WEB Journal『年金研究』No. 12

短時間勤務制度が母親の就業に与える影響平河 茉璃絵公益財団法人 年金シニアプラン総合研究機構 研究員【 記 事 情 報 】
掲載誌：年金研究No.12

pp. 29-53

ISSN 2189-969X

オンライン掲載日：2020 年 1 月 28 日
掲載ホームページ：https://www.nensoken.or.jp/publication/nenkinkenkyu/
論文受理日：2019 年 12 月 19 日

論文採択日：2020 年 1 月 24 日

DOI：http://doi.org/10.20739/nenkinkenkyu.12.0_29
要旨
本研究では、2009 年に改正され 2010 年に施行された改正育児・介護休業法が、第一子出産後の母親の就業確率にどのような影響を与えたか分析した。分析の結果、①出産 1 年
前に民間企業の正社員として働いていた女性のうち、2010 年以降に出産した母親において出産 1 年後の就業確率が上昇していること、②「子どもが小さいうちは、特に 3 歳までは母親が子どものそばにいて、育児をすることが子どもにとって一番望ましい」という価値観をコントロールしても、2010 年以降に出産した女性の出産 1 年後の就業確率が上昇していること、の 2 点がわかった。さらに、出産 1 年前に勤めていた企業の従業員規模別（100人以上、100 人未満）に分析した結果、出産 1 年前に 100 人以上企業に勤めていた女性において、2010 年以降に第一子を出産した女性で就業確率が大きく上昇したことを示した。
2009 年の育児・介護休業法の改正では、父母ともに育児休業を取得した場合に育児取得可
能期間が 1 歳から 1 歳 2 か月まで延長できる「パパママ育休プラス」が制定され、短時間勤務制度・所定外労働の制限が義務化された。2010 年以降に第一子が生まれた父親の育児休業取得率は非常に低い。よって、2010 年以降における女性就業率上昇の要因の１つとして、短時間勤務制度や所定外労働の制限の義務化による子どもをもつ女性の働きやすさの向上が考えられる。

１．はじめに
少子高齢化による労働力不足が懸念される今日の日本において、年金制度を安定的に維持していくためには、女性の活躍促進が重要な課題だ。女性の雇用促進のためには、出産・育児と仕事の両立を可能にするための育児支援施策の充実が必要不可欠である。日本では、
1992 年 4 月に施行された育児休業法（現在は育児・介護休業法）をはじめとして、種々の育児支援施策の充実が図られてきた。
1992 年の施行以来、育児・介護休業法は何度か改正が行われ、その度に制度の拡張が試みられた。その中でも、近年の大きな改正は 2009 年の改正である。2009 年の改正は、以29

下の２点が特徴として挙げられる。第 1 に、父親の育児休業取得増加を目的とした改正が行われた。具体的には、配偶者が専業主婦・専業主夫の場合に育児休業の取得を不可とすることができる制度が廃止された。また、従来は原則として育児休業取得可能期間は子が1 歳になるまでの期間であったのに対し、父母共に育児休業を取得する場合、育児休業取得可能期間を子が 1 歳 2 か月になるまでに延長した（パパママ育休プラス）。第 2 に、幼い子供を養育する労働者に対する、労働時間の短縮を図るための制度が整備された。労働時間短縮のために整備された制度は、主に２つだ。1 つは、所定労働時間を 6 時間未満とす
る所定内労働時間の短縮が、従来の選択的措置義務1から単独措置義務に変更されたことだ。
2009 年以前は選択的措置義務の選択肢の 1 つにすぎなかった所定内労働時間の短縮が、2010 年以降は設置が義務化された。もう 1 つは、所定外労働制限の創設だ。2010 年以降、
3 歳未満の子をもつ労働者が申し出た場合、事業主は当該労働者に所定時間を超えて労働させることができなくなった。
図１では、2000 年から 2015 年にかけて、最年少の子供の年齢別に全体の世帯数に対する共働き世帯の割合を示した。全体として共働き世帯の割合は上昇傾向にあり、特に最年少の子どもが未就学児（0～2 歳、3～5 歳）において、2010 年以降の共働き世帯割合の上昇が大きい。最年少の子どもが未就学児の世帯では、2005 年から 2010 年にかけて共働き世帯割合が約 2～５パーセントポイント、2010 年から 2015 年にかけては約 8 パー
セントポイント上昇している。特に、2005 年から 2010 年にかけては、最年少の子ども
が 0～2 歳の子どもでは共働き世帯割合が約５パーセントポイント上昇しており、最年少の子どもが３歳以上の世帯と比較して共働き世帯割合の上昇が大きい。2010 年には、先述のように育児休業や、3 歳未満の子供をもつ労働者が対象となる労働時間に関する制度改正が行われた。2010 年に施行された改正育児・介護休業法は、幼い子をもつ母親の就業にどれほど寄与したのか。本研究の目的は、改正育児・介護休業法が母親の就業に与えた影響をできる限り明らかにすることである。
本研究では東京大学大学院経済学研究科が実施した「『少子高齢化社会における家族・出生・仕事』に関する全国調査」の個票データを用いて分析を行う。本研究に用いるデータの特徴は、子どもをもつ全ての回答者について、出産前後の就業状態を尋ねている点だ。
従来の研究では制度の対象であっても調査開始時点で無業の女性や、調査開始時点において子供が制度の対象外となった女性については分析対象から除いていた。本研究ではそのような女性についても分析対象に含めて分析する。また、従来の研究では、母親や父親がもつ価値観が考慮されていなかった。しかし、母親が働くかどうかは、母親や父親が子育てや仕事に対してどのような価値観をもつかに大きく依存するだろう。そこで、本研究では子育てと仕事に関する価値観（子どもが小さいうちは、特に 3 歳までは母親が子どものそばにいて、育児をすることが子どもにとって一番望ましい）をコントロールした上で、2010 年の育児・介護休業法改正が女性の就業に与えた影響を分析する。

1 選択措置義務とは、事業主に対して短時間勤務制度、フレックスタイム制、始業・就業時間の変更等の中からどれか

1 つの設置を義務付けること。

30

図１

最年少の子供の年齢別・共働き世帯の割合

注）総務省『国勢調査』より筆者作成

本稿の構成は以下の通りである。2 節では、育児支援施策と女性就労に関する先行研究について述べる。３節では、日本における育児と仕事の両立支援施策の変遷として、育児・介護休業法の変遷を概観する。４節では、本研究で使用する「『少子高齢化社会における家族・出生・仕事』に関する全国調査」の個票データの平均値を用いて、出産 1 年後の女性の就業状態の変化を、出産年カテゴリ別に示す。５節では推定モデルについて説明する。
６節では分析結果を示し、結果を考察する。７節でまとめを行う。
２．先行研究
育児支援施策が母親の就業に与える影響を分析した研究は多い。中でも、育児休業制度
が女性就業に与える影響を分析した研究が多く、育児休業制度の充実は母親の就業復帰を促進させる効果があることを示している（たとえば、Lalive and Zweimüller (2009)、Baumand Ruhm (2016)など）。一方、短時間勤務制度が母親の就業に与える影響を分析した研究
は、海外ではそれなりに蓄積がある（例えば、Taehyou (2012)、Kelle et al. (2017)、Del
Boca et al. (2009)、Fernández-Kranz and Rodríguez-Planas (2014)、de la Rica and Gorjón(2016)）ものの、日本では少ない（例えば、深堀 (2012)、永瀬 (2014)）。
海外の研究において、日本の短時間勤務制度に近い制度を扱った研究として、de la Rica
and Gorjón (2016)が挙げられる。de la Rica and Gorjob (2016)は、スペインで 2000 年施行の法改正により 6 歳未満の子をもつ労働者が労働時間を減らすことができるようになったことを利用して、①法改正によって、6 歳以下の子をもつ母親の短時間労働が増えたか、②法改正によって、6 歳以下の子をもつ年齢階級の女性において、短時間労働の権利を有さない雇用形態である有期雇用が増えたか、の 2 点を分析した。その結果、短時間労働の権利を有する無期雇用の女性において、6 歳以下の子を持つ女性の短時間労働が増加した
ことを示した。その一方、6 歳以下の子をもつ年齢階級にあたる 25～44 歳の子をもたない
女性において、有期契約での雇用が増加したことも示した。
日本においては、深堀 (2012)と永瀬 (2014)が 2010 年の短時間勤務制度が母親の就業に与える影響を分析している。深堀 (2012)は『日本家計パネル調査（JHPS）』を用いて、331

歳未満の子をもつ女性の離職が減少したかを分析した。その結果、短時間勤務制度の導入
により、3 歳未満の子をもつ女性の離職が減少したことを示した。一方、『21 世紀成年者縦断調査』を用いて分析を行った永瀬 (2014)は、短時間勤務制度は正社員女性の第一子出産
後の就業継続に効果がないことを示した。日本における研究では、短時間勤務制度が女性の就業に与える効果の結論が一致していない。日本において、短時間勤務制度が母親の働きやすさに寄与しているか否かを検証することは、今後の育児支援施策を検討する上で重要である。
３．日本における育児と仕事の両立支援施策
本節では、近年の日本における仕事と育児の両立支援施策について概観する。1992 年に育児休業法（現在は育児・介護休業法）が成立し、育児休業が法的に認められて以来、何度かの法改正を経て母親が職場復帰しやすい環境や、母親が職場復帰したあとに働きやす
い環境の整備が試みられてきた。育児・介護休業法で保障されている、子をもつ労働者の権利は、①育児休業制度、②就業時間の短縮・制限、③子の看護休暇に大分できる。ここでは、特に①育児休業制度と②就業時間の短縮・制限に関して概観する。育児・介護休業法の改正による制度の変遷全体については、図２の通りである。
３.１ 育児休業制度
1991 年に育児休業法が成立し、1992 年に同法が施行されたことにより、1992 年 4 月 1日から育児休業制度が法制化された。2004 年以前は期間を定めて雇用される者（有期契約労働者）は育児休業制度の対象外であった。しかし、2005 年以降は一定の条件を満たす有期契約労働者も育児休業制度の対象となった2。
1992 年から現在に至るまで、取得可能な育児休業期間は、原則として 1 年間（子が 1 歳になるまで）と定められている。ただし、職場復帰後に子どもを預ける保育所が見つからない場合は育児休業期間を延長することができる。2005 年から 2015 年までは、子どもが1 歳 6 か月になるまで育児休業期間を延長することができた。2016 年以降は、育児休業期
間を延長することができる子の年齢が、1 歳 6 か月から 2 歳までに延長された。
また、父親の育児休業取得促進を目指して、2009 年の育児・介護休業法の改正により、2010 年以降、父親と母親のどちらも育児休業を取得する場合、子が 1 歳 2 か月になるまで
育児休業の取得を認める「パパママ育休プラス」が定められた3。
３.２ 就業時間の短縮・制限
就業時間の短縮・制限の制度として、育児・介護休業法では①所定内労働時間の短縮（育児）、②所定外労働の制限、③時間外労働の制限、④深夜業の制限、が定められている。ここでは、①所定内労働時間の短縮と②所定外労働の制限について概観する。③時間外労働

2 2005 年の改正では、 (1)勤続 1 年以上であること、(2)子が 1 歳に達する日を超えて雇用関係が継続することが見込

まれること、(3)子が 1 歳に達する日から 1 年を経過する日までに労働契約が満了し、更新されないことが明らかでない
こと、の 3 点を全て満たせば有契約雇用者も育児休業制度を利用できるようになった。2016 年の改正では (1)勤続 1 年以上であること、(2)子が 1 歳 6 か月に達する日までに労働契約が満了し、かつ契約の更新がないことが明らかでないこと、の 2 点を満たせば育児休業制度を利用できるようになった。
3 パパママ育休プラスを利用しても、育児休業期間は原則として 1 年間であることは変わらない。

32

の制限と④深夜業の制限の変遷に関しては、図２を参照されたい。
①所定内労働時間の短縮（育児）については、1992 年 4 月の育児休業法成立時に育児休業制度と共に創設された。現在に至るまで、制度改正が 2002 年と 2010 年の 2 度行われた。2002 年の制度改正が行われる以前は、事業主は子が 1 歳未満の従業員に対して、短時間勤務（所定内労働時間を 6 時間に短縮する制度）、フレックスタイム制、始業・終業時刻の変更等から 1 つを選択して設置する義務を課された（選択的措置義務）。2002 年 4 月より、選択的措置義務は変わらないまま、対象が 1 歳未満の子をもつ従業員から 3 歳未満の子をもつ従業員に拡張された。所定内労働時間の短縮において大きく変わったのは、2010
年の制度改正である。2010 年 7 月より、常時 101 人以上を雇用する事業主に対して、3 歳未満の子をもつ従業員への短時間勤務制度設置が義務化された（単独措置義務）。2012 年
7 月からは、常時 100 人以下を雇用する事業主も短時間勤務制度の単独措置義務の対象となった。短時間勤務制度の対象となる労働者は、(1) 3 歳に満たない子を養育する労働者であること、(2) 1 日の所定労働時間が 6 時間以下でないこと、(3) 日々雇用される者（日雇い労働者）でないこと、(4) 短時間勤務制度が適用される期間に現に育児休業をしていない
こと、(5) 労使協定により適用除外とされた労働者でないこと、の(1)～(5)に全て当てはまる労働者である。(1)～(5)の条件に全て該当すれば、有期契約雇用者も短時間勤務制度を利用できる4。
②所定外労働の制限は、3 歳未満の子を養育する従業員が申し出た場合には、その事業主は所定外労働時間を超えて労働させてはならない、という制度だ5。この制度は 2010 年
7 月より新たに創設された。所定内労働時間の短縮と同様に、制度の導入時期が企業規模によって異なる。従業員規模が 101 人以上の事業主については、2010 年 7 月より改正が適用された。一方、従業員規模が 100 人以下の事業主については、2012 年 7 月より改正が適用された。

4 ただし、 (1) 当該事業主に引き続き雇用された期間が 1 年に満たない労働者、(2) 1 週間の所定労働日数が 2 日以下の労働者、(3) 業務の性質または業務の実施体制に照らして、短時間勤務制度を講ずることが困難と認められる業務に従事する労働者については、労使協定により短時間勤務制度の対象外となりうる。
5 所定内労働時間の短縮と同様に、日雇労働者は制度の対象外である。また、所定外労働制限の対象となる場合でも、(1) 当該事業主に引き続き雇用された期間が 1 年に満たない労働者、(2) 1 週間の所定労働日数が 2 日以下の労働者については、労使協定により所定外労働制限の対象外となりうる。

33

図２ 各育児支援施策の変遷
育児休業制度

所定内労働時間の短縮 所定外労働時間の制限 時間外労働の制限

深夜業の制限子の看護休暇

1992年
1993年

・子が1歳未満まで取

1994年

得可能

1995年

女性保護規定クスタイム、始業就業

1997年
1998年

女性保護規定・短時間勤務、フレッ

1996年
1歳まで取得可能

1999年

時間変更等から事業主が選択して実施（選択的措置義務）

2000年

激変緩和措置

2001年
2002年
2003年

・努力義務5日

2004年
2005年

・保育所に入れない場合 ・子が3歳未満まで取2006年

は1歳6か月まで取得可能 得可能

2007年
2008年

（原則は1歳まで）

・選択的措置義務・形成権5日・有期契約労働者の育休取得が可能に（一定の要2009年

小学校入学まで件を満たした場合のみ）小学校入学まで適

2010年
2011年
2012年
2013年
2014年

適用可

用可
父母ともに休業する場合は1歳2か月まで取得可能（原則は1歳まで）（パパママ育休プラス）・子が3歳未満まで利用可能
・事業主に対して、所 ・子が3歳未満まで利定労働時間を6時間と用可能する制度の措置を義務

2015年
2016年

・保育所に入れない場合 化（単独措置義務）

2017年

は子が2歳になるまで取得

2018年可能（原則は1歳まで）・形成権（年5日）
・子が2人以上の場合は年10日

４．出産 1 年後の母親の就業
４.１ 使用するデータ
本研究では、2018 年 1 月に東京大学大学院経済学研究科が実施した「『少子高齢化社会における家族・出生・仕事』に関する全国調査」の配偶者票の個票を用いて分析する。この調査は住民基本台帳をもとに無作為抽出された全国の 18～49 歳の男女を対象に行われた。質問項目は、「ふだんの生活、仕事」、「子ども」、「家族・介護・健康」、「結婚・出生」、「所得・消費」、「住宅・資産」の６つに大分される。
「子ども」のセクションでは全ての子どもについて、出産 1 年前の働き方、出産 1 年前に勤めていた企業の従業員規模、出産 1
年後の就業状態、育児休業取得の有無、（出産 1 年後に働いていた場合）子育て支援制度6の有無、利用の有無を尋ねている。本研究では、これら設問を用いることで、短時間勤務制度が女性の就業を促進させる効果があるか否かを検証する
本研究では、配偶者票の回答者のうち、①子どもがいる、②出産 1 年前に母親が就業していた、の２つの条件を満たす回答者を対象に分析を行う。配偶者票全体の標本サイズは1614 世帯である。このうち、①と②の条件を満たす最終的な標本サイズは、578 世帯である。
6 調査している子育て支援制度は、「子の看護休暇」、「時間外労働の制限」、「深夜業の制限」、「勤務時間の短縮等」の 4種類である。

34

４.２ 出産 1 年後の母親の就業回帰分析を行う前に、本項では本研究で用いるアンケート調査の個票データの平均値を用いて、第一子出産年を①1999 年以前、②2000～2004 年、③2005～2009 年、④2010～2014 年、⑤2015 年以降の 5 つのカテゴリに分類し、出産 1 年後の母親の就業状態を概観する。
図３

第一子出産年別・出産 1 年後の母親の就業率

母親の出産 1 年後の就業率は、図３の通りである。図中の n は、各出産年カテゴリ全体の標本サイズである。1999 年以前に第一子を出産した母親の第一子出産後の就業率は33.33%である。2000 年代に第一子を出産した母親の就業率は、2000～2004 年に出産した
母親で 41.67％、2005～2009 年に出産した母親で 42.55％だ。1999 年以前に第一子を出産した母親と比較すると、2000 年代に第一子を出産した母親の就業率は約９パーセントポ
イント高い。一方、2010～2014 年に第一子を出産した母親の出産 1 年後の就業率、2015
年以降に出産した母親の出産 1 年後の就業率はそれぞれ 54.25％、54.37％である。2000 年
代に第一子を出産した女性と比較すると、2010 年以降に第一子を出産した女性の方が約12 パーセントポイント出産 1 年後の就業率が高い。
さらに、出産年カテゴリ別、出産 1 年前の就業形態別（民間企業・正社員、官公庁・正社員、非正規社員）に出産 1 年後の就業率を表したのが、図４、図５、図６である。

35

図４

出産 1 年前に正社員の女性の第一子出産 1 年後の就業率

図５

出産 1 年前に官公庁に勤めた女性の第一子出産 1 年後の就業率

図６

出産 1 年前に非正規社員の女性の第一子出産 1 年後の就業率

図４は出産 1 年前に民間企業の正社員だった女性の出産 1 年後の就業率、図５は出産 1
年前に官公庁の正社員だった女性の出産 1 年後の就業率、図６は出産 1 年前に非正規社員だった女性の出産 1 年後の就業率を示している。出産 1 年前に非正規社員だった女性の第一子出産後の就業率と出産 1 年前に官公庁で正規社員として働いた女性の第一子出産後の36

就業率がほぼ横ばいなのに対し、出産 1 年前に正規社員だった女性の第一子出産後の就業率は、出産年カテゴリで変化が大きい。特に、1999 年以前から 2005～2009 年に第一子を出産した女性の出産 1 年後の就業率の上昇と比較すると、2010 年以降に第一子を出産した
女性の出産 1 年後の就業率の上昇が大きい。2005～2009 年に第一子を出産した女性の出
産 1 年後の就業率が 44.16%に対し、2010～2014 年に第一子を出産した女性の出産 1 年後の就業率は 74.12％、2015～2018 年に第一子を出産した女性の就業率は 58.46%だ。1999
年以前から 2009 年までの変化と比較すると、2010 年以降に第一子を出産した女性で出産
1 年後の就業率が大幅に上昇しているのがわかる。
2010 年以降は、育児・介護休業法の改正により、父親と母親が共に育児休業を取得すると育児休業取得可能期間が 1 歳から 1 歳 2 か月までとなる「パパママ育休プラス」が制定された。また、所定内労働時間の短縮・所定外労働の制限が義務化された。出産 1 年前に民間企業の正規社員として勤めた母親の就業率の変化は、このような育児・介護休業法の改正の影響を受けた可能性がある。
５．モデル
基本的な推定モデルは、以下の通りである。
work i = 𝛽0 + 𝛽1 𝑏𝑖𝑟𝑡ℎ𝐶𝑜ℎ𝑜𝑟𝑡𝑖 ∗ 𝑝𝑟𝑒𝑓𝑖𝑟𝑚𝑓𝑒𝑚𝑎𝑙𝑒𝑖 + 𝛃𝐗 + u(1)

添え字 i は個人を表す。被説明変数 work は、第一子出産 1 年後に女性が働いていれば
１、働いていなければ０をとるダミー変数である。X はコントロール変数を表す（第一子
出産時の母親の年齢、第一子誕生 1 年前に父親が無業ダミー、第一子誕生 1 年前の父親の勤め先従業員規模、結婚時における祖父母との同居の有無、夫妻の教育水準、価値観に関する設問回答者が女性ダミー）。出産 1 年後の母親の就業分析をする場合、出産 1 年前の夫妻の所得、保育の利用のしやすさに関する変数をコントロールする必要がある。本研究では夫の所得の代理変数として第一子誕生 1 年前の夫の勤め先従業員規模（100 人未満企業、100 人以上企業、官公庁）を用いる。また、保育の利用のしやすさの指標として、結婚当時に夫もしくは妻の親と同居していれば１、夫妻どちらの親とも別居していれば０をとるダミー変数を用いる。
𝑏𝑖𝑟𝑡ℎ𝐶𝑜ℎ𝑜𝑟𝑡は第一子出産年のカテゴリである（1999 年以前、2000~2004 年、2005～2009
年、2010～2014 年、2015～2018 年）。また、𝑝𝑟𝑒𝑓𝑖𝑟𝑚𝑓𝑒𝑚𝑎𝑙𝑒は出産 1 年前の女性の就業形態カテゴリを表す（民間企業・正社員、官公庁・正社員、非正規雇用）。本研究で着目するのは、𝑏𝑖𝑟𝑡ℎ𝐶𝑜ℎ𝑜𝑟𝑡と𝑝𝑟𝑒𝑓𝑖𝑟𝑚𝑓𝑒𝑚𝑎𝑙𝑒の交差項の係数である。第一子出産 1 年前に民間企業の正社員として働いていた女性のうち、2010 年以降に出産したか、2009 年以前に出産したかで出産 1 年後の就業状態に違いが出るか分析する。
出産 1 年後に働きたいと考える女性は、もともと就業意欲の高い女性である可能性がある。表１は出産年カテゴリ別に、夫妻のうち一方が、「夫は外で働き、妻は家庭を守る」（以下、男女の性別役割）、「子どもが小さいうちは、特に 3 歳までは母親が子どものそばにいて、育児をすることが子どもにとって一番望ましい」（以下、3 歳児神話）という 2 つの価値観に対し、「賛成」と答えている割合と「反対」と答えている割合を示している。
37

表１

第一子出産年カテゴリ別・価値観に関する賛否の割合
男女の性別役割に賛成・反対

1999年以前

賛成

反対

Total

賛成

反対

Total

23

40

63

54

9

63

(36.51%) (63.49%)
2000～2004年
2005～2009年

66

120

(45%)

(55%)

(100%)

66

75

67

86

(43.79%) (56.21%)
2015～2018年

2972(28.71%) (71.29%)
Total(100%)

54(46.81%) (53.19%)
2010～2014年

3歳児神話に賛成・反対

239

339

(41.35%) (58.65%)

141(100%)
153(100%)
101(100%)
578(100%)(85.71%) (14.29%)
100

20(83.33%) (16.67%)
111

30(78.72%) (21.28%)
10449(67.97%) (32.03%)
6437(63.37%) (36.63%)
433

145

(74.91%) (25.09%)(100%)
120(100%)
141(100%)
153(100%)
101(100%)
578(100%)

注）どちらも上段は標本サイズ（単位は人）、下段の括弧内は各出産年カテゴリにおける価値観に対する賛成、反対の割合を示す。

表１より、男女の性別役割に「反対」の割合は、2014 年以前の出産年カテゴリ間では変化が小さい。一方、3 歳児神話へ「反対」と回答した割合は、2010 年を境に 10 パーセン
トポイント以上増加している。
2010 年以降に第一子を出産した女性で就業確率が上昇したという結果が出ても、表１より、それは政策の効果ではなく、2010 年以降に第一子を出産した女性の間で「子供が 3 歳になるまでは、母親が子供のそばで子育てに専念すべきである」という価値観に対して反対の考えをもつ女性が増えた結果、出産 1 年後の女性の就業が増えた可能性も考えられる。
この可能性を考慮するため、(1)式に加え、以下の推定を行う。
work i = 𝛽0 + 𝛽1 𝑏𝑖𝑟𝑡ℎ𝐶𝑜ℎ𝑜𝑟𝑡𝑖 ∗ 𝑝𝑟𝑒𝑓𝑖𝑟𝑚𝑓𝑒𝑚𝑎𝑙𝑒𝑖 ∗ 𝑣𝑎𝑙𝑢𝑒𝑠i + 𝛃𝐗 + u(2)values は夫婦のどちらかが「子どもが小さいうちは、特に 3 歳までは母親が子どものそばにいて、育児をすることが子どもにとって一番望ましい」という意見に賛成ならば１、反対ならば０をとるダミー変数である（以下、価値観ダミー）。(2)式では(1)式の出産年と出
産 1 年前の就業形態カテゴリの交差項を、出産年カテゴリ、出産 1 年前の就業形態カテゴ
リ、価値観ダミーの交差項にすることによって、同じ価値観をもつ個人間でも出産年により出産 1 年後の就業状態が変化するか分析する。本来ならば、価値観の変数は妻の価値観、
夫の価値観をそれぞれコントロールするのが適切だ。しかし、本研究で用いるアンケート
データでは価値観に関する質問は夫婦のうち、どちらか一方にしかなされていない。よって、本研究では夫婦のうち、どちらか 1 人の価値観に関する変数を分析に用いる。
６．推定結果６.１ 2010 年以降に出産した母親の出産 1 年後の就業確率推定結果は表２の通りである。説明変数として母親の第一子出産時の年齢、父親・母親
38

の最終学歴、結婚当時の祖父母との同居ダミー、第一子出生 1 年前の父親の勤め先企業規
模、価値観に関する設問回答者が女性ダミーをコントロールしている。本研究で着目するのは、出産 1 年前の就業状態と出産年カテゴリの交差項の係数だ。ベースは、出産 1 年前に民間企業の正社員として勤め、1999 年以前に第一子を出産した女性である。
出産 1 年前に非正規社員だった女性に関して、いずれの出産年カテゴリでも出産 1 年前に「民間企業・正社員」で「1999 年以前に出産した」女性と比較すると、出産 1 年後に就業する確率は低くなる。ただし、いずれの出産年カテゴリも有意ではない。一方、出産
1 年前に官公庁に正社員として勤めていた女性に着目すると、いずれの出産年カテゴリでも 1999 年以前に出産した民間企業・正社員の女性と比較して出産 1 年後の就業確率が高い。係数の大きさに着目すると、1999 年以前、2000～2004 年、2005～2009 年、2010～2014 年、2015～2018 年に第一子を出産した女性の就業確率は、それぞれ 64.3％、68.8％、50.2％、60.8％、68.3％である。出産 1 年前に官公庁に正社員として勤めた女性の第一子出産後の就業確率は、一貫して高いことがわかる。ただし、官公庁に勤めていた
女性のサンプルサイズは小さいので、解釈には注意が必要である。
着目すべきは、出産 1 年前に民間企業の正社員女性である。出産 1 年前に民間企業の正社員として勤めていて、1999 年以前に出産した女性と比較すると、2000～2004 年に出産した女性と 2005～2009 年に出産した女性の第一子出産後の就業確率に有意な差はない。一方、2010～2014 年に出産した女性の第一子出産後の就業確率は、1999 年以前に出産した女性と比較した場合、１％水準で有意に 40.9％高い。また、2015～2018 年に出産した女性の第一子出産後の就業確率は、出産 1 年前に民間企業の正社員として勤めていて、1999 年以前に出産した女性と比較すると、5％水準で有意に 26.4％高い。出産 1 年
前に民間企業で正社員として勤めた女性で、2010 年以降に出産した女性の出産 1 年後の就業確率が大幅に上昇したことがわかる。
前節で述べたように、2010 年以降に第一子を出産した女性は、2009 年以前に第一子を出産した女性よりも就業意欲が高く、そのことが推定結果に反映されている可能性がある。そこで、3 歳児神話に対する賛否をコントロールした上で、出産 1 年後の就業確率を分析する。分析結果は、表３の通りである。
表３は出産 1 年前の就業状態、出産年カテゴリ、三歳児神話への賛成・反対の交差項の結果を表している。「三歳児神話に賛成」の列は出産 1 年前の就業状態、第一子出産年カ
テゴリ、三歳児神話へ賛成の交差項の係数を表している。「三歳児神話に反対」の列は出
産 1 年前の就業状態、第一子出産年カテゴリ、三歳児神話へ反対の交差項の係数を表している。ベースは「出産 1 年前に民間・正社員×1999 年以前出産×三歳児神話へ賛成」であり、他の係数は、「出産 1 年前に民間・正社員×1999 年以前出産×三歳児神話へ賛成」の場合と比較した、母親の第一子出産 1 年後の就業確率を表している。
全体として、母親もしくは父親が三歳児神話に賛成と回答した場合と比較して、三歳児
神話に反対と回答した方が出産 1 年後の母親の就業確率が高い。これは、夫婦のどちらかが三歳児神話を信じていると、子どもが幼いうちに母親が働くことは望ましくないこと考え、働かなくなることを表している。出産 1 年前の就業形態別に結果をみると、非正規社員だった母親と官公庁の正社員だった母親のいずれも、各出産年カテゴリで大きな差はみられない。出産 1 年前に非正規社員だった母親は、三歳児神話に反対の回答者で「民間・39

正社員、1999 年以前に出産、三歳児神話に賛成」の母親と比較して 2000 年以降の出産年カテゴリで出産 1 年後の就業確率が高くなるが、有意ではない。出産 1 年前に官公庁・正社員だった母親は、三歳児神話への賛成・反対のいずれでも「民間・正社員、1999 年
以前に出産、三歳児神話に賛成」の母親よりも出産 1 年後の就業確率がいずれの出産年カテゴリでも一貫して高い。
次に、出産 1 年前に民間企業の正社員だった母親に着目する。母親もしくは父親が三歳児神話に反対と回答したサンプルでは、第一子出産年が 2000 年以降の母親において、「出
産 1 年前に民間・正社員、1999 年以前に第一子を出産、三歳児神話に賛成」のサンプルよ
りも、出産 1 年後の就業確率が 5 パーセント水準で有意に高い。特に、2010～2014 年の出産年カテゴリにおいて、三歳児神話に反対の他の出産年カテゴリの母親と比較して、出産 1 年後の就業確率が約 20 パーセントポイント高い。
さらに、三歳児神話に賛成のサンプルに着目する。2009 年以前の出産年カテゴリでは1999 年以前に出産した女性と比較して出産 1 年後の就業確率に有意な差がないのに対し、2010 年以降に第一子を出産した女性では、1999 年以前に第一子を出産した女性と比較して出産 1 年後の就業確率が約 20～30 パーセントポイント高い。以上の結果から、価値観をコントロールした上でも、2010 年以降に出産した女性で出産 1 年後の就業確率が高まったことがわかる。

40

表２

第一子出産年、出産 1 年前の就業形態別・母親の出産 1 年後の就業確率
被説明変数：出産1年後の母親の就業の有無
出産1年前の就業状態×第一子出産年（ベース：民間・正社員×1999年以前出産）
民間・正社員×2000-2004年

0.109(0.0977)

民間・正社員×2005-2009年

0.163

民間・正社員×2010-2014年

0.409***(0.0992)(0.0986)
民間・正社員×2015-2018年

0.264**(0.105)

官公庁・正社員×1999年以前

0.643***(0.105)

官公庁・正社員×2000-2004年

0.688***

官公庁・正社員×2005-2009年

0.502**(0.104)(0.202)
官公庁・正社員×2010-2014年

0.608***(0.104)

官公庁・正社員×2015-2018年

0.683***(0.111)

非正規社員×1999年以前

0.00252(0.127)

非正規社員×2000-2004年-0.135(0.105)

非正規社員×2005-2009年-0.0398(0.104)

非正規社員×2010-2014年-0.107(0.0991)

非正規社員×2015-2018年-0.00642(0.121)

標本サイズ

578

決定係数

0.203

注）括弧内はロバスト標準誤差。*は 10％水準で有意、**は 5％水準で有意、***は 1％水準で有意なことを示す。説明
変数として第一子出産時の妻の年齢、母親の学歴（ベースは高卒）父親夫の学歴（ベースは高卒）、結婚当時に祖父母と同居ダミー、第一子出生 1 年前の父親の勤め先企業規模（べース：従業員 100 人以上企業）、価値観の設問回答者が女
性ダミーをコントロールしている。

41

表３

出産 1 年前の就業状態、第一子出産年、価値観に対する賛否と母親の出産 1 年後の就業確率
被説明変数：出産1年後の母親の就業の有無
出産1年前の就業状態×第一子出産年
×三歳児神話への賛成・反対（ベース：民間・正社員×1999年以三歳児神話に賛成 三歳児神話に反対

前出産×三歳児神話に賛成）
民間・正社員×1999年以前（ベース）

0.0243(0.193)

民間・正社員×2000-2004年

0.0576

民間・正社員×2005-2009年
民間・正社員×2010-2014年

0.324**(0.109)(0.151)0.110

0.304**(0.112)(0.145)0.306***

0.557***(0.117)(0.112)0.219*

0.334**(0.126)(0.135)

官公庁・正社員×1999年以前

0.659***

0(0.112)(0)

官公庁・正社員×2000-2004年

0.671***

0.731***

民間・正社員×2015-2018年(0.113)(0.124)

官公庁・正社員×2005-2009年

0.449*

0.731***(0.239)(0.104)

官公庁・正社員×2010-2014年

0.641***

0.556***(0.120)(0.104)

官公庁・正社員×2015-2018年

0.648***

0.709***(0.136)(0.115)

非正規社員×1999年以前

0.00157-0.132(0.138)(0.105)

非正規社員×2000-2004年-0.195*0.341(0.110)(0.262)

非正規社員×2005-2009年-0.0697

0.0626(0.115)(0.178)

非正規社員×2010-2014年
非正規社員×2015-2018年-0.188*0.159(0.107)(0.160)-0.0860

0.116(0.139)(0.177)

標本サイズ

578

決定係数

0.239

注）括弧内はロバスト標準誤差。*は 10％水準で有意、**は 5％水準で有意、***は 1％水準で有意なことを示す。説明
変数として第一子出産時の母親の年齢、母親の学歴（ベースは高卒）、父親の学歴（ベースは高卒）、結婚当時に祖父母と同居ダミー、第一子出生 1 年前の父親の勤め先企業規模（べース：従業員 100 人以上企業）、価値観の設問回答者が女性ダミーをコントロールしている。

42

６.２ なぜ、2010 年以降に母親の就業が増加したか
前項では、①出産 1 年前に官公庁・正社員の女性がいずれの出産年カテゴリにおいても出産 1 年後の就業確率が一貫して高いのに対し、出産 1 年前に民間企業に勤めていた女性
では、2010 年以降に第一子を出産した女性において出産 1 年後の就業確率が高まること、②「子どもが小さいうちは、特に 3 歳までは母親が子どものそばにいて、育児をすること
が子どもにとって一番望ましい」という価値観をコントロールしても、出産 1 年前に民間企業に勤めていて、2010 年以降に第一子を出産した女性の就業確率が高くなること、の 2点が示された。本項では、2010 年以降に第一子を出産した女性の就業確率がなぜ高まったのか、その要因を検討する。
まずは、民間企業の中でもどこで女性の就業確率上昇が起こっているかを分析する。表４は、基本モデルに母親の出産 1 年前の勤め先の従業員規模、就業形態（正社員、非正規、官公庁）、第一子の出産年カテゴリの交差項を含めて分析を行った。全ての就業形態の回答者を含めた分析は表４、第一子出産 1 年前に正社員だった女性のみの分析、第一子出産一年前に民間企業の正社員だった女性のみの分析は表５の通りである。表４より、第一子出産 1 年前に 100 人未満の企業に勤めていた女性も、第一子出産 1 年前に 100 人以上企業に勤めていた女性も、2010 年以降に第一子を出産した女性の方が、2009 年以前に第一子を出産した女性と比較して第一子出産 1 年後の就業確率が上昇していることがわかる。従業員規模が 100 人未満の企業に勤めていた女性は 2010～2014 年に出産した女性において有意に就業確率が上昇している。ただし、2010 年以降の就業確率の上昇の大きさは、100 人
以上企業に勤めていた女性の方が大きい。

43

表４

出産 1 年前の従業員規模、就業形態と出産 1 年後の母親の就業確率

被説明変数：出産1年後の母親の就業の有無
第一子出産年
1999年以前
2000~2004年
2005~2009年
2010~2014年
2015~2018年

民間・正社員・100人未満 民間・正社員・100人以上

民間・非正規・100人未満

民間・非正規・100人以上

0.105

0.146

-0.291**(0.177)(0.176)(0.130)(0.127)0.05000.160-0.142-0.1120.706***

0.115(0.136)(0.137)(0.138)(0.170)(0.127)(0.269)（ベース）

官公庁・正社員 官公庁・非正規
0.674***

0.232

0.147

0.0240-0.08530.512**

0.171(0.141)(0.134)(0.143)(0.157)(0.221)(0.370)0.427***

0.467***-0.1270.000328

0.629***

0.00776(0.137)(0.132)(0.131)(0.160)(0.130)(0.282)0.158

0.394***

0.01250.118

0.702***-0.372***(0.149)(0.140)(0.160)(0.198)(0.134)(0.143)

標本サイズ

540

決定係数

0.220

注）括弧内はロバスト標準誤差。*は 10％水準で有意、**は 5％水準で有意、***は 1％水準で有意なことを示す。説明変数として第一子出産時の母親の年齢、母親の学歴（ベースは高卒）、父
親の学歴（ベースは高卒）、結婚当時に祖父母と同居ダミー、第一子出生 1 年前の父親の勤め先企業規模（べース：従業員 100 人以上企業）、価値観の設問回答者が女性ダミーをコントロール
している。

44

表５

出産 1 年前の従業員規模、就業形態と出産 1 年後の母親の就業確率（出産 1 年前に正社員だった女性（左）、出産 1 年前に民間企業・正社員だった女性（右））被説明変数：出産1年後の母親の就業の有無
従業員規模×第一子出産年

正社員のみ

民間企業のみ100人未満×1999年以前

（ベース）

（ベース）

100人未満×2000～2004年

0.06840.0681(0.134)(0.133)

100人未満×2005～2009年
100人未満×2010～2014年
100人未満×2015～2018年

100人以上×1999年以前
100人以上×2000～2004年
100人以上×2005～2009年
100人以上×2010～2014年
100人以上×2015～2018年

官公庁×1999年以前

0.261*

0.262*(0.139)(0.139)0.453***

0.455***(0.137)(0.136)

0.188

0.189

(0.148)(0.148)

0.137

0.136

(0.176)(0.175)

0.183

0.185

(0.134)(0.134)

0.171

0.173

(0.133)(0.132)0.471***

0.476***(0.132)(0.132)0.397***

0.402***(0.137)(0.137)0.724***(0.154)

官公庁×2000～2004年

0.794***(0.130)

官公庁×2005～2009年

0.524**(0.207)

官公庁×2010～2014年

0.682***

官公庁×2015～2018年

0.785***(0.132)(0.140)
標本サイズ

355

327

決定係数

0.183

0.141

注）括弧内はロバスト標準誤差。*は 10％水準で有意、**は 5％水準で有意、***は 1％水準で有意なことを示す。説明
変数として第一子出産時の母親の年齢、母親の学歴（ベースは高卒）、父親の学歴（ベースは高卒）、結婚当時に祖父母と同居ダミー、第一子出生 1 年前の母親の勤め先企業規模（べース：従業員 100 人以上企業）、価値観の設問回答者が女性ダミーをコントロールしている。

育児・介護休業法の改正による育児支援制度の充実が、母親の就業確率に影響を与えた可能性を検討する。育児・介護休業法において、所定内労時間の短縮・所定外労働時間の制限は、事業所の従業員規模によって義務化の開始年に違いがある。従業員規模が 101 人
45

以上の事業所では 2010 年より所定内労働時間の短縮・所定外労働時間の制限の義務化が開始された。一方、従業員規模 100 人以下の事業所では、2012 年より所定内労働時間の短縮・所定外労働時間の制限の義務化が開始された。そこで、これらの効果を確かめるため、
出産 1 年前に民間企業の正社員だった女性を対象に、以下の推定モデルを用いて母親の出
産 1 年後の就業確率を推定する。
work i = 𝛽0 + 𝛽𝑓𝑖𝑟𝑚99𝑜𝑟100 ∗ 𝑏𝑖𝑟𝑡ℎ𝑐𝑜ℎ𝑜𝑟𝑡 + 𝜷𝑿 + 𝑢
𝑓𝑖𝑟𝑚𝑢𝑛𝑑𝑒𝑟99𝑜𝑟100は出産 1 年前に勤めていた企業の従業員規模カテゴリである。
「従業員規模が 100 人未満企業」、「従業員規模が 100 人以上企業」で構成される。𝑏𝑖𝑟𝑡ℎ𝑐𝑜ℎ𝑜𝑟𝑡は第一子出産年カテゴリで、従業員 100 人未満企業の女性に対しては「2001 年以前に出産」、「2002～2011 年に出産」、「2012 年以降に出産」で構成される。従業員規模が 100 人以上
企業の女性に対しては、「2001 年以前に出産」、「2002～2009 年に出産」、「2010 年以降に出産」で構成される。𝑓𝑖𝑟𝑚𝑢𝑛𝑑𝑒𝑟99𝑜𝑟100と𝑏𝑖𝑟𝑡ℎ𝑐𝑜ℎ𝑜𝑟𝑡の交差項をとることによって、短時間勤務制度の義務化によって母親の就業確率が上昇したかを分析する。ここで、2009 年の育児・介護休業法改正による短時間勤務制度の義務化の開始年が異なるのは、先述したように事業所の従業員規模による。しかし、本研究ではデータの制約上、勤め先の企業規模
を用いて分析した。
分析結果は表６の通りである。表中(1)は価値観をコントロールしていない場合の推定結
果、表中(2)は 3 歳児神話の価値観をコントロールした場合の推定結果である。(1)では出産
1 年前に 100 人以上企業に勤めていた女性で、今までの結果と同様に 2010 年以降に出産した女性において出産 1 年後の就業確率が上昇している。一方、100 人未満企業に勤めていた女性については 2012 年以降で出産 1 年後の就業確率が上昇するものの、その大きさは小さい。
表中(2)の結果に着目すると、100 人以上企業の女性については、3 歳児神話に賛成か反対かを問わず 2010 年以降に出産した女性は出産 1 年後の就業確率が有意に上昇している。
100 人未満企業の女性については、夫妻のどちらかが 3 歳児神話に賛成の場合、短時間勤務制度が義務化された 2012 年以降も 2011 年以前に出産した女性と就業確率は変わらない。しかし、夫妻のどちらかが 3 歳児神話に反対の場合、短時間勤務制度が義務化された
2012 年以降に第一子を出産した女性の方が、2011 年以前に出産した女性よりも出産 1 年後の就業確率が高くなる。表中(1)の 100 人未満企業に関する結果は、3 歳児神話に反対の場合の効果が表れた結果だろう。ただし、従業員規模が 100 人未満の企業に勤めていた女
性の場合、3 歳児神話に反対の場合でも、2012 年以降に第一子を出産した女性では、2002
年から 2011 年に第一子を出産した女性と比較して約 9 パーセントポイン第一子出産 1 年後の就業確率が高まるものの、その差は従業員 100 以上企業に勤めていた女性と比較して小さい。従業員規模が 100 人未満の企業では、短時間勤務制度の効果が小さかった可能性が考えられる。
本研究では、出産 1 年前に従業員規模 100 人以上の企業に勤める女性について、2010年以降に第一子を出産した女性に関して、出産 1 年後の就業確率が上昇することを示した。
一方、永瀬（2014）は短時間勤務制度が第一子出産後の正社員女性の就業継続に与える効46

果を分析し、短時間勤務制度が正社員女性の第一子出産後の就業継続に効果がないことを示した。本研究と永瀬（2014）の結論の違いは、以下の 2 点から生じている可能性がある。
第１に、永瀬（2014）では 2002～2009 年に出産した女性のサンプルを用いているのに対し、本研究では 2010 年以降に出産した女性もサンプルに含めて分析している。短時間勤
務制度や所定外労働の制限が利用可能になったのは 2010 年以降なので、本研究では 2010
年以降に出産した女性の就業上昇が反映された可能性がある。
第 2 に、永瀬（2014）では育児・介護休業法の改正後に、出産 1 年前に従業員規模が 100
人以上企業に勤める女性が、従業員規模 100 人未満の企業で勤める女性と比較して出産 1
年後の就業継続が上昇するか分析している。一方、本研究では従業員規模が 100 人以上企業と 100 人未満企業のそれぞれについて、改正年前後における就業確率の変化を比較している。このように、比較する対象が異なるため結論が異なった可能性がある。
回答者のうち、実際に制度があった者の割合はどれくらいか。表７は、出産 1 年後に民間企業の正社員として就業していた女性のうち、出産 1 年後に就業していた女性における勤め先各種育児支援の制度の有無ついて示している。制度の有無に関して、100 人未満企業では 2011 年以前に出産した場合と 2012 年以前に出産した場合で変化が小さいが、100人以上企業に関しては勤め先に各種支援制度が「ある」と答えた回答が 2010 年以降に第一子を出産した女性で多くなる。特に、「短時間勤務制度等」については「ある」と回答した割合が大きくなる。表６において出産 1 年前に 100 人未満企業で勤めていた女性の間では 2002 年から 2011 年に第一子を出産した女性と 2012 年以降に第一子を出産した女性の就業確率に大きな差がなく、出産 1 年前に 100 人以上企業に勤めていた女性において 2010
年以降に出産した女性の就業確率が大きく上昇したという結果は、表７の結果が反映された結果だと考えられる。100 人以上の企業において短時間勤務制度が義務化された結果、職場復帰後に働きやすい環境が整い、出産 1 年後の就業確率が上昇した可能性がある。

47

表６

出産 1 年前の勤め先従業員規模、短時間勤務制度の改正年と母親の出産 1 年後の就業確率
被説明変数：母親の第一子出産1年後の就業の有無
出産1年前の勤め先企業の従業員規模×
第一子出産年（ベース：100人未満×

(1)

(2)

2001年以前出産）
100人未満×2002~20011年

0.174(0.106)

100人未満×2012年以降

0.218*(0.117)100人以上×2001年以前

0.108(0.125)100人以上×2002~2009年

0.113(0.106)100人以上×2010年以降

0.369***(0.104)「3歳児神話」への賛否×出産1年前の勤め先企業の従業員規模×第一子出産年（ベース：賛成×100人未満×2001年以前出産）
賛成×100人未満×2002～2011年

0.183(0.120)

賛成×100人未満×2012年以降

0.167(0.144)

賛成×100人以上×2001年以前

0.143(0.137)

賛成×100人以上×2002~2009年

0.118(0.119)

賛成×100人以上×2010年以降

0.317***(0.121)

反対×100人未満×2001年以前

0.191(0.179)

反対×100人未満×2002～2011年

0.326**

反対×100人未満×2012年以降

0.414***(0.152)(0.145)
反対×100人以上×2001年以前

0.424(0.264)

反対×100人以上×2002~2009年

0.332**

反対×100人以上×2010年以降

0.620***(0.159)(0.115)
標本サイズ

327

327

決定係数

0.110

0.152

注）括弧内はロバスト標準誤差。*は 10％水準で有意、**は 5％水準で有意、***は 1％水準で有意なことを示す。いずれのモデルにおいても、説明変数として第一子出産時の母親の年齢、母親の学歴（ベースは高卒）、父親の学歴（ベースは高卒）、結婚当時に祖父母と同居ダミー、第一子出生 1 年前の父親の勤め先企業規模（べース：従業員 100 人以上企業）
、価値観の設問回答者が女性ダミーをコントロールしている。

48

表７

出産年カテゴリ・出産 1 年後の勤め先従業員規模別・各種育児支援制度の有無

短時間勤務制度等100人未満・2001年以前
100人未満・2002~2011年
100人未満・2012年以降
100人以上・2001年以前
100人以上・2001~2009年
100人以上・2010年以降
Total

子の看護休暇

時間外労働の制限

深夜業の制限

あり

なし

わからない

Total

あり

なし

わからない

Total

あり

なし

わからない

Total

あり

なし

わからない

Total

5

1

5

11

2

3

7

12

4

2

6

12

2

3

7

12

(45.5%)(9.1%)

267(66.7%)(18.0%)

16

6(64.0%)(24.0%)

111(73.3%)(6.7%)

18

6(64.3%)(21.4%)(45.5%) (100.0%) (16.7%)
6

39

20

(15.4%) (100.0%) (54.1%)
3

25
15
28

47

6

3

(10.7%)(5.4%)

56

6
4
1

7
7
(12.3%)

123

27

24

174

99

44

(70.7%)(15.5%)(13.8%)(100%)(56.3%)(25.0%)

1727

9(14.8%) (100.0%) (33.3%)(6.7%)(25.0%)

37(16.2%) (100.0%) (46.0%)

639(100.0%) (68.4%)(58.3%) (100.0%) (33.3%)(40.0%)

17(14.3%) (100.0%) (60.7%)(83.9%)

10(37.0%)

8(20.0%) (100.0%) (53.3%)
4

11(29.7%)

13(12.0%) (100.0%) (48.2%)
3(25.0%)

415

7(100.0%) (46.7%)
28

11(14.3%) (100.0%) (39.3%)
11

57

30

(19.3%) (100.0%) (52.6%)
33

176

78

(18.8%) (100.0%) (44.3%)

注）上段は標本サイズ（単位は人）、下段は割合を示す（単位は％）。

49(16.7%)
10(27.0%)
10(37.0%)
5(33.3%)
10(35.7%)
13(22.8%)
50(28.4%)(50.0%) (100.0%) (16.7%)
10

37

20

(27.0%) (100.0%) (54.1%)
8

27

13

(29.6%) (100.0%) (48.2%)
3

15

8

(20.0%) (100.0%) (53.3%)
7

28

17

(25.0%) (100.0%) (60.7%)
14

57

39

(24.6%) (100.0%) (68.4%)
48

176

99

(27.3%) (100.0%) (56.3%)(25.0%)
11(29.7%)
10(37.0%)(58.3%) (100.0%)
637(16.2%) (100.0%)
4

27(14.8%) (100.0%)

6

1

15

(40.0%)(6.7%)(100.0%)4

28

7(25.0%)
7(12.3%)
44(25.0%)(14.3%) (100.0%)
1157(19.3%) (100.0%)33

176(18.8%) (100.0%)

101 人以上の事業所に関しては、短時間勤務制度の義務化が 2010 年から開始されると同時に、両親が共に育児休業を取得すれば育児休業取得可能期間が 1 歳から 1 歳 2 か月に延長される「パパママ育休プラス」も開始された。今までの分析の結果から、100 人以上
企業においては、2010 年以降に第一子を出産した女性において第一子出産後の就業確率が上昇しているが、これは育児休業取得可能期間の延長が可能になった影響はあるだろうか。
表８、表９は、第一子出産 1 年前に従業員規模が 100 人以上の企業に正社員として勤めていた母親の、第一子出産時の母親と父親の育児休業の取得状況である。表８は母親の第一子出産時の育児休業取得状況、表９は父親の第一子出産時の育児休業取得状況を表している。母親の育児休業取得は出産年が後になるにつれて育児休業取得割合が上昇している。
一方、父親に関しては、いずれの出産年カテゴリでも「制度がなかった」もしくは「制度はあったが利用せず働いた」と回答した父親が 90％以上を占める。表９から、2010 年以降の出産年カテゴリにおいても父親の育児休業取得は進んでいないことがわかる。よって、「パパママ育休プラス」によって母親の第一子出産 1 年後の就業確率が上昇した可能性は低い。
表８

出産年カテゴリ別・母親の育児休業取得状況（母親の出産 1 年前の勤め先企業が 100 人以上・正社員）

出産時は働いていなかった
1999年以前
2000～2004年
2005～2009年
2010～2014年
2015～2018年
Total

取得した

制度はあったが取得しなかった

制度がなかった

Total

7

8

0

0

15

(46.7%)(53.3%)(0.0%)(0.0%)(100.0%)

16

19

2

2

39

(41.0%)(48.7%)(5.1%)(5.1%)(100.0%)

13

24

4

0

41

(31.7%)(58.5%)(9.8%)(0.0%)(100.0%)

7

33

2

2

44

(15.9%)(75.0%)(4.6%)(4.6%)(100.0%)

6

29

0

0

35

(17.1%)(82.9%)(0.0%)(0.0%)(100.0%)

49

113

8

4

174

(28.2%)(64.9%)(4.6%)(2.3%)(100.0%)注）上段は標本サイズ（単位は人）、下段は割合を示す（単位は％）
。

50

表９

母親の出産年カテゴリ別・父親の育児休業取得状態（母親の出産 1 年前の勤め先企業が 100 人以上・正社員）

出産時は働いていなかった
1999年以前
2000～2004年
2005～2009年
2010～2014年
2015～2018年
Total

取得した

制度はあったが取得しなかった

制度がなかった

Total

0

0

10

5

15

(0.0%)(0.0%)(66.7%)(33.3%)(100.0%)

1

0

21

14

36

(2.8%)(0.0%)(58.3%)(38.9%)(100.0%)

2

0

23

15

40

(5.0%)(0.0%)(57.5%)(37.5%)(100.0%)

1

0

25

15

41

(2.4%)(0.0%)(61.0%)(36.6%)(100.0%)

1

1

27

5

34

(2.9%)(2.9%)(79.4%)(14.7%)(100.0%)

5

1

106

54

166

(3.0%)(0.6%)(63.9%)(32.5%)(100.0%)注）上段は標本サイズ（単位は人）、下段は割合を示す（単位は％）。

７．まとめ
本研究では、2009 年に改正され、2010 年に施行された改正育児・介護休業法が第一子
出産 1 年後の母親の就業に与える影響に関する分析を行った。その結果、「子供が 3 歳になるまでは、母親が子供のそばで子育てに専念すべきである」という価値観をコントロー
ルしても、2010 年以降に出産した女性において、出産 1 年後の就業確率が上昇している
ことを示した。また、出産 1 年前に民間企業の正社員として働いていた女性に限定して分析した結果、従業員規模が 100 人以上の女性では、3 歳児神話への賛否に関係せず、第一子を 2010 年以降に出産した女性で就業確率が高まることを示した。短時間勤務制度の義務化により制度の利用しやすさが高まり、職場復帰後の母親が働きやすくなった可能性が考えられる。一方、従業員規模が 100 人未満の企業に関しては、短時間勤務制度の義務化が適用された 2012 年以降に第一子を出産した女性で就業確率が上昇するものの、2002
年～2011 年に第一子を出産した女性の第一子出産 1 年後の就業確率と比較した上昇は小さい。
本研究に残された今後の課題は、主として次の５点である。第１に、本研究では価値観の変数としてアンケート調査時点における価値観の変数を用いた。しかし、価値観は時間の経過によって変わりうるものである。より精緻な分析を行うためには、出産 1 年前の価値観を用いる必要がある。
第２に、母親の就業意思決定の分析では夫妻の所得や資産、保育所の入りやすさをコン
トロールする必要があるが、本研究ではそれらをコントロールすることができなかった。
第３に、本研究では短時間勤務制度が母親の就業促進に与える効果について、因果関係を明らかにしていない。第１、第 2、第 3 の課題を達成するためには、パネルデータを用いた分析が必要である。
第４に、本研究では、従業員規模の指標として勤め先企業の従業員規模を用いた。しか51

し、育児・介護休業法における所定内労働時間の短縮等の執行猶予に関しては、事業所の従業員規模に依存する。よって、本来は企業全体の従業員規模ではなく、事業所の従業員規模を用いる必要がある。
第５に、本研究では第一子出産後の母親の就業に着目した。しかし、少子高齢化の観点からすると、第二子出産以降の母親の就業状態の変化にも着目する必要があるだろう。
【謝辞】
本稿の作成にあたっては、臼井恵美子氏、高山憲之氏、福山圭一氏、坂本純一氏、村上
正人氏、三木隆二郎氏から有益な助言を頂戴した。記して謝意を表したい。ただし、本稿の誤りは全て筆者個人に帰属する。
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厚生労働省 (2010) 『改正育児・介護休業法のあらまし』
厚生労働省 (2019) 『改正育児・介護休業法のあらまし』
総務省（2000）『平成 12 年 国勢調査』
総務省（2005）『平成 17 年 国勢調査』
総務省（2010）『平成 22 年 国勢調査』
総務省（2015）『平成 27 年 国勢調査』

厚生労働省ホームページ
厚生労働省ホームページ

総務省統計局ホームページ
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