Silviase/jgov_v1.4_full_ann huggingface dataset:
本稿では、これまでの先行研究を補完すべく、居住地域や国籍が限定されたデータではなく、日本全体を対象にし、代表性のあるデータを用いて、日本で生まれた定住外国人の子どもの学習行動の分析をおこなう。また本稿で用いるデータは、日本人の子どもも含まれていることから、外国人の子らと日本人の子らの学習行動の比較も行うことができる。

### 4. 分析のフレームワーク

本稿では、子どもの教育達成の代理変数として、家庭での学習時間を用いる。苅谷(2000)によると、子どもの学校外での学習時間は、個人の努力をあらわす指標であると整理されている。即ち、家庭での学習にどれだけの時間を割くかということは、まさしく子どもの学習へ時間的な投資であると考えるべきなのだろう。しかし、学習時間と学力の間に因果関係があるか、ということは長らく不明とされてきた。要するに、ただ机に座っているだけでは、どれだけ時間が経過しようとも学力が上昇することはないのであって、時間の長短よりも学習の効率性や集中度合のほうが重要ではないかという考え方は十分にもっともらしい。しかし、近年、学習時間の増加は学力の上昇に因果的な効果を持つことを明らかにする実証的研究があらわれてきている。例えば、Stinebrickner and Stinebrickner (2008)は、米国の大学の学生寮の割り当てにおける自然実験的な環境を利用して、(不幸にも)学生寮にテレビゲームを持ち込んだ学生と同部屋になった学生の学習時間が顕著に落ち込んだ場合、彼らの成績もまた顕著に落ち込んだことを示し、学習時間の減少は学力に負の因果的効果を持つことを明らかにした。Ward (2012)もまたテレビゲームの販売時期の外生性を利用して、子どもらの学習時間の低下が、学力に負の因果的効果を持つことを明らかにしている。また、学習時間は学力である認知能力の代理変数であるだけでなく、勤勉性や自己管理能力などの非認知的能力や、学習習慣をあらわしているとも考えられる。

このことから、本研究では、家庭での学習時間を子どもの認知・非認知能力をあらわす変数とみて分析をすすめる。本稿では、下記のような推計式によって、学習時間の決定要因を明らかにすることを試みる。

$$ y_{it}=SES_{it}\alpha+SC_{it}\beta+RES_{it}\gamma+N_{i}\delta+\varepsilon_{it} $$

ここで、SES は親の社会経済的地位、SC は社会ネットワーク、RES は教育投資、N は国籍などであらわされる時間を通じて一定の外国人固有の特徴であり、ε は誤差項である。

### 5. データ

本稿の実証分析では、厚生労働省の「21世紀出生児縦断調査」の個票データを用いた。同調査は、2001年の1月第2週と、7月第2週に日本で出生した子どもを対象とし、その後も継続的に
追跡調査を実施しているいわゆるパネルデータである $ ^{6} $ 。1月生まれと7月生まれの子どもらを対象にしているため、生まれ月に何らかの季節性がある場合、調査客体をランダムに抽出したとは言えないが、厚生労働省の「人口動態統計」の出生数から見る限りにおいては、目立った季節性は観察されていないため(Nakamuro, et al. 2013)、当該調査には代表性があると考えて差し支えない。われわれは、このデータに含まれる子どもらのうち、両親のいずれかまたは両方が外国人である場合を「外国人の子ども」と定義することとした。しかし、彼らはあくまで日本生まれの第二世代以降の子どもであり、生後から約10年以上日本に居住していることから、定住外国人の子どもら、ということになる。

調査票の回収状況は、付表1のとおりである。1回目調査から10年を経過してなお、回収率が90%超と極めて高く、第1回調査で回収されたサンプル(47,015)のうち70%が直近の第11回調査でも調査に回答している。サンプルの脱落については慎重な検討を要するが、脱落率は、海外のパネルデータで10年程度が経過したもの(The Panel Study of Income Dynamicsなど)と同程度である(Fitzgerald et al., 1998)。しかし、第1回調査で、両親のいずれかが外国人である子どもは1,027人（両親ともに外国人である子どもは193人）で、全体の2%程度であるが（表1）、子どもが小学校に入学した第7回調査時点では594人（両親ともに外国人である子どもは97人）まで減少しており、この時点で既に第1回調査で回収されたサンプルのうち60%程度のサンプルしか回答しておらず、直近の第11回調査では50%程度まで落ちている。この脱落率は日本人よりもはるかに高い。残念ながら日本人とは異なり、このサンプルの脱落が、単なる調査回答拒否や移転による宛先不明などの理由のみならず、母国へ帰国してしまったという可能性も少なくない。

一方、第7回調査から第11回調査にかけての脱落率は大きくなく、子どもが小学校に入学したことによって、より定住志向が強くなったとみるべきであろう。後述するが、第7回以降のデータを用いた場合サンプルの脱落によるバイアスはほとんどないことが確認されたため、本稿では、第7回調査(2008年時点調査)から第11回調査(2012年時点調査)をもちいて、日本人と定住外国人の子どもの学習時間の決定要因にどのような差が生じているか、あるいは生じていないのかについて実証的な検討を行う。

一方で、当該調査には大きな問題があり、パネルデータの体を取りつつも、いくつかの重要な質問項目—例えば、親の所得や労働時間—が、各調査回で繰り返し質問されておらず、一定していないという問題がある（本稿の主要な分析に用いられた変数のうち、どの質問項目がどの調査回で連続しているかを表2で示した）。このため、まず、実態を明らかにするために、日本人と外国人の子どもにはどのような属性の差があるのかを平均値の差の検定によって明らかにしたうえで、第7回から第11回まで連続して共通している質問項目を用いて、子どもの学習時間の決定要因に関する推計を行い、定住外国人の子どもの学習行動や親とのかかわりについて論じることとする。
表3は第7回調査以降で取得されている各変数のうち、日本人と外国人の平均値の差の検定を行ったものである。これによると、驚くべきことに家庭での学習時間は、わずかではあるが日本人よりも長く、その差は統計的に有意である。家庭内での行動をみてみると、放課後を1人で過ごしているものが多いが、TVやゲームについては日本人よりも短いか、あるいは差がないという程度である。しかし、放課後1人で過ごしているものが多い一方で、学校での適応には日本人との間に差はなく、好きな教科についても、家庭科、体育、総合については「好きではない」との回答が多いものの、主要5教科(国・算・理・社・外国語)については日本人との間に差がない。一方で、学習塾などの学校外教育の利用率は日本人よりも少ない。また図1で時系列的な推移をみても、日本人と外国人の間の学習時間の差は期間を通じて埋まることはなく、一方で学校外教育の利用率の差も埋まることはない。

親の社会経済的地位をみてみると、収入、学歴のいずれをとっても日本人よりも不利であることがわかる。特に収入は、1年間に80万円近くも低い。しかし、外国人の両親は、必ずしも子どもの教育に投資をしていないわけではない。子育てへの支出は日本人よりも多いし、父親の子どもの学習へのかかわりや、学校へのかかわりの頻度も高い。さらに驚くべきことに、外国人の場合、子どもへの教育投資やかかわりは、親の学歴や就労状況との間にほとんど相関がない。先行研究でいわれているような、社会階層の低い親ほど、子どもへの教育投資やかかわりが低いという事実は、少なくとも定住外国人に限ってはみられていないということになる。むしろ、定住外国人は自らの社会階層の不利を、子どもへの教育投資やかかわりを積極化することで克服しようとしているようにすらみえる。しかし、子育ての相対的な負担感は高く、一方で喜びは少ない。親は近隣とのかかわりが少ないため、近隣や公的なサポートを十分に得られていない可能性はある。表4は第7回調査から第11回調査まで連続して共通している質問項目のうち、学習時間の決定要因を明らかにする推計に用いられた変数の記述統計量である。

まず、基本モデル（表 5−6 のモデル 1 に該当）において、推計に用いられる主要な説明変数は、親の社会階層をあらわす変数として、両親の働き方や子どもの学習へのかかわりを用いた。ここで、親の子どもの学習へのかかわりは、質問票における「家庭学習へのかかわり方」の 4 つの項目（勉強するように言っている、勉強する時間を決めて守らせている、勉強をみている、勉強したか確認している）の「よくある」を 2、「時々ある」を 1、「ほとんどない・全くない」を 0 とし、すべての項目を足しあげた、最大値は 8 であり、最小値は 0 となる変数である。次に子どもへの教育投資をあらわす変数として、学校外教育（塾、家庭教師、通信教育）へのアクセスおよび子育て支出の金額を用いた。そして、家族構成として、兄弟姉妹数や同居の祖父母の数を用いたほか、家庭での学習時間と代替的であると考えられる睡眠時間、TV やゲームなどの娯楽の時間の変数も用いた。

そして、社会ネットワークの影響を分析する目的で、基本モデルに社会ネットワーク変数を加えた分析を行う(表 5−6 のモデル 2 に該当)。残念ながら、近隣とのネットワークに関する変数は、第 8 回から 10 回まででしか質問されていないため、モデル 2 では、第 8 回から 10 回のデータを用いて、推計を行う。近隣とのかかわりは、質問票における「近所の人は、お子さんと日常どのようなかかわりかた」の「子育てに大いに協力してもらっている」を 2、「時々協力してもらう」を 1、「ほ
とんど全くない」を0とし、すべての項目を足しあげた最大値は2、最小値は0となる変数である。また、子ども自身の社会資本をあらわす放課後1人で過ごすかどうかのダミー変数も用いている。

### 6. 推計結果

表5のモデル1では、まず第7回調査から第11回調査まで連続して得られる変数をプールして、被説明変数に家庭での学習時間を用いた最小二乗法（以下OLS）による回帰分析を行った。なお、この回帰分析においては、両親の国籍を韓国・朝鮮、中国、フィリピン、タイ、米国、英国、ブラジル、ペルー、その他の国にわけてそれぞれダミー変数化し、コントロールしている。国籍ダミーについては、F検定を行い、5%水準で統計的に有意であることが確認されている。結果をみると、おおむね先行研究で指摘されていることが確認できる。まず、親の社会階層をあらわす変数の推計パラメータはおおむね統計的に有意であり、日本人と比べると、特に母親の就労状況や子どもの学習へのかかわりの係数が大きい。しかし、父親の働き方は統計的に有意ではなく、この点は日本人と大きく異なっている。次に、教育投資の影響を見てみると、学校外教育へのアクセスが学習時間を増加させる効果は大きいものの、子育て支出の多寡は、日本人には影響しているが、外国人には影響していない。外国人の学習塾以外の支出は、直接的に学習時間に影響しないようなものに用いられている可能性がある。

そして、家族構成は、兄弟姉妹の数は影響するが、祖父母との同居は影響しない。睡眠やテレビまたはゲームの時間の増加は学習時間に負の影響を与えている。したがって、家族構成や時間配分の影響は、推計パラメータの有意水準や符号条件で見る限り、日本人と外国人の間で大差はない。そして、外国人の社会ネットワークの影響を見てみると、期待された結果とはむしろ逆で、子ども自身の社会資本のなさはむしろ学習時間にはプラスに影響しているし、親の社会ネットワークの強さはマイナスに影響している。これは負のピア効果が働いている可能性を示唆するものである。例えば、乾(2007)は、兵庫、広島、岡山県に在住する外国人の子どもへの聞き取り調査から、外国人集住地区で同年代の若者が影響し合って、ますます素行や学業成績が悪化していく事例をあげている。しかし、日本人には両方の変数の推計パラメータは統計的に有意ではない。すなわち、社会ネットワークは、外国人にとって子どもの学習時間の水準を決定するうえでマイナスとなっている可能性が高い $ ^{8910} $ 。
次に、表6で固定効果モデルの結果をみてみる。ちなみに、F検定によると、OLSによるプーリング回帰モデルよりも固定効果モデルが、ハウスマン検定によりランダム効果モデルよりも固定効果モデルの採択が支持されたため、この論文の主要な結論はこの固定効果モデルによって導かれる。固定効果モデルにより、時間を通じて一定の個人の観察不可能な異質性—例えば、外国人の文化・習慣、民族性などに加えて、子ども自身の能力など—をコントロールすることができる。固定効果モデルの結果のうち、OLSと異なっている点に焦点をあてて、議論していくこととする。第一に、個人の観察不可能な異質性をコントロールすると、親の社会階層のうち、両親の就業状況はほとんど影響しないということが明らかになった。さらに、日本人においては学習時間の増加に効果がある両親の子どもの学習へのかかわり方は、外国人には影響しないということも明らかになった。おそらくこれは、両親の言語能力の不足により子どもの学習へかかわりの効果が十分に得られていないことを意味しているとみられ、先行研究でも類似の知見が報告されている（宮島2002）。また、OLSでは統計的に有意であった社会ネットワーク変数の係数は、統計的に有意ではなくなっている。

一方で、学校外教育支出や子育て支出など、親の教育投資を示す変数の係数はプラスかつ統計的に有意となっている。このため、先行研究と比較して、時間を通じて一定の個人の観察不可能な異質性をコントロールすると、親の社会階層や社会ネットワークの変化が学習時間の変化に影響しているというエビデンスは得られず、学校外教育など外部の教育資源が子どもらの学習時間にプラスの影響があることが示されている $ ^{11} $ 。両親の子どもの学習へのかかわり、学校外教育へのアクセスおよび子育て支出に対する係数について、外国人と日本人で差があるかどうかを検定したが、有意に差があるとは言えないという結果になった。したがって、外国人と日本人で係数の大きさや有意性が異なることに基づいて結果を解釈したり、政策を考えることには慎重であるべきである。

なお、本研究では、外国人の子どもを、少なくとも両親のうちの一人が外国人である、と定義しているが、両親がともに外国人の場合と、少なくとも両親のうちの一人が外国人の場合では異なっているのではないかという疑問が生じる。この点について、サンプルがかなり小さくなるものの、両親がともに外国人の場合に絞った分析を行ったが、結論に大きな差は生じなかった。また、在日韓国・朝鮮人サンプルの多くは、90年以降に来日したニューカマーではなく、特別永住者であり、日本人との間にほとんど差がないのではないかという疑問も生じる。このため、両親のいずれかまたは両方が韓国・朝鮮人のサンプルを除いた推計も行ったが、結論に差は生じなかった。注意
すべき点として、この統計には、子どもが「どこの学校に行っているか」という情報が含まれていない。このため、学校設立主体（公立・私立・インターナショナルスクール・エスニックスクールなど）が不明であり、学校教育の影響をコントロールすることができていない。しかし、仮に推計期間中に、転居による転校がそれほど多くなければ、固定効果推計においては学校教育の影響はほとんどコントロールされていると考えてよい。また、サンプルの脱落率は、第7回以降それほど大きくないものの、それでもなお、調査対象から脱落してしまったサンプルによるバイアスが懸念されるところである。この問題に対処するため、Fitzgerald et al.,(1998)によって提案されたIPW(Inverse Probability Weights)を用いて、標準誤差をブートストラップによって推計したものとしなかったもののどちらを用いても、表6の推計値に大きな差が生じなかったことを確認している。

### 7. 結論

本稿では、「第二世代」と呼ばれる外国人の子どもらの学習資本が形成されるプロセスに焦点をあて、日本人の子どもの学習資本形成とどのように異なっているのかを分析するため、21世紀出生児縦断調査の個票データを用いて、小学生の「学習時間」に焦点をあてた実証分析を行った。国籍をコントロールした OLS 分析によると、これまでの先行研究で指摘されてきたとおり、親の子どもの学習へのかかわりや親の社会ネットワークが子どもの学習資本の形成過程において重要であることが明らかになった。つまり、学習時間が長い児童は、子どもの教育に対して熱心で、近隣の住民とうまくネットワークを築きつつ、子育てをしている傾向にある。この傾向は日本人と共通しており、外国籍児童の学習資本の形成が、一概に「文化の違い」で説明できないことを示している。

しかし、個人や家庭の観察不可能な要因をコントロールした固定効果分析の結果をみてみると、OLSでは統計的に有意であった親の社会ネットワーク変数は統計的に有意にならないなど、先行研究とは異なる知見も示された。本稿から浮かび上がってきた定住外国人の姿は、社会経済的地位は日本人よりも低いものの、その不利を克服するために、子どもの学習へのかかわりや子育てへの支出などを積極的に行っているというものである。しかし、日本人と比べると、子育てについて相対的に高い負担感を感じていることも明らかである。しかし、定住外国人に限っては、従来先行研究でいわれてきたような、親の社会経済的地位や社会ネットワークの時間を通じた変化は、子どもの学習時間に大きな影響を及ぼさないことが確認された。
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表 1: 外国人の子ども(父母の国籍別)

第1回(2001年)	第7回(2008年)	第8回(2009年)	第9回(2010年)	第10回(2011年)	第11回(2012年)
父	母	父	母	父	母	父	母	父	母	父	母
韓国·朝鮮	202	200	121	121	119	126	106	113	105	113	100	108
中国	100	221	59	146	51	135	51	131	49	126	43	124
フィリピン	4	180	3	81	3	73	3	69	3	69	2	64
タイ	3	32	2	22	2	21	2	21	2	20	2	16
米国	49	6	28	5	27	4	23	4	26	3	21	4
英国	10	2	3	1	3	1	3	1	3	1	3	1
ブラジル	24	31	6	5	6	6	6	6	5	4	4	2
ペルー	8	8	3	2	3	2	3	2	3	2	2	1
その他の国	89	51	54	29	51	28	50	26	51	24	48	22
計(両親のうち少なくとも片方が外国人)(両親ともに外国人)	489	731	279	412	265	396	247	373	247	362	225	342
1,027	594	572	536	528	496
193	97	89	84	81	71

(出所)厚生労働省「21世紀出生児縦断調査」
表2: 質問項目の連続性

第7回	第8回	第9回	第10回	第11回
子どもの行動や環境
子どもの家庭での学習時間	●	●	●	●	●
子どもの問題行動	●	●	●	●	●
子どもの学校適応	●	●	●	●	●
放課後1人で過ごす	●	●	●	●	●
TVを視聴する時間	●	●	●	●	●
ゲームを使用する時間	●	●	●	●	●
睡眠時間	●	●	●	●	●
肥満(身長、体重からBMIを算出)	●	●	●	●	●
慢性的な病気の有無	●	●	●	●	●
学校外教育(塾等)の有無	●	●	●	●	●
好きな教科	●
両親の社会経済的地位と子どものかかわり
家計収入	●	●
両親の就労状況	●	●	●	●	●
両親の労働時間	●	●	●
両親の子どもの学習へのかかわり	●	●	●	●	●
両親の学校へのかかわり	●	●	●	●	●
両親の近隣とのかかわり	●	●	●
両親の家事の分担	●	●
両親の子育ての分担	●	●
両親が感じる子育ての負担感	●	●	●	●	●
両親が感じる子育ての喜び	●	●	●	●	●
子育てへの支出	●	●	●	●	●
家族構成
兄弟姉妹の数	●	●	●	●	●
同居している祖父母の数	●	●	●	●	●

(注)親の学歴については第2回調査のみで質問している。

(出所)厚生労働省「21世紀出生児縦断調査」
表 3: 平均値の差の検定

外国人(a)	日本人(b)	(a)-(b)
子どもの行動や環境
子どもの家庭での学習時間[0～5時間]	1.078	0.983	0.097***
子どもの問題行動[(なし)0～15(あり)]	1.968	1.887	0.082**
子どもの学校適応[(なし)-5～5(あり)]	3.826	3.865	-0.039
放課後1人で過ごす[1:はい0:いいえ]	0.131	0.113	0.018**
TVを視聴する時間[0～6時間]	2.113	2.148	-0.035**
ゲームを使用する時間[0～6時間]	0.884	0.880	0.004
睡眠時間	8.934	8.916	0.018**
BMI	16.359	16.108	0.252***
慢性的な病気の有無[1:あり0:なし]	0.009	0.007	0.002**
学校外教育(塾等)の有無[1:あり0:なし]	0.341	0.381	-0.040***
好きな教科:家庭科[1:好き0:好きではない]	0.552	0.611	-0.059***
体育[1:好き0:好きではない]	0.655	0.696	-0.041*
総合[1:好き0:好きではない]	0.308	0.388	-0.080***
両親の社会経済的地位と子どものかかわり
家計収入(父収入+母収入+その他収入)[百万円]	520.499	598.605	-78.106***
両親の就労状況:父[0:無職1:フルタイム2:パート3:自営]母[0:無職1:フルタイム2:パート3:自営]	1.529	1.263	0.267***
0.954	0.885	0.068***
両親の学歴:父[1:中学2:高校3:短大·専門4:大学·院]母[1:中学2:高校3:短大·専門4:大学·院]	2.647	2.801	-0.154***
2.551	2.636	-0.085***
両親の労働時間:父母	46.439	50.085	-3.646***
14.135	14.522	-0.388
両親の子どもの学習へのかかわり:父[(なし)0～8(あり)]母[(なし)0～8(あり)]	3.101	2.468	0.633***
5.421	5.601	-0.180***
両親の学校へのかかわり:父[(なし)3～9(あり)]母[(なし)3～9(あり)]	4.827	4.609	0.218***
6.700	6.997	-0.297***
両親の近隣とのかかわり[(なし)0～2(あり)]	0.434	0.561	-0.127***
両親の家事の分担:父[(なし)0～18(あり)]母[(なし)0～18(あり)]	7.862	6.362	1.501***
16.710	16.779	-0.0688*
両親の子育ての分担:父[(なし)-9～18(あり)]母[(なし)-9～18(あり)]	10.654	10.801	-0.148*
17.176	17.070	0.106
子育ての負担感[(なし)1～2(あり)]	2.003	1.866	0.137***
子育ての喜び[(なし)1～2(あり)]	1.869	2.053	-0.184***
子育てへの支出[千円/月]	18.608	16.828	1.781***
家族構成
兄弟姉妹の数	0.841	0.998	-0.157***
同居している祖父母の数	0.316	0.380	-0.064***
(注)1.親の学歴については第2回調査のみで質問しているため、第2回調査のデータを用い、それから第7回調査(今

(注)1. 親の学歴については第2回調査のみで質問しているため、第2回調査のデータを用い、それから第7回調査(今回のデータ)時点でも変わらないと仮定している。

2. ***は統計的に1%水準で、**は5%水準で、*は10%水準で有意であることを示す。

(出所)厚生労働省「21世紀出生児縦断調査」
表 4: 記述統計量

外国人	日本人
平均	標準偏差	最小值	最大值	平均	標準偏差	最小值	最大值
学習時間	1.079	0.744	0	5	0.983	0.616	0	5
母の子どもの学習へのかかわり	5.421	2.089	0	8	5.601	1.867	0	8
父の子どもの学習へのかかわり	3.101	2.269	0	8	2.468	2.004	0	8
TVの視聴時間	2.113	1.033	0	6	2.148	0.999	0	6
ゲームの使用時間	0.884	0.805	0	6	0.880	0.759	0	6
兄弟姉妹数	0.841	0.797	0	7	0.998	0.768	0	11
同居の祖父母数	0.316	0.660	0	4	0.380	0.733	0	4
放課後1人で過ごす	0.131	0.337	0	1	0.113	0.317	0	1
両親の近隣とのかかわり	0.434	0.557	0	2	0.561	0.601	0	2
母の就労状況(reference=働いていない)
フルタイム	0.117	0.322	0	1	0.175	0.380	0	1
パートタイム	0.278	0.448	0	1	0.272	0.445	0	1
自营	0.094	0.291	0	1	0.056	0.229	0	1
父の就労状況(reference=働いていない)
フルタイム	0.650	0.477	0	1	0.846	0.361	0	1
パートタイム	0.041	0.199	0	1	0.010	0.101	0	1
自营	0.266	0.442	0	1	0.132	0.339	0	1
睡眠時間	8.934	0.615	6.5	11.5	8.916	0.599	5.5	12.5
学校外教育	0.341	0.474	0	1	0.381	0.486	0	1
子育て費用(千円)	18.609	33.400	0	1,500	16.828	24.140	0	2,840

(出所)厚生労働省「21世紀出生児縦断調査」
表 5: 推計結果(最小二乘法)

外国人	日本人
モデル1	モデル2	モデル1	モデル2
母の子どもの学習へのかかわり	0.043***	0.054***	0.028***	0.038***
(0.007)	(0.008)	(0.001)	(0.001)
父の子どもの学習へのかかわり	0.023**	0.030***	0.024***	0.021***
(0.008)	(0.009)	(0.001)	(0.001)
テレビの視聴時間	-0.045**	-0.049**	-0.012***	0.001
(0.017)	(0.019)	(0.002)	(0.002)
ゲームの使用時間	-0.067**	-0.042	-0.063***	-0.032***
(0.021)	(0.023)	(0.002)	(0.003)
兄弟姉妹数	-0.071***	-0.048*	-0.019***	-0.015***
(0.020)	(0.021)	(0.003)	(0.002)
同居の祖父母数	0.003	0.022	-0.001	0.001
(0.026)	(0.033)	(0.002)	(0.002)
放課後1人で過ごす	0.197***	0.012
(0.058)	(0.006)
両親の近隣とのかかわり	-0.091**	0.002
(0.029)	(0.003)
母の働き方(ref=無職)
フルタイム	-0.154**	-0.219***	-0.086***	-0.068***
(0.053)	(0.057)	(0.005)	(0.005)
パートタイム	-0.138***	-0.134***	-0.031***	-0.030***
(0.037)	(0.040)	(0.004)	(0.004)
自营業	0.002	0.087	-0.003	-0.009
(0.059)	(0.061)	(0.008)	(0.008)
父の働き方(ref=無職)
フルタイム	0.045	0.101	-0.033*	-0.035*
(0.069)	(0.069)	(0.015)	(0.016)
パートタイム	0.043	0.147	-0.070***	-0.052*
(0.095)	(0.107)	(0.021)	(0.023)
自营業	-0.007	0.001	-0.038*	-0.026
(0.073)	(0.074)	(0.016)	(0.017)
睡眠時間	-0.233***	-0.080*	-0.190***	-0.071***
(0.031)	(0.031)	(0.004)	(0.003)
学校外教育へのアクセス	0.371***	0.240***	0.293***	0.182***
(0.037)	(0.044)	(0.005)	(0.004)
子育て支出	0.001	0.001	0.004***	0.002***
(0.001)	(0.000)	(0.000)	(0.000)
1月生まれダミー	-0.011	-0.043	-0.019***	-0.025***
(0.032)	(0.035)	(0.003)	(0.003)
定数項	2.816***	1.265***	2.436***	1.249***
(0.320)	(0.311)	(0.048)	(0.039)
調整済み決定係数	0.256	0.274	0.17	0.111
サンプルサイズ	1,856	1,037	134,730	75,453
父国籍ダミー	あり	あり
Fテスト	F(9,1856)=19.38	F(9,1037)=18.11
母国籍ダミー	あり	あり
Fテスト	F(9,1856)=10.80	F(9,1037)=11.59

(注)*は10%、**は5%、***は1%水準で統計的に有意であることを示す。

(出所)21世紀出生児縱断調査、厚生労働省
表 6: 推計結果 (固定効果モデル)

外国人	日本人	ウェルチ検定
モデル 1	モデル 2	モデル 1	モデル 2	モデル 1	モデル 2
母子どもの学習へのかかわり	0.018
(0.012)	0.024
(0.014)	0.018***
(0.001)	0.017***
(0.001)	0.00	0.50
父子どもの学習へのかかわり	0.015
(0.012)	-0.001
(0.013)	0.015***
(0.001)	0.009***
(0.001)	0.00	-0.77
テレビの視聴時間	-0.043
(0.025)	-0.026
(0.027)	-0.026***
(0.003)	-0.005
(0.003)	-0.68	-0.77
ゲームの使用時間	-0.085**
(0.029)	-0.012
(0.031)	-0.048***
(0.003)	-0.010*
(0.004)	-1.27	-0.06
兄弟姉妹数	-0.124*
(0.063)	-0.145
(0.084)	-0.029**
(0.011)	-0.001
(0.013)	-1.49	-1.69*
同居の祖父母数	-0.007
(0.067)	0.012
(0.069)	0.007
(0.007)	0.008
(0.009)	-0.21	0.06
放課後1人で過ごす	0.068
(0.069)	0.012
(0.007)	0.81
両親の近隣とのかかわり	-0.022
(0.046)	0.002
(0.004)	-0.52
母の働き方(ref=無職)
フルタイム	-0.027
(0.081)	0.012
(0.113)	-0.033**
(0.012)	-0.017
(0.013)	0.07	0.25
パートタイム	-0.085
(0.061)	-0.064
(0.065)	-0.008
(0.006)	-0.008
(0.007)	-1.26	-0.86
自营業	0.113
(0.087)	0.066
(0.079)	-0.017
(0.014)	0.005
(0.015)	1.48	0.76
父の働き方(ref=無職)
フルタイム	-0.094
(0.095)	-0.042
(0.092)	-0.014
(0.018)	-0.007
(0.021)	-0.83	-0.37
パートタイム	-0.01
(0.113)	0.072
(0.135)	-0.017
(0.025)	-0.036
(0.031)	0.06	0.78
自营業	-0.035
(0.107)	0.031
(0.107)	-0.014
(0.021)	-0.005
(0.023)	-0.19	0.33
睡眠時間	-0.098*
(0.045)	-0.033
(0.054)	-0.143***
(0.006)	-0.022***
(0.005)	0.99	-0.20
学校外教育へのアクセス	0.226***
(0.041)	0.147**
(0.057)	0.163***
(0.005)	0.071***
(0.005)	1.53	1.26
子育て支出	0.003**
(0.001)	0.001***
(0.001)	0.002***
(0.000)	0.001***
(0.000)	1.00	0.00
定数項	1.922***
(0.449)	1.283*
(0.587)	2.037***
(0.059)	0.885***
(0.059)	-0.25	0.67
調整済み決定係数	0.136	0.064	0.142	0.048
サンプルサイズ	1,859	1,039	134,730	75,453
ID数	542	508	34,492	33,487

(注) $ ^{*} $ は10%、**は5%、***は1%水準で統計的に有意であることを示す。

2. 各年の固定効果はすべてのモデルでコントロールしている。

(出所)21世紀出生児縱断調查、厚生労働省
図1:主要な変数の時系列的推移

家庭での学習時間の推移

母親の子どもの学習へのかかわり

(出所)厚生労働省「21世紀出生児縦断調査」を筆者らが加工

学習塾の利用率の推移

父親の子どもの学習へのかかわり
付表 1:21 世紀出生児縦断調査の回収状況

配布数	回收数	回收率
第1回	53,575	47,015	87.8
第2回	46,966	43,925	93.5
第3回	46,897	42,812	91.3
第4回	44,837	41,559	92.7
第5回	43,559	39,817	91.4
第6回	42,187	38,537	91.3
第7回	40,598	36,785	90.6
第8回	39,261	36,136	92.0
第9回	37,932	35,264	93.0
第10回	36,989	34,124	92.3
第11回	36,059	32,913	91.3

(出所)厚生労働省(http://www.mhlw.go.jp/toukei/list/27-9b.html#link02)
## 第1節 公害紛争処理に関する連絡協議

公害等調整委員会及び審査会等は、公害紛争処理法によって定められた管轄に従い、それぞれ独立して紛争の処理に当たっているが、紛争の円滑な処理のためには、公害等調整委員会及び審査会等の相互の情報交換・連絡協議に努めることが必要である。

このため、公害等調整委員会は、公害問題について不断の研究を行い、多数の公害紛争の実例を検討、分析するとともに、各種会議の開催、情報・資料の提供を行うことにより、審査会等との連携を図っている。特に、近年、公害紛争の態様が変化・多様化しており、これに対応して、公害紛争の適切な処理を図っていくため、公害紛争処理に関する共通の問題について、公害等調整委員会及び審査会等が積極的に情報・意見の交換を行うなどして、相互の連携の一層の強化に努めている。

## 1 会議の開催

## （1） 公害紛争処理連絡協議会の開催

公害等調整委員会では、審査会等の会長等及び各都道府県の公害紛争処理主管課長等を対象に、公害紛争に関する特定の問題について情報・意見の交換等を行うことにより、職務の執行に関し共通の理解を持ち、公害紛争処理制度の円滑な運営を図るため、公害紛争処理連絡協議会を開催している。平成26年度は、6月5日に第44回協議会を開催した。第44回協議会においては、高橋幸雄独立行政法人労働安全衛生総合研究所上席研究員による「低周波音の知覚・影響・評価について」と題する講演、岩瀬昭雄新潟県公害審査会会長による「新潟県公害審査会の現況」と題する講演及び佐藤育夫公害苦情相談アドバイザーによる「身近にあった有害な物質等について」と題する講演等を実施し、情報・意見の交換等を行った。

## (2) 公害紛争処理関係ブロック会議の開催

公害等調整委員会では、各都道府県の公害紛争処理担当職員を対象に、各都道府県における公害紛争の動向等についての情報・意見の交換等を行うことにより、公害紛争処理事務の円滑な実施に資するため、全国を6ブロック（北海道・東北、関東・甲信越・静岡、東海・北陸、近畿、中国・四国、九州）に分け、ブロックごとに公害紛争処理関係ブロック会議を開催している。

同会議は、昭和45年9月の第1回会議以来、毎年度開催しており、平成26年度は、10月下旬から11月中旬にかけて第45回会議を開催した。

## 2 情報・資料の提供

公害等調整委員会及び審査会等における個々の事件の具体的な処理経過、問題となった点等について整理及び分析することは、類似の事件を処理する上で参考となり、また、公害紛争の動向を知る上でも不可欠である。

このため、公害等調整委員会では、審査会等から公害紛争事件について、受付及び終結の段階で報告を聴取し、公害等調整委員会の事件と併せて整理及び分析し、審査会等に情
## 第2節 公害苦情処理に関する指導等

公害紛争処理法では、公害苦情の処理は地方公共団体の責務とされ、また、公害等調整委員会は、地方公共団体が行う公害に関する苦情の処理について指導等を行うこととされている。このため、公害等調整委員会では、苦情の件数、処理の実態等を把握するために必要な調査を行うとともに、公害苦情相談員等ブロック会議の開催、地方公共団体に対する情報・資料の提供等を行っている。

## 1 公害苦情相談員等ブロック会議の開催

公害等調整委員会では、原則として人口10万人以上の市及び特別区の公害苦情相談員等を対象に、公害苦情相談の動向等についての情報交換を行うことにより、公害苦情相談の適切な処理の促進に資するため、全国を6ブロック（ブロックの区分は前節1（2）と同じ。）に分け、ブロックごとに公害苦情相談員等ブロック会議を開催している。

同会議は、昭和51年10月の第1回会議以来、毎年度開催しており、平成26年度は、10月下旬から11月中旬にかけて第39回会議を開催した。

## 2 情報及び資料の提供等

## （1） 情報・資料の提供

公害苦情の相談を担当する職員が苦情を迅速かつ適切に処理する上で、既に解決された具体的事例を参考とすることは極めて有用である。このため、公害等調整委員会では、都道府県の協力を得て、既に解決した公害苦情相談事例の処理経過、問題となった点等についての情報を収集、整理及び分析し、都道府県及び市区町村の担当者に対し、情報・資料を提供している。

## (2) 公害苦情調査の実施

公害苦情処理事務を円滑に運営する上で、全国の公害苦情の実態を明らかにすることは極めて重要である。

このため、公害等調整委員会では、全国の地方公共団体の「公害苦情相談窓口」へ寄せられた苦情について、その受付状況及び処理状況を統計的に把握し、「公害苦情調査結果」を公表している。

平成26年12月に、25年度の結果を公表し、その後、報告書を作成して公害等調整委員会ホームページに掲載した（調査結果の概要については第1編第4章（68ページ）参照）。
# 石川県 石川県立 いしかわ特別支援学校

■ 建築主 / 石川県

所在地／〒920-3116 石川県金沢市南森本町1番1

■ 敷地面積 / 52,156m²

☐ 建築面積／13,980m²

☐ 延床面積／20,233m²

■ 構造・規模／鉄筋コンクリート造（一部鉄骨鉄筋コンクリート造、鉄骨造）2階建

☐ 施工期間／平成16年10月～平成18年3月（I期工事）

平成18年10月～平成20年3月（Ⅱ期工事）

計画に見られる指針改訂のポイント

■ 一人一人の教育的ニーズへの対応

学習・生活空間の充实

センター的機能の充実や地域交流への対応

## 多様な学習内容・形態への 弾力的な対応を可能にする施設

普通教室には可動間仕切りや収納空間などを設置し、個別から集団まで多様な教育活動に弾力的に対応できる空間を整備している。多様な活動を通じて、児童生徒の主体的な学びを支援し、豊かな学校生活を送ることができるよう工夫している。

学部	児童生徒数	クラス数
小学部	56 (46)	20 (16)
中学部	35 (28)	13 (10)
高等部	44 (25)	14 (10)
合計	135	—

$ ^{※} $ 平成23年5月現在

※（）内は、重複障害学級の児童生徒数とクラス数（内数）

学部	児童生徒数	クラス数
小学部	54 (14)	14 (5)
中学部	57 (7)	12 (3)
高等部	75 (5)	13 (2)
合計	186	—

$ ^{※} $ 平成23年5月現在

※（）内は、重複障害学級の児童生徒数とクラス数（内数）
# 一人一人の教育的ニーズへの対応

# ▶▶活用しやすい普通教室／運動と感覚からアプローチする自立支援室

①車いすの児童生徒が多く集まる授業や集団活動の際は、教室中央の可動間仕切りをオープンにし、2教室連結の広い空間として使用している。教室の一部に設置されたカーテンスペースは個別空間となり、着替えや、個別学習時に利用している。

② 教室と教室の間に設けられた幅3.5m, 奥行2mの教材・教具等の収納空間は、大型の教材も収納が可能となっている。

③教室には手洗い場を設置している。外での活動の後に手洗い、うがいの指導ができ、感染症予防に有効である。

④ 小学部低学年の教室にはトイレが設置されており、児童生徒の要望にすぐに応えることが可能である。

⑤障害の状態に応じた支援が行える自立活動室は、スイング遊具が取り付けられる吊り具を天井に設置している。

⑥ 感覚学習室は、光や音、匂い、振動、触感などの刺激を通して外界を感じ取りやすくする空間を構成している。

## 施設全体の特徴

肢体不自由教育棟と知的障害教育棟を分け、中央にエントランスホールや食堂、小体育館などの共用施設を有する管理棟を設置している。教室は、収納や可動間仕切りを整備し、多様な教育活動が行えるように工夫されている。

施設全体は、バリアフリーにきめ細かく対応している。トイレや手洗い場などについても、障害や体格等の違いに配慮した設計となっている。

## 多目的に活用でき 使い勝手のよい普通教室

普通教室は2クラスを1ユニットとして設計している。教室中央の可動間仕切りをオープンにして2教室連結の広い空間にでき、学習集団や学習内容に応じた、柔軟な指導が可能である。教室の一部に設置されたカーテンスペースは個別空間となり、着替えや、個別学習時に利用することができる $ ^{①} $ 。

教室と教室の間には、収納スペースがあり、教材・教具の準備が容易である。幅3.5m、奥行2mの広い空間を確保しているため、大型の教材も収納することができる $ ^{②} $ 。

教室の中には手洗い場を設置しており、外での活動の後にも手洗い、うがいの指導を行うことができ、感染症予防に有効である $ ^{③} $ 。

小学部低学年の教室にはトイレが設置されており、児童の要望にすぐに応えることが可能である $ ^{④} $ 。
学習・生活空間の充実

# ▶▶児童生徒の交流や障害・体格等の違いへの配慮

⑦給食時には食堂に両部門の児童生徒が集う。

⑨ トイレには、污物洗净のための流しを設置している。

8 昇降口前に広がる両部門共用のエントランスホールには、動線に配慮しながら交流のためのベンチなどが設置されている。

①廊下幅を3.5mと広く取っており、車いすを教室の前においても移動の支障とならない配慮がなされている。

①廊下の手洗い場は車いすの利用や体格等を考慮して2段階の高さとし、車いすに乗った状態で近づけるよう、洗面台の下部を広く空けている。

## 自立活動を支援する 施設の充実

肢体不自由や重度重複障害の児童生徒の自立活動や感覚支援のために、自立活動室、感覚学習室を設置している。

自立活動室には、スイング遊具、トランポリン、バランスボールなどを置き、感覚のバランスを整える活動(感覚統合)を実施している（⑤）。メーカーと連携して、補助具の改善や開発の提案などにも取り組んでいる。

感覚学習室は、光や音、匂い、振動、触感などを刺激する機材を備え、刺激を通して外界を感じ取りやすくする空間としている。外界からの刺激に対して反応の少ない児童生徒が、この部屋で活動し刺激を受けることによって徐々に反応が増えてくるといった効果も出ている(⑥)。

## 児童生徒の障害や体格等を 考慮した施設設計

給食時に全校の児童生徒が集う食堂や、校舎の中心である二層吹き抜けの開放的なエントランスホールは、知的障害教育部門と肢体不自由教育部門の児童生徒の双方が自然に交流できる空間になっている。エントランスホールには、ベンチやソファが設置されており、給食後の休み時間や放課後には、児童生徒が友達や教職員と会話を楽しんでいる（⑦、⑧）。

トイレは車いすの出入りがしやすい広さを確保するとともに、シャワー室なども設けたほか、污物洗浄のための流しも設置するなど、児童生徒の障害にきめ細かく対応できるよう整備されている $ ^{⑨} $ 。廊下の手洗い場についても、車いすの利用や体格等の違いに配慮して2段階の高さ