30代 40代
就労 2. 4% 3.9% .390近所の人
専門家やサービス機関 職場の人
学校時代の友人 子どもを通じた友人・知人 その他の友人・知人 配偶者・パートナー 自分の親
配偶者の親 その他の親戚
＜表 7-5＞ 世帯類型別進路や将来の職業について間接的道具的サポート割合
ではこうした進路や将来の職業についての相談は、子どもの地位達成につながっていくのだ ろうか。母親本人の学歴について母子世帯は高卒以下の割合が 48.2％と、子どものいる夫婦世 帯の 36.1％より若干低い傾向にある。しかし学歴達成よりも差がみられるのは、むしろそれ以前の 子どもへの学歴期待である。学歴期待を「大学以上」とする割合は二人親世帯では 80.4％を占め るのに対し、母子世帯では 65.4％と 25 ポイントも低い。とくに男子では 84.3％と 75.5％と 10 ポイ ント強の違いであるが、女子では 76.8％対 55.8％と 20 ポイントもの差があり、世帯類型の影響は 男子よりもとくに女子について大きい。
そこで社会関係資本が子どもへの学歴期待と学歴取得に関わっているのか、確認してみた。
表 7－6－１は二人親世帯についての分析結果である。モデル 1 には、子どもの性別、母親の教 育年数、家計収入額を投入した。そのいずれもが学歴期待に影響を与えていることがわかる。モ デル 2 には子育てに関する社会関係資源として、進路や職業についての情報源を全て投入した が、有意であったのは「インターネット」のみで、決定係数もかえって 0.002 低下している。
それと対照的な結果が母子世帯についての表 7－6－2 には表れている。モデル 1 では、二人 親世帯とは異なり、子どもの性別は関係しておらず、収入の影響も小さく、母親の教育年数のみ が有意となっている。母子世帯の進学率が低い背景に低収入に陥りがちであることが指摘されて いるのだが、母子世帯のみをとりあげた場合には家計収入は学歴期待に収入は関連していない ことがわかる。モデル 2 では情報源のうち、「学校時代の友人」が学歴期待を上げる方向に、「その 他の友人・知人」は逆に下げる方向に働いていることが見て取れるが、そのほかの情報源につい ては関連がみられない。ただし、いずれも二人親世帯のモデルに比べて決定係数が非常に低い
夫のいる世帯 母子世帯 p.
全体
71.0% 59.1% .010
母就労
70.1% 60.2% .048
全体
16.4% 11.3% .160
母就労
16.7% 9.7% .073
全体
6.2% 4.3% .436
母就労6.6% 4.9% .512
全体
35.1% 44.3% .054
母就労
34.3% 43.7% .069
全体
10.6% 15.7% .109
母就労
15.1% 17.5% .551
全体
10.5% 9.6% .764
母就労
10.4% 10.7% .923
全体
38.0% 35.7% .627
母就労
38.4% 37.9% .912
全体
16.7% 12.2% .221
母就労
17.5% 13.6% .331
全体
8.2% 14.8% .022
母就労
8.2% 16.5% .009
専門家やサービス機関 職場の人
学校時代の友人 子どもを通じた友人・知人 インターネット
その他の友人・知人 配偶者・パートナー 親戚
近所の人
ことから、母子世帯における子どもへの学歴期待については、ここに取り上げた以外の他の要素 が大きく関与していると考えられる。
<表 7-6-1> 第 1 子学歴期待についての重回帰分析（両親のいる世帯）
***p<0.001，**p<0.01、*p<0.05，+p<0.1
＜表 7-6‐2＞ 第 1 子学歴期待についての重回帰分析（母子世帯）
B S.E. β B S.E. β
1番目の子どもー性別 0.114* .050 .079 0.119* .050 .082
母親教育年数 0.092**: .016 .215 0.084*** .016 .197
家計年収額 0.001*** .000 .231 0.001*** .000 .224
子どもの進路や将来の職業についての
情報ー家族 0.035 .058 .022
子どもの進路や将来の職業についての
情報ー親戚 0.016 .071 .008
子どもの進路や将来の職業についての
情報ー近所の人 -0.017 .111 -.006
子どもの進路や将来の職業についての
情報ー専門家やサービス機関 -0.004 .054 -.003
子どもの進路や将来の職業についての
情報ー職場の人 0.042 .084 .018
子どもの進路や将来の職業についての
情報ー学校時代の友人 0.102 .086 .044
子どもの進路や将来の職業についての
情報ー子どもを通じた友人・知人 0.001 .055 .000
子どもの進路や将来の職業についての
情報ーインターネット 0.162* .070 .085
子どもの進路や将来の職業についての
情報ーその他の友人・知人 -0.151 .094 -.058
(定数) 2.041 .204 2.100 .212
調整済 R2 乗
N
モデル1 モデル2
.146 .144
716 716
***p<0.001，**p<0.01、*p<0.05，+p<0.1
実際の学歴取得についての分析結果が、次の表 7-7‐1、および 7‐7‐2 である。いずれも第 1 子 19 歳以上のサンプルについての結果である。まず二人親世帯についての表 7-7-1 では、家計 年収額と母親教育年数は影響を与えているのに対し、子どもの性別は関連していない。その点は 学歴期待の場合と異なっている。しかし社会関係資本についてはいずれも影響を与えていない 点は同じである。
＜表 7-7-1＞ 第 1 子学歴についての重回帰分析（二人親世帯）
B S.E. β B S.E. β
1番目の子どもー性別 0.066 .166 .036 0.149 .174 .081
母親教育年数 0.001* .000 .199 0.001 .000 .178
家計年収額 0.125+ .070 .169 0.118+ .073 .159
子どもの進路や将来の職業についての
情報ー家族 0.450* .197 .224
子どもの進路や将来の職業についての
情報ー親戚 -0.253 .334 -.083
子どもの進路や将来の職業についての
情報ー近所の人 -0.771 .488 -.168
子どもの進路や将来の職業についての
情報ー専門家やサービス機関 0.101 .182 .054
子どもの進路や将来の職業についての
情報ー職場の人 0.207 .359 .063
子どもの進路や将来の職業についての
情報ー学校時代の友人 0.227 .309 .071
子どもの進路や将来の職業についての
情報ー子どもを通じた友人・知人 -0.016 .191 -.008
子どもの進路や将来の職業についての
情報ーインターネット -0.023 .278 -.008
子どもの進路や将来の職業についての
情報ーその他の友人・知人 -0.065 .275 -.023
(定数) 1.405 .832 1.167 .895
調整済 R2 乗
N
116 116モデル1 モデル2
.067 .066
***p<0.001，**p<0.01、*p<0.05，+p<0.1
表 7-7-2 の母子世帯では、学歴期待の場合と同様に、モデル 1 において母親教育年数との間 に強い関連性がみられるものの、家計年収額、第 1 子の性別についてはともに関連性がみられな い。モデル 2 においては、わずかではあるが、「専門家やサービス機関」に相談することと 4 年制 大学への進学が結びつくという結果が出ている。したがってこの結果からは、母子世帯に育つ子 どもたちの進学機会を確保するためには、学校を含む専門家やサービス機関が有益な情報をも たらすパイプとして、なおさら機能する必要があることが示されている。
子どもの貧困が社会問題化される中で、母子世帯の収入の低さとその環境で育つことによる貧 困の世代間連鎖が注目されているが、母子世帯とは子どもの性別による期待の差が小さく、進学 期待に年収の与える影響も実は小さい。問題は実際に進学するとなると年収の影響が生じてくる ことと、社会関係資本の有無が大きく影響してくることである。しかし標準型的家族から外れること によって、外部からのサポートがしっかりしていれば、かえって子世代についてはジェンダー平等 が実現されうることも示唆されるのである。
＜表 7-7‐2＞ 第 1 子学歴についての重回帰分析（母子世帯）
B S.E. β B S.E. β
母親教育年数 0.113* 0.044 0.139 0.095* 0.045 0.117
家計年収額 0.001*** 0.000 0.319 0.001*** 0.000 0.306
1番目の子どもー性別 0.137 0.130 0.052 0.151 0.131 0.057 子どもの塾や習い事についての情
報ー家族
0.0142 0.142 0.005 子どもの塾や習い事についての情
報ー親戚
0.155 0.287 0.028 子どもの塾や習い事についての情
報ー近所の人
0.2136 0.151 0.073 子どもの塾や習い事についての情
報ー専門家やサービス機関
0.125 0.155 0.041 子どもの塾や習い事についての情
報ー職場の人
0.176 0.243 0.038 子どもの塾や習い事についての情
報ー学校時代の友人
-0.008 0.284 -0.002 子どもの塾や習い事についての情
報ー子どもを通じた友人・知人
0.233 0.149 0.079 子どもの塾や習い事についての情
報ーインターネット
0.400 0.250 0.082 子どもの塾や習い事についての情
報ーその他の友人・知人
0.161 0.205 0.040
(定数) 1.658** 0.529 1.574** 0.544
調整済 R2 乗 N
モデル1 モデル2
.153 .160
352 352
***p<0.001，**p<0.01、*p<0.05，+p<0.1
２．若年出産と高齢出産
以上、母子世帯に注目してみたが、一般的にいって離婚率は若いコーホートほど高いこ とが知られている。そこで若くして母親になることが離婚に結び付く傾向にあるのかを、
今回の調査データから確認してみた。第
3
章の雑誌分析では「ギャルママ」が25
歳を分 水嶺に「姉」（平均26
歳）「妹」（平均23
歳）と分けられていた。そこで25
歳未満で出産 したケースを「早期出産」と定義したところ、子どものいる人のうち15.4％がそのカテゴ
リーに該当した。離婚率について、早期出産ではない場合が10.8％であるのに対し、早期
出産では
22.9％と倍以上の値となり、離婚率の高さが証明された。したがって彼女たちに
こそ社会関係資本は必要といえるだろう。
では早期出産であることとネットワーク形成の関係は、どうなっているのだろうか。そ の影響について分析してみた結果が以下の表
7－8
である。その結果は、早期出産が学歴 や世帯収入ばかりでなく、相談したり、情報を得たりする社会関係資本の量も乏しいこと を示している。『I Love Mama』の分析を通じて期待されていたのは、年収の比較的低い 若い母親に社会関係資本が豊かに蓄積されていく可能性であった４。それが子育てにおい て、経済資本や文化資本の不足を補うものとして期待されてもいた。しかしここでは、そ れは否定されてしまったことになる。＜表
7－8＞
出産時期と資本B S.E. β B S.E. β
母親教育年数 0.424*** 0.102 0.479 0.352** 0.115 0.397
家計年収額 0.000 0.001 0.084 0.001 0.001 0.130
1番目の子どもー性別 -0.156 0.318 -0.056 0.043 0.367 0.016 子どもの塾や習い事についての情
報ー家族
-0.010 0.413 -0.003 子どもの塾や習い事についての情
報ー親戚
0.111 0.546 0.025 子どもの塾や習い事についての情
報ー近所の人
0.550 0.419 0.176 子どもの塾や習い事についての情
報ー専門家やサービス機関
0.724+ 0.406 0.223 子どもの塾や習い事についての情
報ー職場の人
-0.395 0.589 -0.084 子どもの塾や習い事についての情
報ー学校時代の友人
-0.554 0.977 -0.070 子どもの塾や習い事についての情
報ー子どもを通じた友人・知人
-0.337 0.390 -0.120 子どもの塾や習い事についての情
報ーインターネット
-1.575 1.029 -0.200 子どもの塾や習い事についての情
報ーその他の友人・知人
-0.150 0.623 -0.032
(定数) -2.046 1.334 -1.323 1.470
調整済 R2 乗
N
モデル1 モデル2
.202 .193
62 62