特集論文

女性のライフイベントと就業継続――結婚・出産・小学校就学†

坂本 和靖（群馬大学社会情報学部 准教授）
森田 陽子（名古屋市立大学大学院経済学研究科 准教授）
木村 牧郎（名古屋市立大学大学院経済学研究科 研究員）
1. はじめに世紀成年者縦断調査」
2002 ～ 2008年分）によれば、結婚前に働いた女性の約40％は離職（30％）ない

1993年に、公益財団法人家計経済研究所（当し転職（10%）し、さらに第1子出産前に働いて時 財団法人家計経済研究所）が、20 ～ 30歳代のいた女性の約55％は離職（52％）ないし転職（2％）

若年女性を対象とした同一個体の追跡調査、「消しているという調査結果が示されている。これら

費生活に関するパネル調査」（Japanese Panelの離転職行動は、女性の労働力率を年齢階層別にSurvey of Consumers: JPSC）を開始した。以見た際、20歳代後半と40歳代後半をピークとし、

来20年間にわたり、調査は継続され、その間、330歳代を底とするM字型カーブを描くことの原因

回にわたり（1997、2003、2008年）、新しい世代とされている。近年その底の部分は浅くなったもの若年女性を追加させながら、幅広い年代を捕捉のの、あくまで晩婚化による未婚就業者の増加にするパネル調査となっていった。

よるもので、既婚者の労働率は変化していない。

本調査の趣旨の一つとして、樋口・太田・家計

少子高齢社会を迎え、労働力の減少が見込まれ経済研究所編（2004）にも記されているとおり、

る中、女性労働の有効活用は長らく求められてき「結婚・出産・育児や仕事をめぐって」どのようた。1990年代以降、仕事と家庭生活の両立（ワーク・

な選択行動をとってきたのかを把握することにあ

ライフ・バランス）のため、女性の就業機会向上

る。若年女性に限定されているのは、その部分ののための施策としてさまざまな取り組みが行われ年齢層から多くの回答を得ることにあった。そのている。1993年から開始されたJPSCは、同一個

後、次々と新しい世代に対象者を追加させていく

人の施策前後における家計行動を把握でき、政ことで、コーホート比較ができ、さらに同一個体策的影響を測るには至適な調査であった。これにを継続調査していくことで、長期間にわたる女性

よって、JPSCユーザーは、出産だけでなく、育のライフヒストリーを捕捉することができるよう児に対する支援として、経済的な援助（児童手当、になった。また、本調査は、公開データであるこ

育児休業手当、休業中の保険料免除など）、働きとから、幅広い研究者、学生に利用され、経済学、やすくするための就労支援（短時間勤務制度、育社会学、家政学など広い学問領域において、実証

児休業制度）、保育サービス給付などが就労行動研究分析に寄与している 。

に与える影響について考察することができた（駿1）

特に、女性の就業継続に着目した研究は多く、河・張 2003など）。

これまでの多くの先行研究が生み出されている。

有配偶女性の就業継続を規定する要因に限定す

特に日本において、「結婚」、「出産」の2つのライれば、（a）夫妻の勤め先における就業状況（労働フイベントを契機とした離職（および転職）が多

時間）、就業環境（家族支援制度の有無・利用可

いことがいわれており、厚生労働省の調査（「21能性）による影響（樋口・酒井 2004）
、
（b）夫の

32

女性のライフイベントと就業継続

所得、就業状況による影響（樋口 2001; Koharaを生かすことで、調査期間内に発生したイベント

2010）、（c）学校卒業後の就業開始時、または結婚・前後における調査対象者の情報を得ることができ

出産時における労働需給の状況による影響（樋口・る。加えて、JPSCでは、調査対象者の18歳以降

酒井 2004）、
そして（d）長い間かけて培われた人々

における各歳時点の就業経験 についても尋ねて
3）の社会的規範（例えば、「専業主婦としての女性、いるため（回顧調査）、調査期間前にすでに結婚、主稼得者としての男性」といった性別役割分業意

出産、子どもの小学校就学などのライフイベント識）による影響（坂本 2012）などの多角的な分を迎えている対象者の情報も利用することができ析が行われている。

る。ここでは、（回顧調査による選択肢の制限のた

また近年では、「寿退職」、「出産退職」に加えめ）前年と同じ就業形態（自営業・家族従業員・て、子どもの小学校就学時における継続就業の問

自由業、常勤の職員・従業員、パート・アルバイト）

題（「小1の壁」）が取り沙汰されている。これは、であれば継続就業していると見なすこととする。

保育園在学中においては、比較的長い時間（17まず、結婚 前後における状況をみると（図表～ 19時台まで）子どもを預けることができるもの−1）、結婚前に就業していた女性の（1,930人）うの、小学校では、午後早くに（14 ～ 15時台）下

ち67.3％が継続就業している。次に、長子出産前

校時間を迎えるため、放課後の時間や学校休業日後においては、出産前年に就業していた女性（1,233

4）に、子どもを学童保育に入れる必要があるものの、人）のうち41.7％が翌年も同じ就業形態で働いてその受け入れ先がないため（あるいは受け入れ機いると回答している。最後に、長子小学校入学前

関自体はあるものの、受け入れ先で学童数が飽和後における女性（766人）のうち79.1％が働き続しており、十分な保育内容に疑問を持つことから）けていることが確認できる。

就業をあきらめるという問題をさす。本稿では、

さらに、イベント前年における就業形態別にみこれらの問題についても考慮すべく、女性の就業

ると、正規就業者、自営業・家族従業員・自由業・継続について子どもが小学生になるまで分析を拡

内職、非正規就業者の順で約60％弱～ 70％弱が張した。その上で、学童保育事業の効果について結婚後も継続就業している。長子出産前後では、考察する。

各就業形態別の差は広がり、自営業・家族従業員・構成は以下の通りとなっている。第2節は、

自由業・内職が77.4％と最も継続就業率が高く、JPSCデータを用いて、結婚、出産、子どもの就

次いで正規就業者（46.2％）、
非正規就業者（21.2％）

学前後における女性（母親）の就業継続の状況にとなっている。最後に、長子小学校入学前後をみついて確認し、第3節では、各ライフイベント前

ると総じて継続就業率は高くなるが、正規就業、後の就業継続の規定要因を探り、第4節では、学

自営業・家族従業員・自由業・内職、非正規就業

童保育に焦点を当て、小学校に在学する児童がい者の順に約87％～ 74％と依然差が出ている。

る世帯における就業継続の要因分析を行う。最後

また、世代による影響がみられるかを確認するに、分析結果のまとめと今後の課題について論じため、出生コーホート順に継続就業率の推移を確る。

認したところ、結婚前後では1960年代前半生まれと比べ、若い世代では徐々に継続就業率が下がっ2. ライフイベント前後における就業継続の状況についてており、出産前後でも1960年代前半生まれと比べると、同様にその後の世代では継続就業率が下降の傾向がみられたが、1980年代前半生まれで高本節は、結婚、出産、子どもの就学といったまっている。小学校入学前後は、1970年代後半生

ライフイベント前後における就業継続の状況を確

まれで一時高くなったものの減少の一途をたどっ認したい。本稿で用いる、JPSCデータ（1993 ～。
ている（図表−2）

2012年分 ）は、同一個人を追跡するという特性
2）

1990年代以降、就業と家庭生活の調和のため、
33

季刊家計経済研究

2013

AUTUMN

No.100

図表-1 ライフイベント前後における就業継続状況
結婚前後
割合（％）
人数（人）
全体

67.3

1,930

長子出産前後
割合（％）
人数（人）
41.7

90
80
70

69.5

1,506

46.2

801

87.4

230

58.6

365

21.2

339

74.1

378

自営業・家族従業員・
自由業・内職・その他

64.4

59

77.4

93

79.1

158

％

あるものの、それ以降1970年
生まれ以降では下げ止まり、
未婚者に限定すると、むしろ、

86.0
78.2
70.1

76.8
69.4

65.2

65.7

68.8

48.1
40.8

37.2

40

1970年代後半生まれ以降で上
70.3
65.5
45.1

35.3

昇している。こうした意識がライフイベント前後における就業選択に表れているといえる。
また、第1子小学校入学前後において、顕著にみられた

30

1960年代前半生まれからの就20

業継続率の下降は、公立小中

10
0

766

正規

60
50

79.1

非正規

図表-2 ライフイベント前後における就業継続状況（出生コーホート別）
100

1,233

長子小学校入学前後
割合（％）
人数（人）

学校における「学校週5日制」
1960〜64年生
結婚前後

1965〜69年生

1970〜74年生

第1子出産前後

1975〜79年生

1980〜84年生

第1子小学校入学前後の導入による影響が考えられる。
「学校週5日制」は、1990
年代から始まって、段階的に導入され（1992年から月1回、1995年から月2回の土曜日休

各種ワーク・ライフ・バランス制度が導入されて校）、2002年以降の本格的実施（毎週土曜日休校）

おり、就業継続する上では、雇用環境が整っていされるようになっていった。2002年当時、1960年

るはずなのに、若い世代ほどライフイベントを契代前半生まれは38 ～ 42歳であり、厚生労働省の機とした退職を選択するように見受けられ、予想

母の出生時平均年齢情報を生かすと、38歳の母親とは反した結果と考えられる。

には11歳（小学校5年生）の長子が、42歳の母親

この理由の一つとして挙げられる点は、若年層には、15歳（中学校3年生）の長子がいる計算との就業意識の変容が考えられる。松田（2005）がなる。それと比較すると、それ以降の世代は長子

内閣府調査（「男女共同参画社会に関する世論調がまだ小学校低学年、あるいはそれ以下の学齢で査」）の経年的変化から、性別役割分業について、あり、「学校週5日制」の影響が強く表れることが若い世代で、徐々に「夫が外で就業し、妻は家考えられる。

事・育児に専念する」という伝統的な意識を持ち始めている表れと考えらえる。坂本（2012）では、JPSCを用いて、専業主婦願望の有無の推移を確

3. ライフイベント前後の就業継続の規定要因

認したところ、1960年代前半生まれから1970年

本節では、結婚、（長子）出産、（長子）小学校

代前半生まれにかけて、専業主婦願望が薄れつつ入学前後における妻の就業継続の規定要因につい34

女性のライフイベントと就業継続

図表-3 ライフイベント前後の就業継続の規定要因（履歴情報含む）

継続就業=1
中学校卒
高校卒
専門学校・短大卒
大学卒

結婚前後
就業者
正規就業
→就業者
→正規就業

第1子出産前後
就業者
正規就業
→就業者
→正規就業

第1子小学校進学前後
就業者
正規就業
→就業者
→正規就業

係数
−2.580 ***係数−0.984 **

係数
0.243

係数
−0.555係数−0.293係数−0.376−1.830 *0.740−0.2150.071−0.0010.428−0.1421.000 ***

−0.533−0.105

0.115
0.229

0.006

0.382

−9.794 ***−11.673 ***均等法以前に結婚／出産／進学（～1985年）
均等法～育児休業法以前に結婚／出産／進学（1986～1991年）

1.980 **

0.410 **

育児休業法～育児・介護休業法以前に結婚／出産／進学（1992～1999年）−1.050−0.147−0.3960.000−11.697 ***−13.107 ***育児・介護休業法～改正男女雇用機会均等法以前に結婚／出産／進学（2000～2006年）−1.350−0.2740.063

0.892 **

−11.468 ***−13.624 ***改正男女雇用機会均等法以降に結婚／出産／進学（2007年～）

0.760

0.402

0.411

0.966 *

−11.135 ***−11.907 ***学卒時失業率
性別役割分業意識
資格保有
定数項−2.540 **−7.400 ***2.790 ***
6.740 ***

−0.326 **−0.802 ***0.529 ***
1.734 ***

−0.150−0.736 ***0.435 **
0.360

−0.226−0.767 ***0.467 **
0.043

−0.141−0.641 **0.299
14.091 ***−0.817−1.709 **0.231
17.471 ***サンプル数
2
Wald χ
2
Prob > χ
2
Pseudo R
Log pseudo likelihood

1474
87.15
0.000
0.055
−773.152

1194
60.38
0.000
0.043
−706.951

899
43.49
0.000
0.038
−599.249

604
49.34
0.000
0.070
−388.387

557
277.720.000
0.047−193.260

188
353.1
0.000
0.096
−53.647***,**,* はそれぞれ 1％、5％、10％水準で有意を示す「婚前妊娠結婚」は除くて確認する。まずは、調査以前のみならず、調査期間中にライフイベントを迎えた対象者を用いた分析を行う。

用機会均等法以前の間に結婚／出産／進学（2000～ 2006年）、⑤改正男女雇用均等法以降に結婚／
出産／進学（2007年～）と分類し、①をレファレ

樋口（2009）、坂本（2012）を参考に、妻本人

ンスグループとして、その効果を確認した。
さらに、の学歴 、就労開始時おける労働市場の逼迫状況

資格保有の有無 、就業意識の影響をみるべく性がその後の就業にどのように影響するか確認する

別役割分業意識（専業主婦希望あり） を説明変ため学校卒業時の失業率、ファミリー・フレンド。
数とした（図表−3）

5）

6）

7）

リー制度に関連の法律の影響をみるべく、結婚、

ロジットモデルによる推計では、結婚時におい出産、進学がどのタイミングで行われたのかダミーては、（高校卒業者と比べて）中学校卒、専門学校・変数を用いた。具体的には、①男女雇用機会均等

短大卒ほど、学卒時の失業率が高いほど、そして法以前に結婚／出産／進学（～ 1985年）、②均等

性別役割分業意識を持っている者ほど、継続就業法以降から育児休業法以前の間に結婚／出産／進しない傾向にあった。マクロ経済の雇用情勢を示

学（1986 ～ 1991年）、③育児休業法以降から育す学卒時失業率が高いという結果は、労働需給が児・介護休業法以前の間に結婚／出産／進学（1992逼迫し満足のいく企業に就業できなかったことか～ 1999年）、④育児・介護休業法から改正男女雇ら離職する傾向にあるという先行研究と一致する
35

季刊家計経済研究

2013

AUTUMN

No.100

図表-4 ライフイベント前後の就業継続の規定要因（前年情報を中心に）
結婚前後
就業者
正規就業
→就業者
→正規就業
継続就業=1
中学校卒
高校卒
専門学校・短大卒
大学・大学院卒
前年の就業先規模（99人以下）
前年の就業先規模（100～999人以下）
前年の就業先規模（1,000人以上）
前年の就業先規模（官公庁）
前年労働時間（平日、
時間／日）
前年の夫の年収（対数値）
夫の家事時間（平日、時間／日）
妻の賃金率（対数値）
親との同居
親との準同居・近居
出生年
失業率
学卒時失業率
専業主婦希望
資格保有
定数項
サンプル数
2
Wald χ
2
Prob > χ
2
Pseudo R
Log pseudo likelihood

第1子出産前後
就業者
正規就業
→就業者
→正規就業

係数
0.859

係数
−0.381−0.159−0.192−0.120−0.413

0.054
0.211

−0.0471.137 **

−0.846−1.499 *6.064 ***
2.265

−0.178

0.101

0.105

0.326

−0.2083.141 **

0.292
0.935 **
−0.011−0.1270.438
1.395 ***
0.126
0.138
−0.064 *−0.2530.503 **
−0.917 ***0.129
116.814 *0.282
1.353 ***
0.158 ***
−0.585 ***0.191
1.742 ***
0.991 ***
0.716 **
−0.049−0.683 **0.190−0.714 **0.084
88.4660.738
1.504 ***
0.166 ***
−0.561 **0.143
1.650 ***
1.563 ***
1.132 ***
0.035
−0.587−0.280−1.508 ***0.340−76.708

0.606
0.896
0.000
0.735
−0.125
1.159 *
0.284
1.085 *
−0.0610.472−0.757−0.865−0.005110.086（omitted）
0.843
0.782 **
5.142 **
1.664 **
0.485
0.969
1.279
−0.013−1.625−3.548 ***−3.125 ***−4.731 ***
0.869

287
58.42
0.000
0.24
−142.205

291
19.04
0.326
0.120
−85.262

109
48.58
0.000
0.4800−17.384−0.106
0.364
0.000
0.058
0.858
0.714 **
0.438
0.167
−0.022−0.486 *0.379−0.898 ***0.374
39.639
606
39.15
0.002
0.107
−271.821

508
56.48
0.000
0.111
−272.426

係数
係数（omitted） （omitted）

第1子小学校進学前後
就業者
正規就業
→就業者
→正規就業

395
67.52
0.000
0.195
−215.886

係数−0.114係数（omitted）***,**,*はそれぞれ1％、5％、10％水準で有意を示す「婚前妊娠結婚」
は除く（黒澤・玄田 2001）。そして、専業主婦願望が就

次に、出産前後の推計結果では、大学卒ほど、業継続に負の影響を持つというのは坂本（2012）

資格を保有しているほど、継続就業率が高くなり、と同様の結果であり、後に示す出産前後、就学前

性別役割分業意識を持つ者ほど出産退職を選んで後の全てのケースにおいても負の影響を持っていいることがわかる。また、法律による効果は、（正る。

規就業を継続就業した場合のみ）後年（2000 ～

逆に、就業継続にプラスの効果が確認された変2006年、2007年以降）に出産するほど、係数は数を見ると、資格保有している者ほど寿退社せず、

正に有意となり、ファミリー・フレンドリー制度

継続就業している。また、法律による効果では、（均や機会均等法に関する法改正が就業継続を促進し等法以前に結婚した者と比べ）均等法以降～育児ていることがうかがわれる。この点は樋口（2009）

休業法以前までに結婚した場合は継続就業する傾と同様の結果である。

向が確認されたが、それ以降の法改正以降ダミー

最後に、小学校入学前後では、性別役割分業意

では統計的に有意な結果が得ることできなかっ識を持つ者ほど、就業継続しない傾向がある。前た。

述のとおり、全てのライフイベント前後において、

36

女性のライフイベントと就業継続

図表-5 長子の学齢（2012年10月時点）

ベント前後において、（継続％（1,955人中）

子どもいない（無回答含む）

なっている。

0歳

32.8

31.0

出産前後では、賃金率が1〜3歳高い者ほど、企業規模が大き4歳以上で入学前

い（官公庁勤務）ほど、そし

小学1〜3年
2.1
6.7

8.6

5.6
5.9

小学4〜6年てさらに加えて、前年の労働時間が長いものほど継続就業率が高く、失業率が高いほど離職する傾向となった。また

中学生
7.3

就業率に対して）負に有意と夫の経済力としての前年年収

高校生以上

は、結婚前後では表れなかったが、ここでは負に有意となり、夫の所得が高いほど、妻強く影響している。

は離職する傾向が確認された。また家族資源では、

そして、法律による効果についてみると、後の世代で子どもが就学するほど母親が継続就業しないという結果となった。これは、前節にも示した

親と同居、ないし親の居住先と近くにいる（準同居、近居）であるほど、妻は働き続ける。
最後に、小学校就学時における状況をみると、ように、若い世代ほど、「学校週5日制」開始によ

前年の労働時間が長く、賃金率が高いという就労る影響が大きいことによることが考えられえる。

条件だけでなく、夫の家事時間が長く、親と準同次に、調査期間内に結婚、出産、第1子就学を居・近居するなど家族からのサポートを受けられ迎える対象者に限定し、ライフイベント前年におる者ほど、就業継続確率が高くなることがわかっける情報を中心に説明変数とした分析を行う。

た。ただ、予想と異なり、学歴による影響が大卒

具体的には、ライフイベント前の女性の就業環

者ほど、また資格保有している者ほど、継続就業

境［就業先規模、
労働時間、
賃金率］
、
夫の経済力［夫しない結果となった。繰り返しとなるが、専業主の年収］、
家庭生活を協働・協力してくれる資源［親婦希望は全てのモデルにおいて、負に有意な結果との同居、準同居・近居］、夫の家事時間］に加え、が得られており、主体が抱く社会規範は就業選択先のモデルでも取り入れた本人の学歴、学卒時失行動に強く影響していることが確認された 。
9）

業率、資格保有、性別役割分業意識を説明変数として用いた。夫の経済力では、「夫の所得が高い世帯ほど妻の就業している割合が低い」というダ
グラス＝有沢の法則に基づき、夫の所得が妻の就業に与える影響に関する考察をしたい。

4. 小学生児童がいる世帯における就業継続について前節までは、先行研究を参考にしながら、結婚、、結婚前後では、推計結果を確認すると（図表−4）

出産、小学校就学というライフイベント前後にお賃金率が高い者ほど、企業規模が大きい（官公庁

ける就業継続の規定要因について調べてきたが、勤務を含む）ほど継続就業率が高く、樋口（2009）

本節では、小学生児童がいる世帯における母親のと同様の結果が得られた 。また、労働需給の逼

就業継続に関する分析を行いたい。

8）

迫状況を示す失業率は離転職を促すことがわかっ

これまで、JPSCを用いた女性の就業に関するた。また、先の履歴情報を加えた推計と同様に、研究の多くは、結婚、出産と関連した就業選択に

性別役割分業意識が高い者ほど、就業継続確率が関するものであった。その理由は、（調査開始時点

下がる傾向がみられた。これは、全てのライフイ

で）20 ～ 30歳代の若年女性を対象とする、JPSC
37

季刊家計経済研究

2013

AUTUMN

No.100

図表-6 就業継続関数

む）、長子の学齢が小学生以

継続就業=1

係数

係数

係数

。
上となっている（図表−5）

中学校卒
高校卒
専門学校・短大卒
大学・大学院卒
前年の就業先規模（99人以下）
前年の就業先規模（100～999人以下）
前年の就業先規模（1,000人以上）
前年の就業先規模（官公庁）
前年労働時間（平日、
時間／日）
前年の夫の年収（対数値）
妻の賃金率（対数値）
親との同居
親との準同居・近居
前年夫の家事時間
（平日、
時間／日）
出生年
失業率
学卒時失業率
専業主婦希望
資格保有
前年の育児休業制度あり
学童［小学校比率］
学童［市町村比率］
学童［入所児童比率］
定数項−0.890−0.890−0.924

さらに、2000年代以降のデー−0.0340.084−0.0640.065−0.175−0.213

0.078
0.175
0.770
0.096
−0.301
0.355
0.449
0.368
−0.073−0.053−0.121−0.123−0.235
0.106
0.486
0.000

0.089
0.151
0.788
0.097
−0.338
0.267
0.460
0.375
−0.068−0.062−0.047−0.145−0.229
0.143
0.502

0.121
0.328
0.781
0.073
−0.1760.281
0.813 **
0.579 **
−0.045−0.0380.216
0.063−0.503 *
0.400
0.403

*
**
*
*
*
**

**

*
**
*
*
*
**

**

0.010 *

105.461 **122.084 **Number of obs
Number of groups

1347
432

1347
432

835
351

Wald χ
2
Prob > χ

48.12
0.000

49.98
0.000

31.5
0.036

−598.904−597.554−367.904

10.94

10.98

9.85

0.000

0.000

0.001

Log likelihood
Likelihood−ratio test of
ρ=0: χbar2
Prob >= χbar2

子どもの小学校就学時における母親就業支援の重要な施策の一つである学童保育に関するデータベースを併せて利用することができる。本稿では、
全国学童保育連絡協議会が毎
年5月1日に調査をしている
都道府県別の学童保育に関するデータを活用し、この施策
が母親の就業に与える影響について考察する。
前節までは、ライフイベン
ト前に就業していた者に限定
し、ライフイベント後に就業

0.035
73.833

2

タが充実したことによって、***,**,*はそれぞれ1％、5％、10％水準で有意を示す

継続したか、あるいは離職・行った。本節では、下記のよ転職したかについて分析をうな学童保育データの制約から、2000年代以降における、子どもが小学校に就学している有配偶女性に限定し、就業継続の規定要因について検証。
した（図表−6）
本稿で利用する、学童保育のデータは、各都道府県下における、小学校比率（学童保の調査方法にある。対象者が「結婚」および「出産」

育数÷小学校数）、市町村比率（学童保育のあるというイベントを迎えるには、調査開始時点から

市町村数÷市町村数）、入所児童比率（学童保育

比較的早い経過年数で情報が蓄積されるが、本節入所者数÷児童数）の3種類のものを利用していでターゲットとしている、子どもの就学以降におる 。小学校比率、市町村比率は2002 ～ 2011年

ける母親の就業については、さらに長期間にわたの10年分の情報を捕捉できたが 、入所児童比率

るデータの蓄積が必要である。そのため、これまについては、2003、2006 ～ 2011年の7年分しか

10）

11）

で先行研究ではなかなか取り扱われなかったもの

得られなったため、入所児童比率を用いたモデルと推察する。

ではサンプル数が少ないことに留意されたい。な

今回用いるJPSC最新データでは、調査対象者の年齢は、2012年時点で28 ～ 53歳と幅広く、半数以上の世帯において（子どもがいない世帯を含38

お、ここでは内生性を考慮して学童保育の情報は1時点前をマッチングさせている。
説明変数は、前節のモデルで用いたものに、前女性のライフイベントと就業継続

図表-7 就業継続関数（学童保育と家族資源との交差項）
親との同居 × 学童保育＃
親との準同居・近居 × 学童保育＃
前年夫の家事時間（平日、時間／日）×学童保育＃

学童［小学校比率］
0.011
0.011

学童［市町村比率］
0.004
0.025 **

0.002 *

0.002

学童［入所児童比率］−0.015−0.0330.010***,**,* はそれぞれ 1％、5％、10％水準で有意を示す

年勤め先における育児休業制度の有無、学童保育、また夫の家事時間と学童保
保育［市町村比率］［小学校比率］、学童保育［市町村比率］、学童保

育［小学校比率］の交差項で正に有意な結果が表

育［入所児童比率］を加え、パネルロジットモデれている。掲載は省略するが、加えた場合、学童ルによる推計を行った。

保育［小学校比率］、学童保育［市町村比率］、学

その結果、まず本人の就業先環境による影響で

童保育［入所児童比率］は有意ではない。このこ

は、官公庁勤務、労働時間が長いことが正の効果とは、学童保育施策だけではなく、学童保育と家を持ち、家族からの家庭生活への協働・協力を示族内における子育て資源の両方が利用できること

す家族資源としての親との同居関係（準同居・近が就業継続において重要であることを示唆してい居を含む）は、前節での分析同様に就業確率を高る。

める結果となった。
また、施策の影響については、勤め先における育児休業制度の有無は、就業継続確率を引き上げる効果を持つことが確認され、学童保育について
は、市町村比率（学童保育のある市町村数÷市町村数）のみ正に有意な推計結果が得られた。市区5. まとめJPSCを用いて、ライフイベント前後における女性の就業継続に関する分析を行った。
本稿の特徴および分析は以下の通りである。第町村内において、学童保育設置割合が高い都道府

一に、子どもが小学校に就学するまで分析を拡張

県下に居住する母親ほど、就業継続する傾向があしている点にある。これまで女性の就業継続に関ることが分かった。

する研究の多くが、寿退社や出産退社などの結婚、

さらに、ここでは、家族資源と学童保育施策と出産前後における問題に取り組んでいたが、女性の関係について考えたい。今田・池田（2006）では、が就業を中断する契機として、子どもの小学校就育児休業制度を事例に、単独のファミリー・フレ

学というタイミングがあることに注視した。母親

ンドリー制度が女性の就業継続を高めるのではなのコーホート別にみると、小学校入学時におけるく、親族（親や夫）の支援や地域社会の支援（保就業継続が低下していることから、重要な問題と育所利用）との組み合わせで効果を上げると指摘考えた。

している。学童保育においても、制度が利用可能

第二に、結婚、出産、子どもの就学前後におけであったとしても、急な残業が発生する、子ども

る就業継続に対する要因をみると、育児休業関連が病気に罹る、休日に勤務があるなど、学童保育法などの法律による影響は、出産前後において継だけでは対応できないこともある。

続を促す結果が確認された。それ以外では、家族

そこで学童保育単独で継続支援効果があるの資源（夫の家事時間、親との同居）が長子出産時

か、あるいは、夫や親（祖父母）の育児協力と共と長子入学時に正に影響し、性別役割分業意識（婚存することで支援効果を発揮するのかを検証す

前からの専業主婦希望）が全てのタイミングで、図表−6のモデルに家族る。ここでは（図表−7）

負に影響していることが確認された。女性自身が資源と学童保育との交差項を加えて、その推計結持っている職業観がその後の働き方を強く規定し果を確認したところ、親との準同居・近居と学童

ていた。
39

季刊家計経済研究

2013

第三に、子どもが就学している対象者に限定し、2000年代以降における、学童保育事業が女性の就業継続に与える影響について考察したところ、市町村比率（学童保育のある市町村数÷市町村数）
のみ正に有意な推計結果が得られた。さらに、ここでは、家族資源と学童保育施策との関係をみる
べく、家族資源と学童保育との交差項を加えて、その推計結果を確認したところ、親との準同居・、夫の家事時間×
近居×学童保育［市町村比率］
学童保育［小学校比率］が正に有意な結果が得られた。これは、学童保育施策だけではなく、学童
保育と家族内における子育て資源の両方が利用できることが就業継続において重要であることを示唆している。この点は、今田・池田（2006）が育児休業制度を例に示し、制度と親族の支援の組み合わせの重要性を示したものが、学童保育施策においても当てはまる結果となった。
†本研究の執筆にあたり、全国学童保育連絡協議会の真田祐氏に有益な助言を頂戴した。ここに記して感謝の意を表したい。なお、本研究はJSPS科研費24530258（研究課題：「学童保育が女性の就業継続・再就職に与える影響に関する実証分析」）、一橋大学経済研究所共同利用共同研究拠点事業プロジェクト研究（研究課題：「日本における家計行動の実証分析：消費行動、就業行動」）の助成を受けている。
注1）佐藤（2010）、
酒井・高畑（2011）でも示されているとおり、
2000年代以降、「消費生活に関するパネル調査」を利用した実証研究が増えている。
2）2012年度のデータのついての詳細は、久木元（2013）
を参照されたい。
3）就業（自営・家族従業・自由業、常勤の職員・従業員、パート・アルバイト、嘱託・その他、内職）、無就業（学生、無職）。
4）本稿では、結婚年と長子出産年が重なった場合は対象として除いている。
5）ここでは、「上方婚」、「同類婚」など、夫妻の学歴は相関が高いことを考慮し、ここでは夫の学歴は加えていない。
6）医師、薬剤師、看護師、歯科衛生士、歯科技工士、臨床検査技師、社会福祉士、介護福祉士、栄養士、調理師、教員、弁護士、司法書士、行政書士、社会保険労務士、
中小企業診断士、公認会計士、税理士、建築士、インテリア・コーディネーター、消費生活アドバイザー、理容師、美容師、情報処理技術者、タクシーやバスの営
業用運転免許。

40

AUTUMN

No.1007）結婚前から希望していた家計管理方法に関する質問を活用する。
「Q1. 妻自身が働いて収入を得たいと思っていますか？」「Q2. 夫には働いて欲しいですか？」の2問から、Q1がYesなら、性別役割分業意識なし（専業主婦希望なし）、Q1がNoでかつQ2がYesの場合、性別役割分業意識あり（専業主婦希望あり）と分類した。
8）ただし、樋口（2009）では、1,000人以上の民間企業に勤めている者の離職確率が低くなっていたが、本稿の分析では確認できなかった。
9）表章していないが、前年勤め先に育児休業制度がある者、制度利用資格がある者、就業先の周囲で制度が利用されている者ほど、出産前後における就業継続確率が高くなった。ただし、就業先規模との相関が高いためここでは割愛している。
10）
学童保育数、学童保育のある市町村数、学童保育入所
者数は『学童保育情報』（各年、全国学童保育連絡協議会）、小学校数、市町村、児童数は『学童保育情報』（各
年、全国学童保育連絡協議会）に記載の情報を用い、記載されていない場合は『学校基本調査』（文部科学省）と総務省統計局HP（http://www.e-stat.go.jp/SG1/
hyoujun/initMunicipalityCount.do）を用いた。なお、
全国学童保育連絡協議会による2011年の調査では、岩手・宮城の沿岸部および福島原発30km圏内の34市町
村は調査に含まれていない。
11）
市町村比率は2009年の情報がないため、2008年と2010
年の平均値を用いる。
文献
阿部正浩，2005，「誰が育児休業を取得するのか」国立社
会保障・人口問題研究所編『子育て世帯の社会保障』
東京大学出版会，243-264．
今田幸子・池田心豪，2006，「出産女性の雇用継続における育児休業制度の効果と両立支援の課題」『日本労働研究雑誌』553: 33-44．
久木元真吾，2013，「女性の変化・家族の変化――消費生
活に関するパネル調査（第20回調査）について」『季
刊家計経済研究』100: 2-5．
黒澤昌子・玄田有史, 2001,「学校から職場へ ――「七・五・『日本労働研究雑誌』490: 4-18.
三」転職の背景」
酒井正・高畑純一郎，2011，「働き方と家族形成の関係」（樋口ほか編 2011: 31-61）．
「寿退職」「出産退職」を規定するもの
坂本和靖，2012，「
はなにか」井堀利宏・金子能宏・野口晴子編『新たなリスクと社会保障――生涯を通じた支援策の構築』東京大学出版会，159-186．
佐藤博樹，2010，「計量的な実証研究を巡る研究基盤の整
備と新しい課題」『日本労働研究雑誌』596: 1．
駿河輝和・張建華, 2003,「育児休業制度が女性の出産と継続就業に与える影響について──パネルデータによる計量分析」『季刊家計経済研究』59: 56-63.
武石恵美子，2011，「働き方と両立支援策の利用」（樋口ほか編 2011: 173-194）．
樋口美雄，2001，『雇用と失業の経済学』日本経済新聞社．

女性のライフイベントと就業継続――――，2009，「女性の継続就業支援策とその効果――
育児休業の法と経済」武石恵美子編『女性の働きかた』
ミネルヴァ書房，106-130．
樋口美雄・酒井正，2004，「均等法世代とバブル世代崩壊
後世代の就業比較」樋口美雄・太田清・家計経済研究所編『女性たちの平成不況』日本経済新聞社，5785．
樋口美雄・府川和夫編，2011，『ワーク・ライフ・バラン
スと家族形成――少子社会を変える働き方』東京大学
出版会．
松田茂樹，2005，「性別役割分業意識の変化――若年女性にみられる保守化のきざし」『Life Design Report』9:24-26．
森田陽子・金子能宏，1998，「育児休業制度の普及と女性雇用の勤続年数」『日本労働研究雑誌』459: 50-60．
Kohara, Miki, 2010,“The Response of Japanese
Wives’Labor Supply to Husbands’Job Loss,”
Journal of Population Economics , 23: 1133-1149.

さかもと・かずやす 群馬大学社会情報学部 准教「寿退職」「出産退職」を規定するも授。主な論文に「のはなにか」（井堀利宏・金子能宏・野口晴子編『新たなリスクと社会保障』東京大学出版会，2012）。労働経済学、生活経済学専攻。
（kazuyasu-sakamoto@si.gunma-u.ac.jp）
もりた・ようこ 名古屋市立大学大学院経済学研究科 准教授。主な論文に ｢ 育児休業法の規制的側面――
労働需要への影響に関する試論 ｣（『日本労働研究雑誌』536，2005）。労働経済学、社会保障論専攻。
（moritayo@econ.nagoya-cu.ac.jp）
きむら・まきお 名古屋市立大学大学院経済学研究
科 研究員、朝日大学経営学部 非常勤講師。主な著書に『企業の枠を超えた賃金交渉――日本の産業レベル
労使関係』（共著，旬報社，2013）。労使関係論、労働経済学専攻。
（a20016@ed.nagoya-cu.ac.jp）

41