妻の就業は夫の転職を支えるか―子どもの有無に着目して―
大嶋 寧子
リクルートワークス研究所

主任研究員

Works Review vol.13 (2018)

妻の就業は夫の転職を支えるか―子どもの有無に着目して―大嶋

寧子

リクルートワークス研究所・主任研究員

本稿では，妻の就業が夫の転職意向，自発的理由による転職に与える影響を分析する。リクルートワークス研究所「全国就業実態パネル調査」の 3 年分のデータを用いてパネル分析を行った結果，子どもがいる場合に，妻の正規雇用は夫の転職意向に有意な正の差を生じていた。さらに，子どもがいる場合，1 期前の妻の正規雇用は，夫の自発的理由による転職と，弱いながらも有意な正の関係を持っていた。
キーワード： 性別役割分業，女性活躍，妻の就業，転職意向，転職行動

目次

が自分のキャリアにオーナーシップを持ち，主体

１．はじめに的に転職や独立，学び直しへと乗り出すことを支

1.1 問題の背景
1.2 研究の目的えるものが増えている。
実際，安倍首相は 2017 年 11 月 29 日の第 1 回

２．先行研究とリサーチクエスチョン

人生 100 年時代構想会議で，「誰もがいくつにな

３．データっても，新たな活躍の機会に挑戦できるような環

3.1 使用データ

境整備を図ってまいりたい」と述べ，政府として

3.2 分析対象

中高年の再就職支援やリカレント教育の拡充を行

４．分析方法う方針を示した。その後，2018 年 3 月に厚生労

4.1 夫の転職意向と妻の就業働省が「年齢にかかわりない転職・再就職者の受4.2 夫の自発的転職と妻の就業入れ促進のための指針」を策定したのに続き， 同

５．分析結果

年 6 月 13 日に政府が策定した「人づくり革命 基

5.1 夫の転職意向と妻の就業本構想」は，「リカレント教育の受講が職業能力の5.2 夫の自発的転職と妻の就業向上を通じ，キャリアアップ・キャリアチェンジ

６．おわりににつながる社会」を作るとして，教育訓練給付の拡充などの施策を打ち出している。

１．はじめに政府の公表統計により，キャリアチェンジに関

1.1 問題の背景

わる状況を確認すると，転職はこの 30 年間で大きく増加している。厚生労働省「雇用動向調査」

高齢化による職業人生の長期化，テクノロジー（1985 年，2015 年）によれば，一般労働者（パの発展，M&A の活発化をはじめとする事業環境

ートタイム労働者を除く常用労働者）の転職入職の急激な変化により，1 つの組織が労働者の人生

者は，1985 年の 187 万人から 2015 年の 308 万を支え切ることが難しい時代が到来しつつある。

人へと増加した。大企業での中途採用や 35 歳以

このような時代を展望し，労働政策も， 内部労働

上の転職も増加している 1。

市場における雇用維持を重視したものから，個人

一方， 日本社会が「誰もがいくつになっても，1

論文

妻の就業は夫の転職を支えるか

新たな活躍の機会に挑戦できるような環境」に至以上の勤労者世帯のうち，夫のみ有業の世帯が約るには，まだ課題があることを示すデータもある。 4 割を占め，さらに夫婦共働き世帯の場合でも，厚生労働省「雇用動向調査」（2016 年）によれば，世帯主男性の勤め先収入は月平均 42.7 万円であ

30 歳代前半まで，あるいは 60 歳代以降の男性雇るのに対し，世帯主の配偶者女性のそれは月平均

用者の入職率・離職率は 10～20％で推移している

13.1 万円であり，男性との間に大きな差が残る。

ものの，30 歳代後半～50 歳代の入職率・退職率

このような家計構造のもとでは，夫の賃金低下やは 10％未満と低くなり，中高年期に労働移動が低不安定化は家計に直接影響するため，単独稼ぎ主調となる状況は維持されている。また，新たな活または主要な稼ぎ主としての夫は，そのようなリ躍の機会の 1 つとしての起業の状況を見てみると， スクを伴う選択には慎重にならざるを得ない。こ日本は諸外国と比べてそもそも起業に関心を持つのように，夫が主に家族を養うという意識や実態

人が少なく，
結果的に起業が少ない状況にある（中は，夫の転職や独立・起業の選択を狭めてきたと

小企業庁『2017 年版 中小企業白書』）。

考えられるのである。

日本で転職や独立・起業などのキャリアチェン
ジが少ない理由として， 長期雇用を前提に，企業

1.2 研究の目的

特殊的人的資本の形成とそれに基づく評価を行う
日本型の雇用システムとの関わりが指摘されてき一方で，近年，女性の働き方が急速に変化してた。佐藤（2017）は，内部労働市場が発達した大おり，典型的な夫の単独稼ぎ主モデルにあてはま

企業では，企業特殊的人的資本が蓄積されていならない夫婦も増えているとみられる。

い転職者は，管理職への昇進に不利である可能性

実際，国立社会保障・人口問題研究所「第 15を指摘している。中村（2014）は外部労働市場が回出生動向基本調査」（2015 年）によれば，第 1

未整備だったことにより，ミドル期以降を中心に子出産後も働く女性の割合（就業継続率）は上昇

中途採用の機会が少なかったことを指摘する。

している。正社員女性に限定すれば，2010～2014

これに加えて， 家計の構造が， 夫の柔軟なキ

年に第1 子を出産した女性の就業継続率は69%まャリアの選択を難しくしてきた可能性が指摘できで上昇し，出産後も働き続けることが当たり前とる。高度経済成長期以降，日本では大都市圏を中なりつつある。

心に核家族の雇用者世帯が急増した。大都市圏でまた，総務省統計局「労働力調査（詳細集計）」の地価高騰がもたらした職住分離，家族の生計費（各年版）によれば，女性雇用者の数は 2002～を考慮した賃金の整備，夫の多くが企業の長期的2017 年に，2073 万人から 2503 万人へと 430 万なメンバーとして迎えられる時代の到来とともに， 人増加している。その中身を見ると，正規雇用者「夫が家計を支え，妻が家族のケアを担う」性別は 1052 万人から 1114 万人へと 62 万人の小幅な役割分業と夫の単独稼ぎ主モデルが主流となった。 増加にとどまったが，年収 300 万円以上の割合がその後，高度経済成長期の後半以降は，徐々に女44％から 50％へと上昇している。
また非正規雇用

性の就業が拡大してきたものの， 家事・育児と両は 1021 万人から 1389 万人へと 368 万人増加す

立し難い正社員の働き方などにより，女性が本格ると同時に，
年収 200 万円以上の割合が 11％から的に働くことが難しい状況は，今なお完全には克16％に上昇している。

服されていない 2。

こうした動きの牽引役とみられるのが，配偶者その結果，今日の夫婦世帯においても夫が世帯のいる女性である。同じく「労働力調査（詳細集収入の多くを担うケースは少なくない。総務省統計）」によれば， 2002～2017 年に配偶者のいる

計局「家計調査報告」（2017 年）によれば，2 人

女性就業者は，1576 万人から 1723 万人へと増加
2

Works Review vol.13 (2018)

している。図 1 は未婚女性と配偶者のいる女性に自己啓発や副業を行う傾向にある。表 2 は「全国

ついて，2002～2017 年の就業者数の変化を「主就業実態パネル調査」より，20～54 歳の夫の転職に仕事をしている者」「主に仕事をしている者以

意向と自己啓発実施割合，副業実施割合の関係を外」に分けて示している。これによると，すべて示している。ここでは，収入の高低による差を極のカテゴリーで就業者は増えているが，特に増加力取り除くために，主な仕事からの年収が 500 万

幅が大きいのは配偶者のいる女性かつ「主に仕事円以上の者に限定した。表 2 の通り，転職意向のをしている者」（104 万人増加）であった 3。要す

有無により自己啓発の実施割合，副業の実施割合

るに，配偶者のいる女性を中心に，就業者の増加には差が存在する。つまり，転職意向を持つことと，より高所得へのシフトが生じている。

は翌年の自発的理由による転職に必ずしも結びつ

仮に妻が安定した収入を得ている場合，夫の転かないが，学び直しや副業といった，今後のキャ職や独立，起業で夫の収入が低下したり，変動幅

リアの選択肢を広げる行動と関わりを持っている。

が大きくなった場合にも，家計全体への影響は緩和される。配偶者のいる女性を中心とする働き方

２．先行研究とリサーチクエスチョンの変化は，夫がキャリアチェンジを考える際の前提を変化させている可能性がある。

欧米では，結婚している夫でより賃金が高いと以上の状況を踏まえ，本稿では，全国の約 5 万する「夫の婚姻プレミアム」の存在を検証する研人の就業実態を調査した「全国就業実態パネル調究が蓄積されてきた。結婚プレミアムの背景は諸査」（リクルートワークス研究所）の 3 年分のデ

説あるが，複数の研究が理論的根拠と位置付けてータを用いて，妻の就業が夫の転職意向，およびきたのが Becker（1981）の「家庭内分業仮説」

自発的理由による転職にどのような影響を与えてである 5。この仮説では，夫が労働市場で，女性いるかを検証する。

が家事労働で比較優位を持つ場合に，それぞれが実際の転職行動だけでなく，転職意向にも着目する理由は以下の通りである。まず，転職意向を持つ人のうち，翌年までに自発的理由での転職を

（万人）
120
主に仕事をしている者

行う人は一部に過ぎない。表 1 は，「全国就業実態パネル調査」より，20～54 歳の夫について，2016 年 12 月時点の転職意向の有無別に，2017
年 12 月時点で過去 1 年間に自発的理由による転職を行った者の割合を見ている 4。これによると，

主に仕事をしている者以外

80

60

前年に転職意向があった者のうち，翌年までに自発的理由による転職を行った者の割合は 1 割弱にとどまる。前年に転職意向を持たなかった者で，翌年までに転職を行った者の割合は 1.3％と低いが，そもそも前年に転職意向を持たない人が多い
ため，転職者そのものに占める割合は 4 割に上る。
つまり，転職意向は翌年の転職行動に関わりを持

104

100

43
40

20

14 15

0
未婚女性

配偶者のいる女性

注：総務省統計局「労働力調査（詳細集計）」2002 年, 2017 年より筆者作成

つが，実際に転職した人の中には，予想外の機会や事情から，前年に転職意向を持たなかった人が

図１ 女性就業者数の変化少なからず含まれている。
一方で，転職意向を持つ人は持たない人よりも，3

論文

妻の就業は夫の転職を支えるか

比較優位を持つ仕事に専念することで生産性が上同類婚による影響，妻の就業ペナルティ，妻の就昇するとする。つまり，婚姻により男女で家庭内業経験から夫の賃金への正のスピルオーバー効果

分業が行われる場合，夫の生産性と賃金は上昇すを包括的に検討したうえで，家庭内分業による影る。

響が弱いながらも確認されると指摘している。

家庭内分業仮説を裏返せば，妻の就業は夫の生

日本ではこれまで主に，夫の所得が妻の就業選

産性や賃金に負の影響を生じる。実際，Gray

択にどう影響するのかという方向から，研究が蓄（1997），Hotchkiss and Moore（1999）をはじ積されてきた。その際，多くの研究が焦点を当て

め，妻が就業することによる夫の賃金への負の影てきたのが，夫の所得と妻の就業確率に負の関係

響（妻の就業ペナルティ： Working Spouseがあるとする「ダグラス・有澤の法則」の妥当性

Penalty）を肯定する研究は少なくない 6。より近である（冨田・脇坂 1999 など）。より近年の研究

年では，内生性の問題やマッチングの問題を考慮

では，夫の所得が妻の就業選択に与える影響が低した場合に妻の就業は夫の賃金にプラスの影響を下していることを指摘する小原（2001）や，妻の与えるか，もしくは負の影響が大きく縮減すると就業は夫の長期所得，単年度所得の双方に反応しする Jacobsen and Rayack（1996）や，1980 年ていないとする武内（2004）など，ダグラス・有代と比べて 1990 年代のデータでは妻の就業ペナ澤の法則の今日における妥当性に疑問を投げかけ

ルティを確認できないとする Blackaby et al.

る研究も目立っている。

（2007）のように，異なる見解も示されている。

また，国内でも夫の婚姻（出産）プレミアムをしかし，妻の就業が夫の賃金に及ぼす影響につい取り上げた研究がいくつか行われている。たとえて，完全なコンセンサスは得られていない。たとば川口（2005）は，結婚や出産が男女の賃金に及えば Song（2007）は，妻の就業ペナルティの影ぼす影響に着目し，OLS モデルで確認された夫の響は部分的に存在すると指摘するほか，Dalmia
et al.（2016）は内生性の問題に配慮した上で，

表２ 転職意向と自己啓発・副業実施割合
自己啓発あり 自己啓発なし

表１ 前年の転職意向と当年の自発的理由による転職
自発的理由
自発的理由
による転職なし による転職あり（2017/12時点） （2017/12時点）

転職意向あり転職意向なし

計

計

60.5％

39.5％

1,066
51.2％

計
100％

696
48.8％

1,762
100％

124

118

242

1,190

814

2,004

Yatesの補正済みχ2：7.185 p<0.01

転職意向あり（2016/12時点）

転職意向なし（2016/12時点）

92.0％

8.0％
576

98.7％

計
Yatesの補正済みχ2：90.943

100％
50

1.3％

626
100％

2,847

38

2,885

3,422

89

3,511

p<0.01

注：
1.転職意向は 2016 年 12 月時点，自発的理由による転職（当年 1 年間に行われたもの）の有無は 2017 年 12 月時点のもの
2.以後の分析とベースを揃えるため，サンプルは 2016 年 12 月時点
で20～54 歳だった既卒男性就業者（2016 年に正規雇用者かつ2016
年，2017 年，2018 年に継続して就業かつ有配偶者）とした。さらに年収条件を揃えるために，主な仕事からの年収が 2017 年 12 月時
点で 500 万円以上とした。ウェイトバック後の数値
出所：リクルートワークス研究所「全国就業実態パネル調査 2018」

転職意向あり転職意向なし
計

副業あり

副業なし

計

92.5％

7.5％

100％

1,629
87.2％

133
13.2％

1,762
100％

211

32

242

1,840

165

2,004

Yatesの補正済みχ2：8.200 p<0.01

注：
1.転職意向，自己啓発，副業はすべて 2017 年 12 月時点
2.以後の分析とベースを揃えるため，サンプルは 2016 年 12 月時点
で20～54 歳だった既卒男性就業者（2016 年に正規雇用者かつ2016
年，2017 年，2018 年に継続して就業かつ有配偶者）とした。さらに年収条件を揃えるために，主な仕事からの年収が 2017 年 12 月時
点で 500 万円以上とした。ウェイトバック後の数値
出所：リクルートワークス研究所「全国就業実態パネル調査 2018」4

Works Review vol.13 (2018)

出産プレミアムが固定効果モデルでほぼ確認でき

望年収）をより柔軟に設定でき，転職意向を持っなくなることを踏まえ，夫の観察不能な個人属性

たり，転職に踏み切ったりする可能性がある。

が出産プレミアムの重要な要因であると指摘してここで考えられるのは，妻の就業が夫の転職意いる｡また，麦山（2016）は婚姻期間を考慮した向や転職行動に及ぼす影響が，子どもの有無によ

イベントヒストリー分析により，結婚は直後からって異なる可能性である。仮にほかの条件が同じ夫の無業への移行を起こりにくく，結婚数年後かであれば，夫婦に子どもがいる場合，固定費としら夫の管理職への移行を生じやすくしていることての養育費・教育費により家計の変動費部分は圧を明らかにしている。このほかに湯川（2018）は，縮され，夫の賃金低下や所得不安定化は，変動費

パネルデータを用いた分析で，結婚が夫の労働時の削減や固定費である子どもの養育費・教育費に間に正の影響を与えることを明らかにしている。

まで及ぶ可能性がある。これに対し，妻に安定しところで以上は，あくまで結婚や出産が夫の就た収入がある場合，仮に夫の転職で賃金減少や所業（この場合は賃金や昇進などの労働成果）に及

得不安定化が生じても，家計の変動費部分や子どぼす影響に着目したものであり，妻の就業が夫のもの養育費・教育費への影響が緩和されるため，就業に及ぼす影響は明示的に考慮されていない。

夫は妻が無業の場合と比べて，転職意向を持つこ

こうしたなか，Sun（2016）は，妻の就業状態をとや転職行動を取ることが容易になると考えられ

家庭内分業の代理変数として用い，結婚と家庭内る。

分業が夫の賃金に与える影響を分析している。妻

これに対し，夫婦に子どもがいない場合，仮にが専業主婦の夫と，妻が正規雇用の夫を比較する

転職で夫の賃金低下や所得不安定化が生じても，と，前者でより賃金が高いが，観察不能な個人属

養育費・教育費には関係しない。妻から見て育児性をコントロールすると， 結婚，家庭内分業とものための時間的制約はないため，仮に夫の賃金低に影響が観測されなくなることを示し，既婚者と下や収入減が生じた場合も，妻が就業するハード

未婚者の賃金差は観察不能な個人属性が主因であルは低い。つまり，夫はより身軽に転職意向を持ると結論付けている。つまり Sun（2016）によれ

つことや転職に踏み切ることが可能となり，妻がば，結婚ペナルティも妻の就業ペナルティも否定

無業の場合と比べた妻の就業の影響も，子どもがされる。

いる夫婦と比べて小さなものとなる可能性が指摘

以上のように，妻の就業が夫の就業に及ぼす影できる。

響を取り上げた国内研究はきわめて少なく，さらに筆者が調べた限り，妻の就業が夫の転職意向や以上を踏まえ，本稿では以下の 2 点を検証する。

自発的転職に及ぼす影響を取り上げた研究は見当たらない。

１． 妻の就業は夫の転職希望に影響するか，そのこうしたなか，間接的にではあるが，妻の就業

影響は子どもの有無によって異なるのかが夫の転職意向および転職行動に及ぼす影響に関２． 妻の就業は夫の自発的理由による転職に影わる示唆を得られる研究として，阿部（2016）が響するか，またその影響は子どもの有無によ挙げられる。ここでは転職者の希望年収を留保賃って異なるのか金とみなしてその決定要因を分析し，希望年収は年齢が高い場合，男性である場合により高いこと

３．データを指摘している。男性でより希望年収が高い背景

3.1 使用データには，夫が稼得責任を担うケースが多い日本の状況があると考えられる。しかし， 仮に妻に安定し分析には，リクルートワークス研究所の「全国た収入がある場合，夫は留保賃金（この場合は希就業実態パネル調査」（以下，JPSED）の 3 年分
5

論文

妻の就業は夫の転職を支えるか（2016 年，2017 年，2018 年）のデータを使用すは今後，転職（会社や団体を変わること）や就職る。このデータは，全国の 15 歳以上の男女，約 5することを考えていますか。
」という質問に対し，万人に対して毎年 1 回，追跡調査を行うパネル調「1.現在，就職や転職をしたいと考えており，転査であり，2016 年以降，3 回実施されている。

職・就職活動を行っている」「2.現在，就職や転職

JPSED は事前に登録したモニターへのインタをしたいと考えているが，転職・就職活動は行っーネット調査という特性を生かし，無業者を含むていない」「3.いずれ就職や転職をしたいと思って

大規模な標本を確保し，同時に，就業実態や働きいる」「4.転職や就職をするつもりはない」の 4 つ方の満足度，仕事特性など幅広い項目を調査してから 1 つを選択する形式の設問を設けている。

いる点が特徴である。インターネット調査に対し本稿の分析対象は 3 年とも就業者の夫であるたてはサンプルに偏りが生じやすいという指摘があめ，この設問での「就転職意向あり」は「転職意るが，この点を考慮して公的統計（総務省統計局

向あり」と読み換えることが可能である。ま，た「労働力調査」）の推計人口構成に合わせた割付

4 つの選択肢のうち「3.いずれ就職や転職をした（性，年代，就業状態，学歴，エリア別）が行わ

いと思っている」は広い意味での転職希望ありとれている。

みなせるが，本稿では「現時点での転職意向の有

また，転職意向や自発的理由による転職の規定

無」を分析対象とするため，1.または 2.を選択し要因を分析するにあたっては，親の仕事や自身のた場合を「転職意向あり」とみなすこととした。

経験などから，転職への志向が高いなどの観察されない個人の異質性を統制することが必要になる。

分析１の推定モデルは以下の通りである。

一方，同一個人の追跡調査を行うパネル分析では，
統計的にそうした個人の観察されない異質性をコ
ントロールすることが可能である。そこで本稿では大規模パネル調査である JPSED の強みを生かし，パネル分析によって推定値を得ることとする。

i は観察された個人，t は観察時点， x i t は各時点の個人の属性，u i は観察不能な個人属性，εi t は
3.2 分析対象

誤差項を示す。被説明変数 Y i t は，夫が転職意向を持つ場合に 1，それ以外に 0 となるダミー変数

本稿での分析対象は，3 年の調査で継続して就

「無業
（レ
である。
妻の就業状態を示す swork it は，業者であり，各期において配偶者のいる夫で， 1

ファレンス）」「正規雇用」「非正規雇用」「その他

年目の時点で 20～54 歳の者とした 7。その上で，就業（自営業・家族従業者・役員）」の 4 つに分夫の雇用の安定度が妻の就業状況に影響する内生けた。

性の問題に配慮し，第 1 回（2016 年）調査で正規雇用者だった者に対象を限定した。

以上に加え，転職の規定要因を取り上げた近年の先行研究 8を踏まえ，夫の属性に関わるコント
ロール変数として，（1）夫の業種（「製造業（レ

４．分析方法ファレンス）」「素材関連業界」「サービス」「情報」

4.1 夫の転職意向と妻の就業「金融」「流通・小売業」「その他」），（2）夫の職種（「生産工程・労務関連職（レファレンス）」「事

まず，夫の転職意向ありの場合に 1，それ以外

務系職種」「サービス職」「営業販売職」「専門職・の場合に 0 となる質的変数を被説明変数とするモ

技術職」
「その他」
）
，
（3）夫の勤め先規模（「9 人

デルを推定する（分析 1）。JPSED では，「あなた

以下（レファレンス）」「10～99 人」「100～999
6

Works Review vol.13 (2018)

人」「1000 人以上」
「公務」9），（4）夫の年齢（「20

確率モデルを使用した分析が増えている。たとえ代（レファレンス）」「30 代」「40 代」「50 代」）

ば，「慶應義塾家計パネル調査」の就業履歴から作を投入した。加えて，仕事を通じた成長への満足成した回顧パネルデータを用いて，夫の失業が出に関するダミー変数（「仕事を通じて「成長してい産に及ぼす影響を検証した佐藤（2018） は，出る」という実感を持っていた」について「あては産経験を 1，それ以外を 0 とする確率モデルを固まる」または「どちらかといえばあてはまる」と定効果ロジット，変量効果ロジット，線形確率モ

回答した場合に 1，それ以外の場合に 0），職場にデルによる固定効果 OLS，変量効果 OLS についおけるハラスメントに関するダミー変数（「パワハて推計している。また，Hashimoto and Kondo

ラ・セクハラを受けた話を見聞きしたことがあっ（2012）でも，出産の意思決定の分析モデルの推た」）について「あてはまる」「どちらかといえば計にあたり，線形確率モデル（固定効果 OLS）にあてはまる」を 1，それ以外を 0），両立ストレス

よる推定を行っている。ただし，このように線形に関するダミー変数（仕事と家庭の両立ストレスについて「強く感じていた」場合を 1，それ以外

表３ 基本統計量を 0 とする）を投入した。分析に使用した変数の基本統計量を表 3 に示している。

平均

標準誤差

Min

Max

観測数

転職意向

変数

0.147

0.354

0

1

3,978

自発的理由による転職

0.026

0.158

0

1

3,942

無業

0.294

0.456

0

1

3,978

正規雇用

0.334

0.472

0

1

3,978

非正規雇用

0.358

0.479

0

1

3,978

その他就業

0.014

0.117

0

1

3,978

製造業

0.292

0.455

0

1

3,974

素材関連業界

0.076

0.265

0

1

3,974

サービス

0.253

0.435

0

1

3,974

情報

0.085

0.279

0

1

3,974

金融

0.036

0.186

0

1

3,974

流通・小売業

0.085

0.279

0

1

3,974

その他

0.173

0.378

0

1

3,974

*妻の就業状態変数

4.2 夫の自発的転職と妻の就業次に分析 2 として，過去 1 年間に自発的な理由による転職ありを 1，なしを 0 とする質的変数を
被説明変数とするモデルを推定する。
具体的には，現職の入社年次が過去 1 年間の年次に等しく，さらに前職の退職理由（複数回答）のうち会社都合に該当する項目（「契約期間の満

夫の業種

夫の職種

了」
「定年」
「会社の倒産・事業所閉鎖」「早期退職・

生産工程・労務関連職

0.219

0.413

0

1

3,978

退職勧奨」
「解雇」
）のいずれにも該当ありと回答

サービス職

0.057

0.231

0

1

3,978

事務系職種

0.242

0.428

0

1

3,978

していない場合に，自発的な理由による転職あり

営業販売職

0.119

0.324

0

1

3,978

とした 10。

専門職・技術職

0.304

0.460

0

1

3,978

その他

0.059

0.235

0

1

3,978

9人以下

0.074

0.262

0

1

3,978

10～99人

0.252

0.434

0

1

3,978

100～999人

0.262

0.440

0

1

3,978

1000人以上

0.280

0.449

0

1

3,978

公務

0.132

0.338

0

1

3,978

20代

0.031

0.172

0

1

3,978

30代

0.287

0.452

0

1

3,978

40代

0.466

0.499

0

1

3,978

50代

0.216

0.412

0

1

3,978

成長満足

0.260

0.439

0

1

3,978

ハラスメント

0.187

0.390

0

1

3,978

両立ストレス

0.092

0.289

0

1

3,978

推定に用いたモデルは以下の通りである。

説明変数およびコントロール変数は分析 1 と同一であるが，夫の転職に影響を及ぼすタイミングを考慮し，1 期前の値を使用した。
以上の変数を用意した上で，夫の転職意向に関わるダミー変数について，線形確率モデルを使用した分析を行う。質的被説明変数を推定する分析
では，近年，係数の解釈が容易であるなどの理由
から，ロジットモデルの代替的手法として，線形

夫の勤め先規模夫年齢

注： 2018 年のデータ（ウェイトバックなし）。対象は
2016,2017,2018 年を通じて就業者かつ配偶者のいる 20～54 歳の男性。2016 年時点で 30～54 歳かつ正規雇用者であった者

7

論文

妻の就業は夫の転職を支えるか

確率モデルを用いる場合には，①誤差項が正規分い。

布に従わない，②誤差項の分散が不均一分散になるという問題点が生じる（佐藤 2018）。そのため，

5.2 夫の自発的転職と妻の就業分析 1，分析 2 ともに線形確率モデルによる推定（ロバスト標準誤差）を行った｡分析 1 は 3 年分

次に，分析 2 の結果を表 5 に示した。まず，子のパネルデータを用いて，分析 2 は説明変数に 1

どもがいないサンプルに限定した分析結果をみる

期前のデータを使用しているため，2 年分のパネと，妻の就業は正規雇用，非正規雇用，その他就ルデータを用いて分析を行った。2 つの分析につ業にかかわらず，妻が無業の場合と比べて，夫のいてそれぞれ Hausman 検定を行ったところ，固自発的理由による転職に有意な差をもたらしてい定効果モデルが支持された。そこで以下では，固ない。さらに夫の属性に関しては，10％の有意水定効果 OLS の推定結果を示す。

準ではあるが，夫の業種がサービス業の場合，職種がサービス職の場合に自発的理由による転職が５．分析結果抑制されている。一方，仕事を通じた成長の実感

5.1 夫の転職意向と妻の就業や両立ストレス，職場のハラスメントは有意な差を生じていない。

分析１の結果を表 4 に示した。まず，子どもが次に，子どもがいるサンプルに限定した分析結いないサンプルに限定した分析結果を見ると，妻果を見ると，10％の有意水準であるが，妻が正規の就業は正規雇用，非正規雇用，その他就業にか雇用で働いていることは，夫の転職に有意な差をかわらず，妻が無業の場合と比べて，夫の転職意もたらしているほか，妻がその他就業である場合

向に有意な差をもたらしていない。さらに夫の属にも 5％の有意水準で夫の転職にプラスであり，性に関しては，10％の有意水準ではあるが，夫のさらに係数は妻が正規雇用の場合と比べて大きい。

職種が専門職・技術職の場合に，生産工程・労務

一方，妻が非正規雇用の場合は，妻が無業の場合関連職に比べて転職意向を持ちやすいことが示さと比べて有意な差は確認できない。

れている。これは企業特殊熟練が蓄積されやすい

このほか，夫の属性に関しては，10％の有意水生産工程・労務関連職で有利な転職先が見つかり準であるが，夫の業種が金融業やその他業種であにくく，転職が抑制されるという吉岡（2016）のる場合，職種がその他である場合に転職が抑制さ

指摘と整合的である。このほか，やはり 10％の有れている。また，仕事を通じた成長を実感してい意水準であるが，「仕事を通じて『成長している』

たことは，夫の自発的理由による転職を抑制するという実感を持っていた」ことが転職意向を持つ

半面，
両立ストレスや職場ハラスメントの認識は，ことと負の関係を持っている。

転職に対し有意にプラスであった。

次に，子どもがいるサンプルに限定した分析結果を見ると，妻が正規雇用で働いていることは，妻が無業の場合と比べて，夫の転職意向に有意な正の差をもたらしている半面，妻の非正規雇用やその他就業は有意な影響を示さなかった。このほか，仕事を通じて成長を実感していたことは，夫の転職意向を有意に低下させる一方，両立ストレスは転職意向を高めている。夫の業種や職種，勤め先規模は，転職意向に有意な影響を生じていな
8

Works Review vol.13 (2018)

表４ 夫の転職意向の分析結果
子どもなし

子どもあり

固定効果モデル

固定効果モデル

係数

標準誤差

係数

標準誤差

正規雇用

-0.0070.027

0.030**

0.013

非正規雇用

-0.0270.037-0.008

0.015

その他就業

0.075

0.086

0.024

0.044

素材関連業界-0.074

0.065

0.001

0.028

サービス

-0.0240.056-0.0140.020

情報-0.065

0.073

0.026

0.032

金融

-0.018

0.115

0.007

0.042

流通・小売業

0.008

0.059

0.003

0.029

その他

-0.087

0.053

0.001

0.021

被説明変数：転職意向あり＝１
転職意向なし＝0
妻就業（レファレンス：無業）

夫業種（レファレンス：製造業）

夫職種（レファレンス：生産工程・労務関連職）
サービス職

0.022

0.064

0.000

0.031

事務系職種

0.083

0.061

0.013

0.027

営業販売職

0.023

0.076

0.033

0.031

専門職・技術職

0.082*

0.048

0.036

0.025

その他

-0.026

0.056

0.006

0.021

夫企業規模（レファレンス：9人以下）
10-99人-0.0050.071-0.0010.045

100-999人

0.011

0.074

-0.0390.050

1,000人以上-0.0950.077-0.0350.053

公務-0.1160.102-0.0430.071

夫年齢（レファレンス：20代）
30代(omitted)(omitted)

40代(omitted)(omitted)

50代(omitted)(omitted)

成長満足-0.041*

0.025-0.051***0.010

職場ハラスメント

0.031

0.030

0.014

0.013

両立ストレス

0.033

0.037

0.066***

0.018

定数項

0.214**

0.090

0.169***

0.049

Number of obs /Number of groups

2,084/769

9,846/3349

F(21,768)= 1.46

F(21,3348)= 2.65

注：* p 値<0.01 ** p 値<0.05 *** p 値<0.19

論文

妻の就業は夫の転職を支えるか

表５ 夫の自発的理由による転職の分析結果
子どもなし
固定効果モデル
係数
標準誤差

子どもあり
固定効果モデル係数
標準誤差

被説明変数：昨年1年間に自発的理由による転職あり＝１
昨年1年間に自発的理由による転職なし＝0
妻就業（レファレンス：無業）
正規雇用
0.009
非正規雇用
0.026
その他就業
-0.156
夫業種（レファレンス：製造業）
素材関連業界-0.043サービス-0.228*
情報-0.076
金融
0.254
流通・小売業-0.105
その他-0.068
夫職種（レファレンス：生産工程・労務関連職）
サービス職-0.125*
事務系職種-0.005
営業販売職-0.016
専門職・技術職
0.026
その他-0.031
夫企業規模（レファレンス：9人以下）
10-99人0.141
100-999人
0.168
1,000人以上
0.073
公務
0.041
夫年齢（レファレンス：20代）
30代
40代
50代
成長満足
-0.027
職場ハラスメント
0.025
両立ストレス-0.029定数項
0.022
Number of obs /Number of groups

0.020
0.030
0.095

0.015*
0.014
0.075**

0.008
0.011
0.036

0.038
0.121
0.120
0.293
0.137
0.103

0.026
-0.045-0.048-0.085*-0.044-0.083*

0.031
0.047
0.051
0.045
0.060
0.041

0.066
0.051
0.082
0.042
0.035

-0.032-0.027-0.017-0.005-0.032*

0.023
0.019
0.018
0.014
0.019

0.178
0.167
0.172
0.188

-0.025-0.028-0.025-0.033

0.044
0.047
0.050
0.068

-0.017**0.0175**0.031**
0.083(omitted)(omitted)(omitted)
0.007
0.009
0.013
0.052

(omitted)(omitted)(omitted)
0.023
0.023
0.042
0.175

1311/693

6557/3337

F(21,692)=1.03

F(21,3336)=1.46

注：p 値<0.01 ** p 値<0.05 *** p 値<0.1

10Works Review vol.13 (2018)

６．おわりにさらに職場ハラスメントの認識は，子どものいる
夫の転職を促していた。子どもの有無により，両

本稿では，妻の就業が夫の転職意向や転職行動

立ストレスやハラスメントによる影響が異なる背に及ぼす影響に着目し，実証分析を行った。その景として，子どもを持つ夫では，同じ両立ストレ

際，子どもの有無によって夫の転職意向や転職行

スでも負担感が大きい可能性や，職場のハラスメ

動に差が生じる可能性を考慮した。

ントに対する受け止め方が変わっている可能性が主な発見は以下の通りである。まず，子どもが考えられる。

いない場合，妻の就業はその就業形態にかかわら以上で見てきたように，子どもがいる夫の場合，ず，夫の転職意向に有意な差を生じていなかった。

妻に安定した収入があり，家庭内で家族を養う責その半面，子どもがいる場合，妻の正規就業は夫任が分散されることが，転職への意向や行動を支の転職意向と有意な正の関係があり，妻の安定雇えている可能性が示された。配偶者のいる女性が用が，夫が転職意向を持つことを促す可能性が確

本格的に就業できる環境を整えることは，妻だけ認された。

でなく，夫の働く選択肢を増やすことにもつなが子どもがいない夫の場合，仮に転職で賃金が変りうる。そのことは，テクノロジーの進化がもた

動しても，子どもの養育費や教育費への影響は生らす仕事の変化を，個人が早期にキャッチし，長じず，さらに妻に時間的制約が少ないため無業の期化する人生を安定的に乗り越えていくことにも妻が就業するハードルも低い 11。この結果，夫が資するだろう。

転職について検討する際，妻が無業であることと一方で，仕事を通じた成長の実感，両立ストレ

妻が就業していることの間に差が生じていないとスや職場ハラスメントの認識は，特に子どものい考えられる。一方，子どもがいる夫の場合，妻がる夫の転職意向や転職行動と関わりを持っていた。

正規雇用として働くことにより，自分以外の安定

人手不足の中，企業が優秀な人材を引き留めるた

した収入源があることは，妻が無業の場合と比べめには，男性についても仕事と家庭を両立しやすて転職後の希望年収をより柔軟に設定することをい働き方を整備することや，ハラスメントの発生可能にし，転職意向を持ちやすくしていると考えを防ぐ対策を強化することが必要である。また，られる。

成長を実感できるような学びの機会や仕事の配分

次に，子どものいない夫の場合，妻の就業はそに努め，従業員が今所属する組織でのキャリアをの就業形態に関わらず，夫の自発的理由による転前向きに選び取れるようにしていくことも重要だ

職に有意な影響を持たなかったが，子どものいる

ろう。

夫の場合，妻の正規雇用またはその他就業は夫の転職と有意な正の関係があり，とりわけ妻がその他就業の場合の係数が大きかった。その他就業には自営業・家族従業者・役員が含まれるが，これらの働き方は収入面での支えだけでなく，より自律的な働き方のロールモデルとして，夫の自発的理由による転職を促している可能性がある。
その他の発見として，仕事を通じた成長の実感
は，子どもの有無に関わらず夫の転職意向を低下させるほか，子どものいる夫の転職行動を抑制していた。また両立ストレスの認識は，子どものいる夫の転職意向，転職行動の双方を促していた。

注
1 厚生労働省「雇用動向調査」で 1985 年と 2015 年の転職入職者を確認すると，1000 人以上の企業で 29 万人から 89 万人へ，35
歳以上で 77 万人から 171 万人と増加している。
2 戦後の働き方と夫婦の役割分業の変化については，大嶋寧子（2018）「第 9 章 変わりゆく夫婦の約束 家族の生活安定戦略」（玄田有史編『30 代の働く地図』岩波書店 2018 年 10 月 18 日発刊）参照。
3 総務省統計局「労働力調査（詳細集計）」によれば，配偶者と離別・死別した女性就業者は 2002 年の 273 万人から 2017 年の 345万人へ増加している。うち「主に仕事をしている者」は 209 万人
から 270 万人への増加であった。配偶者と離別・死別した女性就業者のうち最も増加幅が大きいのは 65 歳以上の女性で 43 万人である。
4 表１，表 2 ともに，以後の分析と揃えるため，サンプルを 2016

11

論文

妻の就業は夫の転職を支えるか

年 12 月時点で 20～54 歳だった既卒男性就業者（2016 年に正規雇用者かつ 2016 年，2017 年，2018 年に継続して就業かつ有配偶者）とした。さらに，主な仕事からの年収が 2017 年 12 月時点で 500
万円以上とした。
5 その他の夫の婚姻プレミアムが生じる背景としては，伝統的な経営者が既婚男性を好む，結婚へのセレクションを通じて労働市
場でより魅力的な男性が結婚をしているなどの理由が指摘されてきた。夫の婚姻プレミアムに関する海外の研究については湯川（2018）で詳しく述べられている。
6 妻の就業ペナルティを指摘する初期の研究については Jacobsen

and Rayack（1996）に詳しい。

7 定年前後での労働移動を除外するため，本稿では分析の対象を54 歳までの夫とした。

8 近年の転職意向や転職の規定要因に焦点を当てた実証研究では，業種や職種，学歴，賃金，仕事満足，仕事への不満などの要因との関わりが検証されている。たとえば大橋・中村（2002）は，人的資本理論の指摘を踏まえ，製造業従事者は企業特殊熟練を蓄積する傾向が強く，転職後に賃金が上昇しにくいために転職しにくいことを指摘している。一方，砂原（2004） は，若年ホワイトカラ
ー正社員の転職意向と退職経験を被説明変数に分析を行い，より汎用的な人的資本を備えていると考えられる専門職で事務職と比べて有意に退職経験が少ないこと，専門資格の保有が退職経験や退職意向とマイナスの関係を持つことを指摘している。一方，
仕事に対する満足や不満と転職との関わりに関しては，吉岡（2016）が総じて仕事に対する満足は離職を抑制し，仕事に対する不満は離職を促進するものの，企業特殊熟練が蓄積されやすいブルーカラー労働者の場合は，仕事に対する不満があっていても転職しにくいことを明らかにしている。また相澤（2008）は，夫で仕事への不満が離職意向を有意に高める半面，仕事の裁量や仕事での能力形成の機会が離職意向を低下させることを指摘している。
このほか
田中（2013）は，「日本家計パネルデータ」の 2009～2011 年のデータを用いたパネル分析により，夫の離転職を説明する理由として賃金が有力な説明力を持つ一方，仕事に対する満足は離転職に影響していないことを指摘している。
9
リクルートワークス研究所「全国就業実態パネル調査」では，勤め先の従業員数を尋ねる質問で，従業員数別の選択肢に加え「公務」の選択肢がある。
10「全国就業実態パネル調査」では，前職の退職理由として「契約期間の満了」「定年」「会社の倒産・事業所閉鎖」「早期退職・退職勧奨」「解雇」以外に，「賃金への不満」「労働条件や勤務地への不満」「人間関係への不満」「仕事内容への不満」「会社の将来性や雇用安定性への不安」「自分の身体的なけがや病気」「自分の精神的な病気」「結婚」「妊娠・出産」「育児・子育て」「介護のため」「独立のため」「進学や資格取得のため」「その他」の選択肢が用意されている。
11 実際，本分析の対象となるサンプルで見ると，子どもがいない
夫の妻で無業の割合が低く，正規就業の割合が高い。

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謝辞
本稿の執筆にあたり，査読者の方々，東京大学社会科学研究所教授
玄田有史氏に有益な助言を頂戴しました。
ここに記して深く感謝いたします。なお，本稿の誤りはすべて筆者に帰します。

12