なぜなら、高校全入時代を迎えた今日においては、多くの生徒が自らの特性や進路・興味の不明確なまま、単に入学試験時点での偏差値の序列によって入学する学校学科を決定してしまうからである。しかし、従来の普通・職業学科の2学科制においては、各学科で施される教育内容と異なる進路希望を持った生徒（普通科在籍の就職志望生徒、職業学科在籍の進学志望生徒）のニーズに対応した教育を行うことは総じて難しく、また、入学後の転校・編入等のミスマッチを解消する手段も乏しい。このような状況が、高校中退や学校不適応の増加へ何らかの影響を及ぼした可能性が十分に考えられる。文部科学省の事由別中退者数推移統計によれば、進路変更および学校生活・学業不適応、すなわちミスマッチを理由に高校を去る生徒の比率は、この20年でおよそ二倍に増えている $ ^{3} $ 。

総合学科が既存の学科に比べ、生徒と教育内容のマッチングに優れた効果を発揮し、期待される政策効果を実現しているかどうかを検証するにあたり、異なるタイプの学科システムが混在する現在の状況は、またとない好機である。しかし、総合学科設置開始より十数年を経た今日にいたるまで、その施策が生徒の中途退学・進路状況・学力などに与えた影響について、客観的数値データを用いて統計的検証が行われた様子は筆者の知る限りない。
本論文は、総合学科設置によるコンプリヘンシブ・カリキュラム教育の運営が、その政策課題の一つである生徒の中退抑制にどのような影響を与えたかについて、1988年から2006年における東北・北陸地方8県の全ての全日制高等学校を網羅する学校・学科・学年レベルのパネルデータを用いて計量分析を行う $ ^{4} $ 。具体的には、各年の学科・学年別生徒数変遷から算出した中途退学率を被説明変数とし、総合学科であることが、その学科の中途退学率に与えた影響を推計し、政策効果を検証する。

近年、日本の高等学校中途退学率は経年で2.0%前後を推移しており、アメリカなどの諸外国に比して低水準であるとの認識も強いが、実数としては、本論文の分析対象期間である昭和63年度から平成18年度において、年平均94000人以上もの中途退学者が発生している。文部科学省は平成8年に、平成5年度中に高等学校を中途退学した元生徒16651人（同年度全中退者の18%）に中退理由やその後の進路状況についてのアンケート調査を行っているが、中退後約3年を経過した調査時点において、就職も就学もしていない元生徒の割合は37.4%に上る（無職7.3%・不明30.1%） $ ^{5} $ 。この割合を母集団に当てはめれば、平成5年の中途退学者のうち、平成8年に35000人以上の元生徒が非就職・非就学状態にあり、この人数は同年の長期完全失業者数の約8%に当たる $ ^{6} $ 。仮にこの進路状況が経年で続くものとすれば、失業者のかなりの割合を、高等学校中退者が占めている可能性がある。高橋・玄田（2004）は、高校中退者は卒業者に比べ、「高校中退」という負のシグナルによって、本人の認知能力や就業志向とは無関係に明らかに正社員就職への機会を奪われている、と指摘している。高校中退は教育行政の問題であるだけではなく、若年失業という労働行政の課題に通ずる重要な問題である。

本論文の構成は以下の通りである。まず、2 節では総合学科設置事業の現状、総合学科制度の内容について整理し、期待される政策効果を確認する。3 節では、国内外における学科システムと教育達成度に関わる既存研究を紹介しながら、これら既存研究が直面してきた分析上の諸問題と、これに対する本論文の取り組みについて述べる。4 節では、本分析におけるモデルと利用データ及び分析手法についての詳細を述べる。5 節は、分析結果とその検証である。分析の結果、公立高校においては、総合学科制度が生徒の中途退学を大きく抑制する効果が確認されたが、私立高校においてはその効果を確認することができなかった。
## 2 ．総合学科設置事業と設置校の現状

#### 2.1. 総合学科制度

総合学科 $ ^{7} $ は、普通科目と専門科目（職業科目）のいずれにも偏らない多種多様な選択科目を持ち、さらに、生徒が主体的に履修科目の大半（必要卒業単位のおよそ半数以上）を選択することができる、従来学科とは全く異なるカリキュラムを持つコンプリヘンシブな学科制度である。選択科目は各校が独自に設置するため、その内容や数は各校の設置経緯（前身学科など）に大きく依存するが、大部分の設置校は100科目前後の選択科目を開設している（岡田（2005））。

選択科目は、生徒が習得したい分野に関わる科目を体系的に選択することができるよう、「系列」と呼ばれる科目群にグループ化される。しかし「系列」はあくまで、生徒が質の高いカリキュラムを構成するための指標であり、職業学科のように、一定の系列内で履修必要単位を束縛されることはなく、さらに原則として学年による履修科目の制限もない。よって生徒は自らの意思によって、全く異なる系列に属する多様な科目を履修することが可能であり、実際にこのような履修形態を選ぶ生徒も多い。

このように、多様な選択肢から生徒が自身の裁量によって履修科目を決定するというシステムは、教育の質を維持するという観点からは大きな危険もはらんでいる。つまり、生徒が今後の進路等に有用ではない形で履修科目を決定してしまう危険である。これを防ぐために、総合学科においては、「産業社会と人間」という総合的学習科目の履修を原則1年時に義務付けている。同科目では従来の進路指導を拡充し、職業体験や見学、社会人講師を招いての講義、自身のライフプランの作成などを通して、生徒が卒業後の進路や職業選択を見据えた科目決定を行うためのガイダンスを行っている。

総合学科制度が効率的に機能し、生徒が自らの適性と能力と興味に見合ったカリキュラムを構成することができるならば、中途退学や学校不適応は減少、就職・進学状況も改善することが期待される。

また、次節に記載するように、総合学科設置校は、その多様な選択科目の設置・運営に際し教員の加配や施設の建設・改修等、何らかの投資を必要とする（佐藤（1995））。本稿における総合学科設置の効果とは、新たに設置されたコンプリヘンシブ・カリキュラムの「運営」が生徒の中退率に与えた効果であり、そこには、その運営のために投下されたこれら資本の効果も含まれることを言及したい。
#### 2.2. 総合学科設置校の前身

現在のところ、総合学科設置校の大半は、既存の高校の学科改編や統廃合などの再編によって誕生したものである。中でも、職業学科をその前身に持つ設置校は全体の7割を占める。

その最大の原因はおそらく、多種多様な選択科目を設置するための財政的負担に係るものであろう。普通科単学科の既存校が、職業科目を含めた100前後の科目を開講するために、職業教育を提供する人員を配し、設備を整えるには莫大な費用を要する。菊地（1997）は、総合学科の設置について、「県の財政当局を説得するには、『既存の施設・設備を活用する』ことが前提」であると述べているが、この指摘は初期の設置校に「普通科＋職業学科」の併設校や統廃合が多かった事実にも合致する。また、現在の設置校の内、公立高校が9割を占める状況も経済的事由に帰するところが大きい。さらに、改革以前に志願者の減少や偏差値低迷、中退増加などの問題をより深刻に抱えていたのは、普通科進学校ではなく、主に中堅以下の職業学科校であり、これら問題の解決に迫られた高校がいち早く総合学科の設置に踏み出した背景も存在する（岡部（2005）、菊地（1997）、寺田（1995））。つまり、総合学科は、さまざまな能力の生徒が属する、あるいは、さまざまな前身学科・運営組織を持つあらゆる学校にまんべんなく普及した制度ではないことが明らかである。このような生徒の能力バイアスの可能性は、総合学科設置後の変化を含め、分析にあたり十分に留意すべき問題である。

### 3. 既存研究

#### 3.1. 国内既存研究

日本においては、アメリカなどの諸外国に比べ、教育政策の計量経済学的分析に必要となるデータ等の情報公開がきわめて限定的であり、実証分析を裏付けとする教育政策評価はいまだ数少ない（小塩・妹尾（2006））。本論文のテーマである総合学科制度に関わる分析についても、その大部分は各校の設置経緯や運営状況をまとめた事例研究である。少数ではあるが、生徒や教師へ施策内容に対する満足度などを問うアンケート調査を行い、その回答を政策効果として検証する研究も存在するが（小河内（1996）、南本（2007）、文部科学省（2000））、利用されるデータや手法に統計的問題があり、全国規模で拡充が進む同制度に対し、実証分析による政策評価が蓄積されているとは言い難い。

国内既存研究に共通する問題点として次の二点があげられる。まず、各「施策内容」がどのような「効果」を生み出したのか、という因果関係の考察自体が欠如している点である。既存の調査研究においては、総合学科の教育成果に対し好意的な見解が多数示されているが、果たしてそれが「総合学科制度」によってもたらされたものなのか、あるいは、単に総合学科に優秀で意欲ある生徒が集まったことによるのか、という論点が欠如してい
る。現行改革の中心的事業としてスタートした総合学科校は、その立地や入試制度などにおいて好条件の下に設置された学校が多い。学区においては、ほぼ全ての設置校において全県一区制であり、また推薦制度もきわめて独自性があり充実しているなど、導入初期の一部地域においては他科に比して明らかに条件が恵まれていた。本研究の分析対象である8県においても、分析期間(1989年～2006年)の全期間あるいは大部分の期間において、普通科には通学区域制限が存在したのに対し、職業学科及び総合学科の学区は全県一円であった $ ^{9} $ 。このような状況を考慮すると、総合学科の教育効果を分析するにあたり生徒の既存能力等のコントロールは極めて重要な留意点である。

次に、教育成果の指標として利用されるほぼ全てのデータが、生徒や教員の「満足度」などの主観的指標であり、さらにその大部分が高等学校現場で生徒や教師に配布され回収されたものであるため、その回答が客観的な教育達成度を正確に反映しているのかどうかについても議論の余地がある。

#### 3.2. 諸外国の学科制度研究とその問題点

これに対し、米国をはじめ諸外国においては、学科・カリキュラム制度の違いが教育達成度に及ぼす影響について数多くの実証研究が行われており、その中心的テーマとして繰り返されてきた議論が、いわゆるトラッキングのもたらす教育の効率性と不平等をめぐる問題である。

日本をはじめ（日本の普通・職業学科制度はトラッキング・システムとして国内外に認知されている）、ほぼ全ての先進諸国は中等教育以降に何らかの形でトラッキングを導入しているが、その開始年齢など、各国の学科制度デザインは多様である。例えば、伝統的に徒弟制度に下支えされた職業教育が盛んな東欧諸国やオランダでは、基本的に中等教育入学段階である10歳前後において最初のトラッキングが行われ、生徒は観察された能力や特性に従って、アカデミックな教育を施される学校か、職業教育を施される学校などヘグループ分けされる。現在は日本と同じく前期中等教育段階においてはコンプリヘンシブな学科制度が実施されているイギリスや北欧諸国も、かつては前期中等教育段階においてストリーミングと称される同様のグループ分けが行われていた。これに対しアメリカでは、中等教育の全段階において、一部の例外を除きほぼ全ての高等学校はコンプリヘンシブ・スクールであり、日本の総合学科のように学校内に様々な教育内容のコースが存在する。総合学科との相違点は、科目選択に関して学校内部でトラッキングが行われる点である。

このような国際間の学科制度デザインの相違は、PISAなどの国際学力テストの結果を受け、その制度の是非についてさまざまな議論を巻き起こしてきた。教育社会学者をはじめ、
コンプリヘンシブ教育の支持者は、トラッキングによる教育の機会不平等は、とりわけ低層グループに配置された生徒の教育達成度や将来賃金の上昇を阻害し、社会階層化を推し進めるものである、といった主張を繰り返してきた。総じて言えば、第二次大戦後のヨーロッパ諸国における潮流は、この主張を支持する方向へ政策が動いており、トラッキングの開始年齢を遅らせ、よりコンプリヘンシブな学科制度の導入が進められている。

しかしその一方で、一部の保護者や学校関係者を含むトラッキング支持者の間では、様々な能力の生徒が混在するコンプリヘンシブな学科においては、ピア効果 $ ^{10} $ の観点からも教育効果の効率性が阻害されるのではないか、という懸念を示す声もいまだ根強い。

これら議論を検証すべく数多くの実証研究が蓄積されているが、その結果も一様ではない。（とりわけ低年齢における）トラッキングが低層グループに配置された生徒の教育達成度を阻害し、教育の不平等を拡大する、という結論を導く研究は多く（Argys et al.（1996）、Hanushek and Woessmann（2005）、Schuetz et al.（2008））、近年の欧米におけるコンプリヘンシブ化を後押ししてきた。その一方で、トラッキングは低層グループ生徒の教育達成度を向上させるという結論を導いた研究（Figlio and Page（2002））もある。

既存研究が多様化・複雑化している要因として、主に二つの問題があげられる。

第一に、トラッキングに限らず、通常、教育政策は一国全体での導入・改革が行われるため、政策グループに対する比較対象グループの設定が難しい。

既存研究においては、異なるトラックに配置された生徒の教育達成度の比較や、在学生徒と中退生徒の教育達成度の比較（Natriello et al.（1989））などが行われているが、これらはいずれも共通のトラッキング制度内部における各トラックの教育達成度の比較であり、トラッキング制度そのものの効果を検証できていない。また、コンプリヘンシブ・スクール内でトラッキングが行われるアメリカにおいては、一見、国内にトラッキングを行っている高校と行っていない高校が共存するため、その比較検証も複数行われている。しかし、Figlio and Page（2002）によれば、トラッキングを行っているという発表のない高校の中でも、実際にはほとんどの学校で能力別クラス編成が何らかの形で行われており、実態を正確に反映した研究は少ないようである。

また、各国の制度差を比較することも容易ではない。各国間には、学科制度の相違以上に、他の教育制度や社会環境、生徒や家庭に関わるあらゆる差異が存在するからである。

第二の問題として、教育達成度に影響を与える諸要因を正確に把握し、これを厳密にコントロールすることが非常に難しいため、政策対象グループの持つ内生性やセレクションバイアスを除去することが困難である。既存研究においてしばしば用いられるのは、DID法（Hanushek and Woessmann（2005）、Waldinger（2007））や、Value added モデル（Pischke and Manning（2006））など、観測できない特性を除去する手法である。Pischke and Manning（2006）はセレクションバイアスの除去について非常に細かな手順を踏んで考察しており、
中等教育の効果を計測するにあたり、中等教育開始時の生徒のテストスコアには、生徒の生来能力や家庭背景、初等教育のインプットなど、生徒の教育達成度を決定する様々な特性が包含されているため、これをコントロールすることがきわめて効果的であることが示されている。

#### 3.3. 既存研究における問題点を踏まえて

既存研究の抱える諸問題に対し、本研究は我が国の高校学科制度の現状とデータの特徴を利用し、次のようなアプローチによってその解決に取り組む。

まず、第一の問題に対しては、現在の日本の高校教育は、総合学科の誕生により、普通科・職業学科のトラッキング・カリキュラムと総合学科のコンプリヘンシブ・カリキュラムの共存状態が生まれており、両制度を比較検証する状況が整っている $ ^{1112} $ 。さらに、本論文で用いるデータは、東北・北陸地方の8県における、原則全ての高等学校の全学科（普通・職業・総合）を含むデータセットであり、限定的な学校調査においてしばしば発生するサンプルセレクションの問題もある程度回避できる。

次に、第二の問題については、Pischke and Manning（2006）の手法に倣い、各学科教育を受ける直前の能力指標として、各学科の入学試験段階における偏差値をコントロールする。入学試験偏差値は高校入学を目指すほぼ全ての中学生徒がその学力到達度の指標として用いる数値であり、その学科に入学する生徒の既存能力や家庭背景・初等教育など、教育達成度を決定する様々な特性をある程度含むものと考える。

しかし、もちろん偏差値は「中途退学傾向のない優秀な生徒」の特性を完全に表わすものではない。そこで、本論文では、総合学科以外の学校学科を分析対象とし、近隣に総合学科が設置されたことで中途退学率が上昇したかどうかについても検証を行う。このような傾向が確認された場合、仮に総合学科設置校において中途退学率減少が確認されても、生徒の既存能力の上昇による内生性を完全には否定できない。このように段階的な分析を試みることで、総合学科の教育効果についてより厳密な検証を試みる。

さらに、国内の隣接地域内に比較対象グループが共存する本研究は、国際間における学科制度の比較研究等に比べれば、生徒や地域の特性のばらつきも小さいことが予想される。