特集論文

パネルデータにみる夫の労働時間の推移
坂口 尚文（財団法人 家計経済研究所 研究員）

1. はじめに査」）から分かる夫の労働時間の推移について、データをまとめ、そこで得られた事実を整理して週40時間労働制を定めた1988年の改正労働基準提供することにする。この「家計研パネル調査」

法の施行により、年間2,000時間を超えていた日本は、今問題とした30歳代から40歳代にかけてカバの総実労働時間は減少に転じ、2000年代には1,800ーしている調査であり、労働時間および生活時間時間台にまで減少した。ただ、国際的にみれば日の配分についての情報を有している。もちろん、本の労働時間はいまだなお高い水準にある。日本

労働時間の推移を知るだけならば、総務省の「社の長時間労働の問題は、従来は労働生産性の面か会生活基本調査」や「労働力調査」の方が調査のら語られることも多かったが、昨今ではワーク・規模の面からより正確で安定した値が得られる。

ライフ・バランスという言葉に代表されるように、しかし、ここで「家計研パネル調査」を用いて再働き方と家庭生活との調和をどのようにとるかと計算を行うことは、まったく付加価値を生み出さいった文脈で語られることがほとんどである。まない行為ではない。パネル調査を用いることで、た、近年の長時間労働の問題については世代によより詳しく得られる情報があるからである。パネる違いも指摘され始めている。その中では30歳代

ル調査を用いる利点としては、（１）原則としてに最も仕事が集中しているとの指摘がある［例え調査対象の入れ替えを行わないので、全体の労働ば総務省の「社会生活基本調査」を用いた田渕

時間の推移が代表的な同一個人の労働時間の増減（2007）矢野（2006）など］。30歳代は仕事で責任として把握できる。
（２）ある1時点ではなく、常のある地位に就き始め、また気力、体力ともに充態的に長時間働いている人の属性が把握できる。

実しているため、労働時間が長時間しやすい時期（３）どのような要因によって労働時間が変化しともいえる。ただ一方で、結婚や子どもの誕生にているか把握できる。

より家事・育児に時間を割く必要もこの世代で多なお、本稿では夫の家事・育児時間についてもく発生すると考えられる。そういった意味で30歳集計を行い、得られた知見を併せて述べることに代は、仕事と家庭生活の両立の問題にまさに直面する。

し、また最も両者のバランスをとるべき時期のひとつともいえる。
それでは、30歳代の労働者はいったいどのくら2. 対象

い働いているのか。また労働時間も実際に増えて今回の分析では「家計研パネル調査」から、次いるのだろうか。議論の前提となる実態の把握がの条件を満たす回答者を選び出し、その夫を分析まずは求められよう。そこで、本稿では「消費生の対象として用いる。
（１）1998年の第６回調査

活に関するパネル調査」（以下、「家計研パネル調から継続して回答している有配偶女性の回答票で6

パネルデータにみる夫の労働時間の推移あるもの（２）その期間、夫が継続して正規の雇一般論としては、労働時間の推移をみるには、用者であるもの。

１日の労働時間よりは週当たり労働時間を用いる「家計研パネル調査」は女性を対象にした調査ことが望まれる。仕事の進捗や繁忙の状況に応であるが、今回その夫のみを分析したのは、（有じ、必要とされる労働時間は日々変動するからで配偶）女性では長期にわたって継続雇用されていある。そのため、１日当たりの労働時間は、回答る数が少なく、さらに就業形態も多様であり労働者が比較的忙しい日の労働時間を記入したのか、時間のばらつきが大きい。そのため労働時間だけそれとも平均的なそれを記載しているのかは定か

を摘出するとデータの代表性の面で問題が残るかではない。一方で「家計研パネル調査」の、週当らである。また（１）については、データ数を増たり労働時間を使用する際に大きなデメリットがやすため第５回調査より新たに加わった対象を含ある。それは回答が時間枠でカテゴリー化されてめたためである。
（２）は自営業の回答は個々人いることである。労働時間の回答枠は数時間にまによって値のぶれが大きいため、今回の分析からたがり、またそれぞれの時間幅も異なっている。

は除外している。例えば、睡眠時間以外、１日20カテゴリー化されたデータでは大枠を捉えること時間以上働いているというものがある。これなどはできるが、連続量として扱えないため詳細な分は多分に家での待機時間がすべて含まれているも析をする際には大きな制約となる。のと思われる。

そこで、今回の分析にあたっては、週当たりのなお今回の分析の対象数は351であり、この同労働時間を、１日当たりの労働時間からの情報をじ対象を1998年から2006年の９カ年使用すること活用して連続量に近づけることにする。まず１日となる。夫の平均年齢は、1998年で33歳であり、当たりの労働時間を平均的な労働時間と仮にみな９年後の2006年の調査時点では41歳になる。ます。そして、別途、調査している週当たりの勤務

た、調査の実施は毎年９月末から10月にかけてで日数をその値にかけて算出する２）。このとき、そある。の積が週当たり労働時間で回答しているカテゴリ
ーの上限を超えている場合は、その上限値を当て

3. 労働時間の推移
今回、労働時間の推移を測定するにあたってははめ、逆に下限を下回っている場合はその下限値を適用した。また週当たりの労働時間の下限は14時間で、上限は98時間で打ち切っている。

回帰式を使用した。パネル調査を使って純粋な労さて本節の冒頭で、労働時間の時系列の変化を働時間の年次変化をみるには、子どもの有無などみるには、対象個々に特有の要因をある程度コンの個人固有の要因をコントロールする必要があるトロールしなければならないと述べた。子どものことと、それら要因に回帰させることによって逆誕生やその後の子育てに伴う時間は、労働時間のに個別要因が労働時間に与えている影響が分かる長さに直接的に影響を与えるとも考えられる。子からである。その分析結果を示す前に、まず使用どもの誕生といった個々の世帯特有の出来事にもした労働時間のデータについて説明しておく。

かかわらず、対象数がさほど多くないことから、「家計研パネル調査」では、労働時間については、それらが全体の集計値に影響を与えることも予想

次の二つの形式で質問を行っている。一つは週当される。これらのうち、「家計研パネル調査」でたり労働時間を尋ねているもの。もう一つは、１調査し捕捉している要因については説明変数とし日の生活時間のうち何時間を仕事として割り振って代入してコントロールしている。それら説明変ているかを尋ねているものである。また週当たり数の詳細については後述する。

労働時間はその時間を直接聞くのではなく、10個もう１点、労働時間に影響を与える対象個々にの時間枠に分けたものの中からその一つを選ぶ形特有の要因としては、測定誤差と呼ばれる問題が式になっている１）。

ある。家計研パネル調査は実際に働いた夫ではな
7

季刊家計経済研究 2007 AUTUMN No.76

く、その配偶者に調査票の記入を依頼している。

年齢も本人の職階等の代理指標として、労働時そのため夫の正確な労働時間を把握していないケ間と関連がある大きな要素とは考えられる。例えースも含まれている可能性がある。また、それゆば40歳ならば課長相当の仕事が求められるといっえ値がきりのよい時間に丸められてしまう影響がた具合である。ただ、実際、年齢を説明変数に加出やすい。実際、対象期間の延べにして、週当たえた推計もしてみたが、結果はほとんど労働時間

り労働時間については35.2％の回答者が、１日当の水準に影響を与えていなかった。これは、年齢たりの労働時間では30.5％の回答者が連続する２幅が狭いこと、および対象の入れ替えを行ってい年でまったく同じ労働時間を回答している。今ないことが大きな要因であると考えられる。年齢回、週当たり労働時間に補正したため２年間で同幅が狭い場合、１歳の刻みに大きな意味があると一回答をしている者の割合は19.9%まで減少したは考えにくい。同一個人でみた場合、例えば40歳ものの、依然として一定数が存在している。毎から41歳になったからといって、労働時間に大き年、似たような労働時間を回答することは、いわな増減があるとは考えられない。また年齢幅が狭ば回答者の癖のようなものであるから、回答したい上で対象の入れ替えを行っていないことは、年労働時間の年度ごとのばらつきも個人固有の効果

次ダミーの影響との区別がつきにくいことをも意として処理すれば、推計式全体に与える影響をあ味する。なぜならば、次の年の調査になると皆のる程度減じることができる。今回は、その個人間年齢が一様に増えるからである。年次ダミーとののばらつきを確率的な誤差項として回帰式に挿入

識別の難しさは、30歳代前半といった年齢層でカしている。また、労働時間の長さには個人固有のテゴリー化したとしても同様である。最新年ほど、ものだけでなく、産業や企業規模の影響に起因す多くの対象者がより年齢層の高いカテゴリーに入る部分があるとも考えられる。回帰式には誤差項り、逆に若い年齢層は少なくなるためである。こをそれらの階層ごとに分けるマルチレベル・モデ

れらの理由から、今回の分析からは年齢をはずしルを適用した。よって推計に使用した回帰式は以ている。

下のようになる。

さて、回帰式の推計結果をまとめたものが図表−１である。まず、年次変化について確認して

hit=β0+β1t yeart+β2 （I ・）it+β
3 X it+ξj+ν
i+εit

おこう。どのモデルの推計式でも、また多くの年次の係数でも低い棄却域の水準で有意な値が出て左辺のhは労働時間であり、右辺のβはそれぞいる。時系列の変化を視覚化するため図表−１のれの変数に対する係数を示す。yearは年次ダミーModel １の年次ダミーの係数をグラフに書き直しをあらわし、この係数の大きさが平均的な労働時たものが図表−２である。なお、図表−２の縦線は間の年ごとの水準変化を示している。I（・）は係数プラスマイナスの標準誤差の区間である。図１か０の値を返す指示関数で、子どもの有無など

表−２をみると2000年代前半にかけて、労働時間のダミー変数となる。詳細は後述するが、実際にが上昇していることが読み取れる。ピークの2002用いたダミー変数としては、子どもの有無、妻の年には54時間に達し、基準の1998年と比べて2時就業およびその就業形態、親との同居である。X間近く増加したことになる。その後の2003年以降は労働時間に影響を与える連続的な変量であり、は、減少に転じているものの、ほぼ53時間台と依今回の分析では所得のみを使用している。ξは同然として高い水準を維持している。

一産業あるいは企業規模内での誤差、νは同一個

図表−３は参考のために総務省「労働力調査」

人内での誤差、εはモデルでは説明できない要因の10月調査の平均週間就業時間をプロットしたもであり、これも正規分布に従う誤差として扱う。のである。これらは、男性、非農林業の従業者の添字のiは個人、jは産業（企業規模）、tは調査年月末１週間の労働時間を年齢別にまとめたものでを示している。

ある。図表−２（「家計研パネル調査」）と図表−３8

パネルデータにみる夫の労働時間の推移いると思われる。

図表--1 夫の労働時間の回帰分析
Model１Model２切片+
年次ダミー

Model１＋Model２+
所得
子どもの有無52.10 ***

切片

46.75 ***

Model３47.36 ***

Model４Model５

なぜ労働時間はこのよ

Model３+
妻就業

Model３+
親同居

うな動きをしているのだ

47.51 ***

47.39 ***

ろうか。2002年の初頭は（0.99）（1.29）（1.31）（1.32）（1.33）

0.87 *

0.80

0.71

0.71

0.71

（0.99）（0.99）（0.99）（0.99）（0.99）

年次ダミー（1998 年を基準）
1999 年
2000 年ある。景気の変動に応じ1.53 ***（0.56）

2001 年

1.13 ***（0.56）

2002 年

1.86 ***（0.57）

2003 年

1.41 ***（0.57）

2004 年

1.34 ***（0.57）

2005 年

1.17 ***（0.57）

2006 年

1.69 ***（0.56）
1.49 ***（0.56）
2.08 ***（0.57）
1.64 ***

1.50 ***

1.49 ***（0.56）（0.56）

1.28 ***

1.26 ***（0.57）（0.57）

1.85 ***

1.82 ***（0.58）（0.58）

1.42 ***

1.39 ***

1.49 ***（0.56）
1.26 ***（0.57）
1.82 ***（0.58）
1.39 ***（0.58）

期には労働時間が上昇す

0.90

ることになる。図表−２、（0.58）（0.58）（0.59）（0.58）

0.75

0.80

0.75

（0.59）（0.59）（0.59）

時間の上昇は、この事実を反映したものと思われ

0.28

0.35

0.28

（0.59）（0.60）（0.59）

0.01 ***（0.00）
─

0.01 ***

0.01 ***

0.01 ***（0.00）（0.00）（0.00）−3.08 ***

−2.98 ***

−3.09 ***

（0.88）（0.89）（0.88）

る。先行してもともと労働時間が長かった30歳代の労働者に労働時間の長時間化の波が押し寄せて──−0.40─

───

−0.22─

──

─

0.02

─

─

（1.04）
────22566.65

22548.11

22536.15

22538.64*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1

いたことになる。また、景気と労働時間の関係を裏付けるように、厚生労働省の『平成19年版

労働経済白書』で示されて−0.08（0.61）

AIC

３における2002年の労働

1.00 *（0.58）（0.45）

親と同居る。そのため、景気回復

0.94（0.67）

その他の就業形態

働時間での調整が行われ（0.58）

妻の就業状態（無職を基準）パート

り容易に動かしやすい労0.90

0.52─の調整が行われる前によ（0.58）（0.59）

子どもなし

するが、通常、雇用量で1.13 **0.72 **
─て企業の労働需要は変動（0.57）（0.57）
所得（月給、千円）

正規就業

景気が底入れした時期で22539.79

いる「毎月勤労統計調査」の調査結果でも、2002年の第３四半期から所定外労働時間（事業規模５人以上）の対前年同期比が（「労働力調査」）を比較すると、「労働力調査」の上昇し始めている。ただ、「毎月勤労統計調査」

2002年をピークにその後、減少に転じる30歳代ののデータでは2002年以降も所定外労働時間は上昇

動きと「家計研パネル調査」の値はほぼ一致してを続ける。これにはパートタイム労働者等の所定いるといってよい。再述になるが、今回、対象と外労働時間の増加の影響もある。家計研パネル調した夫の平均年齢は2006年の調査時で41.0歳であ査のデータでは、週休２日で換算すれば、１日当る。家計研パネル調査では基本的に対象の入れ替たりの労働時間が11時間近くになっているわけでえはないから、2000年での平均年齢は35歳というあるから、集計値のレベルではこれ以上の上昇はことになる。若干、家計研パネル調査の方が労働ないといえよう。すなわち、今回分析の対象とし時間は長いが、これには1日の労働時間を週当たた30歳代では、2000年初め、労働時間が天井付近り労働時間へ調整したことも少なからず影響してで高止まりの傾向を示しているといってよいだろ9季刊家計経済研究 2007 AUTUMN No.76

次に個々の家庭状況の図表--2 夫の労働時間の年次推移
56

違いを表した変数の結果

時間
53.6

55
53.0

5454.053.2

についてみてみる。使用
53.5

53.4

53.3

したのは、子どもの有無、
52.8

52.1

妻の就業およびその形態、

53

親との同居である。まず、

52

子どもの有無に関しての51影響について述べる。ダ50

ミー変数の基準は子ども49がいる場合においている。
1998

1999

2000

2001

2002
年

20032004

20052006

先に述べたように、子どもがいる世帯では、育児等に割く時間の必要性か

図表--3 非農林業、年齢別、平均週間就業時間（「労働力調査」）

ら労働時間が減少するこ

時間53とが予想された。しかしながら、係数の値をみれ52

ば、子どものいる世帯の51方が3時間程度、労働時間が長いという結果が得ら50

れている。

49

もちろん、子どもの有25〜29歳30〜34歳35〜39歳
40〜54歳

48
47
2000

2001

2002

2003
年

2004

う。

無に関しては、（潜在的な）他の変数からの影響
2005

2006

がないか、さらなる吟味が必要である。一つは年齢層を反映している可能性がある。また、回答が続けて図表−１の他の変数の影響についてみてみ妻の記入によるものであるため、子どもがいないる。所得については、単位は千円であり、対象全場合は夫と一緒にいる時間が長く感じられるかも員が月給で給与を得ている。係数の値をみると所しれない。また、対象の入れ替えがないことによ得が高くなるほど労働時間も増えていることが確

り、最新の調査年度ほど子どもがいる世帯が増加認できる。おおむね、１万円上がると0.1時間上昇する。そのため年次ダミーとの分離が難しいとこする結果となっている。もちろん労働時間の増加ろがある。実際、図表−１をみると、子どもなしは残業代の増加を通じて所得の方向へも影響を与ダミーを追加したことによって、年次ダミーの係えうる。ただ、多くの労働者にとって基本給部分数の標準誤差が近年ほど増大し、係数の値が不安が月給の中で大きな比重を占めているはずであり、定になっている。しかし、どのような留保条件がそのベースとなる所定内労働時間は労働者間で大つくにしても、子どもがいることで労働時間が削きな違いはない。高い所得はその対価として相応減されることはないといえる。さらに図示はしての成果が求められると考えられる。ゆえに、一ついないが、子どもが生まれた世帯に限って、そのの解釈として、高い所得のものほどその成果を実誕生前後の夫の週当たり労働時間の変化を算出す現するために、労働時間が長時間化していることると、中央値で０、平均値で1.1時間の増加となっが考えられる。ている。つまり、労働時間はほとんど変化してい10パネルデータにみる夫の労働時間の推移

明らかな影響を与えては

図表--4 夫の家事・育児時間の回帰分析
平日
切片

0.94 ***（0.07）

休日
3.23 ***

0.93 ***（0.08）（0.25）

いないことになる。ただ、3.54 ***（0.26）

影響力は持っていない。

年次ダミー（1998 年を基準）
1999 年
2000 年
2001 年
2002 年
2003 年
2004 年
2005 年
2006 年

子どもの有無ほどの強い
また、親との同居は夫の0.06

0.06

0.03

0.03

（0.04）（0.04）（0.13）（0.13）

労働時間にはほとんど影

0.05

0.05

−0.20

−0.17

響を与えていない結果が（0.04）（0.04）（0.14）（0.13）

得られている。

−0.03

−0.02

−0.34 **−0.28 **（0.04）（0.04）（0.14）（0.14）

以上をまとめると、夫−0.12 ***

−0.11 **

−0.50 ***

−0.43 ***

（0.04）（0.04）（0.14）（0.14）の労働時間は妻の就業状

−0.06

−0.04

−0.50 ***

−0.39 ***

態や親との同居といった（0.04）（0.04）（0.14）（0.14）

要因には影響を受けない−0.11 **

−0.10 **

−0.84 ***

−0.71 ***

（0.04）（0.04）（0.14）（0.14）

ことが分かった。子ども−0.08 ***

−0.07 ***

−0.83 ***

−0.69 ***の有無に関しては、むし（0.04）（0.05）（0.14）（0.14）−0.10 ***

−0.08 ***

−0.94 ***

−0.77 ***

ろ子どものいる世帯の方（0.05）（0.05）（0.14）（0.14）

0.00

0.00

が夫の労働時間は増加の傾向にある。結局のとこ

0.00 ***

所得（月給、千円）（0.00）（0.00）（0.00）（0.00）

子どもなし−0.56 ***

−0.54 ***

−3.34 ***

−3.14 ***

えているのは景気の影響（0.07）（0.07）（0.22）（0.22）

がほとんどであるといえ正規就業

─

0.03

─

パート─

0.00 ***

妻の就業状態（無職を基準）よう。

─−0.11 **──−0.19 **

─

─

0.08 *（0.05）

p<0.001p<0.001−0.63 **
（0.26）（0.08）

親と同居−0.65 **（0.11）（0.03）
その他の就業形態−0.46 ***（0.17）（0.05）

χ2 検定

ろ、労働時間に変化を与p<0.001*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1

4. 家事・育児時間
前節では夫の労働時間−0.05

は家庭側の要因で調整す（0.17）

る、あるいはできるもの

p<0.001ではなく、景気の要因によってほぼ決定されていることが分かった。それないか、むしろ増加の傾向にある。子どもの誕生

では、家庭側の要因と直接的に結びつくと考えらがあった特別な年でさえ減少に転じないことかられる家事・育児時間についてはどうであろうか。

みても、子どもの存在が夫の労働時間に大きく影

そもそも、夫は家事・育児に携わる時間が妻に比響を与えていないことが確認される。

べて極端に短い。2006年の調査では、就業してい妻の就業およびその就業状態別での影響は、家る妻の家事・育児時間の平均が平日で4.5時間。休事分担の兼ね合いから若干の減少に働くものと事日で6.3時間である３）。一方で夫のそれは平日で0.4前には予想された。特に、ある程度の時間を拘束時間、休日で2.2時間である。それでも労働時間とされる正規就業で妻が就業している場合は、より同様の要因分解を夫の平日、休日の家事・育児時強い結果に働くと思われる。しかし、どの就業形間について行ってみたところ、家事・育児時間の態であっても棄却域10％以下で有意になる係数は配分には家庭側の要因で違いがうかがえた。結果なかった。すなわち、妻の就業が夫の労働時間には図表−４に示している。平日、休日ともに１日11季刊家計経済研究 2007 AUTUMN No.76

図表--5 カテゴリー別、夫の家事・育児時間が０の割合と、平日に関しては家事・育児に関わる時間は年次2004年以降が有意に他の年度に比べて低い値を示
1998年

1999年

2000年

2001年

2002年

平日

53.3%

48.7%

49.6%

53.0%

55.8%

休日19.4%
2003年

19.4%
2004年

16.8%
2005年

22.2%
2006年

22.2%

平日

57.3%

57.3%

58.7%

57.0%

休日

20.8%

23.1%

22.5%

24.5%

子どもの有無子どもありしている。図表−５をみても、０時間の回答の割合が直近の３カ年で増加していることが分かる。
前節でみたように労働時間は2002年以降、増えていなかったため、労働時間増加のあおりを受けた
わけでもないようである。また休日に関しては、子どもなし

ほぼ一貫して減少の傾向にある。対象に入れ替え

平日

53.3%

67.7%

がないため、近年ほど子どもの年齢は高いことに

休日

19.0%

45.2%

就業状態
無就業なる。ゆえに子どもが大きくなって手がかからなくなったことが、近年の家事・育児時間減少の別

正規従業員

パート

その他

平日

53.4%

42.6%

61.7%

68.7%

休日

17.5%

19.5%

28.9%

16.9%の要因として働いていることも考えられる。
夫の所得の影響であるが、平日に関しては有意な結果が得られているが、係数の値が極端に小さ親との同別居別居同居いものでその影響は限られたものであることが分

平日

55.1%

53.3%

かる。ちなみに、図表で0.00となっている数値の休日

19.5%

24.9%

当たりの時間である。
推計の仕方は労働時間の場合とほぼ同じであ

実際は、10万円上昇して12分程度の減少である。
一方、休日に関しては、所得はまったく影響を与えていない。

る。ただ、家事・育児時間については０時間の回

子どもの有無は使用した変数の中では、突出し答が多い。調査期間の延べにして、平日では全体て家事・育児時間に影響を与えている変数となっの54.5%が、休日では21.2%が０時間と答えておた。図表−５をみても、子どものいない世帯ではり、多数の夫が家事・育児に従事していない実態０時間の世帯が多いことが分かる。特に休日に関がある。家事・育児時間の分布を描くと、当然０して、０時間の割合が子どもありの世帯では以下の時間は観測されないので、０のところでち19.0%であるのに対し、子どもがいない世帯ではょうど切断された形状になる。従属変数である家45.2%と顕著な差がある。ただ逆に、子どもの存事・育児時間の分布がこのように切断された形状

在が家事・育児時間を極端に押し上げるというこをしているとき、説明変数とのきれいな対応がととは、子どものいる世帯の家事・育児の中身の大れない。通常、分布の切断があるときは、一般的半が育児ということを示唆している可能性がある。

な回帰ではなく、トービットモデルと呼ばれる手

また、子どものいない世帯は、週当たりの労働時法を適用しその不具合を修正する。本稿でもトー間も短かったことから、睡眠などの生活基礎時ビットモデルを採用している。ただ、このトービ間、あるいは娯楽といったその他の生活時間によットモデルでは、０時間以下の部分を仮想的に考り多く配分されていることになる。

える推定法のため、直感的には解釈しにくい係数

妻の就業の影響は、正規就業の場合、平日に関値が得られることもある。そのため、カテゴリーしては妻が無就業の場合と大きな違いはない。たごとの０時間の割合を併せて提示して、どのようだ、差がほとんどないことから、妻が働いているなカテゴリーの場合に家事・育児時間が少ない傾からといって夫が家事・育児を積極的に手伝う傾向にあるかをみることにする。トービットモデル

向もないと言える。一方、休日に関しては少ないの推計結果を示した図表−４からは、係数の相対結果となっている。妻が正規就業以外の場合、パ的な大きさを把握してほしい。

ートおよびその他の就業形態の場合は、平日、休

さて図表−４から、まず年次の影響をみてみる
12日ともに有意に下げる傾向にある。妻が働いていパネルデータにみる夫の労働時間の推移

ると、なぜ夫の家事時間がかえって低い値になるにともない、30歳代男性の労働時間がさらに長時のか、残念ながら今回の分析結果だけからはうか間化し、その後あまり減少していないことが、同がい知ることはできない。ただ、妻自身が就業し一個人を追跡したパネル調査でも追認されたことている場合、働いている上に家事もこなしているになる。

大変さから、夫の家事に対する貢献度自体を過小さらに、興味深い結果となったのが、子どもの評価している可能性はある。また、子どもが成長有無による労働時間の相違である。子どもがいるし育児に手がかからなくなったため、妻が就業を世帯では家族と触れあう時間の必要性や夫の家していることも考えられる。これは、夫の家事・事・育児の分担増から労働時間が短くなる結果が育児時間がもっぱら育児に充てられているという事前には期待された。しかしながら、実際は子ど推測と整合的である。夫の家事・育児の中身につものいる世帯の方が労働時間は長い結果となっいてはさらなる吟味が必要である。最後に親とのた。一方で子どものいる世帯での夫の家事・育児同居は、労働時間の場合と同様、影響力のない変時間は長いのである。すなわち、平日については数となっている。

睡眠時間等の別の時間を削減して家事・育児時間以上をまとめると、夫の家事・育児時間に関しに充てていることになる。ては年次変化の影響はあるものの、個々の家庭側

このように、夫の労働時間の増減は景気変動のの要因も影響力を持っている。特に大きな影響力影響でほぼ説明がつく結果となり、その長時間労を持つのは子どもの有無についてである。子ども働の実態が強制的なものであれ、自発的なものでがいる世帯での家事・育児時間の増加は、おそらあれ、依然として家庭側の要因では労働時間が調く育児がその主体を占めていると思われる。労働整されない状況にあるといえる。

時間はむしろ子どもがいる世帯の方が長かったことから、その時間の長短は別として、夫も他の生活時間を削って家事・育児には携わっていることになる。もちろん育児としてどのような行動をしているのか、その中身を吟味する必要性は残されている。ただ、残念ながらそのことは「家計研パネル調査」の調査内容からでは把握できない。

5. まとめ以上、30歳代の男性の労働時間、またそれと併せて家事・育児時間についての集計結果を提示した。労働時間については2000年代に入り増加し、2002年にピークを迎えている。その後若干の減少

注1）回答コードは、1．15時間未満 2．15〜21時間 3．22〜34時間 4．35〜42時間 5．43〜45時間 6．46〜48
時間 7．49〜54時間 8．55〜59時間 9．60〜64時間
10．65時間以上、である。
2）休日数の調査をしていない11年度調査から13年度調査にかけては、10年度調査と14年度調査の平均値を入れている。
3）今回の分析対象世帯のみでの平均値である。
文献
厚生労働省編，2007，『労働経済白書』国立印刷局．
田渕六郎，2007，「家族とポジティブ・アクション」田村哲樹・金井篤子編『ポジティブ・アクションの可能性』ナカニシヤ出版，191-212．
矢野眞和，2006，「「社会生活基本調査」への期待」
『統計』
57
（7）
：2-6．

傾向がみられるが、週当たり53時間台というかなり高い水準を維持していることから高止まりの傾向にあるといってよい。この動きは、「労働力調査」とほぼ同様の結果となっている。景気の回復

さかぐち・なおふみ 財団法人 家計経済研究所 研究員。主な論文に「低所得世帯とその属性について」（『季刊家計経済研究』72，2006）。労働経済学専攻。

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