パネル論文

少子化の決定要因と対策について――夫の役割、職場の役割、政府の役割、社会の役割

山口 一男（シカゴ大学社会学部教授）

1. はじめに化による可変性が大きい。また日本、韓国、南欧諸
国は、米国や他の西欧の経済的先進国に比べ、家庭

わが国の少子化の程度は急激である。現在の出内の伝統的分業が支配的で女性にとって就業と家生率レベルがそのまま継続するならば、日本の人族の役割の両立が難しく、有業の母親のための政口は2100年には現在の人口のほぼ３分の１の4,000

策支援も不十分であり、かつ出生に伴って離職す

万人になると佐藤（2004）は予測している。過激る女性の労働力再参入に大きな障壁のある国々でな人口減少とその結果として起こる逆さピラミッもあり、女性をとりまく社会環境が他の先進諸国とド型の人口分布は労働力人口比の減少、年金問題

かなり異なっている。従って少子化にはそういっの悪化、国内消費の先細り、高齢者介護の困難、た社会環境の違いの影響も大きいと考えられる。

若者の社会的上昇機会の減少などさまざまな問題

本稿では有配偶女性の出生意欲と出生行動につを起こす。一方、人口減少は食糧や資源・エネル

いての社会環境の違いに焦点を当てて分析を行い、ギー問題上は有利と考えられるが、現在の過激なその結果に基づいて少子化対策を論じる。分析にはレベルの少子化はそのコストがベネフィットを大財団法人家計経済研究所の「消費生活に関するパ

きく上回ると考えられる。
「少子化対策」という

ネル調査」（以下、家計研の調査と呼ぶ）のうち1993

言葉は通常２つの異なった意味で用いられる。一〜1999年データを用いる。分析の着眼点としては出

つは少子化傾向を前提として上記のさまざまな問

生意欲や子供を欲しない理由など出生に関する意

題に対してどう対処すべきかについてである。も識や態度とその後の出生行動との関連に着目し、う一つは、どのようにして出生率を上げ極度の少パネルデータ分析の持ち味を生かすことにある。

子化傾向を緩和させるかについてである。本稿で以下では理論的背景の議論の後、次の4つの分析

は２番目の意味での少子化対策を問題にする。

を提示する。
（1）出生意欲と出生行動との関係の分

少子化は主として非婚化と晩婚化によってもた

析、（2）潜在クラス分析による子供を欲しない理由

らされたという理論がある。これは反事実的人口の類型と既存の子供数との関係の分析、（3）既存の学的モデルの結果（実際に起こった非婚化・晩婚化

子供数が2子以下の有配偶者の出生意欲の決定要因が起こらなかったならば少子化はこの程度ですんの分析、（4）既存の子供数が２子以下の有配偶者にだはずだという分析）によって支持されている

ついての出生ハザード率の決定要因の分析である。

（岩澤 2002）。また南欧諸国（西岡 2003）や韓国（Eun 2003）も急激な少子化と晩婚化を共に経験している。しかし後述するように出生行動は出生意欲に大きく依存しており、非婚化による少子化
は別として、有配偶女性の出生率は出生意欲の変2. 理論的背景（1）ベッカーの経済理論と仮説
国が豊かになると出生率が下がる。経済学では57

季刊家計経済研究 2005 SPRING No.66

子供を財と考えるので、この傾向は一種のパラドクスであるが理論的には出生に対する収入効果だ
けでなく、「子供の質」の価格効果があり、後者

家事・育児に専念するという合意。
②非伝統的役割合意：夫も妻もともに経済的役
割も家事・育児の役割も担うという合意。

は子供の数に比例して増大するという考えで説明

非伝統的役割合意の場合夫婦がともに同じ役割されている。 ベッカーモデル（ Becker 1981;を持つと夫婦の機能が代替的になる。このことはBecker and Lewis 1973）では子供を経済的消費

夫婦の絆を弱めかねないので、夫婦の補完性を高財と見るが、通常の財と異なり消費をπNQで表めるために、夫婦が会話や家庭内の協業や共有体す。ここでNは子供の数であり、Qは子供の「質」

験を通じて役割を協力分担しサポートしあっていであって、夫婦が教育や養育の費用や時間を通じるという確認が必要になる。少子化は、伝統的役て子供１人当たりの質の向上にかける量を意味す

割合意が崩れる一方、非伝統的役割合意が未成熟る。収入が高いと質Qが増加することが仮定されであることが一つの原因であると考えられる。伝ている。πは子供１人当たり質一単位当たりの価

統的役割合意が崩れる要因には離婚率の増大、女格であるが、その大きさは育児の機会コストにも性の高学歴化などによる出産・育児の機会コスト依存する。このモデルで収入の影響については、の増大、夫の就業継続の不確定性の増大などがあ

直接の収入効果に加えて収入に伴って大きくなるる。一方、非伝統的役割合意は家事・育児分担率

子供の「質の価格」効果がある。また質の価格はの夫婦平等度や夫婦の会話や共有行動の時間の大pQ＝πNで与えられるので、これは子供の数に比きさで測られるが、わが国の場合後述のように夫例して大きくなる。この結果収入の上昇は例えばの家事・育児分担度は極めて低く非伝統的役割合

第１子の出生率には（収入効果が価格効果を上回

意は基本的には成り立たず、また妻のそのようなって）正の効果を与えるが、第３子やそれ以降の合意への期待も小さいと考えられる。従って分析

多産傾向には（価格効果が収入効果を上回って）においては夫の家事・育児参加の影響とともに、負の効果を与えると期待されている。これらの仮その部分的代替物となると考えられる夫婦の心理説は、米国では例えばSeiver（1978）によって実的共有体験度の影響を見ることにする。

証されており、Yamaguchi and Ferguson（1995）
は母親の教育効果についても同様の既存の子供（3）仕事と家族の役割の両立困難性の理論の数との交互作用効果があるという結果を示し

年齢を制御して観察できる女性の就業と子供のている。以下の分析では、出生行動だけでなく数の強い負の相関は、主として女性が子供を産ま出生意欲についても、収入の影響が既存の子供なければ就業を継続する傾向と、子供の手を早くの数によって上記の期待方向に変化するかどう

離れた女性がより早く労働力参加をする傾向、すかを検証する。この理論がデータで検証されれ

なわち少子化が女性の就業を促進する傾向、の結

ば、子供の「質」の向上にかかるコストの軽減

果であり、女性の就業が少子化を促進する結果でが、出生率を高めるために重要であるとの結論

はない。

を得る。

しかし有配偶女性の雇用は出生率を低めるという理論的仮説は存在する。女性にとって仕事の役（2）夫婦の役割合意の理論

割と母親の役割の両立は難しいので一部の女性は子供は夫婦にとって集合財であると見ると、妻仕事の役割を軽減（常勤の仕事を離れてパートでから見て夫の「ただ乗り」は出生意欲を減少させ働くか専業主婦になる）してこの問題を解決し、ると考えられる。夫婦の間で家族形成の合意があまた他の一部の女性は母親の役割を軽減して（子ることが、出生の大きな条件となる。理念的には供にかける手間を減らすか、子供を少なく産む）

以下の二つの異なった役割合意がある。

この問題を解決すると考えられるからである。ま

①伝統的役割合意：夫は家計収入を支え、妻は58

た仕事の役割を軽減する選択は機会コストを生む少子化の決定要因と対策について

図表-1 出生意欲別その後5年間の出生者数とセンサー数

出生
1
計
出生
2
計
出生
3
計

3. 分析

0

1
4

継続年数
2
3
2
4

1

80

56

19

14

10

179

0

84
4

60
3

21
9

16
9

88
126

269
151

現在の日本では出生は

1

35

32

14

12

9

102

夫婦、特に妻、の意志決

0

39
12

35
12

23
9

21
11

135
210

253
254

定の結果と考えられる。

1

5

2

6

3

4

20

家計研の調査ではコーホ

17

14

15

14

214

274

出生意欲

4
2

5
78

計
90

注：「出生意欲」：「是非、欲しい」=1；「条件によっては欲しい」=2；「欲しくない」=3。
「継続年数」： 1994年後何年目かを示す。

（1）出生意欲と出生行動の関係

ートAに1994年に出生意欲を調べているが、図表-１は既存の子供の数ので、この機会コストの高い女性ほど母親の役割が２子以下の有配偶女性で1994年に25〜35歳でのを軽減し、子供を産まない傾向があると理論的に出生意欲が「是非、欲しい」、「条件によっては欲は考えられる。

しい」、「欲しくない」であった各々について以後

しかしここで第３の可能性が重要である。それ５年間（1995〜1999）の出生数（「出生」=１）

は、仕事の役割と母親の役割を両立しやすい条件と「センサーされた観察値」の数（「出生」=０）を職場と社会が提供すれば、有業・有配偶女性がを提示している。ここで「センサーされた観察

上記のどちらか一方の役割を軽減するという二つ値」とは1994〜1998の各年は当該年までは出生がのオプションをどちらも選択せず、仕事の役割も無く翌年標本脱落で調査されなかった標本数を示

母親の役割も軽減しない選択をすることが可能にし、最後の1999年はこの年までに出生が無かったなるという仮説である。特に職場の条件として標本数を示す。

は、育児休業制度、フレックスタイム、在宅勤

図表-１の結果にカプランメーヤー法を用いて５

務、上司の育児に理解ある態度など、職場が「家年間以内の出生確率を推定すると、例えば「是族に優しい（ファミリーフレンドリー）」か否か

非、欲しい」といった女性の場合は、が問題となる。家族に優しい職場環境があれば、二つの役割が両立可能で母親の役割を軽減する人（269−80）（185−56）（125−19）（104−14）（88−10）1−＝0.681
269
185
125
104
88

が減り、常勤の就業継続者は、専業主婦やパートとなり、約68％の女性が５年間以内に出生経験がの人に比べ、出生率が低まることはない、というあることが分かる。また５年間以内の出生確率を仮説が成り立つ。家族に優しい職場環境はまた、同様に「条件によっては欲しい」と「欲しくない」

有配偶女性の就業継続をもより可能にするため出の場合を推定すると各々約42％と約8％となる。

産育児の機会コストを減少させる（樋口・阿部

このように出生意欲の違いによるその後の出生確

1999）。家計研の調査では育児休業制度の有無を

率の違いはきわめて大きい。後述する回帰分析で調べているので以下の分析ではこの影響を調べる

も出生意欲は出生行動の最も大きな説明要因であことにする。わが国では育児休業制度は1992年制った。女性の出生意欲がまず問題なのである。

定の育児休業制度法に従って一定の条件を満たす
常勤の雇用者には適用されるべきものとなっているが、実際には企業がそのことを積極的に従業者（2）子供を「欲しくない」理由についての潜在クラス分析に通知徹底していない場合も多い。従って以下で家計研の調査では子供が欲しくない場合にそのは調査対象者の有業の既婚女性が自分の職場でそ理由を複数回答項目として調査している。コーホの制度の存在を認識しているか否かの影響を問題

ートAとBについて各々の出生意欲調査時（1994にする。

年に25〜35歳と1997年に24〜27歳）で既婚の子供
59

季刊家計経済研究 2005 SPRING No.66

図表-2 潜在クラス分析結果の特徴を示している。

クラス1

クラス2

クラス3

クラス4

計

①予算制約型：「I-１：教育費・養育費の負担

総計

.50

.28

.12

.10

1.00

N=0

.00

.00

.31

.69

1.00

が大きい」
「I-６：子供を一人前に育てるのは容易

N=1

.40

.00

.51

.09

1.00

ではない」
「I-２：広い家が必要」の応答確率が高

N=2

.55

.34

.04

.07

1.00

い潜在クラスである。最大（50％）のクラスで大

I-1

1.00

.21

.00

.48

.61

I-2

.35

.04

.00

.26

.21

I-3

.17

.14

.00

.38

.16

②２子理想型：「I-８：体力的に大変」が他の

I-4

.31

.20

.13

.87

.32

I-5

.04

.01

.06

.44

.07

潜在クラスにも見られる高めの50％の応答確率を

I-6

.64

.38

.31

.10

.48

持つ以外は、どの理由も応答確率が低い潜在クラ

I-7

.25

.04

.28

.18

.11

スである。標本全体の28％の大きさで、２子の母

I-8

.49

.50

.51

.29

.47

I-9

.09

.05

.47

.05

.12

注：Nは既存の子供の数。
I-1, …, I-9は項目別応答確率。

多数（89％）が２子の母親で占められている。

親で100％占められている。さしたる理由がない
ことから２子が理想であるタイプと考えられる。
③否定的育児経験型：「I-９：丈夫な子供が生まれるかどうか不安だ」「I-８：体力的に大変」

数が２子以下の有配偶女性で子供が「欲しくな「I-７：夫の育児協力が期待できない」の応答確率い」と答えた者について子供数を唯一の共変数とが高い潜在クラスである。標本全体の12％を占してその理由の潜在クラス分析を行った。分析にめ、このクラスの60％は１子の母親で、標本全体採用したのは以下の９つの理由項目である：①教での１子の母親の割合が14％であることを考える

育費・養育費の負担が大きいから、②広い家が必と１子の母親に出現確率（51％）の大きいタイプ

要だから、③仕事を続けたいから、④自分自身のである。なおこのクラスの11％が０子の有配偶女

生活を大切にしたいから、⑤夫との2人の生活を性であるが０子の有配偶女性の標本中の割合は大切にしたいから、⑥子供を一人前に育てるのは４％なので、０子の有配偶女性にも出現確率

容易ではないから、⑦夫の育児協力が期待できな（31％）の比較的高い潜在クラスである。

いから、⑧体力的に大変だから、⑨丈夫な子供が生まれるかどうか不安だから。

④他の生き方重視型：「I-４：自分自身の生活を大切にしたい」「I-５：夫との２人の生活を大切

潜在クラスモデルは各潜在クラス内でこの９つにしたい」「I-３：仕事を続けたい」の応答確率がの理由の応答確率が独立であり理由項目間の相関高い潜在クラスである。最小（10％）のクラスでが異質な応答確率を持つグループ（すなわち潜在

あるが、０子の有配偶女性の占める割合が27％とクラス）が存在することによる見せかけの関連だ

標本割合（４％）に比べ０子の有配偶女性に特にと仮定して、そのような潜在クラスの数と各潜在出現確率（69％）の大きいクラスとなっている。

クラス内の項目別の応答確率を推定する。この分以上の結果は、もし少子化対策が出生意欲、特析の結果、以下の４つの潜在クラスがあり、またに「欲しくない」という意向を「欲しい」というこれらの潜在クラスは子供の数と強く関連するこ意向に変えるような政策を考える場合以下の意味とが分かった。図表-２は全標本と既存の子供数別を持つ。潜在クラス②と④は、個人の価値観を反映の潜在クラスの割合と、各項目について各潜在クしていると考えられるので、出生意欲を変えよう

ラスの応答確率を提示している。なお子供が「欲と試みる対策には不向きなタイプと考えられる。

しくない」という女性の割合は、既存の子供数と０子の有配偶女性で子供を欲しくない場合はこのともに大きく増加し、この分析で用いられた328

タイプが69％、２子の母親で子供を欲しくない場

標本のうち、０子の有配偶女性はわずかに４％、合はこのタイプが41％を占めているが、１子の母

１子の母親は14％、２子の母親が大多数の82％で親で子供を欲しくない場合はわずか９％しかいなあった。図表-２の結果は各潜在クラスに対し以下い。１子の母親が子供を「欲しくない」のは価値60

少子化の決定要因と対策について

図表-3 出生意欲の決定要因──１：累積ロジットモデル
変数
1．既存の子供数（対 2子）
2．就業状態（対 無職）

モデル2

一方２子の母親で子供が0子−2.273−2.5751子−0.774−0.822

欲しくない場合はこのタ

常勤−0.324 #−0.288

パート・臨時−0.434 *−0.403 *0.438 *

0.662 **

3．育児休業制度の有無（対 無し、あるいは知らない）有り
4．教育（対 高卒以下）

大卒
短大卒

5．年齢
6．交互作用「年齢」
×｢既存の子供の数（対 2子）｣（対 雇用者1,000人未満）−0.166−0.149イプは４％と極めて低い。自らのネガティブな育児経験が１子から２子への移行の主たる障害で

0.016

0.023

あり、また育児の否定的−0.101 ***−0.103

イメージは直接出産経験

0子

0.177 **

0.189 **

1子

0.096 *

0.098 *

−0.136 *−0.136 ***減退も促進していること

1,000人以上

──−0.655 *

がわかる。

官公庁

──

−0.173

7．現状の継続年数
8．勤め先の従業者規模も31％と比較的大きい。

モデル1

：「是非、
欲しい」対「条件によっては欲しい」
もしくは「欲しくない」
9.1 切片１−3.325 ***−3.398 ***−1.376−1.445のない女性の出生意欲の（3）出生意欲の回帰分析
図表-３は1994年（コ9.2 切片２：「是非、欲しい」もしくは「条件によっては欲しい」対「欲しくない」***p<.001; **p<.01; *p<.05; #p<.10
注：「年齢」
×「既存の子供数」の交互作用効果をモデル1から除くと「既存の子供数」の主効果の係数は「0子対2子」が2.804、「1子対2子」が2.060で共に正で0.1％有意であり、出生意欲に対して最大の説明力を持っている。当然のことながら既存の子供数が増えれば出生意欲は大きく減少する。

ーホートA）か1997年（コーホートB）に２子以下の出生数を持つ1,028人の24〜35歳の既婚女性について、今後子供がもっ観のせいではない。

と欲しいか否かについての出生意欲（標本中「是他の２つの潜在クラスは、子供を「欲しくな

非、欲しい」が36％、「条件によっては欲しい」

い」という意向が、個人の価値観の反映というよが32％、「欲しくない」が32％）を順序のついたりは女性を取り巻く社会状況の産物と考えられる

カテゴリーを持つ従属変数として用いた累積ロジ

ケースである。まず潜在クラス①は子供を「欲しットモデルの結果を示す。基本的な制御変数としくない」といっても実際には教育費・養育費などて①既存の子供の数（０、１、２）（標本中各々19％、子供にかかる費用の「予算制約」が軽減されれば、34％、47％）、②年齢、③現状の継続年数、④妻

その意向が変わると考えられるタイプである。２の教育程度（高卒以下、短大、大卒）を考える。

子の有配偶女性で子供が欲しくない場合のこのタ

ここで「現状の継続年数」とは最終児出産時（既イプが55％、１子の有配偶女性で子供が欲しくな

存の子供の数が１と２の場合）もしくは結婚時

い場合は40％を占めているが、０子の有配偶女性（既存の子供の数が０の場合）から何年経過してで子供が欲しくない場合には皆無である。子供のいるかを表す。なお出生意欲の決定要因が既存の数が増すごとに「予算制約」が出生意欲の障害と子供の数により変わることを考慮し、すべての変なることが分かる。

数について既存の子供の数との交互作用効果をテ

潜在クラス③は直接の経験や人の経験を学んだ

ストし有意であればモデルに含めている。図表-３

結果、育児について否定的であるために子供はで正の回帰係数はもう１人子供が「より欲しい」「欲しくない」となっている場合で、夫の育児協ことを示し、負の係数は「より欲しくない」こと力などを得て育児経験がポジティブになる社会環を示す。

境が生まれれば意向が変わる場合である。１子の図表-３は本人の就業状態（標本中「常勤」は母親で子供が欲しくない場合はこのタイプが51％28％、「パート・臨時」は17％、「無職」は55％）と過半数を占め、０子で子供を欲しくない場合でと勤め先の従業者規模（従業者数1,000人以上の61

季刊家計経済研究 2005 SPRING No.66

規模、夫の職業と夫の図表-4 出生意欲の決定要因──2：累積ロジットモデル
モデル3

変数

モデル4

1−8．
既存の子供数、就業状態、育児休業制度の有無、教育、年齢、交互作用（年齢×既存の子供数）、現状の継続年数、勤め先の従業者規模（係数提示略）

勤め先の従業者規模、住居が持ち家か賃貸か

9． 本人の収入（万単位）/100 1）−0.126−0.112の別の影響を調べたが、9.1 本人の収入不詳ダミー−0.672 #−0.681#

有意な効果を持ったの

10. 夫の収入（万単位）/100 1）−0.158 **−0.162 **は本人の勤め先の従業10.1 夫の収入不詳ダミー−0.153−0.167者 規 模 だけであった。

11. 交互作用：「夫の収入/100」
×「既存の子供の数（対 2子）」
0子

0.221 #

0.248 *

モデル２の結果を以下

1子

0.188 *

0.198 *に示す。

11.1 交互作用：「夫の収入不詳ダミー」
×「既存の子供の数（対 2子）」
0.421
0子①中小企業に勤める

0.608

1.666 **

1.546 **

女性は育児休業制度が

12. 「悩みや楽しいこと」の夫との会話の度合い 2）──

0.370 ***

有れば常勤者は無職者

13. 託児所が身近にある度合い 3）

──

0.034

13.1 託児所が身近にある度合いが「分からない」ダミーより出生意欲がむしろ──−0.0401子

14. 切片1＆2 （係数提示略）***p<.001; **p<.01; *p<.05; #p<.10
注：1）不詳の場合は 0 とし、不詳ダミーで平均レベルを制御する。
2）「よく話す」＝3；「時々話す」＝2；「あまり・ほとんど話さない」＝1
3）「よく整っている」＝4；「まあ整っている」＝3；「あまり整っていない」＝2；「全く整っていない」＝1。
なお「分からない」は2とし、「分からない」場合のダミー変数でレベルを制御。

有意に高くなり、パート・臨時の場合は無職者と有 意 に異 ならない。
しかし育児休業制度が無ければ、常勤の場合は無職者と出生意欲が「大企業」が５％、「官公庁」が５％、「中小企業」

有意に異ならず、パート・臨時の場合は無職者よが35％、「非該当」が55％）が出生意欲に与える

り有意に低くなる。

影響について分析している。なお育児休業制度の②大企業に勤める女性は育児休業制度が有れば有無（標本中「有り」が14％、「無し・不明」が無職者と出生意欲は有意に異ならないが、育児休

31％、「非該当」が55％）は無職の場合「非該当」

業制度が無ければ無職の女性よりも有意に出生意になるがここでは育児休業制度が「無い」カテゴ

欲が低くなる。

リーと合併し、就業状態と育児休業制度の有無の③育児休業制度の有無の影響は１％で有意で、両変数が共にモデルに入るときは、育児休業制度

他の変数を制御して、今後子供が「より欲しい」確の「有り」対「無し」の効果が有業者の間での差率のオッズ比は育児休業制度が有る職場に勤めるを反映するようにしている。従ってモデルの結果

女性は無い職場の女性に比べて約1.9倍も大きい。

について、就業状態の主効果は育児休業制度が無④中小企業に勤める女性に比べ大企業に勤めるい場合の差となり、育児休業制度が有る場合には女性は出生意欲が有意に低い。

育児休業制度の「有り」対「無し」の効果を有業

育児休業制度の有無の認識は勤め先の従業者規者に対し就業状態の効果に加えて就業状態間の差模（官公庁・大企業は「有り」が標本中68％、中を見ることになる。勤め先の従業者規模の「非該小企業は18％）や雇用形態（常勤は「有り」が標当」の扱いも同様である。モデル１は基本制御変

本中42％、パート・臨時は11％）に強く依存して数に本人の就業状態と育児休業制度の有無の２変いる。制度の一般的普及とともに中小企業やパー数を加えたモデルである。モデル２はモデル１にト・臨時への普及が望まれる（最近の育児休業法

本人の勤め先の従業者規模を加えたモデルであ改正の効果が望まれる）。

る。なおモデル２の前に夫の教育、本人の職業収入の影響については、図表-４のモデル３の結（自営業・家族従業、専門技術、管理・事務、販果に見られるように夫の収入の主効果に加えて、

売・サービス、作業の５区分）と勤め先の従業者

夫の収入と既存の子供の数の交互作用効果が１％62少子化の決定要因と対策について

図表-5 出生ハザード率の決定要因──１： 離散時間ロジットモデル
変数

モデル1

1．既存の子供数（対 2子）
2．就業状態（対 無職）（対 雇用者1,000人未満）
5．教育（対 高卒以下）児分担度は有意な影響

0子

2.812 ***

2.647 ***

1子

1.283 ***

1.288 ***

常勤

−0.456 *−0.404 *1993年に夫の家事・育パート・臨時−0.413 *−0.400 *児への分担度を妻の評

3．育児休業制度の有無（対 無し、あるいは知らない）有り
4．勤め先の従業者規模

夫の家事分担度と育モデル2

0.693 ***

0.943 ***がなかった。データは

価により調べているが、家事（炊事と後かたづ

1,000人以上

──−0.740 *官公庁──−0.356

け、掃除・洗濯、買い

大卒

0.183

0.216

物）のどれも全くしな

短大卒−0.165−0.136−0.102 ***−0.102 ***6．リスク開始時年齢

い（０％の役割分担）とされる夫が45％、10％以7．リスク時（時間で可変）と結婚時の年数差：第1子出生のみ
1）

下役割分担は87％にの

8. リスク時と前出生時との年数差：第2子、第3子出生のみぼり、かつ夫の分担割（7つのダミー変数の係数提示略）（7つのダミー変数 1）の係数提示略）***p<.001; **p<.01; *p<.05; #p<.10
注：1）1年目、2年目、3年目、4年目、5〜6年目、7〜9年目、10年以上（対 0年）

合は妻の就業状態（常勤、パート、無職の別）により変わらなかった。育有意で、既存の子供数が２の時は夫の収入が大き児については０％分担度の夫が18％で、家事よりければ出生意欲が減少し、既存の子供数が０か１

は夫の分担が増えるが半数以上が分担度10％以下の時には夫の収入は出生意欲に有意に影響しないであった。このような状況では妻の夫の家事・育ことを示している。この結果は既存の子供数が多児参加の期待度が一様に低くなり、また分布も値

いと子供の質の価格効果が収入効果を上回り、よ０に偏り過ぎ、出生意欲への説明力を持たないとり高い収入は出生を抑制するという仮説と部分的いう結果になると思われる。結果として夫の家に整合している。

事・育児参加を望めない時、会話を通じた妻の心またモデル４の結果は、会話を通じた妻の夫と理的な夫との共有体験度が出生意欲の決定に大きの「悩みや楽しいこと」の共有度は出生意欲に強な役割を持つことが分かる。またモデル４の結果く影響することを示している。
「あなたは、ご主

は「託児所が身近にあるか否か」は出生意欲に有

人に心の悩みや楽しい体験などをよく話しますか」

意に影響しないことを示した。

という問いに対し「よく話す」「時々話す」「あま
り話さない・ほとんど話さない」の区別の影響は（4）出生ハザード率の決定要因制御変数である「既存の子供の数」と「現状の継以下では第１子、第２子、第3子の出生ハザー

続年数」につぐ説明力を持っており、それに続くド率の決定要因について、直接的な影響と出生意

育児休暇制度の有無（４位）と２子の場合の夫の欲を通じての間接的影響をともに明らかにする。

収入（５位）の効果を超えて出生意欲に対し３番

出生ハザード率というのは出生率を個人レベルで目の説明力を持つ変数であった。妻の夫との心理想定したものである。出生ハザード率のモデルで的共有体験度は出生意欲を高める。一方「ご主人は出生意欲を調べた時点（コーホートAでは1994

は、あなたに心の悩みや楽しい体験などをよく話

年、コーホートBでは1997年）の次年から1999年

しますか」の回答は出生意欲に有意に影響しなかまでの条件付き出生ハザード率の分析を行う。パった。夫が自分の「悩みや楽しいことを」妻と会話

ネル調査からの標本脱落はセンサーされた観察値で共有しようとすることではなく、妻が自分のとして取り扱っている。ここで条件とはコーホー「悩みや楽しいことを」話すことを夫が受け止めて

トAとBの各々について、出生意欲の観察年まで

いると妻が認識しているか否かが問題なのである。

に当該イベントが起こらなかったならば、という
63

季刊家計経済研究 2005 SPRING No.66

図表-6 出生ハザード率の決定要因──2：離散時間ロジットモデル
変数う選択の主な理由は既存

モデル3

モデル4

1−4. 既存の子供数．本人の就業状態、育児休業制度の有無、勤め先の従業者規模

数との交互作用効果に関（係数提示略）0.013

心がある点である。ただ

0.051

0.094

第１子の出生のリスクは−0.011−0.022（婚内出生を対象とする

0.012

5.

本人の収入（万単位）/100

5.1

本人の収入不詳ダミー

6.

夫の収入
（万単位）
/100

6.1

夫の収入不詳ダミー

0.037−0.0467.

交互作用：「夫の収入/100」
×「既存の子供数（対1子または2子）」
0子
0.156 #

0.138

交互作用：「夫の収入不詳ダミー」
×「既存の子供数
（対1，
2子）
」
0.837
0子

0.722

7.1
8.

夫の職業：
（対 管理・事務職）の子供の数と他の説明変ため）結婚と同時に始まり、一方、第２子と第３子の出生リスクは、一つ前の出産時に始まると考

自営業

──

−0.164

専門技術職

──−0.148技能職──−0.107

ド率のリスクの継続時間

販売サービス職

──−0.653 **無職──−0.098

依存について、第１子とえられるが、出生ハザー

9.10.11. 教育、リスク開始時年齢、リスク時と結婚時の年数差（第1子出生のみ）、リスク時と前

第２子以降では異なるパ

出生時との年数差（第2子、第3子出生のみ）（ 係数提示略）

ターンになると考えられ***p<.001; **p<.01; *p<.05; #p<.10

る。このことは予備分析で実際に異なることを確

図表-7 出生ハザード率の決定要因──3： 離散時間ロジットモデル
変数
1. 既存の子供数（対 2子）

認し、また第２子と第３

モデル5

モデル6

モデル7

0子

2.653 ***

2.614 ***

1.868 ***

1子

1.268 ***

1.244 ***

0.655 ***

子では継続時間依存のパターンに有意差がないことも併せて確認した。以2. 就業状態と育児休業制度の有無の結合（対 無職）
有業で制度あり0.571 **

0.592 **

0.540 *

有業で制度なし−0.421 **−0.414 **−0.313 *3. 勤め先の従業者規模（対 雇用者1,000人未満）
1,000人以上−0.722 *−0.733 *−0.631

官公庁−0.416−0.382−0.343#

4−6.夫の職業：（対 管理・事務職）、
本人の教育、
リスク開始時年齢（係数提示略）*
7. 「悩みや楽しいこと」の夫との会話の度合い（対 ｢時々する」以下）──0.296 *
「よくする」

0.191

下のモデルでは、第１子から第３子までの出生を併せて分析するが、第１子の出生ハザード率の結
婚後の継続時間への依存と、第２子、第３子の出生ハザード率の一つ前

8. 出生意欲（対「欲しくない」）
｢是非、
欲しい｣

──

──

1.899 ***

「条件によっては欲しい」────

1.193 ***の出産後の継続時間への10.11. リスク時
（時間で可変）と結婚時の年数差（第１子出生のみ）、リスク時と前出生時との年依存では、パターンが異

数差
（第2子、
第3子出生のみ）（ 係数提示略）

なると仮定するモデルを***p<.001; **p<.01; *p<.05; #p<.10

用いている。一般に出生ハザード率の決定要因が条件である。このような条件付きハザード率の分

既存の子供の数により変わることを考慮し、すべ

析は、出生意欲を制御した場合としない場合の結ての変数について既存の子供の数との交互作用効

果を比較できるという長所がある。また通常の出果をテストし有意であればモデルに含めている。

生ハザード率のモデルと異なり、第１子、第２以下の分析で就業状態、育児休業制度の有無、子、第３子の分析を併せて行う。ただし各標本に勤め先の従業者規模など説明変数はみな出生意欲

ついては出生意欲について尋ねた次の出生のみをの測定年（コーホートA、Bで各々1994年と1997

イベントとし、その後の出生は分析に含めていな

年）で特徴づけている。これらを時間に依存してい。第１子から第３子までの分析を併せて行うとい

変化する変数として扱わなかったのは、タイムラ

64少子化の決定要因と対策について

グの取り方に依存する逆因果関係効果の排除と、またモデル４の結果は、夫の職業を制御すると出生意欲の影響との相対的大きさの比較で利点が夫の収入の効果は有意でなくなることを示していあるためである（関連する詳細な議論についてはる。なおこのモデルの前に夫の教育、本人の職

山口（2004）を参照）。

業、夫の勤め先の従業者規模、住居が持ち家か賃

図表-５は就業状態と育児休業制度の有無の影響

貸かの別の影響を調べたが、いずれも有意な効果に焦点を当てて分析している。また出生意向へのを持たなかった。夫の収入は職業と相関しており影響と同様、結果は勤め先の従業者規模にも依存

理論は職業の影響を考えない収入の影響についてするのでモデル２はこの効果を含めている。モデであるので、モデル４の結果は理論と矛盾するわ

ル２の結果は就業と勤め先の従業者規模が出生ハけではないが多少異なった説明を与える。結果はザード率に与える影響について以下に示す。

夫の職業が販売サービス職であると出生ハザード①中小企業に勤める女性は育児休業制度が有れ率が有意に低くなることを示している。この調査

ば、「常勤」も「パート・臨時」の者も「無職」

では職務について「常勤」か「パート・臨時」のの者より出生ハザード率が有意に高くなるが、育別しか調べておらず、夫の大部分は常勤である児休業制度が無ければどちらも無職者より出生ハが、販売サービス職は正社員である割合の比較的ザード率は有意に低くなる。

低い職と考えられる。推測であるが販売サービス②大企業に勤める女性は育児休業制度が有れば職の夫を持つ女性の出生ハザード率の低さは、夫「常勤」も「パート・臨時」の者も「無職」の者の雇用の将来的不安定さが影響していることからと出生ハザード率は有意に異ならないが、育児休くると考えられる。

業制度が無ければどちらも無職者より出生ハザー
ド率は有意に低くなる。

図表-７のモデル５は「常勤」と「パート・臨時」について各々を「無職」に比べた効果に差が③育児休業制度の有無自体の影響は大きく0.1％

ないので、就業状態と育児休業制度の有無の効果有意であり、他の変数を制御して、育児休業制度を結合して簡明に示している。モデル６はモデルが有る職場に勤める女性は無い女性に比べ、出生５に妻の夫との共有体験度の変数を加えたもの

ハザード率が約2.6倍になる。

で、妻が夫と「悩みや楽しいこと」の会話を「よ④中小企業に勤める女性に比べ大企業に勤める
女性は出生ハザード率が有意に低い。

くする」と出生率が高まり、またこの影響は他の変数の影響をほとんど変えないので、独立の影響

図表-６は夫の収入と職業の出生ハザード率への要因であることを示している。モデル７はさらに影響を分析している。収入の出生ハザード率への出生意欲を説明変数として加えたもので結果は出

影響は収入効果と子供の質の価格効果の存在によ

生意欲が出生ハザード率に強く影響することを示

り、既存の子供の数に依存して変化すると考えらしている。モデルの説明力の貢献度では、出生意れる。モデル３の結果は、本人の収入は出生ハザ

欲は第２子と第３子のリスクの継続時間依存の影

ード率に影響しないが、夫の収入は既存の子供数

響につぐ２番目の説明力を持っている。ハザードが０か１以上かで10％有意で変化し、夫の収入は率のリスク継続時間依存は基本制御変数なので、第１子の出生ハザード率には10％有意で正に影響説明変数の中で出生意欲は飛び抜けた説明力を持し、第２子、第３子の出生ハザード率には有意につと言える。またモデル７の結果は出生意欲を制影響しないことを示している。10％有意というの御すると妻と夫の「悩みや楽しいこと」の共有度

は弱い効果であるがこれは両側検定の結果で、理の効果が有意でなくなることを示している。夫と論的には収入は第１子出生には正の影響があるとの会話を通じた共有体験度は出生意欲に影響するいう仮説なので、これを考慮して正の側の片側検ことで間接的にのみ出生行動に影響し、直接的な定をすれば５％有意となる。従って、ここでも結影響はないと結論できる。また出生意欲の追加

果は理論的仮説と部分的に一致する。

は、出生ハザード率に影響する他の変数の影響も65

季刊家計経済研究 2005 SPRING No.66

各々少しずつ弱めているが、出生意欲に影響する

つつあることが少子化傾向の主な原因と論じてい本人の就業状態、育児休業制度の有無、勤め先のる。従って、この傾向を逆流させ、家庭・職場・従業者規模は、出生意欲を通じて間接的に出生ハ

政府・コミュニティーのサポートによる出産・育

ザード率に影響するだけでなく、出生意欲を制御

児の喜びや、安全で健康な子供を産み育てられる

しても出生ハザード率に直接的に影響しているこ

社会環境を促進し、出産・育児をポジティブ・ソとを示している。

ーシャライゼーションに変えていくこと、つまり出産・育児についての経験と学習がそれらの価値

4. 少子化対策──結論と議論（1）少子化対策理念についてを高める結果に導くようにすること、が重要である。具体的には夫が妻とともに育児休業が取りや
すい社会環境を作ることによる（佐藤・武石少子化対策には①子供を欲しながら実現できな

2004）夫婦共同の育児経験の促進や、地方自治体

い女性の障害を取り除くことと②子供の質のコスや教育・保育施設による親子参加の楽しく有益なト軽減（教育費・養育費の政府負担の増大など）

プログラムの促進などが考えられよう。

と育児の機会コスト軽減（家庭に優しい職場環境の推進と託児所施設の充実など）による「予算制約緩和」政策を旨とすべきであり女性の価値観・選好（効用関数のパラメーター）を変えようとする政策をとるべきではない、という理念がある。

（2）夫の役割、職場の役割、政府の役割、社会の役割
以上の分析から少子化対策について以下の結論が得られる。

この理念は正しいであろうか。この理念の背景に①有配偶女性では出生意欲が出生行動に大きくは、個人の選好（効用関数のパラメーター）は不影響しており、従って子供が欲しいという意欲の変であり、それを変えようとするのは自由を制限実現がまず重要である。

し効用を下げることになるという経済学論理があ②夫の役割が重要である。夫の育児への協力がる。また戦前のような「産めよ殖やせよ」といっ期待できないとの意識が１子以下で子供を「欲した規範的出生促進政策に対する否定もある。規範ない」有配偶女性を生み出している。また妻の夫的制約を課して出産・育児についての価値観の変との会話を通じての「悩みや楽しいこと」の共有体

更を図ろうとする政策は女性の自由な意志決定に

験度は出生意欲に大きく影響している。夫の妻とよる出産を保証するリプロダクティブ・ライツをの会話や家事・育児の役割分担の増加は、妻の出生

侵し、無論否定されるべきである。

意欲を高め間接的に出生率を上げると期待できる。

しかし経済学者の通念とは異なり出生意欲はも③職場の役割も極めて重要である。育児休業制とより一般に個人の価値観・選好は社会的産物で度の適用の普及とともに、より一般的に職場があり、与えられた社会環境のもとでの経験と学習「家族に優しい」環境となることを推進することを通じたソーシャライゼーションを通じて変化し、が、有業・有配偶女性の出生意欲を高め、出生率

結婚・出産・育児もそのソーシャライゼーション

を直接・間接的に高める。育児休業制度が有ると、過程である。現在の少子化傾向は「予算制約」の無い場合より出生ハザード率が2.6倍にもなるとい問題だけでなく、出産・育児がその否定的体験をうことは、極めて大きな影響を意味する。

通じて、それらの価値を下げるネガティブ・ソー

④政府の役割では、女性の就業と家族の役割をシャライゼーションになっていることにも大きな両立しやすくすることにより出産・育児の機会コ問題がある。これは子供を「欲しない」理由につストを軽減する施策のほかに、子供の「質コスいて１子の母親に見られた「否定的育児経験型」

ト」の軽減が特に重要である。子供の「質コスの意識に顕著であり、また目黒・西岡編（2004）

ト」の影響は、特に２子の母親が子供を欲しないも結婚・出産・育児の忌避感が若い女性に蔓延し主な理由が教育費・養育費負担などの育児の予算

66少子化の決定要因と対策について制約であることに加え、出生意欲と出生行動への収入の影響の結果とも整合している。教育費軽減政策としては、米国のように教育費や教育のための積立預金の収入税からの控除や、ニードベイス（成績に無関係に必要とするものすべてを対象とする）の大学奨学金制度の充実が考えられる。また健保外の出産費用や幼児医療費への部分的政府負担も考えられよう。
⑤社会の役割も重要である。出生行動は社会行
動で、個人個人の価値観だけでなく、他者がどう人の行動を評価し行動するかに依存し、本稿では関連分析はなかったが出生行動も時に人々のあいだで流行のように伝播する（Casterline 2001）。出産・育児を、家族も職場もそしてコミュニティー
もサポートし、女性が子供を産み育てるということはこんなに大変なことなのかという認識だけでなく、その大変さにまさるこんな喜びがあるのか、と認識する社会に向かうことが大切である。出
産・育児の「予算制約緩和」を目的とする少子化対策に加えて、出産・育児について直接、および他者の経験を通じた間接、の肯定的経験と学習を通じたポジティブ・ソーシャライゼーションの促進が極めて重要である。特に社会が育児の喜びを促進しその喜びの経験を経験者が未経験者に社会伝播すること、それが有効な少子化対策となることは疑いがない。
〔謝辞と要望〕
本研究は経済産業研究所の客員フェローシップの援助を受けて行われた。家計経済研究所の永井暁子氏と村上あかね氏には主としてデータ利用についてご助
言・ご助力いただいた。樋口美雄氏、津谷典子氏、加藤久和氏には初期原稿に対し貴重なご意見をいただいた。記して感謝したい。
本稿は同名の経済産業研究所ディスカッションペー
パーを下地にし、その主要分析を取り出し、新たに分析を一部追加し、また議論を改善したものである。経
済産業研究所のディスカッションぺーパーは暫定的なもので随時改稿もされ正式の公表ではないワーキングペーパーである。本稿と重複する部分については本稿を正式出版物とし引用することを要望する。

文献
岩澤美帆，2002，「近年の期間TFR変動における結婚行
動および夫婦の出生行動の変化の寄与について」『人
口問題研究』58（3）: 15-44．
佐藤博樹・武石恵美子，2004，『男性の育児休業』中央公論新社．
佐藤龍三郎，2004，「少子化の意味──人口学的観点から」『学術の動向』７: ８-13．
西岡八郎，2003，「西ヨーロッパ諸国の出生率の動向とその近接要因・社会経済的要因の変化」『人口問題研究』59（２）: 20-48．
樋口美雄・阿部正浩，1999，「経済変動と女性の結婚・出産・就業のタイミング──固定要因と変動要因の分
析」樋口美雄・岩田正美編『パネルデータからみた現代女性』東洋経済新報社，25-65．
目黒依子・西岡八郎編，2004，『少子化のジェンダー分
析』勁草書房．
山口一男，2004，「少子化の決定要因と対策について──
夫の役割、職場の役割、政府の役割、社会の役割」『経済産業研究所ディスカッションペーパー』．
Becker, Gary S., 1981, A Treatise on the Family ,Cambridge: Harvard University Press.
Becker, Gary S. and H. Gregg Lewis, 1973, On
the Interaction between Quality and Quantity of:Children, Journal of Political Economy, 81（２）S279-288.
Casterline, John B., 2001, Diffusion Processes andFertility Transition, Washington, D.C.: National
Academy Press.
Eun, Ki Soo, 2003, Understanding Recent Fertility
Decline in Korea, The Japanese Journal of
Population, Supplement to Volume １: 574-595.
Seiver, Daniel A., 1978, Which Couples at Given
Parities Have Additional Births? Research inPopulation Economics, 1: 309-319.
Yamaguchi, Kazuo and Linda Ferguson, 1995, The
Stopping and Spacing of Childbirths and Their
Birth-History Predictors: Rational-Choice Theory
and Event-History Analysis, American Sociological
Review, 60: 272-298.

やまぐち・かずお シカゴ大学社会学部教授。主な著
書に Event History Analysis（Sage，1991）
。社会統計
学専攻。

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