特集論文

家事分担研究の課題――公平の視点から効果の視点へ

筒井 淳也（立命館大学産業社会学部 教授）

竹内 麻貴（立命館大学大学院社会学研究科 博士後期課程）

女性の有償労働への参加が進む中、家庭内の無償労働の再配分が遅れている。それを受けて、家事分担について夫婦間の公平性の観点からの研究が進められてきた。しかし従来の研究には、因果効果
ならびに実質的な効果という観点が欠けている。本論文ではパネルデータの分析を通じて、従来の家事分担の実証研究が基本仮説（時間制約仮説と相対資源仮説）に与えてきた支持は、実際には未観察
個体効果バイアスによる擬似関係である可能性があること、夫の追加的家事は実質的な効果として妻の家事負担を減らさない可能性があること、という示唆を得た。

1. 家事分担研究が盛んになった背景

確にみられるようになった。欧米のほとんどの経済先進国の1960年代の女性労働力参加率は3割弱、家事分担の実証研究は、家族社会学や労働経済

保守主義的なオランダにいたっては1割弱であっ学を中心に、海外・国内を問わずかなりの蓄積がた。しかし脱工業化・サービス産業化といった経ある。その背景には、以下のような社会的変化と、済の構造変化もあり、女性の雇用労働への進出がそれに応じた切実な社会的要請があった。

加速していくことになった。

前近代社会においては、生産は多かれ少な

欧米で見られたような「専業主婦化」は、農業

かれ「家」という場所と結びついており、生産や自営の商工業層の衰退、男性稼ぎ手による「片労働と再生産労働が未分化であった。たしかに働き」社会への移行、そして女性の雇用労働者とこのような環境においても性別分業は存在したが、しての再労働力化という三つの段階のあいだの移

それは近代家族における「男性は家庭の外で有償

行が、比較的長い期間にわたって進行したことに労働、女性は家庭内で無償労働」というはっきり

よって引き起こされたものだ。これにより、第二とした分業ではなかった。ところが、雇用労働との段階（男性稼ぎ手家族の段階）が長期に存続し親和的な資本主義的生産様式が普及するにつれたために、専業主婦化が進んだのである。これにて、生産労働の場が家庭生活の場から分離してい対して日本ではこれらの移行が重なりあったため

く動きが始まった。

に、欧米ほどには専業主婦化は進まなかった。つ

第二次世界大戦後には、多くの先進資本主義社
会において工業化が進展し、安定した男性の雇用

まり専業主婦化は、特定の歴史的条件の産物であるということだ。

と所得水準の向上がみられた。それに伴い、「男

このような違いはあるにせよ、先進資本主義国

性（夫）は賃労働者として雇用され、女性（妻）では女性の雇用労働化にともない、女性が担っては家庭内で無償労働を行う」という性別分業が明きた家事労働やケア労働の再配分が、私生活にお13

季刊家計経済研究

2016

WINTER

No.109

図表-1 男女の家事時間とその差の推移
4
3
男 2001
2

男 2006
男 2011

1

女 2001
0

25〜29歳 30〜34歳 35〜39歳 40〜44歳 45〜49歳 50〜54歳 55〜59歳 60〜64歳 65〜69歳

女 2006
女 2011−1

男女差 2001
男女差 2006−2

男女差 2011−3−4
データ:『平成23年社会生活基本調査』「結果の概要」表3-12より筆者作成

いても社会全体としても重要な課題として浮かびは女性の家事時間の減少によってもたらされてい上がってきた。しかしこの無償労働の配分見直し「社会生活基本調査」
るところが大きい。図表−1ははスムーズに進まなかった。外部の雇用労働に女のデータをもとに、男性と女性の一日あたり平均性が参加していくならば、当然家庭内の無償労働の家事時間（グラフ上部、ただし男性の家事時間の配分もそれ相応に変化することが、少なくともには変化がほとんどないので重なって見える）、お

理論的には期待できる。たしかにある程度はそのよびその差（グラフ下部、男性家事時間−女性家傾向が観察されているものの、いまだに無償労働事時間）を示したものである。グラフ下部をみるにかける時間の男女差はどの社会でも大きいままとわかるように、男女の家事時間の差はたしかにだ（Shelton and John 1996: 299）。

20代後半から40代において小さくなっている。しこのような家事労働やケア労働の再配分の遅れ

かしグラフ上部をみるとわかるように、男性の家

は、日本において顕著である。所得や労働時間が事時間はここ10年でほとんど増えていない。女性

ほぼ同等のカップルを国際的に比較しても、デンの家事時間が下がっていることがこの変化の要因

マークやフランスといった共働き社会においてはであり、これを「家事分担の公平性の高まり」と週あたりの家事時間の差は2 〜 3時間程度（女性呼べるのかどうかについては慎重にならざるをえが長い）であるのに対して、日本では約10時間のない。

差がみられた（筒井 2014: 80）
。また、
「社会生活
基本調査」によれば、日本では2001年から2011
年の10年間で、特に20代後半から40代までの男

2. 家事分担の不公平性という理論枠組み

女の家事時間の差は30分前後縮まっている。しか以上から、全体的に家庭内無償労働の公平な負しその内実は、男性の家事時間の増加というより担は思うようには進んでいない、とみるべきだろ14

家事分担研究の課題

う。このような停滞状況を背景に、男女間の家事

他方で、有償労働も無償労働も男女で均等に負分担がどの程度不公平なものなのか、そしてなぜ担する状態が望ましいと考える「平等」の立場か

そういった不公平が残っているのかについて吟味らすれば、時間制約や所得の差が家事分担を説明する研究が多く登場した。実証的家事分担研究にし尽くすことは必ずしも望ましい状態とは限らなおいて頻繁に参照される理論的枠組は、まさにこい。この立場ではむしろ、無償労働の負担を均等ういった公平性の観点から引き出されてきたものにするにはどのような要因を動かせばよいのか、である。すなわち、時間に余裕のある方が家事をが探究すべき課題となる。仮に時間的余裕が家事負担するという仮説（時間制約仮説）、そして稼ぎ

分担をよく説明するのならば、有償労働時間を家が少ない方が家事を多く負担するという仮説（相庭内で均等に配分することが無償労働時間の平等

対資源仮説）である。

な配分に結びつく、ということになる。

これらの理論を検証した研究の蓄積はかなり厚

従来の家事分担の実証研究では、必ずしもこうい。相対資源仮説は、Blood and Wolfe（1960）

いった含意について充分な理論的考察がなされての研究に端を発し、その後時間制約仮説をそここなかった。しかし実証のレベルでは、先ほどのに交えるかたちで実証的な検討がなされるようにパズルに対する取り組みは一定程度進んできた。

なった。最近では国際比較データの整備に伴っすなわち、家事分担の実証研究の一部では、公て、比較データを用いながら同様の仮説が検討さ

平性の理論的立場に立脚しつつ、なぜ時間制約やれるようになっている（Davis and Greenstein

所得の差が家事分担を説明し尽くすことがないの

2004）。国内のものでも、
松田茂樹（2004）をはじめ、か、という関心から取り組まれてきたのである。

永井暁子（2001）、岩間暁子（2008）など多数存在する。

このパズルに対して最も頻繁に呼び出される理論が「イデオロギー仮説」である。これは、夫とこれらの研究において、時間制約仮説と相対資妻で同じだけ時間に余裕があり同じだけ稼いでい源仮説は基本的に「支持」を得てきたといえる。

ても、夫婦間で家事の負担量が異なるのは、「家とはいえ、これらの研究成果には一定の限界があ事は妻がやるものだ」という性役割態度を夫かることにも留保すべきである。ひとつには、理論

妻、あるいは両方が身に着けているからだ、とい的な議論と接続した議論の不足、もうひとつは実う説明である。イデオロギー仮説についても、国証分析上の問題点である。

内外で頻繁に検証がなされており（Kamo 1988;

まずは理論との接続不足についてである。当然Greenstein 1996; 乾 2011）、伝統的な性役割態度

だが、同じ実証の結果についても、理論的な立場が妻に偏った家事分担を帰結するという、頑健なが異なれば異なった含意が引き出されてくる。シ

結果が得られている。

ンプルな公平性の理論枠組みからすれば、仮に時イデオロギー仮説と同様に、態度・意識に焦点

間制約や相対資源の格差が家事分担をすべて説明を当てる理論枠組みに不公平感に関する実証研究するのならば、それは基本的には（平等ではないがある（Ruppanner 2008; Braun et al. 2008）。

だろうが）「公平」な状態だと判断して良いという

これらの研究においても、追究されるのは「なぜことになる。
「時間のある方が家事をする」「所得

家事分担に実質的な不公平があるのにそれが受けが低い方が家事をする」ということになるからだ。

入れられているのか」というパズルである。不公

したがってこの場合には、焦点は「時間制約や所平感の研究はこの問いに対して、当事者（特に妻）得の差が家事分担を総体としてどの程度説明するが不公平な分担を不公平だと感じていないからのか」になる。仮に時間や所得が家事分担をあまだ、と論じるわけである。その上で、たとえば不り説明しなかった場合には、そこに何らかの不公破・筒井（2010）は、不均等な無償労働の配分を平をもたらすメカニズムが生じている、と解釈さ不公平であると感じるかどうかは周囲の基準に依れる。

拠して決められるために、不公平感が緩和されな
15

季刊家計経済研究

2016

い、という見方を提示している。

WINTER

No.109ストアプローチで算出した場合、家事労働の価格

ただし、理論的には依然として大きな問いが残はずっと小さくなる。機会コストアプローチに基されている。時間制約と相対所得が家事分担の大づいた算出では、有償労働と無償労働をあわせた部分を説明したとしよう。このとき、これを「公場合の夫婦内の経済価値の交換において、夫が不平だ」と判断してもよいのかどうかは、やはり理利を被っているという結果が出やすい（Tsutsui論的立場によって異なってくる。

2005: 175）。

女性の有償労働への（再）参加に伴って家事分

家事分担の実証研究において無償労働と有償労担研究が盛んになるのと同時期に、公共哲学の分

働の経済価値を比較するものは、特に社会学分野

野においては、ロールズによるリベラリズムの刷においてはそれほど多くないのが現状である。し新（Rawls 1971=2010）に触発されたリベラル・

かし公平性の視点からデータを解釈するのならフェミニズムが台頭した。リベラル・フェミニズ

ば、何らかのかたちで判断基準を吟味する必要がムを代表する論者の一人であるオーキンは、リベあるだろう。

ラリズムが正義（公正性）の原理を公的領域に適さて、家事分担についての（特に数量データを用することに留め、私的領域にまで拡大しなかっ用いた）経験的研究の多くは、すでにみてきたよ

たとして、その不徹底を批判した（Okin 1989＝

うに公平性の価値観に依拠したものだ。したがっ

2013）
。

てこれらの研究は、公共哲学や規範的社会理論がリベラル・フェミニズムの関心は私的領域にお無償労働について追究してきた方向性と基本的にける公正性原理の不徹底の指摘にあり、ロール

は軌を一にしている。規範的に望ましいのにもかズにおける「格差原理」のような、何らかの基準

かわらず、なぜ（多くの実証研究が明らかにしてから見て規範的に望ましい状態を指し示したわ

きたように）家庭内無償労働の公平な分配が進ま

けではない。むしろフェミニズムの観点から無償ないのだろうかという問いは、みてきたような不労働を明確に問題化し、それを理論的に説明し徹底を残しつつも、実証研究においても理論研究ようとしたのはマルクス主義フェミニズムであるにおいても基本的には共有されたものだ。

（Delphy 1893＝1996; 上野 1990）。マルクス主義

しかし、公平性の観点からのこれらの研究におフェミニズムは性支配論に基づき、女性の行う無いて、取り残されたものがある。本論文では、従償労働に本来支払われるべき報酬が「不払い」で来の家事分担研究で比較的軽視されてきた見方をあるという主張を行った（上野 1990: 121）。
この視点からすれば、仮に夫婦間の所得格差が家事分担を説明し尽くしている状態でも、女性が整理し、NFRJ-08Panelデータを用いてアプロー
チする。結論から言えば、
それは家事行動の「効果」
に関する視点である。

不利益を被っている可能性を排除できない。すな
わちそれは「公平」な状態ではないかもしれない。
その根拠は、女性が家庭内で担当する無償労働を外部から購入しようとすれば、平均的な夫の所得

3. 従来の家事分担研究に足りない視点：
因果効果と実質的効果

ではとても無理だ、という事実にある。とはいえ、 （1）因果効果の視点
これは家事労働評価の一つの基準、すなわち代替

前節で参照した家事分担についての実証研究のコストアプローチに基づいた指摘である。SNA（国

ほとんどが調査観察データ、
しかもクロスセクショ

民経済計算体系）基準における家事の経済価値評

ン調査のデータを用いたものであったことは、期価においては、このほかに機会コストを参照する

せずしてこれらの研究が拠って立つ理論の検証とものもあり、この場合には「（家事労働を行っていいう趣旨を少なからず裏切ることになっている。

る女性が）有償労働をした場合に得られるであろ

たとえば時間制約仮説は、家事分担が、夫婦そう所得」が家事の経済価値になる。一般に機会コれぞれが有償労働に費やしている時間の差や比で16家事分担研究の課題説明できる、というものである。しかしこの仮説

クション）、分析者の介入によって有償労働の配分の検証を厳密に行うことはかなり難しい。その最が変化するわけではない。たとえばパネル調査に大の理由は、観察単位となっている個体の異質性

よって、有償労働時間と家事負担のあいだに個人の存在である。異質性、あるいはそれによっても〈内〉の関連性が観察されたとしよう。この関連性たらされる個体効果は、次の二つの意味で仮説のは実際に有償労働の時間を変化させた個体群にお検証を難しくしている。

ける平均的効果を示すものではあっても、そういっ

ひとつは、特定の持続的傾向（たとえば価値観）

た関連性が有償労働時間を変化させなかった個体を持った個人が短い有償労働拘束時間を持ちやす群にみられるものかどうかはやはり不明なままでく、また同じ傾向を持つ個人が家事分担を多く負ある 。たとえば無償労働の時間を変化させやす担するという場合、その個人にとって有償労働時

い個体が、主体的に措置群（有償労働を変化させ間が長くなっても、家事分担の量は変化しないとた個体）に入りやすければ、推定された結果は時いうことがありえる。これはいわゆる擬似相関の間制約の効果を過大に評価していることになる。

問題だが、これに対処するためにたいていの分析

このように、パネルデータといえども観察データ

では年齢や学歴といったデモグラフィック要因や、であることには変わりがないため、措置群と統制

性役割態度要因を同時に投入し、個体効果をでき

群とのあいだに異質性が生じ、これが効果推定に

1）

るかぎり統制しようとする。しかし未観察の異質深刻なバイアスをもたらしうる。パネル分析によっ性がバイアスを引き起こしている可能性は排除でてある効果が得られたからといって、それをすべきない。

ての個体に一般化することはできないのである。

未観察の異質性がもたらしうるバイアスについ

以上のような効果推定上のテクニカルな問題ては、パネル観察データを用いることである程度について、従来の家事分担研究は充分な配慮をし対応可能である。というのは、パネル調査では同てこなかった。家事分担についての介入実験を行

一個体について複数回の観察を行うために、同一うことが難しいとしても、パネル調査のデータは

2）

個体内の変化（あるいは偏差）どうしの関連をみ国内でもいくつか入手が可能な状態にあることをることができるからである。これによって、交絡考えれば、個体の異質性を考慮した分析を行うこ要因となる個体特性（ただし観察期間中一定のもとはこれからの研究に期待される条件の一つになののみ）の効果をキャンセルすることができる。

る。もしより正確な推定において、従来支持され国内でもパネルデータが整備されてきたこともてきた仮説が棄却されるのならば、既存研究の成あり、パネル分析を用いた家事分担の研究も徐々果に立脚して引き出されてきた含意にも大きな変に登場している（福田 2007; 不破 2015）。本論文更が迫られることになるからだ。この論文では4では、これらとは別のデータを用いてパネル分析

節において、パネルデータを用いた推定の結果をを行うことを通じて、未観察異質性が時間制約や吟味することを通じて、従来型の推定の結果と、相対所得についての推定結果に深刻なバイアスをより厳密な推定の結果に差があるのかどうかを検もたらしている可能性を指摘する。

討する。

個体の異質性に起因するもうひとつの困難点
は、未観察要因と観察された要因との交互作用効（2）実質的効果の視点

果から帰結するものだ。この問題はパネルデータ

さらに従来の家事分担研究で比較的注目されての使用によっても緩和することができない。パネいなかった観点には、家事労働の実質的効果につルデータは、クロスセクションデータと同じく観いての考察がある。これまで検討してきた家事分

察データであり、介入を伴う実験データではない。

担についての公平性の理論枠組みからすれば、夫観察データにおいては、有償労働時間を増減させ婦の家事時間あるいは頻度の差（あるいは比）がるのはあくまで観察対象者であり（セルフ・セレ

説明される対象となる。しかしこれだと、例えば
17

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No.109

夫の分担比率が高くなっても妻の負担が減らないのしやすさ、分担のしやすさ、担当の交代のしやといったケースを見逃してしまう。これはある意

すさなどには違いがあると考えられるからだ。ま味で無償労働の質を無視した視点である。というた、夫婦のライフスタイルによって異なるとはいのは、夫の家事労働の増加が妻の家事労働の減少

え、日常的な負担の重い家事と、まとめてやってを引き起こすかどうかは、少なくとも部分的にはしまえる家事の違いもある。

夫の家事労働の質にかかっているからである。

家事分担の性別分離の研究は、その蓄積は比較

たとえば頻度に基づいた家事の測定データにお的小さいものの、こういった家庭内無償労働のリ

いて、夫が食事の準備の回数を週1回増やしたとアルなあり方に光を当ててきた研究分野である。

しよう。このとき、妻の食事準備の回数が週1回

女性による無償労働は食事準備といったルーティ

減っていれば、夫の家事は妻の家事を「ひとまず」ンワークに、
男性による無償労働は家の修理といっ代替できたとみることができる。
「ひとまず」と書た非ルーティンワークにより多く配分されている

いたのは、夫の準備した食事について、妻あるいこと（Blair and Lichter 1991: 93）、家事項目ごは家族が「質が悪い」「料理が下手」と評価してとに夫婦の分担度合いには顕著な差があることいる可能性があるからだ。そして、そもそも夫が（Tsutsui 2013）などが明らかにされている。毎増やした家事の分だけ妻が家事を減らしていない

日の作業を要請される家事に女性が割り当てられならば、夫の家事労働のスキルが十分に高くないていると、女性の有償労働への参加が阻害される

ことが示唆される。たとえば、食事の準備といっかもしれない。また、スキルが必要になる家事にても、夫はせいぜい簡単な「手伝い」（たとえばついては、男性の時間的余裕が増しても、そういっ

お皿をテーブルに並べる等）しかしていないのか

た家事への男性の貢献度は限られたものになるかもしれない。理論的には、夫の家事労働が妻の家もしれない。

事労働を減らすどころか、増やしてしまうことさえありうる。

以上のような観点を踏まえると、「夫と妻は公平に家事をしているのか」という実証レベルの問

この視点が重要なのは、公平性の理論枠組み

いの設定には深刻な留保が必要であることが分かに欠けている以下のような点にスポットを当てらる。公平性のパラダイムでは、夫の追加的家事負れるからだ。たとえば週あたりの妻の家事頻度が担が妻の家事負担を減らすのかという問いに答え5回、夫のそれが0回であるとしよう。このとき、ることは難しい。この論文では、この問いに厳密

夫の家事労働の貢献度は0%である。
この状態から、な答えを与えることはしないが、パネルデータを

夫の家事頻度のみ2回増えた場合、夫の家事労働

用いて夫の家事負担と妻の家事負担のあいだに代の割合は約29%まで上昇する。表面的な公平性基

替性があまりみられないということを示す。

準からすれば家事労働の配分状態は大幅に改善したようにみえてしまうが、しかし妻の負担はたい
して減っていない可能性がある。だとすれば、夫

4. 分析の家事労働のスキル・結果の質が高くないために、 （1）データ・対象・変数
産出された実質的な効果としては、夫の貢献度は分析に用いるデータは、「全国家族調査パネル

行動頻度からみえてくる数値よりももっと低いのスタディ（NFRJ-08Panel）」の全5回調査のデーかもしれない。

タ で あ る。NFRJ-08Panel は、2009年1〜2月 にこのような実質的な効果、あるいは夫婦の家事実施された「第3回全国家族調査（NFRJ08）」の行動の代替可能性について検討する場合、個々の回答者に対して調査後に継続調査を依頼し、応諾

家事の特性について理論的な考察を加える必要がのあった回答者を対象に年1回、計4回の追加調ある。というのも、食事の準備、後片付け、洗濯、査を行ったものである。NFRJ08では、層化2段

掃除といった家事労働それぞれについて、外部化

無作為抽出法により9,400人の標本を抽出し、こ18

家事分担研究の課題

図表-2 使用した変数の基本統計量
観察数

平均値

標準偏差

最小値

最大値

食事の準備
食事のあとかたづけ
食料品や日用品の買い物
洗濯
掃除（部屋、風呂、トイレなどの）
平均

2,579
2,587
2,596
2,577
2,591
2,545

0.731
1.152
0.995
0.556
0.793
0.832

1.538
1.910
1.262
1.422
1.377
1.073

0
0
0
0
0
0

6.5
6.5
6.5
6.5
6.5
6.5

食事の準備
食事のあとかたづけ
食料品や日用品の買い物
洗濯
掃除（部屋、風呂、トイレなどの）
平均

2,655
2,650
2,657
2,659
2,657
2,632

6.084
5.992
4.099
5.523
4.351
5.214

1.200
1.301
2.055
1.760
2.216
1.203

0
0
0
0
0
0

6.5
6.5
6.5
6.5
6.5
6.5

夫有償労働時間
妻有償労働時間

2,715
2,715

7.080
3.207

2.786
2.994

0
0

19
18

夫年収（単位：100 万円）
妻年収（単位：100 万円）

2,670
2,660

5.268
1.431

2.981
1.905

0
0

16
16

夫年齢
妻年齢

2,715
2,715

49.51047.404

9.291
9.068

28
24

64
64

夫学歴（大卒以上 =1、それ以外 =0）
妻学歴（大卒以上 =1、それ以外 =0）

2,710
2,698

0.444
0.384

0.497
0.487

0
0

1
1

夫

妻

のうち回収できた数は5,203人（回収率55.35%）

る。

であった。さらにこのうちパネル調査に応諾した使用する変数は、まず家事頻度である。家事にのは1,879人で、この1,879人のNFRJ08への回答

ついては、「食事の準備」「食事のあとかたづけ」「食

データが、そのままNFRJ-08Panelの第一回調査

料品や日用品の買い物」
「洗濯」
「そうじ
（部屋、
風呂、

のデータとなる。第1回調査と第5回調査は訪問留

トイレなど）」の5項目について尋ねられており、置法、そのあいだの3回は郵送法により実査が行

回答者は「ほぼ毎日（週6 〜 7回）」「1週間に4 〜

われた。最終的に8,165個の有効観察が得られた。

5回」「1週間に2 〜 3回」「週に1回くらい」「ほと

分析の対象となるのは、このうち有配偶で、夫んど行わない」の5つの選択肢からひとつを選ん

婦ともに65歳未満のケースである。年齢を65歳で回答する。同じ質問は配偶者の家事についても未満に絞ったのは、夫婦ともに労働力として活動

尋ねられているため、そのデータも用いる。今回する可能性が高い時期を観察対象にしたかったかの分析では、
回答の選択肢をそれぞれ6.5回、4.5回、らである。さらに、健康状態が極端に悪いと夫婦

2.5回、1回、0回という連続量に置き直している。

の家事遂行は通常のパターンから外れる可能性

次に、時間制約の指標として、夫と妻の一日あが高いと推察されるため、健康状態を尋ねる質問たりの平均有償労働時間を用いる 。資源格差の（「あなた／配偶者の方のこの1年間の健康状態は、指標については、夫と妻の年収 を用いる。これ

おおむね、いかがでしたか」）に対して「たいへらに加えて、6歳未満の末子がいるかどうか、夫ん悪い」という回答があったケースは除外してい年齢（5歳階級）、学歴（大卒以上の場合に1、そ

3）

4）

19

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図表-3 家事分担の差についてのパネルデータ分析結果
変量効果モデル
有償労働時間の差
（夫−妻）
年収の差
（夫−妻）
末子 6歳未満
夫学歴
妻学歴
切片
固定効果モデル
有償労働時間の差
（夫−妻）
年収の差
（夫−妻）
末子 6歳未満
切片

食事の準備

観察数

あとかたづけ

買い物

洗濯

掃除

−0.088 ***−0.064 ***0.078−0.2090.310−4.986 ***−0.110 ***−0.067 ***
0.276
0.016
0.386
−4.000−0.096 ***−0.038 *0.013−0.2190.395 *
−1.783 **−0.104 ***−0.096 ***−0.1140.094
0.366 *
−3.992 ***−0.157 ***−0.092 ***
0.044
0.196
0.175
−2.987 ***−0.036−0.025−0.003−5.380 ***−0.066 **−0.0120.102−4.264 ***−0.046 *0.007−0.157−2.296 **−0.061 **−0.030−0.120−4.210 ***−0.082 ***−0.041
0.056−3.450 ***

2,470

2,472

2,486

2,474

2,485

*:P<0.05, **:P<0.01, ***P<0.001

れ以外で0）を用いる。

起因する誤差の過小推定の可能性を回避すること

実際の分析においては、以上で導入した変数をができる。固定効果モデルではこれに加えて、個そのつど加工しつつ用いる。分析で使用した観察

体レベルの撹乱項（観察期間中変化しない未投入

ケースの基本統計量は、図表−2に示した。この表の個体レベル要因の効果）と説明変数との相関ににおけるデータは労働時間の欠測を除いたものだ

起因するバイアスを回避することができる。ただが、家事頻度の欠測は家事項目ごとに異なるため、し、固定効果推定量には一致性はあるが、個体数個々の分析で使用されたケースと図表−2で使用さ分だけ自由度を消費するため、個体レベル撹乱項れたケースには、サイズに多少の違いがあることと説明変数の相関がない場合の変量効果推定量よに留意してほしい。

りも有効性が小さく、誤差が大きくなるという欠点がある。
推定結果を図表−3および4に示した（いずれも（2）家事分担の差および比の分析
前節までに示した従来の家事分担実証研究の限

夫年齢の結果は省いている）。

界を示すために、二つの分析を行う。ひとつは、まずは図表−3（家事分担の夫婦の差の分析）だ

家事分担の夫婦間差および比に対する時間制約おが、変量効果モデルと固定効果モデルで有償労働

よび所得の差および比の効果の分析である。この時間と所得の差の効果の推定結果が大きく異なる

分析でのアウトカム変数は、上記で説明したそれことが分かる。たとえば食事の準備だが、個体のぞれの家事項目における頻度の差（夫の頻度−妻異質性の差を（学歴以外は）統制していない変量

5）の頻度）および比（夫の頻度／夫婦の合計頻度）効果モデルでは有償労働時間の差の効果が−0.088である。説明変数としては、夫婦の有償労働時間

で、1日あたりの平均的有償労働時間の差が1時間の差および比、所得の差および比、6歳未満末子

分夫のほうが長くなると、夫の方が週あたり0.088

ありダミー、年齢5歳階級ダミー、夫婦大卒ダミー

回少なく家事をするようになる、という結果であっである。

た。この数値自体があまり大きくないということ

推定モデルとしては、個人を個体変数とした変を置いておくとしても、より厳密な因果効果を推量効果モデル（GLS推定）と固定効果モデルの推定できる固定効果モデルでは有意な効果が認めら定を行う。変量効果モデルでは、個体（個人）内れない。その他の家事項目では、有償労働時間ので撹乱項が相関するいわゆるクラスター内相関に差は固定効果モデルでも有意な効果を示している

20

家事分担研究の課題

図表-4 家事分担の比についてのパネルデータ分析結果
変量効果モデル
有償労働時間の差（夫−妻）年収の差（夫−妻）
末子 6 歳未満
夫学歴
妻学歴
切片
固定効果モデル
有償労働時間の差（夫−妻）年収の差（夫−妻）
末子 6 歳未満
切片

食事の準備

観察数

あとかたづけ

買い物

洗濯

掃除

−0.056 **−0.123 ***0.014−0.0220.028 *
0.207 ***

−0.103 ***−0.099 ***0.036 *
−0.0010.033 *
0.298 ***

−0.074 **−0.0470.005−0.0110.030
0.310 ***

−0.089 ***−0.113 ***0.015−0.0080.031 *
0.255 ***

−0.126 ***−0.096 ***0.038 *
0.003
0.020
0.273 ***

−0.038−0.066 *
0.012
0.132

−0.086 **−0.0180.026
0.227 ***

−0.0420.005−0.0050.214−0.044−0.0100.007
0.138 *

−0.071 *−0.0350.027
0.171 *

2,406

2,408

2,421

2,410

2,419

*:P<0.05, **:P<0.01, ***P<0.001

が、その効果の大きさはどれも変量効果推定量の少なければ、それだけ誤差が拡大することもあり半分程度になっている。所得の差についていえば、うる。

変量効果モデルではすべての家事項目について有

他方で、変量効果モデルでも固定効果モデルで意な効果があったのに、固定効果モデルでは効果も有意な効果が検出された場合に、一安心して「個の有意性がすべて失われている。

体効果によるバイアスがなかった」と判断するの

次に図表−4（家事分担の夫婦の比の分析）だが、も間違っている。この場合に係数の大きさ・効果

これについても同様の傾向が見て取れる。有償労量が（今回の分析のように）かなり異なるのなら、働時間の比の効果については、変量効果モデルでむしろ事態は深刻である。つまり、先ほどのようはすべて有意な効果が認められたが、固定効果モに固定効果モデルにおいて自由度をたくさん消費

デルでは有意な効果が出ていないか、出ていてもすることによって本来は有意な効果があったのに効果の大きさがかなり小さくなっている。

帰無仮説が棄却できなかった（タイプIIエラー）、

変量効果モデルと固定効果モデルを比較する際という可能性がなくなる。この場合、はっきりとには、「変量効果モデルでは有意な効果があるが、個体効果のバイアスがあった、と判断すべきであ

固定効果モデルでは有意性が失われる」というパろう。サンプルサイズがあまり大きくない場合で、ターンがよく見られる。この結果を受けて、すぐ

かつ係数の大きさが著しく異ならない場合には、に「本来は（つまり固定効果推定では）有意な効

ハウスマン検定により、一致性のある固定効果モ

果がなかったのに、（変量効果推定で）間違ってデルの係数から一致性のない変量効果モデルの係有意な効果が検出された（タイプIエラー）」と結数が有意に離れていないかどうかを検定すべきで論付けることはできないことに留意すべきである。

ある。

というのは、固定効果モデル、あるいはそれと類似した階差モデル等では、個体効果を統制する（3）夫婦の家事の関連性の分析ために自由度を個体数分だけ消費するために誤差効果に関するふたつ目の視点、すなわち夫婦のが大きくなることが多いからである。また、変量

家事の代替効果については、統計学的にアプロー

効果モデルが個体間のデータを活用するのに対しチすることがより難しい。介入実験が可能であるて、固定効果モデルでは個体内変動のデータを扱ならば、均質な二群の片方（措置群）において夫うために、説明変数が個体内で変動したケースがの家事量を増やす介入を行い、その結果妻の家事21

季刊家計経済研究

2016

WINTER

No.109

図表-5 夫の家事頻度と妻の家事頻度のウィズイン偏相関係数
偏相関係数−0.110−0.154−0.036−0.203−0.045−0.149

食事の準備
食事のあとかたづけ
食料品や日用品の買い物
洗濯
掃除（部屋、風呂、トイレなどの）平均偏相関係数の二乗
0.012
0.024
0.001
0.041
0.002
0.022

P値
0.000
0.000
0.073
0.000
0.024
0.000

量がどれほど減少したのかをみることができるか

ついて、その小さくない部分が個体差による効果もしれない。しかし観察データ（クロスセクショであった可能性が示唆された。この結果は、クロンデータでもパネルデータでも）の場合にはこう

スセクション調査による分析の妥当性に留保を投いった効果を識別することは格段に難しくなる。

げかけるものである。図表−3および4には記して推定モデル上でこの問題に対応しようとするな

いないが、学歴の効果を考慮したうえでも変量効

らば、同時方程式分析を用いて内生性問題を回果モデルの級内相関係数は0.6 〜 0.7程度あり、未避するという試みを考えることができる。しかし投入の個体間（ビトウィーン）変動の説明力が非

ここでは簡単に、夫婦間における家庭内無償労働

常に高いことが分かる。このことは、家事分担を

ウィズイン情報を用いた偏相関を示して、代替性よりよく「説明」する場合には個体間の異質性にの規模についての示唆を引き出すことにしよう 。

注目したほうがよいということを示唆する一方で、

図表−5には、夫と妻それぞれの有償労働時間と有償労働時間や所得といった個体内で変化しやす

収入を統制したうえでの、夫と妻のそれぞれの家

い要因にはあまり見込みがないということも示し

事頻度のウィズイン偏相関（個体内平均からの偏

ている。

6）

差の情報を用いた偏相関）を示したものである。

それに、既存の家事分担研究で注目され、また個体内の誤差相関を考慮していないために有意基本的な支持を得てきた時間制約や所得の効果が性検定については参考程度にしかならないが、関実は（それとは別の）個体差による効果であった

連性が高い「洗濯」でも偏相関の二乗値は0.041、ということは、家事分担のあり方が、少なくとも最も関連性が低い「食料品や日用品の買い物」に夫婦のあいだでは容易には変化しないということ

ついてはわずか0.001程度の値となっている。

を示している。今回使用したデータの観察期間は

この数値は個体内の変動を情報から得られたも5年間であるが、5年間観察された個体（夫婦）内のであり、分析に含まれている夫婦の内部についの無償労働配分の変動が夫婦間の家事分担の差やて、妻と夫のそれぞれの家事頻度がどのように連比を説明する割合は3割程度である。もちろん個々

動して変化したかを示したものである。すでに述の個体が変化する可能性は5年間の観察の範囲をべたようにこれは介入操作の結果得られたもので超えればより大きなものになる可能性はあるし、はないため、実際の代替性の大きさを示すもので

政策介入等により個体の置かれた環境が劇的に変はないが、これらの数値が小さいことは、夫が家わればより公平な家事分担が実現する可能性はあ事を追加的に行うことが妻の家事をほとんど減らる。しかし今回の分析が示唆するのは、受動的なしていないという可能性を示している。

観察データからそのためのヒントを引き出すことは難しいだろう、ということだ。

（4）分析結果の考察

さらにこの個体内の配分変更は、表面上は公平

今回の分析からは、まずいくつかの家事項目に性の改善であったとしても、実質的にはそうなっ

ついて、労働時間の差・比の家事分担への効果にていない可能性が高い。観察データから正確な数

22

家事分担研究の課題

値を引き出すことは難しいが、夫と妻の家事頻度

入実験を行うのは無理にしても、パネル調査デーの個体内相関の数値は極めて小さく、夫の追加的タを用いた分析を行うのが無難であろう。

家事が妻の家事負担を効果的に減らしていないことが推察される。

次に、夫の家事は、妻の家事との連動性・代替性がきわめて小さいことが示唆された。これは、今回の分析から詳細な代替の様子を探ることは夫の家事労働負担の規定要因を探ってきたこれまできないが、夫の家事スキルが十分に高くないたでの研究の蓄積の意義に多少の留保が必要である

めに、妻の家事の「手伝い」に留まってしまってことを意味している。

いるケースが含まれていることも考えられる。ま以上を受けて、これからの家事分担研究の課題

た、ここでは示していないが、5つの家事項目のをいくつか示してみよう。現状で家庭内の無償労頻度の平均値を用いた分析でも、夫婦のウィズイ働を観察したパネルデータが整備・公表されつつンの家事頻度の相関は−0.149であり、無償労働あるため、時間配分や所得といった観察しやすいの性別分離によって夫の家事が妻の負担を減らし

要因の因果効果をより正確に捉えることは可能にているという証拠もない。

なりつつある。しかし3節（1）の後半で述べたよ
うに、観察データの分析でセルフ・セレクション・

5. これからの家事分担研究に向けてバイアスを取り除くことは難しい。分析の結果は、あくまで観察期間中に説明要因の変動を経験した

すでに論じてきたように、社会的公正が公的領

個体群における平均効果であり、何らかの政策介

域に優先的に適用され、私的領域には不正義ある

入により有償労働時間が均等になったとしても、いは不公平が残されてきたというリベラル・フェ

同じような効果が変動を経験しなかった個体群にミニズムの問題関心は、実証的な家事分担研究に当てはまるかどうかは不明なままである。また、

おいても基本的に共有されてきた。そこでは無償

夫の家事の「効果」を知るという目的においても、労働の夫婦間での分配について、時間的あるいは観察データの限界は明らかである。家事行動に関経済的な公平さが説明要因になりうるかという問する介入実験は工夫次第では不可能ではないと考いについて、データに基づいた考察が積み重ねらえられる。今後はそういった研究の蓄積が現れるれてきた。

ことが期待される。

しかしそういった研究において残されてきた課

もうひとつは、「家事をする」ということの実態

題は多い。今回の分析ではそのなかでも、未観察についての詳細な観察も必要である。みてきたよ

個体効果を統制したより厳密な分析と、夫婦間のうに、少なくとも家事という無償労働については、

家事労働の代替可能性の分析に取り組んだ。そ夫が家事の頻度をひとつ増やしても、妻の家事がの結果、まず従来の公平性の枠組みで検討されてひとつ分減っているわけではない可能性がある。

きた時間的余裕や所得の差といった要因について

ではどういった労働配分が実際に行われているのは、個体特性を統制すれば（つまり同一個人内のだろうか。有償労働における組織的協働の研究に変化としてみれば）決してその効果が大きいとはならって、無償労働についても労働配分あるいはいえないことがわかった。ここから、従来のクロ協働の実際的なあり方について参与観察の蓄積がスセクション調査データの分析は、未観察の個体望まれる。

間異質性の効果を労働時間や所得の影響として組
み入れてしまっていた可能性がある。これを間違い、あるいはバイアスとして理解するかどうかは考え方によるが、少なくとも労働時間を短縮した
り、所得比率を変化させた時に、無償労働にどれほどの変化が生まれるかを知りたい場合には、介付記
NFRJ-08Panelデータの使用にあたっては、日本家族社会学会全国家族調査委員会からの許可を得た。
注1）セルフ・セレクションの問題はマッチングや傾向スコア23

季刊家計経済研究2016

による重み付け等の手続きを介在させることで緩和することはできるかもしれないが、未観察の要因が措置群と統制群の割り付けに影響するケースなどにはやはり対応できない。
2）ほかにもいくつかの効果推定上の問題がある。労働経済学分野での研究において指摘されているように、夫婦の有償労働時間や所得は家事分担と双方向的に効果を及ぼし合っている（水落 2007; Anxo et al. 2007; Rizavi
and Sofer 2011）。この場合、同時性を考慮した推定モデルを導入する必要が出てくる。
3）一日あたりの平均有償労働時間は、4週間での労働日数と一日あたりの平均的な労働時間をもとに算出した。
4）調査票では、「税込み」の「去年一年間の収入」について、「臨時収入、副収入、年金を含めて」回答するよう指示されている。回答は「収入はなかった」「100万円未満」「100万〜 129万円台」のようにカテゴリーから選択するようになっているが、ここではそれぞれの回答の中間値を連続変数として用いている。また、単位は100万円
を1としている。
5）夫と妻の両方で頻度が0の場合には、数値を0.5にした。
6）モデルによる夫婦間の家事の代替可能性についての分析については、稿を改めて行う。ちなみに実際の実証分析においては、2変数の双方向の因果効果を考慮した3段階推定モデルよりも、一方の変数の内生性に配慮した2SLSなどを用いることが多い。しかしいずれの場合
でも、そうして推定された効果が「本来」の介入的因果効果に一致するかどうかについては不明な点が残ると考えるべきだろう。
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たけうち・まき 立命館大学大学院社会学研究科 博
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Attitudes in Taiwan, Japan, and Korea （筒井淳也との共著，International Journal of Japanese Sociology , 25（1）,2016, forthcoming）。家族社会学、計量社会学専攻。
（ma.kit0311@gmail.com）

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