特集論文

産業構造の変化が労働に与える影響

水谷 徳子（公益財団法人 家計経済研究所 研究員）

1. はじめにじている。一方、第3次産業に従事する就業者の割合は、1950年には全体の3割弱であったが、近「労働力調査」（総務省統計局 2014）によると、年まで増加傾向にあり、2010年には就業者全体の労働力人口は2007年の6,684万人をピークに減少約7割を占める。以上から、産業構造は製造業か傾向にあったが、2013年は6年ぶりに増加した 。

ら非製造業へ緩やかにシフトしていることがわか

男女別にみると、前年に比べて男性は16万人のる。

1）減少、女性は38万人の増加であることから、女性

このような産業構造の変化は、日本だけではなの労働力増加がこの増加の一因として挙げられる

く、OECD諸国で観察されているにもかかわらだろう。このような女性の市場労働参加の増加のず、これまで、女性の市場労働参加の増加に関す背景や特徴、それの及ぼす影響について、教育投る文脈において、このような産業構造の変化との資等の人的資本、医学の進歩（Goldin and Katz

関係については、見落とされがちだった 。しかし、
2）

2002）
、家計内生産における技術革新（Greenwood

産業構造の変化、特にサービス業の拡大が女性のand Guner 2009）、女性の労働に関する社会的規市場労働に影響する理由はいくつかある。一つは、範（Fernández 2013; Fogli and Veldkamp 2011）

サービス業には、比較的身体的作業を要する業務等の観点から多くの研究が蓄積されてきている。

が少ないことである。身体能力において女性は男

本論文は、上述のような労働の供給サイドに着目性を下回り、かつては労働市場で観察される賃金するのではなく、女性の市場労働の増加に対して、格差等の男女差の大きな原因であった。しかし、サービス業の拡大と女性労働の相対的なニーズサービス業の拡大により相対的に肉体的負担の大（需要）から補完的な説明を試みようとするものできい業務が減少し、機械化されにくいコミュニケーある。

ションスキルや対人スキルを要する業務が増え、本稿で、サービス業拡大の影響に着目する一つ

女性への需要シフトが生じている可能性がある。の理由は、日本経済の産業構造が大きく変化してもう一つは、女性の家事労働に関連する。家事いることにある。図表−1は、産業別（3部門）就労働には、炊事、掃除、洗濯や育児等を含み、一業者の割合の推移を示している。1950年には、就般的に市場のサービス業において代替物が存在す業者の約5割が第1次産業に従事していた。その後、る場合もある。もし、サービス業の拡大によって、第1次産業に従事する就業者の割合は低下し続け、これらの家計内での労働をより安く外部委託する2000年以降は全体の5%程度にとどまっている。

ことが可能になれば、女性の労働時間が家計内か第2次産業に従事する就業者の割合は、1950年にら市場へと配分されることになるだろう。

は全体の2割強であり、その割合は上昇傾向にあっ

以上のような産業構造の変化と家事労働の市場たが、1990年頃の約3割をピークに減少傾向に転化によってもたらされうるサービス業の拡大が女

6

産業構造の変化が労働に与える影響

図表-1 産業別（3部門）
就業者の割合
（年）

1950
1955
1960
1965
1970
1975
1980
1985
1990
1995
2000
2005
2010
0％

10％

20％

30％

40％

第１次産業

50％

60％

第 2 次産業

70％

80％

90％

100％

第 3 次産業

出典： 総務省「国勢調査」

性の市場労働あるいは労働市場で観察される男女

サービス業の拡大は、女性の相対賃金を上昇差に与える影響に関して、Ngai and Petrongolo

させる（2014）は、財・サービス・家事労働の3つの部門（ii） 相対的に財部門において生産性成長率が高いが存在するモデルを構築し、政策分析をおこなっならば、サービス業が拡大し、女性の相対賃ている。Ngai and Petrongolo（2014）が構築し金が上昇するた理論モデルの概略は次の通りである。
市場では互いに代替的ではない財とサービスが生産され、家計では市場で生産されるサービスと（iii）男女とも、全労働時間に占める市場労働時間の割合は、産業構造の変化に伴って低くなり、家事労働の市場化に伴って高くなる代替的なサービスが生産される。市場や家計にお（iv）女性がサービスの生産に比較優位をもつとす

いて財やサービスは、男女の労働によって生産さると、産業構造の変化と家事労働の市場化のれ、女性は市場においても家計においてもサービ両方によって、男性と比較して女性の市場労スの生産に比較優位をもつとする。また、部門ご働時間の上昇を導くとのTFP成長率や資本の集約度が異なることから、労働の生産性成長率は不均一である。

本稿の目的は、日本においても観察される産業構造の変化が女性の市場労働の増加あるいは労働

このような仮定のもとでは、例えば、財とサー市場で観察される男女差に与える影響について、ビスが互いに補完的であり、財部門において労働近年の理論研究で構築されてきたモデルから導かの生産性成長率が高いので、労働を財部門かられる予測が観察されるかを、（公財）家計経済研サービス部門へ再配置し、結果として産業構造が究所の「消費生活に関するパネル調査」の個票デー変化する。また、家計で生産されるサービスと市タを用いて、検証することである。

場で生産されるサービスが互いに代替的であり、論文の構成は以下の通りである。第2節では、

家事労働部門において労働の生産性成長率が低い使用するデータを紹介し、市場労働や家事労働のので、労働時間を家計から市場へと再配分し、結動向、産業構造の変化のそれらへの影響について果として家事労働が市場化される。以上のような分析結果を示す。第3節では、考察をまとめ今後設定のもとで、次のような予測が導かれている。の課題を検討する。

（i）女性がサービスの生産に比較優位をもつとき、
7

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図表-2 週労働時間（平均値）の推移（1）市場労働（時間）45（a）市場労働時間

40

通りで把握することが可能でJPSCでは、労働時間を2ある。一つは、調査時点で有35

業である者についての労働時間であり、もう一つは1日30の生活時間のうち仕事に費や25す時間である。ここでは、前者を市場労働時間として用い20る。

15

市場労働時間については、調査時点で有業である者につ10いて、週当たりの労働時間と50残業時間、1年間の労働日数がわかる。JPSCにおいては、
97 98 99 00 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 13（年）男性

女性

これらすべてはカテゴリー変数であるため、本稿では、各選択肢の中央値をとっている。

2. 市場労働・家事労働の動向

図表−2は、週労働時間の平均値の推移を男女別に示したものである 。男
3）

女ともほぼ横ばいで推移している。女性の週当た分析には（公財）家計経済研究所による「消費り労働時間は、1997年の約31時間から2013年の生活に関するパネル調査」（以下、JPSC）の1997約33時間に微増しているのに対し、男性のそれは～ 2013年の調査を用いる。JPSCは調査開始時点約41時間から約40時間に微減となっている。の1993年に24歳から34歳までの女性1,500人を対次に、総市場労働時間に占める女性の市場労働象とし、現在に至るまで同一女性を追跡したパネ時間の割合の推移を確認する。総市場労働時間にル調査である。なお、その後、1997年、2003年、は、年間の市場労働時間を用いる。年間の市場労

2008年、2013年に調査の対象者が追加されている。

働時間は、（1年間の労働日数×週当たりの労働時

JPSCの調査対象は女性であるが、有配偶につ間÷5）と計算した。調査 t 年の総市場労働時間

いては家計全体に加え、夫についての詳細な調査項目があり、各家計の妻および夫の年齢や学歴等の個人属性だけでなく、就業状況、労働環境、時間配分の情報を併せて把握することが可能であ

Lt=Lmt+Lft は、回答者 i の年間市場労働時間 Li の総計 Σi Li である。女性の年間総市場労働時間 Lft は、女性 f の回答者の年間市場労働時間 Lf の総計 Σf Lfであり、同様に男性 m の年間総市場労働時間はる。ここでは、市場労働や家事労働の動向を男女

Lmt=Σm Lm である。図表−3は、総市場労働時間に別および産業別に確認するため、分析の対象とな占める女性の総市場労働時間の割合 Lt の推移を示

L ft

るのは、有配偶の家計のサンプルとなる。
以下では、している。女性の市場労働時間は、1997年では全男女別や産業別の市場労働時間や賃金、家事労働体の総市場労働時間の17.3%を占めていたが、年々時間の推移をJPSCで確認する。

その割合は上昇し、2013年には27.0%を占めている。経済全体に占める女性の市場労働時間のシェ

8産業構造の変化が労働に与える影響

図表-3 総市場労働時間に占める女性の市場労働時間の割合
30％

25％20％

15％

10％5％0％

9798

9900

01020304050607080910111213 （年）

図表-4 総市場労働時間に占める各産業の市場労働時間の割合（年）
97990103050709
11130％

10％

20％

30％
第１次産業

40％

50％

60％

第 2 次産業アが年々増加していることがわかる。

70％

80％

90％

100％

第 3 次産業

L jt

場労働時間の割合 Lt の推移である。総市場労働総市場労働時間の各産業のシェアを確認する

時間でみた場合、1997年調査時点において既に、ために、従事する業種を第1次産業、第2次産業、第3次産業の市場労働時間が全体に占める割合は、

4）5）。調査 t 年における各産第2次産業の37%の2倍近くの62%となっている。

業の年間の総市場労働時間 Ljt は、回答者 i が従事

その後も第3次産業の占める割合は上昇傾向にあ第3次産業に分類したする産業 j の年間市場労働時間の総計である。図り、2013年には67%に達している。一方、第2次

表−4は、総市場労働時間に占める各産業の総市産業の占める割合は低下傾向にあり2013年には全9

季刊家計経済研究

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図表-5 総市場労働時間に占める女性の市場労働時間のシェアの変化（1）女性の市場労働時間のシェアの変化（%）（2）産業間のシェアの変化（%）

1997 〜 201327.0 − 17.3 = 9.6

11.0

1997 〜 2003

23.0 − 17.3 = 5.6

6.1

2003 〜 201327.0 − 23.0 = 4.0

23.6

図表-6 女性の相対賃金の推移
（A）

0.8
0.7

0.7

0.6

0.6

0.5

0.5

0.4

0.4

0.3

0.3

0.2

0.2

0.1

0.1

0.0

（B）

0.8

97 98 99 00 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 13（年）全体

0.0

97 98 99 00 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 13（年）

第 1・2 次産業

第 3 次産業体の30%にまで低下している。総市場労働時間にとあらわされるとする。Lfjt は、t 期における第 j 産

おいても第1次・第2次産業から第3次産業へとシ業に従事する女性の年間総市場労働時間をあらわフトしてきていることが観察される。

す。Ljt=Lmjt+Lfjt は、t 期の第 j 産業に従事するもの
Lfjt Lfj0の年間総市場労働時間である。afj= Ljt + Lj0 /2と図表−3と図表−4で観察された総市場労働時間における女性の市場労働時間のシェアの上昇と産業構造の変化はどのように関連しているのだろう

（）

（）

jt
Lj0
aj= L
Lt + L0 /2 は、それぞれ産業間と産業内の各要因に対するウェイトである。

か。第3次産業へのシフトに伴って総市場労働時

結果として、図表−5の（1）列には総市場労働間に占める女性の市場労働時間のシェアがどれだ

時間に占める女性の市場労働時間のシェアの変化

け上昇したのかを確認するために、1997年から（（1）式左辺）を、（2）列には（1）列の変化のう2013年の間の総市場労働時間に占める女性の市場ち産業間のシェアの変化（（1）式右辺第1項）で労働時間のシェアの変化を、第3次産業のシェア説明される割合を報告する。1997年に17.3%だっの変化と各産業内の性別による労働集約度の違いた総市場労働時間に占める女性の市場労働時間のの変化の影響に分解してみる。

シェアは、2013年には27.0%にまで上昇している（1）列）。その上昇分のうち、約11%は第3次産
Ngai and Petrongolo（2014）の手法に倣い、 （0期から t 期の総市場労働時間に占める女性の市場業へのシフトの上昇によって説明される。期間ご労働時間のシェアの変化は、とにみてみると、年を経るごとに女性の労働時間

Σ（）Σ（）

Ljt Lj0
Lft Lf 0
Lfjt Lfj0
Lt − L0 = j afj Lt − L0 + j aj Ljt − Lj0
10（1）のシェアの上昇は緩やかになってきているが、産業間のシェアの寄与が大きくなってきていること

産業構造の変化が労働に与える影響

図表-7 第3次産業拡大の影響

女性ダミー
第 3 次産業シェア
女性ダミー×第 3 次産業シェア
個人属性
第 3 次産業ダミー（1）
年間市場労働時間（平均）−2269.5934 ***（3.1211）−866.9753 ***（7.6277）
1698.9201 ***（4.8705）（2）
年間市場労働時間（平均）−2249.107 ***（3.2915）−923.9078 ***（9.0554）
1667.9060 ***（5.1277）

年齢 2 乗
学歴ダミー
中卒
高卒
大学・大学院卒
定数項
R − squared
Observations

（4）

対数賃金

対数賃金

−0.5700 **（0.1803）−1.7729 ***（0.3135）0.3034（0.2837）−0.5863 **（0.1803）−1.7728 ***（0.3135）
0.2764（0.2837）

0.6614 ***（0.0675）−0.0086 ***（0.0009）0.2303（0.1847）0.1159（0.2884）0.6471 ***（0.0742）−0.0083 ***（0.0009）

0.0379 ***（0.0032）−0.0003 ***（0.0000）

0.0126 *（0.0057）
0.0375 ***（0.0103）
0.0381 ***（0.0032）−0.0003 ***（0.0000）

0.4685 *（0.2238）
0.018（0.1266）
0.3530 *（0.1543）
3122.8563 ***（5.3037）0.999653413

0.4111（0.2719）0.107（0.1594）
0.4590 *（0.1802）
3162.2732 ***（6.2930）
0.999641002−0.1721 ***（0.0104）−0.0999 ***（0.0058）
0.1207 ***（0.0067）7.7525 ***（0.2494）0.365326109−0.1681 ***（0.0105）−0.0972 ***（0.0058）
0.1215 ***（0.0067）7.7407 ***（0.2481）0.366126109

女性ダミー×第 3 次産業ダミー
年齢（3）

注 : *, **, *** は10%, 5%, 1% 水準で統計的に有意であることをあらわす
括弧内は、Robust standard errors
学歴ダミーの reference は、専門・専修および短大・高専卒
都道府県ダミー、調査年ダミーを含む（c）産業構造の変化が市場労働に与える影響がわかる。

前項までで、1997年から2013年にかけて、全（b）賃金の動向

体の総市場労働時間に占める女性の市場労働時間

次に、市場労働への影響として賃金の動向を確の割合が上昇しており、その上昇分の約1割は第3認する。本稿で用いる賃金は、時間当たり賃金で次産業のシェアの上昇によって説明できる可能性ある 。図表−6（A）は、男性の賃金を1.00としがあること、男性に対する女性の相対賃金は若干た女性の相対賃金（未調整）の推移である 。全

上昇傾向にあることを確認した。本項では、第36）7）体として、2008年頃まで女性の賃金は男性の賃金

次産業のシェアの変化が市場労働時間や賃金等のの65%前後でほぼ横ばいであり、それ以降、徐々市場労働に与える影響を回帰分析により、検証すに上昇傾向にあり、2013年には69%まで上昇してる。

いる。年齢や学歴等の個人属性を調整すると（図（2）列は年間市場労働時間（平均）図表−7の（1））
、相対賃金の上昇傾向は弱まるが、産表−6（B）を、（3）列は時間当たり賃金の対数値を被説明変業にわたって相対賃金の推移は、似通った傾向が（1）列をみる数に用いて推定した結果を示す 。

観察される。と、第3次産業のシェアおよび第3次産業のシェア

8）と女性ダミーの交差項の係数は、1%水準で統計
11季刊家計経済研究

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図表-8 仕事時間と家事労働時間

よびその夫の生活行動に関し（時間）
12て、平日、休日それぞれについて1日24時間のうち、1）通勤・通学、2）仕事、3）勉学、

10

4）家事・育児、5）趣味・娯楽・交際など、6）基礎時間（睡眠や食事、入浴など）の6項目に8

どのくらいの時間を費やしているかを尋ねている。本稿の分6

析では、平日について6項目に配分した時間のうち、2）を仕

4

事時間（市場労働）、4）を家事労働時間として用いる 。
9）

図表−8は、仕事時間と家2事労働時間の男女別の平均
097 98 99 00 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 13 （年）値の推移である。本稿の分析
期間において仕事時間の男女仕事（男性）家事・育児（男性）差は縮小傾向にあることが観仕事（女性）

家事・育児（女性）察される。女性の仕事時間の平均は、1997年の3時間弱から2013年の約4時間に増加し的に有意に推定されている。第3次産業のシェアている一方、男性の仕事時間の平均は、約8時間が10%ポイント上昇すると、男性の年間市場労働（1997年）から約7時間（2013年）に減少しており、時間の平均が約86.7時間減少するが、女性に関し1997年から2013年にかけて、仕事時間の男女差ては83時間近く（169.9−86.7）増加する。従事は約5時間から約3時間に縮小している。

する業種や年齢、最高学歴等の個人属性をコント全労働時間（仕事時間＋家事労働時間）に占めロールしても、これらの係数の値は統計的に有意る仕事時間の割合は、女性では1997年の22.0%かな値をとっている（（2）列）。

ら2013年の29.3%と上昇している一方、男性では一方、賃金に対しては（（3）列）、第3次産業のシェ

1997年の93.0%から2013年の90.6%と低下していアの係数は負で有意、女性ダミーと第3次産業のる。しかし、家事労働時間をみてみると、女性はシェアの交差項の係数は統計的に有意ではないの

平均10時間前後で、男性は0.6時間前後で横ばいで、少なくとも男性については、第3次産業のシェであり、本稿の分析期間を通してほとんど変化はアの効果があることが確認できる。また、女性ダ観察されない。日本においては、女性の全労働時

ミーと第3次産業のシェアの交差項が有意に推定間に占める仕事時間の割合の上昇は、家事労働をされていないので、男女で差がなく、女性の第3市場化することで、労働時間を家計内から市場へ次産業のシェアの効果は男性と同様に負である可シフトすることによってもたらされているのでは能性がある。

ないことが示唆される。

（2）家事労働の動向
最後に、男女別の市場労働と家事労働時間の配分の分布を確認しておこう。JPSCでは、回答者お12

3. おわりに
本稿では、産業構造の変化と家事労働の市場化

産業構造の変化が労働に与える影響によってもたらされうるサービス業の拡大が、女性の市場労働あるいは男女間賃金格差等の労働市場で観察される男女差に与える影響に関して、Ngai and Petrongolo（2014）で構築された理論モデルから導かれる予測が、日本において観察されるかを、JPSCの1997 ～ 2013年調査（有配偶）をもとに検証した。
まず、JPSCにおいて労働時間でみた場合も、総市場労働時間に占める第3次産業の市場労働時間のシェアが緩やかに拡大していることを確認した。そして、経済全体に占める女性の市場労働時間のシェアが年々増加していることが観察された。
これらは、女性がサービス業に比較優位を持つ場合、産業構造の変化と家事労働の市場化によってもたらされるサービス産業の拡大が女性の市場労働時間のシェアの上昇を導くという予測を支持するものである。
男性に対する女性の相対賃金に関しては、2008年頃まではほぼ横ばいであり、それ以降徐々に上昇傾向にあるものの、産業間で相対賃金の推移に大きな違いは認められなかった。回帰分析からも第3次産業拡大の賃金に対する影響の男女差は観察されなかったことから、「サービス業の拡大により女性の相対賃金が上昇する」という仮説は必ずしも支持されないことが示唆される。
男女別の仕事時間（市場労働）と家事労働時間の配分を見てみると、全労働時間（仕事時間＋家事労働時間）に占める仕事時間の割合は、女性では上昇しているが、男性では低下していることが認められた。しかし、家事労働時間については、男女ともほぼ横ばいで推移しており、ほとんど変化は観察されなかった。このことは、女性の全労働時間に占める仕事時間の割合の上昇が、家事労働の市場化、つまり労働時間を家計内から市場へシフトすることによってもたらされているのではないという可能性を示唆する。
本稿は、Ngai and Petrongolo（2014）の理論モデルで導かれる仮説についてJPSCを用いて分析したが、理論モデルの背景にあるさまざまな仮定の精査とその整合性の検証、また理論モデルの設定に応じたより詳細な計量分析は、今後の課題としたい。
注1）2013年平均で対前年比22万人増の6,577万人となった。
2）Lee and Wolpin（2009）は、女性の賃金や雇用の変化を理解する上で、サービス業の拡大は実証的に重要であることを指摘している。その他、サービス業の拡大と女性の労働の関連について最近ではRendall（2014）などの研究が蓄積されてきている。
（週当たり労働時
3）図表−2で示されている週労働時間は、間－サービス残業時間－残業時間）で計算されたものを男性あるいは女性別に平均をとったものである。
4）JPSCの2013年調査では、業種は「平成22（2010）年国勢調査」に準拠する産業分類で質問されている。本稿では、旧分類による産業分類を用いるため、2013年の調査における業種を、2013年以前の調査の産業分類（旧分類）に接続している。
5）第1次産業には、農業、林業、漁業・水産業が、第2次産業には、鉱業、建設業、製造業が含まれる。第3次産業は、第1・2次産業以外の業種で、サービス業や卸売・小売業、金融・保険・不動産業、運輸・通信業、電気・ガス・熱供給・水道業、サービス業、公務が含まれる。
6）時間当たり賃金は、以下のように計算した。まず、回答者が時給で働いている場合は、その時給をそのまま時間当たり賃金として用いる。日給で働いている場合は、時間当たり賃金を（日給÷1日当たりの労働時間）として計算している。1日当たりの労働時間は、週の労働日数を5日と仮定し、（週当たりの労働時間÷5）としている。
月給・週給の場合は、時間当たり賃金を（月給÷週労働時間×4）として計算している。
7）図表−6（A）の相対賃金は、性別を説明変数として対数賃金（平均）を推定した場合の女性ダミーの係数（の指数）から計算したものである。
（1）（2）
列の被説明変数の年間市場労働時間（平均）8）図表−7Lgtm）の年間市場労働時間の総は、t期の男女別（g=f,Pgt計を対応する男女別の回答者数で割ったものである。
9）生活時間については、働いていない人を含んでいる。
文献
総務省統計局，2014，「労働力調査（基本集計）平成25年（2013年）平均（速報）結果」．
Fernández, R., 2013,“Cultural Change as Learning: The
Evolution of Female Labor Force Participation
over a Century,”American Economic Review , 103（1）: 472-500.
Fogli, A. and L. Veldkamp, 2011,“Nature or Nurture?
Learning and the Geography of Female Labor
Force Participation,”Econometrica , 79（4）:1103-1138.
Goldin, C. and L. F. Katz, 2002,“The Power of thePill: Oral Contraceptives and Women’s Careerand Marriage Decisions,”Journal of Political
Economy , 100: 730-770.

13季刊家計経済研究

2014Greenwood, J. and N. Guner, 2009,“Marriage andDivorce since World War II: Analyzing the Roleof Technological Progress on the Formation ofHouseholds,”D. Acemoglu, K. Rogoff and M.
Woodford eds., NBER Macroeconomics Annual
2008 , vol.23, Chicago: University of Chicago
Press: 231-276.
Lee, D. and K. Wolpin, 2009,“Accounting for Wageand Employment Changes in the U.S. from1968-2000: A Dynamic Model of Labor Market
Equilibrium,”Journal of Econometrics , 156（1）:68-85.
Ngai, L. R. and B. Petrongolo, 2014,“Gender Gapsand the Rise of the Service Economy,”IZA
Discussion Paper No.8134.

14

AUTUMN

No.104

Rendall M., 2014,“The Service Sector and Female
Market Work,”Working Paper No.492, Institutefor Empirical Research in Economics, Universityof Zurich.

みずたに・のりこ 公益財団法人 家計経済研究所研究員。主な論文に「自信過剰が男性を競争させる」（共著，『行動経済学』2（1），2009）。応用経済学・応用
計量経済学専攻。
（mizutani@kakeiken.or.jp）