特集論文

子どもの頃の居住地の女性就業と母親の就業が女性の労働供給に与える影響
水谷 徳子（公益財団法人 家計経済研究所 研究員）

本稿では、女性就業に地域差があるという日本の労働市場の特徴と子どもの頃の母親の就業状況や居住地についての情報が得られる「消費生活に関するパネル調査」の特徴を利用して、45歳未満の女性の労働供給と子どもの頃の居住地における女性就業や母親の就業との関係を考察した。分析の結果、現在の居住都道府県、本人や母親の個人属性をコントロールした上でも、子どもの頃の母親の就業期間や子どもの頃の居住都道府県の女性有業率は、女性の労働時間に正の影響を与えていることがわかった。このことは、子どもの頃の母親の就業や子どもの頃の居住地における女性の就業が、成人してからの女性の労働供給の意思決定に影響を与えていることを示唆している。

1. はじめにことが多くの研究で立証されている（Bertrand「労働力調査」（総務省総計局 2015）によると、

つかは、アイデンティティを社会的カテゴリーと就業者は2007年の6,427万人をピークに減少傾向定義し、社会的カテゴリーに属する人々の行動規にあったが、2014年平均で6,351万人であり、2範からの乖離が効用を減少（損失）させ、アイデ

2010, Fernández 2011等）。これらの研究のいく年連続の増加で前年に比べ40万人の増加となっンティティが経済的なアウトカムに影響を与えるた。男女別にみると、前年に比べて男性は11万人というAkerlof and Kranton（2010）のアイデンの増加、女性は28万人の増加であることから、女ティティ経済学の枠組みに基づいている。彼らの性の就業者増加がこの増加の一因として挙げられモデルを労働市場や家計の文脈に応用すると、経るだろう。このような女性の市場労働参加の増加

済学の定型モデルに、男性と女性という社会的カの背景や女性の労働供給の促進あるいは阻害要因テゴリーを加え、その社会的カテゴリーと関連すについて、教育投資等の人的資本、家計の各構成る特定の行動規範からの逸脱が効用の損失を生員の家計内生産、制度的要因、労働市場や家計にじさせるのならば、女性の労働参加率や人的資関する社会的規範（Fernández 2013; Fogli and本の低下を導くことになる。実際、Bertrand etVeldkamp 2011）等のさまざまな観点から多くのal.（2015）は、夫は妻よりも稼ぐべきだという行成果が蓄積されている。

動規範・性別規範がどのように経済的なアウトカ

例えば、労働市場や家計に関する社会的規範

ムに影響を与えているのかを分析している。そしの影響に関しては、女性の労働市場におけるアウて、夫も妻も妻がより稼ぐことを回避し、性別規トカムの経時的変化や国、民族や世代による違い

範が有配偶女性の労働参加率や労働所得の重要なのいくらかを性別規範によって説明しうるという決定要因であることを明らかにしている。
27

季刊家計経済研究

2015

それでは、労働市場や家計に関する社会的規

AUTUMN

No.108

2. データ

範はどのように内面化されるのだろうか。社会心理学では、女性が青年期に頻繁に接する特定分析には、（公財）家計経済研究所による「消の成人女性の参照グループ（母親や友人の母親費生活に関するパネル調査」（以下、JPSC）の等）の行動を観察することが性別規範の形成の重1993 ～ 2014年の調査と「就業構造基本調査」の要なメカニズムであることが主張されてきている

時系列統計表を用いる。

（Hyde and Rosenberg 1980; Williams 1977等）。

JPSCは調査開始時点の1993年に24歳から34

Olivetti, Patacchini and Zenou（2015） は、こ

歳までの女性1,500人（以下、「コーホートA」）をの前提に基づき、10代のときの母親や友人の母親対象とし、現在に至るまで同一女性を追跡したパの労働供給が、成人してからの女性の就業行動にネル調査である。なお、その後、1997年に24歳影響を与えているのかを検証し、母親の労働時間から27歳の500人（以下、「コーホートB」）、2003

や友人の母親の労働時間が長いほど、娘の労働時年に24歳から29歳の836人（以下、「コーホートC」）、間が長いことを示している。

2008年に24歳から28歳の636人（以下、「コーホー本論文は、Olivetti, Patacchini and Zenou（2015）の知見に基づき、日本において子どもの頃の居住トD」）、2013年に24歳から28歳の648人（以下「コーホートE」）が調査の対象者に追加されている。

地の女性就業や母親の就業が、女性の労働供給に本論文でJPSCを用いる利点は、年齢や居住地、影響を及ぼしているのかどうかを（公財）家計経子ども数、学歴等の各調査時点の回答者本人の属済研究所の「消費生活に関するパネル調査」の個性の情報だけでなく、各コーホートの調査初年度票データを用いて検証することを目的とする。

だけに尋ねられる質問から子どもの頃の居住地域

Olivetti, Patacchini and Zenou（2015）が母親の労働供給に加えて10代の頃の友人の母親の労働供給の影響を分析したのに対し、本論文で子どや母親の就業状況、母親の最終学歴などの情報が得られることにある。
女性の労働供給に関しては、有業か否かの就業もの頃の居住地の女性就業の影響に着目する理由状態だけでなく、労働時間の情報も用いる。JPSCは2つある。第1に、「消費生活に関するパネル調査」

では、労働時間を二通りで把握することが可能ででは、回答者の子どもの頃の友人関係を把握できある。一つは、調査時点での週当たりの労働時間ない。第2に、日本では女性の就業行動にはきわであり、もう一つは1日の生活時間のうち仕事にめて大きな地域差が存在していることがこれまで費やす時間である。本論文では、前者の情報を分指摘されてきている。安部・近藤・森（2008）は、析に利用する。

都道府県の男性の所得や女性の学歴分布、地域に本稿で着目する子どもの頃の母親の労働や居住おける三世代同居率をコントロールした上でも女地域の女性の就業に関しては、各コーホートの調性の就業には地域差が存在し、女性就業において査初年度だけに尋ねられる質問の回答結果を用い地域的要因の影響は重要でありうることを示してる。具体的には、子どもの頃の母親の労働についいる。そのため、日本では、女性が青年期に接すては、各コーホートの調査初年度のみ尋ねられてる成人女性の平均的な就業行動は、子どもの頃のいる「あなたが生まれてから20歳になるまでの間居住地によって異なると考えられる。に、あなたの母親は外に働きに出たことがありま

論文の構成は以下の通りである。第2節で、使すか。あればその期間をお知らせください」とい用するデータを紹介する。第3節で、子どもの頃う質問の回答を用いる。このように母親の労働をの母親の就業や女性就業の地域差について概観回顧して記述する形式であるため、例えば、回答し、それらが女性の労働供給に与える影響につい者がもっている労働に対する規範が、自分の母親ての推定結果を示す。最後に第4節で、考察をまの就業期間を計測する際に影響を与えているかもとめ今後の課題を検討する。

しれない。そのため、女性の労働供給に対する子28

子どもの頃の居住地の女性就業と母親の就業が女性の労働供給に与える影響

図表-1 母親の就業年数別女性の就業

0.6%

外に働きに出たことはない

61.3%

5 年未満

62.4%

34.2%

4.0%

32.2%

4.9%

0.6%

5 年以上 10 年未満

0.5%

66.1%

30.0%

3.4%

31.2%

3.3%

27.6%

3.6%

0.3%
10 年以上 15 年未満

65.2%

15 年以上

68.2%

0%

10%

20%

30%

仕事についている（休職中含む）

0.5%
40%

50%

学生

60%

専業主婦

70%

80%

90%

100%

その他無職

どもの頃の母親の就業の推定値には計測誤差によ域の女性就業が中高年未満の女性の労働供給に与るバイアスが生じている可能性があることを注意

える影響を検証するため、小・中学生の時に日本したい。

国内に居住していた45歳未満の女性を分析の対象

また、各コーホートの調査初年度の「あなたは、とする。

小・中学生の時どこに住んでいましたか。小・中学生の9年間で一番長く住んでいた県をお答えください」という質問の回答から、子どもの頃の居住地域を都道府県レベルで把握できる。しかしながら、子どもの頃の居住都道府県における女性の就業状況についての情報はJPSCから直接得るこ

3. 子どもの頃の母親の就業と居住地の女性就業の影響（1）母親の就業と女性の労働供給回帰分析に入る前に、まず母親の就業と女性の労働供給の関係について確認する。とはできない。
そこで、各都道府県の女性就業の指標は、「就生まれてから20歳になるまでの間に、母親が業構造基本調査」の時系列統計表「男女別有業率「外に働きに出たことはない」と回答した割合は――全国，都道府県，政令指定都市（昭和52年～28.8%であり、全体の3割近くが20歳になるまで平成24年）」から、女性有業率を用いる 。この都の間に、母親が市場労働に参加していない。母親

道府県別女性有業率とJPSCの子どもの頃の居住が外に働きに出たことがある場合は、その期間を

1）地域を都道府県レベルで接続する。
「就業構造基尋ねているが、「5年未満」「5年以上10年未満」「10本調査」は、1982年以降5年ごとに行われている

年以上15年未満」「15年以上」と回答した割合は、調査であるので、コーホートAにはJPSCの回答

それぞれ全体の15.0%、16.2%、13.8%、26.3%であっ者の年齢が8歳から18歳に相当する昭和52年就業た。

構造基本調査（1977年）を接続している。コーホー

図表−1は、母親の就業年数別に娘である回答

トB以降は、回答者の年齢が8歳前後から12歳前者（45歳未満）の現在の仕事の分布を示している。

後の情報に相当するよう、コーホートBには昭和外に働きに出たことがない母親をもつ娘の61.3%

57年調査（1982年）、コーホートCには昭和62年が仕事についており、34.2%が専業主婦である。

調査（1987年）、コーホートDには平成4年調査

一方、15年以上働いていた母親をもつ娘の68.2%（1992年）、コーホートEには平成9年調査（1997年）が仕事についており、27.6%が専業主婦となってをそれぞれ接続している。

いる。母親の就業年数が長くなるほど、その娘が本論文では、子どもの頃の母親の就業や居住地仕事についている割合が高くなり、専業主婦であ29

季刊家計経済研究

2015

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図表-2 母親の就業年数別女性の労働時間
外に働きに出たことはない
5 年未満
5 年以上 10 年未満
10 年以上 15 年未満
15 年以上
0％

10％

20％

30％

40％

50％

60％

70％

80％

90％

15時間未満

15-21時間

22-34時間35-42時間43-45時間46-48時間49-54時間55-59時間60-64時間

65時間以上100％

図表-3 母親の就業年数別「男性は外で働き、女性は家庭を守るべき」の回答
外に働きに出たことはない 6.2%

40.1%

5 年未満 4.8%

そう思う

20%

32.7%
39.5%

24.4%

31.5%
10%

34.6%

23.9%

37.8%

15 年以上 4.6%

34.3%

25.9%

35.5%

10 年以上 15 年未満 5.5%

31.6%

22.8%

38.1%

5 年以上 10 年未満 4.0%

0%

22.2%

30%

どちらかといえばそう思う

40%

50%

60%

70%

どちらかといえばそう思わない

80%

90%

100%

そう思わないる割合が低くなるという傾向が概ね観察される。

性の仕事や性別役割分担に対する意識が異なる

図表−2は、現在仕事についている回答者に限っかを見てみよう。JPSCでは、第19回調査（2011て、その週当たり労働時間を母親の就業年数別に年実施）以降、「男性は外で働き、女性は家庭を示したものである。週に35時間以上勤務している守るべき」という考え方に対する意識を尋ねていのは、外に働きに出たことがない母親をもち現在る。この考え方に対する意識について45歳未満の自分が仕事をもっている回答者の65.6%であり、回答者全体で、賛成（「そう思う」＋「どちらか15年以上働いていた母親をもち現在自分が仕事をといえばそう思う」）とする者の割合が41.2%、反持っている回答者のうち67.0%である。母親の就対（「どちらかといえばそう思わない」＋「そう思業年数が長くなるほど、その娘の労働時間が長いわない」）とする者の割合が58.8%であった。図割合が若干高いが、顕著な傾向は観察されない。

表−3は、母親の就業年数別のこの考え方に対す母親の労働供給によって、娘である回答者の女る意識の分布である。母親の就業年数別にみる

30

子どもの頃の居住地の女性就業と母親の就業が女性の労働供給に与える影響

図表-4 都道府県別女性の有業率
（％）
65.0
60.0
55.0
50.0
45.0
40.0
35.0
30.0
25.0
沖縄県
鹿児島県
宮崎県
大分県
熊本県
長崎県
佐賀県
福岡県
高知県
愛媛県
香川県
徳島県
山口県
広島県
岡山県
島根県
鳥取県
和歌山県
奈良県
兵庫県
大阪府
京都府
滋賀県
三重県
愛知県
静岡県
岐阜県
長野県
山梨県
福井県
石川県
富山県
新潟県
神奈川県東京都
千葉県
埼玉県
群馬県
栃木県
茨城県
福島県
山形県
秋田県
宮城県
岩手県
青森県
北海道

20.0

1977 年

1982 年

1987 年

1992 年

1997 年

2002 年

2007 年

2012 年

出典: 総務省「就業構造基本調査」と、外に働きに出たことがない母親をもつ回答者
では、賛成が46.2%、反対が53.8%である。一方、る。
図表−4は、年齢計の女性の有業率を都道府県

15年以上働いていた母親をもつ回答者では、賛別に示したものである。1977年から2012年のい成が36.1%、反対が63.9%である。母親の就業年ずれの年においても女性の有業率には顕著な地域

数が長くなるほど、「男性は外で働き、女性は家差が見られ、北陸3県や鳥取県・島根県では高く、庭を守るべき」という考え方に対して否定的な意

近畿地方および首都圏ではその他の地域と比較し識の回答割合が高くなるという傾向が観察される。て低い傾向にある。2012年においては、女性の有以上から、母親の労働供給が、娘の労働供給や女業率の地域差は縮小しているように見てとれるが、性の仕事や性別役割分担に対する意識に一定の影それでも依然として地域差は残ったままであるこ

響を与えている可能性が示唆される。とがわかる。
このような女性の有業率の地域差によって、女（2）都道府県別の女性就業性の仕事や性別役割分担に対する意識は異なるの

本論文では、女性の労働供給に与える影響としだろうか。図表−5は、子どもの頃の居住都道府県て前項で確認した母親の就業の影響に加えて、子別の「男性は外で働き、女性は家庭を守るべき」どもの頃の居住地域の女性就業の影響に着目すという考え方に対する意識（1：「そう思う」、2：「どる。ここでは、女性の就業状況や女性の仕事に対ちらかといえばそう思う」、3：「どちらかといえばする意識が都道府県によって異なるのかを概観す

そう思わない」、4：「そう思わない」）の平均値で31

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図表-5 子どもの頃の居住都道府県別「男性は外で働き、女性は家庭を守るべき」の回答
（平均値）
4.0

3.5

3.0

2.5

2.0

1.5

沖縄県
鹿児島県
宮崎県
大分県
熊本県
長崎県
佐賀県
福岡県
高知県
愛媛県
香川県
徳島県
山口県
広島県
岡山県
島根県
鳥取県
和歌山県
奈良県
兵庫県
大阪府
京都府
滋賀県
三重県
愛知県
静岡県
岐阜県
長野県
山梨県
福井県
石川県
富山県
新潟県
神奈川県
東京都
千葉県
埼玉県
群馬県
栃木県
茨城県
福島県
山形県
秋田県
宮城県
岩手県
青森県
北海道

1.0ある。女性の有業率が他の地域と比較して高い岩ロールした上でも、母親の就業や子どもの頃の居手県、鳥取県や福井県に子どもの頃居住していた住地の女性就業が、現在の女性の労働供給に影響女性は、「男性は外で働き、女性は家庭を守るべき」を与えているのかを回帰分析により、検証する。という考え方に対して否定的な意識が高いようで被説明変数は、調査時点での女性の週当たり労ある。しかし、この考えに対する顕著な地域差や働時間である。JPSCにおいて週当たり労働時間女性の有業率との明白な相関関係があるとは断定はカテゴリー変数であるため、回帰分析では各選できない。

択肢の中央値をとって算出している 。

（3）推定結果者が20歳までの間の就業期間（年数）であり、2）着目する説明変数のうち、母親の就業は回答
前項までで、母親の就業年数が長くなるほど、JPSCではカテゴリー変数であるため、「外に働きその娘が仕事についている割合が高く専業主婦でに出たことはない」を0とし、それ以外は各選択ある割合が低くなり、母親と娘の労働供給は正の肢の中央値をとって算出している。子どもの頃の相関関係にあること、女性の有業率には顕著な地居住地の女性の就業は、子どもの頃の居住都道府域差が見られること、女性の仕事や性別役割分担県の女性有業率である。前述の通り、この変数はに対する意識は、母親の就労状況や子どもの頃のJPSCの子どもの頃の居住地域に「就業構造基本居住地の女性の有業率によって異なる可能性があ調査」の女性有業率を各コーホート都道府県レベることを確認した。しかし、これらの観察されたルで接続したものである。

傾向は、現在の居住地の影響や年齢や学歴等の個

その他、女性本人の属性として有配偶ダミー（有人属性を反映しているだけかもしれない。同一の配偶を1とする）、子ども有ダミー（子ども有を1都道府県に居住している女性でも、母親の就業状とする）、教育年数を、母親の属性として母親の最況や子どもの頃の居住地はさまざまである。本項

終学歴ダミーをコントロール変数として加える 。

では、現在の居住地やその他の個人属性をコント

図表−6は、推定に使用する変数の記述統計であ323）

子どもの頃の居住地の女性就業と母親の就業が女性の労働供給に与える影響

図表-6 記述統計
労働時間
母親の就業期間
子どもの頃の居住地の女性有業率
年齢
有配偶ダミー
子ども有ダミー（子ども有＝ 1）
教育年数
母親の最終学歴
中学校卒業
高等学校卒業専門・専修学校 / 短大 / 高専卒業
大学 / 大学院卒業
N（個人 × 年）

平均22.73
8.12
47.24

標準偏差
20.30
7.30
5.67

最小値
0035.5

最大値
6518.75
59.9

33.22
0.67
0.44
13.35

5.31
0.47
0.50
1.78

240094411180.33
0.49
0.14
0.04

0.47
0.50
0.35
0.20

000011
1
132,448

図表-7 推定結果
母親の就業期間
子どもの頃の居住地の女性有業率（1）
0.0913**（0.0388）

年齢（2）0.1536**（0.0755）（3）0.0853**（0.0389）
0.1395*（0.0753）

年齢 2 乗有配偶ダミー
子ども有ダミー
教育年数（4）
0.1222***（0.0334）
0.1332*（0.0681）−1.0721***（0.3266）
0.0193***（0.0048）−18.4490***（0.4890）

1.2505***（0.1450）

母親の最終学歴
中学校卒業（5）0.1240***（0.0332）
0.1456**（0.0668）−0.8199**（0.3298）
0.0171***（0.0049）−16.6565***（0.5368）−4.1419***（0.5645）1.0897***（0.1460）（6）0.1231***（0.0332）0.1408**（0.0669）−0.8110**（0.3300）
0.0167***（0.0049）−16.6906***（0.5384）−4.1831***（0.5642）
1.1771***（0.1512）−2.5756（6.4925）
0.294332,4481.3829**（0.5822）0.5048（0.7331）−0.8329（1.2927）−4.2296（6.5181）0.295232,448

専門・専修学校 / 短大 / 高専卒業
大学 / 大学院卒業
定数項
R-SquaredN−3.5788***（1.3753）
0.102332,448−9.3096***（3.4358）
0.102032,448−9.3708***（3.4285）0.102932,4481.0115（6.5020）0.287832,448

注: *, **, ***は10%, 5%, 1%水準で統計的に有意であることを表す
カッコ内は、クラスター（個人）
内相関について頑健な標準誤差
母親の最終学歴のreferenceは、高等学校卒業
都道府県ダミー，調査年ダミーを含む

33

季刊家計経済研究

2015

AUTUMN

No.108る。回答者である娘に関しては、67%が有配偶で未満の女性の労働供給と子どもの頃の母親の就業あり、44%が子どもをもつ。また、最終学歴の教や子どもの頃の居住地における女性の就業の関係育年数は13.4年である（高卒39%、専門・専修学を考察した。分析の結果、現在の居住都道府県、校/短大・高専卒38%、大卒17%）。母親に関して女性本人や母親の個人属性をコントロールした上は、娘が20歳になるまでの母親の就業期間（0含む）

でも、子どもの頃の母親の就業期間や子どもの頃は平均8.1年である。母親の最終学歴は、33％がの居住都道府県の女性有業率は、女性の労働時間高卒以下であり、高卒が49%と母親全体の約半数に正の影響を与えていることがわかった。このこを占める。それ以上の学歴（高専・短大・大学・とは、子どもの頃の母親の就業や子どもの頃の居大学院等卒）をもつ母親は全体の18%である。
図表−7には、女性の週当たり労働時間を被説明変数とした推定結果を示している。すべてのモデ

住地における女性の就業が、成人してからの女性の労働供給の意思決定の重要な要因であることを示唆しているといえよう。

ルの特定化において、都道府県固定効果と調査年今後は、子どもの頃の居住地の女性就業や母親（1）固定効果がコントロールされている。図表−7のの就業の女性のキャリア選択に対する影響や、労～（3）列目を見ると、女性本人の労働供給と母働供給行動の就業選択（extensive margin）と親の就業の間および女性本人の労働供給と子ども労働時間選択（intensive margin）の影響の違いの頃の居住地の女性有業率の間には統計的に有意等をより詳細に分析していく必要があるだろう。に正の相関関係があることが確認できる。
（4）（5）列目には、女性本人の個人属性として、年齢や配偶関係、子どもの有無、教育年数をコントロールした結果を示す。女性本人の属性をコントロールした上でも、母親の就業及び子どもの頃の居住地域の女性就業の係数は、統計的に有意に正で推定されている。特に、子どもの有無をコントロールすると（（5）列）、母親の就業と子どもの頃の居住地の女性就業の係数の値はわずかに大きくなる。このことは、母親の就業や子どもの頃の居住地の女性就業は女性の労働供給に長期的に影響を及ぼし、特に娘自身が母親になって子育て期間における労働供給の意思決定に直面したときに影響が強くなる可能性を示唆している。
女性本人の属性に加えて母親の学歴をコントロールしても（（6）列）、母親の就業と子どもの頃の居住地の女性有業率の係数は、統計的に有意に正の値をとっている。図表−7で示された本論文の回帰分析から、女性の労働供給には、母親の就業と子どもの頃の居住地の女性就業が影響を与えていると考えられる。

4. おわりに
本稿では、JPSCの個票データを用いて、45歳34

注1）有業率は、有業率＝有業者数÷15歳以上人口で算出されている。
2）有業でない者については、週当たり労働時間を0時間としている。
3）本人の教育年数は、最終学歴を次のように教育年数に換算した値を用いている：中学校卒業＝9、専門・専修学校（入学資格が中卒）卒業および高校卒業＝12、専門・専修学校（入学資格が高卒）卒業および短大・高専卒業＝14、大学（4年制）卒業＝16、大学院卒業＝18。母親の最終学歴は、①中学校卒業、②高等学校卒業、③専門学校・専修学校卒業/短大卒業/高専卒業、④大学卒業/大学院卒業と分類してダミー変数を作成し、回帰分析では②をレファレンスグループとしている。
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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）

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