ジャワ島における学歴の世代間連鎖に関する数量的分析

(1)

１．はじめに 小稿の目的は，１９９６年と２００５年とにおこなわれたインドネシアの国家労働力調査の個別結果表を用いて，ジャワ島における学歴の世代間連鎖を数量的に明らかにすることである。加えて，世代間の貧困の連鎖を解くための鍵を探ることである。１９６５年以降の約３０年にわたるスハルト政権下で，インドネシアは著しい経済成長を実現した。しかし，経済発展がジャワ島の大都市部に集中し，ジャワ島以外の島々や農村部との所得格差は拡大してきた。さらに，１９９７年からの通貨危機後も，この傾向は止まらず，貧困ライン以下の貧困人口は，２０００年に３，８７０万人，２００３年に３，７３０万人，２００６年に３，９３０万人と推移し，都市部と農村部との貧困人口比率は，２０００年の都市部３２％と農村部６８％，２００３年の都市部３３％と農村部６７％，および２００６年の都市部３７％と農村部６３％と，貧困人口の約三分の二が農村部に存在してきた。貧困の原因として，世代間の貧困の連鎖が指摘される。すなわち，貧困家計の子弟は，貧困故に，高等教育を受けることができず，低所得の職業に就かざるを得ない。そして，彼らが新しい貧困家計を形成することになり，これらの世代間の連鎖が続くことになる。世代間の貧困の連鎖は，学歴の連鎖ともなって現れる。したがって，世代間の学歴の連鎖を遮断することによって，貧困解消への道筋をつけることができるといえる。世代間の貧困の連鎖および学歴の連鎖に関する研究は，非常に多数存在する

ジャワ島における学歴の世代間連鎖に

関する数量的分析

新

谷

正

彦

−５７−

(2)

が，インドネシアに対するこの分野の研究について，筆者は寡聞にしてその存在を知らない。したがって，小稿はインドネシアのこの分野の研究に端緒を開くものである。小稿に与えられた課題は，インドネシアにおける世代間の学歴の連鎖の存在を数量的に示し，その原因を数量的に明らかにすることによって，インドネシアの貧困問題解消への一次接近とすることである。なお，分析の対象を，インドネシア人口の三分の二が在住するジャワ島に限定する。分析に使用するデータは，１９９６年と２００５年とにおこなわれたインドネシアの国家労働力調査の個別結果表である。インドネシアの国家労働力調査は，インドネシア語で，Survei Angkatan Kerja Nasional と表記され，サカナス

SAKER-NASと略称されている。以下，小稿において，サカナスという略称を用いる。

なお，インドネシアの近年における労働力調査サカナスは，毎年２月と１０月と

の２回おこなわれ，集計結果は，国家中央統計局 Badan Pusat Statistik（BPS と

略称される）より『KEADAAN ANGKATAN KERJA DI INDONESIA』（『LABOR

FORCE SITUATION IN INDONESIA』と英語表記されている）として，公刊さ

れている(1)_{。小稿におけるサカナスの定義等の技術的情報は，この刊行物を用} いた。 以下，２において，使用するデータについて説明し，３において，学歴の世 代連鎖の事実認識をおこなう。４において，学歴の世代連鎖が生じる要因を， 多項ロジット関数から説明する。５において，貧困の世代連鎖について若干の 考察をおこない，６はむすびにあてられる。 ２．データ 分析に使用するデータは，１９９６年と２００５年とにおこなわれたインドネシアの国家労働力調査サカナスの個別結果表である(2)_{。サカナスでは，家計に関する} 情報とその構成メンバーに関する情報とが調査されている。今回使用する１９９６年調査のサカナスの構成メンバーのサンプル数は２４７，１９９個あり，ジャワ島内のそれは１２４，３１１個となる(3)_{。そして，２}_０_０_{５年調査のサカナスの構成メンバー} −５８− ジャワ島における学歴の世代間連鎖に関する数量的分析

(3)

のサンプル数は２０２，６３３個あり，ジャワ島内のそれは９２，２８２個となる。サカナスの一サンプルは，家計の一構成メンバーの情報から成り立っている。したがって，分析に必要な家計全体についての情報を以下のように作成し，個々の構成メンバーのサンプルに追加した。インドネシアの社会経済調査スサナスのように，サカナスの調査表には家計全体の経済情報がないので，まず，家計毎に，１ヵ月当たりの所得を計算し，各家計の構成メンバーの各サンプルに追加した。この場合の所得は，被雇用者の労働所得と，自己雇用者と雇用者との混合所得のみであり，無給の家族労働者の労働所得や非雇用者家計の財産所得等が含まれておらず，不完全な所得である(4)_。サカナスの調査表に，家計の構成メンバーリストがあり，世帯主と構成メンバーとの関係が調査されている。世帯主とその配偶者との情報を取り出し，それらを各家計の構成メンバーの各サンプルに追加した。以上のような追加情報を有するサンプルからなるファイルより，子供のサインがあり，仕事をしており，３０歳未満(5)_{のジャワ島内のサンプルを抜き出した} ファイルを作成した。これが小稿における分析対象データである。表１は，上記分析対象ファイルにおける１９９６年と２００５年との３０歳未満で働いている子供の州別都市農村別男女別サンプルの分布状況を示したものである(6)_。表１によれば，サンプル総数は，１９９６年の９，５３１より２００５年の７，３７１へ変化した。変化の要因は，２０００年にバンテン州が西ジャワ州から分離，独立したとはいえ，西ジャワ州のサンプル数減少によるといえる(7)_{。西ジャワ州のサンプル数減少} は別として，ジャカルタ特別州の両年のサンプル数に大きな変化が見られないが，２００５年の総数が減少した結果，２００５年の都市におけるジャカルタ特別州の男女ともに，それらのウエイトが高まった。同様に，２００５年の農村における中部ジャワ州と東ジャワ州との男女ともに，それらのウエイトが高まった。表１には構成比が示されていないが，１９９６年と２００５年ともに，都市合計と農村合計との構成比は，ほぼ，半々となっている。ところが，男子合計と女子合計との構成比は，ほぼ，２対１となっており，男子のウエイトが高いといえる。都市部において男子６割に対して女子４割であるが，農村部において男子７割ジャワ島における学歴の世代間連鎖に関する数量的分析 −５９−

(4)

に対して女子３割と，更に男子のウエイトが高まっている。以上の数値は，各年のジャワ島の合計によるものであるが，州別に観察しても，これらの数値は変わらないといえる。表２は，１９９６年と２００５年との３０歳未満で働いている子供の最終学歴の都市農村別男女別サンプルの分布状況を示したものである(8)_{。なお，州別のこれらの} サンプルの分布状況は，付表１と付表２とに示される。表２によれば，１９９６年において，３０歳未満で働いている子供の最終学歴のサンプル数は，ジャワ島合計で小学校卒業が最大（４０．２％）で，職業中学校を含めた中学校卒業が２番目（２８．２％）に大きく，職業高等学校を含めた高等学校卒業が３番目（２８．０％）に大きく，小学校中退（７．１％），ディプロマ以上修了（５．８％）と続くことが観察される。約１０年経過した２００５年において，それは変化し，職業高等学校を含めた高等学校卒業が最大（３２．６％）となり，職業中学校を含めた中学校卒業が２番目（２９．８％）に大きく，小学校卒業が３番目（２８．０％）となり，ディプロマ以上修了が増加（９．２％）し，小学校中退が減少（２．３％）した。男子合計と女子合計とを両年で観察した結果は，ジャワ島合計の観察結果と大きく順序が変化しなかった。しかし，都市部と農村部に分割した場合，次の 表１３０歳未満で働いている子供の州別都市農村別男女別サンプルの分布状況（ジャワ島，１９９６年，２００５年） 都市農村男子合計（７）女子合計（８）ジャワ島合計（９）男子（１）女子（２）合計（３）男子（４）女子（５）合計（６）１９９６年ジャカルタ特別州４９７３８５８８２０００４９７３８５８８２西ジャワ州１，０１０６４９１，６５９１，５３６５１６２，０５２２，５４６１，１６５３，７１１中部ジャワ州５１０３７２８８２１，０３７４６１１，４９８１，５４７８３３２，３８０ジョクジャカルタ特別州１３３１０１２３４１８０８４２６４３１３１８５４９８東ジャワ州５０５３１４８１９９０５３３６１，２４１１，４１０６５０２，０６０バンテン州０００００００００合計２，６５５１，８２１４，４７６３，６５８１，３９７５，０５５６，３１３３，２１８９，５３１２００５年ジャカルタ特別州５０６４１２９１８０００５０６４１２９１８西ジャワ州４６５２７９７４４５１５１３７６５２９８０４１６１，３９６中部ジャワ州５０４３３９８４３９３８３６８１，３０６１，４４２７０７２，１４９ジョクジャカルタ特別州１４４１０１２４５１８７７２２５９３３１１７３５０４東ジャワ州５５３３３６８８９８９７３４６１，２４３１，４５０６８２２，１３２バンテン州７１５１１２２１１３３７１５０１８４８８２７２合計２，２４３１，５１８３，７６１２，６５０９６０３，６１０４，８９３２，４７８７，３７１（資料）１９９６年および２００５年サカナス個別結果表より集計。（注）バンテン州は２０００年に西ジャワ州より分離したために，バンテン州の１９９６年の値はすべてゼロとなっている。 −６０− ジャワ島における学歴の世代間連鎖に関する数量的分析

(5)

ような変化が観察された。１９９６年の都市部の合計において，３０歳未満で働いている子供の最終学歴のサンプル数は，職業高等学校を含めた高等学校卒業が最大（４５．８％）となり，小学校卒業が２番目（２０．７％）に大きく，職業中学校を含めた中学校卒業が３番目（１８．９％）となり，ディプロマ以上修了が４番目（１０．６％）となり，小学校中退が少なくなった（３．７％）。男女間の差は，最終学歴において大きな差異は見いだされなかった。１９９６年の農村部の合計において，３０歳未満で働いている子供の最終学歴のサンプル数は，小学校卒業が最大（５７．４％）で，職業中学校を含めた中学校卒業が２番目（１７．５％）に大きく，職業高等学校を含めた高等学校卒業が３番目（１２．２％）に大きく，小学校中退も多く（１０．１％），ディプロマ以上修了はわずか（１．２％）である点が観察される。しかし，男女間の差は，最終学歴において大きな差異は見いだされなかった。２００５年の都市部の合計において，３０歳未満で働いている子供の最終学歴のサンプル数の最終学歴の構成比による順序は，職業高等学校を含めた高等学校卒 表２３０歳未満で働いている子供の最終学歴の都市農村別男女別サンプルの分布状況 （ジャワ島，１９９６年，２００５年） 都市農村男子合計（７）女子合計（８）ジャワ島合計（９）男子（１）女子（２）合計（３）男子（４）女子（５）合計（６）１９９６年無学歴８５１３４３３６７９５１４１９２小学校中退１１４５２１６６３４５１６５５１０４５９２１７６７６小学校卒業５８４３４４９２８２，１０７７９３２，９００２，６９１１，１３７３，８２８中学校卒業４９７２９１７８８６０５２０６８１１１，１０２４９７１，５９９職業中学校卒業４４１２５６５３２２７５９７３４１３１高等学校卒業７２４５１７１，２４１２７７８８３６５１，００１６０５１，６０６職業高等学校卒業４６４３４５８０９１８６６５２５１６５０４１０１，０６０ディプロマⅠ／Ⅱ修了３１２８５９７３１０３８３１６９ディプロマⅢ修了８５１２２２０７１２１０２２９７１３２２２９大学卒業１０４１０５２０９２３９３２１２７１１４２４１合計２，６５５１，８２１４，４７６３，６５８１，３９７５，０５５６，３１３３，２１８９，５３１２００５年無学歴１０１６７１３７７１４小学校中退３６９４５８６３７１２３１２２４６１６８小学校卒業３４７１９２５３９１，１３８３８５１，５２３１，４８５５７７２，０６２中学校卒業５３９３２６８６５９１２２９５１，２０７１，４５１６２１２，０７２職業中学校卒業３５２６６１５６１４７０９１４０１３１高等学校卒業５９４４４９１，０４３２７７１２９４０６８７１５７８１，４４９職業高等学校卒業４９０２７５７６５１３９５０１８９６２９３２５９５４ディプロマⅠ／Ⅱ修了２３３７６０８１０１８３１４７７８ディプロマⅢ修了６２８２１４４１２１０２２７４９２１６６大学卒業１１６１２２２３８１６２３３９１３２１４５２７７合計２，２４３１，５１８３，７６１２，６５０９６０３，６１０４，８９３２，４７８７，３７１（資料）１９９６年および２００５年サカナス個別結果表より集計。ジャワ島における学歴の世代間連鎖に関する数量的分析 −６１−

(6)

業が最大（４５．０％）となり，職業中学校を含めた中学校卒業が２番目（２４．６％）に大きく，小学校卒業が３番目（１４．３％）となり，ディプロマ以上修了が４番目（１１．７％）となり，小学校中退がさらに少なくなった（１．２％）点が観察される。農村部の合計の場合，最終学歴の構成比の大きさの順序に変化が見られなかったが，職業中学校を含めた中学校卒業のウエイト（３５．３％）と職業高等学校を含めた高等学校卒業のウエイト（１６．４％）が高まり，小学校卒業のウエイト（４２．２％）が低下した。都市部の最終学歴別男女間の構成比は，１９９６年と２００５年ともに，低学歴において男子のウエイトが高く，女子のウエイトが低いが，学歴の上昇とともに，男子のウエイトが低下し，女子のウエイトが上昇する点が観察される。農村部の最終学歴別男女間の構成比の場合，１９９６年おいて，各学歴ともに，ほぼ，男子７割，女子３割の比率に変化が見られなかった。２００５年の場合も，１９９６年の場合と大きく変化しないが，高学歴になると，女子のウエイトが高まる兆候が観察された。３０歳未満で働いている子供の最終学歴についてのサンプルの特性，すなわち，都市農村ともに高学歴のサンプルが少ない点，都市部で職業高等学校を含めた高等学校卒業のウエイトが高いが，農村部で小学校卒業のウエイトが高い点，都市部と農村部とにおいて各最終学歴ともに男子のウエイトが高い点等のサンプル特性が見いだされたが，このサンプルファイルを用いて分析を進める。 ３．事実認識 表３は，ジャワ島全体の１９９６年における３０歳未満で働いている子供の最終学歴とその世帯主の最終学歴との相関表を示したものである(9)_{。表３の表側には} ３０歳未満で働いている子供の最終学歴をとり，表頭にその世帯主の最終学歴がとられている。表３によれば，対角要素の周りにサンプルが集まっている点が観察され，３０歳未満で働いている子供の最終学歴とその世帯主の最終学歴との間に，高い正の相関が存在していることが理解される。すなわち，低学歴の世帯主の３０歳未満で働いている子供の最終学歴が低く，また，高学歴の世帯主の −６２− ジャワ島における学歴の世代間連鎖に関する数量的分析

(7)

３０歳未満で働いている子供の最終学歴が高いことを示している。この結果は，２世代に過ぎないが，学歴の世代間連鎖の存在を示唆するものである。表３の各列の合計値，すなわち世帯主の各最終学歴のサンプル数と，表３の各行の合計値，すなわち３０歳未満で働いている子供の各最終学歴のサンプル数とを比較すれば，ほぼ，中学校卒業を中心にして，それより以前の教育水準では世帯主のサンプル数が多くなっている点と，それ以後において子供のサンプル数の方が多くなっている点が観察される。特に，子供のところで小学校中退が減少し，中学校および高等学校卒業サンプルが増加している点が観察される。先ほど，３０歳未満で働いている子供の最終学歴とその世帯主の最終学歴との間に高い相関が存在し，２世代に過ぎないが，学歴の世代間連鎖の存在を示唆する点を指摘したが，この観察結果は，その連鎖が学校制度改革や奨学金制度等によって，多くはないが，貧困家計の子弟も上級教育を受けていることを示しているといえる。表４は，ジャワ島全体の２００５年における３０歳未満で働いている子供の最終学歴とその世帯主の最終学歴との相関表を，表３と同様に作成し，表示したものである。表３で観察された同様の点が，表４においても観察され，表３の観察結果が１９９６年特有のものでない点を示している。表５と表６とは，表３と表４とで用いたサンプルの世帯主の最終学歴とその配偶者の最終学歴との相関表である。１９９６年の場合を示す表５，および，２００５年の場合を示す表６ともに，対角要素の周りにサンプルが集まっており，世帯主の最終学歴とその配偶者の最終学歴との間に高い正の相関が存在していることを示している。この点は，先進国で多く観察された点であるが，ジャワ島においても観察されることを示している。表５と表６との観察結果は，表３と表４とにおける学歴の世代間連鎖の存在の観察結果を，より堅固なものにするといえる。３０歳未満で働いている子供の最終学歴とその世帯主の最終学歴との相関表を，都市部，農村部，男子，女子，都市部男子，都市部女子，農村部男子および農村部女子について，１９９６年と２００５年とについて作成できる。これらは，付表３より付表１８までに示される。表３と表４とより得られた観察結果は，これら付ジャワ島における学歴の世代間連鎖に関する数量的分析 −６３−

(8)

表の観察結果からも得ることができる。したがって，ジャワ島において，学歴の世代間連鎖が存在しているといえる。学歴の世帯間連鎖を解くことが貧困解消への鍵となるので，次節において，３０歳未満で働いている子供の最終学歴の決定要因を考察する。 表３３０歳未満の働いている子供の学歴と世帯主の学歴との相関表（ジャワ島，１９９６年） 世帯主学歴無学歴（１）小学校中退（２）小学校卒業（３）中学校卒業（４）職業中学校卒業（５）子供の学歴無学歴（１）６６１７７００小学校中退（２）２７８２９９９２３２小学校卒業（３）８４４１，２５８１，６１５７０１２中学校卒業（４）１６５４０１８０８１２５３０職業中学校卒業（５）１２３５６０９３高等学校卒業（６）９０１８６６１６２９２６２職業高等学校卒業（７）６３１２９４３４１６１６１ディプロマⅠ／Ⅱ修了（８）１３１４９３ディプロマⅢ修了（９）５１１３９２８１１大学卒業（１０）５８４０２８９合計（１１）１，５２９２，３４７３，７２５７２５１９３（資料）１９９６年サカナス個別結果表より作成。 表４３０歳未満の働いている子供の学歴と世帯主の学歴との相関表（ジャワ島，２００５年） 世帯主学歴無学歴（１）小学校中退（２）小学校卒業（３）中学校卒業（４）職業中学校卒業（５）子供の学歴無学歴（１）９１４００小学校中退（２）５８６９３８２０小学校卒業（３）３５９７０２９４３４０１中学校卒業（４）１９７４５７１，１８２１７２８職業中学校卒業（５）１１２０７５１０１１高等学校卒業（６）６７１５３６０１２６２５５職業高等学校卒業（７）３８１２５４０１１８５２３ディプロマⅠ／Ⅱ修了（８）３１１６１９３ディプロマⅢ修了（９）１６２５２７３大学卒業（１０）２８３４３２７合計（１１）７４５１，５４２３，３１９７４９１１１（資料）２００５年サカナス個別結果表より作成。 −６４− ジャワ島における学歴の世代間連鎖に関する数量的分析

(9)

４．子供の最終学歴決定要因 小稿で使用したサカナスの調査対象年において，３０歳未満で働いている子供たちが，最終学歴として，（１）無学歴，（２）小学校中退，（３）小学校卒業，（４）中学校卒業，（５）職業中学校卒業，（６）高等学校卒業，（７）職業高等学校卒業，（８）ディプロマⅠ／Ⅱ修了，（９）ディプロマⅢ修了，および（１０）大学卒業のうちどれかに決定した要因を検討する。これらの最終学歴の分類は，サカナスの調査表に記世帯主学歴高等学校卒業（６）職業高等学校卒業（７）ディプロマ Ⅰ／Ⅱ修了（８）ディプロマ Ⅲ修了（９）大学卒業（１０）合計（１１）１１０００９２１１０００６７６１６１２１００３，８２８２５４１０２２１，５９９２９０１０１３１２０８１１２８２２１０１，６０６８４１０３６１４５１０６０２１１２５０１６９５６３０３３３１３２２９７２２１４２３３１２４１４８６３４２２７９５６２９，５３１世帯主学歴高等学校卒業（６）職業高等学校卒業（７）ディプロマ Ⅰ／Ⅱ修了（８）ディプロマ Ⅲ修了（９）大学卒業（１０）合計（１１）０００００１４１００００１６８１０３０２２２，０６２３０１９２３２２，０７２１３０００１３１１６９９１９２０２２１，４４９８８８７２４１９５４１３１２４２５７８４０２８６１０２０１６６５５４１１２３０５６２７７４０７２８４３５７１１０８７，３７１ジャワ島における学歴の世代間連鎖に関する数量的分析 −６５−

(10)

載されていたままである(10)_{。これら最終学歴の決定を説明する要因として，次} の変数を考えた。すなわち，世帯主年齢，世帯主賃金，世帯主混合所得（１９９６年の場合なし），配偶者年齢，配偶者賃金，配偶者混合所得（１９９６年の場合なし），ジョクジャカルタ特別州を基準とした地域ダミー変数（ジャカルタ特別州，西ジャワ州，中部ジャワ州，東ジャワ州，バンテン州（１９９６年の場合なし）），農村を基準とした都市ダミー変数，女子を基準とした男子ダミー変数，世帯主と子供の年齢差，家族員数，１０歳以上の家族員数，無学歴を基準とした表５ 世帯主の学歴と配偶者の学歴との相関表（ジャワ島，１９９６年） 配偶者学歴無学歴（１）小学校中退（２）小学校卒業（３）中学校卒業（４）職業中学校卒業（５）世帯主学歴無学歴（１）７７０１４２４４００小学校中退（２）３５１１，１７２２７６１２７小学校卒業（３）２２０６５５２，１２９６１１１中学校卒業（４）５６１３１５１７２１０職業中学校卒業（５）８２０６８４４９高等学校卒業（６）２１１１０６１２３１７職業高等学校卒業（７）３１６１２３８１１９ディプロマⅠ／Ⅱ修了（８）０１３４０ディプロマⅢ修了（９）００２２２１大学卒業（１０）０１１６０合計（１１）１３５９２，０７９３，０６７５２５７４（資料）１９９６年サカナス個別結果表より作成。表６ 世帯主の学歴と配偶者の学歴との相関表（ジャワ島，２００５年） 配偶者学歴無学歴（１）小学校中退（２）小学校卒業（３）中学校卒業（４）職業中学校卒業（５）世帯主学歴無学歴（１）３６５７５２７００小学校中退（２）１０５７６６２４３１４１小学校卒業（３）７８３７０２，０８２１１３８中学校卒業（４）６４６３０９２０３８職業中学校卒業（５）２２３０１３２５高等学校卒業（６）１４５７１１０２２職業高等学校卒業（７）０１５５１８８１２ディプロマⅠ／Ⅱ修了（８）００９７２ディプロマⅢ修了（９）００７１３２大学卒業（１０）００３１００合計（１１）５５７１，２７８２，８１８５７１８０（資料）２００５年サカナス個別結果表より作成。 −６６− ジャワ島における学歴の世代間連鎖に関する数量的分析

(11)

世帯主学歴ダミー変数（小学校中退，小学校卒業，中学校卒業，職業中学校卒業，高等学校卒業，職業高等学校卒業，ディプロマⅠ／Ⅱ修了，ディプロマⅢ 修了，大学卒業），無学歴を基準とした配偶者学歴ダミー変数（小学校中退，小学校卒業，中学校卒業，職業中学校卒業，高等学校卒業，職業高等学校卒業，ディプロマⅠ／Ⅱ修了，ディプロマⅢ修了，大学卒業），その他産業を基準とした世帯主就業農業ダミー変数(11)_{およびその他産業を基準とした配偶者就業農業} ダミー変数である。配偶者学歴高等学校卒業（６）職業高等学校卒業（７）ディプロマ Ⅰ／Ⅱ修了（８）ディプロマ Ⅲ修了（９）大学卒業（１０）配偶者なし（１１）合計（１２）０００００５７３１，５２９４２０００５２３２，３４７１６１３０１１６１８３，７２５１７１９２００１２４７２５２１３０００２９１９３１０９５０３０２６３４８６２０３６０２０４２３４２５４４００６２７４０１３８３１５９５２５１０１９７２６２２３８１６０１８１５１１１，９８５９，５３１配偶者学歴高等学校卒業（６）職業高等学校卒業（７）ディプロマ Ⅰ／Ⅱ修了（８）ディプロマ Ⅲ修了（９）大学卒業（１０）配偶者なし（１１）合計（１２）０００００２７８７４５２００００４１１１，５４２１３６０００６４９３，３１９３１１３１１０１３１７４９３４００１３１１１１１０６２８３６２６８４０７４３３６４２３３０２８４３５６００３３５２１１４０６２６７１４２１５５６１４１３１０８２６４１２１１９２１２２１，６２０７，３７１ジャワ島における学歴の世代間連鎖に関する数量的分析 −６７−

(12)

これら説明変数を用いて，１０個の最終学歴を選択する多項ロジットモデルによる学歴選択関数の推定結果は，付表１９と付表２０とに示される(12)_。１_９_９_６年の場合を示す付表１９によれば，配偶者年齢と配偶者賃金以外，選択したすべての説明変数は，３０歳未満で働いている子供たちの最終学歴選択の判別に対して有効であることが観察される。また，２００５年の場合を示す付表２０によれば，世帯主賃金，世帯主混合所得，配偶者賃金および配偶者混合所得以外，選択したすべての説明変数は，３０歳未満で働いている子供たちの最終学歴選択の判別に対して有効であることが観察される。付表１９と付表２０とを用いて，最終学歴選択に関する各説明変数の限界効果を計算することができる。表７は，１９９６年の最終学歴，すなわち，（２）小学校中退，（３）小学校卒業，および（４）中学校卒業を選択する場合について，各説明変数の限界効果を計算したものであり，表８は，同じく，（５）職業中学校卒業，（６）高等学校卒業，および（７）職業高等学校卒業を選択する場合について，各説明変数の限界効果を計算したものであり，表９は，同じく，（８）ディプロマⅠ／Ⅱ修了，（９）ディプロマⅢ修了，および（１０）大学卒業を選択する場合について，各説明変数の限界効果を計算したものである(13)_{。なお，これらの表において，付} 表１９と付表２０とで最終学歴判別に対して有効でなかった変数もすべてその限界効果が計算された。表７と表８と表９とを見比べてみると，まず，世帯主年齢から１０歳以上家族員数までの変数の係数の符号すべてが，小学校卒業と中学校卒業との間で，逆転している点が観察される。以下の記述において，小学校教育を初等教育と呼び，職業校を含む中学校教育と高等学校教育を中等教育と呼び，ディプロマ以上を高等教育と呼ぶことにしよう。世帯主の年齢とその賃金との係数のマイナス符号より次の点が読み取れる。すなわち，世帯主の年齢が若いほど，また世帯主の賃金が低いほど，その子供が小学校中退か小学校卒業で終わってしまう確率が高いことを示している。逆に，世帯主の年齢が高く，また世帯主の賃金が高いほど，その子供が中等教育，または高等教育を受ける確率が高いことを示している。 −６８− ジャワ島における学歴の世代間連鎖に関する数量的分析

(13)

表７ 多項ロジットモデルによる学歴選択関数の限界効果の推定結果（ １９９６年）中学校卒業有意水準 P＞｜ z｜（９）０．００００．００００．８５８０．６１００．０２７０．００００．００００．００００．００００．００９０．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．９０７０．７０５０．０１１０．００６０．５０９０．０４４０．１２７０．００００．００００．１３１（注）各ダミー変数の＊印は，ダミー変数の０から１への不連続な変化に対する限界効果であることを示す。 z−値（８）１１．７９０３．７６０ − ０．１８００．５１０ − ２．２２０ − ７．６００ − ６．５７０ − ４．４００１１．０００ − ２．６１０ − １１．７１０ − ７．９１０７．８３０７．３４０７．９１０ − １１．７４０ − １１．０００ − １６．９８０ − １６．７３０ − １４．３６０ − １８．８６０ − １８．４６０５．３９０７．８２０ − ０．１２０ − ０．３８０ − ２．５３０ − ２．７７０ − ０．６６０ − ２．０１０ − １．５３０３．５６０６．４００１．５１０係数 dy/dx （７）０．００５４１２３００．０００００００３ − ０．００００３０６００．０００００００１ − ０．０１６ − ０．０４３ − ０．０４９ − ０．０３００．０３１ − ０．００４ − ０．００５ − ０．００９０．０１１０．０１４０．０２８ − ０．１１４ − ０．１５１ − ０．１６８ − ０．１７２ − ０．２２４ − ０．２１７ − ０．２２９０．０１００．０１６ − ０．００１ − ０．００４ − ０．０３６ − ０．０４６ − ０．０２５ − ０．１０２ − ０．１０２０．０１１０．００９０．００３小学校卒業有意水準 P＞｜ z｜（６）０．００００．００００．８５８０．６１００．００５０．００００．００００．００００．００００．０１２０．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００５０．００００．００００．０６５０．００００．１３８ z−値（５） − ２０．２９０ − ３．９０００．１８０ − ０．５１０２．７８０９．６６０９．０７０５．７５０ − １７．８６０２．５２０１９．９２０９．５７０ − ９．４２０ − ９．０９０ − ２０．０５０ − ３４．９９０ − ３２．８８０ − ４４．９９０ − ４４．７４０ − ４０．２６０ − ４８．０６０ − ４７．２８０ − ４．０９０ − ７．１９０ − ７．３４０ − ４．０２０ − １０．０２０ − １０．２８０ − ２．８１０ − ６．６８０ − ５．０７０ − １．８４０ − ５．０７０ − １．４９０係数 dy/dx （４） − ０．０２８０９５３０ − ０．００００００１４０．０００１５８８０ − ０．０００００００５０．０６４０．１８１０．１６７０．１１３ − ０．１７８０．０２２０．０２６０．０４９ − ０．０５９ − ０．１３８ − ０．２８４ − ０．３５８ − ０．３５４ − ０．３８９ − ０．３８１ − ０．３８９ − ０．３９１ − ０．３９５ − ０．０６７ − ０．１１７ − ０．１５７ − ０．１５６ − ０．２３５ − ０．２４８ − ０．２０８ − ０．３０５ − ０．３０５ − ０．０８４ − ０．０６２ − ０．０１５小学校中退有意水準 P＞｜ z｜（３）０．００００．００００．８５８０．６１００．０１４０．００００．００００．００００．００００．０１１０．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．０４５０．００００．１３６ z−値（２） − １６．９５０ − ３．８６００．１８０ − ０．５１０２．４５０７．８５０６．７８０４．７５０ − １４．６２０２．５４０１６．６８０９．１２０ − ８．９８０ − ９．５５０ − １５．９１０ − ２１．４８０ − ２１．３００ − ２１．９８０ − ２２．０５０ − ２１．５９０ − ２１．９００ − ２１．７９０ − ４．３４０ − ７．３６０ − ８．７４０ − ５．１６０ − １２．２１０ − １２．６１０ − ３．９２０ − ９．６２０ − ７．６１０ − ２．０１０ − ５．３２０ − １．４９０係数 dy/dx （１） − ０．００３７５３１０ − ０．０００００００２０．００００２１２０ − ０．０００００００１０．０１００．０２８０．０２８０．０１８ − ０．０２４０．００３０．００３０．００７ − ０．００８ − ０．０１６ − ０．０３７ − ０．０３１ − ０．０２８ − ０．０３２ − ０．０３１ − ０．０２９ − ０．０３０ − ０．０３０ − ０．００８ − ０．０１５ − ０．０１６ − ０．０１６ − ０．０２２ − ０．０２２ − ０．０１９ − ０．０２５ − ０．０２５ − ０．０１０ − ０．００８ − ０．００２ hage hw age wf ag e ww ag e ds t1 ＊ ds t2 ＊ ds t3 ＊ ds t5 ＊ dar ea ＊ ds ex ＊ dhage fnn fnn_10 hedu01 ＊ hedu02 ＊ hedu03 ＊ hedu04 ＊ hedu05 ＊ hedu06 ＊ hedu07 ＊ hedu08 ＊ hedu09 ＊ we du01 ＊ we du02 ＊ we du03 ＊ we du04 ＊ we du05 ＊ we du06 ＊ we du07 ＊ we du08 ＊ we du09 ＊ we du10 ＊ hind01 ＊ wi nd01 ＊世帯主年齢世帯主賃金配偶者年齢配偶者賃金地域ダミージャカルタ特別州西ジャワ州中部ジャワ州東ジャワ州都市ダミー男子ダミー世帯主との年齢差家族員数１０歳以上家族員数世帯主学歴ダミー小学校中退小学校卒業中学校卒業職業中学校卒業高等学校卒業職業高等学校卒業ディプロマⅠ／Ⅱ修了ディプロマⅢ修了大学卒業配偶者学歴ダミー小学校中退小学校卒業中学校卒業職業中学校卒業高等学校卒業職業高等学校卒業ディプロマⅠ／Ⅱ修了ディプロマⅢ修了大学卒業配偶者なし世帯主農業ダミー配偶者農業ダミージャワ島における学歴の世代間連鎖に関する数量的分析 −６９−

(14)

表８ 多項ロジットモデルによる学歴選択関数の限界効果の推定結果（その２， １９９６年）職業高等学校卒業有意水準 P＞｜ z｜（９）０．００００．００００．８５８０．６１００．００３０．００００．００００．００００．００００．０１３０．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００５０．００００．００００．０９３０．００４０．０３００．０９７０．００００．１４０（注）各ダミー変数の＊印は，ダミー変数の０から１への不連続な変化に対する限界効果であることを示す。 z−値（８）１７．８４０３．８８０ − ０．１８００．５１０ − ３．０２０ − ９．３４０ − ９．４６０ − ６．１７０１５．４４０ − ２．４７０ − １７．５５０ − ９．３１０９．１７０７．６１０１４．９３０１６．８７０１４．６２０２３．１８０２３．０３０１６．５４０２９．８６０１３．８９０３．７６０６．４２０５．３００２．８２０５．６３０５．４７０１．６８０２．８６０２．１７０１．６６０４．６４０１．４７０係数 dy/dx （７）０．００７５５０６００．０００００００４ − ０．００００４２７００．０００００００１ − ０．０１６ − ０．０４７ − ０．０４０ − ０．０２７０．０５０ − ０．００６ − ０．００７ − ０．０１３０．０１６０．０４３０．０９４０．２３５０．２６８０．３０１０．３０００．３１３０．３１９０．３０６０．０１９０．０３５０．０５８０．０６００．１１１０．１２４０．０９３０．１９７０．１９７０．０２５０．０１８０．００４高等学校卒業有意水準 P＞｜ z｜（６）０．００００．００００．８５８０．６１００．００４０．００００．００００．００００．００００．０１２０．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．８２９０．６９１０．５０８０．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００２０．００００．００００．０７２０．００００．１３８ z−値（５）１９．０４０３．８９０ − ０．１８００．５１０ − ２．８６０ − ９．６１０ − ９．１７０ − ５．８７０１６．９６０ − ２．５００ − １８．７３０ − ９．４５０９．３００８．８００１９．３５０２４．０３０９．２３０８．３８０７．４１０ − ０．２２００．４００ − ０．６６０４．０１０７．０３０７．０７０３．９１０１１．５５０１３．１７０３．０４０１３．０９０１０．２７０１．８００４．９４０１．４８０係数 dy/dx （４）０．０１５８５５１００．０００００００８ − ０．００００８９６００．０００００００３ − ０．０３５ − ０．１０１ − ０．０９１ − ０．０６２０．１０１ − ０．０１３ − ０．０１５ − ０．０２８０．０３３０．０８００．１６４０．１６５０．１２８０．１１２０．１０５ − ０．００９０．０１１ − ０．０２３０．０３８０．０６７０．０９４０．０９４０．１３９０．１４５０．１２５０．１５３０．１５３０．０４８０．０３６０．００９職業中学校卒業有意水準 P＞｜ z｜（３）０．００００．００００．８５８０．６１００．００９０．００００．００００．００００．００００．０１３０．００００．００００．００００．００００．００００．８９００．００７０．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．９１００．９３４０．０４８０．００００．１４０ z−値（２）９．８４０３．６８０ − ０．１８００．５１０ − ２．６００ − ７．３５０ − ６．８９０ − ４．９５０９．６１０ − ２．４８０ − ９．８００ − ７．２９０７．２２０７．６９０１０．２２００．１４０ − ２．６９０ − ４．７５０ − ４．９７０ − ５．６６０ − ６．８８０ − ６．９５０４．０５０６．４１０８．２９０６．８５０６．８４０４．８５０５．７３００．１１００．０８０１．９８０４．８４０１．４８０係数 dy/dx （１）０．００１２３５１０００．００００００００６ −０．０００００６９８００．００００００００２ −０．００３ −０．００８ −０．００８ −０．００５０．００８ −０．００１ −０．００１ −０．００２０．００３０．００５０．０１１０．０００ −０．００４ −０．００６ −０．００７ −０．０１４ −０．０１３ −０．０１５０．００３０．００５０．００５０．００５０．００５０．００５０．００５０．００１０．００００．００３０．００３０．００１ hage hw age wf ag e ww ag e ds t1 ＊ ds t2 ＊ ds t3 ＊ ds t5 ＊ dar ea ＊ ds ex ＊ dhage fnn fnn_10 hedu01 ＊ hedu02 ＊ hedu03 ＊ hedu04 ＊ hedu05 ＊ hedu06 ＊ hedu07 ＊ hedu08 ＊ hedu09 ＊ we du01 ＊ we du02 ＊ we du03 ＊ we du04 ＊ we du05 ＊ we du06 ＊ we du07 ＊ we du08 ＊ we du09 ＊ we du10 ＊ hind01 ＊ wi nd01 ＊世帯主年齢世帯主賃金配偶者年齢配偶者賃金地域ダミージャカルタ特別州西ジャワ州中部ジャワ州東ジャワ州都市ダミー男子ダミー世帯主との年齢差家族員数１０歳以上家族員数世帯主学歴ダミー小学校中退小学校卒業中学校卒業職業中学校卒業高等学校卒業職業高等学校卒業ディプロマⅠ／Ⅱ修了ディプロマⅢ修了大学卒業配偶者学歴ダミー小学校中退小学校卒業中学校卒業職業中学校卒業高等学校卒業職業高等学校卒業ディプロマⅠ／Ⅱ修了ディプロマⅢ修了大学卒業配偶者なし世帯主農業ダミー配偶者農業ダミー −７０− ジャワ島における学歴の世代間連鎖に関する数量的分析

(15)

表９ 多項ロジットモデルによる学歴選択関数の限界効果の推定結果（その３， １９９６年）大学卒業有意水準 P＞｜ z｜（９）０．００００．００００．８５８０．６１００．００３０．００００．００００．００００．００００．０１５０．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００１０．００００．００００．００００．００００．００００．０１２０．００００．００００．１５９０．０７６０．１７９０．１０９０．００００．１４３（注）各ダミー変数の＊印は，ダミー変数の０から１への不連続な変化に対する限界効果であることを示す。 z−値（８）１１．３５０３．７６０ − ０．１８００．５１０ − ３．０００ − ７．８００ − ７．９９０ − ５．７５０１０．３４０ − ２．４４０ − １１．２９０ − ７．８４０７．７５０６．４７０９．８８０８．２３０６．０１０７．７７０７．４４０３．２１０５．０１０３．９００３．５７０５．７１０４．５８０２．５００４．４４０４．２１０１．４１０１．７７０１．３４０１．６００４．３７０１．４６０係数 dy/dx （７）０．０００７６７５０００．００００００００４ −０．０００００４３４００．００００００００１ −０．００２ −０．００５ −０．００４ −０．００３０．００５ −０．００１ −０．００１ −０．００１０．００２０．００５０．０１００．０４００．０５５０．０７３０．０７４０．１６１０．１４２０．１８１０．００２０．００４０．００６０．００７０．０１４０．０１６０．０１１０．０３１０．０３１０．００３０．００２０．０００ディプロマⅢ修了有意水準 P＞｜ z｜（６）０．００００．００００．８５８０．６１００．００３０．００００．００００．００００．００００．０１５０．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．０１１０．００００．００００．１４８０．０５６０．１４８０．１０７０．００００．１４３ z−値（５）１１．８９０３．７７０ − ０．１８００．５１０ − ３．０００ − ８．０１０ − ８．２００ − ５．８３０１０．９００ − ２．４４０ − １１．８００ − ８．０３０７．９４０６．６３０１０．４００９．０８０６．８６０８．９７０８．７４０５．０７０６．９８０６．２９０３．６００５．８１０４．６８０２．５５０４．５６０４．３６０１．４５０１．９１０１．４５０１．６１０４．３９０１．４７０係数 dy/dx （４）０．００１０７０５０００．００００００００５ −０．０００００６０５００．００００００００２ −０．００２ −０．００７ −０．００６ −０．００４０．００７ −０．００１ −０．００１ −０．００２０．００２０．００６０．０１４０．０５１０．０６７０．０８５０．０８６０．１５３０．１４１０．１６４０．００３０．００５０．００９０．００９０．０１９０．０２１０．０１５０．０４００．０４００．００４０．００３０．００１ディプロマⅠ／Ⅱ修了有意水準 P＞｜ z｜（３）０．００００．００００．８５８０．６１００．００４０．００００．００００．００００．００００．０１８０．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００１０．００００．００００．０１２０．００００．００００．１４３０．０４７０．１２８０．１１１０．００００．１４７ z−値（２）７．６９０３．５３０ − ０．１８００．５１０ − ２．８８０ − ６．２８０ − ６．３６０ − ５．０４０７．４２０ − ２．３７０ − ７．６６０ − ６．２８０６．２４０５．５６０７．２７０６．９４０６．０３０７．０３０６．９８０６．１００６．７８０７．０３０３．４００５．０５０４．２８０２．５００４．２２０４．０８０１．４６０１．９９０１．５２０１．６００４．０３０１．４５０係数 dy/dx （１）０．０００３９１７０００．００００００００２ −０．０００００２２１００．００００００００１ −０．００１ −０．００２ −０．００２ −０．００１０．００３０．００００．０００ −０．００１０．００１０．００２０．００５０．０１７０．０２２０．０２７０．０２８０．０４２０．０４００．０４４０．００１０．００２０．００３０．００３０．００７０．００８０．００５０．０１４０．０１４０．００１０．００１０．０００ hage hw age wf ag e ww ag e ds t1 ＊ ds t2 ＊ ds t3 ＊ ds t5 ＊ dar ea ＊ ds ex ＊ dhage fnn fnn_10 hedu01 ＊ hedu02 ＊ hedu03 ＊ hedu04 ＊ hedu05 ＊ hedu06 ＊ hedu07 ＊ hedu08 ＊ hedu09 ＊ we du01 ＊ we du02 ＊ we du03 ＊ we du04 ＊ we du05 ＊ we du06 ＊ we du07 ＊ we du08 ＊ we du09 ＊ we du10 ＊ hind01 ＊ wi nd01 ＊世帯主年齢世帯主賃金配偶者年齢配偶者賃金地域ダミージャカルタ特別州西ジャワ州中部ジャワ州東ジャワ州都市ダミー男子ダミー世帯主との年齢差家族員数１０歳以上家族員数世帯主学歴ダミー小学校中退小学校卒業中学校卒業職業中学校卒業高等学校卒業職業高等学校卒業ディプロマⅠ／Ⅱ修了ディプロマⅢ修了大学卒業配偶者学歴ダミー小学校中退小学校卒業中学校卒業職業中学校卒業高等学校卒業職業高等学校卒業ディプロマⅠ／Ⅱ修了ディプロマⅢ修了大学卒業配偶者なし世帯主農業ダミー配偶者農業ダミージャワ島における学歴の世代間連鎖に関する数量的分析 −７１−

(16)

都市ダミー変数の係数の符号がマイナスである点と州別の地域ダミー変数の係数の符号がすべてプラスである点とは，都市部は農村部に比べて，子供が中等教育，または高等教育を受ける確率が高いことを示しているが，州別の地域ダミー変数はジョクジャカルタ特別州に比べて，子供が初等教育で終わる確率が高く，中等教育，または高等教育を受ける確率が低いことを示している。男性ダミー変数の係数の符号が初等教育においてプラスであり，中等教育および高等教育においてマイナスである点は，男子の子供が女子の子供に較べて初等教育で終わる確率が高く，男子の子供が女子の子供に較べて中等教育，または高等教育を受ける確率が低いことを示している(14)_。世帯主と子供との年齢差の係数の符号が初等教育においてプラスであり，中等教育および高等教育においてマイナスである点は，年齢差が小さいほど，子供が初等教育で終わる確率が高く，中等教育，または高等教育を受ける確率が低いことを示している。家族員数の係数の符号が初等教育においてプラスであり，中等教育および高等教育においてマイナスである点は，家族員数が多いほど，子供が初等教育で終わる確率が高く，中等教育，または高等教育を受ける確率が低く，また逆に，１０歳以上の家族員数の係数の符号が初等教育においてマイナスであり，中等教育と高等教育においてプラスである点は，１０歳以上の家族員数が多いほど，子供が初等教育で終わる確率が低く，中等教育，または高等教育を受ける確率が高くなることを示している。次に，世帯主学歴ダミー変数の係数符号に注目すれば，小学校卒業まで，すべてのダミー変数の係数がマイナス符号となっている。これは，いかなる学歴の世帯主も，子供を小学校卒業で終わらせないという確率が高いことを示しているといえる。中学校卒業の場合，小学校中退と小学校卒業の世帯主ダミー変数の係数符号がプラスとなり，それ以上の学歴の世帯主ダミー変数の係数符号がマイナス符号となっている。これは，小学校中退と小学校卒業の世帯主は，子供を中学校卒業で終わらせる確率が高く，それ以上の学歴の世帯主は，子供を中学校卒業で終わらせないという確率が高いことを示しているといえる(15)_。高等学校卒業の場合，ディプロマⅠ／Ⅱ修了および大学卒業の学歴の世帯主ダ −７２− ジャワ島における学歴の世代間連鎖に関する数量的分析

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ミー変数の係数符号がマイナス符号となり，それ以外の学歴の世帯主ダミー変数の係数符号がプラス符号となっている。しかし，ディプロマⅠ／Ⅱ修了およびディプロマⅢ修了および大学卒業の学歴の世帯主ダミー変数の限界効果がゼロと有意差が認められないことから，職業高等学校卒業までの学歴の世帯主は，子供を高等学校卒業で終わらせるという確率が高いことを示しているといえる。職業高等学校以上の場合，すべての学歴の世帯主ダミー変数の係数符号がプラス符号となっている。すなわち，すべての学歴の世帯主は，子供を職業高等学校卒業および高等教育を修了させるという確率が高いことを示している。特に，ディプロマⅢ修了および大学卒業に対して，世帯主学歴のダミー変数の限界効果は，学歴の上昇とともに大きくなっている点が観察される。次に，配偶者学歴ダミー変数の係数符号に注目すれば，それらは，世帯主学歴ダミー変数の係数符号と，ほぼ同じである。異なる点は，職業高等学校卒業に対して，世帯主学歴ダミー変数の係数符号にマイナスが観察されたが，配偶者学歴ダミー変数の係数符号がすべてプラスとなった。また，高等教育に対する配偶者学歴ダミー変数の限界効果は，世帯主学歴ダミー変数のそれより小さくなっている点が観察される。世帯主および配偶者の農業就業ダミー変数の係数符号が，小学校卒業と中学校卒業との間で，マイナスからプラスに反転している点が観察される。これは，世帯主または配偶者が農業に就業している場合，その子供が小学校中退か小学校卒業で終わってしまう確率が低く，中等教育または高等教育を受ける確率が高いことを示している。２００５年の場合について，最終学歴選択に関する各説明変数の限界効果の計算結果が表１０，表１１，および表１２である。表１０は，２００５年の最終学歴，すなわち，（２）小学校中退，（３）小学校卒業，および（４）中学校卒業を選択する場合について，各説明変数の限界効果を計算したものであり，表１１は，同じく，（５）職業中学校卒業，（６）高等学校卒業，および（７）職業高等学校卒業を選択する場合について，各説明変数の限界効果を計算したものであり，表１２は，同じく，（８）ディプロマⅠ／Ⅱ修了，（９）ディプロマⅢ修了，および（１０）大学卒業を選択する場合について，各説明変数の限界効果を計算したものである。多くの説明変数の係ジャワ島における学歴の世代間連鎖に関する数量的分析 −７３−

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表１０ 多項ロジットモデルによる学歴選択関数の限界効果の推定結果（ ２００５年）中学校卒業有意水準 P＞｜ z ｜（９）０．００００．２４２０．１９６０．００１０．２２００．２２１０．００００．３０４０．００００．００００．２８２０．００００．００００．００００．００００．００００．００３０．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．２５００．００１０．００００．０７２０．００７０．００００．０４９０．００００．３９８０．００００．００００．００１（注）各ダミー変数の＊印は，ダミー変数の０から１への不連続な変化に対する限界効果であることを示す。 z −値（８） − １０．６１０ − １．１７０ − １．２９０ − ３．４７０ − １．２３０ − １．２２０４．３１０１．０３０１０．０００９．８１０１．０８０ − １１．６８０４．２９０１０．８６０６．２７０ − ６．６１０ − ２．９７０ − ９．７５０ − １６．７８０ − １３．３００ − ２０．５６０ − ２４．４９０ − ３３．２８０ − ２４．８５０ − ４０．７３０ − １．１５０ − ３．４５０ − ３．７８０ − １．８００ − ２．７００ − ４．７４０ − １．９７０ − ５．２８０ − ０．８４０ − ３．７１０ − ６．５８０ − ３．４２０係数 dy/dx （７） −０．００６３７８３００ −０．００００００００５ −０．００００００００６ −０．００１１９０９００ −０．０００００００１１ −０．０００００００１２０．０１６０．００７０．０３４０．０３２０．００８ −０．０５２０．０１６０．００６０．０１５ −０．０２０ −０．０２９ −０．０７６ −０．２４３ −０．２６８ −０．２９０ −０．３１３ −０．３６５ −０．３４３ −０．３６９ −０．０１１ −０．０３２ −０．０６７ −０．０５３ −０．０６０ −０．１４８ −０．１５０ −０．２６８ −０．０５７ −０．１２４ −０．０２３ −０．０１５小学校卒業有意水準 P＞｜ z ｜（６）０．００００．２４１０．１９５０．００００．２１９０．２１９０．００６０．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．２０００．００００．００００．００７０．００００．００００．００００．００００．２０００．００００．００００．００１ z −値（５） − １３．２５０ − １．１７０ − １．３００ − ３．５３０ − １．２３０ − １．２３０２．７３０１１．３８０８．６１０７．２４０４．９４０ − １４．３２０４．７７０１３．７２０６．６６０ − ７．０７０ − ３．６５０ − １０．８１０ − ２６．３４０ − ２４．７２０ − ３１．２３０ − ３４．５７０ − ３８．５８０ − ３５．３００ − ３９．９３０ − １．２８０ − ３．８４０ − ５．６９０ − ２．６８０ − ４．０７０ − ８．７１０ − ３．７３０ − １１．３５０ − １．２８０ − ５．３８０ − ６．２３０ − ３．２６０係数 dy/dx （４） −０．０１４７１９５００ −０．０００００００１１ −０．０００００００１３ −０．００２７４８４００ −０．０００００００２６ −０．０００００００２８０．０５３０．２３５０．１５２０．１２５０．１４７ −０．１２７０．０３４０．０１５０．０３５ −０．０４５ −０．０５２ −０．１６３ −０．１９９ −０．１８１ −０．２０２ −０．２０４ −０．２０４ −０．２０１ −０．２１１ −０．０２２ −０．０６５ −０．０８９ −０．０７２ −０．０８０ −０．１３４ −０．１３３ −０．１７７ −０．０７５ −０．１５７ −０．０６０ −０．０３６小学校中退有意水準 P＞｜ z ｜（３）０．００００．２４３０．１９７０．００１０．２２１０．２２１０．０１１０．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．００００．１９３０．００００．００００．００４０．００００．００００．００００．００００．１６００．００００．００００．００２ z −値 _（２） − ９．５３０ − １．１７０ − １．２９０ − ３．４２０ − １．２２０ − １．２２０２．５４０７．２１０６．５５０５．８６０３．８２０ − ９．５４０４．５５０９．６９０５．９９０ − ６．２８０ − ３．６５０ − ８．２４０ − １１．８４０ − １１．７６０ − １２．０６０ − １２．１７０ − １２．２２０ − １２．１５０ − １２．２４０ − １．３００ − ３．７４０ − ５．６３０ − ２．８７０ − ４．２４０ − ７．９７０ − ４．１５０ − ９．３９０ − １．４００ − ５．１４０ − ５．５６０ − ３．１４０係数 dy/dx （１） −０．０００８７０８００ −０．００００００００１ −０．００００００００１ −０．０００１６２６００ −０．００００００００２ −０．００００００００２０．００３０．０１８０．０１００．００８０．０１１ −０．００８０．００２０．００１０．００２ −０．００３ −０．００３ −０．０１０ −０．０１０ −０．００９ −０．０１０ −０．０１０ −０．０１０ −０．００９ −０．０１０ −０．００１ −０．００４ −０．００５ −０．００４ −０．００４ −０．００７ −０．００７ −０．００８ −０．００４ −０．００９ −０．００４ −０．００２ hage hw age hincom e wf ag e ww ag e win c om e ds t1 ＊ ds t2 ＊ ds t3 ＊ ds t5 ＊ ds t6 ＊ dar e a ＊ ds e x ＊ dhage fnn fnn_10 hedu01 ＊ hedu02 ＊ hedu03 ＊ hedu04 ＊ hedu05 ＊ hedu06 ＊ hedu07 ＊ hedu08 ＊ hedu09 ＊ we du01 ＊ we du02 ＊ we du03 ＊ we du04 ＊ we du05 ＊ we du06 ＊ we du07 ＊ we du08 ＊ we du09 ＊ we du10 ＊ hind01 ＊ wi nd01 ＊世帯主年齢世帯主賃金世帯主混合所得配偶者年齢配偶者賃金配偶者混合所得地域ダミージャカルタ特別州西ジャワ州中部ジャワ州東ジャワ州バンテン州都市ダミー男性ダミー世帯主との年齢差家族員数１０歳以上家族員数世帯主学歴ダミー小学校中退小学校卒業中学校卒業職業中学校卒業高等学校卒業職業高等学校卒業ディプロマⅠ／Ⅱ修了ディプロマⅢ修了大学卒業配偶者学歴ダミー小学校中退小学校卒業中学校卒業職業中学校卒業高等学校卒業職業高等学校卒業ディプロマⅠ／Ⅱ修了ディプロマⅢ修了大学卒業配偶者なし世帯主農業ダミー配偶者農業ダミー −７４− ジャワ島における学歴の世代間連鎖に関する数量的分析