研究助成報告論文

父親の家事・育児と父親および母親の主観的健康

蟹江 教子（お茶の水女子大学大学院人間文化研究科博士後期課程）

1. はじめにい。しかし、男性の家事や育児への参加は大して進まず、それに伴う女性の二重・三重負担は依然

高学歴化、就労意欲の変化などを背景に女性、特に既婚女性の社会進出が進み、有配偶女性におとして深刻であり、21世紀における主要なテーマである（Barnett 1998）。

ける就業者の割合は48.4％（1602万人）に及ぶ

当初、仕事と家庭の多重役割に関する研究の対（総務省 2004「労働力調査」）。仕事を持つ既婚女

象は既婚女性であった。しかし、共働き夫婦の増性の増加により、「夫は仕事、妻は家庭」という加に伴い、米国では1980年代より父親に関する研

性別役割分業は崩れつつあり、男性も家事や育児

究が、家族社会学者や発達心理学者の間で本格的を分担することが求められている。

に始まり（石井クンツ 1998）、対象を男性へと拡

これまで、男性の家事や育児への関与は、女性大していった。

の家庭役割負担の軽減や乳幼児の発達という視点

わが国においても、女性の仕事、家事、育児のから検討されることが多く、本人にとってどのよ

多重役割負担という枠組み（土肥・広沢・田中

うな影響があるのか、あまり検討されてこなかっ1990 ; 吉井・山崎 1999）に加えて、男性を対象た。しかし、女性の社会進出や少子化、さらにはとした研究（山崎 1991）や夫と妻の両方を対象と高齢化も影響して、今後も男性の家事や育児へのした研究（福丸 2000）も行われるようになって参加要求は高まることが予想され、父親の家事やいる。しかし、研究そのものが少なく、日本と欧育児への関与が、父親自身、あるいは配偶者であ

米では社会システムも異なるため、先行研究の検る妻に与える影響について検討することは、父親証を含めて、検討すべき課題は多い。

の子育て参加を円滑に進めるための環境整備に不

家事や育児は、本人だけでなく、配偶者や子ど可欠であろう。共働き夫婦が多数派になりつつあもにも影響するため、夫婦関係、親子関係を取りる現在、家事や育児をどのように分担しあえば、上げる際、無視することができない。特に夫婦間

夫、妻ともに良好な生活を送ることができるか、における家事や育児の分担は家族研究全般においどのような家庭内サポートシステムを構築すればて重要な課題である（Pina ＆ Bengtson 1993）。

よいか、この点について有益な示唆を得ることが本研究の目的でもある。

健康社会学においても、精神的健康や健康度の自己評価では、男女差（女性の方が不良）が存在するといわれており、様々なバイアスを調整した

2. 先行研究後も、男性と比較して女性の方が、不安、自信喪失、抑うつ、心配などの心理的ディストレス（イ女性の社会進出が日本に先行した欧米では、仕ライラなどのネガティブな感情状態）を経験しや事と家庭という多重役割に関する研究蓄積が多すいことが明らかにされている（Aneshensel

62

父親の家事・育児と父親および母親の主観的健康

1992; Mirowsky ＆ Ross 1995）。これは、男性には個人差も大きいため（直井編 1989）、時間とい比べて女性は家事労働が多いためであると考えらう量的側面に注目しただけでは、内容やプロセスれており（Bird ＆ Fremont 1991; Glass ＆については十分知ることはできない（石井クンツ

Fujimoto 1994）、実際、ジェンダー差は結婚して1997）。
子育てに関しても、母親は授乳や衣類の交換ないる男女の間で最も大きい。
賃金という経済的な報酬を伴う仕事と異なり、

ど、必要不可欠で子どもの基本的な生命維持に関

家事、なかでも育児がもたらすのは主観的で個人わる部分を担当することが多いが（LaRossa

的な報酬である。家事や育児は、そのペースや仕1988）、父親は遊びのように、補助的で楽しく、事の順番を自由に決めることができ、食事の準備

責任を伴わない行為が多い（船橋 1999）。

や衣類の洗濯、部屋の掃除は、快適な生活環境を

30〜39歳の男性の1週間の家事関連時間が33分維持するために必要不可欠である。家事や育児（総務省 2001「社会生活基本調査」）という現状は生産的な仕事であり、運動にもなる（Birdを考えると、時間という側面よりも、父親は家事

1999）。しかし、定型的で習慣化された仕事でもや育児を、実際の行動レベルでどのようにとらえあり、雑用も多く、いくらやってもきりがないているのかを明らかにし、どのような内容に関与（Oakley 1974; Glass ＆ Fujimoto 1994）。高度なしているのか、それが父親自身あるいは母親にど技術や知識を要求されるわけでもないため、家のような影響を与えるのか。このような点から検族はもちろん、他人から感謝されたり評価され討する方が、父親の家事や育児への関与が非常にたりすることもない。そのため、家事に多くの少ないわが国において、戦略的に男性の家事・育時間を費やすことは抑うつを増加させる（Glass

児への関心を高め、関与を促すために、有効であ＆ Fujimoto 1994）。賃金収入を伴わないため、仕ると思われる。

事そのものが一般的な就労に比べて、低く見られ父親の家事・育児への関与が本人および家族（配偶者と子ども）に与える影響については、抑がちである。
研究職に従事する男女を対象に家事労働と心理

うつ（Depression）、不安（Anxiety）、心身の自的ストレスとの関連（小泉・矢冨・織田・須藤

覚 症 状 や 訴 え （ s y m p t o m s ）、 満 足 感

1996）、家事労働とストレスホルモンとの関連（satisfaction）などとの関連が、検討されてきた。

（須藤・三木・矢冨・織田・川崎 1995）を検討しこれらはHappiness（Argyle 1987）、Well-Being

た研究においても、家事労働負担はディストレス

（Mclanahan & Adams 1987; 松田 2001）、などを高めることが報告されている。

主観的健康（Bowing 1997）などと、総称されて欧米の先行研究では、家事や育児は、その行為いる。 本 研 究 では、 心 身 の自 覚 症 状 や訴 えに要した時間によって測定することが多く、測定（symptoms）を中心に議論を進めるため、主観的された時間を加工することによって、例えば夫婦健康という表現を用いる。また、抑うつ、不安と間の分担割合など、新たな変数を算出している。

いった陰性感情（negative affect）と、充実感や

しかし、日本では、直接家事労働や育児に費やし満足感などを含む陽性感情（positive affect）は、た時間を聞くことは、無回答や回答拒否が増える

必ずしも連動しているわけではなく、独立して働

1）

ため、必ずしも有効とはいえない（石井クンツ ）。

くことが明らかにされている（Jorm 1990など）。

家事についての質的な研究によると、女性がする

そこで、陰性感情と陽性感情の両方を取り上げ、

家事は、掃除、料理、洗濯のように、毎日繰り返

父親の家事・育児への関与との関連を検討する。

して行われる仕事が多いのに対して（Berhheid

なお、本研究の目的は、あくまでも父親の家

1984; Berk 1985）、男性は、家庭大工、庭掃除、事・育児が父親自身あるいは配偶者である母親のゴミ捨てなど不規則で回数の少ない仕事が多い

主観的健康への影響を検討することであるが、母（Berk 1985; Pleck 1985）。家事労働にかける時間

親自身の家事や育児の量も十分影響していると思63

季刊家計経済研究 2005 AUTUMN No.68

図表--1 対象者の基本属性得た（回収率55.1％）。
世帯レベル
個人レベル
（n=191）父親（n=191） 母親（n=191）

世帯収入
（％）

子ども数
（％）

年齢

400万円未満

8.6があるものを除き、最600万円未満

11.2

近１カ月、子どもと生800万円未満

14.2

1000万円未満

10.7

活を共にしており、（単

1000万円以上

55.3

親世帯や単身赴任中、

1人

23.5

長期出張中などは除く）
、

2人

58.1

3人以上

18.4

平均（標準偏差）父親と母親の両方から
39.0
（5.4）

36.6
（4.4）

26−58

24−51

大卒

73.0

53.0

大卒以外

27.0

47.0

管理･専門職

56.4

事務販売職

24.6

労務･現業職

19.0

レンジ
学歴
（％）
職種（父親のみ）（％）

そのうち、回答に不備

労働時間（父親のみ）
平均（標準偏差）回答を得ることができた
父親191票、母親191票（191組）を分析の対象とした。
（2）分析に用いた変数・尺度と

58.7（17.5）

就業状況（母親のみ）（％） 無職21.7

パートタイム18.7

その他

回答者の属性

41.9

フルタイム

17.7

従属変数として、抑うつ症状、 疲労症状
（男性のみ）、育児不安

われる。本分析に用いた調査では、家事について（女性のみ）、生活への満足度を用いた。

のみ母親の頻度について父親にたずねている。そ抑うつ症状は、アメリカ国立精神保健研究所こで母親の家事についても、分析に加えることに（National Institute of Medical Health）が開発しする。

たうつ病の自己評価尺度CES-D（The Center for
Epidemiology Studies Depression Scale）の日本語版から12項目を用いた（島 1998; 清水 2001）
。

3. 方法

CES-Dスケールは、最近１週間、「普段は何でもないことでもわずらわしいと感じたこと」「憂う（1）データ

つだと感じたこと」などがどの程度の頻度であっ東京都内の幼稚園、保育園に通う園児（年少、たかを「全くなかった」から「ほとんど毎日」ま

年中、年長）を持つ父母を対象に、2005年１月かで、4件法でたずねるものであり、各回答に１〜ら２月にアンケート調査を実施した。父親用調査４点を与え、加算して用いた。得点が高いほど、票と母親用調査票を１セットとして、幼稚園、保抑うつ症状が高いことを示している。父親の平均育園を通じて配布した。調査票は自宅で回答しては17.86（SD=5.35）、母親の平均は19.08（SD＝もらい、郵送により回収した（一部の園について

4.60）で、母親の方が高かった。Cronbach係数は

は、郵送のほか、園に回収箱を設置した）。調査

父親 .90、母親 .89であった。

は無記名式で行い、分析の際、プライバシーに配疲労症状は、蓄積疲労スケール（中央労働災害

慮すること、調査への協力は本人の自由意思であ防止協会２）2004）を用いた。このスケールは過重

ること、の２点を保育園、幼稚園の関係者には口労働による健康障害防止のため労働者自身が疲労頭と文章で、父母に対しては協力依頼文の文面での蓄積をセルフチェックするツールとして開発さ説明した。

れたものである。蓄積疲労スケールは、最近１カ

調査票は517セット配布し、285世帯から回答を
64

月、「イライラする」「よく眠れない」「やる気が父親の家事・育児と父親および母親の主観的健康

図表--2 父親の家事・育児についての因子分析結果（n=191）に満足」、後者について

F1 食事

F2 掃除

F3 基本的育児

F4 遊び

は「全く思わない」か

食事の用意

.950

−.008

−.089

−.012

食料品の買物

.631

.008

−.001

.026

ら「非常に思う」まで、食事の片付け

.431

.238

.182

−.113

５件法で回答してもら

風呂の掃除

−.057

.883

−.004

−.021

い、それぞれの回答に

部屋の掃除

.009

.576

.078

.021

洗濯

.254

.548

−.122

.080

洋服の着脱の手助け

−.046

−.056

.918

−.079

加算した。得点が高い

トイレの介助

−.014

.072

.680

.025

寝かしつけ

−.018

−.003

.633

.162

ほど状態が良好であるこ

絵本

１〜５点を与え、単純

−.193

.045

.522

.232

とを示しており、２変

幼稚園・保育園の送り迎え

.292

−.025

.433

−.036

数の相関は父親 .64、母

子どもと一緒に朝食

.131

−.014

.317

.055

おもちゃを使う遊び

−.153

.077

−.118

.925

体を使った遊び親 .72であった。父親の

−.065

−.009

−.047

.825

平均は8.15（SD＝1.60）、

数や文字などを教える

.018

.056

.066

.666

子どもと一緒に夕食

.233

−.125

−.012

.604

母親の平均は7.98（SD

.072

.015

.136

.503

＝1.51）で、両者の間に子どもと散歩

−.077

.034

.051

.492

有意な差は認められなか

子どもと会話

.191

−.114

.248

.466

子どもが散らかした後片付け

.070

.032

.333

.341

子どもと一緒に風呂った。
独立変数として、夫

F1
F2

.339

F3

.357

.375

F4

.232

.339

婦に共通な変数として、.681

世帯収入と子ども数を用いた。世帯収入は父出ない」など13項目について、自覚症状がどの程親の、子ども数は母親の回答によるものである。

度あるのか、「ほとんどない」から「よくある」ま

世帯収入は「400万円未満」が8.6％、「400万円で３件法でたずねた。それぞれの選択肢に１〜３以上600万円未満」が11.2％、「600万円以上800万点を与え、加算して用いた。Cronbach係数は.89

円未満」が14.2％、「800万円以上1000万円未満」

であり、得点が高いほど、疲労症状が高いことをが10.7％、「1000万円以上」が55.3％と過半数を占示す。父親の平均は19.41（SD＝5.36）であった。

め、高額所得者が非常に多い。これは、都心区部

育児不安は、牧野･中西（1985）による12項目の園が調査対象に含まれていること、母親がフル

短縮版育児不安尺度を用いた。回答は「全くな

タイム就労している世帯で収入が高いこと、など

い」から「よくある」まで４件法で行い、それぞによる。

れの選択肢に１〜４点を与えたものを加算した。
Cronbach係数は.69であり、得点が高いほど、育児不安が高いことを示し、平均は29.64（SD＝4.44）であった。
生活への満足度は、WHOが開発したSubjective

子ども数は「１人」が23.5％、「２人」が58.1％、「３人以上」が18.4％であった。
個人レベルの変数として、父親は年齢、学歴、職種、労働時間、家事・育児への関与状況を用いた。
父親の平均年齢は39.0歳（SD＝5.4）、「大卒」

Well-being Inventory（SUBI）（Nagpal and Sell

が73.0％、「大卒以外」は27.0％であった。職種は1992; 大野・吉村 2001）、「消費生活に関するパネ「専門・管理職」が56.4％、「事務販売職」がル調査」（家計経済研究所 2003）などを参考に項

24.6％、「労務現業職」が19.0％であった。1週間目を検討し、回答のしやすさという点から、「ああたりの労働時間は58.7時間（SD＝17.5）であっ

なたは生活全般に満足していますか」「あなたは、た。父親の労働時間は、父親の家事・育児への関幸せだと思いますか」という２項目を選択した。

与を規定する非常に重要な変数（加藤・石井クン

前者の質問については「非常に不満」から「非常ツ・牧野・土谷 1995など）であると同時に、抑65

季刊家計経済研究 2005 AUTUMN No.68

図表--3 分析に用いた変数割についての研究（牧父親（n=191）

母親（n=191）
平均
19.08

標準偏差
4.60 *

29.64

4.44

7.98

1.51

野・中野・柏木 1996）
、

抑うつ

レンジ
12−48

平均
17.86

標準偏差
5.35

疲労症状

13−39

19.41

5.36

育児不安

12−48

生活満足

2−10

8.15

1.60

食事関連家事

0−21

2.76

3.86

1 9 9 4 ）などを参考に、

掃除関連家事

0−21

2.33

3.98

一般的で、父親の実行

基本的育児

0−56

12.92

9.82

あそび的育児

0−42

19.24

11.51

頻度が比較的高いもの

妻の家事*p<.05

0−42

30.02

10.26

を、家事６項目、育児共働き夫婦のライフスタ
イルに関する研究（東京都立労働研究所編

14項目を選択した（詳細は図表−２を参照）。実際に行った頻度を「ほ図表--4 父親と母親の抑うつについての重回帰分析の結果
父親（n=191）世帯収入

母親（n=191）

とんどない」から「ほ

モデル１

モデル２

モデル１

モデル２

ぼ毎日」まで 5 段階でた

β

β

β

β

400万円未満

.085

.082

.131

.123

ずねた。分析にあたっ600万円未満

−.083

−.092

.114

.101

て は 、「 ほ と ん ど な

800万円未満

−.093

−.092

.018

.021

い」＝0、「月に２〜３

.052

.068

1000万円未満.170 *.166 +
reference

1000万円以上−.180 *−.172 *

−.023

−.012

日」＝1.5、「週に３〜５

.049

.046

.030

.031

日 」 ＝ ４ 、「 ほ ぼ 毎

事務販売.148 +.148 +

労務・現業

.075

.088

.171 *.179 *

年齢
学歴（1=大卒）
父親の職種日」＝0.6、「週に1〜2

父親の労働時間日」＝７として、得点

reference

管理・専門化して用いた。
−.651 *
.594 +

父親の労働時間の2乗

−.508
.441

年齢、学歴、就業状況、
家事量の４変数を用いreference

母親の就業状況 無職

母親の変数としては、

−.077

.010

.044

た。母親の平均年齢は

.007

.010

−.101

−.132

36.6歳（SD＝4.4）であ

.010

.007

.091

.092

フルタイム

−.073

パートタイムその他

り、「大卒」は53.0％、父親の食事関連家事

−.067

−.085

.173 +.197 *「非大卒」は47.0％であ

父親の掃除関連家事

.012

.002

.013

.002

父親の基本的育児−.087

った。就業状況は「無−.289 **

職」が41.9％、「フルタイ−.239 **−.037

父親のあそび的育児

ム」が21.7％、
「パートタ
母親の家事

−.247 *−.224 *−.165 +−.173 +

調剤済みR2値

.064

.056

.043

.050

+p＜.10, *p<.05, **ｐ<.01
βは標準偏回帰係数イム」が18.7％、「その他（経営者、家族従業員、自由業など）」が17.7％であった（図表−１）。
母親の家事は、父親

うつ、疲労症状などにも影響する変数である。

による回答である。また質問内容は父親と同じで父親の家事や育児への関与状況は、小泉らあり、６項目について５段階でたずねた。因子分（1996）や父親の家事・育児参加の規定要因につ析の結果、１因子構造であることが確認されたた

いての研究（松田・鈴木 2002; 永井 2001）、親役

め、６項目を加算して用いた。

66

父親の家事・育児と父親および母親の主観的健康

図表--5 父親の疲労症状についての重回帰分析の結果

4. 結果

父親
（n=191）

世帯収入

モデル１

モデル２

β

β

400万円未満

.097

.085

家事や育児を、1週間あたりの頻度によってと600万円未満

−.014

−.021

らえた場合、各項目間にどのような関連があるの800万円未満

−.054

−.052

1000万円未満
1000万円以上.059.070
reference
−.079

年齢

−.087

職種（1=管理専門）−.151 +

.160 *−.138 +

父親の食事関連家事

−.036

−.016

父親の掃除関連家事

−.019

−.023

父親の基本的育児−.133.165 *

父親の労働時間（1）家事・育児だろうか。この点について検討するため、父親の家事（６項目）と育児（14項目）について、因子分析を行ったところ（図表−２）、４因子が抽出された。
第１因子は、「食事関連家事」であり、「食事の用意」「食料品の買い物」「食事の片付け」から構

父親のあそび的育児成されていた。第２因子は、「掃除関連家事」であり、「風呂の掃除」「部屋の掃除」「洗濯」とい−.171 +

う項目から構成されていた。第３因子は、
「おも

母親の家事

−.218 *−.249 **

ちゃを使った遊び」「体を使った遊び」「数字や文

調剤済みR2値

.055

.062

字などを教える」
「夕食」
「お風呂」
「散歩」
「会

+p＜.10, *p<.05, **ｐ<.01,
βは標準偏回帰係数話」「後片付け」という項目から構成されており、あそびの要素を含み、補助的なものであることから「あそび的育児」とした。第４因子は、「洋服

図表--6 母親の育児不安についての重回帰分析の結果
母親（n=191）

世帯収入

モデル１

モデル２

β

β

400万円未満

.035

.065

600万円未満

.093

.101

800万円未満.145 +.137 +.136 +

1000万円未満.131の着脱の手伝い」「トイレの介助」「寝かしつけ」「絵本」「保育園・幼稚園の送迎」「朝食」から構成されているため、「基本的育児」とした。
各変数の得点は図表−３に示すとおりである。
（2）父親および母親の抑うつとの関連
図表−４は、父親および母親の抑うつと父親の家

reference.142 +.122

父親労働時間

.054

.049

母親の年齢

−.038
reference

−.042

−.023

−.026

パートタイム

.039

.038

その他

.090

.098

そのため、モデル１では「基本的育児」を、モデ

父親の食事関連家事

.035

.035

父親の掃除関連家事−.174 *−.140 +

ル２では「あそび的育児」を、それぞれ投入した。

父親の基本的育児−.126

1000万円以上
子ども数

母親の就業状況 無職
フルタイム

調剤済みR2値.085「基本的育児」「あそび的育児」）との関連を示したものである。
「基本的育児」と「あそび的育児」−.200 *

父親のあそび的育児

事・育児量（「食事関連育児」「掃除関連家事」.066+p＜.10, *p<.05, **ｐ<.01
βは標準偏回帰係数

は内容的に異なるが、相関は.681と非常に高い。

図表−４からも明らかなように、父親の場合、食事関連家事、掃除関連家事、基本的育児、あそび
的育児のいずれも、抑うつとの関連は認められなかった。しかし、母親については、父親の食事関
連家事とはプラスの、基本的育児とはマイナスの関連が認められ（モデル１）、あそび的育児とも

欠損値については、抑うつ、疲労症状など尺度

マイナスの関連が認められた（モデル２）。

として用いたものについては過半数を超える回答

また、父親の回答による母親の家事を投入したがあったものについてのみ各人の平均値を、カテ

ところ、父親、母親ともにマイナスの関連が認めゴリーデータについては最頻値で代替した。

られた。つまり、母親の家事量が少ない場合に67

季刊家計経済研究 2005 AUTUMN No.68

図表--7 父親と母親の生活への満足度についての重回帰分析の結果
父親（n=191）

り、父親の関与が少ない

母親（n=191）

モデル１

モデル２

モデル１

モデル２

β

β

β

β

400万円未満

−.040

−.024

−.207 *

600万円未満−.187 *−.173 +−.289 **−.209 *−.287 **

800万円未満

.036

.019

−.089

−.092

1000万円未満−.132−.144 +−.160 *−.175 *

−.054

−.059

世帯収入

1000万円以上
年齢場合には、母親の育児不安は高いことを示している（母親の家事は有意ではなかったため、分析から除いた）。

reference

.132

母親の学歴

.000

−.010

（5）父親および母親の生活への満足度と.137 +の関連
reference

母親の就業状況 無職−.269 **−.182 *−.219 *

パートタイム−.250 **−.197 *

図表−７は父親および−.189 +

−.046

−.013

母親の生活への満足度

その他

−.075

−.072

−.141 +−.137 +と父親の家事・育児量

−.029

−.030

.052

.056

との関連を示したもので父親の食事関連家事

.079

.070

−.002

−.037

父親の掃除関連家事

−.122

−.099

−.018

−.022

フルタイム

父親の労働時間ある。
父親の基本的育児
調剤済みR2値.279 **.180 *.121

状況との関連が認めら.192 *.166 *

父親のあそび的育児

.116

.099

+p＜.10, *p<.05, **ｐ<.01
βは標準偏回帰係数

父親では、妻の就業.116

れ、妻がフルタイムの場合、父親の家庭生活への満足度は無職の場
合と比べて低く、パーは、父親、母親ともに抑うつ症状が高いことが示

トタイムの場合もその傾向が認められた。また、された。

基本的育児量（モデル１）、あそび量（モデル２）
ともプラスの関連が認められた。

（3）父親の疲労症状との関連
図表−５は、父親の疲労症状と家事・育児量との関連について示したものである。

母親でも、自身の就業状況との間に関連が認められ、無職と比較して、フルタイムで低く、その他でも低い傾向が認められた。基本的育児（モデ

労働時間が長いほど疲労症状は高くなり、「管ル１）、父親のあそび的育児（モデル２）ともに、理職」は「事務販売職」「労務・現業職」と比較

プラスの関連が認められ、父親の子育てへの関与

して低い傾向にある。
「基本的育児」は疲労症状の度合いが高い場合には、妻の生活満足度も高いと何ら関連が認められないが、「あそび的育児」

ことが明らかになった（母親［妻］の家事は有意

はマイナスの関連があり、あそび的育児量が高いな関連がみられなかったため、分析から除いた）。

ほど疲労症状は低下する傾向にある。
また、母親（妻）の家事量が少ないほど、夫の疲労症状は高くなる。

5. 考察
本研究では、幼稚園、保育園にかよう子どもを（4）母親の育児不安との関連持つ父親、母親を対象に、父親の回答による家図表−６は、母親の育児不安と父親の家事・育児

事・育児の構造と、父親の家事・育児への関与と父との関連を示したものである。父親の掃除関連家

親・母親の主観的健康との関連について検討した。

事とはマイナスの（モデル１）、父親のあそび的

父親による家事・育児の構造は、食事関連家

育児ともマイナス（モデル２）の関連を示してお事、掃除関連家事、基本的育児、あそび的育児の68

父親の家事・育児と父親および母親の主観的健康４因子から構成されており、これらの結果は先行た。つまり、妻の家事量が少ない場合、夫の抑う研究とも、また、私たちの日常における経験とも

つ症状や疲労症状は高くなり、妻自身の抑うつ症

概ね一致する。基本的育児とあそび的育児の相関状も高くなる傾向にある、という不幸で歪んだ関は非常に高いが、食事関連家事と掃除関連家事と係にある。家事労働の大半が依然として女性によの間には、やや相関が見られるにとどまった。こって担われており、女性自身の中で就労との折りれらの結果は、父親については家事と育児は別々合いをつけながら完結する（西村 2001）状況下にに取り扱うべきであることを示唆している。

おいては、女性のバランスの崩壊は配偶者に重大

重回帰分析の結果、父親では食事関連家事、掃な危機をもたらす可能性を孕んでいる。

除関連家事、基本的育児、あそび的育児のいずれ最後に、本研究の限界と課題について言及すにおいても抑うつとの関連は認められなかった。

る。第１に、本研究は、東京都区市部の幼稚園

これは、父親の家事・育児への関与は非常に低児、保育園児の父親と母親を対象としたものであく、抑うつとの関連が認められるほどのレベルにるが、分析対象者の属性からもわかるように、高まで達していないためではないかと考えられる。

学歴、高収入世帯が多い。父親の労働時間から推Bird（1999）が用いたデータ（The two-wave

測すると、長時間労働従事者が回答していない可

National Survey of Functional Health Status by

能性もあり、多くの社会調査と同様、主観的健康

the National Opinion Research Center）では、が良好でない層が含まれていない可能性もある。

既婚男性の家事・育児（Housework）の割合はそのため、一般化にあたっては、さらに対象や地

36.7％（１週間あたり16.8時間）であり、わが国域を拡大しての検証が必要であろう。

の状況とはかなり異なる。

第２に、横断調査を用いての分析であるため、

しかし、疲労症状と基本的育児の間にはマイナ

因果関係の特定が困難である。分析モデルは欧米

スの、生活満足度と、基本的育児、あそび的育児におけるパネル調査を用いた先行研究を参考に作の間にはプラスの関連がそれぞれ認められた。疲成したが、パネル調査を用いた研究そのものが多労症状との関連については、仕事で疲れているたくはない。今後は、わが国でもパネル調査による

め､子どもの面倒をみたり、子どもと遊んだりす

データを用いた研究が必要であろう。

ることは難しい、という本モデルとは逆の関係も第３に、家事や育児の評価については、夫と妻想定できる。父親の家事への関与は父親にとっての間でズレがしばしば生じており（岩井・稲葉

役割負担を強いるものではなく、子育て（基本的2000）、これは家族を対象とする研究全体の課題

育児、あそび的育児）への関与はむしろ好ましでもある。本研究では、家事・育児に関する変数

い、といえるだろう。

は父親の回答だけを用いたが、母親の回答との関配偶者（＝妻）の主観的健康との関連では、子育てへの父親の関与は、抑うつ、育児不安という連を含めた検討も今後は必要である。
しかし、これらは決して本研究の意義を損なう

陰性感情（negative affect）だけでなく、生活ものではなく、父親、母親双方にとってのよりよへの満足度という陽性感情（positive affect）とい家事・育児分担の可能性を本研究結果は示唆しも関連していた。父親の子育てへの関与は、非常ており、家庭内における役割の再構築、あるいはに望ましく、今後は父親が子育てに関与できるよサポート体制の確立に寄与すると考える。

うな環境整備をいかに進めるか、という点が、父親にとっても母親にとっても重要になってくる。
本研究では、母親（妻）の家事との関連について〔謝辞〕本研究の実施にあたり、ご協力くださいました保護者のみなさま、保育園・幼稚園関係者のみなさまに感謝申し上げます。

も検討を行った。その結果、母親（妻）の家事と夫の抑うつ、疲労症状とはマイナスの関係があ＊本論文は、財団法人家計経済研究所の2004年度研究振興助成事業の助成金に基づく研究成果である。

り、母親自身の抑うつともマイナスの関係があっ69

季刊家計経済研究 2005 AUTUMN No.68

注1）2003年度お茶の水女子大学大学院前期集中講義（７月21日〜23日）「家族関係論」における石井クンツ昌子教授（カリフォルニア大学リバーサイド校社会学部）のコメント。
2）
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