特集論文

既婚女性の働き方と健康状態
小原 美紀（大阪大学大学院国際公共政策研究科 教授）

塗師本 彩（大阪大学大学院経済学研究科 博士後期課程）

本論文は、2000 年代の日本において、働き方が既婚女性の健康状態に与えた影響を明らかにする。
分析には、2002 年から 2016 年の「消費生活に関するパネル調査」を利用する。分析の結果、妻の健康状態に影響を与えるのは、本人の働き方ではなく夫の働き方であること、非就業よりも不安定な雇用
形態で働いていることが健康を阻害すること、過去 1 年間に夫が予期せぬ失業に直面した時にも妻の健康状態は悪化することが示される。これらは、観察される個人や世帯の属性に加えて、観察されない異質性が健康状態に与える影響を考慮した上で得られる。日本において夫が安定した雇用形態で働いていることは、妻の健康状態を悪化させない重要な要因であると言える。

1. はじめにのうち健康状態に関して一貫した質問がなされている2002 ～ 2016年の調査結果を使用する。具体2000年代の日本において労働環境は大きく変化的に検証するテーマは、働き方は既婚女性の健康したと言われる。既婚女性の労働環境も例外では状態に影響を与えるのか、予期せぬ失業は既婚女ない。たとえばこの間、女性の就業率は高まった性の健康に影響を与えるのかの2つである。それ「消費生活にと言われる。図表−1の上側の図は、ぞれのテーマにおいて、とくに、本人の働き方と関するパネル調査」（公益財団法人家計経済研究

配偶者の働き方のどちらが、あるいはどちらとも所）を使って、1995年から2015年まで5年ごとに、影響を与える（与えない）のかに注目した分析を有配偶女性の労働状況を「常勤労働者」
「常勤以

行う。

外労働者」
「非就業者」に分けながらその割合の分析の結果、妻の健康状態に影響を与えるのは、

変遷をまとめたものである。この図から、既婚女

妻本人の働き方ではなく夫の働き方であること、性の就業率は1995年以降上昇しているが、その中非就業であることよりも不安定な雇用形態で働い

身は、常勤以外の労働者割合の大幅な増加によるていることが健康を阻害することがわかる。さらものであり、常勤労働者の割合は大きく変化してに、過去1年間に予期せぬ失業に直面した時にも、いないことがわかる。

妻本人ではなく夫の失業が妻の健康状態を阻害す

このような働き方の変化は、既婚女性にどのよることが示される。これらの結果から、日本の家

うな影響を与えたのだろうか。本論文では健康状計において、夫の労働状況が安定していることは態に着目し、2000年代の日本において、働き方の妻の健康状態を悪化させない重要な要因であると違いが既婚女性の健康状態に与えた影響を明らか言える。

にする。分析には、「消費生活に関するパネル調査」
2

本論文の貢献は大きく4つにまとめられる。第既婚女性の働き方と健康状態

図表-1 既婚女性の働き方の変遷
1995

2000

常勤労働者
常勤以外労働者

2005

非就業者

2010

2015
0％

20％

40％

60％

80％

100％

〈５年前の働き方からの遷移 〉
常勤労働者のうち 5 年前：
常勤
常勤以外
非就業
2000年
72.03%
11.02%
16.95%

常勤以外労働者のうち 5 年前：
常勤
常勤以外
非就業
6.28%
39.91%
53.81%

非就業者のうち 5 年前：
常勤
常勤以外
非就業
6.87%
12.54%
80.60%

2005年

60.39%

22.73%

16.88%

6.23%

50.49%

43.28%

5.85%

11.69%

82.46%

2010年

70.06%

16.17%

13.77%

15.87%

56.37%

27.77%

8.89%

12.40%

78.71%

2015年

70.78%

17.35%

11.87%

4.75%

66.78%

28.47%

7.01%

16.16%

76.83%

一に、2000年代の日本という労働市場や雇用状況が大きく変化した時代を分析対象として、既婚女

変化が健康に与える影響を明らかにできる。
第三の貢献は、人々の働き方を安定的な就業状性の働き方が健康状態に与えた影響を計量的に明況にある者（常勤労働者）とそれ以外の者に識別らかにする点である。日本の既婚女性の就業率のしながら分析を行う点にある。近年、働いていて低さは先進諸国でも際立っているが、労働環境がも経済厚生の低い者の存在が大きな社会問題と大きく変わった2000年代において、働き方の変化なっている。本論文は、働き方を単に非就業と就の影響を分析することは興味深い。影響があると業に分けるだけでなく、就業の中身を分析する。

すればこの時期に見られるはずであるし、影響が第二と第三の貢献は、両方が合わさることで重要あったとすればどのような影響であるのかを明ら性が増す。不安定な労働に就く者の厚生を個人単かにすることが重要になるからである。

位で見てしまうと、真の経済厚生の低さは計測さ

第二の貢献は、働き方と健康状態の関係を「個れない。豊かな家計の配偶者が不安定な労働を人」ではなく「世帯」に注目しながら考察する点行っているとしても、健康状態は低くはない可能である。多くの先行研究では、個人の働き方と健性があるからだ。世帯員の労働状況を世帯全体の康状態のデータを用いているものの、その個人が状況とともに扱うことで、働き方と健康状態の関属している世帯の情報は得られないことが多い。

係を正しく捉えることができる。

本研究では個人だけでなく世帯の情報がわかる特第四の貢献は、働き方が健康状態に与える影響

異なデータを用いることで、世帯を取り巻く環境を、因果関係として捉えようとする点にある。働3

季刊家計経済研究

2017

AUTUMN

No.114

き方と健康状態の関係の分析において最大の問題

and Salvini（2015）は、2007 ～ 2010年のイタリとなるのは、双方が互いに影響し合うことで、因アのパネルデータ（European Union Statistics on

果関係が見えにくくなることである。働き方は健Income and Living Conditionsのイタリア調査回

康状態を変えると考えられるが、同時に、健康状

答）を用いて、特に女性において、標準的な被雇態により働き方も変わる。本研究では、働き方が用者よりも臨時被雇用者で健康状態が悪いことを変わることで、健康状態にどのような影響がある示している 。
1）

か、すなわち働き方による因果効果を抽出するこ

一方、Bardasi and Francesconi（2004）は、1991とを目指す。具体的には、計量分析において、考年から2000年のイギリスのBritish Household

えられる個人や世帯属性の差が健康状態に与える

Panel Survey（BHPS）を用いて、臨時雇用やパー

影響を説明変数として取り入れ、過去の健康水準

トタイム労働といった不安定雇用に就く者の健康をコントロールし、観察できない個人の異質性が状態が悪いかどうかを検証している。分析による健康状態に与える影響をパネル推定モデルにおけと、メンタルヘルスや一般的な健康状態に関するる誤差項の一部として考慮する。

主観的な健康指標で見る限り、不安定雇用の者で本論文の構成は以下の通りである。続く第2節

健康状態が悪いという関係は見られない。同様のでは、おもに既婚女性の働き方と健康状態に関す

BHPSを用いたRobone, Jones and Rice（2011）

る経済学的な研究について先行研究を整理する。

では、さらに、子どもを持たず労働時間に満足しそして、先行研究に基づき具体的な検証仮説を導ている人の健康状態はパートタイム雇用者の方が出する。第3節では推定モデルを示し、分析方法

フルタイム雇用者よりも良いことや、この傾向はを説明する。第4節で分析に使うデータを紹介す

特に男性で顕著であることが示されている。

る。第5節で分析結果を示した後に、第6節で全

このように、働き方が健康状態に与える影響に体をまとめる。なお、本論文では、一貫して有配

ついては、同じ国の同じ年代においても異なる結

偶女性を分析対象とする。よって分析対象となる果が示されている。その理由の一つは、働き方が既婚女性とは家計における妻であり、配偶者は夫健康状態に与える影響を観測データにより計量分である。論文では「既婚女性」と「妻」という言析する難しさがあるだろう。働き方の差は健康状

葉を同じ意味として使いながら有配偶女性の行動

態の差をもたらすかもしれないが、そもそも健康を説明する。

状態に差があるから働き方に差が生じるのかもしれない。すなわち、不安定な雇用が原因となって

2. 先行研究

健康を害するのではなく、もともと健康状態の良くない人が安定的な雇用には就かない（就くこと働き方が健康状態に与える影響については多ができない）可能性がある。先に挙げた先行研究

くの研究がなされてきた。なかでも、有期雇用やでもさまざまな工夫により、働き方が健康状態に臨時雇用といった不安定な雇用状態にあること与える純粋な影響を取り出そうとしているが、観が健康状態を悪化させるかについての関心が高測データを用いた計量分析上必要とされる仮定のい。Rodriguez（2002）は、1991 ～ 1993年のド妥当性など難しい問題も多い。

イツのデータを用いて、有期雇用労働者は、無期ところで、類似の関心として、「働き方」で雇用労働者よりも健康状態が悪いことを示していはなく「失業」といった労働ショックが健康状

る。Kim et al.（2008）は、韓国のKorea Labor

態を悪化させる可能性を分析した研究もある。

and Income Panel Survey Dataを用いて、一時

Böckerman and Ilmakunnas（2009）は、フィ

雇用や日雇い、パートタイム、有期雇用、短期雇

ンランドにおける1996 ～ 2001年のパネルデータ用といった不安定雇用に就く者は、そうでない者を用いることで、個人の異質性の存在がもたらすよりも健康状態が悪いことを示している。Pirani

内生性に対応している。彼らによると、失業経験

4既婚女性の働き方と健康状態

は健康状態に影響を与えないとされる。このようない（逆に健康状態が良いから働ける）という逆な失業経験が健康状態に与える影響の分析にお方向の関係も存在するだろう。次節では、この点

いても、働き方が健康状態に与える影響の分析とに注視ながら仮説を検証する方法について説明す同様に、失業を表す変数が内生変数となる可能る。

性は否めない。自発的な失業や人々が予期していた失業であればその可能性は大きくなり、失業が健康状態に与える純粋な影響を取り出しにくくな

3. 推定モデルる。これに対して、Sullivan and von Wachter

前節の仮説を検証するために、妻の健康状態の（2009）は、1980 ～ 2006年におけるペンシルバニ

決定要因を探るモデルを立てる。一つ目の分析は、ア州の行政データを用いて、解雇が健康状態にど

夫や妻の働き方の影響を考察するものである。こう影響するかを明らかにしている。それによると、

こでは、働き方を「常勤の職員や従業員として働解雇された者は解雇されなかった者よりも20年後いている」「それ以外の形態で働いている」「働いの死亡リスクが高いことが示されている。また、ていない」の3つに分けて考える。これらをそれ

Eliason and Storrie（2009）は、工場閉鎖によるぞれ「常勤労働者」「常勤以外労働者」「非就業やむを得ない失業経験が健康に与える影響を分析者」とよび、SL、NL、UNと書く。妻の健康状している。1987年と88年のスウェーデンのデー

態は潜在的にはH *と書かれるが、実際には健康タを用いた分析の結果、工場閉鎖による失業者は状態が良いか悪いかを表す二値変数として観察さ

失職4年後の死亡リスクが44％高いことを示してれる。この健康状態を働き方に回帰する式は、常いる。さらにMarcus（2013）は、ドイツのパネ

勤労働者（SL）をベンチマークとして、ル調査（German Socio-Economic Panel Study）

Hit*=α+βnl NLit +βn l NLit +βun UNit +βunUNit + Xit'γ+ εit

w

w

w

w

h

h

w

w

h

h

εit=μi+eit

を用いて、工場閉鎖により失業した者は、本人と同じぐらい、その配偶者の精神的健康状態も阻害

Hit =
w

してしまうことを明らかにしている。

{

w
1 if Hit * ≥ 0w
0 if Hit * < 0

このように、働き方や失業は労働者の健康状態と書かれる。ここで、iはある家計の個人（本論文を左右する要因となっている可能性がある。働きの推定ではすべて妻の回答を用いる）を表し、w方や失業は、また、労働者本人だけでなく、そのは妻、ｈは夫を表す。tは観測時点（t=2002, ⋯, 2016

家族の健康状態にも影響を与える可能性がある。

であるが、実際の推定に使われるデータは非バラ

そして、働き方においては、単に就業しているか

ンスパネルデータであり、個人ごとに長さは異などうかだけでなく、安定的な職に就いているかどる）を表す。

うかも重要な要因となっている可能性がある。以注目するパラメターはβである。NLに関するβnl は、
w

上をまとめると以下の検証仮説が導出される。

妻が常勤労働者である場合と比べて常勤以外の労（1）妻の働き方は妻本人の健康状態に影響する。

働者である場合に、妻の健康状態がどれほど低下（2）夫の働き方は妻の健康状態に影響する。

（上昇）するかを表す。βnl は、夫が常勤労働者で（3）不安定な職に就くことで健康状態は悪化する。

ある場合と比べて常勤以外の労働者である場合に、（4）予期せぬ失業により、家族（本論文の場合

妻の健康状態がどれほど低下（上昇）するかを表す。

は妻）の健康状態は悪化する。

これに対して、UNに関するβun は、妻が常勤労働

hw

上記4つの仮説を検証するにあたり、働き方と者である場合と比べて非就業である場合に、妻の健康状態の関係は双方向に影響を与える可能性が

健康状態がどれほど低下（上昇）するかを、βnl は、ある点に注意する必要がある。我々が見たいのは、夫が常勤労働者である場合と比べて非就業である

働き方が原因となり、健康状態という帰結が変わ場合に、どれほど健康状態が低下（上昇）するかるのかであるが、健康状態がすぐれないから働けを表す。第2節で示した検証仮説と対応させると、

h5

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仮説（1）については、βnl =0、あるいは、βun =0をえる純粋な影響を考察する。なお、1期前の健康検証することで答える。仮説（2）については、βnlh状態を説明変数に取り入れるため、eit は系列相関=0、あるいは、β =0を検証することで答える。仮を持つ可能性も考えられるが、ここでは簡単化の説（3）については、β −β =0、あるいはβ −βためホワイトノイズであると仮定する 。この誤差=0を検証する。

に標準正規分布を仮定して、変量効果プロビット

w

w

h
un

w
nl

w
un

h
nl

h
un

二つ目の分析は、予期せぬ失業が健康状態に影

2）

モデルにより最尤法による推定を行う 。
3）

響するか、すなわち仮説（4）の検証である。これは、先の式で妻と夫に関する働き方の変数：
NLitw、UNitw、NLith、UNith を落とし、代わりに、妻あ

4.「消費生活に関するパネル調査」

るいは夫が過去1年間で予期せぬ要因で失業した

分析には、公益財団法人家計経済研究所の「消経験があるかどうかを表すダミー変数 Unemp あ

費生活に関するパネル調査」のうち有配偶者のw
it

るいは Unemp を入れて、各パラメターが0である

データを用いる。この調査は、有配偶者には夫婦かを検証する。

それぞれの行動や考え方について尋ねているが、

hit

分析においては、共変量Xと誤差項εit の特定

回答者は世帯のうち女性（妻）である。推定対象化について注意が必要である。Xには妻の健康状期間は、健康指標が一貫して得られる2002年から態を左右すると考えられる個人と家計の属性が含

2016年である。

まれる。たとえば、妻の年齢や教育水準、子ども本研究では主に二つの分析を行うが、いずれのの有無、世帯収入、地域のマクロ経済環境など分析においても被説明変数には健康状態が良いかが考えられる。変数の詳細は次節で述べる。加えを示す健康指標を用いる。具体的には、「ふだんて、妻の1期前の健康状態も取り入れる。これは、のあなたの健康状態はどうですか」という質問に先行研究の多くで健康状態は過去の時点からの持対して、「1. とても健康」「2. まあ健康」「3. ふつ続性（異時点間相関）を持つことが指摘されていう」「4. あまり健康ではない」「5. まったく健康でるためである。これを取り入れることで、個人のない」の回答値から、「1. とても健康」「2. まあ健康」

健康水準がコントロールされ、過去の水準からのである場合に1をとる二値変数を作成する。これ

健康状態の変化に与える影響を捉えることができを、「妻の健康状態が良い」ことを表す変数とする。

る。また、個人の健康の決定要因には観察されな

この質問項目は2002年から追加され、以降、毎年い要素が多いと考えられるが、1期前の健康状態

同じ質問文で聞かれている。

を取り入れることで、同一個人特有の健康決定要
素をコントロールすることも可能となる。

注目する説明変数は、「働き方が健康状態に与える影響」の分析では、妻と夫の働き方である。

誤差項εit には、観測されない個人の異質性がこれは、夫婦それぞれの働き方を「常勤の職員・含まれ、εit=μi+eit と書かれる。健康状態の推定

従業者」「常勤以外労働者」「非就業者」の3つににあたってはこの μi が重要である。健康状態は働区分したものである。
「常勤労働者」とは、2002

き方以外にも多くの要素に左右される。その中に年から2009年までは調査の回答項目にある「常勤は分析者がデータとして観察できないものも多い。

の職員・従業者」を選択した者であり、2010年か

そのような観察されない決定要因の存在は、注目らは「正社員・正職員」と回答した者である。
「常変数である働き方の変数が健康状態に与える真の勤以外労働者」は、パート・アルバイト・嘱託・影響を見えにくくしてしまう。もともと健康状態

その他（派遣社員、契約社員、自営業者、家族従が良い人が働けるとか、健康であるような生活行

業者を含む）として働く者である。
「非就業者」は、動をとる人ほど働く能力や気力が高いといった可

休職中の者・失業者・非労働力の者である。これ能性もある。μi を考慮に入れることで、これらのらはすべて調査時点の働き方である。

可能性を取り除きながら、働き方が健康状態に与6

二つ目の「失業経験が健康状態に与える影響」

既婚女性の働き方と健康状態

図表-2 記述統計
最小値

最大値

0.500

0

1

0.412
0.375

0.492
0.484

0
0

1
1

常勤以外の労働者
非就業者

0.110
0.016

0.314
0.127

0
0

1
1

非自発的失業 1
非自発的失業 2

0.010
0.011

0.097
0.103

0
0

1
1

非自発的失業 1
非自発的失業 2

0.014
0.011

0.117
0.105

0
0

1
1

妻の年齢
妻の教育年数
昨年 1 年間の世帯収入（万円）の自然対数値
子どもがいるか
県別失業率（％）

38.40113.350
6.495
0.850
4.259

7.416
1.721
0.501
0.357
1.066

24
9
0
0
1.7

57
18
9.128
1
8.3

健康指標

妻の働き方

夫の働き方

妻の過去 1 年の失業経験

夫の過去 1 年の失業経験

その他の共変量

平均

標準偏差

健康状態が良いか

0.511

常勤以外の労働者
非就業者

注 : 1）
観測数は、15,910である				2）
推定対象期間は2002 ～ 2016年。非バランスパネルで、1世帯あたり最長で15時点
3）「常勤以外労働者」とはパート・アルバイト・嘱託・その他（派遣社員、契約社員、自営業者、家族従業員を含む）を指し、「非就業者」は失業者、非労働力の者に加えて、休職中の者を含む
4）「非自発的失業1」は前年調査からの1年間に人員整理・会社解散・倒産・解雇を理由に仕事をやめた場合に1をとる二値変数である。
「非自発的失業2」とは、「非自発的失業1」に加えて家族の就職・転職・転勤
及び事業所の移転のためを理由に仕事をやめた場合に1をとる二値変数である
				

の分析では、妻と夫それぞれの過去1年間におけり、7つに分類される最終学歴から求める。昨年1

る失業経験に注目する。失業経験としては、妻と年間の世帯収入には、夫・妻・夫婦共通の収入お夫それぞれで「非自発的失業1」「非自発的失業2」

よびその他の世帯員の収入の合計を用いる。収入の2つの定義を考える。
「非自発的失業1」は前年には、勤め先の収入に加え、財産収入や社会保障調査からの1年間に人員整理・会社解散・倒産・給付などすべての収入が含まれる。推定ではこれ

解雇を理由に仕事をやめた場合に1をとるダミーの対数値をとるが、収入がゼロの者が脱落しない変数である。これに加えて、家族の就職・転職・ように、極めて小さな値として収入に1を加えた転勤及び事業所の移転のためを理由に仕事をやめ

ものの対数をとる。桁あふれの回答は欠値としてた場合にも1となるように定義したダミー変数が扱っている。県別失業率は、「労働力調査」より「非自発的失業2」である。
いずれの分析においても、その他の共変量として、回答者である妻本人の年齢、教育年数を加え都道府県別完全失業率のモデル推定値（男女区別なし・年平均）を用いる。これらの変数の記述統計は図表−2の通りである。

る。また、世帯属性として昨年1年間の世帯収入（万分析に入る前に、「消費生活に関するパネル調

円）の自然対数値、子どもがいるかを表すダミー査」を使って、日本における1990年代半ば以降の変数を入れる。さらに、マクロ経済環境をとらえ「妻の働き方」の変遷を整理しておきたい。最初にるために、県別失業率を取り入れる。妻の教育年述べた通り、図表−1の上側の図は、妻が「常勤労数は、中退は含めず卒業した場合の教育年数であ働者」「常勤以外労働者」「非就業者」である割合
7

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図表-3 働き方別に見た妻の健康状態
70
60
50
40
30
20
10
0

2002

2003

2004

2005

2006

常勤労働者

2007

2008

2009

2010

2011

常勤以外労働者

2012

2013

2014

2015

2016

非就業者

注: ふだんの健康状態が「とても健康」「まあ健康」のいずれかである場合

を、1995年から2015年まで5年ごとに示している。

て高くなっている。景気の動きと関連した動きと加えて、図表−1の下側には、5年前の働き方からも言い難い。既婚女性の健康状態は、一般的に男の遷移を掲載している。この統計から、既婚女性

性労働者や未婚女性にみられるような動きとは異は一度働き方が決まったらその働き方に固定されなる可能性がある。

るわけではないことがわかる。一定割合の者が5年前と異なる働き方に移っていて、たとえば、「常勤労働者」から「常勤以外の労働者」への移動や、「非就業」から「常勤以外労働者」へと働き方を

5. 推定結果（1）妻の働き方と家計状況別に見た健康状態変える者が存在している。ただし、長期間の変遷

本論文で使用する調査結果は、同一個人を追跡を見ると、「常勤以外労働者」から「常勤労働者」

した比較的長期間のパネルデータである。また、への移動が大幅に増加しているわけではない。そ夫と妻の働き方の年次変化を詳細に調査していして、「常勤以外労働者」から「常勤以外労働者」

る。これらの特徴を生かして、計量分析の結果をへの継続割合が高くなってきている。

示す前に、注目する世帯グループについて記述統「健康状態が良い」
図表−3は、妻の働き方別に、計を整理することで働き方と健康状態の関係を見割合が、推定期間中どのように変わってきたかをておきたい。図表−4 ～ 6は、妻の働き方別に「健示したものである。一見してわかることは、常勤康状態の良い割合」を、2005年から2015年にか労働者の健康状態が良いことである。これはどの

けて5年ごとにまとめたものである。各表の（1）年についても観察される。一方、常勤以外労働欄には、妻の働き方別に健康状態が良い割合（グ

者の健康状態は非就業者と比べて良いとは限らな

ループ別平均値）を、（2）欄には、妻の働き方別

い。ほぼ同じか非就業者よりも低い年もある。すに加えて、さらに世帯収入別に分けた場合を、（3）

なわち、健康状態の良い人が働いているという単欄には、夫の働き方別に分けた場合を示している。

純な関係は存在していない。また、棒グラフの高図表−4 ～ 6の（1）欄は、前節の図表−3と同じさで示される健康状態の良さは、どの働き方につ結果が示されている。すなわち、健康状態が良い

いても、2006年にかけて低くなり、2012年にかけ割合は、既婚女性が常勤労働者である場合に高く、

8既婚女性の働き方と健康状態

図表-4 妻の働き方と世帯収入・夫の働き方別に見た妻の健康状態（2005年）（1）妻の働き方

妻の健康状態（全世帯）
常勤労働者（250 人）

「良い」
割合
49.60

常勤以外労働者（367 人）47.68

メディアンより上 46.87%
メディアン以下 53.13%

非就業者（494 人）49.39

メディアンより上 41.70%
メディアン以下 58.30%（2）世帯収入別
メディアンより上メディアン以下

妻の健康状態「良い」
割合68.40%
51.46
31.60%
45.57（3）配偶者の働き方別

妻の健康状態

常勤労働者
常勤以外労働者
非就業者

92.80%
5.60%
1.60%

「良い」
割合
50.43
35.71
（50.00）

47.09
48.21

常勤労働者
常勤以外労働者
非就業者

92.37%
5.99%
1.63%

48.08
36.36
（66.67）

51.46
47.92

常勤労働者
常勤以外労働者
非就業者

94.13%
5.06%
0.81%

49.89
36.00
（75.00）

図表-5 妻の働き方と世帯収入・夫の働き方別に見た妻の健康状態（2010年）（1）妻の働き方

妻の健康状態（全世帯）
常勤労働者（203 人）

「良い」
割合
63.55

妻の健康状態

常勤以外労働者（505 人）51.88

メディアンより上メディアン以下

48.12%
51.88%

非就業者（471 人）53.08

メディアンより上メディアン以下

41.40%
58.60%（2）世帯収入別「良い」
割合
メディアンより上 73.89%
63.33
メディアン以下 26.11%
64.15（3）配偶者の働き方別

妻の健康状態

常勤労働者
常勤以外労働者
非就業者

85.22%
12.81%
1.97%

「良い」
割合
65.90
53.85
（25.00）

56.79
47.33

常勤労働者
常勤以外労働者
非就業者

77.43%
21.58%
0.99%

54.48
42.20
（60.00）

54.87
51.81

常勤労働者
常勤以外労働者
非就業者

83.23%
15.07%
1.70%

53.83
47.89
（62.50）

図表-6 妻の働き方と世帯収入・夫の働き方別に見た妻の健康状態（2015年）（1）妻の働き方
常勤労働者（267 人）妻の健康状態
「良い」
割合
53.18

妻の健康状態（2）世帯収入別「良い」
割合
メディアンより上 71.16%
58.42
メディアン以下 28.84%
40.26（3）配偶者の働き方別

妻の健康状態

常勤労働者
常勤以外労働者
非就業者

85.02%
11.99%
3.00%

「良い」
割合
54.19
50.00
（37.50）

常勤以外労働者（562 人）46.62

メディアンより上メディアン以下

44.66%
55.34%

50.6
43.41

常勤労働者
常勤以外労働者
非就業者

76.87%
22.42%
0.71%

48.61
39.68
（50.00）

非就業者（412 人）45.87

メディアンより上メディアン以下

43.45%
56.55%

49.16
43.35

常勤労働者
常勤以外労働者
非就業者

85.92%
13.59%
0.49%

46.89
39.29
（50.00）

注: 1）
各グループにおける観測数が10を下回る統計については（）
を付けて表示している2）「常勤以外労働者」とはパート・アルバイト・嘱託・その他（派遣社員、契約社員、自営業者、家族従業員を含む）
を指す
3）「非就業者」には失業者、
非労働力の者に加えて、休職中の者も含む

9

季刊家計経済研究

2017

AUTUMN

No.114

図表-7 妻の健康状態の決定要因
被説明変数：健康であれば 1 となる二値変数

係数（標準誤差）

ベンチマーク：妻「常勤労働者」
妻「常勤以外労働者」
妻「非就業者」
ベンチマーク：夫「常勤労働者」
夫「常勤以外労働者」
夫「非就業者」

1 期前の健康状態
年齢
教育年数
対数世帯所得
子どもあり
県別失業率
定数項
観測数
世帯数
疑似対数尤度
Wald 統計量（全パラメター＝０の検定）

限界効果

0.025
（0.053）0.019（0.057）0.009−0.224 ***（0.061）0.034（0.142）−0.0800.654 ***
（0.044）−0.027 ***（0.003）0.106 ***
（0.016）0.187 ***
（0.049）−0.028（0.063）0.025（0.019）−1.993 ***（0.385）
12,281
1,938−6435.71
482.75 ***

0.233

0.007

0.012

−0.0100.038
0.067−0.0100.009

注: 1）
変量効果プロビットモデルによる推定結果
2）
推定対象期間は2002～2016年。
非バランスパネルで、1世帯あたり最長で14時点

非就業者、常勤以外労働者と続く。ただし、このさらに、図表−4 ～ 6の（3）欄において夫の働傾向は近年ほど弱く2015年には非就業と常勤以外

き方別に見る。ここで、妻の働き方と夫の働き方

労働者で大きく変わらない。つまり、働いているの両方についてグループ分けをすると観測数が著人ほど健康状態が良い（あるいはその逆）という

しく減少してしまうことに注意が必要である。こ単純な関係はない。

の表では観測数が10を切る場合の統計には（ ）図表−4 ～ 6の（2）欄において世帯収入別に見を付けて表示している。表によると、夫が常勤以ると、妻がどの働き方をする場合にも世帯収入が外の労働者の場合に、妻の健康状態は大きく低下

高いほど健康状態が良い可能性が高い。ただし、する。その低さは、夫が非就業の場合と比較してこの傾向は2015年では明らかであるが、2010年も顕著である。この傾向は2005年からずっと観察までは必ずしもそうではなく、妻がどのような働されている。

き方をしているグループでも世帯収入の高さによって健康状態が大きく異なることはない。近年になって収入差による健康状態の差が顕著になってきているのかもしれない。
10（2）働き方の違いは健康状態に影響を与えるか
5．
（1）で見た結果は、グループ別の健康状態の差を見ているだけで、働き方と健康状態の間に既婚女性の働き方と健康状態

図表-8 予期せざる失業と妻の健康状態
被説明変数：健康であれば 1 となる二値変数

妻非自発的失業１（解雇倒産等）
夫非自発的失業１（解雇倒産等）
妻非自発的失業２（解雇倒産・家族の転勤等）（1）解雇・倒産等による
失業の影響
妻の失業
夫の失業
−0.013（0.161）−0.435 ***（0.158）

夫非自発的失業２（解雇倒産・家族の転勤等）
1 期前の健康状態
年齢
教育年数
対数世帯所得
子どもあり
県別失業率
定数項
観測数
世帯数
疑似対数尤度
Wald 統計量（全パラメター＝０の検定）

0.652 ***
（0.044）−0.029 ***（0.003）0.107 ***
（0.016）
0.196 ***
（0.048）−0.021（0.063）0.027（0.019）−2.017 ***（0.376）
12,2811,938−6442.79
471.95 ***0.651 ***
（0.044）-0.029 ***（0.003）0.107 ***
（0.016）0.191 ***
（0.048）−0.019（0.063）0.029（0.019）−2.000 ***（0.376）
12,281
1,938−6438.50
475.85 ***（2）解雇・倒産・家族の転勤等による失業の影響
妻の失業
夫の失業

0.085
（0.130）−0.447 ***（0.153）0.651 ***
（0.044）−0.029 ***（0.003）0.107 ***
（0.016）0.191 ***
（0.048）−0.019（0.063）0.029（0.019）−1.999 ***（0.376）
12,281
1,938−6438.02
477.03 ***0.653 ***
（0.044）−0.029 ***（0.003）0.107 ***
（0.016）
0.196 ***
（0.048）−0.019（0.063）0.027（0.019）−2.023 ***（0.377）
12,2811,938−6442.58
472.85 ***

注 : 1）
変量効果プロビットモデルによる推定結果
2）
推定対象期間は2002 ～ 2016年。非バランスパネルで、1世帯あたり最長で14時点			
3）「非自発的失業1」とは前年調査からの1年間に人員整理・会社解散・倒産・解雇を理由に仕事をやめた場合に1をとる二値変数である。
「非自発的失業2」とは、「非自発的失業1」に加えて家族の就職・転職・転勤及び事業所の移転のためを理由に仕事をやめた場合に1をとる二値変数である

ある因果関係を抽出しているわけではない。図表意となっていない。夫についても「非就業」の推−7は、健康状態が良いかどうかを表す二値変数を定値は10%の有意水準で有意となっていない。こ夫と妻の働き方に回帰した結果である。分析にはれらに対して、夫が「常勤以外労働者」である場

変量効果プロビットモデルを使用しており、年齢合の係数は負であり、1％の有意水準で有意であや子どもの有無、教育年数、世帯収入といった観る。常勤以外の労働者である場合には、夫が常勤察できる個人の属性や、1期前の健康状態を説明

労働者である場合と比べて妻の健康状態は低いと変数としてコントロールしている。また、パネル言える。さらに、得られた推定値を使い、夫と妻分析の誤差項では観察できない個人の異質性が考それぞれについて、常勤以外労働者のパラメター

慮されている。

と非就業のパラメターに差があるかどうか（0.025「常勤
図表−7によると、妻の働き方の係数は、−0.019）を検定すると、妻では、βnl =βun が10％の以外労働者」と「非就業者」のどちらにおいても有意水準で棄却されない（Wald統計量は0.02でP

推定値は小さく、少なくとも10％の有意水準で有値は0.888）。これに対して夫では、βnl =βun が10％

w

w

h

h

11

季刊家計経済研究

2017

AUTUMN

No.114の有意水準で棄却される（差は−0.224−0.034であち得ることを示唆しているのかもしれない。なお、り、Wald統計量は3.03でP値は0.0818）。推定値

2000年代前半と後半に分けて分析を試みても、推を見ると￨β ¦>¦ β ¦ であり、夫が常勤以外の労働者

定値の大きさと有意性は変わらない。

h
nl

h
un

である場合には、（常勤労働者である場合だけでなく）非就業である場合と比較しても、妻の健康状
w
態は悪いとされる。限界効果を見ると、∂Prob（Hit（3）予期せざる失業経験は健康状態に影響を与えるか=1）/ ∂NL =−0.080 であり、夫が常勤以外労働者

前節では、既婚女性の健康状態は妻本人の働きである場合には、常勤労働者である場合と比べて、方よりも、夫の働き方の影響を大きく受けること

健康状態の良い確率は8%低下すると言える。

が示された。先に述べた通り、日本の場合、夫はhit

これらより、以下の3つを結論できる。第一に、家計を担う者であることが多い。それでは、家計

妻の働き方は本人の健康状態に影響を与えていなを担う者が失業するといった労働ショックに直面い。すなわち、第2節で示した仮説（1）は成立しした場合、世帯員である妻の健康状態はどのようていない。第二に、妻の働き方とは異なり、夫のな影響を受けるのだろうか。

働き方は妻の健康状態に影響を与える。すなわち、

図表−8は、図表−7の推定に用いたものと同じ

第２節で示した仮説（2）は成立している。そして、

被説明変数（妻の健康状態が良いかどうかを表す

第三に、夫が常勤以外労働者であることは、妻の二値変数）を、妻あるいは夫の過去1年間の非自健康状態が良い確率を低下させる。第2節で示し

発的な失業経験の有無に回帰した結果を示す。図

た仮説（3）が成立していると言える。

表−7の推定と同様に変量効果プロビットモデルとこのように、既婚女性の健康状態は、本人の働して推定している。はじめに、（1）欄で、解雇・き方というよりも、配偶者である夫の働き方に影

倒産等による非自発的な失業の影響を見ると、妻響を受ける。そして、夫が働いていない場合より本人の失業経験の係数は非常に小さく10％の有意も夫が常勤以外の労働者の場合に、妻の健康状態水準でも有意にならない。これに対し、夫の非自は悪化する。ここで、常勤以外労働者とは、パー発的失業の係数は負で大きく、1％の有意水準でトやアルバイト、派遣労働者といった有期雇用労有意となっている。すなわち、妻本人の非自発的働者、自営業者であった。また、常勤以外労働者

な失業は彼女の健康状態を悪化させないが、夫がの定義に、自営業者を含まずに推定したとしても、

過去1年間で非自発的な失業を経験した場合には、

この健康阻害効果は確認される。すなわち、夫が妻の健康状態は悪化すると言える。

不安定な労働状況で雇用されている場合に、妻の健康状態は悪化すると言える。

つづいて、（2）欄で解雇・倒産等に加えて家族の転勤等による非自発的な失業の影響を見ると、妻の健康状態が本人よりも配偶者である夫の（1）欄の結果と同様に、妻本人ではなく夫の失業

労働状況の影響を受けるという結果は、日本の家経験が妻の健康状態を阻害することがわかる。非計では多くの場合、夫がおもな家計の担い手に

自発的な失業は、通常予想しにくいし、妻の健康なっているという事実を反映しているだろう。ま状態によって非自発的な失業経験の有無が変わる

た、夫が非就業者である場合よりも常勤以外の労とは考えられない。またこの分析では、前節での働者である場合に妻の健康状態が阻害されるとい分析と同様に、年齢や子どもの有無、教育年数、

う結果は、家計の担い手が不安定な雇用状況にあ

世帯収入といった観察できる個人や世帯の属性、ることが世帯員の健康を悪化させる大きな要因で1期前の健康状態、観察できない個人の異質性があることを指す。これは、家計の大黒柱であるは健康状態に与える影響を取り除いている。よってずの男性が安定的な仕事に就いていないことに対内生性の問題は小さいと考えられる。

する社会的なプレッシャーや、そうあるべきでは

このように、予期せぬ失業が原因となり世帯員ないとする価値観により、妻が精神的な苦痛を持の健康状態は悪化すると言える。なお、先行研究

12既婚女性の働き方と健康状態で見たドイツでの結果は配偶者だけでなく本人の齢や子どもの有無、教育水準、世帯収入など観察

健康状態も悪化させていたが、本研究の結果によできる個人・世帯の属性や、観察できない個人のると、日本では妻は本人の非自発的失業よりも配異質性が健康状態に与える影響を取り除いた。ま

偶者である夫の非自発的失業により大きな負の影

た、過去の健康状態の持続性を考慮することで、響を受けると言える。ただし、本研究で用いたパ働き方により、もともとの健康状態がどう変化す

ネル調査の回答は妻であり、健康状態についてはるかに注目した分析を行ってきた。

妻のものしかわからない。夫の非自発的失業が夫

分析の結果、妻の健康状態は本人の働き方よの健康状態に与える影響は分析ができないため、りも配偶者である夫の働き方の影響を受けるこ

ドイツの結果との完全な比較とはなっていない。

と、とくに夫が常勤以外の労働者である場合にまた、夫が非自発的な失業をしたときに、妻が働健康状態は悪くなることがわかった。また、予き方を変え、その結果として健康状態が悪くなっ

期せぬ失業を夫が経験した場合にも、妻の健ている可能性など背景のパスについては分析して康状態は悪化することがわかった。日本では夫いない。これらは今後の分析課題である。

が家計の担い手であることが多い。家計の担

最後に、家計構成員の労働ショックが家計の経い手である夫が不安定な労働状態にあること

済厚生に与える影響については、異なる視点から

は、健康状態の悪化という形で、世帯員の厚生も分析が行われてきたことを記しておきたい。経に負の影響を与えている可能性がある。今後は、済学における実証分析のテーマの一つに「消費の働き方をより詳細に分類した分析が必要であろう。

平準化仮説」の検証がある。この仮説は、家計が常勤以外の労働者の何が妻の健康状態を阻害して失業といった労働ショックに直面した時に計画ししまうのかが明らかにされれば、必要な政策の可ていた消費支出の変更を余儀なくされる可能性を能性にも言及できる。学術的には、ここで観察さ議論している。予期せぬ負のショックが起こってれた傾向が2000年代特有のものであるのか、よりも家計は消費が大きく落ち込まないようにしたい

長期のパネルデータを使った分析も必要とされるが、実際には、予想しえない出来事に対して家計であろう。

は計画を変更せざるを得ないことが多い。この変
更の大きさは経済厚生の損失として計測され、さまざまな国や年代のデータを用いた実証研究が行われてきた。その多くは、予期せぬ労働ショック
が家計の消費の平準化を阻害することを示している。本論文の結果によれば、
予期せざる労働ショッ
クは、消費以外にも世帯員の健康状態を悪化させるという形で世帯の経済厚生を低下させている可能性があると言える。

6. おわりに
本論文では、2002年から2016年までの日本のパネル調査の結果を用いて、働き方が既婚女性の健康状態に与える影響を分析してきた。働き方が健康状態に与える因果効果を捉えるために、計量分析では、夫と妻の属性が詳細にわかるという長期パネルデータの特徴を生かして、既婚女性の年付記
本研究の遂行にあたり、第一著者は科学研究費補助金（基盤研究（C）課題番号15K03512）を、第二著者はJSPS特別研究員奨励費（15J00989）を受けています。また、公益財団法人家計経済研究所には、「消費生活に関するパネル調査」を本研究に使用する許可をいただきました。記して感謝申し上げます。
注1）仕事に関する満足度を労働者の厚生として扱った研究もある。たとえば、Origo and Pagani（2009）が、2001
年のEU諸国のデータを用いて、無期雇用で失業不安のない労働者と比べて、有期雇用で失業不安のある労働者や無期雇用で失業不安のある労働者で、仕事満足度が低いことが示されている。
2）誤差項に一次の系列相関を考慮したモデルのMaximum
Simulated Likelihood法での推定も試みたが、残念ながら収束するモデルの特定化を見つけられなかった。これについては今後の分析課題としたい。
3）次節で説明する通り、健康状態に関する質問の回答は5段階で答えられる段階変数であるが、多くの回答は「普通」と比べて「良い」か「悪い」かに差がある程度で、13

季刊家計経済研究

2017

散らばりは大きくない。そこで、5段階の変数のうち4以上を「健康状態が良い」とする二値変数を被説明変数とした分析を行う。なお、3以上を良いとした二値変数で分析したり、5段階そのままを分析したとしても、本論文で示す結果のインプリケーションは変わらない。
また、誤差項に存在する個人の異質性μi の存在については固定効果モデルで対処することも可能であるがここでは使用しなかった。被説明変数である健康状態は、異時点間において健康状態が変わらない者も多く、この中には「良い状態が続く者」と「悪い状態が続く者」が存在している。全体の尤度に対して、両者の貢献部分が識別されない推定はここでは適さないと考える。
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14

AUTUMN

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こはら・みき 大阪大学大学院国際公共政策研究科教授。主な論文に“Maternal Employment and Food
Produced at Home: Evidence from Japanese Data”（共著、Review of Economics of the Household , 14（2）,2016）
。労働経済学、応用計量経済学専攻。
（kohara@osipp.osaka-u.ac.jp）
ぬしもと・あや 大阪大学大学院経済学研究科 博士後期課程、日本学術振興会 特別研究員（DC）。労働経
済学、応用計量経済学専攻。
（sge806na@student.econ.osaka-u.ac.jp）