パネル論文

女性の労働と主観的健康感――就業形態・状況別分析

馬場 康彦（明星大学人文学部教授）

近藤 克則（日本福祉大学社会福祉学部教授）

も、これまで議論の対象の一つとなってきたのは、

1. はじめに就業のあたえる影響についてであり、諸説ある。
近年、主観的健康感（self-rated health）とい
う概念が、
老年学
（芳賀他 1984; 藤田・

野 1990;

たとえば、Virtanen et al.（2003）は就業形態を
複数のカテゴリーに区切り、それぞれの主観的健杉澤 1993）・社会疫学（近藤 2004b）などの分

康感への影響を測定した。つまり、終身雇用

野を中心に注目されつつある。これは、「自分の（permanent）や契約社員（fixed-term）、あるい

健康の程度はどれほどだと思うか」についての自は無職（unemployed）といった違いにより、主己評価にもとづいた健康度指標のことである。こ観的健康感に差異が生じているかを検証した。結の指標は生命予後の予測妥当性を持つことが多く果として、就業者のほうが無職の者にくらべて健の研究により明らかにされている（藤田・康状態が高いと評価する傾向を報告している。

野

1990; Ross et al. 1990; Hertzman et al. 2001:
1581）。

一方、負の影響についても論じられている（Williams et al. 1991; Ross and Mirowsky 1992）。

これまで、主観的健康感の高低を左右する要因

負の影響とは、就業は主観的健康感を低下させるについて、さまざまに論じられてきた。我が国でとの論理に立っている。代表的な論説として、就も、身体上の健康状態や精神的な健康状態などが業によって家庭や職場での役割の過多から、スト要因として取り上げられてきたが、その多くは高レスをためこんでしまうという役割ストレイン齢者に着目したものであり（芳賀他 1984 ; 藤（role strain）説が挙げられる。しかし、総じてこ田・野 1990; 杉澤 1993）、本稿のように若年・れまでの研究報告を概観するかぎり、正の影響を

壮年女性を取り上げ家族社会学や家計経済学の視主張する報告のほうが多勢のようである（藤点から社会経済的な側面に着目した例は少ない

田・（例外：馬場・近藤 2003; 馬場・近藤・末盛 2003;

Virtanen et al. 2003）。

馬場・近藤 2004）。これまでの研究では、男性と野 1990; Matthews and Power 2002;

しかし、就業者か無職か（芳賀他 1984）、ある

女性では主観的健康感を規定する要因が必ずしいは職種は何か（藤田・も一致しないという認識がなされ、男女別に分関する因子は、他のいくつかの要因（身体的・精析されることが増えてきている（Power 1991;

神的な要因など）とともに分析されることがあっMatthews et al. 1999; Virtanen et al. 2003）。本ても、それ以上細かな分析はほとんどなされてい稿もその一連の研究の流れをくみ、女性を分析対ない。近年、企業は常勤職よりもむしろパート、象とする１）。

アルバイト、嘱託といった形態を増やす傾向にあ

女性の主観的健康感に注目した研究のなかで野 1990）など就労にる（厚生労働省 2004: 76-77）。そのような状況下
51

季刊家計経済研究 2005 WINTER No.65

する２）。本データでは、初年度（1993年）に全国

図表-１ 主観的健康感と配偶状態
有配偶
主観的健康感
平均
健康％
3.53

89.1

無配偶

から層化２段無作為抽出で24〜34歳の1500人が抽Ｎ

主観的健康感平均
健康％Ｎ出された。第５年度（1997年）には若年層を補う

1362

3.54

766

ために24〜27歳の500人が追加され、さらに本稿

86.7

対象の第11年度には、新たに24〜29歳の836人が加えられた。本稿の分析では、第11年度に追加さでは一口に就業する女性といっても、常勤か否れたサンプルも含めることにした。

か、労働時間数の長さなど多様であり、それぞれ

以下の分析における従属変数は主観的健康感でが主観的健康感に与える影響は異なる可能性がああるが、それを測定するのに２種類のやり方を用る。多様な就業形態・状況において、果たしてどいた。一つは、「ふだんのあなたの健康状態はどのような就業形態・状況が、健康にどのような影うですか」の問いに対する回答「とても健康」

響を与えているのであろうか。

「まあまあ健康」「ふつう」「あまり健康ではない」

そこで本稿では、さまざまな側面から就業とい「まったく健康ではない」の５段階それぞれに５うものを捉え、主観的健康感とのそれぞれの関連点から１点を与え、平均値などを用いる方法であを丹念に探ってゆきたい。まず、就業しているかる（藤田・

どうかといった区分をする。そして次に、就業の場・近藤 2003）。もう一つは、先の質問項目を2

多様性を考慮に入れ、職位（常勤か非常勤か）、

項変数にして使う方法である（Power 1991; Borg

職種、雇用か自営か、労働時間に関して検討してand Kristensen 2000）。つまり、健康か不健康かゆく。

の２項変数にするようカテゴリーを合体させる。

野 1990; Hertzman et al. 2001; 馬

本稿の特徴として、以上の分析をおこなう際、

杉澤（1993）によれば、この「ふつう」と「あま婚姻形態（有配偶か無配偶か）を区別して考え、り健康でない」の間で区分する２カテゴリーが最就業と主観的健康感の関係が異なる可能性に着も説明力が高くなる。そこで本稿では断りのない目する。というのは、有配偶者には夫がおり無限り、「あまり健康でない」と「まったく健康で配偶者には夫がいないため、ソーシャル・ネッ

ない」を合体させ「不健康」とし、「ふつう」をトワークの視点から見ると就業のもつ意味が両上位カテゴリー（「健康」）に合体させた。

者で異なるからである。また、有配偶者にとって就業は収入を得る手段である以上に自己実現

統計的手法は平均に関しては分散分析、割合に関してはカイ２乗検定を用いる３）。

の手段、自らの人的ネットワークを充実させるための場かもしれない。一方、無配偶者にとって就業とは、何よりも生計をたてるための手段

3. 結果

である面が強く、それ以外は２次的なものかも

まず有配偶者と無配偶者の主観的健康感の値をしれない。そこで婚姻形態（有配偶・無配偶）

みておこう（図表-１）。
「平均」は５段階の尺度と別に、就業と主観的健康感の間の関連があるかみなしたときの平均得点を示しており（１〜５

否かを検証する。

点）、値の高いほうが主観的健康感も高いことを意味する。
「健康％」は２項変数でみた場合に、

2. 対象と方法
本稿で使用するデータは、女性のみを対象としそのグループの中で「健康」に該当する人がどれだけいるかの割合である。
図表-１の分析結果から、平均は有配偶・無配偶て継続されている財団法人家計経済研究所の「消のどちらも約3.5点ということで、「ふつう」と費生活に関するパネル調査」データである。本稿「まあまあ健康」の中間レベルにあることがわか

では、2003年に実施された第11年度データを使用る。また、「健康％」も両者はあまり差がなく９52

女性の労働と主観的健康感

次に、有意差のみられ

図表-2 主観的健康感と就業状態
有配偶

無配偶

主観的健康感

主観的健康感た無配偶者に注目して、年齢別にみていくことと

就業状態

平均

健康％

Ｎ

平均

健康％

Ｎ

就業

3.53

89.4

610

3.59 ***

667

する。その目的は、ある

無職

3.43

88.9

752

3.16

89.1***
70.7

99

年齢層ではその傾向が強

注：+P<.10, *P<.05, **P<.01, ***P<.001。
「無職」は休職中、学生、専業主婦をふくむ。
ただし、その大半が専業主婦である。

いといった違いがみられるかどうかを調べるためである。図表-３をみるか

図表-3 年齢別にみた主観的健康感と就業状態（無配偶者）

年齢
24〜29
30〜34
35〜39
40〜44

ぎり、どの年齢層でも就

就業状態

平均

無配偶
主観的健康感健康％

就業3.62 +

90.2

428

無職

3.41

82.1

56

業者のほうが主観的健康
Ｎ

感は高めの傾向にある。
中でも、年齢が上の層では下の層よりも、就業者

就業3.58 *

86.1 *

108

無職

3.00

62.5

16

就業

3.56 ***

90.0 ***

80

無職

2.71

57.1

14

開いており、30代以上の層

就業3.43 *

79.7 **

51

では統計学的に有意な差

2.77

20.3

13

となる。20代での差は平

無職
注：+P<.10, *P<.05, **P<.01, ***P<.001。

と無職者との差が大きく

均で0.2点ほど、割合で8％ほどなのに対し、40代に
図表-4 主観的健康感と職位なると平均で約0.6点、割

有配偶

無配偶

主観的健康感

主観的健康感合では約60％にもおよぶ。

職位

平均

健康％

Ｎ

平均

健康％

Ｎ

常勤

3.61 *

90.5

294

3.64 +

90.5

452

非常勤

3.48

88.7

435

3.51

86.7

210

注：+P<．
10, *P<．
05, **P<．
01, ***P<．
001。
「非常勤」は、パート
・アルバイト、嘱託などを含む。

（2）常勤・非常勤の差
次に、就業していたとしても、勤務形態が常勤か非常勤かで違いが出て割弱ということで、大多数の人が「ふつう」以上

くるのかどうかを検討する（図表-４）。傾向としの健康状態にあると評価している。つまり、平均て、基本的に常勤のほうが主観的健康感は高く、と割合のどちらにおいても有配偶と無配偶であまこれは配偶状態を問わずいえる。ただ、平均値のり差がないといえよう。

比較では有配偶者においてのみ常勤と非常勤の差

以下では、就業に関する諸側面がいかに主観的
健康感と関係しているかをみてゆく。順に、
（１）就
業・無職、
（２）常勤・非常勤、（３）職種、（４）自営・
被雇用、（５）労働時間を対象とする。

は有意であるが、他では同様の傾向はみられるものの、有意レベルには達していない。
さらに年齢別にみてみると、有配偶と無配偶に傾向の違いが出てくる。図表-５は年齢階層別にみたものだが、有配偶と無配偶では常勤・非常勤の（1）就業・無職の差

意味が異なるのがわかる。ほとんどのセルの常就業しているか無職かの違いは、図表-２の通り

勤・非常勤の差異が有意レベルに達していないなである。まず有配偶者についていえば、有意差はかで、有配偶では24〜29歳だけが、一方の無配偶みられない。これは平均・割合ともにいえる。しでは40〜44歳だけが有意レベルに達している（たかし無配偶者では、就業者のほうが無職者よりもだし、これも平均の差のみで、割合では有意とは主観的健康感は高い傾向にある。

いえない）
。
53

季刊家計経済研究 2005 WINTER No.65（3）職種（あるいはホワ

図表-5 年齢別にみた主観的健康感と職位
有配偶

無配偶

主観的健康感平均
健康％3.79 *
93.0 +

常勤

3.46
3.67

非常勤
常勤
非常勤

イトカラー・ブルーカラ

Ｎ
71

主観的健康感
平均
健康％
3.66
90.9

Ｎ
286

84.4
95.1

90
61

3.54
3.54

88.7
86.5

141
74

検討してみたい。つまり、

3.57

86.8

76

3.67

84.8

33

就業していたとしても、

3.65

92.6

68

3.70

94.6

56

どういった職業に就いて

3.48
3.41

91.0
84.0

111
94

3.41
3.61*

86.4
88.9

22
36

いるかで主観的健康感に

3.44
90.5
非常勤
注：+P<.10, *P<.05, **P<.01, ***P<.001。

158

3.00

71.4

14

差が出てくる可能性をみ

年齢

職位
常勤

24〜29

非常勤

30〜34
35〜39

常勤

40〜44

ー）の差
次は職種による違いをるのである。ここで職種といった場合、本人の職種のことをさしており、

図表-6 主観的健康感と本人の職種（職種別）

Ｎ

無配偶
主観的健康感
平均
健康％

有配偶
職

種

主観的健康感平均
健康％

有配偶者の場合も夫のそＮれではない。

自営

3.46

86.3

102

3.43

89.3

28

図表-６は職種別にみた

管理・専門

3.20

80.0

10

3.70

90.0

10

技術

3.84

95.1

82

3.59

89.2

111

主観的健康感の平均と割

教員

3.49

87.8

41

3.57

83.0

47

合の値を示したものであ

事務

3.61

90.5

200

3.70

90.4

303

り、当データで用いられ

技能・作業

3.42

89.2

120

3.56

95.3

43

販売サービス

3.45

88.4

181

3.41

86.8

121

内職

3.53

86.7

15

2.50

50.0

4

た質問紙にならって職種分類してある。結論をいうと、この図表の結果か
ら意味のある解釈をするのは困難といわざるをえ

図表-7 主観的健康感とホワイトカラー・ブルーカラー
職

有配偶
主観的健康感種

ホワイト

ない（平均差の検定では

無配偶
主観的健康感有 配 偶 ・ 無 配 偶 ともに

平均

健康％

Ｎ

平均

健康％

Ｎ

3.64**

91333

3.66**

89.4

471

P<.05ではあるが）
。一定

418

3.43

88.3

196

の傾向があるとも、職種

88
ブルー
3.45
注：+P<.10, *P<.05, **P<.01, ***P<.001。

間で大きな差異がみられるともいいがたい。
そこで、この図表をホ

図表-8 主観的健康感とホワイトカラー・ブルーカラー（「まあまあ健康」「とても健康」のみ対象）
職

種

ホワイト

ワイトカラー・ブルーカ

有配偶主観的健康感無配偶
主観的健康感ラーで括ってみることに

健康％

Ｎ

健康％

Ｎ

する（図表-７）。ホワイ

58.3**

333

63.1***

471

トカラーとは、ここで管

418

46.9

196

ブルー
48.1
注：+P<.10, *P<.05, **P<.01, ***P<.001。

理・専門、技術、教員、事務のことであり、ブルーカラーとは自 営 、 技

さらに、有配偶の常勤女性に焦点をあてると、

能・作業、販売サービス、内職のことである。こ年齢とともに主観的健康感の平均値は低下する傾の分類は、肉体労働主体か頭脳労働主体かとい向にある（P<.05）。40〜44歳の層では逆転し、非う、ホワイトカラーとブルーカラーを定義するそ常勤よりも低くなるほどである。

もそもの区分に基づいている。

54

女性の労働と主観的健康感

図表-9 主観的健康感と自営・被雇用
有配偶

無配偶
主観的健康感平均

主観的健康感
健康％

Ｎ

平均

健康％

Ｎ

3.54

89.9

634

3.61+

89.3

635

86.3

117

3.31

84.4

32

自営・被雇用被雇用

自営
3.47
注：+P<.10, *P<.05, **P<.01, ***P<.001。

図表-10 主観的健康感と週労働時間
労働時間

有配偶

無配偶

平均

主観的健康感健康％

Ｎ平均

主観的健康感
健康％

21未満

3.56

90.1

181

3.53

86.1

36

22〜42

3.49

88.6

359

3.60

89.4

301

43〜54

3.60

91.5

142

3.63

90.7

246

55〜64

3.58

90.3

31

3.63

88.3

60

65以上

3.25

83.3

12

3.29

76.5

17

（時間）

Ｎ

図表-11 無配偶者における主観的健康感と週労働時間（ホワイトカラー・ブルーカラー別）
ブルー
主観的健康感平均

ホワイト
主観的健康感
健康％

Ｎ

平均

健康％

Ｎ

21未満

3.58

84.2+

19

3.47

88.2

17

22〜42

3.69

89.0

209

3.40

90.2

92

43〜54

3.68

91.8

195

3.41

86.3

51

55〜64

3.65

89.2

37

3.61

87.0

23

65以上
注：+P<.10。

2.91

63.6

11

4.00

100.0

6

労働時間
（時間）

図表-７をみると、有配偶・無配偶を問わずホワく。注目すべきは、有配偶と比べた無配偶ホワイ

イトカラーの主観的健康感が比較的高いのがわか

トカラー層における「健康％」の多さである

る。ただ、この傾向は常勤だけにいえるものであ（58.3 vs. 63.1）。

った。結果は示さないものの、非常勤では特にホワイトカラー・ブルーカラーによる主観的健康感（4）自営・被雇用の差との関連はみられなかった。ただし、有意レベル

さて、就業しているとしても、それが勤め（被なのは平均の比較のみである。そこで、主観的健雇用）なのか自営なのかの違いは主観的健康感に康感の２項変数に手を加えたのが図表-８である。

影響をあたえているのだろうか。図表-９がそれをこれはもともと５カテゴリーあるうち、中間カテ検証した結果であるが、それをみるかぎり有配

ゴリーの「ふつう」を「健康」ではなく「不健康」

偶・無配偶ともに、自営か雇用されているかの違のほうに入れた結果である。こうすると、先の平いが有意なものとはいいがたい。なお、「ふつう」

均の比較と同じように、ホワイトカラーはブルー

を「不健康」に入れた検証でもやはり有意差はな

カラーよりも主観的健康感が高い傾向にあった。

かった。

こうして図表-７の平均の比較と同様の傾向がみられたわけだが、図表-８にもう少し注目してみる（5）労働時間（週）の差と、ホワイトカラーとブルーカラーの差異が、有最後の分析として、週あたりの労働時間の影響

配偶よりも無配偶で大きくなっていることに気づを検討してみたい。予想できる傾向といえば、労55

季刊家計経済研究 2005 WINTER No.65

働時間が長いほど健康ではなくなることがある。

第２に、就業形態が常勤であることが高い主観的

しかし、図表-10からはそれを支持するような有意健康感と関連する傾向を示し、有配偶では若年層な結果は有配偶にも無配偶にも見出せず、一定ので、無配偶では高年齢層で有意な差が認められた。

傾向があるようにはみえない。ただし、最長のカフリーターなどの非正社員でなく常勤正社員でテゴリー「65以上」に注目したい。これだけ他よ

働くことがやりがいや毎日の充実につながり、健

り際立って主観的健康感が低くなっているのがわ

康に良い影響を及ぼすだろうと想像できる。まかる。これは平均でも割合でもいえる。

た、常勤正社員としての就業の方がより責任のあさらに、ホワイトカラーとブルーカラーで区別る仕事をする機会は多いと考えられるので、自己してみたところ、有配偶女性では有意な傾向がや効力感など「生き抜く力」（近藤 2004c）を強めはりみられなかった。一方、無配偶者の結果は、る方向に作用する可能性も考えられる。

図表-11の通りである。図表-10でみられた65時間

有配偶者若年層では、夫にサポートしてもらっ以上の層の主観的健康感の低さがホワイトカラーており、かつ子どもがいない（少ない）状況があにおいてみられ、ほぼ有意レベルに十分達しているので、本人の就業は生活する糧を得るためといた（P=.051）。

うより自己実現などの意味合いが強い可能性がある。これが有配偶者において常勤と非常勤の間の4. 考察

差が、若年層でより顕著であった理由として考えられる。また、有配偶者の常勤においてのみ、主

今日の就業状況は職位・職種・労働時間などに

観的健康感の平均値は年齢とともに有意に低下す

おいて多様であることをふまえ、以上の分析ではる傾向にあった。これは、家庭内での役割が増え

それらがいかに主観的健康感に影響しているかをるにつれて常勤であることが負担となってくるこ

検討してきた。ただし、本論は横断的分析であるとを意味するかもしれず、実際40〜44歳の層ではため、因果関係について論じるには慎重にならね

非常勤女性の方が主観的健康感は高くなっていばならない。そのことに配慮しつつ、ここで得らた。家族と職場の両方での役割が負担になるといれた諸知見をつなぐ形でまとめてみたい。
まず第１に、就業しているか否かに関しては、
夫からのサポートがない無配偶の女性においてのった、「役割ストレイン」（参考：藤田・野

1990; Matthews and Power 2002）の説明のおよ
ぶところかもしれない。

み、無職であることと主観的健康感が低いことの他方で、無配偶女性には違った論理で正社員で間に有意な関連が認められた。そもそも就業してあることの意味があらわれていそうだ。それは若いることが正の影響を及ぼす一つの経路として考いころよりも、年齢が高くなってからである。彼

えられるのは、ソーシャル・サポート・ネットワ

女たちにおいては40歳を過ぎても非常勤職に就いークである。我々がすでに報告したように（馬ていると、たとえば老後の設計をする際などに経場・近藤 2004）、有配偶者においてすらソーシャ

済的安心感に欠けていることを痛感するのかもし

ル・ネットワークの規模が大きくなるほど、主観れない。

的健康観は有意に高まる。人と接することで気晴第３に、ホワイトカラー職に就いていることもらしとなる、精神的サポートが得られることが、また、高い主観的健康感と関連していた。これは健康に影響を及ぼすといった効果である（関連：

先行研究と同様であった（Power 1991; Borg andMatthews and Power 2002; 近藤 2004a）。これがKristensen 2000）。ブルーカラーは身体を使うこ

無職の場合、夫からのサポートがないことに加えとが中心の職が多いため、病気・けが・体調不調て職場の人間関係から得られるサポートを日常的などが生じやすくなり、そのために主観的健康感に得ることが難しくなるため、健康に負の影響がが低下すると考えられる。

出ると推定できる。
56

この傾向は配偶の有無にかかわらずみられたが、

女性の労働と主観的健康感

とりわけ無配偶者において大きかった。また、非をふまえ、より詳細に就業と健康の関連を探った

常勤では特にホワイトカラー・ブルーカラーによことにある。就業形態・状態と主観的健康感の関る主観的健康感との関連はみられなかった。無配連を多角的に検討した結果、概して就業、常勤、

偶者のほうが仕事に打ちこみやすく、あるいは常ホワイトカラー、労働時間が65時間未満は、女性勤の方が責任ある仕事を任されやすい（と考えらの健康にとって正の効果があり、婚姻状態によりれる）ため、ホワイトカラーの利点を享受して、効果が異なる傾向は確認できた。有配偶者にとっ主観的健康感も高くなるのだろうか。有配偶女性ては、常勤であること、ホワイトカラーであるこにとって、ホワイトカラーで働くことと、家庭のとが主観的健康感と正の関連があった。一方、無役割をこなすことの両立は「役割ストレイン」を配偶者においては、これらに加え、就業することもたらす可能性を示唆しているのかもしれない。

そのものと正の関連が示され、年をとるとその関第４に、通勤時間や休暇の取りやすさなどにお連は強くなった。無配偶者ではもちろん、有配偶

いて、自営のほうが主観的健康感に正の影響を与者でも、無職の者に比べ就業者の方が社会的ネッ

えるとも予想できたが、結果はそうではなかった。

トワークの規模が拡大するのに有利と考えられる。

逆に、経済的な心労においては自営の方が自己責

有配偶者においてすらソーシャル・ネットワーク

任は大きく、不安が強まるのかとも想像できたの規模が大きくなるほど、主観的健康観は有意にが、それも結果に反映されなかった。自営には、高まること（馬場・近藤 2004）からも、常勤な多様な状況が混在しており、かつ自営も勤めもさどより安定した人間関係が得られやすい就業者にまざまな面で一長一短あり、今回の結果からはどおいて主観的健康感が高いという関連は説明可能

ちらが主観的健康感に正（あるいは負）の影響をである。
さて最後に、主観的健康感の測定法についてふ

強くあたえるとはいいきれない。
第５に、長時間労働は行き過ぎた場合に、負のれておきたい。先の分析のなかで、割合では有意側面をみせるのかもしれない。それは分析結果か差が出ないが、５段階得点では出たケースがあっら、週に65時間をこえる人々に適用されそうであた（図表-４、図表-７、図表-８など）。しかし、る。ここで、わが国で労災と認められる過労死のその逆はほぼなかった。そのことは、５段階尺度

例を思いだされたい。裁判において過労死と認定が微妙なニュアンスを捉えているという利点としされた労働時間は、週あたり70時間強であったて理解できる。ただし、２項変数による割合では（近藤 2004d: 22）。今回のデータでは、区分する

有意とならないわずかな差異も読みとってしまいと例数が少なくなるためそれに相当するカテゴリ

鋭敏すぎるという欠点ともとれる。そのわずかなーはつくらなかったが、「過労」と法的に認定さ違いはどこまで有意義なのか、むしろ２項変数でれる時間数を70時間ほどとするならば、「65時間」

捉えられる程度の差異こそが実際には重要なのかより短い時間数ではさほど主観的健康感に差が生もしれない。

じないものの、70時間に近いところになると負の５段階尺度を使用する場合、たとえば５と４に影響も考えられるのではなかろうか４）。その傾向

どれほど質的な違いがあるのかなど、もっと議論

は、とりわけ無配偶のホワイトカラー女性に顕著を重ねる余地がある。ある人はなぜ５ではなく４だとの結果であった。家庭との両立という役割スを選ぶのか、その意味を知ることが重要となろう。

トレインから逃れていても、家族によるソーシャ

今後は質的な聞き取りなどで、それを実現できる

ルサポートを欠いた無配偶者では、限界点を超え可能性はあると思われる。一方、２項変数を使用た場合に主観的健康感への悪影響が出やすいことする場合、「ふつう」というカテゴリーをどちらは想像にかたくない。

にふくめるかが問題となろう。実際、本稿でも基野 1990;

本は「ふつう」を「健康」のほうに含めていた

Matthews and Power 2002; Virtanen et al. 2003）

が、図表-７や図表-８のようにそれでは見落とし

本研究の意義は、先行知見（藤田・57季刊家計経済研究 2005 WINTER No.65てしまう情報もある。
こういった２つの形で主観的健康感を併記した
報告はあまり類がなく、どちらかのみのことがほ
とんどであった（例外：杉澤 1993）５）。２つの主観的健康感の分析方法にはそれぞれ長所と短所がある。今後も検討が必要な課題である。

5. 結び
本稿での知見は、女性が就業すること、常勤やホワイトカラーであることなどの肯定的な側面を示すことになった。女性の就業を推進する立場の政策を支持する結果といってよい。そこで、政策面からの少々の論考を加え、本稿の結びとしたい。
現在の日本において就業形態が多様になっているのは、不況と関連しているというのが政府の見解などで示されている（厚生労働省 2004: 76-77）。
つまり、常勤としての雇用が減らされているが、それは企業の人件費削減のためというのが理由の一つだという。こういった事態に対して政府は施策を講じており、正社員を増やすためのワークシェアリングの奨励などはその一例である。
それらの施策の意義は経済的財政的側面からみたものが多い。たとえば若年層の経済状態を改善するためであり、少子高齢化社会の支え手としての女性の労働力を期待するためだったりする。
しかし、本稿の結果は若年層の就業を確保する
ことに、もう一つ重要な意味を与えてくれる。つまり、若年女性の健康維持という意義である。と
くに無配偶女性の就業は、本稿の結果の中では強く主観的健康感と関連していた。それだけでな
く、常勤として働くことがいかに健康と関係しているかも見出された。
つまり、女性の就業を確保する意義は経済的財
政的な意味合いだけではなく、健康状態の改善に寄与する可能性が示されたのである。
＊本研究は、科学研究費補助金（14310105）を受けた研究成果の一部である。

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注
1）
これまでの報告では、たとえばMatthews et al.（1999）
によって、女性は社会階層の影響が主観的健康感に反映されやすいことなどが指摘されてきた。
2）前年度までのデータは、本稿での分析対象外とした。
つまり、本稿は2003年度データを用いた横断的分析である。
3）回帰分析を用いない理由は、互いに関連しあっていると思われる変数が多く、一度に回帰式に入れても意義のある結果が出にくいためである。
4）「65以上」を１つのカテゴリー、ほか64以下をもう１つのカテゴリーにまとめて、その2つで主観的健康感に有
意な差が生じるかどうかも試したが、結果は有意レベルに達しなかった。これは65以上に該当する人数が少ないことによる可能性が高いと思われる。
5）ただし、杉澤（1993）は就業という要因を対象に、この両方の形で分析してはいない。
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ばば・やすひこ 明星大学人文学部教授。主な著書に『現代生活経済論』（ミネルヴァ書房，1997）。生活経済論、高齢者福祉専攻。
こんどう・かつのり 日本福祉大学社会福祉学部教授。
主な論文に「要介護高齢者は低所得層になぜ多いのか」（『社会保険旬報』2073，2000）。社会疫学、医療サービス研究専攻。

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