特集論文

妻の相対収入と労働供給

水谷 徳子（公益財団法人 家計経済研究所 研究員）

本論文では、世帯内の妻の相対収入を概観し、妻の潜在的収入が夫の収入を上回る可能性が妻の労働供給を歪めているのかどうかを考察した。分析の結果、夫より妻の収入が多い夫婦の割合は非常に小さく、その割合は世帯収入に対する妻の収入の割合が 0.5 を超えると急落することがわかった。また、妻が潜在的に稼ぎ手となる可能性は、妻の市場労働参加に負の影響を与える一方、妻の潜在的収入と実際の収入のギャップには有意な影響を与えていないことがわかった。このことは、妻が家計の主な稼ぎ手となる状況を避けるために、自身の収入を減らすように労働供給を調整するというより、市場
労働参加を控えている可能性を示唆している。

1. はじめにメリカのデータを用いて分析している。そして、妻は夫よりも多く稼ぐことを回避し、妻の潜在的15歳から64歳の女性の就業率は、2015年には収入が夫の収入を上回る可能性がある夫婦では、64.6%であった。総務省統計局「労働力調査」に妻が市場労働をおこなわない、もしくは潜在的収よると、1968年には53.4%だった女性（15 ～ 64歳）

入より少ない収入を稼ぐように行動していることの就業率は、1975年に48.8%まで低下したが、そを示している。

の後は上昇の一途をたどり、2010年には60%を超

本論文は、Bertrand et al.（2015）の知見に基え、その後1968年以降過去最高を更新し続けていづき、（公財）家計経済研究所の「消費生活に関る。このように女性の労働参加率は上昇傾向にあするパネル調査」の個票データを用いて、日本のり、長期的には就業率の男女差は縮小傾向にある

家計の世帯内の相対収入の分布を観察し、社会規といわれている。それにもかかわらず、就業率を範が潜在的に妻の労働供給や労働市場のアウトカ

はじめとして、賃金や管理職比率など労働市場に

ムに歪みを生じさせているのかを検証することをおける男女差が残っているのも事実である。

目的とする。

近年、労働市場における男女差の永続要因とし

以下、第2節では、使用するデータを紹介する。

て、労働市場のアウトカムへの社会規範の影響に第3節で世帯内の妻の相対収入の分布を概観し、

1）2）。例えば、Bertrand et第4節で妻が潜在的に稼ぎ手となる可能性が妻の

al.（2015）は、“a man should earn more than

労働供給に与える影響についての推定結果を示

his wife”という社会規範が世帯内の相対収入やす。最後に第5節で考察をまとめ、今後の課題を

結婚・離婚の傾向、家計生産などの社会経済的ア検討する。

関心が向けられている

ウトカムにどのような影響を与えているのかをア
7

季刊家計経済研究

2016

Fraction

図表-1 妻の相対収入の分布

AUTUMN

No.112することが可能である。一つ目は月給や時給など.25の賃金形態ごとの収入であり、二つ目は調査前年.2

年の9月の手取り収入である。本論文では、夫と1年間に得た収入である。そして、三つ目は調査
妻それぞれの9月の手取り収入を用いて分析する。
t 年9月の夫婦 i の夫の収入が hincit、妻の収入が.15

wincit とすると、妻の相対収入 shareit は、.1shareit =.05
0

wincitwincit+hincit0.5で表されるとする。shareit は0から1の値をとり、以上の値をとるとき、妻の収入が夫のそれより多
0

.2

.4

.6

.8

1

share

いことを意味する。
図表−1は、妻の相対収入の分布を示したものである 。観測値の大部分において、妻の相対収
3）

2. データ入は0.5以下であることがわかる。これは、多くの夫婦の場合、妻は夫より収入が少ないことを意

分析には、（公財）家計経済研究所による「消味する。実際、妻の収入が夫より多い夫婦は、全費生活に関するパネル調査」（以下、JPSC）の体の約6.4%である。また、妻の収入が夫の収入

1993 ～ 2015年の調査結果を用いる。JPSCは調を超えるポイント、つまり0.5を超えると観測値

査開始時点の1993年に24歳から34歳までの女性の割合が急激に低くなっている。相対収入が0.4

1,500人（以下、「コーホートA」）を対象とし、現～ 0.5の階級で全体の20.25%を占めるのに対し、在に至るまで同一女性を追跡したパネル調査であ0.5 ～ 0.6の階級では4.46%のみとなる 。以上かる。なお、その後、1997年に24歳から27歳の500

ら、Bertrand et al.（2015）等の先行研究と同様、人（以下、「コーホートB」）、2003年に24歳から

JPSCにおいても妻の相対収入の分布は、0.5のポ

29歳の836人（以下、「コーホートC」）、2008年

イントで急激な下落が観察される。

4）に24歳から28歳の636人（以下、「コーホートD」）、

それでは、このような妻の相対収入の分布の傾2013年に24歳から28歳の648人（以下「コーホー

向は、コーホートで異なるのだろうか。前述のとトE」）が調査の対象者に追加されている。

おり、JPSCではほぼ5年おきに、出生コーホート

JPSCの調査対象は女性であるが、有配偶につを調査に加えており、第23回調査では、5つのコー

いては家計全体に加え、夫についての詳細な調査

ホートが含まれる。図表−2には、コーホート別の項目があり、各家計の妻および夫の年齢や学歴等

妻の相対収入を示す。ここでは、各コーホートのの個人属性だけでなく、就業状況等の情報を併せ

有配偶の回答者がJPSCに加わった初年度の回答て把握することが可能である。ここでは、世帯収結果のみを用いている。そのため、各コーホート、入（夫婦合計）に対する妻の収入の割合の影響を妻が24歳から30歳前後での妻の相対収入を示し確認するため、分析の対象となるのは、有配偶女ていることになる。図表−1で観察された傾向と同性のサンプルとなる。

様に、どのコーホートにおいても、大部分の夫婦の妻の相対収入は0.5以下である。妻の相対収入

3. 妻の相対収入
まず、妻の相対収入をJPSCで概観する。JPSC
では、夫と妻の収入を大きく分けて3通りで把握
8

が0.5以下の分布はコーホートでさまざまであるが、0.5を境に観測値が急激に下落していることはコーホートにかかわらず、観察される。

妻の相対収入と労働供給

図表-2 コーホート別妻の相対収入の分布
A

B

C

.3

.2

.1

0
Fraction

0
D

.2

.4

.6

.8

1

E

.3

.2

.1

0

0

.2

.4

.6

.8

Graphs by cohort

1

0

.2

.4

.6

.8

1

share

4. 妻の相対収入と労働供給

る潜在的な歪みについてJPSCを用いて分析する。
本節では、有配偶のうち、各調査時点で夫が有前節で観察された妻の相対収入の分布が0.5を業であるサンプルに限定する。注目する変数は、境に急激に下落することの一つの原因は、妻が性

妻が潜在的に稼ぎ手になるかどうか、wEarnMoreit

別規範から逸脱しないようにするために、自身の労働供給を歪めている可能性である。例えば、夫であり、夫婦 i の妻の潜在的収入 wPotentialit が夫、の収入 hincit を上回るときに（wPotentialit>hincit）

よりも多くの収入を稼ぐであろう妻は、規範から1をとる変数とする。妻の潜在的収入 wPotentialit

逸脱しないように、労働供給をおこなわないことは、妻の潜在的収入の分布の中央値として定義すを選択するかもしれない。あるいは、妻が、労働る。具体的には、調査年ごとに、女性を年齢グルー

時間を減らしたり、賃金の低いような仕事に就い

プ・最高学歴・居住地域ブロックに基づいた属性

たりすることで、労働供給を歪めているかもしれグループに割り当て、各属性グループにおける有ない。Bertrand et al.（2015）は、妻が夫より稼

配偶かつ有業の女性の収入の中央値を計算していぐ確率が10%ポイント高くなると、妻が市場労働る 。wEarnMoreit は、妻の収入が妻の属性グルーに参加する確率が1.4%ポイント低くなること、妻プにおける有業女性の母集団から無作為に抽出さの実際の収入と潜在的な収入のギャップが1%ポれるとき、妻の収入が夫のそれを上回る確率を捉イント増えることを報告している。本節では、日えている。本節の分析に使用する変数の記述統計

本の妻の市場労働や労働市場のアウトカムにおけを図表−3に示す。

5）9

季刊家計経済研究

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AUTUMN

No.112

図表-3 記述統計
就業ダミー
潜在的妻稼ぎ手ダミー

Mean
0.55910.0124

潜在的妻稼ぎ手ダミー（妻・夫：フルタイム）（N=4,433）

0.0276

0.1639010.11820.32290

140

潜在的妻稼ぎ手ダミー（妻：就業）（N=13,176）
妻の潜在的収入

妻の潜在的収入（妻：就業）（N=13,176）

妻の潜在的収入（妻・夫：フルタイム）（N=4,433）

夫の収入（対数値）
子ども有
妻の年齢
妻の最高学歴中学校
専門・専修（中卒）、高校専門・専修（高卒）、短大・高専大学・大学院
夫の年齢
夫の最高学歴中学校
専門・専修（中卒）、高校専門・専修（高卒）、短大・高専大学・大学院

N

Std. Dev.
0.49650.1107

Min
0
0

Max
1
1

7.30925.38970

11.0932

4.3985038

18.65095.36020493.37040.641436.4887

0.35280.47966.96280.6931024

6.2596156

0.03720.42200.39740.143538.9287

0.18910.49390.48940.35067.8226

0
0
0
0
20

1
1
1
1
70

0.07950.4096
0.15340.35740.27050.49180.36040.4793

0
0
0
0

1
1
1
1

25,085（1）妻の就労への影響

より収入が低い男性と結婚する女性は、市場労働

まず、妻の潜在的収入が夫の収入を上回る可能をおこなわず、子育てを含めた家事労働をおこな

性の妻の就労への影響を以下の式を用い、線形確

う傾向にあるといった観察しえない属性を反映し率モデルで推定する。

ているだけかもしれない。この点を考慮し、子ど

wLFPit=β0+β1 wEarnMoreit+X'it γ+δp+θt+εit（1）

ここで、妻の就労を表す変数は wLFPit であり、

夫婦 i の妻が t 年において仕事に就いている場合にもの有無をコントロール変数として加えても（（2）
列）、潜在的妻稼ぎ手ダミーの係数はほとんど影響を受けていない。

1をとり、それ以外は0をとるダミー変数である。

また、
Bertrand et al.（2015）に従い、（3）列では、

Xit はその他の説明変数のベクトルであり、妻の潜

夫の収入と世帯収入の限界効用の関係が非線形で在的収入、夫の収入（対数値）、妻と夫それぞれのある可能性を考慮して夫の収入（対数値）の2乗

年齢、最高学歴が含まれる。また、δp と θt はそれ項を、（4）列では、妻の潜在収入の労働供給に与ぞれ、都道府県固定効果と年固定効果を表す。

える影響が、妻が稼ぎ手となる可能性とは別に夫

JPSCを用いて（1）式を推定した結果を図表−4の収入と関連している可能性を考慮して、潜在的に示している。潜在的妻稼ぎ手ダミー wEarnMoreit

稼ぎ手ダミーと夫の収入の交差項を加えている。

の係数をみてみると、－0.1184であり1%水準で潜在的妻稼ぎ手ダミーの係数は、図表−4のどの特

統計的に有意な値をとっている（
（1）列）
。これ

定化においても、負で統計的に有意である。妻のは、妻の潜在的収入が夫の収入を上回る可能性が潜在的収入が夫の収入を上回る可能性が妻の就労

10%ポイント上昇すると、妻が市場労働に参加すに負の影響を与えるという図表−4の結果は、妻がる確率が約1.2%ポイント低下することを意味して家計の主な稼ぎ手となる状況を避けるために市場いる。

労働参加を控えている可能性を示唆している。

しかしながら、この結果は、自身の潜在的収入10妻の相対収入と労働供給

図表-4 妻の就労への影響
潜在的妻稼ぎ手ダミー
妻の潜在的収入
夫の収入（対数値）
夫の収入（対数値）2 乗（1）−0.1184***（0.0326）
0.0148***（0.0011）−0.2056***（0.0192）−0.0325**（0.0152）（3）−0.1251***（0.0342）0.0147***（0.0011）−0.2642***（0.1020）0.0095（0.0155）−0.0322**（0.0152）

0.0084***（0.0023）0.0089***（0.0023）0.0089***（0.0023）（4）−0.1513*（0.0840）0.0146***（0.0011）−0.2768**（0.1173）
0.0112（0.0173）−0.0322**（0.0152）0.0016（0.0052）
0.0089***（0.0023）−0.1167***（0.0426）−0.0248（0.0177）−0.0111（0.0269）0.0043**（0.0020）−0.1166***（0.0427）−0.0262（0.0178）−0.0163（0.0270）0.0045**（0.0020）−0.1166***（0.0427）−0.0261（0.0178）−0.0163（0.0270）0.0044**（0.0020）−0.1166***（0.0427）−0.0261（0.0178）−0.0164（0.0270）0.0045**（0.0020）0.0617**（0.0292）−0.0403*（0.0223）−0.0807***（0.0205）
0.6313***（0.0961）
0.12320.0647**（0.0292）−0.0402*（0.0222）−0.0824***（0.0205）
0.6140***（0.0963）
0.1241

0.0643**（0.0293）−0.0401*（0.0223）−0.0824***（0.0205）0.7243***（0.1898）
0.1241

0.0644**（0.0293）−0.0401*（0.0223）−0.0823***（0.0205）
0.7465***（0.2167）
0.1241

25,08525,08525,08525,085

子ども有
潜在的妻稼ぎ手ダミー × 夫の収入
妻の年齢
妻の最高学歴中学校
専門・専修（高卒）、短大・高専大学・大学院
夫の年齢
夫の最高学歴中学校
専門・専修（高卒）、短大・高専大学・大学院
定数項
R-SquaredN（2）−0.1167***（0.0325）0.0146***（0.0011）−0.1992***（0.0193）

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。
妻および夫の最高学歴のreferenceは、
専門・専修
（中卒）
、
高校。
都道府県固定効果、
調査年固定効果を含む（2）妻の潜在的収入と実際の収入のギャップへの影響
前項では、妻の就労への影響をみたが、夫より収入が多くなる可能性がある妻は、市場労働をお潜在的に稼ぎ手になる可能性が、妻の潜在的収入と実際の収入のギャップに及ぼす影響を推定する。
Gapit=β0+β1 wEarnMoreit+X'it γ+δp+θt+εit（2）

こなわないことはコストがかかりすぎるため、夫

ここで、被説明変数の Gapit は、夫婦 i の妻の潜が主な稼ぎ手となる水準まで妻自身の収入を単に在的収入と実際の収入のギャップを示す変数であ減らすように調整して労働供給をおこなっているかもしれない。
本項では、市場労働参加を控えていない妻の収入の歪みを分析するために、有配偶のうち、各り、Gapit=wincit − wPotentialit
wPotentialitで計算される 。
6）（2）式における説明変数は、wEarnMoreit 含め（1）式と同じである。

調査時点で夫と妻が有業であるサンプルに着目す（2）式の推定結果が示されてい図表−5には、る。そして、以下のようなモデルを仮定し、妻がる。
（1）列の潜在的妻稼ぎ手ダミーの係数をみて11

季刊家計経済研究

2016

AUTUMN

No.112

図表-5 妻の潜在的収入と実際の収入のギャップへの影響
潜在的妻稼ぎ手ダミー
妻の潜在的収入
夫の収入（対数値）
夫の収入（対数値）2 乗（1）0.1064**（0.0476）−0.0382***（0.0033）−0.0232（0.0474）−0.1822***（0.0387）（3）0.0749（0.0456）−0.0387***（0.0034）−0.3108（0.2312）0.0480（0.0359）−0.1813***（0.0387）

0.0085（0.0054）0.0118**（0.0054）0.0118**（0.0054）（4）0.0490（0.0562）−0.0389***（0.0034）−0.3296（0.2347）0.0506（0.0364）−0.1812***（0.0387）
0.0031（0.0030）
0.0118**（0.0054）−0.0972**（0.0495）
0.1279***（0.0419）0.1968***（0.0648）−0.0000（0.0044）−0.0909*（0.0505）
0.1231***（0.0420）
0.1661***（0.0642）0.0004（0.0044）−0.0904*（0.0503）0.1230***（0.0420）
0.1658***（0.0642）0.0003（0.0044）−0.0906*（0.0503）0.1232***（0.0420）
0.1661***（0.0643）0.0003（0.0044）0.0185（0.0474）−0.0269（0.0468）
0.0384（0.0484）
0.1985（0.1780）
0.08200.0404（0.0474）−0.0292（0.0464）
0.0295（0.0485）0.0945（0.1752）
0.09260.0392（0.0473）−0.0284（0.0465）
0.0284（0.0485）
0.6323（0.4023）
0.09290.0392（0.0473）−0.0286（0.0465）
0.0283（0.0485）
0.6656（0.4090）0.092913,176

13,176

13,176

13,176

子ども有
潜在的妻稼ぎ手ダミー × 夫の収入
妻の年齢
妻の最高学歴中学校
専門・専修（高卒）、短大・高専大学・大学院
夫の年齢
夫の最高学歴中学校
専門・専修（高卒）、短大・高専大学・大学院
定数項
R-SquaredN（2）
0.1132**（0.0479）−0.0391***（0.0034）
0.0124（0.0483）

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。
妻および夫の最高学歴のreferenceは、
専門・専修
（中卒）
、
高校。
都道府県固定効果、
調査年固定効果を含む

みると、0.1064であり5%水準で統計的に有意でとしては、日本とアメリカでは女性の労働に対すある。潜在的妻稼ぎ手ダミーの係数の推定値が正る文化や労働市場の構造が異なっていることが考であることは、自身の潜在的収入が夫の収入を上えられる。図表−6には、JPSCが調査を開始した

回る可能性が高い女性は、自身の収入を減らすよ1993年から2015年までのアメリカ・日本・ドイツ

うに労働供給をおこなっているのではなく、潜在のパートタイム労働者比率の推移を示している。

的収入より多く稼いでいることを意味する。この2015年のパートタイム労働者比率をみると、比率

結果は、夫より収入が多くなる可能性がある妻は、の高い順にドイツで37.4%、日本で36.9%、アメリ

夫が稼ぎ手となる水準まで妻自身の収入を減らす

カで17.4%となっている。アメリカのパートタイ

ように労働供給をおこなうという想定と整合的な

ム労働者比率は、ドイツや日本のそれの約2分の1

Bertrand et al.（2015）の結果と異なる。

である。長期的にみても、ドイツや日本のパート

本項の結果がアメリカのデータを用いたBertrand

タイム労働者比率は、それぞれ平均的にアメリカ

et al.（2015）の推定結果とは異なる一つの理由の約2倍であり、どの年においてもアメリカのそ12妻の相対収入と労働供給

図表-6 パートタイム労働者比率の推移
（％）
50.0
45.0
40.0
35.0
30.0
25.0
20.0
15.0
10.0
5.0
0.0

'93 '94 '95 '96 '97 '98 '99 '00 '01 '02 '03 '04 '05 '06 '07 '08 '09 '10 '11 '12 '13 '14 '15（年）
アメリカ

ドイツ

日本

出典: OECD Employment and Labour Market Statistics

れを上回っている。
本論文の分析で焦点が置かれている潜在的妻稼て妻の潜在的収入が夫の収入より多くなる可能性
は正の影響を及ぼすが、夫婦ともにフルタイム労ぎ手ダミー wEarnMoreit は、前述したように、年働者のサンプルに限定するとその影響は負に転じ

齢グループ・最高学歴・居住地域による属性グルーることを報告している。本稿でも、Wieber andプにおける有配偶かつ有業のすべての女性の収入

Holst（2015）に従って、各調査時点で夫と妻がに基づいて算出されている。図表−6で確認したよ

ともにフルタイムの正規雇用で就業しているサン

うに、アメリカと比較して日本ではパートタイム

プルに限定し、（2）式を推定する。そして、フル等の非正規雇用労働に従事する女性の割合が大き

タイムの正規雇用で働く夫と同程度以上の潜在的い。また、一般的にフルタイムの正規雇用の仕事収入を稼ぐ可能性があるフルタイムの正規雇用労に対する潜在的収入は、パートタイムのそれより働に従事する妻が、夫が主な稼ぎ手となる水準ま

も高いことが予想される。そのため、妻の属性グ

で労働供給を歪めているのかを確認する。

ループにおける有業女性の収入の中央値として潜推定に用いる変数は図表−5と同じものであり、在的収入が定義される場合、フルタイムで働く妻

記述統計を図表−3に示している。ただし、妻のの潜在的収入は、フルタイムの仕事で稼ぐことが潜在的収入は、妻の属性グループにおけるフルタ

できるであろう潜在的収入より低くなり、実際のイムの正規雇用の女性の収入の中央値で定義され収入が潜在的収入より多く稼ぐように労働供給しる。そのため、被説明変数の Gapit は、妻の属性グていることになるかもしれない。

ループでのフルタイムの正規雇用の女性の収入の実際、日本と同程度のパートタイム労働者比

中央値と実際の収入のギャップを示していること率であるドイツのデータを用いて分析しているになる。また、本論文で着目している変数である

Wieber and Holst（2015）は、西ドイツにおい潜在的妻稼ぎ手ダミー wEarnMoreit は、妻の収入て妻の潜在的収入と実際の収入のギャップに対しが彼女の属性グループにおけるフルタイム正規雇
13

季刊家計経済研究

2016

AUTUMN

No.112

図表-7 妻の潜在的収入と実際の収入のギャップへの影響（フルタイム正規雇用）
潜在的妻稼ぎ手ダミー
妻の潜在的収入
夫の収入（対数値）
夫の収入（対数値）2 乗（1）−0.0036（0.0235）−0.0126***（0.0023）0.1168***（0.0398）（2）−0.0080（0.0234）−0.0127***（0.0023）0.1259***（0.0404）

0.0074**（0.0032）−0.0673***（0.0258）
0.0092***（0.0032）（3）−0.0118（0.0221）−0.0126***（0.0023）
0.0387（0.2614）0.0128（0.0380）−0.0670***（0.0259）
0.0092***（0.0031）−0.0556（0.0428）0.0058（0.0246）
0.0560*（0.0323）−0.0048*（0.0025）−0.0518（0.0457）
0.0070（0.0242）0.0478（0.0326）−0.0045*（0.0025）−0.0514（0.0458）
0.0069（0.0242）0.0478（0.0326）−0.0045*（0.0025）−0.0983***（0.0275）−0.0569**（0.0286）−0.0151（0.0258）−0.3310*（0.1806）
0.1052−0.0881***（0.0273）−0.0578**（0.0286）−0.0175（0.0256）−0.3893**（0.1845）0.1125−0.0880***（0.0273）−0.0578**（0.0287）−0.0177（0.0255）−0.2425（0.4660）
0.1126

4,433

4,433

4,433

子ども有
妻の年齢
妻の最高学歴中学校
専門・専修（高卒）、短大・高専大学・大学院
夫の年齢
夫の最高学歴中学校
専門・専修（高卒）、短大・高専大学・大学院
定数項
R-SquaredN

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。
妻および夫の最高学歴のreferenceは、
専門・専修
（中卒）
、
高校。
都道府県固定効果、
調査年固定効果を含む用の女性の母集団から無作為に抽出されるとき、以上になるが、予想通り係数の符号は、負である。

妻の収入が夫のそれを上回る確率を捉えているこ

しかし、図表−7のいずれにおいても、潜在的妻稼とになる。図表−3をみると、フルタイムの正規雇

ぎ手ダミーの係数は、10%水準でも統計的に有意用で就業しているサンプルに限定するとサンプル・ではない。つまり、妻が潜在的に稼ぎ手になる可

サイズは小さくなるが、妻の潜在的稼ぎ手ダミー

能性が、妻の潜在的収入と実際の収入のギャップの平均値は、図表−4や図表−5で用いた指標の値に与える影響は有意ではない。夫より収入が多くよりも大きくなっている。また、潜在的収入も多なる可能性がある妻は、夫が主な稼ぎ手となる水

くなっていることがわかる。

準まで妻自身の収入を単に減らすように労働供給

図表−7は、夫と妻がともにフルタイムの正規雇を調整しているわけではなさそうである。

用で就業しているサンプルを用いて推定した結果である。潜在的妻稼ぎ手ダミーに着目すると、子どもの有無や夫の収入の二次式をコントロールす
ると（
（2）
（3）列）
、係数の大きさは（1）列の倍
14

5. おわりに
本論文では、世帯内の相対所得の分布と妻の労

妻の相対収入と労働供給

働供給との関係を、
Bertrand et al.（2015）に従って、JPSCの個票データを用いて考察した。まず、妻の収入が夫より多い夫婦は、全体の約6.4%と非常に割合が小さく、大部分の夫婦において妻の収入は夫より少ないことを確認した。そして、世帯収入に対する妻の収入の割合の分布は、妻の収入
が夫の収入を上回る0.5を超えると、急激に下落することを示した。これらの傾向はコーホートに関係なく観察された。
以上のような観察された傾向の背景として、妻が性別規範から逸脱しないように自身の労働供給を調整しているというBertrand et al.（2015）
等が提示する仮説を考慮し、潜在的に夫より収入が多くなる可能性をもつ妻が、労働供給を歪めているのかを検証した。分析の結果、妻の潜在的収入が夫の収入を上回る可能性は妻の市場労働参加に負の影響を与えることがわかった。これは、妻が家計の主な稼ぎ手となる状況を避けるために市
場労働参加を控えている可能性を示唆している。
また、妻が潜在的に稼ぎ手になる可能性は、妻の潜在的収入と実際の収入のギャップに有意な影響を与えていないことから、夫の収入を超えないよ
うにするために妻が収入を調整するように労働供給しているというわけでないと考えられる。
しかし、本研究の分析からこのように主張するには、いくつかの限界がある。例えば、本稿では、妻の潜在的収入が夫の収入を上回る確率は、観察される労働市場でのアウトカムに基づいて計算されており、それが性別規範や制度のインセンティ
ブ等によってすでに影響を受けている可能性がある。また、妻が稼ぎ手になる可能性の外生的な変化を用いて分析しているわけではない。相対収入の夫婦内の変化や妻が稼ぎ手になる可能性のより正確な指標を用いて、より深く分析する必要があるだろう。今後の研究課題としたい。
注1）女性の労働に関していえば、国や時代、夫婦による性別規範の違いがどのように女性の就業に影響を与えるのかについて議論がなされてきている（Fortin 2005;
Bertrand 2010; Fernández 2011等）。
2）これらの研究のいくつかは、アイデンティティは社会的カテゴリーを定義づけ、社会的カテゴリーに属する人々の行動規範からの乖離が効用を減少（損失）させ、アイ
デンティティが意思決定に影響を与えるというAkerlof
and Kranton（2010）のアイデンティティ経済学の枠組みに基づいている。
3）夫の収入と妻の収入のどちらも正の値をとるサンプルに限定している。
4）階級幅を0.05に変更した場合でも、妻の相対収入が0.45～ 0.50で全体の9.5%、0.50 ～ 0.55で2.9%となり、0.5で妻の相対収入の分布に下落がみられる。
5）年齢グループは、「30歳未満」「30歳以上35歳未満」「35
歳以上40歳未満」「40歳以上45歳未満」「45歳以上50歳未満」「50歳以上」の6つのカテゴリーである。居住地域ブロックは、
「北海道」
「東北」
「関東」
「中部」
「近畿」
「中国」
「四国」
「九州」の8ブロックである。
6）wPotentialit あるいはwincit は、前節や前項での定義と同様である。
文献
総務省統計局，2016，「労働力調査 長期時系列データ」（http://www.stat.go.jp/data/roudou/longtime/
03roudou.htm）
Akerlof, G. A. and R. E. Kranton, 2010, Identity

Economics: How Our Identities Shape Our Work,
Wages, and Well-Being , Princeton: Princeton

University Press.（＝2011，山形浩生・守岡桜訳『アイデンティティ経済学』東洋経済新報社．
）
Bertrand, M., 2010,“New Perspectives on Gender,”O. Ashenfelter and D. Card eds., Handbook ofLabor Economics Vol. 4B, Amsterdam: Elsevier
Science, 1545-1592.
Bertrand, M., E. Kamenica and J. Pan, 2015,“Gender
Identity and Relative Income within Households,”
Quarterly Journal of Economics , 130（2）: 571614.
Fernández, R., 2011, “Does Culture Matter?” J.
Benhabib, A. Bisin, and M.O. Jackson eds.,
Ha ndbook of Socia l Economics , V o l . 1A ,Amsterdam: North-Holland, 481-510.
Fortin, N., 2005,“Gender Role Attitude and theLabour Market Outcomes of Women acrossOECD Countries,”Oxford Review of Economic
Policy , 21（3）: 416-438.
Wieber, A. and E. Holst, 2015,“Gender Identity and
Women’s Supply of Labor and Non-Market
Work: Panel Data Evidence for Germany,”
Discussion Paper of DIW Berlin, 1517.

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）15