研究助成報告論文

未就学児をもつ共働きの夫における外部サポートと家事との関連性

中川 まり（カリタス女子短期大学言語文化学科 准教授）

1. 問題意識れるが（西岡 2004）、ケア役割という観点からは、子どもの世話は家事と性格が似ている。また育児共働き世帯が増加する中、日本では少子化対策

でも子どもとの遊びといった社会化役割はケア役の一環として妻の育児や家事を軽減するために、割とは性格が異なる。本稿では、家事は育児に比子育て支援や夫の育児・家事への参加が促進されべて夫の参加が少ないことや（岩井・稲葉 2000）、てきた（内閣府 2006）。しかし実際には夫の家事家族のケア役割は妻の負担が大きいことから家事参加はあまり進んでいない。日本家族社会学会がに子どもの世話を含め、取り上げる。

1999年、2004年、2009年に行った『全国家族調

夫の家事の規定要因に関する先行研究は数多く査（NFRJ98, 03, 08）』によれば、6歳以下の子ど蓄積されてきたが、主な要因として相対的資源論、もをもつ夫の育児・家事参加は一貫して低調であ

時間的制約論、イデオロギー論、代替資源論、家る（稲葉 2011）。
『平成23年 社会生活基本調査』（総庭内需要論（岩井・稲葉 2000）、社会構造的要因

務省 2012）においても、夫の育児・家事時間が（西岡 2004）、妻の要因（中川 2010）などがある。

増加する傾向にあるものの、依然として育児・家相対的資源論とは、夫と妻の収入や学歴、年齢の事の主な担い手は妻である。そうした中、共働き差が小さいほど、夫より妻の方が上位であるほどの妻の仕事と家庭の二重負担を軽減すべく行政や夫の家事遂行が多いことである。時間的制約論で企業による子育て支援や育児・家事サポートの提は、夫に時間的余裕がある場合により多く家事を供が進みつつある。こうした背景において、家庭行う。イデオロギー論では、夫が非伝統的な性別外の外部サポートによって夫の家事がいかなる影役割分業意識であるほど家事をより多く行う。代響を受けるのかは、家族のケア役割を誰が担うの替資源論とは、夫のほかに妻の家事をサポートでかという点から注視すべきである。そこで本稿できる親族がいる場合には、夫の家事が少なくなるは未就学児をもつ共働きの夫を対象に、夫の家事というものである。家庭内需要論とは、子ども数に外部サポートの利用が影響をもたらすのかどうが多く、末子年齢が小さい場合は家事需要が多く、かを明らかにすることを目的とする。

夫も育児や家事を担うという仮説である。本稿では、特に代替資源論ならびに相対的資源論に着目

2. 先行研究と仮説の提示（1）夫の家事遂行の規定要因するため、次節以降でこれらを詳細に言及する。
（2）代替資源論

本稿では、松田・鈴木（2002）を参考に家事の本節では代替資源論について詳述する。子ども範囲に子どもの身の回りや食事の世話というケアをもつ夫婦へのサポートとして、親族サポートと家役割も含める。育児と家事は性格の違いが指摘さ族外のソーシャルサポートについての研究が蓄積
71季刊家計経済研究

2014

SPRING

No.102

されている。親族サポートに関して、夫や妻の母親親族によらない外部サポートの利用と夫の家事との居住地が遠いほど、親族サポートが得られにくの関連を扱った量的研究は数少ない。また山田ほく、夫はより多く家事を行う（石井クンツ 2004）。

か（2005）の質的研究に関連して、夫婦の収入とそして夫の育児は妻に親族の育児サポートがある

外部サポートの利用との関連を扱った研究もほとほど少ない（Ishii-Kuntz and Maryanski 2003）。

んど見当たらない。よって共働き夫婦が増加を続

また日本ではよく見られるが、同居母の家事が多ける中、本稿の知見は希少かつ必要である。同時

いほど夫の家事は少ない（岩井・稲葉 2000）。同に夫婦の収入と外部サポートとの関連性は、社会様の結果に『全国家族調査（NFRJ98, 03）』の個階層の視点をもって外部サポートを考える際に、票データを用いた分析において、1999年のデータ研究課題として捉える必要がある。

では母との同居が夫の家事を少なくするという関連があったが、2004年のデータではその関連がな（3）相対的資源論と妻の就業要因い（松田 2006）。また1996年『社会生活基本調

次に相対的資源論について先行研究を概観す査』の個票データの分析では、夫が60歳未満の夫る。はじめに夫婦間の収入差に関して、夫婦間の婦について、夫は親と同居している場合には家事収入差が小さいほど夫の家事参加がより多い（松時間が短く、未就学児がいる場合により長い（松田 2000）ことが報告されている。また夫婦にお田・鈴木 2002）。しかし親族サポートは夫の育児ける妻の収入比率について、夫婦の収入全体に対とは関連がないことや（永井2004; 西岡 2004）、末し、妻の収入割合が高いほど夫の家事参加が多い子が18歳未満のフルタイムの共働き夫婦において、 （松田 2006）。そしてフルタイムの共働き夫婦で親との近居または同居と夫の家事には関連が見らは、妻の収入が多いほど夫の家事分担が多くなるれないという報告もある（久保 2009）。

（久保 2009）。さらに妻が高学歴で常勤である場

さらに親族サポートと居住地の都市度につい合も夫の家事は多い（岩井・稲葉 2000）。これとて、都市度と間接的に関わる夫の勤務時間や通勤異なる結果として妻の収入は夫の家事に関連しな時間が長いほど、世帯のサポート総量が減少すいが、夫と妻の職業階層が夫の家事に影響を与える。そして夫および世帯内のサポート総量が多いることも報告されている（岩間 2008）。

ほど妻の育児孤立が軽減される（立山 2010）。同

一方で「脅威仮説」として、夫が妻より収入が時に立山は親族サポートが乏しい場合に、世帯外少ない場合には、夫が稼得役割を十分に担うことのネットワークが妻の育児孤立を軽減することもができないため、家事を担わないことによって男示唆している（立山 2010）。また育児期の共働きらしさを追求すること（England 2011）が明らの妻を対象にした質的研究では、妻は親族サポーかにされている。これに関連して社会経済的地位トを重要視するが、行政が提供するファミリーサが低い夫は、妻が就労し家計貢献度が高くなるこ

ポートなどの外部サポートには、子どもを預けるとで、夫の性別役割分業意識がより強まる（Zuo

ことへの不安や費用の心配があることが報告されand Tang 2000; 島 2011）。ている（山田ほか 2005）。

以上をふまえ、共働きの夫の家事の規定要因に

このように日本では、親族サポートが得られる関して次の課題が挙げられる。第一に、先行研究場合には夫の家事遂行が進まないことや、立山では、親族によらない外部サポートを含めた要因、（2010）が述べたように親族サポートが得られにまた外部サポートと夫婦の収入との関連性についくい場合には、外部サポートが妻に有効であるこてもあまり扱われてこなかった。第二に、共働きとが報告されてきた。実際にも核家族が多い日本

夫婦の家事分担は、夫と妻の社会階層によって多では、育児期の共働き夫婦が保育所などの子育て様である（岩間 2008）にもかかわらず、社会階支援や家事サービスといった外部サポートを利用層の視点をもった夫の家事に関する研究も数少なする場面が見受けられる。しかし先行研究では、い。そこで本稿では、未就学児をもつ共働きの夫

72

未就学児をもつ共働きの夫における外部サポートと家事との関連性

図表-1 分析の枠組み
相対的資源（夫と妻の収入差）

夫の家事遂行要因

妻の就業（従業上地位・職種）

夫の家事

性別役割分業意識
代替資源（核家族ダミー）

外部サポート利用数

時間的余裕（通勤勤務時間）

妻の家事

家庭内需要
（末子年齢）
収入層（夫婦収入合計）
属性（年齢・教育年数）を対象に、夫の家事遂行に対して外部サポートののケア遂行の分担メカニズムは山田ほか（2005）

利用が要因となりうるのかという点を他の要因との知見から、ケア遂行の主体は妻であり、妻が十ともに包括的に明らかにすることを目的とする。

分にケア遂行をできない場合に、夫ないしは親族具体的には相対的資源論、時間的制約論、イデオサポートにケア遂行を求めることを仮定している。

ロギー論、代替資源論、家庭内需要論から導かれまた外部サポートは、夫や親族サポートからケアた仮説に加え、階層要因として妻の就業要因と夫遂行が得られるが不足が生じた場合や、夫や親族婦の収入合計を取り上げる。同時にモデルを包括サポートからケア遂行がないので外部サポートを的にするために妻の家事も分析モデルに入れる。

利用することを仮定する。よって外部サポートは、

本稿の新規性は、未就学児をもつ共働きの夫の家夫婦の家事遂行 と独立ではなく、夫婦を含めた事の規定要因において、外部サポートの利用が夫親族でのケア遂行の不足分を補充する関係にあの家事遂行に影響をもたらすのかどうか、そしてる。そして家族が行ってきた家事という機能が外外部サポートの利用は夫婦の収入とどのような関部サポートの普及によって家族から外部に置き換係にあるのかを明らかにすることである。意義は、えられることは、家族機能に縮小をもたらす（森岡・1）

妻の就労が進む中、未就学児をもつ家族のケア役

望月 1997）。これをふまえ、夫婦が外部サポート割を家族や外部サポートのうち誰が担っていくのを利用することで、家事を外部化し、夫の家事をかという問題について知見を蓄積し、また夫の家より少なくすることを想定している。

事の規定要因について、妻の職業や夫婦の収入による多様性を示唆できることである。

分析の枠組みには、前述の通り妻の家事を目的変数として加え、先行研究に基づいて次の内容が導かれた。共働きの夫は、末子年齢が小さいほど、（4）分析の枠組みと仮説の提示

時間的余裕が少ないほど、性別役割分業意識が非分析の枠組み（図表−1）と仮説を提示する。本

伝統的であるほど、核家族である場合に、そして稿では、夫と妻、親族サポートと外部サポートと夫婦の収入合計が多いほど、より多く外部サポー73

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図表-2 対象者の属性（N=189）

変数
年齢
教育年数
収入
末子年齢
子ども数
妻の収入

平均値
37.11 歳14.20 年
489.07 万円
3.07 歳1.96 人
205.52 万円

標準偏差
5.46
2.13
197.55
1.92.79
182.86

範囲
24 ～ 49
9 ～ 1877 ～ 1501
0～6
1～4
25 ～ 850

SPRING

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核家族、外部サポート利用、夫婦の収入合計などのインパクトを要因間で比較できる。しかし限界は、夫自身の家事評定は、実際よりも多くなる傾向にある点である（石井クンツ 1998）。
（2）対象
共働きの夫189名の属性を図表−2に示す。189
名の平均年齢は37.11歳、夫の平均教育年数はトを利用する。次に外部サポートの利用によって、14.20年である。四年制大学卒業以上は42.9%であ家事が代替され、夫の家事はより少なくなる。そり、『平成19年就業構造基本調査』（総務省 2008）

して夫と妻の収入差が小さいほど夫の家事はよりにおける30 ～ 49歳男性の最終学歴35.9％と比多くなる。

較すると高い方に偏っている。夫の平均年収は

仮説は次の通りである。仮説1「夫婦が外部サ489.07万円であり、標準偏差が197.55とばらつきポートをより多く利用するほど、夫の家事は少なが大きい。妻の平均年収は205.52万円、標準偏差

い」は、森岡・望月（1997）の知見から導かれる。

は182.86と夫と同様にばらつきが大きい。末子平

仮説2「夫婦の収入差が小さいほど夫の家事は多均年齢は3.07歳、平均子ども数は1.96人である。

い」は、相対的資源論としての松田（2000）などこれらから対象となった夫は、妻とともに仕事をの結果から導かれる。仮説3「核家族である場合、しながら、未就学児を含む二人の子どもを育てる

また夫婦の収入合計が多いほど、夫婦は外部サ姿が推測された。

ポートを利用する」は、山田ほか（2005）の質的研究に基づいている。

（3）変数（a）夫の家事：家事は「食事の用意（料理・配膳）」

3. 方法（1）データ「食事の後片付け」「掃除（部屋・風呂・トイレなど）」「洗濯」「食材や日用品の買い物」「ゴミを出す」と、育児に関する「子どもの食事の世話」「子ども本稿では二次データ分析を行った。データはおの着替えや身支度の世話」「一緒にお風呂」「オム茶の水女子大学研究プロジェクト「ジェンダー・ツやトイレの世話」の10項目から構成した。各回

格差センシティブな働き方と生活の調和」におけ答を「毎日」7点、「週に5 ～ 6回」5.5点、「週に3る質問紙調査結果である。全国を対象とし、層～ 4回」3.5点、「週に1 ～ 2回」1.5点、「全くしな化2段無作為抽出法による郵送調査を行った。調い」0点として得点化した。α係数は.81であるた

査対象者は12歳以下の末子と同居する有配偶のめ合計して合成変数とした。
（b）妻の家事：妻の男性2,000名、有効回収数は715名（有効回収率

家事について夫と同様に回答を得た上で、合成変35.8%）、調査期間は2011年2月である。本稿では数とした。10項目のα係数は.75である。
（c）外

有効回収数715名のうち、共働きであり未就学児部サポート利用：利用したことのある施設やサーをもつ夫189名を対象とする。本データを用いる

ビス（親族外）について複数回答で項目を選んで理由は、外部サポートに関する項目が含まれるこもらい、項目数を合計した。選択肢は1. 認可保育とと、夫のケア労働は、性別役割分業意識が重要所、2. 認証保育所、3. 幼稚園、4. 認定子ども園、な規定要因となっており（岩井・稲葉 2000; 久保5. その他の認可外保育施設、6. ベビーシッター、7.

2009）、この項目が含まれるためである。本デー

家政婦、8. 個人宅に子どもを預かってもらう保育、タを用いることで夫の家事の規定要因としての夫

9. 家事代行業、10. 食事の宅配である。
（d）夫と婦の収入差、性別役割分業意識、妻の就業要因、妻の収入差：夫と妻の収入はカテゴリーによって74

未就学児をもつ共働きの夫における外部サポートと家事との関連性

図表-3 使用変数の記述統計（N＝189）変数
平均値 / 度数 標準偏差
範囲
夫の家事
22.65
12.73
0～63
妻の家事
53.48
10.56
20～70
外部サポート利用数
1.40.800～10
夫と妻の収入差283.78万円
219.43 −300～851
妻の従業上地位－
0～1
正社員
85名（44.97%）
非正社員
97名（51.32%）
妻の職種
－0～1
管理職・専門職65名（34.4%）
その他
124名（65.6%）
性別役割分業意識
18.37
4.65
6～30
核家族ダミー－0～1
核家族
147名（77.8%）
拡大家族
38名（20.1%）
通勤勤務時間
10時間36分
1.95 4.67～16.03
夫婦収入合計694.48万円
303.50 194～2151

通勤勤務時間：残業を含む一日の勤務時間と片道の通勤時間をたずね、往復の通勤時間と勤務時間の合計を算出した。
（j）夫婦の収入合計：夫と妻の操作化した収入金額を合計した。なお家計に夫婦外からの収入がある対象者も含まれるが、二次データの制約上、夫と妻の収入合計をそのまま用いる。コントロール変数は年齢、教育年数である。
教育年数は、最終学歴から教育年数として次のように割り当てた。小学校・中学校は9、高等学校は12、専門学校・各種学校は14、短期大学・高等専門学校も14、大学は16、大学院は18とした。
（4）分析方法
分析方法は、記述統計と分析の枠組みに基づいた分析モデル（図表−4）を用いたパス解析であ回答を得て、久保（2009）を参考に次のようにした。

る。パス解析を行う理由は、二つの最終従属変数なしを0、～ 50万円以下を25万円、～ 103万円以と媒介変数をモデルに含めることができるからで下は51万円と103万円とを加算して割った77万円、ある。欠損値は平均値で置き換え、置き換える前～ 130万円以下を同様に117万円、～ 200万円をと数値に有意差がないことを確認した。使用ソフ

165万円とした。次に～ 250万円から～ 1500万円

トはSPSSVer.18とAMOS8.0である。

までのカテゴリーはその直前のカテゴリーとの中央値とした。夫と妻のそれぞれの収入を操作化し、夫の収入から妻の収入を引いて差を算出した。
（e）
妻の従業上の地位：妻の従業上の地位として、妻が正社員・正職員である場合に1を、その他を0と4. 結果（1）記述統計分析で用いた変数の記述統計を図表−3に示す。

してダミー変数化した。
（f）妻の職種：妻の職種

最終従属変数としての夫の家事の平均点は22.65として、妻が管理職もしくは専門職である場合に点、妻の家事は53.48点である。妻の家事頻度が1を、その他を0としてダミー変数化した。
（g）性

圧倒的に多いものの、部分的に夫は家事を分担し別役割分業意識：項目は「経済的に家族を支えるている様子が推察される。外部サポート利用数は、ことは夫の役割である」「自分は妻より稼ぎ（所得）平均1.40カ所である。保育園や幼稚園に加え、外が多くあるべきである」「家事は妻が責任を持って部サポートを二つ以上利用した人は24.9％（47名）行うべきである」「育児は妻が責任をもって行うべである。妻の従業上の地位は正社員が45.0％（85きである」「子どもが3歳くらいまでは母親は仕事名）、非正社員が51.3％（97名）である。妻の職を持たず育児に専念すべきである｣「夫は外で働種は管理職もしくは専門職である人が34.4％（65き、妻は家庭を守るべきである」である。各項目名）、その他が65.6％（124名）であり、管理職・に対し「かなりそう思う」1点から「全く思わない」専門職であるキャリア層の妻は3割を超える。次5点によって回答を得て、逆転後合計して合成変に夫の性別役割分業意識の平均は18.37点であり、数とした。6項目のα係数は.79である。
（h）
核家族： 「どちらでもない」の回答に近く、伝統と非伝統の同居する親族について、配偶者と子どもだけで居中間的な性別役割分業意識をもつ夫である。核家住する場合には核家族であるとして１とし、拡大族は77.8％（147名）と多い。夫の通勤時間を含家族である場合は0としてダミー変数化した。
（i）

む勤務時間は、平均約10時間36分である。夫婦75季刊家計経済研究

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図表-4 外部サポートを媒介要因とした夫の家事の規定要因モデル
相対的資源
収入差
妻就業
妻正社員D

−.24**
夫の家事

妻管理職・専門職D
イデオロギー
性別役割分業意識
代替資源
核家族D
時間的余裕
通勤勤務時間家庭内需要
末子年齢収入層
夫婦収入合計属性年齢
教育年数−.27***

.22**

−.17*

外部サポート利用数−.34***.23***−.20**

妻の家事

−.19*
.20*
.15**
.16**

N=189, x2値=57.487,
自由度=27, p値=.001, RMSEA=.007,
GFI=.959, AGFI=.862
パス係数は5％水準以上の有意な標準化係数を表示したの収入合計は、平均694.48万円である。の有意な関連は見られなかった。次に妻の家事は、（2）パス解析

し妻の家事は夫の性別役割分業意識が伝統的であ。しか妻が正社員である場合により少ない（−.24）
分析モデルの適パス解析の結果を図表−4に示す。

るほど（.22）、末子年齢が小さいほど（−.19）より

合 度 は、GFI=.959、AGFI=.862、RMSEA=.077

多くなっている。また外部サポートの利用数と妻のである。これらの適合度から、分析モデルは本デー

家事にも関連が見られなかった。そして夫と妻とのタを説明していると判断し考察を進める。外部サ

家事は、中程度の負の相関関係（r≒−.34）にあるポート利用数について、夫の性別役割分業意識がことから、一方の家事が多くなると他方が少なくな非伝統的であるほど（−.17、以下カッコ内に標準るというトレードオフ関係があり、松田・鈴木（2002）化されたパス係数を示す）、夫婦の収入合計が多いとは異なる結果となった。

ほど（.20）外部サポートをより多く利用しているこ仮説に対する結果について、仮説1「夫婦が外とが明らかになった。そして外部サポート利用数は部サポートをより多く利用するほど、夫の家事は夫の家事との関連が見られなかった。また核家族少ない」は不支持となった。次に仮説2「夫婦のダミーは、外部サポート利用数と有意な関連が見収入差が小さいほど夫の家事は多い」も不支持とられなかった。次に夫の家事遂行要因として、夫なり、本稿では相対的資源論は支持されなかった。

、の性別役割分業意識が非伝統的であるほど（−.27）

仮説3「核家族である場合また夫婦の収入合計が核家族である場合（.23）
、年齢が高いほど（.15）
、多いほど、夫婦は外部サポートを利用する」は、教育年数が長いほど（.16）夫はより多く家事を行う。

夫婦の収入合計が多いほど外部サポートを利用す、夫のそして通勤勤務時間がより長いほど（−.20）

るという結果から、部分的支持となった。

家事はより少なくなることが明らかになった。また夫婦の収入差、妻の職種、末子年齢は夫の家事と76

未就学児をもつ共働きの夫における外部サポートと家事との関連性

5. 考察とが示唆される。また夫の性別役割分業意識がより非伝統的であるほど、より多く外部サポートを結果をもとに次の3点について考察を行った。

利用するという結果からは、夫の妻への家庭役割第1に、外部サポートの利用は夫と妻の家事には期待が柔軟であり、夫が家事の外部化を許容する関連がないという結果について、日本では妻と親ことが妻の家事軽減には必要であることが推察で族でケア役割の多くを果たすために、外部サポーきる。したがって共働きが増加する中、稼得役割

トによる家事が家事総量に占める比重は少ないこと家庭役割の担い手について、夫の柔軟な意識をとが考えられた。そして家族のケア役割の担い醸成することがますます必要である。

手は共働きであっても妻がほとんどを担い、核家本稿の結果と先行研究との相違を述べる。相対族の場合には夫の家事はより多くなるが、親族サ的資源論は、夫と妻の収入差が夫の家事とは関連ポートが期待される場合には夫の家事はより少ながなく、松田（2000）の結果と異なった。理由とくなる。この結果から夫に親族サポートがある場して、松田（2000）の対象者は末子が12歳以下で合には、夫は自身に時間的な余裕がある時に家あるが、本稿の対象者の妻は末子が未就学児であ事を行っている程度であることが示唆される。一り、年齢やキャリアが若く、よって収入が低いた

連の結果はEsping-Andersenが提示した、福祉めであることが考えられる。また松田（2000）はは国家、市場、家族から提供されるが、日本で有配偶かつ末子12歳以下の男女を対象にしているはその機能が家族に集中していること（Esping-ため、妻の回答が含まれることも理由として考え

Andersen 1999＝2000）、したがって性別役割分られた。次に時間的制約論は、夫の通勤勤務時間業が根強い日本では妻の二重負担は軽減されないが長いほど夫の家事は少なくなることは松田・鈴

実際をよく表している。

木（2002）と同様の結果となった。イデオロギー

第2に、夫婦の収入合計がより多いことと夫の論では、夫が非伝統的な性別役割分業意識であ非伝統的な性別役割分業意識が外部サポートの利るほど妻の家事が少ないことは先行研究と一致し用には重要であった。この結果から日本では外部た。本稿では、夫の性別役割分業意識が伝統的でサポートの費用がかさむため、利用は夫婦の収入あるほど、妻の家事もより多いことが示唆されたがより多い場合にしかできないことが示唆される。

が、これは夫婦間の性別役割分業意識や家事遂行外部サポートの普及にはコストの低下が重要であには相互関係があること（Greenstein 1996）とるが（Esping-Andersen 1999＝2000）、この結共通する。次に代替資源論は、核家族である場合果はそれを示している。外部サポートは、社会階に、換言すると親族サポートがない場合に夫の家層に関係なく利用できるように行政や企業によっ事が多くなる点で支持された。家庭内需要論は不て提供されている。しかし有償である場合には、支持であった。

分析結果が示すようにより高い収入がある家族の本稿の限界は夫の回答のみを使用している点で利用が多くなり、妻の家事労働の格差を広げる可ある。妻の収入や家事は、妻の方が夫より正確に能性が示唆される。これは橘木・迫田（2013）が把握している場合も考えられ、実際とは異なる可指摘する高学歴・高収入同士の同類婚とそうでは能性がある。また外部サポートは、使用したデーない夫婦との間に起こっている夫婦間格差と共通タが全国調査であるため地域性のあるサービスがした知見である。

含まれない点や利用時間や頻度が計測されていな

第3は、夫の性別役割分業意識が伝統的であるい点が限界であり、今後の課題としたい。最後にほど夫の家事は少なく、妻の家事が多くなるとい

研究課題として、今後も育児期の共働き夫婦におう関連は他の要因のパス係数よりも強いという点ける家事分担について、外部サポートの利用とそである。この結果から夫の性別役割分業意識は、の費用、家計管理とも関連してペアデータを用い夫自身と妻の家事遂行において強い要因であるこた研究を進めたい。さらに夫の性別役割分業意識77季刊家計経済研究

2014についても、妻の働き方や夫自身の生育歴、社会階層との関連の検討を進めていきたい。
付記
本稿は、公益財団法人家計経済研究所の2012年度研究振興助成事業による助成を受けた研究成果である。同事業への応募時の著者の所属等は、お茶の水女子大学大学院人間文化創成科学研究科 博士課程である。
本データは文部科学省・日本学術振興会委託事業「近未来の課題解決を目指した実証的社会科学推進事業」お茶の水女子大学研究プロジェクト「ジェンダー・格差センシティ
ブな働き方と生活の調和」における父親向け質問紙調査です。研究代表者・お茶の水女子大学永瀬伸子教授と家族班・石井クンツ昌子教授からデータの使用許可をいただきましたことに謝意を表します。
注1）本稿では家事総量は100を前提としない。理由は松田・鈴木（2002）による夫と妻の家事（育児含む）時間にトレードオフ関係がないという結果に基づいている。したがって本稿では夫婦間での家事の分担割合ではなく、夫と妻が行う家事の頻度を取り上げる。実際にも家事総量が100であっても夫婦に時間的余裕がない場合には、すべての家事をこなさないまま生活を送る場合もある。
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78

SPRING

No.102

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なかがわ・まり カリタス女子短期大学言語文化学科 准教授。主な論文に「子育て期における妻の家庭責任意識と夫の育児・家事参加」（『家族社会学研究』
22（2），2010）。家族社会学専攻。
（mnakagawa@caritas.ac.jp）